招商銀行資本結構與經營績效的關系研究

東北農業大學經濟管理學院 張啟文 馬慧敏

金融業是現代經濟的核心和支柱，而商業銀行又是現代金融體系的重要組成部分之一，商業銀行的健康發展和穩定成長對一個國家的國民經濟發展都起著至關重要的作用。作為股份制商業銀行其中一員的招商銀行，在2002年3月成功地發行了15億普通股，并于同年4月9日在上海證券交易所掛牌，成為中國第一家完全采用國際會計標準的上市公司。經過多年的努力發展，招商銀行已經成為我國銀行業內綜合競爭力較強的商業銀行之一。本文從商業銀行經營管理的基本原則，即盈利性、流動性、安全性以及成長性這四個角度，全方位地對招商銀行的資本結構與其經營績效之間的關系進行研究，以期對其經營發展提供一些建議。

1 變量選取

1.1 被解釋變量選取

商業銀行是經營貨幣資金的特殊企業，它依靠從客戶吸收大量的存款，將其從社會上吸收聚集的閑散資金投放到銀行內部的生產部門和流通部門，來進行日常業務資金的周轉，形成負債經營。上市商業銀行的資產負債率較高、債務規模龐大是其一個典型特點。本文選取資本結構作為被解釋變量，資產負債率是反映上市商業銀行資本結構最典型的指標，資產負債率即總負債與總資產的比率。

1.2 解釋變量選取

本文選取經營績效作為解釋變量，衡量商業銀行經營績效的財務指標有很多種，本文選取凈資產收益率、總資產收益率和凈息差作為衡量銀行盈利性的指標，選取存貸款比率和貸款資產比率作為衡量銀行流動性的指標，選取不良貸款率和資本充足率作為衡量銀行安全性的指標，選取凈利潤增長率作為衡量銀行成長性的指標。

2 數據來源

本文以招商銀行為研究對象，研究其資本結構與經營績效之間是否存在關系，若存在關系，這二者之間關系是怎樣相互影響的，所以選擇的數據樣本就是招商銀行歷年公布的財務報告數據。考慮到2013年的年報數據于2014年4月底才會全部公布，為了使研究內容更規范準確，本文選取招商銀行上市后對外公布的歷年年報數據進行實證分析。數據樣本的時間跨度為2002年至2012年，共計11年，全部數據統計如表1所示。

表1 招商銀行資本結構和經營績效相關指標統計數據 單位:%

3 實證分析

3.1 因子分析法來評價招商銀行的經營績效

本文從眾多衡量商業銀行經營績效的指標中共選取8個指標作為解釋變量來衡量招商銀行的經營績效，而這8個具有代表性的解釋變量從表面上看彼此是不同的變量，但是考慮到這些變量之間可能存在某種的相關關系，本文從評價方法的適用性、準確性以及客觀性角度出發，結合招商銀行的實際情況，使用因子分析法來評價招商銀行的經營績效。因子分析法是一種統計模型分析方法，就是將眾多指標或因素之間的關聯性用少數幾個因子來表示，將相關程度比較密切的變量劃分到同一類里。由于每一類變量都不是可以觀測的具體的變量，所以每一類變量就被稱為因子。因子分析法將原始資料的絕大部分信息用較少的幾個因子來表示，能夠大大減少原有指標變量的數量。并且能夠通過探測原始變量之間的相關關系，將原始變量的信息進行分類后重新組構，把彼此之間相關性高的幾個變量歸到一組，用所謂的公共因子來反映原有變量的大部分信息。因子分析用數學模型描述如下:

假設有n個原始變量:X1、X2、X3、……、Xn，有m個潛在因子變量:G1、G2、G3、……、Gm，則原始變量和潛在因子變量之間的關系可以用下面的數學公式來表示:

其中，G1、G2、G3、……、Gm是原始變量的公共因子，e1、e2、e3、……、en是特殊因子。dij被稱為因子載荷，它表示的是第i個變量在第j個因子變量上的負荷，也就是第i個變量在第j個因子變量上的權，它反映了第i個變量在第j因子變量上的相對重要性。其矩陣形式可以用下面的數學公式表示:X=DG+E，其中X為原始變量向量，D為公因子載荷系數矩陣，G為公因子向量，E=(e1,e2,e3,……,en)為殘差向量，表示原始變量不能被因子變量所解釋的部分。

