民营资本持股对城市商业银行经营绩效的影响

张萌萌 沈维怡

( 南京农业大学 江苏南京 210095)

1 引言

2023年以来，我国国民经济高质量发展扎实推进，总体回升向好。为了巩固经济复苏，促进民营经济发展壮大成为关键。2023年7月，国务院发布了“关于促进民营经济发展壮大的意见”，体现了我国政府对民营经济的重视。随着我国金融体制和银行业改革的持续推进，城市商业银行的公司治理问题日益受到监管部门的重视。公司治理对银行的运营有直接影响，而股权结构构成了公司治理的基础，是决定公司经营管理模式的关键因素。

一些学者认为， 民营资本持股对城商行绩效具有积极的影响作用。与地方政府决策时更多出于地方经济建设、官位升迁不同，民营股东入股城商行是希望追求更多利润，例如寻求股权价值的增长和股利分红、获得银行特许经营权等，因此民营股东自发地产生改善城商行经营绩效的动机(马灿坤等，2021)。此外，私人股东可以为银行提供各种行业的产业资讯及技术支持，从而提高城商行的经营绩效(Barry et al，2011；Saghi- Zedek，2016)。

也有学者发现，民营资本持股对城商行绩效可能存在消极抑制作用。当民资股东利用关联关系形成贷款担保链，并以此获取远超企业负债能力的巨额银行贷款时，一旦关联企业出现问题，过多关联贷款就会增加城商行的风险，使其经营状况恶化，对银行经营绩效产生负向影响(何美玲和洪正，2019)。此外，根据传统公司金融的股东制衡理论，持股比例较高的大股东之间相互制衡和交叉监督可有效遏制控股股东欲掏空公司的行为。目前，城商行的民营股东虽然持股比例总和在整体股本结构中占比较高，但股权分布较分散，单一股东持股比例较低(洪正等，2019)，很少出现能够约束控股股东的大股东，缺乏对政府股东进行监督与制衡的能力。

目前，城商行的控制权主要集中在当地政府手中。一方面，地方政府在经济、金融市场中发挥着良好的导向作用，由地方政府控股可以帮助城商行有效规避金融市场失灵等问题带来的风险(马灿坤等，2021)；另一方面，当地方政府出于某些特定目的进行项目投资建设时，存在很强的动机来资助某些特定企业，并为其提供融资便利，甚至为政府官员晋升谋求私利(纪志宏等，2014；钱先航等，2011)。此时，城商行作为地方政府发展地方经济的重要资金来源，需要被动趋附于地方政府的利益诉求。

总之，目前关于民营资本持股、政府控股及城商行经营绩效的相关研究结论不一，且仅有较少学者关注政府持股的调节效应。在国家日益重视民营经济的背景下，研究民营资本持股对于城商行经营绩效的影响效应及政府持股在其中的调节作用，具有重要的现实和理论意义。

2 理论分析与研究假设

首先，民营资本较国有资本具有更强的逐利性，对成本和利润更加敏感，以确保城商行高速有效地运营，促进银行经营绩效提高，因此引入民营资本可以使城商行的股权结构多样化，减少城商行受到行政干预的影响；其次，随着民营资本在城商行总股本中的占比逐年提高，民营股东既有动机又有能力行使其监督权，以改善城商行的经营(何美玲和洪正，2019)；最后，来自不同行业背景的民营股东能够为城商行提供不同的行业信息及其他技术支持，提高银行的产品多元化程度和经营绩效。虽然民营资本参股可能通过关联交易等行为对城商行的经营产生负向影响，但政府的有效监管和民营股东的逐利本能均会有效抑制这些不良影响。据此，本文提出以下假说：

假说1：民营资本入股能够提高城商行经营绩效。

引导民营资本入股城商行的主要目的是提升城商行的市场化程度，充分发挥民营资本以盈利为目的的特征提高其盈利能力，同时可以减轻地方政府扶持城商行的财政压力。但如果城商行的政府持股比例较高，即政府的影响力相对更大，地方政府就可能会从宏观上促进地方经济的发展和从提高地方声誉的角度出发，主张城商行投资某些非盈利或低盈利性的政策项目，从而抑制民营资本对银行经营绩效的正向影响(赵尚梅等，2012)。据此，本文提出以下假说：

假说2：政府控股会削弱民营资本入股对城商行经营绩效的影响效应。

3 研究设计

3.1 变量设计

由于净资产收益率会受到企业资本结构的影响，托宾q值不适合未上市企业，本文采用总资产收益率(ROA)作为城商行经营绩效的代理变量。为了反映更全面的影响情况，本文的核心解释变量，即民营资本持股变量分为民营资本持股质量变量和民营资本持股数量变量两类。此外，本文采用虚拟变量形式设置股权性质变量，当城商行实际控制人为政府或国有资本时取值为1，否则为0。具体变量设计如表1所示。

