外资参股对中资商业银行经营绩效、风险承担的影响

Influence of Foreign Equity Participation on Operation Performance and Risk Taking of Chinese Commercial Banks

摘要: 近年来，随着中国金融业开放进程的不断加快，越来越多大型境外战略投资者愿意并希望入股我国商业银行，但2020年新冠疫情的爆发是否会给外资参股的中资商业银行带来不利影响尚未可知。本文以2015年至2020年中国40家上市商业银行的面板数据为样本，首先运用主成分分析法测算了综合考虑银行盈利性、安全性、流通性与成长性的银行综合绩效指数，并在此基础上分疫情发生前、疫情发生后、五年全样本，对比研究了全样本和疫情发生前后中国商业银行引入外资、增加外资持股比例各自对于银行盈利能力、风险承担以及综合绩效的影响。研究结果表明：提高外资持股比例能显著提高银行盈利能力、改善银行风险承担状况、提高银行综合绩效；引入外资在非疫情发生的稳定区段能够显著提升商业银行的盈利能力；与无疫情发生的平稳发展阶段相比，疫情发生后增加外资持股比例对银行综合绩效的提升作用更强，对盈利能力的影响大致相同，改善风险作用则有所减弱。基于此研究结果，本文还分别对政府、行业自律组织及商业银行自身提出了一系列的针对性建议。

Abstract: In recent years, with the accelerating opening process of China’s financial industry, more and more large foreign strategic investors have been willing to become shareholders of Chinese commercial banks. However, it has not been known whether the COVID-19 outbreak in 2020 will bring adverse effects to Chinese commercial banks with foreign equity participation. By applying panel data of 40 listed Chinese commercial banks from 2015 to 2020 as a sample, we calculated the comprehensive performance index of banks considering their profitability, safety, liquidity and growth by using principal component analysis. And on this basis, we divided the samples into pre-epidemic samples, post-epidemic samples, and the full five-year sample and comparatively studied the influence of in-troducing foreign investments and increasing foreign shareholding ratio on profitability, risk-taking and comprehensive performance of Chinese commercial banks. The results have shown that in-creasing the foreign shareholding ratio could significantly improve the profitability of banks, im-prove the risk-taking status of banks, and improve the overall performance of banks. Besides, the introduction of foreign capital in the stable region of non-epidemic can significantly improve the profitability of commercial banks. What’s more, compared with the stable development stage without the outbreak of the epidemic, increasing the foreign shareholding ratio after the outbreak of the epidemic had a stronger effect on the comprehensive performance of banks, and the effect on profitability was roughly the same, while the effect on improving risk was weakened. Based on the research results, we also put forward a series of targeted suggestions to the government, industry self-discipline organizations and commercial banks themselves.

1. 引言

1996年亚洲开发银行投资入股光大银行获国务院特批，这标志着中资银行开始引入境外战略投资者。2003年，我国银监会成立，并出台《境外金融机构投资入股中资金融机构管理办法》，鼓励境外法人以战略投资者的身份中长期持股国内的金融机构。这一政策引发了境外战略投资者持股中资企业的热潮，一时间引进境外战略投资者成为我国银行业改革的主旋律，近年来，中国金融业明显加快了开放的脚步，银监会于2018年2月公布了《中国银监会关于修改<中国银监会外资银行行政许可事项实施办法>的决定》，增加关于外资银行及中外合资银行投资境内商业银行的资格审查、所需材料和相关行政许可规定等方面的规定。同时，随着人民币国际化进程加快、我国国际地位上升，许多大型境外金融机构愿意并希望入股我国商业银行进行投资。同时，中资商业银行引入境外投资者能够通过多元化的股权结构改革来解决自身在法人治理结构、经营管理方式和业务创新等各方面的问题，从而实现降低中资银行风险承担、提高经营绩效的目的。因此，商业银行引进境外战略投资者已经成为当代中国对外开放进程中的重要一环。

因此，随着境外投资者在我国商业银行界的影响逐步增大，密切关注境外投资对商业银行带来的风险以及对商业银行绩效造成的影响十分必要且有重大意义。本文旨在研究对外资入股中资商业银行能否降低银行风险承担、提高经营绩效，并进一步探讨在新冠疫情条件下，外资入股对风险承担预经营绩效的影响是否与经济平稳发展阶段存在差异，并将根据实证结果针对商业银行引进外资股东、银行是否能通过引入外资的方式加速走出疫情带来的困境提供一系列的建议。

