中国银行业股份制改革对实际利差的影响研究

付俊文

（中国人民银行西安分行，陕西 西安 710075）

中国银行业股份制改革对实际利差的影响研究

付俊文

（中国人民银行西安分行，陕西 西安 710075）

利用86家商业银行1996—2012年的混合数据，通过多元回归模型研究股份制改革对银行实际利差的影响。第一，进行财务重组的商业银行，其重组之前的实际利差低于未进行财务重组的银行的实际利差。第二，引入境外战略投资者的银行，其在引入之前的实际利差低于未引入的实际利差；引入后实际利差短期内上升；境外战略投资者的持股时间越久，银行实际利差越小。第三，上市对我国商业银行的实际利差不具有显著影响，或者说影响效应尚未显现。

实际利差；股份制改革；财务重组；引入境外战略投资者；上市

中国政府从2003年开始实施一系列的银行所有权改革，具体改革措施包括财务重组、引入境外战略投资者和上市，借此来推进我国银行业的市场化经营，并试图建立适应我国实体经济发展需求的现代银行金融体系。

商业银行存贷款利差包括基准利差和实际利差。其中基准利差为央行公布的基准贷款利率与基准存款利率之差，而实际利差为各家商业银行在执行存贷款利率调整幅度后，所有生息资产的平均收益率与所有计息负债的平均成本率之间的差额，是中央银行放松规制与商业银行谋求自主行为之间的动态博弈结果。实际利差一般以贷款利息率扣除存款利息率反映(López-Espinosa,Moreno,and Gracia, 2011)。实际利差不仅是商业银行重要的绩效指标，同时能有效反映作为金融中介的商业银行的效率。一般来说，商业银行实际利差越低，反映商业银行作为金融中介从事存贷款业务时的社会成本越低，效率越高(Maudos and Guevara,2004)。商业银行实际利差越高，则意味着效率的损失。

为此，基于86家中国商业银行1996—2012年的混合数据，我们试图探讨作为建立我国现代银行体系关键步骤的银行股份制改革对银行实际利差的影响。本文研究结果包括：第一，对于进行财务重组的商业银行来说，其重组之前的实际利差低于未进行财务重组的银行的实际利差。第二，对于引入境外战略投资者的银行来说，其在引入之前的实际利差低于未引入的实际利差；引入后实际利差短期内上升；境外战略投资者的持股时间越久，银行实际利差越小。第三，上市对我国商业银行的实际利差不具有显著影响，或者说影响效应尚未显现。

本文的贡献主要有三个方面：首先，这是第一篇研究股份制改革对商业银行实际利差影响的文章，丰富了商业银行股份制改革的相关文献。其次，本文在研究股份制改革对实际利差的影响效应时，不仅研究了是否进行财务重组、是否引入境外战略投资者和是否上市对实际利差影响的静态效应，而且研究了银行财务重组前后、引入境外战略投资者前后和已经上市的银行在上市前后对实际利差影响的动态效应，以及财务重组、引入境外战略投资者和上市后的时间效应。再次，本文研究样本相对于国内已有研究更为全面。

一、国内外研究综述

（一）关于实际利差的相关研究

有关实际利差的相关研究主要集中在利差的影响因素研究上。Ho和Saunders（1981）较早对银行利差及其影响因素进行了开创性研究，文章通过使用两步法和做市商模型，推导出影响商业银行利差的四个因素，即风险厌恶度、市场结构、银行交易的平均规模、存贷款利息率差。随后其他学者在此基础上对利差的决定因素也进行了探讨研究，包括Allen（1988）、Angbazo（1997）、Saunders和 Schumacher（2000）、Brock和Rojas（2000）、Maudos和Fernandezde Guevara（2004）、Martinez和Mody（2004）、Carbo和Rodriguez（2007）等。近几年，国内学者也逐渐加大对利差影响因素的研究。有影响的研究包括张彦（2006）、白当伟（2007）、牟怡楠和周好文（2007）、邓超、代军勋（2008）、周鸿卫、韩忠伟、张蓉（2008）、赵旭（2009）等。

（二）关于股份制改革效应的研究成果

考虑到本文将股份制改革分为商业银行财务重组、引入境外战略投资者和上市，进而分别探讨它们对银行实际利差的影响，为此对它们分别进行综述。

关于银行财务重组的研究主要集中在注资与剥离不良资产两个方面。大部分研究认为，运用外汇储备给国有独资银行注资是重要的战略安排，也是银行改制上市前获得资本的唯一方法（钟伟[1]，2004）。也有研究认为注资和剥离有负面效应，指出注入的资本极有可能被银行代理人的轻率行为很快挥霍掉，并给其他未获得注资的金融机构带来严重的道德风险（张杰，2004；李红坤[2]，2005）。

