王勝邦+韋博陽(yáng)+段希文

摘要：本文主要研究了我國(guó)商業(yè)銀行股權(quán)成本的變化趨勢(shì)及其影響因素。本文運(yùn)用CAPM模型計(jì)算了14家上市銀行的年度股權(quán)成本，并總結(jié)了變化特征，然后通過構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型分析了股權(quán)成本變化的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)，人民幣存貸比與股權(quán)成本正相關(guān)，大股東持股比例與股權(quán)成本負(fù)相關(guān)。

關(guān)鍵詞：股權(quán)成本 存貸比 大股東持股比例 面板數(shù)據(jù)

商業(yè)銀行吸收公眾存款，通過數(shù)量與期限調(diào)整，為資金需求者提供貸款，實(shí)現(xiàn)金融資產(chǎn)的優(yōu)化配置，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。為防范風(fēng)險(xiǎn)乃至銀行危機(jī)、金融危機(jī)，并防止由此帶來的信貸供給緊縮，各國(guó)監(jiān)管當(dāng)局都對(duì)商業(yè)銀行實(shí)施嚴(yán)格的外部監(jiān)管，其中資本監(jiān)管是審慎銀行監(jiān)管的核心。銀行資本充足水平不僅是銀行緩沖非預(yù)期損失甚至金融危機(jī)的重要工具，也會(huì)在正常時(shí)期影響銀行體系的信貸供給能力。

在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，金融改革不斷深化，對(duì)商業(yè)銀行的資本管理提出了新的挑戰(zhàn)。實(shí)施巴塞爾新資本協(xié)議是提高中國(guó)銀行業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管理水平、提高銀行業(yè)監(jiān)管有效性的重要途徑。2013年《商業(yè)銀行資本管理辦法（試行）》的實(shí)施，進(jìn)一步要求商業(yè)銀行加強(qiáng)資本管理以保證資本充足，而股權(quán)融資是補(bǔ)充銀行資本的一項(xiàng)重要手段。分析中國(guó)商業(yè)銀行的股權(quán)成本及其影響因素，對(duì)銀行選擇合理的資本補(bǔ)充渠道和工具、降低籌集資本成本、改進(jìn)內(nèi)部資本配置具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。

本文主要研究我國(guó)商業(yè)銀行股權(quán)成本的變化趨勢(shì)及其影響因素。本文運(yùn)用CAPM模型計(jì)算14家上市銀行的年度股權(quán)成本，并總結(jié)了變化特征，然后通過構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型分析股權(quán)成本變化的影響因素。

文獻(xiàn)回顧

從理論角度看，股權(quán)成本可以理解為投資者投資于上市公司股票的必要報(bào)酬率或預(yù)期收益率。在以往研究上市公司股權(quán)成本的文獻(xiàn)中，銀行往往被排除在外，主要原因是銀行的資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)顯著異于一般工商企業(yè)。

依據(jù)Green等（2003）和King（2009）的研究，銀行上市公司股權(quán)成本的計(jì)量方法大致包括會(huì)計(jì)成本模型（ROE）法、股利貼現(xiàn)模型（DDM）法和資本資產(chǎn)定價(jià)模型（CAPM）法1三種。前兩種方法雖簡(jiǎn)單實(shí)用，但都存在一些不足之處：ROE模型的問題是會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)的滯后性，DDM模型的缺陷在于股利和預(yù)期報(bào)酬率等因素的不確定性過多，計(jì)算結(jié)果的精確度不高。CAPM模型能夠有效避免ROE法和DDM法的缺陷。Barner（2006）證明了運(yùn)用CAPM計(jì)量銀行股權(quán)成本的可行性，在模型引入其他影響因素后，CAPM模型所估計(jì)的銀行股權(quán)成本結(jié)果是穩(wěn)健的。美聯(lián)儲(chǔ)從2006年起正式運(yùn)用CAPM模型計(jì)算聯(lián)邦儲(chǔ)備體系成員銀行的股權(quán)成本。王勝邦和段希文（2011）也論證了CAPM適合于分析中國(guó)商業(yè)銀行的股權(quán)成本。Zhi Da等（2012）則指出那些反對(duì)CAPM模型的證據(jù)不能用來反對(duì)CAPM股權(quán)成本計(jì)算方法，認(rèn)為公司可以繼續(xù)使用CAPM來計(jì)算股權(quán)成本。

