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摘 要：公司的治理结构中的股权结构对公司的经营绩效有着很大的影响力，但是就关于股权结构与经营绩效的相关性方面研究的文章却很少。本文采用16家上市银行的2010-2014年的相关财务数据进行研究，探究上市银行与经营绩效相关关系，同时根为上市银行的股权结构的优化提出建议，希望能为银行业做一些借鉴。
关键词：上市银行 经营绩效 股权结构
一、引言
银行业历来就受到发达国家的制约比较多，以美国为代表的发达国家会从一定程度上对其他国家的银行业进行一些约束，所以说这个行业在目前的市场上竞争力还是处于劣势的。本文将针对16家上市银行的2010-2014年的面板数据对银行的股权结构与经营绩效之间的相关关系进行分析，并由此得出一个明确的结论。
二、模型和数據
1.样本选择。截止2015年 12 月 31 日，我国共有 16 家上市银行，在已上市的银行中，有国有银行也包括股份制银行和城市商业银行。我国特殊的经济制度导致了我们商业银行的商业之路具有一定的特殊性。一方面，国有商业银行受政治因素影响较为严重；另一方面，我国股份制银行是在计划经济或计划经济向市场经济转型过渡期的背景下成长起来的，很大程度上受到计划经济的影响。为能更好的了解我国股权结构的现有状况，我们对 2010-2014年 16 家银行年报数据进行了统计分析。
2.核心变量的衡量指标。
2.1上市银行经营绩效的衡量指标。净资产收益率ROE（Rate of Return on Common Stockholders’Equity），净资产收益率又称股东权益报酬率/净值报酬率/权益报酬率/权益利润率/净资产利润率，是净利润与平均股东权益的百分比，是公司税后利润除以净资产得到的百分比率，该指标反映股东权益的收益水平，用以衡量公司运用自有资本的效率。指标值越高，说明投资带来的收益越高。该指标体现了自有资本获得净收益的能力。因此采用该指标衡量上市银行的经营绩效。
2.2上市银行股权结构的衡量指标。（1）股权集中度变量的选取。本文主要选用赫芬德尔指数。赫芬德尔指数是指公司前N位大股东持股比例的平方和，当持股比例相近时，持股比例的变化不太明显，通过平方后会出现马太效应，将不明显的变化明显化。由于我国上市银行股权结构的特殊性，本文还采用第一大股东持股比例、前五大股东持股比例、前十大股东持股比例作为辅助变量来全面反映我国上市银行股权集中度对银行绩效的影响。（2）股权属性变量的选取。根据持股股东的性质以及股票本身的属性不同，我们将从国有股比例、法人股比例以及流通股比例三个方面来研究股权属性对银行绩效的影响。（3）股权制衡度变量的选取。一般采用Z指数——第二大股东持股比例与第一大股东持股比例的比值来反映银行的股权制衡度。
2.3控制变量。为了充分反映股权结构对银行绩效的影响，控制其他特征变量的影响，我们将其他影响银行绩效的银行特征属性作为控制变量纳入模型，包括上市银行资产负债率和企业规模两个方面。
3.实证模型设定。为了更加全面为了更加全面地考察上市银行股权结构与经营绩效之间的关系，根据表1中的变量，本文运用动态面板数据（panel）的计量方法来分析。利用面板数据建立模型的优点有：（a）观测值的扩充可以增加估计量的抽样精度，使得模型的设定更为合理；（b）样本信息的扩大可以降低各经济变量之间的多重共线性，提高待估计量的有效性；（c）可以更好的识别和度量时间序列或截面数据不可发觉的效应；（d）能够更反映经济变量的动态调整。
本文所建立的基本计量模型为：
其中，i表示不同银行，t表示时间，εit为随机扰动项。
