中国农业银行战略管理部工作论文 境外战略投资者改变了国有商业银行的贷款行为吗？ ∗蔡卫星（中国农业银行博士后科研工作站，10005） 本文仅为作者个人观点，并不代表所在单位意见 内容提要：本文利用中国商业银行2002-2007年省级面板数据，从贷款行为的视角研究了引进境外战略投资者对国有商业银行的影响。运用动态面板系统广义矩估计方法，本文的计量结果显示，国有商业银行与其他商业银行的贷款行为存在着明显的差别，国有商业银行贷款增长率与盈利能力呈负相关，而其他商业银行贷款增长率与盈利能力显著正相关，这说明与国有商业银行相比，其他商业银行贷款行为更符合商业导向；引进境外战略投资者没有带来国有商业银行整体贷款行为的显著变化，同时，引资国有商业银行个体贷款行为也未出现显著变化。本文的结论对制定中国银行业下一步改革方向具有重要的启发意义。 关键词：境外战略投资者 国有商业银行 贷款行为 广义矩估计 ∗ 作者信息：蔡卫星，中国农业银行博士后科研工作站。联系方式：北京市东城区建国门内大街69号中国农业银行战略管理部951室，100005，email：peterxcai@，主要研究领域：商业银行公司治理。联系电话：010-85108922；13810015432。
境外战略投资者改变了国有商业银行的贷款行为吗？ 内容提要：本文利用中国商业银行2002-2007年省级面板数据，从贷款行为的视角研究了引进境外战略投资者对国有商业银行的影响。运用动态面板系统广义矩估计方法，本文的①计量结果显示，国有商业银行与其他商业银行的贷款行为存在着明显的差别，国有商业银行贷款增长率与盈利能力呈负相关，而其他商业银行贷款增长率与盈利能力显著正相关，这说明与国有商业银行相比，其他商业银行贷款行为更符合商业导向；引进境外战略投资者没有带来国有商业银行整体贷款行为的显著变化，同时，引资国有商业银行个体贷款行为也未出现显著变化。本文的结论对制定中国银行业下一步改革方向具有重要的启发意义。 关键词：境外战略投资者 国有商业银行 贷款行为 广义矩估计 一、引言 2003年底，中国政府启动了新一轮银行业改革，改革的核心是将国有独资商业银行转变为国有控股商业银行。新一轮改革明确指出，国有商业银行改革的方向是股份制改造，其中的一个重要举措是引进境外战略投资者。随后，中国建设银行、中国银行和中国工商银行先后引进了境外战略投资者并实现上市（参见附录表1）。中国银行业的这一重大事件引起了国内外学者的高度关注，理论界和实务界围绕着引进境外战略投资者对中国银行业的影响这一问题展开了激烈的争论。 从全球范围来看，以境外战略投资者为代表的外资参与东道国银行业改革是一个普遍现象，学术界对此展开了广泛的探讨，但是并未达成一致的结论（Clarke et al.，2005；Megginson，2005；Yildirim and Philippatos，2007；Lensink and Naaborg，2007等）。从我们掌握的文献来看，国内对这一问题的探讨大多以理论上的定性分析为主，系统性的经验研究还比较缺少，朱盈盈等（2008）采用比较分析方法初步用多个指标对引进境外战略投资者的影响进行了研究，但是并未得出一致的结论。 本文在对国内外最新研究成果加以利用和创新的基础上，从贷款行为的视角来考察引进境外战略投资者对国有商业银行的影响，试图对上述问题进行解答。本文的主要贡献体现在以下两个方面：首先，在研究视角上，既有研究大多从绩效角度入手，但是不同的绩效指标②选择影响了研究结论，我们认为，与短期的绩效改善相比，贷款行为的变化对商业银行而③言更为重要，如果贷款行为不符合商业原则，即便在短期内绩效有所改善，从长期来看也缺乏可持续性。借鉴Podpiera（2006）的思路，我们着重考察了国有商业银行贷款行为的变化；其次，本文所遵循的回归框架是一个动态方程，滞后因变量一般而言存在内生性问题，传统的面板数据方法（如Podpiera（2006）所使用的固定效应模型）能在一定程度上减轻内生性的影响，但是这些固定效应估计量仍可能是不一致的，本文使用系统广义矩估计法④（system generalized method of moments）来克服动态方程中滞后因变量的内生性问题，使实证结果更加可靠。 本文的实证分析结果表明，在2002-2007年的样本区间内，国有商业银行与其他商业银行的贷款行为存在着明显的差别，国有商业银行贷款增长率与盈利能力呈负相关，而其他商业银行贷款增长率与盈利能力显著正相关；引进境外战略投资者没有带来国有商业银行整体贷款行为的显著变化，同时，引资国有商业银行个体贷款行为也未出现显著变化。 ① 国有商业银行主要是指工、农、中、建四大国有商业银行；其他商业银行包括股份制商业银行、城市商业银行和农村商业银行等三类，其中股份制商业银行所占份额最大。 ② 不同绩效指标选择对研究结论的影响请参见本文第二节。 ③ 从国有商业银行的现状来看，传统的存贷款业务一直是其主要收入来源，根据年报数据，2007年存贷款业务带来的净利息收入占营业收入的比重分别为%（工行）、%（中行）、%（建行）。 ④ 对估计方法的详细介绍请参见本文第四节。