表1 变量定义

3.2 数据来源

根据银保监会《银行业金融机构法人名单》(截至2020年12月31日)，本文选取东部地区10省(市)43家城市商业银行2015—2020年的数据作为样本。选择该地区数据作为样本的主要原因是：东部地区处于我国经济和金融发展的前沿，具有较高的市场化水平，城商行股份制改革程度高，引入民营股东和战略投资者相对彻底，其研究结果具有一定的参考意义。鉴于大部分城市商业银行未上市，本文通过城商行官方网站公布的年度报告手动收集整理城商行股权结构和财务相关数据，并通过国泰安数据库补充上市城商行财务相关数据。

3.3 模型设计

为了验证假说1和假说2，本文设计面板数据固定效应模型如下：

式(1)为基准回归，用于探究民营资本持股对城商行经营绩效的影响。其中M表示核心解释变量，分别表示民营资本持股比例(Share)、民资控股虚拟变量(Prvt)、重要民营股东数量(Impnum)和民营股东数量(Sharenum)。式(2)以式(1)为基础，额外引入政府控股调节变量及民资持股变量与调节变量的交互项，以验证政府控股对民资入股影响城商行经营绩效的调节效应。

4 实证分析

4.1 基准模型检验

多重共线性检验结果显示，解释变量和控制变量的VIF值均小于5，在标准范围内，表明模型设定不存在严重的多重共线性。由表2可知，民资持股比例、民资是否控股、民营股东数量、重要民营股东数量均在1%的显著性水平上对城商行的经营绩效具有正向影响。由此可见，在1%的显著性水平上，民资入股城商行无论是从持股质量还是在持股数量上，都可以显著提高经营绩效，假说1得到验证。

表2 基准模型检验结果

4.2 调节效应检验

本文对模型(2)调节效应模型的检验结果如表3所示。由表3可知，解释变量的3个代理指标民营资本持股比例、重要民营股东数量和民营股东数量的估计系数均在1%的水平上显著为正(民资控股虚拟变量与调节变量冲突删除)，各解释变量与调节变量的交互项均在1%的水平上显著为负，说明政府控股会削弱民营资本入股城商行对经营绩效的提高效应，与假说2相符。

表3 政府控股的调节效应

4.3 内生性检验

实证结果显示，民营资本持股无论从质量上还是从数量上，均对城商行经营绩效具有正向作用，但民营股东是否会根据城商行经营状况的好坏来决定是否入股城商行呢？需要进行内生性分析，以排除这一逆向选择问题对本文结论的影响。

本文进行了分组均值t检验，排除了内生性问题，参考Zhu ＆ Yang(2016)、何美玲和洪正(2019)的研究，选择民资持股比例10%作为分组依据，并将整个样本期内始终低于该分界点的数据作为样本A，样本期内至少有一年民资持股比例高于该分界点的数据作为样本B。如果逆向选择的行为存在，则样本B的ROA就应显著高于样本A，t检验结果如表4所示。由表4可知，无论是单侧检验还是双侧检验，均无法拒绝原假设，即样本A和B之间并无显著差异。

表4 分组均值t检验

表5 滞后解释变量基准回归

此外，检验双向因果导致的内生性问题比较常见的方法是滞后解释变量，以消除可能存在的时差效应。本文将解释变量滞后一期，即用前一年的民营资本持股变量解释当年的城商行经营绩效。由表4可知，将解释变量滞后一期，估计系数依然在1%的水平上显著为正，在一定程度上排除了内生性对结果的影响。

4.4 稳健性检验

为了进一步验证回归结果的可靠性，使结论更加稳健，本文选取江、浙、沪、鲁4省(市)26家城商行156个数据作为子样本进行回归检验。检验结果显示，在1%的显著性水平上，各解释变量的系数均为正，解释变量与调节变量的交互项系数均为负，前文的实证结论未发生变化，在一定程度上证明本文的研究结论是稳健的。

5 结语

综上所述，本文以我国东部地区48家城市商业银行2015—2020年的面板数据为基础，研究了民营资本参股对城商行绩效水平的影响，并结合城商行受政府或国有资本控股的明显特点，分析了政府作为实际控制人对民资入股影响城商行经营绩效的调节效应。实证结果显示，无论是在持股质量还是持股数量方面，民营资本持股均可显著提高城市商业银行的经营绩效。通过进一步分析发现，在城商行被政府或国有性质资本控股的情况下，民营资本对城商行经营绩效正向促进作用的发挥受到一定程度的限制，之后进行的内生性检验和稳健性检验结果均在一定程度上佐证了上述结论的可靠性。因此，促进民营经济发展，鼓励民营资本持股城商行具有较好的促进城商行高质量发展的效果与潜力。