4.数据来源与基本统计量。据统计，截止到2015年底，我国上市商业银行共有16家，包括北京银行、工商银行、光大银行、华夏银行、建设银行、交通银行、民生银行、南京银行、宁波银行、农业银行、平安银行、浦发银行、兴业银行、招商银行、中国银行。由于我国大部分上市银行上市较晚，数据较少，为了争取用尽量多的数据得出比较科学的分析，我们将16家上市银行80个样本数据全部纳入本次研究的范畴。数据来源主要包括上市银行年报、Bankscope数据库以及国泰安数据库。
三、计量结果及经济解释
1.相关性检验。对动态面板模型估计之前，本文首先对变量选择的合理性进行检验。由于进行多元线性回归分析数据的满足的假定条件之一是：自变量之间不存在多重共线性，如果出现严重的多重共线性问题会导致参数估计出现偏差，而相关性检验可以判断自变量间是否存在多重共线性，为此本文运用EVIEWS6.0对面板数据中的各变量求相关系数从而进行相关性检验，通过相关性检验的结果可知银行净资产收益率ROE与各解释变量之间的相关性一般，其中与DAR的相关系数为0.412，与流通股比例PCI之间的相关系数为0.030，可初步判断对ROE影响较大的为控制变量DAR，影响较小的为流通股比例。其中，第一大股东持股比例CR1、前五大股东持股比例CR5、法人股比例PLP与ROE为显著负相关关系，资产负债率DAR、企业规模SIZE与ROE为显著正相关关系，而前十大股东持股比例CR10、国有股比例PST、流通股比例PCI与ROE没有显著相关关系。各解释变量与控制变量之间的相关系数除CR5与SIZE为0.732外，均小于0.7，故初步判断各模型均不存在多重共线性问题，可进行回归分析。
2.面板数据的单位根检验和协整检验。
2.1单位根检验。在进行回归分析前，首先使用单位根方法检验各变量的平稳性。由于面板数据反映了时间和截面二维上的信息。因此，与时间序列相同，为了保证序列的平稳性，即为避免因时间序列的非平稳性所造成的伪回归问题，首先对调整后的变量序列进行单位根检验，判断序列的平稳性。本文运用Eviews6.0采用ADF检验方法。检验结果表明，PLP、DAR为平稳序列，而变量ROE、P、CR1、CR5、CR10、Z、PST、PCI、SIZE为非平稳序列。因此需要对非平稳序列的一阶差分序列再次进行平稳性检验，经过一阶差分后，各变量的LLC、Fisher-ADF、Fisher-PP检验统计量的P值均小于显著性水平5%，因此在5%的显著性水平下拒绝原假设，序列的一阶差分都不存在单位根，是平稳的，因此变量ROE、CR1、CR5、CR10、Z、PST、PCI、SIZE具有一阶单位根。 3.面板模型形式的确定方法及步骤。
3.1模型形式确定。根据上述模型选择的方法及模型（1）至模型（7）对各模型进行形式检验及回归分析。本文运用Eviews6对各模型分别建立随机效应模型后进行Hausman检验，可知模型（1）的Hausman检验的T统计量为7.934，P值为0.047，小于显著性水平5%，因此我们拒绝固定效应模型与随机效应模型不存在系统差异的原假设，初步建立固定效应模型，随后进行LR和F检验，其检验F统计量為6.663，P值为0.000，小于显著性水平5%，因此我们无法拒绝固定效应模型优于混合效应模型的原假设，采用固定效应模型；同理可得其他模型的回归形式。综合Hausman检验与F检验结果可以发现，对模型（1）中不同解释变量CR1、CR5、CR10、Z、PST、PLP、PCI分别采用Fixed、Fixed、Fixed、Random、Random、Random、Fixed效应模型进行估计。
3.2 模型回归分析。根据上述分析，对16家上市银行的全部样本5年度的面板数据运用普通最小二乘法（OLS）进行回归，回归结果如下所示。
由模型的回归结果可以看出，模型1、模型2、模型3、模型7的R2较大，均大于70%，但模型4、模型5、模型6的R2R2在30%以上，也良好，说明模型的拟合度较好。F 统计量的伴随概率P值均为0.000，也均通过了显著性t检验，说明模型整体的回归效果是显著的。
根据表1中的回归结果可知模型回归表达式为：
