林基

（浙江財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，浙江 杭州 310018）

我國A股上市銀行市值影響因素研究
——基于我國股權(quán)分置改革后的經(jīng)驗(yàn)考察

林基

（浙江財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，浙江 杭州 310018）

股權(quán)分置改革是我國資本市場(chǎng)發(fā)展進(jìn)程中的重要事件。股權(quán)分置改革后，市值管理成為我國上市公司的必然選擇。以我國上市銀行的市值為因變量，以GDP增長率、滬深300指數(shù)、資本充足率、每股收益、凈資產(chǎn)收益率、凈利潤增長率、流通股比例等指標(biāo)為自變量進(jìn)行實(shí)證研究。研究表明：在1%顯著性水平下，滬深300指數(shù)、每股收益、凈利潤增長率與上市銀行市值呈顯著的正向關(guān)系，GDP增長率和凈資產(chǎn)收益率與上市銀行市值呈不顯著的正向關(guān)系，而資本充足率和流通股比例與上市銀行市值呈不顯著的負(fù)向關(guān)系。

證券市場(chǎng)；上市銀行；市場(chǎng)價(jià)值；面板數(shù)據(jù)；Hausman檢驗(yàn)

一、引言

2005年股權(quán)分置改革的啟動(dòng)，標(biāo)志著中國資本市場(chǎng)的規(guī)范性向前邁出了重要的步伐。這項(xiàng)改革激發(fā)了投資者對(duì)中國股市未來的信心，隨后中國股市指數(shù)節(jié)節(jié)攀升。A股總市值從2005年的3.1萬億元，攀升至2007年11月的最高點(diǎn)——34萬億元；此后，受到源自美國的次貸危機(jī)的影響，兩市總市值一路下滑，2008年下半年最低跌至12萬億元。截至2013年末，滬深兩市總市值為24萬億元，其中流通股市值為19萬億元，非流通股為5萬億元。中國股票市場(chǎng)出現(xiàn)振幅如此之大的波動(dòng)，固然與中國自身的宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，以及外圍主要國際股市波動(dòng)所帶來的影響相關(guān)，但更與我國上市公司整體市值管理水平比較低下的現(xiàn)狀相關(guān)。

商業(yè)銀行是我國國民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，關(guān)系著國家金融體系的安全與穩(wěn)定，截至2013年底，我國A股市場(chǎng)已有16家上市銀行，其總市值已占A股總市值的三成左右。上市銀行已成為我國A股大盤維穩(wěn)的主力軍、定海神針。正因?yàn)樯鲜秀y行在我國資本市場(chǎng)上有著如此舉足輕重的作用，推動(dòng)上市銀行的市值管理研究，從而提升上市銀行的市值管理績效，對(duì)深化我國整個(gè)金融體制的改革以及提升我國商業(yè)銀行的競(jìng)爭力都具有積極作用。本文正是在此背景下，對(duì)上市銀行市值的影響因素展開研究。

二、文獻(xiàn)綜述

西方國家資本市場(chǎng)發(fā)達(dá)，其商業(yè)銀行上市歷史悠久，因此關(guān)于銀行市場(chǎng)價(jià)值的研究文獻(xiàn)比較豐富。由于上市銀行市場(chǎng)價(jià)值的反映指標(biāo)為股本規(guī)模和股價(jià)，而影響股價(jià)的因素很多，因此這些因素都可以影響到銀行市值。

Choietal.（1992）[1]研究了利率和匯率波動(dòng)對(duì)上市銀行股價(jià)的影響，結(jié)果表明利率相對(duì)穩(wěn)定期和波動(dòng)較大期，銀行股價(jià)對(duì)利率和匯率的敏感性是有差異的。

Elyasiani和Mansur（1998）[2]運(yùn)用GARCH模型，研究發(fā)現(xiàn)利率對(duì)銀行股票回報(bào)的均值和方差有影響，兩位學(xué)者之后的研究又發(fā)現(xiàn)長短期利率和它們的波動(dòng)性均影響銀行股票回報(bào)的產(chǎn)生過程。