已有关于引入战略投资者的文献，主要研究引入战略投资者对风险、绩效及效率的影响，但研究结论不同。有学者认为国外战略投资者能够带来更好的监督与管理技术，所以能够提高银行价值，降低风险，提高效率，如Shleiferand Vishny(1999),Abeland Siklos(2004),Bonin、Hasan and Wachtel(2005a),Bonin、Hasan and Wachtel(2005b),Fries and Taci (2005),Okuda and Rungsomboon(2006),Gulamhussen and Guerreiro(2009),Berger、Hasan and Zhou(2009)，吴念鲁（2005）、胡祖六（2006）。有学者认为引入战略投资者对国内银行的影响不显著，如Poghosyan (2005),Cornett、Guo、Khaksari and Tehranian(2010), García-Herrero、Gavilá and Santabárbara(2009)，彭志忠、张娜[3]（2007）。也有学者认为引入战略投资者具有负效应，如Unite and Sullivan(2003),Lensink、Meesters and Naaborg(2008)。还有学者认为引入战略投资者的作用在不同情况下不一样，包括短期和长期的作用差别，如Berger,Clarke,Cull,Klapper and Udell(2005),Sun、Harimaya and Yamori(2013)，刘煜辉[4]（2006）、陆磊（2006）。Martinez-Peria and Mody (2004)的研究和本文很相关，他们使用拉丁美洲国家银行的数据，认为引入战略投资者会降低利差，降低成本。

已有关于上市的研究主要集中在是否上市以及IPO定价方面，上市对商业银行绩效与风险的研究主要有Lin and Zhang(2009),Bhaumik and Dimova (2004),Kwan[5](2004),Iannota,G.,Giacomo,N.,Sironi, A.(2007),Nichols et al.(2009),Jia(2009),Shehzad、Haan and Scholtens(2010),Westman(2011)，Dietrich and Wanzenried(2011),Barry、Lepetit and Tarazi (2011)。

已有研究主要关注股份制改革对商业银行业绩与风险指标的影响，而本文主要研究商业银行股份制改革对实际利差的影响，主要包括财务重组、引入战略投资者以及上市这三大影响因素。

二、研究样本、研究模型以及研究变量

（一）研究样本

本文的研究样本为我国155家商业银行1996—2012年的混合数据，商业银行数据来源于各商业银行年报、《中国金融年鉴》和Bankscope数据库，主要的宏观经济变量数据取自《中国统计年鉴》。为减少研究样本误差，再次对样本进行筛选：第一，考虑到数据的可获得性及连续性要求，样本银行必须有两年以上连续的财务数据，不满足条件的剔除；第二，采取1%和99%处截尾（Winsorization）处理方法，对样本中所有变量的值消除奇异值的影响，删除了利差过大或过小的银行数据；第三，某个或某些变量的观察值缺失的样本，予以删除。最终，得到本文研究的净样本为86家商业银行，其中有5家国有商业银行、12家股份制商业银行、60家城市商业银行和9家农村商业银行。其中，有10家银行进行了财务重组，38家银行引入了境外战略投资者，17家银行进行了上市。研究样本见表1。

表1 研究样本表

（二）研究模型

根据前面的理论分析，并借鉴国内外相关研究，本文构造的基本回归模型如下：

其中，被解释变量NIM（Net InterestMargin）代表实际利差，定义“NIM=（利息收入-利息支出）/平均盈利性资产”；解释变量Finance代表与财务重组相关的变量，解释变量Foreign代表与引入境外战略投资者相关的变量，解释变量Listing代表与上市相关的变量。

在探讨股份制改革对商业银行利差的影响时，财务重组变量Finance、引入战略投资者变量Foreign、上市变量Listing三个变量又分别包括三个变量，即selection变量（选择变量）、dynamic变量（动态变量）和dynamic_time变量（动态时间变量）。selection变量代表进行财务重组、引入境外战略投资者和上市的商业银行与未进行相似活动的银行之间的差异，反映静态效应；dynamic变量用来代表商业银行财务重组、引入境外战略投资者和上市之后与之前的差异，反映动态效应；dynamic_time变量用来检测财务重组、引入境外战略投资者和上市的时间效应。据此又进一步演化出财务重组、引入战略投资者和上市的具体回归模型如下：