2. 文献综述及理论分析

最早于20世纪80年代初，学术界开始关注境外战略投资者(FSI)影响银行经营绩效、治理水平及效率这一研究主题。Gray (1981) [1]、Walter (1983) [2] 和Levine (1996) [3] 等学者发现引资国家在FSI的进入下商业银行的运作效率得到明显的提升。2000年以后，关于FSI持股商业银行的研究开始兴起，研究方向主要集中在三个方面：第一个方面是关于引进FSI对商业银行股权结构以及公司治理水平的影响(Hasen等，2005 [4]；Claessens, 1997 [5] )；第二个方面是关于FSI的进入对商业银行经营效率的影响程度(Allen N. Berger等，2009 [6] )；第三个是关于引进FSI对商业银行风险承担的影响(Lee和Hsieh，2014 [7] )。聚焦商业银行引入外资股东影响银行经营绩效的相关研究，学者之间存在差异较大的观点。大部分学者研究发现引进境外战略投资者能提升本国商业银行绩效(Manole和Grigorian，2002 [8] 等)。具体举例，如Alvaro G. Taboada (2011) [9] 研究得出FSI持股商业银行可以帮助其制定符合其经营发展的决策目标，帮助商业银行实现经营水平的提升以及整体绩效和竞争能力的提高 [2]。但也有学者认为引进境外战略投资者并不能真正改善商业银行经营绩效，甚至会造成一些负面影响(Angelo A. Unite和Michael J. Sullivan，2003 [10] )。而外资参股对银行风险承担的研究至今未形成一致结论，主要有正相关论(Haque和Shahid，2016 [11]；Wu等，2017 [12] )、负相关论(Levy Yeyati和Micco，2007 [13] )两种代表观点。

针对我国商业银行引入外资对银行绩效的影响，学者之间观点有较大差异。Allen N. Berger等(2009)通过研究分析1994年到2003年十年来少数拥有先进管理经验和强大金融背景的FSI持股能够显著改善四大国有商业银行的经营绩效水平。张宗益和宋增基(2010) [14] 对商业银行引进FSI前后效果进行实证检验，通过对比分析发现FSI的进入的确改善了银行的股权结构，提高了银行的整体经营绩效水平。而纪建悦和孔德坤(2010) [15] 通过对引入FSI的8家商业银行进行实证分析，发现外资入股虽然能够提高引资银行的绩效水平，但这种影响十分有限，提升效果不明显。张瑜等(2014) [16] 则研究发现FSI对国内商业银行绩效的影响存在显著的时间效应，在一定适应期后，FSI会慢慢发挥作用，且随着外资持股比例的增加，我国商业银行经营绩效会逐渐提高。此外，还有学者认为我国商业银行引进FSI有一定局限性，或许并不能给商业银行带来绩效的提升(刘元亮和张华，2009) [17]。

我国商业银行引入外资对银行风险承担的影响方面，学者基本肯定了外资参股在控制我国商业银行风险上起到了作用。王涛和蒋再文(2012) [18] 通过实证研究发现外资股权有利于约束银行风险，且随着外资持股比例增加，约束效应更强。张博等(2018) [19] 基于外资参股基本特征与股权结构特征的双重视角，检验了2007年至2015年61家商业银行外资参股与银行风险承担的关系，研究发现，外资参股与否、外资持股比例均与银行风险承担呈负相关。

综上所述，目前研究对境外战略投资者入股我国上市商业银行将如何银行经营绩效尚未达成一致基于对此问题的探讨，本文的设计如下：第一，目前文献大多采用单一指标作为衡量商业银行经营绩效指标，为了综合考量银行盈利性、安全性、流动性与成长性对商业银行经营绩效的影响，本文使用主成分分析法构建了综合绩效指标；第二，目前文献不曾研究过“黑天鹅”事件下，引入外资是否对疫情带来的负面影响有缓解或改善作用，考虑到新冠疫情给银行业带来的巨大冲击，本文将样本划分为疫情前后两段区间，实证研究了2020年新冠疫情背景下，外资持股对银行绩效与风险承担的影响，并将其与经济平稳发展时期的情况进行对比分析；第三，本文数据均选取至各大商业银行2020年年报数据，具有可靠性、时新性。