Konstantinos Drako（2007）[3]采用希臘9家銀行的數(shù)據(jù)，對(duì)銀行的所有債務(wù)、市場(chǎng)與賬面價(jià)值、股東權(quán)益、工作資本（流動(dòng)資產(chǎn)減流動(dòng)負(fù)債）、財(cái)務(wù)杠桿等五個(gè)指標(biāo)進(jìn)行研究，結(jié)果表明9家銀行的超額回報(bào)率與利率的波動(dòng)是顯著相關(guān)的，市場(chǎng)價(jià)值、工作資本、股本和負(fù)債隨利率波動(dòng)的影響最大。

Priti Verma Dave O Jaclson（2008）[4]研究發(fā)現(xiàn)短期利率和長期利率對(duì)貨幣中心銀行、大規(guī)模銀行、中等規(guī)模銀行均存在價(jià)格和波動(dòng)性溢出效應(yīng)，且貨幣中心銀行和大銀行對(duì)短期利率負(fù)面影響波動(dòng)比正面影響波動(dòng)更為敏感。

由于我國商業(yè)銀行上市歷史不長，數(shù)量也只有16家，有關(guān)我國A股上市商業(yè)銀行市值管理的研究文獻(xiàn)不多，對(duì)上市銀行市值的影響因素的研究文獻(xiàn)就更少。

劉洋、洪景玉（2009）[5]通過對(duì)ROE指標(biāo)的分解，引用上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，通過成分分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)第一主成分因子主要與利息收入、存款總額和手續(xù)費(fèi)及傭金收入相關(guān)，不良貸款率與銀行價(jià)值負(fù)相關(guān)。

周偉（2009）[6]運(yùn)用杜邦財(cái)務(wù)體系，選用貸款、存款、手續(xù)費(fèi)收入、不良貸款率、流通股份等指標(biāo)，引入Feltham-Ohlson估值模型對(duì)銀行類上市公司進(jìn)行實(shí)證分析，實(shí)證結(jié)果顯示，傳統(tǒng)存貸款業(yè)務(wù)的利潤差仍然是我國上市銀行的利潤和價(jià)值來源，不良貸款率對(duì)銀行價(jià)值有負(fù)面影響。

雖然對(duì)我國上市銀行市值的影響因素研究的文獻(xiàn)不多，但國內(nèi)學(xué)者對(duì)于資本市場(chǎng)上市公司的股票回報(bào)已有相當(dāng)深入的研究。

宿成建（2006）[7]對(duì)我國證券定價(jià)進(jìn)行了多因素和三因素實(shí)證研究，研究發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)指數(shù)回報(bào)率對(duì)股票收益率具有顯著影響，而GDP增長、通貨膨脹率、貨幣供應(yīng)量增長、存款利率增長、存貸款增長對(duì)我國股票收益呈負(fù)影響。

翁世淳（2010）[8]梳理了價(jià)值管理理論從股東價(jià)值管理、利益相關(guān)者價(jià)值管理到市值管理的變遷過程。研究方向，企業(yè)經(jīng)營目標(biāo)不但決定了價(jià)值管理理論的性質(zhì)和結(jié)構(gòu)，而且對(duì)其從價(jià)值創(chuàng)造、價(jià)值實(shí)現(xiàn)到價(jià)值經(jīng)營的研究路徑變遷產(chǎn)生了重要影響。

魏建國、陳駿（2013）[9]研究發(fā)現(xiàn)，上市公司進(jìn)行市值管理過程中，應(yīng)引入證券、期貨等產(chǎn)品、策略研究與咨詢機(jī)構(gòu)，銀行、基金等服務(wù)機(jī)構(gòu)，為其提供強(qiáng)大的策略、資金、產(chǎn)品支撐，配合進(jìn)行市值管理手段的科學(xué)組合與操作，以實(shí)現(xiàn)市值管理的最終目標(biāo)。