从上式（8）、（9）、（10）可以看出，第一大股东持股比例、前五大股东持股比例、前十大股东持股比例均与上市股份制银行的净资产收益率呈显著地负相关关系。但其他解释变量即Z、PST、PLP、PCI均未通过显著性t检验。其中Z指数、法人股比例与上市股份制银行的净资产收益率为负相关关系，国有股比例、流通股比例与上市股份制银行的净资产收益率为正相关关系。
四、结论与对策效应
通过以上实证分析，可以得出我国上市银行股权结构与公司绩效的相关关系的结论如下：
1.股权集中度指标：第一大股东持股比例、前五大股东持股比例、前十大股东持股比例均与净资产收益率呈显著地负相关关系。
2.股权属性指标：国有股比例与银行净资产收益率呈正相关关系；法人股比例与银行净资产收益率呈负相关关系；流通股比例对净资产收益率存在正的影响。
3.股权制衡度指标，Z指数对银行净资产收益率均呈现负相关关系。
相应的我们可从三个方面来对这些现象进行改进，这些对策为：
1.降低股权集中度，增大股权制衡度。目前我国上市银行的股权还是比较集中，“一股独大”的现象还是存在的，只有在尽量降低这种集中度的同时增加其他股权的比例，才能够在一定程度上相互形成制约，
2.减少国有股，增加法人股。只有通过这种方式，才能够在根本上减少大股东对于小股东的剥削，也是提高银行经营绩效的策略。同时增加法人股能够在对于银行的治理结构方面起到一个积极的作用，帮助银行增加收益。
3.提高流通股的比例。从结论可知流通股比例与资产的收益率存在正的相关关系，提高了银行的流通股的比例可以提高流通股股东对于银行事务的积极性，增大对银行管理层的监督。
参考文献：
[1]河俊.股权结构及其治理绩效研究——基于上市公司股权分配改革的实证研究[M].立信会计出版社，2010.
[2]Jesen M.，Meckling W.Theory of Firm：Managerical Behavior，Agency Costs and Ownership Structure[J].Journal of Financial Economics.1976.
[3]池建宇，方英.《中国对外直接投资区位选择的制度约束》[D].中国传媒大学经济与管理学院.
关键词：上市银行 经营绩效 股权结构
一、引言
银行业历来就受到发达国家的制约比较多，以美国为代表的发达国家会从一定程度上对其他国家的银行业进行一些约束，所以说这个行业在目前的市场上竞争力还是处于劣势的。本文将针对16家上市银行的2010-2014年的面板数据对银行的股权结构与经营绩效之间的相关关系进行分析，并由此得出一个明确的结论。
二、模型和数據
1.样本选择。截止2015年 12 月 31 日，我国共有 16 家上市银行，在已上市的银行中，有国有银行也包括股份制银行和城市商业银行。我国特殊的经济制度导致了我们商业银行的商业之路具有一定的特殊性。一方面，国有商业银行受政治因素影响较为严重；另一方面，我国股份制银行是在计划经济或计划经济向市场经济转型过渡期的背景下成长起来的，很大程度上受到计划经济的影响。为能更好的了解我国股权结构的现有状况，我们对 2010-2014年 16 家银行年报数据进行了统计分析。
2.核心变量的衡量指标。
2.1上市银行经营绩效的衡量指标。净资产收益率ROE（Rate of Return on Common Stockholders’Equity），净资产收益率又称股东权益报酬率/净值报酬率/权益报酬率/权益利润率/净资产利润率，是净利润与平均股东权益的百分比，是公司税后利润除以净资产得到的百分比率，该指标反映股东权益的收益水平，用以衡量公司运用自有资本的效率。指标值越高，说明投资带来的收益越高。该指标体现了自有资本获得净收益的能力。因此采用该指标衡量上市银行的经营绩效。