（三）研究变量

（1）实际利差变量。借鉴国内外已有的研究，银行实际利差以NIM（Net InterestMargin）表示，等于利息收入与利息支出的差额除以平均盈利性资产，该指标在相关文献中被普遍使用(Saundersand Schumacher,2000;Carbo and Rodriguez,2007;Maudos and Solís,2009)。

（2）股份制改革变量。我国商业银行的股份制改革主要有三个步骤，即财务重组、引入境外战略投资者和上市，即为本次模型的解释变量，三个解释变量本文分别用非连续变量表示。

首先，将所有银行分为进行财务重组和未进行财务重组两类。进行财务重组的赋值1，否则为0。这个变量为selection_finance。在进行过财务重组的银行中，财务重组之前赋值为0，财务重组之后赋值为1。这个变量为dynamic_finance。没有进行财务重组的银行赋值为0。为了探究财务重组的时间效应，本文引入变量dynamic_finance_time。在财务重组后的第一年赋值为1，第二年赋值为2，以后年份以此类推。财务重组之前和未进行财务重组的银行此变量赋值为0。

表2 变量名称及计算方式汇总表

其次，将所有银行分为引入战略投资者和未引入战略投资者两类。引入战略投资者的赋值为1，否则为0。这个变量为selection_foreign。在引入战略投资者的银行中，引入之后赋值为1，引入之前和未引入的银行赋值为0，这个变量为dynamic_foreign。为了考虑境外战略投资者对我国商业银行的时间效应，引入变量dynamic_foreign_time。在引入境外战略投资者后的第一年赋值为1，第二年赋值为2，以后年份以此类推。引入之前和未引入的银行此变量为0。

同样，为了测量上市的影响，本文引入变量selection_listing、dynamic_listing、dynamic_listing_time，分别用来表示是否上市、上市前后和上市年份。

根据Berger et al.(2005)和Nakane and Weintraub(2005)的方法，本文分别删除了selection_finance、selection_foreign及selection_listing中当年和之后的数据；对于其他的动态变量和动态时间变量，分别删除了当年的数据。

（3）控制变量。本文引入以下控制变量：资产规模ln assets（总资产的对数）、存款规模deposits（客户存款/总资产）、贷款规模loans（总贷款/总资产）、GDP指标（中国当年的国内生产总值实际增长率）。

三实证结果分析

（一）财务重组对实际利差影响的分析

在回归分析之前，针对研究变量，首先进行相关性检验，发现实际利差与财务重组三个自变量之间具有显著相关性，而三个自变量之间不存在较高的相关性；其次为确定三者之间不存在共线性，进行容限度检验，容限度都＞0.1，说明各自变量之间不存在严重的多重共线性问题。再次将静态变量、动态变量和时间变量分别代入多元回归模型。

回归结果显示，三个模型的F值均在0.05的水平下显著，说明整个回归方程显著；R2均在20%左右，说明三个模型有较好的拟合度；P值均为0.000，说明各个方程的线性关系显著。第一个模型中，selection_finance的系数为-0.288，且在10%水平下显著，说明重组之前的实际利差低于未进行财务重组的银行的实际利差。本文认为，我国进行财务重组的商业银行普遍存在资本充足率较低、不良贷款较高的问题，在缺乏核心资本以及不良贷款率居高不下的情况下，作为银行主要收入来源的银行利差往往偏低。