3. 综合绩效指标测度

3.1. 测度方法及指标选取

目前学界多采用Tobin’s Q一类的单指标对企业绩效进行衡量(Schwert，1981 [20]；Pearce和Roley，1983 [21] )，但考虑到中国资本市场发展不完善，一些中小银行从2015年后逐渐上市，故中国资本市场估价等数据难以全面获得。为解决这一数据缺失问题，李广子和张翼(2016) [22] 采用平均总资产回报率(ROA)，而郭翠荣和刘亮(2012) [23] 采用平均净资产收益率(ROE)来衡量商业银行绩效，但ROA、ROE侧重商业银行资产盈利能力，仍然没有综合、全面的衡量一家银行的经营绩效。

因此，本文参考刘孟飞和王琦(2021) [24] 的研究，基于商业银行经营基本原则并在综合考虑了商业银行的盈利性、安全性、成长性(傅勇等，2011 [25] )等因素，选择ROA、ROE、不良贷款率、不良贷款拨备覆盖率、资产负债率、非利息收入占比、存贷比、净利润增长率8个指标作为原始指标，并运用主成分分析构建综合绩效指标PCI。主成分分析(Principal Component Analysis)实质是利用降维的思想，将多个变量转化为少数几个综合变量(即主成分)，其中每个主成分都是原始变量的线性组合，各主成分之间互不相关，从而这些主成分能够反映始变量的绝大部分信息，且所含的信息互不重叠。采用这种方法可以克服单一的财务指标不能真实反映公司的财务与经营绩效状况的缺点，引进多方面的财务指标，但又将复杂因素归结为1个主成分，使得复杂问题得以简化，同时得到更为科学、准确的财务信息。

具体的测算公式及步骤如下：

1) 公式：

寻求原指标的线性组合F_i：

$\{\begin{array}{l}{F}_1=u_{11}X{}_1+u_{21}X{}_2+\cdots +u_{p1}X{}_p\hfill \\ F_2=u_{12}X{}_1+u_{22}X{}_2+\cdots +u_{p2}X{}_p\hfill \\ \cdots \hfill \\ F_p=u_{1p}X{}_1+u_{2p}X{}_2+\cdots +u_{pp}X{}_p\hfill \end{array}$ (1)

满足如下的条件：

a) 每个主成分的系数平方和为1。即

$u_{1i}^2+u_{2i}^2+u_{3i}^2+\cdots +u_{pi}^2=1$ (2)

b) 主成分之间互不相关，即无重叠的信息。即

$Cov\left(F_i,F_j\right)=0,i\ne j,i,j=1,2,\cdots ,p$ (3)

c) 主成分的方差依次递减，重要性依次递减，即

$Var\left(F_1\right)\ge Var\left(F_2\right)\ge \cdots \ge Var\left(F_P\right)$ (4)

2) 测算步骤：

第一步：将样本数据进行标准化，计算样本的相关系数矩阵 $\hat{R}$ 并由 $\hat{R}$ 求出其特征根，即解方程 $\left|\hat{R}-\lambda I\right|=0$，可得特征根 ${\lambda }_1\ge {\lambda }_2\ge \cdots \ge {\lambda }_p\ge 0$。

第二步：求出最大特征根 ${\lambda }_1$ 所对应的单位正交特征向量 $u_1={\left(u_{11},u_{21},\cdots ,u_{p1}\right)}^{\prime }$。

第三步：计算主成分方差贡献率，给出第一主成分表达式为 $F_1={u^{\prime }}_{1}X$。

第四步：计算每个样本的第一主成分得分作为PCI指标测算结果，即

${\text{PCI}}_j=u_{11}{x}_{1j}+u_{21}{x}_{2j}+u_{31}{x}_{3j}+u_{41}{x}_{4j}+u_{51}{x}_{5j}+u_{61}{x}_{6j}+u_{71}{x}_{7j}+u_{81}{x}_{8j}$ (5)

其中，下标j表示第j个样本，i表示第i个指标。

3.2. 数据来源及处理

考虑到中国资本市场的成熟程度，大量城市商业银行与农村商业银行于2015年后陆续上市，本文选取2015年到2020年中国40家上市商业银行作为研究样本，并运用R4.0.4软件进行PCI指标测算。

