一、引言

当前中国经济步入增速换挡期和结构调整期，银行业面临的风险也在逐步增加。2016年底我国商业银行不良贷款余额由2015年的12744亿元上升至15123亿元，不良贷款率增长率高达1.74%。与此同时，随着中国银行业对外开放程度的逐渐加深，外资参股中资银行的行为也越来越普遍。截至2017年，外资参股中资银行的数量已达25家之多，参股时间最长的已达20年之久。外资参股势必会改变中资银行原有的股权结构，这与银行的风险承担又有怎样的关系？有鉴于此，本文尝试从外资参股、股权结构两个层面，研究其对银行风险承担的影响，期望本文的研究能为降低中国银行业的风险承担提供一些借鉴。

二、文献综述

（一）国外文献综述

Cheng et al.(2016)[1]利用1995—2014年中国商业银行的相关数据，采用匹配和差异的评分方法研究外资参股与银行风险的关系。结果表明：中资银行相关风险的衡量指标会在外资股东参股后显著下降。Gaspar(2014)[2]的研究也表明，外资股东有利于提高母国银行的行业竞争水平，推动母国银行业进行改革，降低了母国银行的风险承担。但也有学者得出相反的结论，Wu et al(2017)[3]以2000—2014年新兴经济体35个国家的上市银行为样本，研究外资银行参股新兴经济体国内银行的风险承担行为，得出了两者之间呈正相关关系的结论。Buch et al.(2010)[4]的研究表明大股东拥有的银行控制权越大即股权集中度越高时，银行的风险承担越大。Battaglia and Gallo(2016)[5]实证检验了欧洲40家上市银行2006—2010年的数据，结果表明股权集中度越高，银行的收益波动越大，面临的风险承担越大。Maury and Pajuste(2005)[6]利用1995—2004年西欧35家上市银行的数据进行实证分析，研究发现：银行的股权结构分布越平均，存在越多的大股东，此时股东之间的制衡度越高，抗风险承担能力越强。

（二）国内文献综述

陈伟平、冯宗宪(2015)[7]基于异质性视角，构建动态面板数据模型证明了外资参股对参股后中资银行在内部治理与风险控制方面的正向作用，即外资参股能够很好地抑制中资银行的风险承担。刘兵勇、唐旭茂(2016)[8]以2001—2014年中国129家商业银行的数据为样本，研究外资参股对中资银行风险承担的影响，结果表明两者之间存在显著的负相关关系。外资进入中国银行提高了银行的竞争力和抗风险水平。刘家松、张博(2015)[9]认为外资机构尚未实质性地控制中资银行时，其参股能够改善中资银行的盈利能力和安全状况。然而随着外资持股比例的增加到能够控制中资银行时，其会增加中资银行的风险承担。

王爸指着那两个人怒道：“人家赵民警送你们进去再教育，是希望你们能好好做人。你们倒好，一出来就在学校门口堵人家儿子，你们还有没有道义了？！”

戴国强、刘兵勇(2016)[10]以2014年之前上市的15家商业银行的数据为样本，实证结果表明股权集中度与银行风险承担正相关，即银行股权越集中，其风险承担水平越高。江俊蓉和宫鹏浩(2015)[11]将银行风险承担定量为Z值的倒数，将股权集中度定量为第一大股东持股比例，结果表明两者呈正相关关系，为“道德风险论”提供了一定的理论支持。但是，也有学者得出相反的结论，如谢四美(2015)基于中国14家银行2007—2014年的相关数据研究得出大股东增持能够解决经理人道德风险问题的结论，股权集中度与银行风险负相关。魏涛、李平(2012)[12]通过对美国新桥资本(New Bridge Capital)控股深圳发展银行的案例进行深入剖析，发现外资股东通过提升其持股中资银行的比例，能够起到提升外资股东的话语权从而达到制衡中资银行大股东的作用，这有助于提高参股后中资银行抵御风险以及化解风险的能力。