目前國(guó)內(nèi)的實(shí)證研究主要針對(duì)非銀行上市公司的股權(quán)成本，問題也主要集中在單因素和多因素模型的討論。

在微觀因素方面，國(guó)內(nèi)研究主要考慮信息披露水平、股權(quán)制衡結(jié)構(gòu)、公司治理結(jié)構(gòu)等。如汪煒和蔣高峰（2004）研究發(fā)現(xiàn)，在控制了公司規(guī)模、財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)因素以后，提高上市公司披露水平有助于降低公司的權(quán)益資本成本，這表明更高的強(qiáng)制性披露要求和更充分的自愿信息披露可以有效降低公司的權(quán)益資本成本，并且信息披露對(duì)股權(quán)成本的影響存在行業(yè)差異。曾穎和陸正飛（2006）采用剩余收益模型計(jì)算上市公司的股權(quán)融資成本，發(fā)現(xiàn)在控制β系數(shù)、公司規(guī)模、賬面市值比、杠桿率、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率等因素的條件下，信息披露質(zhì)量較高的樣本公司邊際股權(quán)融資成本較低。潘東旭和查冬蘭（2011）在控制市場(chǎng)波動(dòng)性、公司規(guī)模、財(cái)務(wù)杠桿、盈利水平和資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的條件下，通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)信息披露質(zhì)量的提高，有利于降低邊際股權(quán)融資成本，財(cái)務(wù)杠桿、盈利水平和資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的提高對(duì)邊際股權(quán)融資成本的降低都有積極影響。楊興全等（2012）以非金融上市公司為樣本，使用GLS模型、OJ模型和ES模型這三種方法來估計(jì)股權(quán)融資成本，實(shí)證檢驗(yàn)上市公司的股權(quán)制衡結(jié)構(gòu)是否有助于降低其股權(quán)融資成本，同時(shí)發(fā)現(xiàn)中國(guó)上市公司股權(quán)制衡結(jié)構(gòu)與股權(quán)融資成本雖負(fù)相關(guān)但不顯著。劉冰和方政（2011）通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)制衡度、獨(dú)立董事比例與信息透明度等公司內(nèi)部治理機(jī)制對(duì)于中國(guó)上市公司股權(quán)融資成本存在顯著影響，而國(guó)有上市公司的股權(quán)融資成本影響因素則有所區(qū)別，董事長(zhǎng)和 CEO 的兩職分離性與董事會(huì)規(guī)模是顯著影響因素。姜付秀和陸正飛（2006）選取了我國(guó)上市公司2001—2004年數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，通過固定效應(yīng)面板回歸模型，將經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)、財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)、公司治理因素、公司成長(zhǎng)性、盈利能力、公司規(guī)模作為控制變量放入模型，得出多元化經(jīng)營(yíng)與公司股權(quán)成本正相關(guān)的結(jié)論。

國(guó)內(nèi)研究對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)因素的分析也越來越重視。鄒穎和郭金亞（2014）選用混合回歸模型，對(duì)股權(quán)資本成本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、通貨膨脹率、貸款利率、貨幣供應(yīng)量、股票市場(chǎng)流動(dòng)性以及股票市場(chǎng)發(fā)展?fàn)顩r等6個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)因素進(jìn)行了OLS回歸，發(fā)現(xiàn)我國(guó)股權(quán)資本成本與宏觀經(jīng)濟(jì)走勢(shì)整體上具有趨同性，公司資本成本基本上能夠伴隨著國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)政策的調(diào)整做出反應(yīng)。

股權(quán)成本變化趨勢(shì)分析

（一）股權(quán)成本計(jì)算模型與變量

本文的分析對(duì)象是商業(yè)銀行股權(quán)成本，使用基于CAPM模型的計(jì)算方法。

該方法分兩步，首先計(jì)算β因子，通過構(gòu)建一個(gè)時(shí)間序列模型（Ⅰ）：

其中， ，表示各家銀行； 代表時(shí)間； 為各個(gè)銀行的回報(bào)率； 為市場(chǎng)回報(bào)率； 為無風(fēng)險(xiǎn)收益率。該模型是一個(gè)滾動(dòng)計(jì)算模型，估計(jì)值 為銀行的β因子。

在得到β因子估計(jì)值之后，再通過模型（Ⅱ）計(jì)算月度股權(quán)成本：

其中， 表示名義月度股權(quán)成本， 為無風(fēng)險(xiǎn)收益率， 為市場(chǎng)收益率的均值， 代表平均的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。詳細(xì)步驟由于篇幅所限，這里不在贅述。

（二）變量選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)提供的月無風(fēng)險(xiǎn)收益率作為無風(fēng)險(xiǎn)利率，具體為：2002年8月7日—2006年10月7日，采用3個(gè)月期中央銀行票據(jù)票面利率；2006年10月8日至2014年12月底，采用上海銀行間3個(gè)月同業(yè)拆放利率，并將年度化的基準(zhǔn)利率轉(zhuǎn)化為以月為單位計(jì)量的收益數(shù)據(jù)。選擇上證指數(shù)月收益率作為市場(chǎng)回報(bào)率 ，選擇各家上市銀行股票的月收益率作為個(gè)股收益率 。由于上證綜合指數(shù)收益率更能代表我國(guó)證券市場(chǎng)的整體收益率，因此本文選擇在上海證券交易所上市的銀行進(jìn)行股權(quán)成本分析，包括（以股票簡(jiǎn)稱表示）：北京銀行、南京銀行、工商銀行、中國(guó)銀行、建設(shè)銀行、交通銀行、農(nóng)業(yè)銀行、招商銀行、浦發(fā)銀行、中信銀行、民生銀行、華夏銀行、興業(yè)銀行、光大銀行共14家上市銀行2。各家上市銀行的數(shù)據(jù)區(qū)間為上市首日到2014年12月的月度數(shù)據(jù)（均選擇月末最后一個(gè)交易日的收盤價(jià)）。市場(chǎng)收益率和無風(fēng)險(xiǎn)利率采用相應(yīng)期限的觀測(cè)值。所有數(shù)據(jù)均來源于RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)。

