和燕杰，劉煥鵬

(1.麗江師范高等專科學(xué)校 旅游與經(jīng)濟(jì)管理系，云南 麗江 674199;2.重慶大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400044)

一、引言

2006年底，我國加入世界貿(mào)易組織后承諾的金融領(lǐng)域五年過渡期即將結(jié)束以及《中華人民共和國外資銀行管理條例》的頒布標(biāo)志著我國銀行業(yè)已進(jìn)入全面開放的新時期。此后，外資銀行不僅加快了向國內(nèi)商業(yè)銀行業(yè)務(wù)的滲透，也紛紛作為戰(zhàn)略投資者入股國內(nèi)商業(yè)銀行。同時，城市商業(yè)銀行引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者也掀起了一個高潮。引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者對于城市商業(yè)銀行的影響也引起了國內(nèi)外學(xué)者的高度關(guān)注。

目前，從全球范圍來看，以境外戰(zhàn)略投資者為代表的外資參與東道國銀行業(yè)改革是一個普遍現(xiàn)象，學(xué)術(shù)界對此展開了廣泛的探討，但是并未達(dá)成一致的結(jié)論(蔡衛(wèi)星等，2011)[1]。而目前還沒有關(guān)于引進(jìn)境外戰(zhàn)略投資者對我國城市商業(yè)銀行業(yè)貸款行為影響的研究。

本文使用倍差法檢驗了對2006年底我國《中華人民共和國外資銀行管理條例》的頒布對我國城市商業(yè)銀行的貸款行為產(chǎn)生的影響。在直觀上，如果度量引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者對城市商業(yè)銀行貸款行為的影響，就是直接對引進(jìn)和未引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者的城市商業(yè)銀行以及引進(jìn)前后的結(jié)果進(jìn)行比較。但是，這樣簡單地比較回歸結(jié)果并不能得出準(zhǔn)確的結(jié)果。因為引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者前后貸款行為的差異可能不是由外資引起的，而是由于其他因素引起的。而僅僅比較引資前后差異，也只能說明引資與城市商業(yè)銀行的相關(guān)性，而無法形成關(guān)于引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者政策效應(yīng)的因果推斷。因為與引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者同時發(fā)生的還有其他一些政策或者經(jīng)濟(jì)因素的變化，也能引起城市商業(yè)銀行貸款行為的變化，從而導(dǎo)致引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者政策與銀行貸款行為之間的“偽相關(guān)”。此外這種簡單的比較也未能控制地區(qū)間的諸多差異，進(jìn)而影響對政策效應(yīng)的準(zhǔn)確判斷。對引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者政策進(jìn)行嚴(yán)格而系統(tǒng)的實證，用DID估計方法可以很好的控制其他因素的影響，很好的檢驗引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者對貸款行為的影響。

本文的主要貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩個方面:首先，在研究視角上，我們首次對《中華人民共和國外資銀行管理條例》的頒布對城市商業(yè)銀行的貸款行為的影響進(jìn)行研究。其次，本文首次使用倍差法對條例頒布對我國城市商業(yè)銀行貸款行為的影響進(jìn)行了研究。我們還通過縮短時間期限和改變控制組變化對回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗并對其進(jìn)行反事實檢驗，以檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性。

其余部分的結(jié)構(gòu)安排是:第二部分回顧了引進(jìn)戰(zhàn)略投資者對銀行影響的相關(guān)文獻(xiàn);第三部分介紹了回歸模型和估計方法，并對數(shù)據(jù)進(jìn)行了描述;第四部分報告了計量和穩(wěn)健性檢驗結(jié)果;第五部分為本文的結(jié)論。

二、文獻(xiàn)綜述

自二十世紀(jì)八九十年代年代拉美、東南亞等國家和地區(qū)在銀行業(yè)改革過程中引進(jìn)外國資本開始，引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者對東道國銀行業(yè)的影響也逐漸稱為國際學(xué)術(shù)界研究的熱點。關(guān)于引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者對東道國銀行業(yè)影響的文獻(xiàn)逐漸豐富。