由于本节数据之间数值差异较大，因此本文考虑基于样本相关系数矩阵 $\hat{R}$ 进行主成分分析，并只选用第一主成分得分作为PCI指标数值。

3.3. 测度结果分析

本节首先选用全部2015~2020年全部240条样本数据测算结果，若将每一年指标单独测算进行检验，各原始指标正负性不受影响，系数大小差别也在0.1之内上下浮动，第一主成分方差贡献率相差在5%以内，系数变化与方差贡献变化均较为稳定。因此，为保证指标测算一致性，选择全样本数据测算结果作为的指标数值是合理的。

经上述主成分分析法的测算，得到各步骤结果如下：

1) 相关数据矩阵 $\hat{R}$

根据第一步，得到的结果如下表1所示：

Table 1. Correlation coefficients of original indexes in principal component analysis

表1. 主成分分析原始指标相关系数

2) 特征值与各主成分方差贡献

根据第二、第三步得到结果如下表2所示：

Table 2. Principal component eigenvalues and variance contributions

表2. 主成分特征值与方差贡献

3) 综合绩效指数PCI表达式

得到上述结果后，根据最大特征根计算得对应特征向量，最终得到PCI表达式如下：

$\begin{array}{c}{\text{PCI}}_j=0.236{\text{ROA}}_j+0.437{\text{ROE}}_j-0.374{\text{NPL}}_j-0.179{\text{NIIR}}_j-0.407{\text{DLP}}_j\\ +0.368{\text{PC}}_j+0.404{\text{RNP}}_j+0.343{\text{LEV}}_j\end{array}$ (6)

其中， ROA为平均总资产回报率；

ROE为平均净资产收益率；

NPL为不良贷款率；

NIIR为非利息收入占比；

DLP为存贷比；

PC为不良贷款拨备覆盖率；

RNP为净利润增长率；

LEV为资产覆盖率。

4. 实证研究

4.1. 样本选择及数据来源说明

为研究外资入股中资商业银行对降低银行风险承担、提高经营绩效的实际效用，本文选取中国40家上市商业银行¹作为研究对象，其中包括6家大型国有控股商业银行²，9家全国性股份制上市商业银行³，16家地方性城市商业银行⁴以及9家农村商业银行⁵，以保证样本的多样性。由于大量地方商业银行于2015年后陆续上市，并为考量疫情对外资持股作用的影响，本文选择将2015年至2020年作为研究区间。

为保证数据来源一致性，本文各上市银行的净资产收益率、不良贷款率、资产总额、第一大股东持股比例、第一大股东持股比例数据均来源于wind资讯金融终端数据库。同时，下文所涉及的宏观指标中GDP实际增长率来自CEIC宏观经济数据库、M2增长率来自Wind数据库。

4.2. 变量选取

4.2.1. 被解释变量

本文分别从盈利能力、风险承担以及综合绩效来评估中资上市商业银行绩效。具体介绍如下：

1) 盈利能力变量。本文借鉴李广子和张翼(2016)、郭翠荣和刘亮(2012)等的研究结果，考虑使用ROA或ROE来衡量商业银行盈利能力，由于ROE在主成分分析结果中的系数大于ROA的系数，故将其作为衡量商业银行盈利性指标。

2) 风险承担变量。为借鉴张博等(2018)对中资商业银行风险承担的衡量方法，本文选用不良贷款率作为银行风险承担评估指标，即不良贷款率为中国银行的不良贷款额与银行贷款余额之比。

3) 综合绩效指标。利用上文测算结果，使用PCI指标作为综合测算指标，综合衡量银行盈利性、安全性、成长性等能力。

4.2.2. 解释变量

本文参考姜凌和曹瑜强(2013) [26] 等的做法，设置是否引进外资(FSI)以及外资参股中资银行持股比例(FSIS)两个变量，其中FSI使用虚拟变量法对中资银行是否引入外资变量进行定义，若外资股东参股了中资银行则取值为1否则取值为0。外资股东参股中资银行持股比例变量(FSIS)为中资银行引进的外资股东持股比例之和。