（三）股權(quán)成本特點(diǎn)分析

為了對(duì)比出不同類型商業(yè)銀行在股權(quán)成本方面的差異，本文將這14家銀行分為三類，分別是：（1）國(guó)有商業(yè)銀行：工商銀行、農(nóng)業(yè)銀行、中國(guó)銀行、建設(shè)銀行和交通銀行；（2）股份制商業(yè)銀行：光大銀行、華夏銀行、民生銀行、浦發(fā)銀行、興業(yè)銀行、招商銀行和中信銀行；（3）城商行：北京銀行和南京銀行。

首先估算月度股權(quán)成本，再按照連續(xù)復(fù)利方法計(jì)算名義年度股權(quán)成本，即如計(jì)算2010年12月的年度成本，要對(duì)2010年1月—2012年12月之間連續(xù)12個(gè)月的月度股權(quán)成本進(jìn)行連續(xù)復(fù)利計(jì)算，以便與銀行財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)截止日期相對(duì)應(yīng)，便于后文分析；最后再減去通貨膨脹效應(yīng)得到實(shí)際年度股權(quán)成本，計(jì)算結(jié)果如圖1所示。

圖1 各銀行實(shí)際年度股權(quán)成本

圖2 平均月度與年度股權(quán)成本

中國(guó)上市銀行的年度股權(quán)成本具有相似的時(shí)間變化趨勢(shì)。圖1顯示，2005年初至2014年末，上市銀行的年度股權(quán)成本成雙峰變化趨勢(shì)，可分為三個(gè)階段：第一個(gè)階段是2006年至2011年初，年度股權(quán)成本在2009年初達(dá)到第一個(gè)頂點(diǎn)，介于14%～16%之間，然后不斷下降；第二個(gè)先升后降的階段是2011年至2014年，所有銀行的股權(quán)成本幾乎同時(shí)于2012年末達(dá)到第二個(gè)頂點(diǎn)；第三個(gè)階段是2014年，2014年初有小幅波動(dòng)，但之后趨于平穩(wěn)。

但各銀行的變化幅度和波動(dòng)不盡相同。對(duì)銀行的股權(quán)成本進(jìn)行橫向求均值，得到每一類銀行的月度和年度平均股權(quán)成本，如圖2所示。圖2很明顯地表示出不同類別銀行平均股權(quán)成本之間的差距。每一類平均股權(quán)成本從小到大依次為：城商行<國(guó)有銀行<股份制銀行。下文首先提出造成年度股權(quán)成本變化趨勢(shì)以及不同銀行間差異的假設(shè)，然后運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型來驗(yàn)證。

股權(quán)成本影響因素研究思路

股權(quán)融資成本是研究融資行為的切入點(diǎn)，是公司進(jìn)行融資決策的重要依據(jù)。融資成本從傳統(tǒng)意義上說是指資金使用的代價(jià)，本質(zhì)是資金使用者支付給資金所有者的報(bào)酬。實(shí)際上受到公司多個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)的影響。

由于商業(yè)銀行的特殊性，本文分析商業(yè)銀行的股權(quán)成本影響因素，重點(diǎn)考察其監(jiān)管指標(biāo)對(duì)股權(quán)成本的研究。一是因?yàn)檫@些指標(biāo)很好地反映了商業(yè)銀行的收益與風(fēng)險(xiǎn)信息，是監(jiān)管機(jī)構(gòu)和商業(yè)銀行本身重點(diǎn)關(guān)注的指標(biāo)，是銀行調(diào)整信貸投放規(guī)模的依據(jù)。二是這些指標(biāo)的定期發(fā)布，計(jì)算規(guī)范統(tǒng)一，便于進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)和開展各銀行間的比較分析。此外本文還將考察受到廣泛關(guān)注的公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)商業(yè)銀行股權(quán)成本的影響。同時(shí)鑒于不同類型銀行的規(guī)模有所差距，也考察銀行規(guī)模的效應(yīng)。