（三）文献评述

从以往文献的回顾来看，国内外学者对于外资参股、股权结构与银行风险承担的关系进行了广泛的研究，已经取得了不少研究成果，但目前的研究还存在一定的不足：现有的文献大都多局限于研究外资参股与银行风险承担或者研究股权结构与银行风险承担，少有文献同时研究外资参股、股权结构与银行风险承担。同时研究股权结构对银行风险承担的文献大多只研究股权集中度对银行风险承担的影响，但并未解释股权集中度与银行风险承担之间的非线性关系，更缺少股权制衡度对银行风险承担影响研究方面的文献。此外，现有关于外资参股、股权结构与银行风险承担关系的文献其取样仅仅局限在中国十几家上市商业银行，大部分研究并未将城市商业银行纳入其取样范围之内，研究的结果缺乏代表性。

缺乏营养、超重、摄入过量糖与脂肪……如今，全世界没有一个国家能达到世界卫生组织制定的营养目标。营养失调，正在成为导致死亡的主要风险因素之一。

三、理论分析与假设提出

（一）股权结构与我国银行风险承担

基于委托代理理论，银行内部的委托代理问题主要存在于两个层面：即股东与管理层、股东与存款者(或债权人)之间。一方面，集中的股权结构能够有效监督管理层的行为，两者之间建立起长期稳定的合作关系，进而利于股东与管理层间委托代理问题的解决(陈彩，2011)。但另一方面，集中的股权结构可能不利于中小股东及债权人的有效监督，进而导致大股东侵蚀后者的利益，即形成大股东的“道德风险”问题。在这种背景下，集中的股权结构导致大股东能直接或间接控制银行的重大决策，干预其管理及经营决策，进而使其业务更多集中于高风险活动，以实现自身利益的最大化。由于商业银行在金融系统中的重要地位，政府往往会在其发生风险时予以资金支持以防范金融风险的扩大，这种国家的隐性担保往往是这一问题产生的主要原因(Marcus and Shaked，1984)[13]。在我国特殊的经济背景中，部分商业银行的管理经营会受行政因素的影响，导致信贷资金配置扭曲，增加银行风险的承担。股权集中度过低会导致股东与管理层间的委托代理问题，而股权集中度过高，虽然可以解决前者但容易诱发大股东的“道德风险”。因此本文认为股权集中度与银行风险之间存在相关关系，但是由于受到行政因素以及大股东“道德风险”的干扰，这种相关关系极有可能是非线性的。因此，本文认为股权集中度与银行风险承担可能存在非线性关系，故提出如下假设1：

H1：股权集中度与我国银行风险承担呈非线性关系。

根据表6的回归结果，在作为对比的线性回归中，股权集中度(前5大股东持股比例)与银行风险承担之间存在一定的正相关关系，但是回归结果不显著；门槛模型中，在前5大股东持股比例小于0.215时，股权集中度与银行风险承担在1%的显著性水平下负相关，相关系数为-0.1426，当前5大股东持股比例大于0.215但小于0.563时，两者在5%的显著性水平下负相关，系数为-0.0268，当CR大于0.563时，两者转为显著性正相关，系数为0.1682。这说明随着股权集中度的提高，股权集中度对银行风险承担的影响呈现为先减小后增大的趋势，即呈现一种非线性的“U形”趋势，验证了本文提出的假设1。这说明当前5大股东持股比小于0.563时，股权集中度的提高有利于解决股东与管理层间的委托代理问题，股东集中度提高有利于监督管理层的冒险行为，从而降低银行的风险承担，但当前5大股东持股比大于0.563时，股权集中度的提高容易诱发大股东的道德风险，使银行自身的经营风险增加。

H2：股权制衡度与我国银行风险承担呈负相关关系。

（二）外资参股比例与我国银行风险承担

发展中国家的银行引入外资，使其能够更好地获取外资银行带来的“全球化优势”(Micoo，2007)[14]。在2018年博鳌亚洲论坛上，习近平表示对于放宽银行外资股比限制的重要措施要确保落地，即取消外资对中资银行股权占比限制，实施内外一致的银行业股权投资比例限制,外资参股对中资银行的资产配置与内部治理影响作用将越来越大。具体而言，中资银行引入外资股东的优势体现在以下几个方面：第一，外资参股可以给中资银行带来大量的资本金，《巴塞尔协议》确定了银行风险管理体系的核心为资本监管，而引资可以使我们银行的资本充足率迅速得到提升、偿债能力得到增强、抗风险能力得到提高；第二，中资银行的股权结构在外资股东参股后能够得到优化，对大股东进行有效制衡进而改变其决策方式；第三，外资参股可以给中资银行带来先进的内部治理机制、完善的风险控制制度、丰富的风险检测经验及科学的量化工具、模型设计和计量方法的运用，能够很大程度上预测和降低中资银行的风险承担。因此，本文提出假设H3：