4.2.3. 控制变量

本文的控制变量由银行层面变量和宏观层面变量组成。

变量具体选取说明如下：

1) 银行层面上，选用银行商业银行绩效受其自身资产质量、营收状况的影响(胡德宝、尹曌天，2019 [27]；蔡卫星，2016 [28] )，因此采用银行规模变量(LNSIZE)、净息差(NID)作为控制变量；此外，商业银行绩效也受股权集中度影响，因此引入第一股东持股比例(TOP1)作为控制变量。

2) 宏观层面上，本文选取GDP实际增长率(RGDP)与M2增长率(RM2) (张博等，2018)二者作为宏观层面控制变量。宏观经济发展水平越高，对商业银行的金融中介服务需求越大，越能促进商业银行盈利水平的提高(何美玲、洪正，2019 [29] )；另一方面，一国货币化程度越高，说明金融发展程度越高，商业银行等金融机构的绩效水平也相对越稳定(史永东等，2019 [30] )。各变量的具体定义如表3所示。

Table 3. Variable definitions

表3. 变量定义

在去除极端值、填充缺失数据后，本文数据的描述性统计结果如表4：

Table 4. Descriptive statistical results of main variables

表4. 主要变量描述性统计结果

注：表4结果均由STATA13.0软件测算得到。

根据表4，银行净资产收益率(ROE)的标准差为2.91%，小于均值12.67%，且不存在极端异常值，而最小值与最大值之间相差近20%，这说明不同银行之间盈利能力差距较大。银行不良贷款率(NPL)均值为1.47%，标准差为0.35%，较于均值比例较小，说明各银行见不良贷款率分布较为稳定，不同银行见差距较小。PCI综合指标均值近似于0，相较而言标准差较大，各银行间综合绩效差异较大。

银行外资仓基本特征方面，FSI均值为0.17，说明仅有6~7家银行引进外资股东；FSIS均值为1.27%，标准差为4.14%，说明外资持股比例较低且各银行之间相差较大。

同时，单位根、异方差、自相关检验结果显示指标数据均满足平稳性。

4.3. 计量模型构建

基于上述分析与数据，建立如下以平衡面板数据为基础的一组多元回归方程模型。

$\begin{array}{c}模型一：{\text{ROE}}_{i,t}={\beta }_0+{\beta }_1{\text{FSI}}_{i.t}+{\beta }_2{\text{FSIS}}_{i,t}+{\beta }_3{\text{LNSIZE}}_{i,t}+{\beta }_4\text{TOP}{1}_{i,t}+{\beta }_5{\text{NID}}_{i,t}\\ +{\beta }_6{\text{RGDP}}_t+{\beta }_7\text{RM}{2}_t+{\mu }_i+{\epsilon }_{it}\end{array}$ (7)

模型一用于检验引入外资股东或提高外资持股比例对中国商业银行盈利能力的影响。

$\begin{array}{c}模型二：{\text{NPL}}_{i,t}={\beta }_0+{\beta }_1{\text{FSI}}_{i.t}+{\beta }_2{\text{FSIS}}_{i,t}+{\beta }_3{\text{LNSIZE}}_{i,t}+{\beta }_4\text{TOP}{1}_{i,t}+{\beta }_5{\text{NID}}_{i,t}\\ +{\beta }_6{\text{RGDP}}_t+{\beta }_7\text{RM}{2}_t+{\mu }_i+{\epsilon }_{it}\end{array}$ (8)

模型二用于检验引入外资股东或提高外资持股比例对银行风险承担状况的影响。

$\begin{array}{c}模型三：PC{I}_{i,t}={\beta }_0+{\beta }_1{\text{FSI}}_{i.t}+{\beta }_2{\text{FSIS}}_{i,t}+{\beta }_3{\text{LNSIZE}}_{i,t}+{\beta }_4\text{TOP}{1}_{i,t}+{\beta }_5{\text{NID}}_{i,t}\\ +{\beta }_6{\text{RGDP}}_t+{\beta }_7\text{RM}{2}_t+{\mu }_i+{\epsilon }_{it}\end{array}$ (9)