本文余下部分的结构安排如下：第二部分回顾有关银行业引进境外战略投资者影响的相关文献；第三部分简要介绍引进境外战略投资者的背景，并提出本文的研究假设；第四部分介绍模型设定和估计方法，并描述数据；第五部分报告计量结果，并对结果做相应解释；第六部分总结全文。 二、文献回顾 从国际经验来看，在银行业改革过程中引入境外投资者早有先例，例如上世纪80、90年代中东欧转型经济体和拉美、东南亚等新兴市场经济体的银行业在改革过程中大多引入了外资。在这一背景下，银行业外资所有权方面的研究逐渐引起了学术界的关注，讨论银行业引进境外战略投资者影响的相关文献也不断涌现，但是得出的结论不尽相同。 一些研究认为，境外战略投资者持股对银行业有着积极的影响。Demirgüç-Kunt and Huizinga（1999）对1988-1995年的跨国样本分析表明，在发展中国家，外资银行的表现要优于本国银行。Bonin et al.（2005）、Eller（2006）对中东欧国家银行业以及Yildirim and Philippatos（2007）对1993-2000年11个拉美国家银行业的实证研究都发现允许外资参与会促进本国银行业效率的改进。对韩国（Choi and Hasan，2005）、匈牙利（Ábel and Siklos，2004）和巴基斯坦（Patti and Hardy，2005）等国的研究得出类似的结论。因此，Clarke et al.（2005）指出，在转轨国家国有商业银行改革过程中，向战略投资者出售股份要比向公众投资者出售股份更有效率。另外一些研究则认为，境外战略投资者对银行业绩效的改善并不显著。Habers（2005）对墨西哥银行业的实证研究发现，引进外资使得银行对企业和居民的信贷减少了，这说明墨西哥银行业引进境外战略投资者并不是很成功。在最近的一项研究中，Lensink and Naaborg（2007）使用跨国的面板数据对银行业外资所有权与绩效之间关系的研究发现，外资股权与绩效之间存在着负相关关系。对于这一现象，他们用Berger et al（.2000）提出的“主场优势（home field advantage）”理论进行了解释。这一理论认为，由于委托人与代理人之间的距离以及在语言、文化、监管结构等方面的差异，本国银行将拥有竞争性的优势。 伴随着中国经济的快速发展和中国银行业影响的不断扩大，国外学者对中国银行业相关问题的研究兴趣不断增大，有关中国银行业改革的研究成果也不断出现。Garcia-Herrero et al.（2006）从整体上对中国银行业改革及其可能的影响进行了初步评估，认为一系列的改革在总体上对中国的银行体系带来了积极的变化。Ho（2007）认为，中国银行业改革产生了混合的效果，即在增加总剩余的同时却导致了消费者福利的下降。在外资参与中国银行业改革方面，Leigh and Podpiera（2006）指出，尽管大多数其他国家银行业的外资参与以直接设立分支机构或者控股形式为主，中国银行业的外资参与主要表现为少数股权形式。Laurenceson and Qin（2008）利用2001-2006年中国银行业的数据考察了这种外资少数股权形式的影响，研究表明外资股权与银行的成本效率（cost efficiency）之间存在正向但不显著的关系。Berger et al.（2009）对1994-2003年中国银行业效率的分析发现，外资少数股权对银行效率的改进有着显著的作用。与此同时，中国银行业引进境外战略投资者的成效也引起了国内理论界和①实务界的广泛关注，但是现有研究对于引资效果多偏重于定性分析和个案研究（朱盈盈等，2008），因而在这一问题上还缺乏较为一致的意见。 综上所述，国内外学者对银行业引进境外战略投资者的成效进行了大量研究，但是结论却有所不同，有时甚至是互相矛盾。我们认为，其原因可能源于以下几个方面：首先，大部分跨国研究忽略了不同国家之间的制度差异，例如各国在银行监管方面的规定就存在较大差异，当然制度差异还体现在许多其他方面，因此Lensink等人在其最近的一篇研究外资股权与银行效率的论文中就引入了制度因素（Lensink et al.，2008）；其次，不同的绩效指标选择 ① 国内理论界和实务界对中资银行引进境外战略投资者问题的观点综述详见朱盈盈等（2008）。 3
也是影响研究结论的重要因素，例如Berger et al.（2009）的研究就发现，中国四大国有商业银行的利润效率很差，但是成本效率却与平均水平相差无几；最后，不同研究中涉及到的数据时间段各不相同，这也影响了研究结论。为了解决上述问题，我们将利用2002-2007年中国商业银行在大陆31个省份的面板数据，使用SYS-GMM估计方法，从贷款增长的视角来考察引进境外战略投资者对国有商业银行的影响。 三、制度背景与研究假设 作为2003年开始的新一轮银行业改革的一项重要举措，引进境外战略投资者有其特殊的历史背景，与中国银行业长期以来的改革历程密不可分。自四大专业银行从人民银行分设以来，中国银行业的改革一直没有停止，但是其成果却不尽如人意。盈利能力差、经营风险高、资本充足率低一直是国有商业银行经营状况的集中表现（Garcia-Herrero et al.，2006）。