從已有的文獻(xiàn)來看，大多數(shù)學(xué)者均通過構(gòu)建模型來實(shí)證研究影響股票市值的因素與股價(jià)之間的相關(guān)性。本文在上述研究成果的基礎(chǔ)上，以市值為因變量，以GDP增長率、滬深300指數(shù)、資本充足率、每股收益、凈資產(chǎn)收益率、凈利潤增長率、流通股比例等指標(biāo)為自變量進(jìn)行實(shí)證研究，以驗(yàn)證各自變量與因變量的關(guān)聯(lián)性。

三、模型、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

Saporoschenko Andrew（2002）[10]構(gòu)建了以日本上市銀行股票回報(bào)為因變量，以一般股市回報(bào)、日本長短期政府債券回報(bào)、基準(zhǔn)利差的變動(dòng)、貿(mào)易加權(quán)的匯率回報(bào)四因素為自變量的模型，以研究因變量對(duì)四個(gè)自變量的敏感性。

本文參考Saporoschenko Andrew的建模思想，結(jié)合我國資本市場(chǎng)的實(shí)際情況，構(gòu)建以上市銀行股票市值為因變量，以GDP增長率、滬深300指數(shù)、資本充足率、每股收益、凈資產(chǎn)收益率、凈利潤增長率、流通股比例等指標(biāo)為自變量構(gòu)建模型。

借鑒前人研究結(jié)果，結(jié)合我國上市銀行具體情況，本文研究假設(shè)如下：GDP增長率、滬深300指數(shù)、資本充足率、每股收益、凈資產(chǎn)收益率、凈利潤增長率與上市銀行市值正相關(guān)，流通股比例與上市銀行市值呈負(fù)相關(guān)。

為了消除異方差，本文對(duì)構(gòu)建模型的各變量均作對(duì)數(shù)處理，變量前用LN表示經(jīng)過對(duì)數(shù)處理，即初步模型如下：

其中，MV表示市值，計(jì)算方法為上市銀行期末股價(jià)與期末流通股本的乘積。借鑒前人研究經(jīng)驗(yàn)，本文在實(shí)證研究中以股票價(jià)格代替市值；GDPG表示GDP增長率，是整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況的考量；SS300I表示滬深300指數(shù)，代表著整個(gè)滬深兩市證券市場(chǎng)的運(yùn)營情況；CAR表示資本充足率，是保證銀行資金安全的底線，資金安全才能產(chǎn)生穩(wěn)定的現(xiàn)金流。EPS表示每股收益，其大小直接決定了股東的收益，體現(xiàn)企業(yè)的盈利能力；ROE表示凈資產(chǎn)收益率，凈資產(chǎn)收益率=凈利潤/所有者權(quán)益，它代表了股票持有者的投資回報(bào)率，直接體現(xiàn)了股東通過持有一定股票而能夠得到的收益多少；NPGR表示凈利潤增長率，凈利潤增長率=（本期凈利潤-上期凈利潤）/上期凈利潤，是反映企業(yè)成長能力的一個(gè)重要指標(biāo)；TS代表流通股比例，流通股比例越高，市場(chǎng)股票供給越高，上市銀行面臨的市值管理壓力越大，不利于股價(jià)上漲；i表示各上市銀行；t表示季度；αi表示常數(shù)項(xiàng)；β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7為自變量的估計(jì)系數(shù)；ε表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

在進(jìn)行面板數(shù)據(jù)模型檢驗(yàn)之前，本文首先對(duì)模型（1）的因變量與各自變量的相關(guān)性進(jìn)行初步檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)凈資產(chǎn)收益率、流通股比例與市值相關(guān)性不強(qiáng)，相關(guān)性系數(shù)分別為0.063363和-0.053664，予以剔除。因此，本文構(gòu)建的最終模型為：

考慮到模型（2）中分析的變量中有小于1的數(shù)據(jù)，取對(duì)數(shù)后會(huì)出現(xiàn)較大的負(fù)數(shù)，為了減小面板數(shù)據(jù)模型的偏度，本文沿用潘文卿、張偉（2003）[11]的處理方法，各變量數(shù)據(jù)在引入模型時(shí)，均加1再取自然對(duì)數(shù)，即變量在取對(duì)數(shù)前，按公式Xi=log(Xi+C)加常數(shù)C=1后再取對(duì)數(shù)。