模型三用于检验引入外资股东或提高外资持股比例对银行综合绩效水平的影响。

其中，下标i表示样本银行，t代表年份， ${\mu }_i$ 为个体异质性， ${\epsilon }_{it}$ 为随机扰动项。

由于静态面板模型估计短面板有优势，可以很好的反应出短期趋势，而本文中数据属于短面板数据，数据的时间序列性较弱，因此本文选用静态面板。静态面板模型中，通过LSDV法与LM检验排除混合回归，再通过豪斯曼检验确定固定效应模型与随机效应模型的选择。在豪斯曼检验中，原假设H₀为个体异质性 ${\mu }_i$ 与解释变量均不相关，即随机效应模型为正确模型。无论原假设成立与否，固定效应都是一致的。然而，如果原假设成立，则随机效应比固定效应更有效；如果原假设不成立，则随机效应不一致。故当豪斯曼检验的P值小于0.01时拒绝原假设，表明应该采用固定效应；否则应该采用个体随机效应。表5显示三个模型的异方差稳健的豪斯曼检验结果。

Table 5. Hausman test results

表5. 豪斯曼检验结果

以上，仅全样本数据下的模型二、三支持原假设，分别对这两者固定效应与随机效应结果进行比较，解释变量符号均一致，系数差别在5%以内，而随机效应结果更为显著，因此在这两项上使用个体随机效应模型，其余则选择个体固定效应模型。

4.4. 实证结果分析

为了研究商业银行引入外资股东或提高外资持股比例对银行盈利能力、银行风险承担状况以及银行综合绩效水平的影响，本文分别以ROE、NPL、PCI作为被解释变量，以2015年至2020年的为样本区间，用全样本数据进行回归，并将结果列于表6~8的列(1)中。

同时，为验证新冠疫情事件对外资持股作用产生的影响，本文参考刘美霞、高中理(2021) [31] 的研究，在完成全样本主回归后，将样本数据按照疫情发生时间分为2015年至2019年的非疫情分样本数据与2020年的疫情分样本数据，其中，将非疫情分样本作为静态面板数据进行分析，而将疫情分样本数据作为截面数据分析，并将二者的回归结果分别列于以下三表的列(2)、列(3)中，以此研究在疫情状况下与经济平稳发展状况下的差别。

具体分析如下：

1) 外资参股、外资持股比例对银行盈利能力的影响

首先，根据表6列(1)，全样本的回归模型一中FSI的回归系数为0.2813，且在5%的水平下显著，这说明商业银行引入外资股东的行为可以使得银行净资产收益率平均提高0.28%；而FSIS的回归系数为0.2343，且在1%的水平下显著，这说明商业银行外资持股比例上升1%就将带动净资产收益率上升0.2343%。引入外资与增加外资持股比例在在总体情况下对银行盈利能力均起到促进作用。

Table 6. Empirical regression results of Model I (ROE)

表6. 模型一(ROE)实证回归结果

注：“^***”“^**”“^*”分别表示在1%、5%、10%的水平下显著，固定效应(fe)模型括号内为t值，随机效应(re)模型括号内为z值。

其次，根据(2)和(3)的结果，在疫情分样本中，FSIS的回归系数在5%的水平下显著为正，且为0.2163，这与全样本中的0.2343、非疫情分样本中的0.2125大致持平，因此外资持股比例增加对银行盈利能力的促进作用在疫情条件下改变不大。但是，FSI前的系数为负，且为−0.9883，这说明在疫情条件下中资银行引入外资或持有外资，会使得银行ROE下降0.9883%，外资持股比例提升1%将使得其ROE提高0.2163%，因此若中资银行外资持股比例超过5%，则该银行持有外资在疫情条件下对银行ROE起到提升作用。

第三，从实证结果来看，FSI回归系数在全样本与非疫情分样本中在5%的显著性水平下为正而在疫情分样本中为负，说明疫情会导致中国引进外资入股的行为对银行盈利能力的影响由促进提高转为抑制，但该抑制作用可由外资持股比例增加而减弱甚至被抵消。这可能是因为此次以此疫情是全球性的公共危机事件，全球资本都在一定程度上受到影响。同时，FSIS回归系数在全样本、疫情分样本与非疫情分样本中均显著为正，这说明增加外资持股比例无论在经济平稳发展阶段抑或是疫情条件下都起到提高银行盈利能力的作用。