一是從宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)角度研究東道國商業(yè)銀行引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者后對東道國的影響。比如Levine et al.(2000)通過研究發(fā)現(xiàn)引入國外戰(zhàn)略投資者能夠促進(jìn)東道國金融部門的服務(wù)質(zhì)量，從而促進(jìn)東道國資本結(jié)構(gòu)的優(yōu)化配置和經(jīng)濟(jì)發(fā)展[2]。Jennifer et al.(2001)通過對拉丁美洲國銀行業(yè)數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者的銀行相對于未引進(jìn)戰(zhàn)略投資者的銀行國內(nèi)銀行更能改善東道國金融體系的穩(wěn)定性[3]。但是也有學(xué)者認(rèn)為引進(jìn)外國戰(zhàn)略投者會對宏觀經(jīng)濟(jì)起到負(fù)面影響。比如Habers(2005)通過對墨西哥銀行業(yè)的實證研究卻發(fā)現(xiàn)，引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者后國內(nèi)商業(yè)銀行對企業(yè)和居民的信貸減少了，從而抑制了國內(nèi)的經(jīng)濟(jì)增長[4]。

另一方面是從銀行效率角度研究東道國商業(yè)銀行引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者后對東道國的影響。比如Bonin et al.(2005)運用隨機(jī)前沿分析方法對東歐11個國家225家銀行的數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析。分析結(jié)果表明，引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者的銀行擁有更高的成本效率和利潤效率[5]。Yildirim 和 Philippatos(2007)通過對11個拉美國家1993－2000年的銀行數(shù)據(jù)研究也發(fā)現(xiàn)引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者會促進(jìn)銀行效率的提高[6]。譚鵬萬(2007)通過對中東歐105家商業(yè)銀行1997－2004年的面板數(shù)據(jù)的實證研究發(fā)現(xiàn)，引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者最起碼在短期內(nèi)會提高東道國銀行的效率[7]。

另外一些研究則認(rèn)為，外國戰(zhàn)略投資者對銀行業(yè)績效的改善并不顯著甚至具有負(fù)面效應(yīng)。比如Lensink和Naaborg(2007)通過研究外國戰(zhàn)略投資者所占股權(quán)與銀行績效之間關(guān)系發(fā)現(xiàn)，外國戰(zhàn)略投資者所占股權(quán)比例越高則東道國商業(yè)銀行的績效越低，外國戰(zhàn)略投資者所占股權(quán)比例與東道國銀行績效之間呈負(fù)相關(guān)[8]。黃靜(2010)使用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法研究了中東歐轉(zhuǎn)軌國家引入外國戰(zhàn)略投資者與東道國銀行關(guān)系。研究結(jié)果表明，外國戰(zhàn)略投資者只是給東道國商業(yè)銀行帶來了有限的技術(shù)溢出，甚至還會在一定程度上抑制東道國銀行的發(fā)展[9]。

還有許多學(xué)者對中國引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者的影響行了研究。比如Berger et al(2009)對中國銀行業(yè)1994－2003年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，外國戰(zhàn)略投資者持有的少數(shù)股權(quán)對我國銀行效率具有顯著的促進(jìn)作用[10]。但是，也有學(xué)者提出了不一致的觀點。比如Laurenceson和 Qin(2008)利用中國銀行業(yè)2001－2006年的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)外國戰(zhàn)略投資者占有的少數(shù)股權(quán)與銀行的成本效率之間存在的正向關(guān)系并不顯著[11]。Heffernan et al.(2005)通過研究也并沒有發(fā)現(xiàn)外國戰(zhàn)略投資對我國銀行業(yè)的經(jīng)濟(jì)價值具有顯著的影響[12]。