为了摆脱经营困境，国家曾实施了一系列救助措施：1998年财政部发行了2700亿特别国债用于补充国有商业银行资本金，1999年成立四大资产管理公司，负责接收、处置四大国有商业银行剥离的万亿不良资产。但是，到2002年底，四大国有商业银行的不良贷款比率又达到了%。这一事实表明，仅仅依靠政府的单方面注资只能缓解燃眉之急，而不能解决长远之痛。因为制约国有商业银行稳健经营的根本原因在于体制、机制方面，这使得国有商业银行长期以来受到严重的政府干预影响。政府干预使得国有商业银行无法按照市场标准来配置资产，其贷款决策在很多时候都不是商业导向的，因而国有商业银行在很长一段①时间内都不被认为是真正意义上的现代商业银行（Garcia-Herrero et al.，2006）。Podpiera（2006）认为，现代商业银行一个重要特征就是贷款决策应该更多地遵循商业导向（commercially oriented）。因此，就贷款投放的地区结构而言，商业银行应该向盈利能力更好的地区倾斜，即表现为盈利能力越好的地区，其贷款增长应该越快。我们认同Podpiera（2006）的观点，如果某家银行的贷款行为完全遵循商业导向，那么在盈利能力较高的区域，贷款增长率就应当更高，即不同区域的贷款增长应当与盈利能力相匹配，换句话说，可以用商业银行在不同区域内贷款增长与盈利能力的匹配性来判断贷款行为是否遵循商业导向。习惯上，中国商业银行可以分为国有商业银行和其他商业银行两类，与国有商业银行相比，其他商业银行被认为是更加接近真正意义上的现代商业银行。据此，我们提出本文的第一个研究假设： 假设1：国有商业银行在不同地区的贷款增长与盈利能力之间的相关性弱于其他商业银行。 2005年，中国建设银行率先引进美国银行作为其境外战略投资者，随后中国银行、中国工商银行也先后完成引进境外战略投资者的工作。国有商业银行引进境外战略投资者的初衷是为了用股权换机制、换管理、换技术，从而从根本上推动国有商业银行转变成真正的现代商业银行。显然，如果引进的境外战略投资者真正发挥了作用，那么我们就可以预期国有商业银行在贷款决策上会发生变化，即贷款投放逐渐转向商业导向。据此，我们提出本文的第二个研究假设： 假设2：引进境外战略投资者之后，国有商业银行在不同地区的贷款增长与盈利能力之间的相关性提高。 四、研究设计 （一）计量模型设定 参考Podpiera（2006）的商业银行贷款增长回归框架，根据本文研究的需要，我们将计量模型设定如下： ① 对银行业政府干预问题的研究参见La porta et al.（2002）和Sapienza（2004） 4
Glending=βGlending+βOSR+γX+τ+η+ε （1） i,t1i,t-12i,ti,ttii,tGlending=βGlending+βFSI×OSR+γX+τ+η+ε （2） i,t1i,t-12i,ti,ttii,t其中，Glending是第t年商业银行贷款增长率，Glending是上一年商业银行贷款增长i,ti,t-1率，OSR是营业盈余与GDP的比值，用来表示盈利能力。FSI是表示是否引进境外战略i,t投资者的虚拟变量，具体的定义是，商业银行引入境外战略投资者之后（包括引进当年）取值为1，否则取值为0。FSI×OSR是盈利能力与是否引进境外战略投资者的交互项。Xi,ti,t是一组可能影响商业银行贷款增长率的控制变量，τ是时间虚拟变量，η是地区固定效应，tiε是干扰项。 i,t作为分析的起点，我们首先用（1）式分别对四大国有商业银行和其他商业银行样本进行回归，用来检验本文的第一个假设；接下来，我们用（2）式对国有商业银行样本进行回归，用以考察本文的第二个假设。 （二）估计方法 Podpiera（2006）采用固定效应模型来估计方程（1）。我们知道，固定效应模型可以有效地消除不随时间变化的地区效应，但是动态方程中滞后因变量仍然可能导致内生性问题，因此采用固定效应模型的估计结果其稳健性值得怀疑。Roodman（2006）指出，对于时间跨度相对于截面数较小的动态面板数据模型而言，采用广义矩估计法（GMM）是一个非常好的选择。Arellano and Bond（1991）提出了一阶差分广义矩估计法（first-differenced GMM，简称DIF-GMM），其基本思路是首先对回归方程进行一阶差分变换以消除固定效应的影响，然后用滞后变量作为差分方程中相应的内生变量的工具变量估计差分方程。不过，DIF-GMM估计容易受到弱工具变量和小样本偏误的影响。为了克服这一问题，Arellano and Bover（1995）和Blundell and Bond（1998）提出了系统广义矩估计方法（system GMM，简称SYS-GMM）。SYS-GMM估计量在DIF-GMM估计量的基础上进一步使用了水平方程的矩条件，将滞后变量的一阶差分作为水平方程中相应的水平变量的工具。相对来说，SYS-GMM估计量具有更好的性质，因此本文将报告SYS-GMM估计值。 