2) 外资参股、外资持股比例对银行风险承担的影响

首先，根据表7列(1)，全样本的回归模型二中FSIS的回归系数为−0.0271，为负值，且该系数在1%的水平下显著，这说明FSIS与NPL呈显著的负相关关系，外资持股比例增加1%，将使得银行不良贷款率降低0.027%；而FSI的回归系数为−0.012，这说明我国商业银行引入外资可使不良贷款率降低0.012%；引入外资与增加持股比例在总体情况下对银行风险承担体现出同向的改善作用，这与前人的研究结果基本吻合。

Table 7. Empirical regression results of Model II (NPL)

表7. 模型二(NPL)实证回归结果

注：“^***”“^**”“^*”分别表示在1%、5%、10%的水平下显著，固定效应(fe)模型括号内为t值，随机效应(re)模型括号内为z值。

其次，根据(2)和(3)的结果，从非疫情分样本的实证结果来看，在5%的显著性水平下，FSIS的回归系数为−0.0244，而FSI的回归系数却为0.0485，为正值。这说明，引入外资本身对改善银行风险起不到促进作用，反而会使得银行不良贷款率增加0.0485%，但增加1%的外资持股比例可使银行不良贷款率降低0.024%。在疫情分样本中，FSIS的回归系数在10%的水平下显著为负，回归系数为−0.019，绝对值略低于全样本下的系数−0.0271与非疫情样本下的−0.0244，这说明外资持股比例增加对银行风险承担的改善作用在疫情条件下有所减弱。而FSI的回归系数为−1.041，系数为负且绝对值远大于全样本下的回归系数−0.012，说明在疫情条件下，中资银行持有外资使其不良贷款率在同等条件下下降1.041%。对于我国上市商业银行来说，不良贷款率均值仅为1.45%，因此1.041%的下调是一个相当可观的情况。由此看出，疫情条件下，引入外资股东对银行风险承担起到极大的改善作用，也就是可使得银行经营安全性显著提升。

最后，综合以上结果，FSI的回归系数在全样本与疫情分样本中为负，而在非疫情样本中为正，说明在经济平稳发展的阶段引入外资会使得商业银行不良贷款率出现先下降后上升的情况，若银行选择引入外资股东但外资持股比例不足2%，将对银行安全性产生负面影响。但FSIS回归系数均显著为正，说明增加外资持股比例有助于提高商业银行安全性。

3) 外资参股、外资持股比例对银行综合绩效的影响

首先，根据表8列(1)，全样本的回归模型三中FSIS的回归系数，在1%的水平下显著为正，且为0.1642；而FSI的回归系数为−0.367，这说明我国商业银行引入外资可使银行综合绩效指数降低0.367%。这说明引入外资使得中资银行综合绩效指数降低0.367，但外资持股比例增加1%就将使得该指标增加0.1642，意味着只要外资持股比例大于2.5%，该负面影响就会被抵消。

Table 8. Empirical regression results of Model III (PCI)

表8. 模型三(PCI)实证回归结果

注：“***”“**”“*”分别表示在1%、5%、10%的水平下显著；固定效应(fe)模型括号内为t值，随机效应(re)模型括号内为z值。

其次，根据(2)和(3)的结果，在疫情分样本中，FSIS的回归系数在10%的水平下显著为正，且为0.2176，这说明外资持股比例上升1%将带来银行综合绩效指数上升0.2176。同时，此回归系数明显大于全样本中的0.1642与非疫情分样本中的0.1659，这意味着外资持股比例增加对银行综合绩效的改善作用在疫情条件下较于之前有较为明显的提高。但是，FSI前的系数为负，且为−0.7087，绝对值较大，约为全样本中的两倍与非疫情样本下的5倍。这说明在疫情条件下，引入外资或保持外资持股将使得银行综合绩效指数下降0.7087，但只要银行外资持股比例超过3.5%

最后，从实证结果可看出，不论是在疫情条件下、非疫情条件下还是全样本中，回归模型(3)中FSIS系数均为正且FSI系数均为负，说明不论经济发展状况是否平稳，引入外资股东与增加外资持股比例均为对银行综合绩效带来反向的影响。引入外资股东均会使银行综合绩效指数有所下降，但随着外资持股比例的增加综合绩效指数又会逐渐提升。只是不同经济发展状况下，商业银行想要抵消引入外资行为带来的负面影响所需的最低外资持股比例不同，疫情条件下需3.5%以上，经济平稳发展阶段仅需1.2%。

