外資持股與銀行風險承擔

■廉永輝 靖力儒

一、引言

自2001年加入世界貿(mào)易組織以來，我國金融業(yè)對外開放取得了顯著進展，為中國金融改革發(fā)展注入了強大動力。為進一步擴大金融業(yè)對外開放，國務(wù)院、中國銀保監(jiān)會從2017年開始陸續(xù)推出了一系列擴大銀行業(yè)對外開放的新舉措，包括取消銀行外資持股比例限制、擴大外資銀行的業(yè)務(wù)范圍等①。在政策推動下，更多外資機構(gòu)進入我國金融市場，外資持股中資銀行愈發(fā)普遍。然而，外資持股是一把“雙刃劍”，在給中資銀行帶來機遇的同時，也可能對中資銀行的穩(wěn)健經(jīng)營形成沖擊：一方面，外資持股有助于本土銀行吸收國外先進的管理經(jīng)驗，增強自身競爭力，從而降低銀行風險[1—3]；另一方面，由于存在“水土不服”問題和風險傳染效應，外資持股也可能會給本土銀行帶來風險[4—6]。在我國銀行業(yè)加速推進對外開放的過程中，防范和化解風險是商業(yè)銀行和監(jiān)管部門的重要任務(wù)。在此背景下，本文試圖回答一個問題：外資持股如何影響我國商業(yè)銀行的風險承擔？

本文基于2007—2021年中國302家商業(yè)銀行的非平衡面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了外資持股比例對銀行風險承擔的影響。相比已有研究，本文在以下方面進行了探索和創(chuàng)新：第一，豐富了外資持股中資銀行經(jīng)濟后果領(lǐng)域的研究。既有研究側(cè)重于探討外資股東進入后對中資銀行績效和效率的影響[7-10]，本文則從銀行風險承擔角度對中國商業(yè)銀行引入外資的效果進行分析，為外資持股降低銀行風險提供了新的證據(jù)支持。第二，厘清了外資持股對銀行風險承擔的作用渠道。將銀行風險承擔指標分解后，分別考察外資持股對銀行盈利能力、資本充足率和盈利波動的影響，明確了外資持股主要是通過提升資本充足率和降低盈利波動性來降低銀行風險承擔。第三，明確了外資持股降低銀行風險承擔的作用條件。本文發(fā)現(xiàn)外資持股的風險降低效應主要源于銀行類外資股東，并且銀行規(guī)模、資本充足率和地區(qū)制度環(huán)境均會影響外資持股的風險承擔降低效應，從而為監(jiān)管部門高質(zhì)量推進銀行業(yè)開放提供了更具針對性的建議。

二、文獻綜述、理論分析和研究假設(shè)

（一）文獻綜述

金融開放可以通過提高開放國競爭度來影響銀行業(yè)的穩(wěn)定性。一些學者基于“競爭—穩(wěn)定”假說，認為金融開放會加劇銀行業(yè)競爭，而銀行業(yè)競爭會降低貸款利率，從而減緩企業(yè)的財務(wù)壓力，最終降低銀行面臨的信用風險[11]。還有一些學者則基于“競爭—脆弱”假說，認為金融開放通過加劇銀行業(yè)競爭降低銀行特許權(quán)價值，從而增加銀行的風險承擔意愿[12，13]。實證研究方面，程小慶等[14]基于中國113家商業(yè)銀行2009—2017年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，金融業(yè)開放加劇了國內(nèi)金融業(yè)的競爭，而競爭加劇提高了銀行風險承擔水平。陳旺等[15]基于跨國銀行業(yè)樣本發(fā)現(xiàn)，金融開放在長期能夠顯著降低銀行風險，但是在短期會加劇銀行風險。

銀行業(yè)對外開放是金融開放的重要組成部分。既有研究大多認為，銀行業(yè)開放有助于降低銀行風險承擔。一方面，在銀行業(yè)對外開放的過程中，中資銀行可以學習國外先進的管理經(jīng)驗和服務(wù)理念，提高風險防控能力，從而降低銀行風險[13]。李振等[3]基于2002—2017年160 家中資銀行樣本數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，在知識溢出效應和外部監(jiān)督效應的共同作用下，外資持股降低了銀行風險承擔水平。另一方面，中資銀行可以通過引進外資股東形成“多股均衡”的局面，這有助于改善銀行的公司治理，從而降低銀行風險[16]。但也有研究認為，銀行業(yè)的開放客觀上放大了跨國金融風險傳染的可能性。邱立成等[17]發(fā)現(xiàn)，在面對外部沖擊時，外資銀行的“傳染效應”會加劇中東歐國家銀行業(yè)風險。