綜上，本文提出如下理論假設(shè)：

假設(shè)一：流動(dòng)性越充足，股權(quán)成本越低

如果銀行流動(dòng)性充足，資本壓力小，則對(duì)股權(quán)融資需求降低，股權(quán)成本相應(yīng)就低，如果流動(dòng)性緊張，必然導(dǎo)致其融資成本高，無論是短期同業(yè)拆借資金成本、債權(quán)融資成本還是長(zhǎng)期股權(quán)融資成本都將上升。如果整個(gè)銀行業(yè)都流動(dòng)性緊張，將導(dǎo)致金融資產(chǎn)價(jià)格上升，甚至引起金融流動(dòng)性危機(jī)。

假設(shè)二：銀行信用風(fēng)險(xiǎn)與股權(quán)成本關(guān)系不確定

信用風(fēng)險(xiǎn)對(duì)商業(yè)銀行股權(quán)融資有著較為復(fù)雜的影響。一方面，如果銀行信貸違約增加，信用風(fēng)險(xiǎn)增大，則投資者將提高其預(yù)期風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償，股權(quán)融資成本將上升。另一方面，銀行信貸投放與經(jīng)濟(jì)環(huán)境同周期運(yùn)行，即經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)，企業(yè)還款能力強(qiáng)，此時(shí)商業(yè)銀行積極投放貸款，而當(dāng)經(jīng)濟(jì)惡化時(shí)，企業(yè)急需信貸支持維持運(yùn)行，但由于其還款能力減弱，商業(yè)銀行反而收縮其貸款，因此當(dāng)商業(yè)銀行不良貸款增加時(shí)，將緊縮信用風(fēng)險(xiǎn)較大行業(yè)的信貸投放，以保證有充足的流動(dòng)性和資本，此時(shí)股權(quán)融資需求也有可能下降，導(dǎo)致股權(quán)成本降低。

假設(shè)三：銀行經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)?cè)郊眩蓹?quán)成本越低

銀行效益指標(biāo)良好，則對(duì)資金有較高吸引力，融資成本相應(yīng)較低。

假設(shè)四：銀行資本充足率越高，股權(quán)成本越低

資本充足率本身就是衡量資本是否充足的指標(biāo)，在資本市場(chǎng)上，資金充裕則融資成本相應(yīng)較小。

假設(shè)五：銀行的政府背景越強(qiáng)、規(guī)模越大，股權(quán)成本越低

不同類型商業(yè)銀行的治理結(jié)構(gòu)和銀行規(guī)模存在差距。從治理結(jié)構(gòu)來看，國(guó)有商業(yè)銀行的大股東持股比例明顯高于股份制商業(yè)銀行和城商行，國(guó)資控股特征非常明顯，融資渠道要明顯多于其他銀行，同時(shí)不同的持股比例代表者大股東權(quán)力的不同，影響著融資方式以及其成本。從銀行規(guī)模來看，國(guó)有銀行起步早，經(jīng)營(yíng)范圍廣，業(yè)務(wù)種類多，存貸款與資本規(guī)模都是最大的，其次是股份制銀行，最后是剛剛起步的城商行。

股權(quán)成本影響因素實(shí)證分析

（一）模型設(shè)定與變量說明

被解釋變量是年度股權(quán)成本，解釋變量有信用風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)、流動(dòng)性指標(biāo)、效益性指標(biāo)、資本充足率指標(biāo)、公司治理結(jié)構(gòu)指標(biāo)和存貸款規(guī)模指標(biāo)。具體各指標(biāo)選取的代表變量為：

信用風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)：不良貸款率和不良貸款撥備覆蓋率。

流動(dòng)性指標(biāo)：人民幣流動(dòng)性比率和人民幣存貸比（或稱貸存比，即貸款余額與存款余額之比）。由于中國(guó)上市銀行以人民幣業(yè)務(wù)為主要業(yè)務(wù)，因此本文選用人民幣流動(dòng)性比率和人民幣存貸比作為流動(dòng)性指標(biāo)的變量。

效益性指標(biāo)：凈息差、成本收入比、非利息收入占比以及總資產(chǎn)收益率。

資本充足率指標(biāo)：資本充足率、核心資本充足率、核心資本凈額和加權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。其中前兩個(gè)變量為比率，后兩個(gè)變量為絕對(duì)額，因此將核心資本凈額和加權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)轉(zhuǎn)換為對(duì)數(shù)值，即log（核心資本凈額）和log（加權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)）。