本文的研究目的是考察上市銀行市值管理的影響因素。滬深兩市有16家上市銀行，考慮到數(shù)據(jù)的代表性和可得性，本文選取在滬深兩市上市的中國工商銀行（以下簡稱“工商銀行”）、中國銀行、上海浦東發(fā)展銀行（以下簡稱“浦發(fā)銀行”）、招商銀行、平安銀行和民生銀行等六家商業(yè)銀行2008—2013年的年（季）報(bào)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源均為上海、深圳證券交易所網(wǎng)站。本文的所有檢驗(yàn)都是在Eviews6.0軟件下進(jìn)行。

四、計(jì)量估計(jì)結(jié)果的說明

（一）面板單位根檢驗(yàn)

面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸之前要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以避免偽回歸情況的出現(xiàn)。對(duì)于面板單位根檢驗(yàn)的方法并不統(tǒng)一，為了保證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文綜合采用LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher-PP檢驗(yàn)以及Fisher-ADF檢驗(yàn)對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，當(dāng)四種檢驗(yàn)結(jié)果出現(xiàn)不一致時(shí)，我們認(rèn)為變量為非平穩(wěn)的，需要進(jìn)一步進(jìn)行差分檢驗(yàn)，直到平穩(wěn)。下表1為面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果，檢驗(yàn)結(jié)果表明，所有的變量均為一階單整序列即I(1)，因此，可以對(duì)模型中涉及的變量進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸。

表1 面板的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從上述檢驗(yàn)結(jié)果看，六個(gè)變量中，除每股收益之外的其余變量中的ADF檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著性水平下均大于對(duì)應(yīng)的臨界值，因此不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，即都是非平穩(wěn)的。而經(jīng)過一次差分后的序列都是平穩(wěn)的，即自變量與因變量之間是一階單整，為了驗(yàn)證它們組合在一起是否具有平穩(wěn)性,需驗(yàn)證這些變量間是否存在協(xié)整關(guān)系。

（二）面板數(shù)據(jù)模型的檢驗(yàn)分析

在對(duì)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)，需要檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)究竟符合哪種面板模型形式，以避免模型設(shè)定的偏差，改進(jìn)參數(shù)估計(jì)的有效性。建立面板數(shù)據(jù)模型，首先應(yīng)判斷采用混合回歸模型還是固定效應(yīng)模型,本文采用F檢驗(yàn)來確定模型的選擇。F統(tǒng)計(jì)量具體公式如下：

其中，RSSR是受約束模型（常截距模型）的殘差平方和，RSS為非約束模型（變截距模型）的殘差平方和，N表示截面?zhèn)€數(shù)，T表示時(shí)期數(shù)，K表示接受變量的個(gè)數(shù)。在給定的顯著性水平下，如果接受了原假設(shè)，認(rèn)為模型應(yīng)設(shè)定為混合回歸模型，如果拒絕了原假設(shè)，則模型設(shè)定為個(gè)體固定效應(yīng)模型。

表2 F檢驗(yàn)

從表2中的檢驗(yàn)結(jié)果可知，相伴概率為0.0000（接近于0），小于0.01，即拒絕了原假設(shè)（建立混合回歸模型）,因此我們對(duì)上述面板數(shù)據(jù)模型應(yīng)當(dāng)建立是個(gè)體固定效應(yīng)模型而不是混合回歸模型。

根據(jù)對(duì)個(gè)體影響處理形式的不同，變截距模型主要有兩種方法，一種是使用固定效應(yīng)模型（Fixed Effects Model），另一種是使用隨機(jī)效應(yīng)模型（Random EffectModel）。在計(jì)量分析中常用Hausman檢驗(yàn)來判定固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型誰更有效。檢驗(yàn)形式如下：