一般而言，可以从以下几个方面检验GMM估计量是否有效可行：第一个是通过Hansen过度识别约束检验对工具变量的有效性进行检验，其原假设是所使用的工具变量与误差项是不相关的；第二个是通过Arellano-Bond的自相关检验对差分方程的随机误差项的二阶序列相关进行检验，其原假设是随机误差项不存在二阶序列相关；第三个是如果滞后变量的系数大①小在相应的OLS估计值和FE估计值之间，则GMM估计是可靠有效的；第四个是Roodman（2006）提出的一个拇指规则（rule of thumb），即工具变量数不超过截面数。 （三）数据 本文使用的数据根据《中国金融年鉴》和《中国统计年鉴》等相关的统计资料进行整理计算，最后得到包括中国大陆31个省份2002-2007年的面板数据。我们选择上述时间段的一个重要考虑就是，这一区间正是中国上一轮经济上行周期，商业银行的贷款行为更多地出于商业利益的考量，而2007年后政府采取的全球金融危机应对措施可能会对商业银行的贷 ① 这是因为混合OLS估计通常会导致向上偏误的滞后项系数，而固定效应估计则会产生一个严重向下的滞后项系数（Bond et al.，2002）。 5
①款行为带来重大影响；此外，《中国统计年鉴2009》中分地区营业盈余为2007年数据。综合上述原因，本文将研究的最后截止时间确定为2007年。 表1给出了各变量的定义说明和描述性统计。可以看出，在样本区间内商业银行在各地区贷款投放总体增长较快，贷款年均增长15%左右，其中四大国有商业银行贷款增长率（%）低于其他商业银行（%）；存款呈现类似趋势，存款年均增长17%左右，四大国有商业银行存款增长率（%）同样低于其他商业银行（%）。 表1 变量说明和描述性统计 变量名 变量说明 观察值 均值 标准差 Glending 贷款增长率 155 Major4Glending 四大国有商业银行贷款增长率 155 OtherGlending 其他商业银行贷款增长率 152 OSR 盈利能力：营业盈余与GDP的比值 155 Ggdp GDP增长率（%） 155 SOEs 国有企业工业总产值占工业总产值的比重 155 Gsavings 存款增长率 155 Major4Gsavings 四大国有商业银行存款增长率 155 OtherGsavings 其他商业银行存款增长率 155 0 .416 注：其他商业银行贷款增长率中西藏2005-2007年的数据缺失，所以该变量只有152个观察值。 五、计量结果分析 在这一节中，我们分别报告使用2002-2007年中国大陆31个省份构成的面板数据对（1）式和（2）式进行估计得到的计量结果。 （一）国有商业银行与其他商业银行贷款行为的比较 我们首先将全部数据分成国有商业银行和其他商业银行两个样本，分别采用OLS、FE和SYS-GMM三种方法对（1）式进行估计，回归结果见表2。根据上一节对估计方法的讨论，我们认为，SYS-GMM估计结果是稳健且可靠的，其理由是：（1）Hansen test不能拒绝工具变量有效的原假设；（2）Arelleno-Bond序列相关检验表明在统计上不能拒绝不存在二阶序列相关性的原假设；（3）滞后项的估计值介于OLS估计值和FE估计值之间；（4）工具变量数小于截面数。因此，我们将根据SYS-GMM得到的估计结果进行分析。 回归结果显示，在控制了其他变量的影响之后，国有商业银行与其他商业银行的贷款行为存在着明显的差异，国有商业银行贷款增长率与盈利能力负相关，但是并不具有统计意义上的显著性；与之相反，其他商业银行贷款增长率与盈利能力正相关，并且在统计上是显著的。上述结果表明，其他商业银行的贷款投放对盈利能力的关注程度要高于国有商业银行。因此，在一定程度上，我们可以认为，其他商业银行的贷款行为更具有商业利益上的考量，也就是说，其他商业银行的贷款投放更符合现代商业银行的行为方式，其商业指向更加明显，即在盈利能力越高的地区，其他商业银行的贷款增长率越高。上述结果表明，本文的第一个假设得到经验证据的支持。 其他控制变量的估计系数也提供了十分有意义的信息。首先，GDP增长率对国有商业银②行贷款增长率有着显著的正向影响；与之相反，GDP增长率对其他商业银行贷款增长率不存在显著的影响。如果将GDP增长率看作规模的象征，盈利能力当成质量的代表，那么将上述两个结果结合起来，我们就可以得出一个相当有价值的结论：国有商业银行的贷款行为是 ① 例如，金融危机的应对措施就包含了“宽松的货币政策”，在这一政策的推动下，2009年商业银行贷款投放出现“天量信贷”现象。 ② 在10%显著性水平上显著。 6
“重规模轻质量”，表现为贷款增长率与GDP增长率显著正相关，而与盈利能力不存在具有统计意义上显著的关系；其他商业银行的贷款行为则是更加看重质量，表现为贷款增长率与盈利能力显著正相关，而与GDP增长率不存在具有统计意义上显著的关系。 其次，国有企业份额对国有商业银行贷款增长率有着显著的负向影响，对其他商业银行贷款增长率同样具有负向影响，但是在统计上并不显著。长期以来，中国国有商业银行与国有企业之间存在着非常紧密的联系（Cull and Xu，2003），国有商业银行贷款投放更倾向于国有企业（Wei and Wang，1997），这已经成为影响国有商业银行乃至中国金融体系健康发展的一个重要因素。我们的研究结果则表明国有商业银行贷款偏好国有企业的现象在近些年逐渐弱化，这一结论对国有商业银行改革发展具有十分积极的意义。 