外資持股是銀行業(yè)對外開放的重要形式?，F(xiàn)有研究關(guān)于外資持股對銀行風險承擔的影響主要分為兩種觀點②。一種觀點認為外資持股會降低銀行風險承擔。Zhu 等[18]發(fā)現(xiàn)外商投資可以降低國有商業(yè)銀行風險承擔，降低效果與外資股東業(yè)務(wù)參與程度等因素有關(guān)。張博等[16]從外資參股與股權(quán)結(jié)構(gòu)的角度出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)外資參股在有效降低銀行風險承擔水平的同時，強化了股權(quán)制衡對銀行風險承擔的抑制作用。另一種觀點認為外資持股會增加東道國銀行風險。De Haas 等[6]基于48 家跨國銀行集團樣本發(fā)現(xiàn)，在大衰退時期，銀行海外分支機構(gòu)會將母國銀行風險傳遞到東道國銀行。Chen等[4]基于32個新興經(jīng)濟體的1300多家銀行樣本發(fā)現(xiàn)，外資持股會加劇東道國銀行風險。何維達等[19]發(fā)現(xiàn)引入境外戰(zhàn)略投資者并沒有顯著提升銀行治理水平，而是增加了中國商業(yè)銀行風險。吳成頌等[20]也得到類似結(jié)論。

綜上所述，盡管國外學者取得了較為豐富的研究成果，但一方面由于各國在宏觀經(jīng)濟狀況、金融發(fā)展水平、銀行業(yè)開放程度等方面均存在明顯差異，國外的經(jīng)驗與結(jié)論未必適用于我國。另一方面，國內(nèi)學者對外資持股如何影響銀行風險承擔的研究相對較少，且結(jié)論存在較大分歧。在此基礎(chǔ)上，本文基于最新的大樣本銀行數(shù)據(jù)進行實證檢驗，以期進一步厘清外資持股對于銀行風險承擔的影響機制和作用條件。

（二）理論分析和研究假設(shè)

1.外資持股可能降低銀行風險承擔

第一，外資持股能補充中資銀行資本。資本是銀行抵御風險和吸收損失的最后一道防線，對于銀行正常經(jīng)營運作、維護市場信心具有重要意義。引進外資股東能夠給中資銀行帶來大量的資本金，促使其提升資本充足率，增強抗風險的能力[21]。第二，外資持股能優(yōu)化中資銀行股權(quán)結(jié)構(gòu)。由于歷史原因，中資銀行股權(quán)結(jié)構(gòu)較為集中，“大股東控制問題”和“內(nèi)部人控制問題”較為嚴重[16]。外資持股后，中資銀行股權(quán)集中度降低，股權(quán)制衡度提高，有助于約束大股東的行為，降低中資股東的道德風險[22]。第三，外資持股能強化對中資銀行的監(jiān)督約束。外國投資者會更積極地監(jiān)督銀行的表現(xiàn)和管理[23]，并且外資持股的本地銀行會吸引監(jiān)管部門的關(guān)注，這會進一步加強對銀行的外部監(jiān)督，從而減少銀行的風險承擔行為[2]。第四，外資持股能改善銀行管理水平。引入外資股東有利于促進人才相互流動以及信息共享，所帶來的知識溢出效應能夠提高銀行經(jīng)營管理水平[22]。

2.外資持股也可能增加銀行風險承擔

第一，外資可能出現(xiàn)“水土不服”問題。溢出效應的作用效果取決于東道國銀行對新知識的吸收能力、人力資本以及與外國投資者的技術(shù)差距[24]。由于銀行自身資源稟賦存在差異，中資銀行可能無法充分吸收新知識、新技術(shù)來提高經(jīng)營效率。相反，外資股東與引資行在相互磨合和學習的過渡期可能產(chǎn)生經(jīng)營理念和決策機制等方面的不兼容效應，從而增加引資行的經(jīng)營成本與經(jīng)營風險。第二，基于“競爭—脆弱”的觀點，外資持股帶來的銀行業(yè)競爭加劇會降低銀行特許權(quán)價值，強化銀行的風險承擔激勵[12]。第三，外資持股具有風險傳染效應。外資股東會將母國的經(jīng)濟危機傳到東道國，放大外部金融風險的沖擊，提高東道國銀行風險[3]。當東道國面臨經(jīng)濟危機時，外資股東如果突然減持股份，可能會導致銀行內(nèi)部資本結(jié)構(gòu)的改變，同時會向外界傳遞負面信號，進一步加大銀行風險[22]。