H3：外资银行参股比例与我国银行风险承担呈负相关关系。

上文模型2描述的是外资参股、股权制衡与银行风险承担的关系，由Wald F检验和Hausman检验结果，模型2需要选择随机效应模型进行回归。考虑到可能存在的异方差和自相关问题，参数估计采用广义最小二乘方法(GLS)，并对残差作White异方差修正，回归结果如表7所示。表7分别进行了外资参股与银行风险承担、股权制衡与银行风险承担以及三者间的回归。此外，为了进一步了解在不同股权集中度下三者间的联系，本文还在上文研究结果的基础上将样本分为高股权集中度组(CR≤0.563)和低股权集中度组(CR＞0.563)，结果如下：

（三）外资参股、股权结构与我国银行风险承担

Berger认为外资参股是各国金融监管和准入政策变化的结果，并就外资参股对银行可能造成的影响提出了“主场优势假说”和“全球化优势假说”。究竟哪种假说更符合实际情况，学者们各持己见，没有一致的结论。Micco将研究样本划分为发达国家和发展中国家两部分并分别进行回归分析，发现发展中国家的外资参股明显改善了银行资产质量和资本充足率，而在发达国家这种效应则不存在。对中国银行业而言，外资参股主要使得我国商业银行的股权制衡程度得以增加。外资股东作为投资者，为追求其在中资银行的投资回报，势必会将先进的管理理念和内部治理方法一并带入中资银行，同时也在一定程度上平衡股权集中与分散之间的矛盾，使中小股东的利益得以保护，对于降低银行风险承担有着重要的作用。因此，本文提出假设H4：

H4：外资参股可以有效强化股权制衡度降低银行风险承担的作用。

四、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以中国商业银行2007—2016年的相关数据为研究样本，由于受到数据的可获得性限制，故将截面数据与时间序列数据相结合，形成非平衡面板数据。同时，本文考虑到外资在入股银行时，极有可能选择初始风险就很低的银行，因此选取的研究对象全部是2000年之前就已经有外资参股的银行，2000—2007年为缓冲期。通过手工收集银行年报以及涉及相关信息披露的新闻报道等获取本文的研究数据，剔除缺失值后，得到有效银行样本61家，有效数据516条。其中上市商业银行的数据来源于Wind数据库，未上市的城市商业银行的数据主要通过手工搜集的方法获取；宏观层面的数据主要来源于国家统计局的官方网站中。

本栏目旨在交流和推广卫生管理实践经验和学术研究成果，普及卫生管理知识，探讨卫生管理方法和技术，介绍国内外卫生管理科学新进展。

（二）变量定义

通常情况下，山区的土壤较为贫瘠，这使得在山区玉米种植的过程中，施肥是否合理会直接影响玉米的产量。随着相关技术的不断完善，玉米的测土配方技术变得越来越方便快捷，在这样的情况下，通过测土配方来了解土壤之中各种营养元素的含量，之后结合玉米生长过程中对各种营养元素的需求，从而更有针对性的进行肥料的使用，既可以避免滥用肥料造成的成本浪费和污染，同时也可以更好的提升玉米的产量。

（1）高职院校仍然沿用传统讲授式教学，由于高数课程的困难，很难构建讨论式、学生活动式、探究式、发现式课程体系。微积分难度较高，本科学生尚且望而生畏，清华大学的学生甚至都存在不感兴趣的情况，更不用说高职院校的学生了。（2）应试教育的评价方式让专业课程难以建立，高职高数课时相对知识体系较少，学生为了通过考试只能硬背题型，照葫芦画瓢，既不能宏观理解，也不能应用，在毕业以后也很少应用到高数。（3）教材脱离专业，枯燥繁琐，传统高数教材的特点就是虚，没有服从专业的内在需求，过度紧张的教学和功利化的倾向，加上学而不用，造成了高数学习的焦虑。