最后，无论是国有商业银行还是其他商业银行，其贷款增长率都受到资金基础（用存款增长率来衡量）的影响，存款增长率对贷款增长率有着正向的影响，尽管这一影响在统计上并不显著；相对于其他商业银行，国有商业银行贷款增长率受存款增长率的影响更大。 表2 贷款增长率的回归分析：国有商业银行与其他商业银行的比较 被解释变量：贷款增长率（Glending） 国有商业银行 其他商业银行 OLS FE SYS-GMM OLS FE SYS-GMM（1） （2） （3） （4） （5） （6） ∗∗∗ ∗∗∗ ∗ ∗ Glending_1 （） （） （） （） （） （） ∗ ∗ OSR （） （） （） （） （） （） ∗∗ ∗∗∗ ∗ Ggdp （） （） （） （） （） （） ∗∗∗ ∗ ∗∗ SOEs （） （） （） （） （） （） ∗∗ ∗∗ ∗∗∗ ∗∗ Gsavings （） （） （） （） （） （） Year 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Hansen test— — — — AR(1) — — — — AR(2) — — — — 观察值 155 155 155 152 152 152 工具变量数 ——26——25注：（1）括号内的数值是P值，∗、∗∗、∗∗∗分别表示10%、5%和1%的显著性水平。（2）Hansen test报告了汉森过度识别检验的P值；AR（1）和AR（2）分别报告了一阶和二阶序列相关检验的P值。（3）第4-6列的回归中，由于缺失了西藏2005-2007年的观测值，所以样本观察值较之前三列少3个。 （二）境外战略投资者对国有商业银行贷款行为的影响 表2的结果证实了国有商业银行与其他商业银行贷款行为上存在着明显的差异，其他商业银行的贷款行为对盈利能力的敏感性更高，更符合现代商业银行的行为方式。接下来，我们将讨论引进境外战略投资者对国有商业银行贷款行为的影响。在这里，我们关注的重点是，境外战略投资者能否提高国有商业银行贷款投放对盈利能力的敏感性，换句话说，引进境外战略投资者之后国有商业银行贷款增长率对盈利能力的敏感性是否有显著的改善？ 为此，我们首先将四大国有商业银行视为一个整体对（2）式进行了估计。从表1可以看出，在四大国有商业银行中，建行和中行均是在2005年引入战略投资者，因此（2）式中 7
FSI的定义是，当Year≥2005时，FSI=1；否则，FSI=0。在（2）式中，我们关注的是交互项FSI×OSR的回归系数。显然，如果交互项的估计系数显著为正，那么则表明境外战略投资者显著地改变了国有商业银行的贷款行为，即引进境外战略投资者之后盈利能力对国有商业银行贷款增长率的影响增加了；反之则说明境外战略投资者并未改变国有商业银行的贷款行为。 表3报告了四大国有商业银行整体回归结果。同理，我们认为第（3）列SYS-GMM估①计结果是稳健且可靠的。计量结果显示，交互项的回归系数为负，并且不具有统计意义上的显著性，这就表明，境外战略投资者并未显著的改变国有商业银行的贷款行为，引进境外战略投资者之后国有商业银行贷款投放对盈利能力的敏感性并未明显提高。因此，从这个意义上说，战略投资者对国有商业银行贷款行为并未带来明显的改观，本文的第二个假设并未得到经验证据的支持。其他控制变量的符号与表2基本一致。 表3 境外战略投资者对国有商业银行贷款行为的影响：基于四大行整体的分析 被解释变量：贷款增长率（Glending） OLS FE SYS-GMM （1） （2） （3） ∗∗∗ Glending_1 （） （） （） FSI×OSR （） （） （） ∗∗ ∗∗∗ ∗ Ggdp （） （） （） ∗∗ ∗∗ SOEs （） （） （） ∗∗ ∗∗ ∗ Gsavings （） （） （） Year 控制 控制 控制 Hansen test — — AR(1)——(2)——观察值 155 155 155 工具变量数 ——19注：（1）括号内的数值是P值，∗、∗∗、∗∗∗分别表示10%、5%和1%的显著性水平。（2）Hansen test报告了汉森过度识别检验的P值；AR（1）和AR（2）分别报告了一阶和二阶序列相关检验的P值。 在对境外战略投资者与国有商业银行的贷款行为之间关系进行整体分析的基础上，我们还关心境外战略投资者对不同国有商业银行贷款行为的影响是否存在差别，为此，本文又分别利用引进境外战略投资者的工行（ICBC）、中行（BOC）和建行（CCB）的数据对（2）式进行了估计。需要说明的是，对于中行和建行，引进境外战略投资者的时间是2005年，因此（2）式中FSI的定义是，当Year≥2005时，FSI=1；否则，FSI=0；工行引进境外战略投资者的时间是2006年，因此（2）式中FSI的定义是，当Year≥2006时，FSI=1；否则，FSI=0。在这里，我们同样关注的是交互项FSI×OSR的回归系数。 表4报告了基于各家商业银行单独分析的结果。不难发现，SYS-GMM估计结果是稳健 ① 理由是：（1）Hansen test不能拒绝工具变量有效的原假设；（2）Arelleno-Bond序列相关检验表明在统计上不能拒绝不存在二阶序列相关性的原假设；（3）滞后项的估计值介于第（1）列OLS估计值和第（2）列FE估计值之间；（4）工具变量数（19）小于截面数（31）。 8