其中，b為固定效應(yīng)模型中的回歸系數(shù)的估計(jì)結(jié)果，β為隨機(jī)效應(yīng)模型中回歸系數(shù)的估計(jì)結(jié)果，為兩類模型中回歸系數(shù)估計(jì)結(jié)果之差的方差，即=Var[b]-Var[β]，H服從一定自由度的卡方分布（Chi-squared），若|H|大于臨界值，則接受固定效應(yīng)模型，反之則接受隨機(jī)效應(yīng)模型。其檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

Hausman檢驗(yàn)結(jié)果(Prob=0.0023＜0.01)拒絕了原假設(shè)（隨機(jī)效應(yīng)模型），從而支持了個(gè)體固定效應(yīng)模型?；谝陨戏治?，本文所采用的面板數(shù)據(jù)模型。

（三）模型估計(jì)

模型（2）的實(shí)證結(jié)果如下表4所示，從固定效應(yīng)模型結(jié)果可知，在0.01顯著性水平下，該個(gè)體固定效應(yīng)模型的變量均通過變量顯著性檢驗(yàn)；此外，該模型的擬合度R2為0.902551，調(diào)整的R2為0.902551，說明模型的擬合度較好；但DW值只有0.698537,說明殘差存在自相關(guān),可能是由于模型中缺少解釋變量所致?？傮w而言，該模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)的信息提取比較高，能有效地描述各因素對(duì)市值的影響。

表4 模型估計(jì)結(jié)果

從表4的固定效應(yīng)模型的結(jié)果可知，在1%顯著性水平下，滬深300指數(shù)、每股收益、凈利潤增長率與上市銀行市值呈顯著的正向關(guān)系，GDP增長率與上市銀行市值呈不顯著的正向關(guān)系，而資本充足率與上市銀行呈不顯著的負(fù)向關(guān)系。通過對(duì)表4的模型估計(jì)結(jié)果的解讀，我們可以對(duì)前文的研究假設(shè)進(jìn)行相應(yīng)的分析。

（1）GDP增長率（X1）系數(shù)為0.095672，伴隨概率為0.0011，因此可以證明假設(shè)：GDP增長率與上市銀行市值正相關(guān)。

（2）滬深300指數(shù)（X2）系數(shù)為0.302237，伴隨概率為0.0000，因此滬深300指數(shù)對(duì)上市銀行市值呈現(xiàn)顯著的正向影響，這也證明了假設(shè)：滬深300指數(shù)與上市銀行市值正相關(guān)。

（3）資本充足率（X3）的系數(shù)為-0.028141，伴隨概率為0.0486，因此資本充足率對(duì)上市銀行市值呈不顯著的正向影響，這也表明不能證明了假設(shè)：資本充足率與上市銀行市值呈正相關(guān)。

（4）每股收益（X4）的系數(shù)為0.183140，伴隨概率為0.0056，即每股收益對(duì)上市銀行市值呈顯著的正相關(guān)，由此也證明了假設(shè)：每股收益與上市銀行市值正相關(guān)。

（5）凈利潤增長率（X6）的系數(shù)為0.146661，伴隨概率為0.0051，即凈利潤增長率對(duì)上市銀行市值呈顯著的正向關(guān)系，這也證明了假設(shè)：凈利潤增長率與上市銀行市值呈正相關(guān)。

五、結(jié)論

本文以市值為因變量，以影響上市銀行市值的GDP增長率、滬深300指數(shù)、資本充足率、每股收益、凈資產(chǎn)收益率、凈利潤增長率、流通股比例等7個(gè)財(cái)務(wù)和非財(cái)務(wù)指標(biāo)為自變量進(jìn)行實(shí)證研究。研究結(jié)果表明在1%顯著性水平下，滬深300指數(shù)、每股收益、凈利潤增長率與上市銀行市值呈顯著的正向關(guān)系，GDP增長率和凈資產(chǎn)收益率與上市銀行市值呈不顯著的正向關(guān)系，而資本充足率和流通股比例與上市銀行市值呈不顯著的負(fù)向關(guān)系。