2．解释变量

蒋家的话说得很体面，请水仙芝辞职，到上海去做全职太太。水仙芝在县统计局工作，国家公务员编制。水云天不希望女儿依附于人，断然拒绝了。

（1）外资参股变量。

为对中资银行引进外资股东进行考察，本文参考姜凌、曹瑜强(2013)[16]等的做法，以外资股东参股中资银行持股比例变量(FSI)作为解释变量。

（2）股权结构变量。

股权结构变量由两部分组成，即股权集中度变量和股权制衡度变量。本文参考许小年等(2004)的研究，将从大股东持股比例和股权制衡水平两个方面来衡量银行的股权集中度。考虑到在我国银行股权治理中大股东的实际重要性，以及银行主要股权集中于前五大股东的实际情况，股权集中度变量使用商业银行前五大股东持股比例之和进行衡量，用CR表示；股权制衡度的度量则采用第二至第五的股东的持股比例之和与第一大股东持股比例之比来衡量，用RES表示。

3．控制变量

为了迎合小学生的天性，提高教学效率，教师可以在教学中巧用游戏教学，通过游戏，帮助学生进行由单词到短语再到句子听力的训练。比如，对低年级学生采用单词分类游戏，教师先说出一个单词，让学生以小组为单位，说出同类单词，如banana，apple，grape等。在中高年级的听力教学中，教师可以采用句子和短语的接龙游戏。如，I am a boy.I like blue.I like to draw pictures等。这样既能活跃课堂气氛，还能调动学生学习的积极性，对课堂教学和学生的听力锻炼都是有利的促进。可见，游戏在小学英语听力教学中的运用，有着不可替代的作用。

以股权集中度(前5大股东持股比例)为门槛变量，本文首先需要确定门槛值的个数以及门槛值的显著性检验，结果如表4和表5所示。

 

表1 变量描述表

  

变量类型被解释变量解释变量控制变量变量名称NPL FSI CR RES Roa Car Size Lev Infla gdp m2计算方式(次级类贷款+可疑类贷款+损失类贷款)/各项贷款×100%各外资股东参股中资银行的持股比例之和银行前五大股东持股比例之和第二到第五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例之比总资产收益率资本充足率银行总资产的对数银行负债水平：年末资产负债率表示通货膨胀率实际GDP增长率M2增长率

（三）模型设定

第一，为了检验股权集中度对我国银行风险承担的影响，本文首先以股权集中度(CR)为门槛变量，利用门槛效应回归构建模型（1）：

 

其中I(∙)为示性函数，条件成立时取1，否则取0。

一天，我和表姐带晓玥出门逛街。路过的天桥上有一个满身泥巴的乞丐。晓玥老远就抓着我们的衣角，躲在我们身后，尽可能地远离乞丐。我们以为她嫌弃这个脏兮兮的乞丐，特意停下来给她2元硬币，要她送到乞丐的碗里去。她怯怯地走到乞丐跟前，小心地把硬币放进去，然后小跑着离开。我不禁感叹：孩子的童真和善良都被这个功利的社会吞噬了！

银行风险承担变量主要用来衡量出现资不抵债的情况时银行承担风险的情况，是包括业务操作风险、市场风险和流动性风险在内的所有风险的综合结果。国内外学者衡量银行风险承担的常用指标主要有Z值、不良贷款率、贷款损失准备、预期违约概率(EDF)、加权风险资产占比等指标。本文参考王永海等(2013)[15]的做法，将衡量银行风险承担的变量定义为银行的不良贷款率(Npl)，其为中国商业银行的不良贷款额与银行贷款余额之比。

第二，为了检验股权集中度(RES)和外资参股(SFI)对我国银行风险承担的影响，本文参考步丹璐等(2016)的研究设计回归模型（2）：

 

五、实证分析

（一）描述性统计

本文主要变量的描述性统计结果如表2所示：从表中可以看出，银行风险承担在外资参股组的均值为1.08%，标准差为0.0140，在外资未参股组的均值为1.24%，标准差为0.0078，外资参股组的银行风险承担低于外资未参股组。这从直观上说明在引进外资股东之后，中国的银行风险有所下降，外资参股能够降低中国银行的风险承担，与前文的假设相符。