第二、三个模型中，变量dynamic_finance和dynamic_finance_time对利差的影响均不显著，显示财务重组前后银行实际利差没差异，也显示财务重组没有时间效应，这说明财务重组对银行实际利差只有静态效应，而没有动态效应。从理论上分析，我国对商业银行进行财务重组的措施，包括损失类贷款的核销、可疑类贷款的处理、注资、发行次级债补充附属资本等。损失类贷款的核销和可疑类贷款的处理，可使商业银行不良贷款减少，银行的正常贷款率上升，实际利差可能增加；而注资、发行次级债补充附属资本则可以弥补银行的资本不足，提高银行的资本充足率，在资产水平和放贷规模一定的情况下，资本充足率提高了，银行实际利差将提高（Saunders, 2000；Maudos,2009）。财务重组后的商业银行，由于卸下沉重的呆坏账历史包袱，逐步向市场化、规范化经营转向，将会进一步拓展中间业务，中间业务收入将会增加，中间业务收入占比将会上升，而利差收入占比将会下降，且随着时间的延长，财务重组后的实际利差将会走低。理论上解释的财务重组可能引起的利差效应与本文实证的结果不同，即财务重组对银行的实际利差没有动态效应。究其原因，本文认为，首先主要是财务重组的主导方是政府，而不是市场主体银行的自发行为，政府“拉郎配”式的财务重组并没有改变银行的经营体制和经营理念；其次，财务重组也许只是使原来的问题银行成为了正常银行，银行的资产负债表、损益表、现金流量表将比原来的更加好看些，银行利差收入与中间业务收入占比可能变化甚微；再者，在金融管理部门逐渐加强宏观审慎监管的前提下，无论是资本充足率上升或者是银行不良贷款率下降，财务重组后的银行各项指标比之前只是更符合监管指标的要求，在监管指标的硬约束下，并未改变银行的实际利差占比。三个模型中的控制变量均对实际利差有显著影响（见表3），这与其他学者研究结论一致。

表3 财务重组与实际利差关系模型回归结果

（二）引入境外战略投资者对实际利差影响的分析

进行相关性检验发现，实际利差与引入战略投资者三个自变量之间具有显著相关性，而三个自变量之间不存在较高的相关性，容限度检验通过，说明各自变量之间不存在严重的多重共线性问题。

将各变量代入多元回归模型，结果显示，三个模型的F值均在0.05的水平下显著，说明三个模型的回归方程整体上是显著的；回归方程的R2均在21%左右和P值均为0.000，显示模型的拟合优度都较高以及各个方程的线性关系显著。第一个模型中，selection_foreign的系数为-0.335，且在1%水平下显著，说明引入之前的实际利差低于未引入境外战略投资者银行的实际利差，因为境外战略投资者在选择我国商业银行进行投资时，往往选择那些发展前景好、盈利能力高的商业银行，这些银行具有一定的金融创新性和可塑性，在中间业务发展方面有一定的基础。第二个模型中，dynamic_foreign的系数是0.189，且在5%水平下显著，说明引入境外战略投资者之后的实际利差明显比引入之前有所提高。我们可以这样理解，引入资金雄厚的境外战略投资者可以使我国商业银行短期内得到资本金的补充，使资本充足率提高，银行使用自有资金从事业务活动的比例越高，银行实际利差将会扩大（Brissimis，2008；Saunders,2000）。另外，境外战略投资者的引入，使我国商业银行面临着本国和投资者母国经济变化的双重风险，因此，我国商业银行需要额外的利差以弥补这部分风险，故而利差提高。第三个模型中，dynamic_foreign_time的系数是-0.041，且在10%水平下显著，说明引入境外战略投资者持有银行股份的时间越久，利差越低，因为境外战略投资者的引入，将加快我国商业银行的金融产品和金融工具创新，促进非利息业务的发展。因此，银行实际利差将会下降（见表4）。

（三）上市对实际利差影响的分析

同理，首先进行相关性检验，发现实际利差与上市变量之间相关性不显著，即上市与否与上市时间并不必然导致实际利差的变化，而上市的三个变量之间的相关系数都较高。容限度检验通过，说明各自变量之间不存在严重的多重共线性问题，可以直接放入模型进行回归检验。

表4 引入境外战略投资者与实际利差的模型回归结果

表5 上市与实际利差关系的模型回归结果

回归结果显示，三个模型的F值均在0.05的水平下显著，说明回归方程整体上显著；回归方程的R2值均在18%左右和P值均为0.000，显示模型拟合优度较好及各个方程的线性关系显著。但回归结果显示上市变量对银行实际利差均不存在显著影响，说明上市对银行实际利差既没有静态效应，也没有动态效应。从理论上以及现有国外学者就国外银行上市对银行利差的影响看，银行上市对利差有积极和消极两方面的效应，一方面，首先，银行上市必须满足一定的偿债能力和盈利能力指标，相对于未上市银行来说，上市银行的盈利能力相对要高，财务报表相对更好看，加上通过上市筹资，银行获得了大量的资本来源，并且证券市场提供的后续融资功能使银行可以不断获得资金补充，在充足资本的支持下，银行利差将提高（Brissimis,2008；Maudos,2009)；其次，与上市之前相比，上市之后的银行将受到国内资本市场和国际资本市场的双重影响，银行作为一个风险规避者，需要更高的利差来弥补这部分风险；再次，银行上市之后，为了提高股东满意度，管理者必须采用新的管理技术和方法，降低运营成本，提高整体资产的盈利能力，将使银行实际利差下降（Lepetit,2008；Maudos,2009；Kasman,2010)。另一方面，上市后银行的内部治理机制和内控措施更加完善，使商业银行不需要过多的银行利差来弥补风险，实际利差也会下降（CarbóValverde S,2007；Lepetit, 2008)；同时在信息披露透明和市场规范监管下，上市银行必须不断改善管理机制，提升管理效率，提高整体资产的盈利能力，从而使利差下降（Maudos, 2004；Kasman,2010）（见表5）。本文没有得到与现有国外学者研究相一致的结论，究其原因，本文认为，首先可能是上市引起的实际利差上升效应与上市引起的实际利差下降效应相互抵消；其次，未上市银行与上市银行的经营模式基本相同，即利差收入仍是银行的主要收入来源，银行利差收入占比与中间业务收入占比保持基本稳定；再次，可能是上市对银行利差的影响在研究期内还未完全显现。