公司治理結(jié)構(gòu)指標(biāo)：大股東持股比例。

存貸款規(guī)模指標(biāo)：存款總額和貸款總額。這兩個(gè)變量為存量數(shù)據(jù)，因此本文采用各自對(duì)數(shù)。

為了防止變量的多重共線性造成結(jié)果的不正確，首先對(duì)這些變量進(jìn)行相關(guān)性分析，分別計(jì)算其pearson相關(guān)系數(shù)和spearman相關(guān)系數(shù)。其中，資本充足率與核心資本充足率近似完全相關(guān)，這一點(diǎn)從概念上比較容易理解。核心資本凈額、加權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、貸款總額與存款總額這四個(gè)變量，兩兩近似完全相關(guān)，這是因?yàn)榇婵畹脑黾颖厝荒軌蚺缮龈嗟馁J款和加權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，而這又都以銀行核心資本凈額為基礎(chǔ)，因此將這四個(gè)變量重新歸類為資本規(guī)模指標(biāo)。其次，用方差膨脹系數(shù)vif判斷解釋變量的多重共線性問題，當(dāng)vif值大于10時(shí)，回歸存在有害的多重共線性。vif判斷結(jié)果見表1，其中VIF（1）顯示資本充足率、核心資本充足率、log（核心資本凈額）、log（加權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)）、log（存款總額）和log（貸款總額）的vif值都高于臨界值。從變量的相關(guān)性判斷，VIF（2）表明去掉核心資本充足率之后，資本充足率的vif值降到了臨界值以下，如VIF（3）-（5）所示再依次去掉log（貸款總額）、log（加權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)）和log（存款總額）之后所有的變量都不再存在有害的多重共線性。另外根據(jù)定義，不良貸款率是金融機(jī)構(gòu)不良貸款占總貸款余額的比重，不良貸款撥備覆蓋率是衡量商業(yè)銀行貸款損失準(zhǔn)備金計(jì)提是否充足的指標(biāo)，實(shí)際計(jì)提貸款損失準(zhǔn)備對(duì)不良貸款的比率，因此不良貸款率和不良貸款撥備覆蓋率成反比，表1的共線性檢測(cè)不出，但是在進(jìn)行面板分析時(shí)也不能同時(shí)放進(jìn)模型中，這里選擇不良貸款率。

表1 多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果

變量 VIF（1） VIF（2） VIF（3） VIF（4） VIF（5）

不良貸款率 6.662564 6.627365 6.460489 6.374687 5.879108

不良貸款撥備覆蓋率 5.214872 5.140355 5.10267 5.077568 4.994397

人民幣流動(dòng)性比率 1.86897 1.855715 1.563105 1.553129 1.524894

人民幣存貸比 7.973071 6.823799 2.404103 2.291855 2.18657

凈息差 2.60705 2.521028 2.512958 2.511917 2.500432

成本收入比 4.732157 4.731632 4.218344 4.11477 3.396839

非利息收入占比 4.190326 4.048656 3.846243 3.78937 3.44438

總資產(chǎn)收益率 8.761245 8.75332 8.039224 8.032571 8.030242

資本充足率 12.64623 9.927496 9.833555 6.018443 3.675934

核心資本充足率 53.25416

log（核心資本凈額） 890.2561 238.2781 224.4833 100.278 5.489793

log（加權(quán)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)） 633.1369 364.7748 354.6495

log（存款總額） 1641.876 1501.708 135.0899 65.16057

log（貸款總額） 1826.593 1787.364

大股東持股比例 4.093506 4.055527 3.602294 3.578175 3.494949

基本計(jì)量方差設(shè)定如下：

其中， 表示i銀行； 表示時(shí)間； 為不可觀測(cè)的銀行效應(yīng)，目的在于控制銀行的個(gè)體效應(yīng)； 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，服從獨(dú)立同分布。 為 銀行 年的實(shí)際年度股權(quán)成本，為了與銀行的財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)保持時(shí)間一致性，這里采用股權(quán)成本為年末實(shí)際年度股權(quán)成本。 為信用風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)變量集， 為流動(dòng)性指標(biāo)變量集， 為效益性指標(biāo)變量集， 為資本充足率指標(biāo)變量集， 為公司治理結(jié)構(gòu)指標(biāo)變量集， 為資本規(guī)模變量集。不同銀行上市時(shí)間不同，為了盡可能地運(yùn)用更多的數(shù)據(jù)，本文采用非平衡面板模型。所有待分析變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

變量 均值 標(biāo)準(zhǔn)差 最小值 最大值

被解釋變量 年度股權(quán)成本 0.08 0.02 0.03 0.14

解釋變量 信用風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo) 不良貸款率 0.98 0.40 0.38 2.25