影響上市銀行市值的因素中，GDP增長率、滬深300指數(shù)、每股收益、凈利潤增長率和凈資產(chǎn)收益率等五個(gè)因素與市值正相關(guān)。其中，GDP增長率和滬深300指數(shù)是屬于上市銀行進(jìn)行市值管理的“外在指標(biāo)”，上市銀行不能加以直接影響和改變，而只能在這兩類指標(biāo)的變化下順勢(shì)而為，銀行的監(jiān)管層對(duì)這兩類指標(biāo)應(yīng)有強(qiáng)烈的主動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)管理意識(shí)，以防止它們波動(dòng)誘發(fā)的風(fēng)險(xiǎn)；每股收益、凈利潤增長率和凈資產(chǎn)收益率這三項(xiàng)指標(biāo)是上市銀行的財(cái)務(wù)指標(biāo)，且與市值的關(guān)聯(lián)系數(shù)從大到小，這三類因素可以通過提升內(nèi)部銀行的經(jīng)營管理水平，促進(jìn)內(nèi)在價(jià)值創(chuàng)造而得以改善。資本充足率和流通股比例是與市值負(fù)相關(guān)的指標(biāo)。上市商業(yè)銀行是特殊性的金融企業(yè)，必須滿足最低資本充足率的要求。因此，監(jiān)管層若從銀行體系的安全、穩(wěn)健以及經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展考慮而提高銀行資本充足率，在一定程度上，會(huì)對(duì)市值造成反向影響。此外，股權(quán)分置改革完成后，部分上市銀行還存在巨量非流通股，非流通股的解禁上市流通對(duì)上市銀行的市值管理是個(gè)巨大挑戰(zhàn)，管理層對(duì)此應(yīng)引起足夠重視。

隨著我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展，以商業(yè)銀行為主導(dǎo)的間接融資仍將是我國最重要的融資方式，商業(yè)銀行的重要性不斷加強(qiáng)，銀行業(yè)的發(fā)展仍將繼續(xù)處于快速成長時(shí)期。而隨著金融業(yè)的進(jìn)一步對(duì)外開放，銀行業(yè)的競(jìng)爭會(huì)趨于更加劇烈，為了自身發(fā)展的需要，會(huì)有更多的商業(yè)銀行選擇上市。商業(yè)銀行在利用股票市場(chǎng)促進(jìn)自身發(fā)展的同時(shí)，須把防范股票市場(chǎng)發(fā)展可能帶來的風(fēng)險(xiǎn)放在重要位置，須以市場(chǎng)價(jià)值為核心制定戰(zhàn)略計(jì)劃和戰(zhàn)略決策，以價(jià)值創(chuàng)造最大化為首要目標(biāo)，不斷強(qiáng)化主營業(yè)務(wù)，合理分配資產(chǎn)負(fù)債比率，提高財(cái)務(wù)管理水平，完善股權(quán)激勵(lì)制度，加強(qiáng)投資者關(guān)系管理。做好上述的工作，我們就有理由相信中國上市銀行的市值管理必將提高到更高的水平。

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（責(zé)任編輯：張艷峰）

Non-tradable share reform isamajor change to China's capitalmarket.After the share splitting reform,Marketmanagement has become an inevitable choice for China's listed companies.In the paper,themodels are setup,which include the dependent variable of themarket value and the independent variables of the GDP growth rate,the CSI300 index,the capital adequacy ratios,the earnings per share,the net return on equity,the net profit growth rate,the proportion of circulating stocks.It draws the following conclusion:At the 1%significance level,the CSI300 index,the earnings per share, the net profit growth rate has a significant positive relationship with themarket value of listed banks; the GDP growth rate and the net return on equity has a non-significant positive relationship with the market value of listed banks;the capital adequacy ratios and the proportion of circulating stocks has a non-significantnegative relationship with themarketvalueof listed banks.

listed banks;marketvalue;paneldate;Hausman test

1003-4625（2014）12-0067-05

F830.91

A

2014-10-13

本文為國家社科基金項(xiàng)目（11BGJ036）。

林基（1978-），男，浙江瑞安人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，講師，研究方向：商業(yè)銀行監(jiān)管，國際投資。