基于上述分析，本文提出如下競爭性假說：

H1a：外資持股能夠降低中資銀行風險承擔。

H1b：外資持股能夠增加中資銀行風險承擔。

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定和變量選擇

為檢驗上述假說，本文建立如下計量模型：

其中，i、b、t 分別為銀行個體、銀行類型和年度標識；→表示向量，代表多個控制變量及其系數(shù)；Zscore度量了銀行風險承擔；FH反映了外資股東期末持股的情況，包括外資股東期末持股比例（FH3）和前三大股東中是否持有外資（FH3dum）；Xmic為銀行層面微觀控制變量；Xmac為宏觀經(jīng)濟控制變量；θt為時間固定效應；λb為銀行類型固定效應；εi,t為隨個體和時間而改變的擾動項。

在被解釋變量方面，借鑒陳旺等[15]的研究，本文選取Zscore 來度量銀行風險承擔，Zscore=（ROA+CAR）/σ（ROA）。其中，ROA 為總資產(chǎn)收益率，CAR為資本充足率，σ（ROA）為ROA 的7年期窗口滾動標準差。Zscore 綜合反映了銀行的盈利能力、資本充足狀況和盈利穩(wěn)定性，其數(shù)值越高，意味著銀行風險越低。由于Zscore的高度有偏性，本文根據(jù)Laeven等[25]的建議，對其取自然對數(shù)進行處理。

在核心解釋變量方面，本文使用外資股東期末持股比例（FH3）來反映外資持股程度。在Wind 數(shù)據(jù)庫中，商業(yè)銀行股東屬性被分為個人、中外合資企業(yè)、中央國有企業(yè)、公眾企業(yè)、其他企業(yè)、國有企業(yè)、地方國有企業(yè)、外商獨資企業(yè)、外資企業(yè)、民營企業(yè)、集體企業(yè)等11個類別。本文將外商獨資企業(yè)、外資企業(yè)、中外合資企業(yè)、外國和港澳臺個人認定為具有外資屬性③。為減少模型可能存在的內(nèi)生性問題，解釋變量FH3取一期滯后。

在控制變量方面，銀行微觀層面控制變量（Xmic）主要包括：①資產(chǎn)規(guī)模SIZE，以銀行總資產(chǎn)的自然對數(shù)來衡量。②銀行權(quán)益資產(chǎn)比ETA，采用銀行所有者權(quán)益占總資產(chǎn)的比重表示。③資本利潤率ROE，為凈利潤與所有者權(quán)益之比。④不良貸款率NPL，為次級、可疑和損失三類貸款占貸款余額之比。⑤流動性比率LR，為銀行流動性資產(chǎn)與流動性負債之比。⑥非利息收入占比NII，是非利息收入與總營業(yè)收入的比率。為減輕模型可能存在的內(nèi)生性問題，對于上述銀行微觀特征變量均取一期滯后。宏觀經(jīng)濟控制變量（Xmac）主要包括實際GDP增速和M2 增速，二者分別反映了實體經(jīng)濟和貨幣金融環(huán)境。此外，借鑒羅煜等[26]的研究，模型還進一步控制了時間固定效應（θt）和銀行類型固定效應（λb）。

（二）樣本選擇和描述性統(tǒng)計

本文銀行數(shù)據(jù)主要來自Wind 數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫。在剔除缺乏連續(xù)3年關(guān)鍵財務(wù)變量指標的銀行后，最終選取2007—2021年間302 家中資銀行的年度非平衡面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。按照銀保監(jiān)會的分類標準，研究樣本包括6 家國有大型商業(yè)銀行、12 家股份制商業(yè)銀行、111 家城市商業(yè)銀行和173 家農(nóng)村商業(yè)銀行。從地理分布來看，樣本涵蓋了31 個省、自治區(qū)和直轄市。從總體規(guī)模上看，截至2021年底，樣本銀行占所有銀行類金融機構(gòu)總資產(chǎn)的78.65%，總負債的78.78%，因此本文所選樣本具有較強的代表性。GDP 增速和M2增速取自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