流動(dòng)性指標(biāo) 人民幣流動(dòng)性比率 41.19 8.28 27.60 59.64

人民幣存貸比 69.50 4.39 56.30 76.77

效益性指標(biāo) 凈息差 2.60 0.33 1.97 3.42

成本收入比 35.08 7.54 25.51 63.04

非利息收入占比 17.09 7.07 3.68 30.50

總資產(chǎn)收益率 1.09 0.30 0.41 1.47

資本充足率指標(biāo) 資本充足率 11.66 1.65 8.04 14.98

公司治理結(jié)構(gòu) 大股東持股比例 26.36 18.22 5.90 67.72

資本規(guī)模 log（核心資本凈額） 25.51 1.25 23.26 27.87

（二）計(jì)量結(jié)果與解釋

本節(jié)使用R軟件plm面板分析軟件包依次檢驗(yàn)各主要解釋變量與年度股權(quán)成本之間的線性關(guān)系，并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表3-a和表3-b顯示了面板模型的結(jié)果。模型（1）-（6）分別對(duì)六種指標(biāo)進(jìn)行單一的面板分析，模型（7）-（14）檢驗(yàn)在控制了其他因素的情況下各指標(biāo)對(duì)被解釋變量的效應(yīng)，最終得出最穩(wěn)健的模型。其中調(diào)整R2代表擬合優(yōu)度，F(xiàn)檢驗(yàn)用來確定是否使用混合OLS方法，即普通的最小二乘估計(jì)，Hausman檢驗(yàn)用來確定是固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，其中固定效應(yīng)模型的估計(jì)量為組內(nèi)估計(jì)量。

表3-a 面板模型結(jié)果一

變量 （1） （2） （3） （4） （5） （6） （7）

信用風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo) 不良貸款率 -0.01956

（0.00695）** -0.00847

（0.00738）

流動(dòng)性指標(biāo) 人民幣流動(dòng)性比率 0.00046

（0.00039） 0.00057

（0.00040）

人民幣存貸比 0.00475

（0.00094）*** 0.00429

（0.00102）***

效益性指標(biāo) 凈息差 0.01573

（0.01125）

成本收入比 -0.00066

（0.00059）

非利息收入占比 -0.00043

（0.00058）

總資產(chǎn)收益率 -0.01677

（0.01933）

資本充足率指標(biāo) 資本充足率 0.00403

（0.0028）

公司治理結(jié)構(gòu) 大股東持股比例 -0.0005

（0.00015）**

資本規(guī)模 log（核心資本凈額） -0.00575

（0.00231）*

Adj. R-Squared 0.18259 0.27012 0.074718 0.033169 0.1505 0.092862 0.27777

F test for individual effects （P） 0.04972 0.0002547 0.1253 0.04045 0.4528 0.1897 0.0007031

Hausman Test （P） 0.7446 9.198e-05 0.5382 0.01842 0.9031 0.01566 0.00242

注：“***”、“**”、“*”和“.”分別表示在0.1%、1%、5%和10%水平上顯著。下同。

表3-b 面板模型結(jié)果二

變量 （8） （9） （10） （11） （12） （13） （14）

信用風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo) 不良貸款率 -0.03483

（0.01254）**

流動(dòng)性指標(biāo) 人民幣流動(dòng)性比率 0.00051

（0.00042） 0.00016

（0.00041） -0.00001

（0.00039）

人民幣存貸比 0.00503

（0.00106）*** 0.00519

（0.00100）*** 0.00394

（0.00103）*** 0.00492

（0.00092）*** 0.00459

（0.00090）*** 0.00437

（0.00097）*** 0.00493

（0.00093）***

效益性指標(biāo) 凈息差 -0.00496

（0.01132） -0.00947

（0.01137） 0.00155

（0.01121）

成本收入比 -0.00080

（0.00072） -0.00171

（0.00080）* -0.00209

（0.00075）** -0.00177

（0.00068）* -0.00117

（0.00054）* -0.00020

（0.00045）

非利息收入占比 -0.00093

（0.00078） -0.00063

（0.00073） 0.00070

（0.00083）

總資產(chǎn)收益率 -0.00354

（0.02040） 0.03580

（0.02542） 0.00435

（0.02603）

資本充足率指標(biāo) 資本充足率 0.00349

（0.00368） 0.00278

（0.00340）

公司治理結(jié)構(gòu) 大股東持股比例 -0.00233

（0.00093）* -0.00245

（0.00086）** -0.00226

（0.00085）* -0.00246

（0.00085）** -0.00132

（0.00069）.

資本規(guī)模 log（核心資本凈額） -0.01914

（0.00996）. -0.03293

（0.01044）** -0.00847

（0.00607）

Adj. R-Squared 0.26602 0.32706 0.36989 0.33901 0.32938 0.25718 0.29222

F test for individual effects （P） 0.001591 0.01102 0.008225 0.007168 0.003245 0.0002496 0.002712

Hausman Test （P） 0.01755 0.003987 1.673e-07 3.362e-08 7.335e-06 < 2.2e-16 0.0001355

對(duì)于信用風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)來說，在模型（1）和（7）中，模型（1）顯示采用隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)，在不控制其他指標(biāo)時(shí)，不良貸款率對(duì)股權(quán)成本存在負(fù)效應(yīng)；模型（7）中采用固定效應(yīng)估計(jì)，在控制了流動(dòng)性指標(biāo)，尤其是人民幣存貸比之后，顯示不良貸款率的效應(yīng)不顯著。