①且可靠的。计量结果显示，交互项的回归系数为负，并且不具有统计意义上的显著性，这一结果在全部的SYS-GMM中均成立。上述发现进一步说明，境外战略投资者依然并未显著的改变国有商业银行的贷款行为，引进境外战略投资者之后国有商业银行贷款投放对盈利能力的敏感性并未明显提高，这一结论对已经引进境外战略投资者的三家国有商业银行而言都是成立的，这表明经验证据并不支持本文的第二个假设。其他变量对三家国有商业银行贷款增长率的影响基本上是大同小异，资金基础（用存款增长率衡量）是影响三家国有商业银行贷款增长的一个重要因素。 表4 境外战略投资者对国有商业银行贷款行为的影响：基于三大行的单独分析 被解释变量：贷款增长率（Glending） ICBC BOC CCB SYS- SYS- SYS- OLS FE OLS FE OLS FE GMM GMM GMM （1） （2） （3） （4） （5） （6） （7） （8） （9） ∗∗∗ 0 .277∗∗∗∗ ∗∗∗Glending_1 （） （） （）（）（）（）（） （）（） FSI×OSR （） （） （）（）（）（）（） （）（） ∗ ∗∗∗∗∗∗ （4）Ggdp（） （） （）（）（）（）（） （）（） ∗∗∗ ∗∗SOEs （） （） （）（）（）（）（） （）（）∗∗ ∗∗ ∗∗∗∗∗∗∗∗∗∗∗∗∗∗ ∗∗∗∗∗∗Gsavings （） （） （）（）（）（）（） （）（）Year 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 Hansen test — — — — — — AR(1) — — — — — — AR(2) — — — — — — 观察值 150 150 150 155 155 155 155 155 155 工具变量数 — — 19 — — 19 — — 19 注：（1）括号内的数值是P值，∗、∗∗、∗∗∗分别表示10%、5%和1%的显著性水平。（2）Hansen test报告了汉森过度识别检验的P值；AR（1）和AR（2）分别报告了一阶和二阶序列相关检验的P值。（3）工行3 缺少了西藏数据，因此样本观察值较其他两家行少了5个。（4）CCB中的SYS-GMM回归系数乘以10。（三）稳健性检验 为保证研究结论的可靠性，我们进行了稳健性检验。首先，盈利能力可能存在其他的衡量指标，因此，我们使用各省上市公司净资产收益率的平均值（AROE）代替营业盈余与GDP的比值（OSR），这一指标的原始数据来源于wind资讯，经笔者整理计算得到。我们将新的盈利能力指标代入回归方程发现，本文主要结论的性质仍然成立。其次，从表1可以看出，中国银行和中国建设银行引进境外战略投资者的时间均在2005年下半年，相对而言，商业银行下半年的贷款投放趋缓。考虑到这一因素的影响，我们将FSI统一定义为：当Year≥2006时，FSI=1；否则，FSI=0。我们发现，FSI定义的改变对本文主要结论的性质没有影响。 ① 理由是：（1）Hansen test不能拒绝工具变量有效的原假设；（2）Arelleno-Bond序列相关检验表明在统计上不能拒绝不存在二阶序列相关性的原假设；（3）滞后项的估计值介于第（1）列OLS估计值和第（2）列FE估计值之间；（4）工具变量数（19）小于截面数（31）。
六、结论 作为2003年开始的新一轮银行业改革的一项重要举措，国有商业银行引进境外战略投资者引起了理论界和实务界的广泛关注。本文利用中国2002-2007年省级面板数据，从贷款行为的视角实证研究了引进境外战略投资者对国有商业银行的影响。本文的估计结果显示，在样本区间内，国有商业银行与其他商业银行的贷款行为存在着明显的差别，国有商业银行贷款增长率与盈利能力呈负相关，而其他商业银行贷款增长率与盈利能力显著正相关，这说明与国有商业银行相比，其他商业银行贷款行为更符合商业导向；引进境外战略投资者没有带来国有商业银行整体贷款行为的显著变化，同时，引资国有商业银行个体贷款行为也未出现显著变化。 本文的一个重要结论是，引进境外战略投资者并没有带来国有商业银行贷款行为的变化，从这个角度来说，境外战略投资者带给国有商业银行的影响是相对有限的，这与引进境外战略投资者的初衷是不一致的。导致这一现象的原因可能有很多，我们认为，其中比较重要的一条是：与其他国家和地区相比，中国银行业引进境外战略投资者的一个主要特点就是采用少数股权形式，从而境外战略投资者在国有商业银行的持股比例相对较低（见附表1），较低的股权比例使得境外战略投资者一方面缺乏足够的动力去参与国有商业银行改革，另一方面也缺乏足够的话语权去真正影响国有商业银行的经营决策。从这个意义上说，能否制定有利于发挥境外战略投资者作用的相关制度和政策至关重要。 参考文献 朱盈盈、曾勇、李平、何佳，2008：《中资银行引进境外战略投资者：背景、争论及评述》，《管理世界》第1期。 