3.2 數據的標準化及其檢驗

在進行因子分析之前，為了避免由于各指標之間的量綱不同而影響分析的結果，需要對數據進行標準化處理。因為本文選取的指標都已經變成比例指標，所以就不用再對數據進行標準化的處理了，可以直接對數據進行KMO檢驗和Bartlett球度檢驗，看看各變量之間的相關程度如何。運用SPSS17.0軟件對數據檢驗的結果如下:

表2 KMO檢驗和Bartlett檢驗

從表2中可以得出KMO檢驗的結果為0.560，0.560已經超過0.5，Bartlett檢驗得出的相伴概率為0.000，小于顯著性水平0.05，拒絕Bartlett檢驗的零假設，說明該組數據可以進行因子分析。本文提取公共因子時選取的方法是最常用的主成分分析法，運用SPSS17.0軟件對數據分析的結果如表3所示:

表3 主成分列表

從表3中可以看出，前三個因子的特征根依次為4.753、1.528和1.030，都是大于1的，前三個因子的方差貢獻率為59.415%、19.105%和12.872%，累計方差貢獻度為91.392%，該數值處于85%～95%之間，說明前三個因子可以反映原有變量的絕大部分信息，起到了降維和簡化的作用，應該提取這三個因子作為公共因子來進行分析。

3.3 計算公共因子得分

在提取公共因子后，要對公共因子的得分進行計算，找出這三個公共因子與原始變量之間的線性組合關系。本文運用SPSS17.0軟件得出旋轉后的因子載荷矩陣如表4所示。

表4 因子得分系數矩陣

根據表4可以得到三個公共因子得分數，公共因子G1、G2、G3與原始變量之間的線性表達式如下:

3.4 多元線性回歸分析

在對解釋變量進行因子分析得到三個公共因子后，可以使用這三個新的變量與資產負債率進行多元線性回歸分析，回歸模型為:Y=α+β1G1+β2G2+β3G3。運用SPSS17.0軟件對數據進行分析，得出的結果如下:

表5 招商銀行資本結構與經營績效回歸分析結果Model Summary b

Coefficients a

從表5中可知決定系數R的平方值為0.677，調整后的R的平方值為0.539，說明模型的擬合效果比較好。回歸模型的統計量F=4.901，Sig.值為0.038，表明在95%置信水平下，該模型的線性關系顯著成立，該模型的統計意義比較顯著。由回歸系數及其檢驗的結果可知常數項為95.202，G1的回歸系數為-0.579、檢驗統計量t值為-2.692，G2的回歸系數為-0.546、檢驗統計量t值為-2.540，G3的回歸系數為-0.216、檢驗統計量t值為-1.002，回歸方程的具體表達式為:Y= 95.202－0.579G1－0.546G2－0.216G3，從方程中可知，因變量Y與自變量G1、G2和G3之間呈反向變動，即在其他條件無變化的情況下，增加一個單位的G1會使Y減少0.579個單位，增加一個單位的G2會使Y減少0.546個單位，增加一個單位的G3會使Y減少0.216個單位，因此招商銀行的資產負債率與其經營績效呈負相關關系。

4 結論

通過前面的實證分析可以看出招商銀行的資本結構與其經營績效呈非顯著負相關關系，適當的降低銀行的資產負債率有利于提高其經營績效，獲得更多的利潤，進而使銀行自身的綜合實力得到提高。上市商業銀行的資產負債率絕大多數都高于90%，招商銀行上市后的資產負債率平均值為95.21%，在2005年的時候資產負債率達到了最高值，竟為96.64%。盡管近幾年來招商銀行的資產負債率有所下降，但該數值依然處于94%以上。高負債可能會帶來高利潤，但是如此高的財務杠桿會使招商銀行抵抗風險的能力降低，也會給招商銀行經營帶來巨大的風險，甚至會給銀行帶來可能發生破產的嚴重后果。因此，招商銀行要想提高經營績效、增強其綜合實力，就要從優化資本結構的角度出發，優化其債務結構，使其資產負債率保持在合理的范圍之內。

具體地說，招商銀行在可以對風險水平進行控制的前提下，通過發行次級債券和開發創新型混合資本工具來擴大金融債券的發行規模，不斷研制出有特色的金融產品和業務，提高綜合經營績效水平。為了完善招商銀行的資本結構，提高其經營績效，屬于股份制商業銀行的招商銀行可以適時合理地引入多元化投資主體，特別是民營企業投資者、民營機構投資者以及境外戰略投資者。積極地、合理地引入境外戰略投資者，可以使招商銀行的管理制度、運營體系和業務經營等方面在盡可能短的時間與國際銀行業接軌，為招商銀行早入進入國外市場做好準備，加快我國商業銀行與國際商業銀行競爭的步伐。

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