4.5. 稳健性检验

为确保实证结果的严谨性本文进行了稳健性检验，考虑到股权结构、经营区域等方面因素在不同商业银行中存在差异性，可能会通过影响银行绩效而导致回归结果产生偏离性。因此本文加入3个银行类别虚拟变量作为控制变量⁶，再次对原模型进行回归来检验稳健性。其核心变量回归结果与主回归结果基本一致，下将三个模型全样本数据的稳健性检验回归结果展示在表9中。

Table 9. Robustness test results

表9. 稳健性检验结果

注：“^***”“^**”“^*”分别表示在1%、5%、10%的水平下显著；固定效应(fe)模型括号内为t值，随机效应(re)模型括号内为z值。

5. 结论及政策建议

5.1. 主要结论

本文首先根据主成分分析法构建了综合考量商业银行盈利性、安全性、流动性与成长性的指标，并以2015年至2020年我国40家上市商业银行的静态面板数据构建多元回归模型，分别研究了在经济平稳发展阶段与疫情条件下中资商业银行引入外资、提高外资持股比例对银行盈利能力、风险承担以及综合绩效水平的影响。

研究结果发现：

第一，对于引入外资股东的中资商业银行而言，提高外资持股比例在无论在非疫情发生的稳定区段抑或是疫情背景下都能显著提高银行盈利能力、改善银行风险承担状况、提高银行综合绩效。

第二，在2015年至2019年间，即非疫情发生的稳定区段，引入外资能够显著提升商业银行的盈利能力，引入外资对于风险承担以及综合绩效的影响不在10%以下的水平显著。

第三，疫情与非疫情样本区间相比，增加外资持股比例对银行综合绩效的提升作用更强，对盈利能力的影响大致相同，改善风险作用则有所减弱。

5.2. 建议

根据上文研究结论，本文分别对中央银行、银行监管部门、商业银行提出以下建议：

首先，中央银行在制定金融业对外开放相关政策时，应当以鼓励商业银行引入外资股东为准则，并综合考虑增加最低引入外资持股比例限制，从而鼓励银行适当提高外资持股比例。此外，在选择外资股东上应对境外战略投资者的准入资格、收购价格、退出时间等方面建立更加完善的政策规范。

其次，银行监管部门应监督银行贯彻落实央行下发的政策，同时严格审核中资银行外资股东的资质，以帮助银行选择合格的境外投资人与投资机构。此外，银行监管部门还应鼓励我国商业银行积极学习与创新，促进银行业进一步深化改革。

最后，中资商业银行本身考虑引入外资时，应适当提高外资股东的持股比例和减少外资股东的数量，而不只是为了迎合政策而引入甚至不足1%的外资股，否则将会对银行的经营状况产生反作用。同时，考虑到当前仍有大量外资持股的商业银行只有南京银行、宁波银行与北京银行三家，因此对于商业银行自身来说，应该加快提升自身的创新和学习能力，提高自身竞争力，认真学习吸收外资带来的高新技术和管理方法，努力成为在规模、能力上能与国际大银行媲美的商业银行。

NOTES

¹40家上市商业银行列表来自Wind数据库，覆盖截至2021年6月我国银行业的所有A股上市银行。

²6家大型国有控股商业银行包括农业银行、交通银行、工商银行、邮储银行、建设银行、中国银行。

³9家全国性股份制上市商业银行包括平安银行、浦发银行、华夏银行、民生银行、招商银行、兴业银行、光大银行、浙商银行、中信银行。

⁴16家地方性城市商业银行包括宁波银行、郑州银行、青岛银行、苏州银行、江苏银行、杭州银行、西安银行、南京银行、北京银行、厦门银行、上海银行、长沙银行、齐鲁银行、成都银行、重庆银行、贵阳银行。

⁵9家农村商业银行包括江阴银行、张家港行、青农商行、无锡商行、渝农商行、常熟银行、瑞丰银行、紫金银行、苏农银行。

⁶因实证模型覆盖四个银行类别，因此加入3个虚拟变量，取值说明如下：地方性城市商业银行为TYPE1取1其余取0，股份制商业银行为TYPE2取1其余取0，大型国有控股商业银行为TYPE3取1其余取0，农村商业银行则均取0。