為防止異常值對估計結(jié)果的干擾，對所有銀行微觀特征變量在其分布的1%和99%的位置上進行縮尾處理。表1 匯報了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，樣本銀行Zscore 的均值為450.590，最大值為最小值的7 倍，前三大外資股東持股比例FH3均值為2.269%，最大值為26.4%。這說明各銀行風險承擔水平和外資持股程度均存在較大的差異。

表1 描述性統(tǒng)計表

表2 相關(guān)系數(shù)表

四、回歸結(jié)果及分析

（一）基準模型回歸結(jié)果

表3匯報了外資持股影響銀行風險承擔的基準回歸結(jié)果。其中，（1）和（2）列匯報了未控制銀行微觀特征變量的OLS回歸結(jié)果⑤，（3）和（4）列則進一步控制了各銀行微觀特征變量。（1）和（3）列中，外資持股比例FH3系數(shù)顯著為正，說明外資持股會降低銀行風險。在經(jīng)濟顯著性方面，以（3）列為例，F(xiàn)H3 增加一個標準差，將帶來Zscore 上升0.080（1.164×5.795/84.952）個標準差。（2）和（4）列則將解釋變量替換為前三大股東中是否有外資持股虛擬變量FH3dum=1（FH3>0），F(xiàn)H3dum 系數(shù)同樣顯著為正。總之，表3的回歸結(jié)果支持了假設(shè)H1a，即外資持股通過補充銀行資本、優(yōu)化銀行股權(quán)結(jié)構(gòu)、強化對銀行的監(jiān)督約束和改善銀行管理水平來起到降低銀行風險的積極作用。

表3 基準模型回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.替換關(guān)鍵變量度量方式

一方面，替換外資持股的度量方式，見表4（1）至（3）列。一是分別使用前五大股東外資期末持股比例FH5和前十大股東外資期末持股比例FH10作為解釋變量進行回歸；二是將香港中央結(jié)算（代理人）有限公司和香港中央結(jié)算有限公司也納入外資股東，從而得到新的前三大股東中外資持股比例FHA3。另一方面，替換銀行風險承擔的度量方式，見表4（4）至（8）列。一是在計算σ（ROA）時，由使用ROA連續(xù)7年滾動標準差替換為使用ROA連續(xù)3年和5年滾動標準差，分別得到Zscore1和Zscore2作為被解釋變量；二是參考馬理等[22]的研究，將Zscore計算公式中的資本充足率CAR 替換為資本資產(chǎn)比ETA，從而得到Zscore3=（ROA+ETA）/σ（ROA）；三是借鑒顧海峰等[27]、方意等[28]的研究，分別使用風險加權(quán)資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比重RWATA 和不良貸款率NPL來度量銀行風險承擔，二者取值越大，代表銀行風險承擔越高。表4列示了替換核心變量度量方法后的回歸結(jié)果，其中（1）至（6）列中外資持股系數(shù)顯著為正，（7）和（8）列中外資持股系數(shù)顯著為負，均表明外資持股能夠降低銀行風險承擔?？梢?，本文結(jié)論不因關(guān)鍵變量度量方式的變化而改變，具有較好的穩(wěn)健性。

表4 替換關(guān)鍵變量的回歸結(jié)果

2.變更樣本范圍

一方面，將銀行按類型分為國有和股份制銀行以及城商行和農(nóng)商行兩組，分別回歸的結(jié)果見表5（1）和（2）列。另一方面，2017年我國開始新一輪金融開放，以此為界，將樣本劃分為2017年之前和2017年之后（含2017年）兩個子樣本，分別回歸的結(jié)果見表5（3）和（4）列。此外，以在樣本期內(nèi)至少有一年前三大股東中為外資股東的銀行為樣本進行回歸，結(jié)果見表5（5）列。各列回歸中，F(xiàn)H3 的系數(shù)均顯著為正，依然支持本文基本結(jié)論。