2.2上市银行股权结构的衡量指标。（1）股权集中度变量的选取。本文主要选用赫芬德尔指数。赫芬德尔指数是指公司前N位大股东持股比例的平方和，当持股比例相近时，持股比例的变化不太明显，通过平方后会出现马太效应，将不明显的变化明显化。由于我国上市银行股权结构的特殊性，本文还采用第一大股东持股比例、前五大股东持股比例、前十大股东持股比例作为辅助变量来全面反映我国上市银行股权集中度对银行绩效的影响。（2）股权属性变量的选取。根据持股股东的性质以及股票本身的属性不同，我们将从国有股比例、法人股比例以及流通股比例三个方面来研究股权属性对银行绩效的影响。（3）股权制衡度变量的选取。一般采用Z指数——第二大股东持股比例与第一大股东持股比例的比值来反映银行的股权制衡度。
2.3控制变量。为了充分反映股权结构对银行绩效的影响，控制其他特征变量的影响，我们将其他影响银行绩效的银行特征属性作为控制变量纳入模型，包括上市银行资产负债率和企业规模两个方面。
3.实证模型设定。为了更加全面为了更加全面地考察上市银行股权结构与经营绩效之间的关系，根据表1中的变量，本文运用动态面板数据（panel）的计量方法来分析。利用面板数据建立模型的优点有：（a）观测值的扩充可以增加估计量的抽样精度，使得模型的设定更为合理；（b）样本信息的扩大可以降低各经济变量之间的多重共线性，提高待估计量的有效性；（c）可以更好的识别和度量时间序列或截面数据不可发觉的效应；（d）能够更反映经济变量的动态调整。
本文所建立的基本计量模型为：
其中，i表示不同银行，t表示时间，εit为随机扰动项。
4.数据来源与基本统计量。据统计，截止到2015年底，我国上市商业银行共有16家，包括北京银行、工商银行、光大银行、华夏银行、建设银行、交通银行、民生银行、南京银行、宁波银行、农业银行、平安银行、浦发银行、兴业银行、招商银行、中国银行。由于我国大部分上市银行上市较晚，数据较少，为了争取用尽量多的数据得出比较科学的分析，我们将16家上市银行80个样本数据全部纳入本次研究的范畴。数据来源主要包括上市银行年报、Bankscope数据库以及国泰安数据库。
三、计量结果及经济解释
1.相关性检验。对动态面板模型估计之前，本文首先对变量选择的合理性进行检验。由于进行多元线性回归分析数据的满足的假定条件之一是：自变量之间不存在多重共线性，如果出现严重的多重共线性问题会导致参数估计出现偏差，而相关性检验可以判断自变量间是否存在多重共线性，为此本文运用EVIEWS6.0对面板数据中的各变量求相关系数从而进行相关性检验，通过相关性检验的结果可知银行净资产收益率ROE与各解释变量之间的相关性一般，其中与DAR的相关系数为0.412，与流通股比例PCI之间的相关系数为0.030，可初步判断对ROE影响较大的为控制变量DAR，影响较小的为流通股比例。其中，第一大股东持股比例CR1、前五大股东持股比例CR5、法人股比例PLP与ROE为显著负相关关系，资产负债率DAR、企业规模SIZE与ROE为显著正相关关系，而前十大股东持股比例CR10、国有股比例PST、流通股比例PCI与ROE没有显著相关关系。各解释变量与控制变量之间的相关系数除CR5与SIZE为0.732外，均小于0.7，故初步判断各模型均不存在多重共线性问题，可进行回归分析。
2.面板数据的单位根检验和协整检验。
2.1单位根检验。在进行回归分析前，首先使用单位根方法检验各变量的平稳性。由于面板数据反映了时间和截面二维上的信息。因此，与时间序列相同，为了保证序列的平稳性，即为避免因时间序列的非平稳性所造成的伪回归问题，首先对调整后的变量序列进行单位根检验，判断序列的平稳性。本文运用Eviews6.0采用ADF检验方法。检验结果表明，PLP、DAR为平稳序列，而变量ROE、P、CR1、CR5、CR10、Z、PST、PCI、SIZE为非平稳序列。因此需要对非平稳序列的一阶差分序列再次进行平稳性检验，经过一阶差分后，各变量的LLC、Fisher-ADF、Fisher-PP检验统计量的P值均小于显著性水平5%，因此在5%的显著性水平下拒绝原假设，序列的一阶差分都不存在单位根，是平稳的，因此变量ROE、CR1、CR5、CR10、Z、PST、PCI、SIZE具有一阶单位根。 3.面板模型形式的确定方法及步骤。