國內(nèi)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者在短時期并不會提高銀行業(yè)的經(jīng)營效率，但是，長期內(nèi)不僅可以提高銀行的治理水平而且會提升成本效率(段 軍 山 等，2011;謝 升 峰，2009)[13][14]。 李 鳳(2012)運用隨機(jī)前沿法和固定效應(yīng)法，對13家銀行在2000年到2009年的財務(wù)數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行了實證分析發(fā)現(xiàn)，中資銀行的經(jīng)營技術(shù)效率和權(quán)益報酬率在引進(jìn)境外戰(zhàn)略投資者后都有顯著的改善，但其效果有個時滯過程。技術(shù)外溢效應(yīng)大約在第3年之后才會凸顯出來。于是作者認(rèn)為，引入境外戰(zhàn)略投資者這一策略在中國現(xiàn)階段的運用是有效果的，但效果凸顯需要一定的時間和過程，不是一蹴而就的[15]。何蛟等(2010)通過研究也發(fā)現(xiàn)，引入外國戰(zhàn)略投資者后，銀行的成本效率和利潤效率都得到了提升[16]。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對銀行引進(jìn)境外戰(zhàn)略投資者的影響進(jìn)行了大量的研究，但是主要集中在對銀行效率的影響方面，而且結(jié)論不盡相同。目前還沒有文獻(xiàn)對引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者對我國城市商業(yè)銀行的貸款行為產(chǎn)生的影響進(jìn)行研究。由于我國城市商業(yè)銀行在銀行體制、經(jīng)營理念等方面存在許多問題，引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者便成為改進(jìn)城市商業(yè)銀行提高經(jīng)營水平的重要途徑，而這主要體現(xiàn)在銀行的貸款行為方面。那么，引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者對我國城市商業(yè)銀行的貸款行為會產(chǎn)生什么樣的影響呢?為了回答上述問題，我們將使用倍差法對我國72家城市商業(yè)銀行2005－2011年的面板數(shù)據(jù)對這一問題進(jìn)行研究。

三、計量模型、估計方法及數(shù)據(jù)

(一)計量模型和估計方法

直觀上，檢驗引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者對城市商業(yè)銀行信貸行為的影響，就直接比較引進(jìn)和未引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者的城市商業(yè)銀行之間的貸款行為是否存在系統(tǒng)差異。但是，這種簡單比較可能無法得出恰當(dāng)?shù)慕Y(jié)論，因為城市商業(yè)銀行引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者前后貸款行為的差異可能不是引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者引起的，而是其他因素的影響結(jié)果。如何控制其他因素的影響，顯然是一個棘手的問題。本文使用倍差法(Different In Diffrent)解決這一問題。

具體而言，我們構(gòu)造引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者的實驗組和沒有引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者的控制組，通過控制其他因素，比較引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者前后實驗組和控制組之間的差異，從而檢驗引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者對城市商業(yè)銀行貸款行為的影響。在實際操作中，我們通過設(shè)置兩個虛擬變量度量控制組和試驗組的劃分。一是取值是:試驗組為1，控制組為0;另一個是取值是2006年以后取值為1，2006年以前取值為0，由于《中華人民共和國外資銀行管理條例》是由2006年底頒布的，因為2006年仍然取值為0。因此，具體回歸方程設(shè)定如下:

其中，下標(biāo)i和t分別表示城市商業(yè)銀行和時間;y和ε分別表示銀行貸款行為和隨機(jī)擾動項。顯然我們最關(guān)心的是系數(shù)β3，它度量了引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者是否對城市商業(yè)銀行的貸款行為產(chǎn)生顯著影響。

為了保證估計方程有較穩(wěn)健的理論基石，我們加入其他控制變量，以控制其他因素的影響，為此，我們把回歸方程設(shè)定為:

其中，yit表示城市商業(yè)銀行貸款行為，本文使用單一最大客戶貸款比率和不良貸款率表示。其中單一最大客戶貸款比率表示銀行貸款審慎性，不良貸款率表示資產(chǎn)質(zhì)量。duit×dtit表示引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者對城市商業(yè)銀行貸款行為的凈效應(yīng)。其中，控制變量X包括:log(ecoit)表示城市商業(yè)銀行所在地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，我們使用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值表示。scjt表示城市商業(yè)銀行所在省份的市場化進(jìn)程，geoi表示城市商業(yè)銀行所在城市的地理位置的虛擬變量。通過對方程(2)的估計我們便可以得到引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者對城市商業(yè)銀行貸款行為的凈效應(yīng)β3。

(二)數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

本文的數(shù)據(jù)是基于樣本為我國2005—2011年的城市商業(yè)銀行年報建立起來的銀行面板數(shù)據(jù)。我們運用各種手段獲得了近100家城市商業(yè)銀行年份不等的年報，手工收集了所需指標(biāo)，經(jīng)過篩選最終選取了73家共計284個樣本。需要說明的是，上市銀行與未上市銀行存在實質(zhì)不同，因此樣本也未包含北京銀行、南京銀行及寧波銀行等已經(jīng)上市的城市商業(yè)銀行的數(shù)據(jù)。表2給出了各變量描述性統(tǒng)計。具體如表2所示。