表5 變更樣本范圍的回歸結(jié)果

（三）對內(nèi)生性問題的處理

第一，通過滯后解釋變量緩解反向因果問題?；鶞驶貧w發(fā)現(xiàn)，外資持股會降低銀行風險承擔，但這一發(fā)現(xiàn)可能是由于風險水平較低的銀行更容易吸引到外資持股，從而導致了反向因果型內(nèi)生性問題。為緩解這一問題，本文在基準回歸中將外資持股比例FH3 進行了滯后一期處理。為進一步緩解這一問題，分別使用滯后兩期、三期和四期的FH3 進行回歸。表6匯報了相應的回歸結(jié)果。各滯后期FH3的系數(shù)仍顯著為正，說明在考慮了被解釋變量和自變量可能互相影響的內(nèi)生性問題后，本文結(jié)論仍然成立。

表6 滯后解釋變量的回歸結(jié)果

第二，采用處理效應模型（Treatment Effect Mod?el）緩解樣本自選擇問題。首先，使用Probit 模型估計如下選擇方程：FH3dum*=φ→Z→+μ。其中，Z 包括外生變量銀行所在地區(qū)外資銀行網(wǎng)點占全部銀行業(yè)金融機構(gòu)網(wǎng)點的比例Fbranch 以及前文式（1）中的微觀控制變量（Xmic）和宏觀控制變量（Xmac）；μ為擾動項。當FH3dum*>0 時，F(xiàn)H3dum=1；否則，F(xiàn)H3dum=0。選擇方程中的解釋變量集合Z 中至少有一個變量外生于回歸方程，本文選取Fbranch 作為未出現(xiàn)在模型（1）中但會影響銀行外資持股狀況的變量。其次，根據(jù)回歸結(jié)果計算出逆米爾斯比率IMR，并將IMR 作為控制變量加入回歸模型（1）中。表7（1）和（2）列匯報了上述兩步法的估計結(jié)果，（3）和（4）列則匯報了使用極大似然法得到的系數(shù)估計值，其中IMR 系數(shù)較為顯著，意味著模型確實存在一定的自選擇問題。不過，外資持股虛擬變量FH3dum 仍然顯著為正，說明在緩解樣本自選擇問題后，外資持股能夠降低銀行風險承擔這一結(jié)論仍然成立。

茫崖興元一處鹵渠出現(xiàn)裂縫，所有在廠管理人員迅速拿著工具趕到現(xiàn)場搶修。公司海拔較高，紫外線照射強烈，裸露的皮膚經(jīng)一下午暴曬就會灼傷。現(xiàn)場人員站在高出地面10米的鹵渠上，全身處于暴曬之中。站在這樣的環(huán)境下，即使不干活頭都會眩暈，更別說進行重體力活，但現(xiàn)場沒有一個人抱怨，一心只想盡快把鹵渠修好。晚上6點，大風驟起，在飛揚的塵土下，伸手不見五指。正在工作的挖機司機和員工不懼困難，繼續(xù)工作。細鹽土混合著汗水，一層一層地黏結(jié)在他們身上，臉上也被細鹽土覆蓋。

表7 處理效應模型的回歸結(jié)果

第三，使用傾向得分匹配法（PSM）。在未匯報的單變量差異性檢驗結(jié)果中，有外資持股和無外資持股的銀行在其他特征變量方面也存在顯著差異。這意味著，兩組銀行風險承擔的差異可能并非純粹源于是否有外資持股的差異，而是受到了銀行其他特征差異的干擾，或者是因為銀行風險承擔和外資持股受到其他變量的共同作用。傾向得分匹配法可以在一定程度上緩解上述擔憂。具體而言，本文以是否有外資持股FH3dum 作為處理變量，以Zscore作為結(jié)果變量，將基準模型中的控制變量作為協(xié)變量，使用一對一匹配、一對四匹配、核匹配、半徑匹配和馬氏匹配等方法得到匹配樣本。平衡性檢驗結(jié)果表明，絕大部分協(xié)變量的標準化偏差于匹配后大幅縮小，說明匹配樣本中處理組與對照組銀行的特征差異得到了較大程度的消除⑥。表8 匯報了基于匹配樣本的回歸結(jié)果，其中解釋變量FH3的系數(shù)均顯著為正，與基準回歸模型保持一致。