（四）稳健性检验

研究结果的稳健性是论文是否具有普遍意义的关键，为此，本文对模型结果进行了如下的稳健性检验。一方面，就本文的商业银行研究样本来讲，既有大型国有商业银行，又有股份制商业银行，也有小型城市商业银行和农村商业银行，为预防银行研究样本规模大小的差异对研究结论带来的影响，我们剔除了资产规模小于1亿元人民币，以及资产规模大于500亿元人民币的样本，然后重新再将得到的新样本进行回归分析，其回归的结果与本文结论相同，再次显示本文的研究结论具有稳健性。

另一方面，我们采用不同的实际利差指标替代文中的指标，将商业银行实际利差定义为“NIM=利息收入/平均生息资产-利息支出/平均生息负债”，其他变量保持不变。再将财务重组、引入境外战略投资者和上市三个变量分别带入模型，回归结果与本文前面的结果相同，也说明本文上述研究结论具有稳健性（限于篇幅，此处没有列示稳健性检验结果表，如需要可与作者联系）。

四、研究结论

股份制改革是中国银行业改革的核心内容，是推动中国商业银行市场化发展的重要决定性措施。本文使用我国86家商业银行的1995—2012年数据探讨了财务重组、引入境外战略投资者和上市与实际利差的关系，得到以下结论：

（1）对于进行财务重组的商业银行来说，其重组之前的实际利差低于未进行财务重组的银行的实际利差。这说明进行财务重组的商业银行资本严重不足、不良贷款居高不下，是问题银行。其在从事基本的存、贷业务方面有很大的资本瓶颈制约，实际利差作为银行主要收入来源，决定了银行收入的大小。

（2）对于引入境外战略投资者的银行来说，其在引入之前的实际利差低于未引入战略投资者的银行的实际利差。其原因在于境外战略投资者在选择入股银行时，通常选择那些具有一定的金融创新性的银行，以免在合作时产生各种阻碍和困难。

（3）商业银行引入境外战略投资者后，会导致实际利差短期内上升。说明资本充足率提高及风险扩大带来的利差增长效应大于银行治理机制改变带来的利差下降效应。

（4）境外战略投资者在我国商业银行中的持股时间越久，银行实际利差越小。这说明境外战略投资者在改变我国商业银行公司治理结构、提升管理效率等方面发挥了积极作用，提高了我国商业银行的金融创新能力和市场营销能力等。

（5）上市对我国商业银行的实际利差不具有显著影响，或者说影响效应尚未显现。

[1]钟伟.三部曲中之第一步：我国国有银行获国际储备注资背景及影响[J].国际贸易，2004，（2）：50-51.

[2]李红坤.外汇储备注资国有银行效应分析[J].山西财经大学学报，2005，（6）：021.

[3]彭志忠，张娜.战略投资者不能从根本上改变国有商业银行的公司治理结构[J].经济纵横，2007，（1）：54-56.

[4]刘煜辉.银行改革争论的关键问题[J].银行家，2006，（2）：55-57.

[5]Kwan H K.Risk and Return of Publicly Held Versus Privately Owned Banks[J].Economic Policy Review 10,97-107,2004.

（责任编辑：贾伟）

1003-4625（2014）08-0016-06

F832.33

A

2014-06-12

付俊文（1968-），男，陕西浦城人，经济学博士，理论经济学博士后，副研究员，研究方向：宏观经济，产业经济，金融理论与实务。