表2 描述性統(tǒng)計

四、計量結(jié)果分析

(一)基本結(jié)果

我們借鑒錢先航(2011)使用單一最大客戶貸款比率、不良貸款率和存貸比來衡量城市商業(yè)銀行的貸款行為。其中，方程(1)和(2)檢驗了引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者對單一最大客戶貸款比率影響的凈效應(yīng)，方程(3)和(4)檢驗了引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者對不良貸款率的凈效應(yīng)，方程(5)和(6)檢驗了引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者對存貸比的凈效應(yīng)。

我們按照面板數(shù)據(jù)模型估計的一般程序，首先對回歸方程做了豪斯曼檢驗，結(jié)果顯示除了方程(5)未通過顯著性水平為 0.01、0.05 和 0.1 的顯著性檢驗外，其他回歸方程都通過了0.01、0.05和0.1顯著性水平上的檢驗。因此，我們除了對方程(5)使用隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行估計外，對其他方程使用固定效應(yīng)估計。

為了檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，我們首先僅對我們關(guān)注的變量即是否引入外國戰(zhàn)略投資者和政策出臺的時間等虛擬變量及其交互項進(jìn)行回歸，然后再加入其他相關(guān)控制變量進(jìn)行回歸。從回歸結(jié)果來看，否引入外國戰(zhàn)略投資者和政策出臺時間等虛擬變量的交互項都通過了顯著性水平為0.01和0.05檢驗，這表明《中華人民共和國外資銀行管理條例》的頒布對城市商業(yè)銀行貸款行為的凈效應(yīng)在0.01和0.05顯著性水平上是顯著的。在2005－2011年期間引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者的政策顯著的提高了單一最大客戶貸款比例和存貸比以及降低了城市商業(yè)銀行的不良貸款率，即外進(jìn)外資政策提高了存貸比和資產(chǎn)質(zhì)量，但是放貸的謹(jǐn)慎性有所下降。

具體而言，由表3中的(1)－(2)列可知，無論是否控制年份和地區(qū)，城市商業(yè)銀行引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者對單一最大客戶貸款比例存在十分穩(wěn)健的正的凈效應(yīng)，而且都通過了顯著性水平5%的檢驗。這表明，城市商業(yè)銀行引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者政策顯著的降低了城市商業(yè)銀行發(fā)放貸款的審慎性水平。由表2中的(3)－(4)列可知，無論是是否控制年份和地區(qū)，城市商業(yè)銀行引進(jìn)戰(zhàn)略投資者政策對降低銀行的不良貸款率具有非常穩(wěn)健的負(fù)效應(yīng)，且結(jié)果都通過了顯著性水平1%的檢驗。這表明，城商業(yè)銀行引進(jìn)戰(zhàn)略投資者政策顯著提高了城市商業(yè)銀行的貸款質(zhì)量。第(5)－(6)列可知，城商業(yè)銀行引進(jìn)戰(zhàn)略投資者政策對于存貸比的影響也是十分顯著和穩(wěn)健的，且凈效應(yīng)為正。

表3 基本回歸結(jié)果

綜合分析結(jié)果，我們的出結(jié)論，即城市商業(yè)銀行引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者政策的出臺確實會降低銀行的不良貸款比率，即提高銀行的貸款質(zhì)量，但是也會提高城市商業(yè)銀行的單一最大客戶貸款比率，即降低銀行貸款的審慎性。這表明，引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者的城市商業(yè)銀行比以前更加鐘情于對大客戶放貸，“嫌貧愛富”傾向更加嚴(yán)重。

(二)穩(wěn)健性檢驗

首先，我們考察時間段長度變化的影響。為了檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，我們將2005－2011年的數(shù)據(jù)縮短一年，即縮短至2005－2010年，重新進(jìn)行回歸。為了檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，我們采用逐步增加控制變量的方式進(jìn)行回歸。