表8 基于配對樣本的回歸結(jié)果

五、進一步分析

（一）異質(zhì)性分析

第一，銀行規(guī)模異質(zhì)性。在我國的銀行體系中，各類銀行在規(guī)模上的差異很大，這種差異可能會導致銀行風險承擔對外資持股的敏感性不同。一方面，銀行規(guī)模會影響外資持股的知識溢出效應。大銀行人力資本和技術(shù)條件優(yōu)于小銀行，因此其學習能力更強，更容易吸收外資股東帶來的管理經(jīng)驗以及先進技術(shù)，從而可以更好地化解風險。另一方面，銀行規(guī)模會影響外資持股的監(jiān)督效應。大銀行在金融體系中占有更為重要的位置，外資持股規(guī)模較大的中資銀行，通常會面臨更多的窗口指導和更嚴格的外部監(jiān)督，從而在更大程度上抑制銀行的風險承擔[29]。因此，本文預期外資持股的風險承擔降低效應在規(guī)模較大的銀行中更為顯著。

第二，銀行資本充足率異質(zhì)性。資本充足率是衡量銀行風險抵補能力的重要指標，探究外資持股與銀行風險承擔的關(guān)系，有必要考慮銀行資本充足率的影響。一方面，資本充足率會影響外資持股的資本補充效應。對于資本充足率較高的銀行，外資持股帶來的資本補充邊際效應更小，由此帶來的降低風險承擔的效果較小。另一方面，資本充足率會影響外資持股帶來的管理提升效應。資本充足率高的銀行一般具有較高的經(jīng)營管理水平[30，31]，此時外資持股帶來的銀行經(jīng)營管理水平邊際改善較小。因此，本文預期外資持股對資本充足率較低銀行風險承擔的降低效應更強。

第三，地區(qū)市場化程度異質(zhì)性。市場化進程是一系列經(jīng)濟、社會、法律和政治體制改革的結(jié)果。我國市場化進程存在區(qū)域不均衡特征，銀行所處地區(qū)的市場化程度可能會影響外資持股對銀行風險承擔的效果。一方面，市場化程度影響外資持股的知識溢出效應。中資銀行所處地區(qū)的市場化程度越高，銀行本身的公司治理水平就越高，技術(shù)、經(jīng)驗等各方面都會更為成熟，相較于所處地區(qū)的市場化程度較低的銀行，對知識、技術(shù)等方面進行學習的空間較小。另一方面，市場化程度影響外資持股的監(jiān)督效應。市場化程度較高的地區(qū)，銀行受到的外部監(jiān)督約束較強，外資股東所發(fā)揮的監(jiān)督效應相對較小。綜上，本文預期在市場化程度較低的地區(qū)，外資持股對銀行風險承擔的降低效應更強。

為考察銀行規(guī)模、資本充足率和地區(qū)市場化水平在外資持股與銀行風險承擔關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，本文在模型（1）的基礎(chǔ)上加入相關(guān)變量與外資持股比例FH3的交叉項，建立如下模型：

其中，M 為調(diào)節(jié)變量，分別為：銀行規(guī)模虛擬變量DSIZE、銀行資本充足率虛擬變量DCAR⑦和地區(qū)市場化程度虛擬變量DMAR⑧。表9 匯報了異質(zhì)性分析的回歸結(jié)果。（1）列中DSIZE×FH3 系數(shù)顯著為正，說明外資持股對大銀行風險承擔的降低效應更強。（2）列中DCAR×FH3系數(shù)顯著為負，說明外資持股更能降低資本充足率較低銀行的風險承擔。（3）列中DMAR×FH3 系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明在市場化程度較低的地區(qū)，外資持股對銀行風險承擔的降低效應更強。