對(duì)于流動(dòng)性指標(biāo)來說，模型（2）顯示采用固定效應(yīng)估計(jì)，在流動(dòng)性指標(biāo)中，人民幣存貸比對(duì)股權(quán)成本的效應(yīng)非常顯著，人民幣流動(dòng)性比率的效應(yīng)不顯著。模型（7）-（14）顯示在固定效應(yīng)下，無論是同時(shí)控制其他變量，還是控制一部分變量，人民幣存貸比的效應(yīng)均非常顯著，其系數(shù)波動(dòng)很小，是一個(gè)非常穩(wěn)健的變量，人民幣存貸比與股權(quán)成本正相關(guān)。這是因?yàn)楣蓹?quán)融資更多的是考慮長(zhǎng)期融資，與短期人民幣流動(dòng)性關(guān)系不大，短期融資更多的采用的是吸收存款、拆借資金等債權(quán)融資。

針對(duì)效益性指標(biāo)，模型（3）顯示應(yīng)采用混合OLS估計(jì)，凈息差、成本收入比、非利息收入占比和、總資產(chǎn)收益率均不顯著。盡管在其他模型中，成本收入比出現(xiàn)了顯著的效應(yīng)，但從模型（8）和模型（13）可看出，在單獨(dú)控制了人民幣存貸比指標(biāo)之后，成本收入比的效應(yīng)還是不顯著的，它并不是一個(gè)穩(wěn)健的變量。

對(duì)資本充足率指標(biāo)來說，模型（4）采用固定效應(yīng)估計(jì)，顯示資本充足率不顯著，模型（8）-（10）顯示在控制了其他之后，其仍然不顯著。

對(duì)公司治理結(jié)構(gòu)指標(biāo)來說，模型（5）顯示應(yīng)采用混合OLS估計(jì)，大股東持股比例存在顯著效應(yīng)，模型（9）-（12），模型（14）均顯示，無論是同時(shí)控制所有其他變量，還是單獨(dú)控制人民幣存貸比，大股東持股比例都是顯著的，這也是一個(gè)穩(wěn)健的變量。

對(duì)資本規(guī)模來說，模型（6）顯示采用固定效應(yīng)估計(jì)，核心資本凈額的效應(yīng)顯著，但是模型（11）顯示在控制了人民幣存貸比、成本收入比和大股東持股比例之后，核心資本凈額也變得不顯著。

最終通過模型（11）-（14）得到穩(wěn)健的兩個(gè)變量分別是人民幣存貸比和大股東持股比例。為了進(jìn)一步研究潛在變量的穩(wěn)健性，本文控制這兩個(gè)變量對(duì)其他變量進(jìn)行檢驗(yàn)，如表4所示。其中模型（15）-（18）表明在單獨(dú)控制了人民幣存貸比之后，信用風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)、效益性指標(biāo)、資本充足率指標(biāo)和資本規(guī)模指標(biāo)等都不顯著，模型（19）-（22）顯示在單獨(dú)控制大股東持股比例后，除了不良貸款率之外，效益性指標(biāo)、資本充足率和資本規(guī)模等變量都不顯著。經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗(yàn)進(jìn)一步表明，人民幣存貸比和大股東持股比例是效應(yīng)最為顯著和最穩(wěn)健的兩個(gè)變量，尤其是人民幣存貸比。因此，參照模型（14）的估計(jì)值，可以信任的股權(quán)成本影響因素公式為：

其中， 代表銀行的人民幣存貸比， 代表大股東持股比例。意味著人民幣存貸比每變動(dòng)一個(gè)百分比，年度股權(quán)成本增加0.00493；大股東持股比例每增加一個(gè)百分比，年度股權(quán)成本降低0.00132。

人民幣存貸比對(duì)股權(quán)成本的影響機(jī)制是，人民幣存貸比是反映商業(yè)銀行流動(dòng)性的重要指標(biāo)，如果存貸比增加，說明結(jié)構(gòu)流動(dòng)性偏緊，放貸能力受到更大約束，將導(dǎo)致商業(yè)銀行對(duì)股權(quán)融資的需求增加，進(jìn)而造成股權(quán)融資成本相應(yīng)上升。從數(shù)據(jù)上來看，不同類型商業(yè)銀行的人民幣存貸比對(duì)其股權(quán)成本的影響沒有明顯的區(qū)別，均為正效應(yīng)，影響的也都是年度股權(quán)成本的變化趨勢(shì)。

大股東持股比例對(duì)股權(quán)成本成負(fù)效應(yīng)，該結(jié)論與其他學(xué)者基于所有上市公司樣本的結(jié)論不一致。對(duì)于商業(yè)銀行來說，大股東持股比例代表股權(quán)集中度，由于在目前的上市銀行中，國(guó)有銀行的大股東持股比例普遍高于股份制銀行，考慮到國(guó)有商業(yè)銀行背后均有資本雄厚的金融控股集團(tuán)或政府背景，較股份制商業(yè)銀行具有天然優(yōu)勢(shì)，因此國(guó)有商業(yè)銀行股權(quán)成本相對(duì)越低。此外，由于城商行上市公司數(shù)量少，其大股東持股比例在樣本中沒有體現(xiàn)出來與股份制商業(yè)銀行明顯的區(qū)別，因此本文結(jié)論僅認(rèn)為大股東持股比例的負(fù)效應(yīng)可以解釋國(guó)有銀行與股份制銀行之間的股權(quán)成本差異。