股权集中度方面，外资参股组的前五大股东持股比例CR的均值分别为56.53%，而外资未参股组中前五大股东的持股比例均值为42.15%，二者相差约14.5%；股权制衡度方面，外资参股组的第二到第五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值RES为2.9371，高于外资未参股组的RES值2.6758大约25%。

 

表2 主要变量的描述性统计

  

变量均值标准差中值最大值NPL FSI CR RES Roa Car Size Lev最小值外资未参股组的银行样本337 0.0124 0.0078 0.201 1.6475 0.004 0.023 1.9631 0.0179样本外资参股组的银行样本179 179 179 179 179 179 179 179 0.0108 0.1659 0.5653 2.9371 0.0119 0.1279 20.04 0.9402 0.014 0.0514 0.1944 1.7343 0.0032 0.0285 1.4858 0.0173 337 337 337 337 337 337 0.4215 2.6758 0.0109 0.1262 19.11 0.9342

（二）相关性分析

 

表3 主要变量的相关性分析

  

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。括号内为p值

 

FSI RES CR Roa Car Size Lev Infla gdp m2 1 1 1 1 1 1 1 1 1 NPL FSI RES CR Roa Car Size Lev Infla gdp m2 NPL 1-0.0980**-0.1911***-0.116**0.208***0.083*-0.1566***0.083*0.165***0.372***0.283***-0.0625-0.0006-0.2187***-0.0369 0.2358***0.1587***0.0440 0.1666***0.0853*-0.972***-0.0100-0.0189 0.0319 0.0016-0.0421-0.0742-0.0425-0.0084-0.0465 0.0333 0.0131-0.0562-0.0777*-0.0357 0.2973***-0.1396***-0.4193***0.1498***-0.0300-0.1312***-0.2308***-0.4662***0.1003**0.0529-0.0349 0.2260*0.0042-0.0518-0.1461*-0.0154 0.1286***0.1507***0.4303*-0.4652*0.44***1

表3列示了主要变量的相关系数，从表中可以看出，各外资股东参股中资银行的持股比例之和FSI与银行风险承担NPL的系数呈负相关关系，符合前文的理论分析。前五大股东持股比例变量CR与NPL的系数呈负相关关系，且在5%的水平上显著；RES与Size在1%的水平上显著为负。此外，其他变量之间的系数值较小，绝大部分小于0.2，大致可以得到研究数据之间不存在严重的多重共线性的结论。

（三）回归分析

1．股权集中度与银行风险承担

本文的控制变量由银行层面变量和宏观层面变量组成。其中银行层面的控制变量包括总资产收益率(Roa)、资本充足率(Car)、银行规模变量(Size)、资产负债率(Lev)四个控制变量。之所以选择这四个变量作为控制变量，主要是为了在回归的过程中剔除其对银行风险承担变量的内生性影响。而宏观层面的控制变量，本文主要选取了包括通货膨胀率(Infla)、实际GDP增长率(gdp)、M2增长率(m2)等三个控制变量。相关的变量描述列示于表1中。

 

表4 基于股权集中度的银行风险承担门槛模型检验

  

模型单一门槛双重门槛三重门槛门槛变量CR CR CR F值22.214***16.778**12.135 P值0.000 0.012 0.541 BS次数500 500 500临界值1%11.325 18.272 37.417 5%5.614 10.107 28.615 10%3.701 7.909 19.514

 

表5 股权集中度的门槛值估计结果

  

门槛变量CR门槛值第一门槛值第二门槛值估计值0.215 0.563 95%置信区间[0.082，0.347][0.343，0.784]

根据表4的结果，经过500次自抽样后，以股权集中度为门槛变量，单门槛模型在1%的显著性水平下显著，双门槛模型在5%的显著性水平下显著，三重门槛模型不显著，故本文选取双重门槛模型，双重门槛模型的两个门槛估计值分别为0.215和0.563。