如表4所示，時間長度的變化對我們的回歸結(jié)果并沒有實質(zhì)性的影響。當(dāng)時間長度由2005－2011年變化為2005－2010年時，對于引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者和時間的交互項的系數(shù)略有減少，但是符號并沒有改變，而且系數(shù)變化幅度不大都通過了顯著性水平為0.01、0.05和0.1的顯著性檢驗。加入控制變量后的系數(shù)分別由58.86、－5.08和10.75變化為53.35、－5.057 和8.382.這表明，隨著時間的推移，引入外國戰(zhàn)略投資者的城市商業(yè)銀行對單一最大客戶貸款比率和存貸比的凈效應(yīng)為正，且逐漸上升;對不良貸款比率的凈效應(yīng)為負(fù)，且逐漸下降。這表明，引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者政策對貸款行為的凈效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)。

第二，我們進(jìn)一步考察控制組變化的影響。我們保持原來實驗組不變，然后使用下面的方式重新構(gòu)造控制組:我們將重組成為省內(nèi)統(tǒng)一銀行如江蘇銀行、徽商銀行、吉林銀行、龍江銀行、長安銀行和華融湘江銀行等在控制組樣本中剔除，以保持城市商銀行的單一性。估計結(jié)果如表5所示，我們關(guān)注的系數(shù)通過了0.01或0.05顯著性水平的檢驗。而系數(shù)水平與基本方程的回歸結(jié)果更為接近，而且豪斯曼檢驗與基本回歸方程的顯著性水平相同。由此可見，我們的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗:控制組變化

注:＊＊＊ ＊＊ *分別表示0.01、0.05和0.1的顯著性水平.

上述分析意味著，我們按照控制時間長度變化和控制組變化的方法進(jìn)行重新估計并沒有對基本回歸結(jié)果帶來實質(zhì)性的影響，因此我們的結(jié)論是非常穩(wěn)健的。

表6 反事實檢驗

(三)反事實檢驗

在該部分，我們在非2006年的年份中選取某一年作為虛擬政策實施年份，然后利用反事實檢驗分析再次考察引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者政策對城市商業(yè)銀行信貸行為的影響。具體來說，我們分別選取2008年和2010年作為虛擬政策實施年份，然后再次使用倍差法考察引進(jìn)外資政策對城市商業(yè)銀行信貸行為的影響。結(jié)果如表6所示，在2008年和2010年兩種情形中，對單一最大客戶貸款比率的影響為正，對不良貸款比率的影響為負(fù)，但是都不顯著。這表明，虛擬的政策指定時間沒有體現(xiàn)出引進(jìn)外資政策對城市商業(yè)銀行信貸行為的影響。這在一定程度上從側(cè)面支持了前文引進(jìn)外資對城市商業(yè)銀行信貸行為影響的結(jié)論。

五、結(jié)論

在經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)中，引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者對城市商業(yè)銀行的影響一直是眾多學(xué)者關(guān)注的熱點問題，但是使用倍差法考察我國城市商業(yè)銀行引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者對其信貸行為的影響的研究仍然沒有發(fā)現(xiàn)。2006年底，我國金融業(yè)全面開放以后，外國資本紛紛作為戰(zhàn)略投資者入股國內(nèi)商業(yè)銀行，其中我國一批城市商業(yè)銀行也紛紛引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者。毫無疑問，這次我國城市商業(yè)銀行引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者對于我國城市商業(yè)銀行會產(chǎn)生重要的影響。本文采用政策評估分析中的倍差法對2005－2011年我國73家城市商業(yè)銀行引進(jìn)戰(zhàn)略投資者對信貸行為的影響效果進(jìn)行了評估。

研究結(jié)果表明，我國城市商業(yè)銀行引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者顯著降低了不良貸款率，提高了資產(chǎn)質(zhì)量，同時也提高了單一最大客戶貸款比率，降低了銀行貸款的審慎性。這表明，引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者的城市商業(yè)銀行確實提高了放貸水平和經(jīng)營能力，改善了城市商業(yè)銀行的資產(chǎn)質(zhì)量，但是也引進(jìn)外國戰(zhàn)略投資者的城市商業(yè)銀行也更加鐘情于對大客戶放貸，“嫌貧愛富”傾向更加嚴(yán)重。

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