Ábel István and Pierre L. Siklos., “Secrets to the successful Hungarian bank privatization: the benefits of foreign ownership through strategic partnerships”, Economic Systems,28: 111-123. Arellano, M., and S. Bond, 1991, Some tests of specification for panel data: Monte Carlo evidence and an application to employment equations, Review of Economic Studies,58: 277–97. Arellano, M., and O. Bover, 1995, Another look at the instrumental variables estimation of error components models, Journal of Econometrics,68: 29–51. Berger Allen N, Robert DeYoung, Hesna Genay,and Gregory F. Udell,2000, Globalization of Financial Institutions: Evidence from Cross-Border Banking Performance, FRB Chicago Working Paper No. 1999-25. Berger Allen N, Iftekhar Hasan and Mingming Zhou., 2009, Bank ownership and efficiency in China: What will happen in the world’s largest nation?, Journal of Banking & Finance, 33:113–130. Blundell, R., and S. Bond, 1998, Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel data models, Journal of Econometrics, 87: 11–143. Bonin JP, Iftekhar Hasan, and P Wachtel.,2005, Bank performance, efficiency and ownership in transition countries,Journal of Banking & Finance,29:31-53. Choi S and Hasan I., 2005, Ownership, Governance, and Bank Performance: Korean Experience, Financial Markets, Institutions & Instruments, 14: 215-242. Clarke George ., Robert Cull and Mary M. Shirley., 2005,“Bank privatization in developing countries: A summary of lessons and findings ”, Journal of Banking & Finance, 29: 1905-1930. Demirgüç-Kunt Ash and Harry Huizinga.,1999, Determinants of Commercial Bank Interest Margins and Profitability: Some International Evidence, World Bank Policy Research Working Paper No. 1900. Eller M,2006,Foreign direct investment in the financial sector and economic growth in Central and Eastern Europe :The crucial role of the efficiency channel, Emerging Markets Review ,7:300-319. Garcia-Herrero Alicia, Sergio Gavila and Daniel Santabarbaraz, 2006, China’s Banking Reform: An 10