表9 異質(zhì)性分析的回歸結(jié)果

（二）不同類型外資股東對銀行風險承擔的影響

不同類型的外資投資中資銀行的目的、性質(zhì)和特點均存在差異，可能對銀行風險承擔產(chǎn)生不同的影響。本文將外資股東劃分為銀行類外資股東、資管類外資股東和實業(yè)類外資股東三類，并分別使用前三大外資銀行股東持股比例（FBK）、前三大外資投資和資產(chǎn)管理公司持股比例（FZG）和前三大外資實業(yè)企業(yè)類股東持股比例（FSY）予以度量。表10匯報了不同類型外資股東持股對銀行風險承擔的影響，其中銀行類外資股東持股FBK 系數(shù)顯著為正，而資管類外資股東持股和實業(yè)類外資股東持股系數(shù)方向相反且顯著性較差，說明外資股東持股的風險承擔降低效應主要源于銀行類外資股東?？赡艿脑蛟谟?，資管類股東和實業(yè)類股東具有較為明顯的短期性和逐利性[32]，這種特性決定了其極易從名義上的戰(zhàn)略投資者變?yōu)閷嵸|(zhì)上的財務(wù)投機者，二者更傾向于在獲得一定收益后將股權(quán)套現(xiàn)，這與銀行長期發(fā)展的愿景和定位不一致，甚至會對銀行穩(wěn)健發(fā)展產(chǎn)生不利影響[8]。相比之下，外資銀行主要出于拓展全球業(yè)務(wù)布局、占領(lǐng)中國市場等戰(zhàn)略原因而持股中資銀行[33]，不會在短期內(nèi)退出。同時，外資銀行股東對銀行的業(yè)務(wù)、治理結(jié)構(gòu)以及制度安排等方面都更為熟悉，帶來的知識溢出和管理能力提升效應更強，因此可以更為有效地降低銀行風險。

表10 區(qū)分外資股東類型的回歸結(jié)果

（三）外資持股對銀行風險承擔的作用渠道分析

通過考察外資持股對Zscore 各構(gòu)成部分的影響，可以進一步明確外資持股影響銀行風險承擔的具體渠道。借鑒Lepetit 等[34]的研究，本文將Zscore拆分為RRSD=ROA/σ（ROA）和ERSD=CAR/σ（ROA）兩部分。其中，RRSD 反映了銀行利用增量的盈利覆蓋經(jīng)營風險的能力，ERSD 反映了銀行利用存量資本覆蓋經(jīng)營風險的能力，其他變量與前文式（1）中的含義一致。在此基礎(chǔ)上，參考李明輝等[35]的研究，進一步將Zscore 分解為ROA、CAR 和σ（ROA），分別反映了商業(yè)銀行盈利水平、資本充足程度和盈利波動性。表11 匯報了以上述變量為被解釋變量的回歸結(jié)果。其中，（1）和（2）列中FH3 系數(shù)顯著為正，說明外資持股能夠同時提升銀行以盈利和以資本應對風險的能力。（3）至（5）列回歸結(jié)果進一步表明，外資持股會降低銀行盈利水平，從而加劇銀行風險承擔。與此同時，外資持股有助于降低銀行盈利波動性、提升銀行資本充足率，并在更大程度上降低銀行的風險承擔。

表11 分解Zscore的回歸結(jié)果

六、結(jié)論與政策建議

本文基于2007—2021年中國302家商業(yè)銀行的非平衡面板數(shù)據(jù)，實證考察了外資持股對銀行風險承擔的影響。研究發(fā)現(xiàn)，外資持股能夠降低銀行風險，并且對規(guī)模較大、資本充足率較低以及所處地區(qū)市場化程度較低的銀行影響更為顯著。區(qū)分外資股東類型后發(fā)現(xiàn)，外資持股的風險降低效應主要源于銀行類外資股東。對作用渠道的分析表明，外資持股雖然降低了銀行的盈利能力，但也在降低銀行盈利波動的同時提升了銀行資本充足率?；谏鲜鼋Y(jié)論，本文提出如下政策建議：

第一，擴大銀行業(yè)對外開放，鼓勵外資進入。擴大對外開放是提升銀行業(yè)經(jīng)營管理水平、促進銀行業(yè)競爭和結(jié)構(gòu)優(yōu)化的必要和迫切之舉，擴大外資銀行持股比例對提高中資銀行經(jīng)營管理水平、降低中資銀行風險具有積極作用。商業(yè)銀行應抓住新一輪對外開放的契機，根據(jù)自身實際情況積極引進外資股東，尤其是資本充足率偏低和所處地區(qū)市場化程度較低的銀行更應該重視引進外資股東。

第二，關(guān)注外資持股動機，甄別外資類型。外資投資者持股中資銀行的目的通常有兩種：一是短期獲利；二是長期共贏。戰(zhàn)略投資者不期望短期內(nèi)獲利，而是期望參與經(jīng)營決策來改善商業(yè)銀行的公司治理、經(jīng)營機制和提高其競爭力，以獲得長期資本增值。因此，中資銀行在引進外資股東時，還應關(guān)注外資投資者的動機和意圖，注意識別股東類型，優(yōu)先選擇引進戰(zhàn)略投資者屬性更強的銀行類外資股東，避免引進單純的財務(wù)投資者，從而更有效地發(fā)揮外資持股的正面效應。