表4 變量穩(wěn)健性檢驗(yàn)

變量 （15） （16） （17） （18） （19） （20） （21） （22）

信用風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo) 不良貸款率 -0.00597

（0.00725） -0.02119

（0.00647）**

流動(dòng)性指標(biāo) 人民幣流動(dòng)性比率

人民幣存貸比 0.00412

（0.00103）*** 0.00475

（0.00104） *** 0.00442

（0.00098） *** 0.00480

（0.00100） ***

效益性指標(biāo) 凈息差 -0.00166

（0.01105） 0.01282

（0.01053）

成本收入比 -0.00083

（0.00073） -0.00095

（0.00056）.

非利息收入占比 -0.00077

（0.00077） 0.00024

（0.00058）

總資產(chǎn)收益率 -0.01069

（0.01964） -0.01520

（0.01803）

資本充足率指標(biāo) 資本充足率 0.00061

（0.00247） 0.00186

（0.00202）

公司治理結(jié)構(gòu) 大股東持股比例 -0.00055

（0.00014）*** -0.00059

（0.00019）** -0.00059

（0.00018）** -0.00046

（0.00023）*

資本規(guī)模 log（核心資本凈額） -0.00343

（0.00425） -0.00090

（0.00329）

Adj. R-Squared 0.26245 0.25714 0.25577 0.26218 0.27497 0.19496 0.15973 0.14897

F test for individual effects （P） 0.001053 0.001503 0.0002579 0.0023 0.3907 0.2568 0.2596 0.2968

Hausman Test （P） 0.009836 0.000983 < 2.2e-16 5.072e-06 0.4689 0.5273 0.2797 0.1253

結(jié)論

本文首先對(duì)股權(quán)成本走勢(shì)進(jìn)行了整體分析，發(fā)現(xiàn)中國(guó)上市銀行的月度股權(quán)成本和年度股權(quán)成本具有相對(duì)一致的時(shí)間趨勢(shì)。從月度股權(quán)成本來看，其波動(dòng)性逐漸降低，相較于2010—2014年，2005—2010年間的波動(dòng)性更為劇烈。對(duì)年度股權(quán)成本來說，實(shí)際年度股權(quán)成本一直處于較大的波動(dòng)中。同時(shí)對(duì)于不同類型的銀行來說，平均股權(quán)成本之間的差距從小到大依次為：城商行、國(guó)有銀行和股份制銀行。

本文通過對(duì)各個(gè)影響因素進(jìn)行分析，進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)人民幣存貸比與股權(quán)成本正相關(guān)，大股東持股比例與股權(quán)成本負(fù)相關(guān)。具體而言，人民幣存貸比是反映商業(yè)銀行流動(dòng)性的重要指標(biāo)，如果存貸比增加，說明結(jié)構(gòu)流動(dòng)性偏緊，放貸能力受到更大約束，將導(dǎo)致商業(yè)銀行對(duì)股權(quán)融資的需求增加，進(jìn)而造成股權(quán)融資成本相應(yīng)上升。大股東持股比例可以反映出國(guó)有銀行和股份制銀行的區(qū)別，國(guó)有銀行為國(guó)資控股，在同樣的外部市場(chǎng)條件下，它仍可以相對(duì)低廉的價(jià)格獲得資本。大股東持股比例可以解釋國(guó)有銀行的股權(quán)成本相對(duì)于股份制銀行來說要偏小。

注：

1. CAPM模型由Sharpe（1964）、Lintner（1965）和Mossion（1966）等人基于“均方差分析”的思路發(fā)展起來，這個(gè)模型不僅指出每一種金融資產(chǎn)的期望超額收益率和市場(chǎng)組合之間存在線性關(guān)系，而且還可以利用實(shí)證方法來度量市場(chǎng)中存在的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)與非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，為投資者承擔(dān)額外風(fēng)險(xiǎn)而應(yīng)得的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)給出了量化分析，是現(xiàn)代資產(chǎn)定價(jià)理論的支柱，具有廣泛的應(yīng)用。

2. 本文沒有將“深發(fā)展”納入到分析中，原因在于深發(fā)展是深證成指的成分股，而這10家銀行的股票均屬于上證綜指的成分股。考慮到基準(zhǔn)指數(shù)，即市場(chǎng)收益率的一致性，故舍去深圳發(fā)展銀行。

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責(zé)任編輯：劉穎 羅邦敏