Assessment of its Evolution and Possible Impact, CESifo Economic Studies,52:304–363. Haber S.,2005, “Mexico’s experiments with bank privatization and liberalization:1991 - 2003”,Journal of Banking & Finance , 29:2325 - 2353. Ho Chun-Yu, 2007, Market Structure, Welfare and Banking Reform in China, Boston University Working Paper. Laurenceson James and Fengming Qin, 2008, Has Minority Foreign Investment in China’s Banks Improved Their Cost Efficiency ?,China & World Economy,16:57-74. Leigh Lamin and Richard Podpiera, 2006, The Rise of Foreign Investment in China’s Banks—Taking Stock, IMF working paper. Lensink Robert., and Ilko Naaborg., 2007,“Does foreign ownership foster bank performance? ” ,Applied Financial Economics,17:881 – 885. Lensinka Robert, Aljar Meestersa, and Ilko Naaborga,2008,Bank efficiency and foreign ownership: Do good institutions matter?,Journal of Banking & Finance,32:834-844. Megginson WL.,2005, “The economics of bank privatization”, Journal of Banking & Finance, 29: 1931-1980. Patti E B and Hardy D C., 2005,“Financial sector liberalization , bank privatization ,and efficiency : Evidence from Pakistan” ,Journal of Banking & Finance , 29:2381 - 2406. Podpiera Richard., 2006, “Progress in China’s Banking Sector Reform: Has Bank Behavior Changed”, IMF working paper. Roodman David, 2006, How to Do xtabond2:An Introduction to “Difference” and “System” GMM in Stata, the Center for Global Development Working Paper Number 103. Sapienza Paola.,2004, The effects of government ownership on bank lending ,Journal of Financial Economics, 72:357-384. Wei Shang-Jin and Tao Wang.,1997,“The siamese twins: Do state-owned banks favor state-owned enterprises in China? ”, China Economic Review,8:19-29. Yildirim HS., and GC Philippatos,2007, “Efficiency of Banks: Recent Evidence from the Transition Economics of Europe - 1993-2000”, European Journal of Finance, 13:123-143. 11
附表1 主要国有商业银行引进战略投资者的情况 （1）引资时间国内银行 外资方 入股情况 合作内容 持股合计%，出资额合高盛提名一位董事，在风险管理、中国工商高盛、安联和2006年1月 计38亿美元（其中高盛出公司和投资银行、信用卡等领域银行 美国运通 资亿美元） 提供技术支持 RBS提名一位董事，双方互为排苏格兰皇家银持股比例%，出资额合他性战略伙伴，在信用卡、公司（2）2005年8月 行牵头财团计30亿美元 业务、理财等业务领域以及公司中国银行 治理、风险管理等基础领域合作淡马锡提名一位董事，协助中国持股比例%，出资额152005年8月 淡马锡 银行提升公司治理、发展人才资亿美元 源和科技基础等 美国银行获得一个董事提名权，持股比例%，出资额302005年6月 美国银行 双方在公司治理、风险管理、零中国建设 亿美元 售银行等领域开展合作 银行 持股比例%，出资额25有权提名一位董事，在公司治理、2005年7月 淡马锡 亿美元 资金交易等方面提供协助 资料来源：Leigh and Podpiera（2006）和朱盈盈等（2008）。 注：（1）如未特别指出，表中所列时间均为正式签署协议的时间。（2）苏格兰皇家银行（RBS）牵头财团包括美林集团和李嘉诚基金。 12