3.1模型形式确定。根据上述模型选择的方法及模型（1）至模型（7）对各模型进行形式检验及回归分析。本文运用Eviews6对各模型分别建立随机效应模型后进行Hausman检验，可知模型（1）的Hausman检验的T统计量为7.934，P值为0.047，小于显著性水平5%，因此我们拒绝固定效应模型与随机效应模型不存在系统差异的原假设，初步建立固定效应模型，随后进行LR和F检验，其检验F统计量為6.663，P值为0.000，小于显著性水平5%，因此我们无法拒绝固定效应模型优于混合效应模型的原假设，采用固定效应模型；同理可得其他模型的回归形式。综合Hausman检验与F检验结果可以发现，对模型（1）中不同解释变量CR1、CR5、CR10、Z、PST、PLP、PCI分别采用Fixed、Fixed、Fixed、Random、Random、Random、Fixed效应模型进行估计。
3.2 模型回归分析。根据上述分析，对16家上市银行的全部样本5年度的面板数据运用普通最小二乘法（OLS）进行回归，回归结果如下所示。
由模型的回归结果可以看出，模型1、模型2、模型3、模型7的R2较大，均大于70%，但模型4、模型5、模型6的R2R2在30%以上，也良好，说明模型的拟合度较好。F 统计量的伴随概率P值均为0.000，也均通过了显著性t检验，说明模型整体的回归效果是显著的。
根据表1中的回归结果可知模型回归表达式为：
从上式（8）、（9）、（10）可以看出，第一大股东持股比例、前五大股东持股比例、前十大股东持股比例均与上市股份制银行的净资产收益率呈显著地负相关关系。但其他解释变量即Z、PST、PLP、PCI均未通过显著性t检验。其中Z指数、法人股比例与上市股份制银行的净资产收益率为负相关关系，国有股比例、流通股比例与上市股份制银行的净资产收益率为正相关关系。
四、结论与对策效应
通过以上实证分析，可以得出我国上市银行股权结构与公司绩效的相关关系的结论如下：
1.股权集中度指标：第一大股东持股比例、前五大股东持股比例、前十大股东持股比例均与净资产收益率呈显著地负相关关系。
2.股权属性指标：国有股比例与银行净资产收益率呈正相关关系；法人股比例与银行净资产收益率呈负相关关系；流通股比例对净资产收益率存在正的影响。
3.股权制衡度指标，Z指数对银行净资产收益率均呈现负相关关系。
相应的我们可从三个方面来对这些现象进行改进，这些对策为：
1.降低股权集中度，增大股权制衡度。目前我国上市银行的股权还是比较集中，“一股独大”的现象还是存在的，只有在尽量降低这种集中度的同时增加其他股权的比例，才能够在一定程度上相互形成制约，
2.减少国有股，增加法人股。只有通过这种方式，才能够在根本上减少大股东对于小股东的剥削，也是提高银行经营绩效的策略。同时增加法人股能够在对于银行的治理结构方面起到一个积极的作用，帮助银行增加收益。
3.提高流通股的比例。从结论可知流通股比例与资产的收益率存在正的相关关系，提高了银行的流通股的比例可以提高流通股股东对于银行事务的积极性，增大对银行管理层的监督。
参考文献：
[1]河俊.股权结构及其治理绩效研究——基于上市公司股权分配改革的实证研究[M].立信会计出版社，2010.
[2]Jesen M.，Meckling W.Theory of Firm：Managerical Behavior，Agency Costs and Ownership Structure[J].Journal of Financial Economics.1976.
[3]池建宇，方英.《中国对外直接投资区位选择的制度约束》[D].中国传媒大学经济与管理学院.