第三，提高風險應對能力，堅持審慎監(jiān)管。在利率市場化深入推進、銀行利差收窄的背景下，保持一定的盈利水平對于商業(yè)銀行穩(wěn)健發(fā)展具有重要意義。然而，外資持股雖整體上降低了銀行風險承擔，卻也對銀行盈利產(chǎn)生了不利影響?？梢?，外資持股具有兩面性，盡管當前外資持股主要體現(xiàn)出積極效應，但也不能忽略其潛在的負面影響。因此，在鼓勵商業(yè)銀行積極穩(wěn)妥引進外資的同時，監(jiān)管部門要進一步加強制度建設(shè)，加強對跨境資本的檢測、分析和預警，堅持審慎監(jiān)管，不斷豐富和完善監(jiān)管手段及措施?！?/p>

注 釋

①2017年，全國第五次金融工作會議明確指出，要積極穩(wěn)妥推動金融業(yè)對外開放；監(jiān)管當局頒布了《關(guān)于規(guī)范銀行業(yè)服務(wù)企業(yè)走出去加強風險防控的指導意見》《關(guān)于外資銀行開展部分業(yè)務(wù)有關(guān)事項的通知》等一系列政策；2018年，銀保監(jiān)會發(fā)布《中國銀行保險監(jiān)督管理委員會關(guān)于廢止和修改部分規(guī)章的決定》，宣布了一系列措施，如取消中資銀行的外資持股比例限制，實施內(nèi)外資一致的股權(quán)投資比例規(guī)則，外資享有“國民待遇”，大幅度擴大外資銀行業(yè)務(wù)范圍，持續(xù)推進外資投資便利化。

②此外，也有研究認為外資持股對銀行風險承擔的影響具有非線性特征。例如，馬理等[22]研究發(fā)現(xiàn)，在中小型商業(yè)銀行樣本中，外資持股對銀行風險承擔的影響呈“倒U型”。

③由于Wind 數(shù)據(jù)庫中商業(yè)銀行股東屬性缺漏較多，本文基于股東名稱，在天眼查平臺中校驗和判斷該股東是否為外資股東。需要說明的是，許多銀行前十大股東中出現(xiàn)了香港中央結(jié)算（代理人）有限公司或香港中央結(jié)算有限公司，前者表示在香港上市的H股股東持有股份的集合，后者表示通過香港交易所持有的A 股股份的集合（即通過滬港通、深港通的北上資金持有的A股）。由于無法穿透來判斷實際持股人性質(zhì)，本文在主回歸中未將二者列為外資股東。

④本文還基于銀行前三大股東是否有外資持股，將樣本劃分為兩組，并對兩組的Zscore 進行組間均值差異檢驗和中位數(shù)檢驗。t 檢驗（Wilcoxon 秩和檢驗）發(fā)現(xiàn)，有外資持股樣本與無外資持股樣本的Zscore均值（中位數(shù)）存在顯著差異。

⑤由于核心解釋變量外資持股具有較強的連續(xù)性特征（FH3 的組內(nèi)標準差為2.055，組間標準差為4.348），組內(nèi)變化相對較小，加入固定效應會吸收解釋變量的大部分變差，導致其估計系數(shù)具有較大標準誤。因此，本文未使用固定效應模型，而是與李振等[3]、馬理等[22]、羅煜等[26]的方法一致，采用混合OLS回歸估計模型（1）。

⑥篇幅所限，平衡性檢驗結(jié)果未列示，作者備索。

⑦首先計算各銀行規(guī)模（資本充足率）歷年均值，然后以該均值的中位數(shù)為界進行分組。當銀行規(guī)模高于中位數(shù)時，DSIZE（DCAR）取值為1，否則為0。

⑧本文使用中國分省份市場化指數(shù)來刻畫地區(qū)市場化程度。首先計算各地區(qū)市場化指數(shù)歷年均值，然后以歷年均值的中位數(shù)為界進行分組。當?shù)貐^(qū)市場化指數(shù)高于中位數(shù)時，DMAR取值為1，否則為0。