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门槛模型的回归结果如表6。

集中型股权结构是银行股权治理中的普遍现象，在控制第一类代理问题的同时，也随之使得大股东攫取小股东利益的行为等第二代代理问题成为银行治理的新问题(王振山和石大林，2014)。一方面，较高的股权集中度可以在一定程度上解决委托代理问题，即“监督效应”，通过对银行高管的监督以减少管理层的“逆向选择”和“道德风险”，最大化控股股东的利益。但另一方面，过于集中的股权结构所带来的一言堂与监管难度也为大股东侵害小股东利益的行为提供了温床，即侵占效应，大股东会通过损害企业利益以获取私人收益。且这种情况在股权高度集中和相对集中的上市企业中更为严重。不健全的股权结构进一步助长了控股大股东的这一自利主义与机会主义行为(陈德萍和陈永圣，2011)。大股东对银行风险承担和投资决策行为的选择依赖于大股东成本与收益之间的制衡。股权分散的好处在于银行的投资决策和风险项目的选择不再是由少数股东来进行决策，多个大股东之间的制衡与风险分散，提高了银行的风险承担(Faccio et al.，2010)。康华等(2011)得出同样的结论，认为股权分散化通过强化股东制衡机制和监管进一步促进企业风险承担，弱化管理者对风险的厌恶情绪。股权制衡度的提高有利于使银行由“一股独大”的股权结构发展为“多股均衡”的股权结构。由之前的一个大股东发展为多个大股东。此时所有股东的权力可以通过多个大股东的相互制衡得以实现：一方面，银行管理层的行为更易受到监督，管理者的“道德风险”更易得到降低；另一方面，大股东对中小股东及债权人的利益攫取也能够得到有效的监督及缓解，进而降低银行的风险承担水平。因此，本文提出假设2：

 

表6 股权集中度与银行风险承担的门槛回归结果

  

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著，括号内为t值，下同

 

自变量门槛回归CR因变量(NPL)线性回归0.0055(1.28)CR(CR≤0.215)CR(0.215＜CR≤ 0.563)CR(CR≤0.563)Roa Car Size Lev Infla gdp m2_cons N adj.R-sq F 0.7394***(6.12)0.0504**(2.21)-0.0004*(-2.02)0.1387***(4.08)0.1334***(3.21)0.0533(1.05)0.0788***(4.66)-0.1709***(-5.07)516 0.2772 19.942-0.1426***(-4.93)-0.0268**(-3.47)0.1682***(4.98)0.7481***(6.17)0.0493**(2.15)-0.0004*(-1.95)0.1378***(4.04)0.1328***(3.20)0.0562(1.11)0.0789***(4.68)-0.1712***(-5.09)516 0.2841 22.1261

2．外资参股、股权制衡与银行风险承担

(1) 水洗和氢氧化钠溶液浸泡两种橡胶粉改性方式及橡胶粉粒径对PVA-ECC力学性能影响不大，橡胶粉掺量是控制因素之一。

1．被解释变量

从表7的回归结果来看，外资银行参股比例与我国银行风险承担的系数在5%水平上显著的负相关关系，与本文的假设3相符。这一结果表明中资银行在引入外资股东之后，其资产质量明显改善，经营风险显著降低，且随着外资参股中资银行持股比例的上升，可以使外资投资者从财务投机者上升到战略投资者，其良好的内部控制制度及先进的风险管理方法，对于降低中国商业银行的风险承担起着积极作用。

 

表7 外资参股、股权制衡与银行风险承担的回归结果

  

自变量因变量(NPL)全样本FSI全样本-0.0123**(-2.34)RES -0.0016*(-1.87)FSI*RES Roa Car Size Lev Infla gdp m2_cons N adj.R-sq F 0.7194***(5.95)0.0552**(2.41)-0.0004*(-1.95)0.1451***(4.26)0.1324***(3.19)0.0497(0.98)0.0778***(4.62)-0.1716***(-5.11)516 0.2848 22.2020 0.7346***(6.18)0.0494**(2.20)-0.0004**(-2.06)0.1396***(4.17)0.1284***(3.14)0.0535(1.08)0.0764***(4.60)-0.1653***(-5.00)516 0.3076 24.7678全样本-0.0035**(-2.03)-0.0011*(-1.73)-0.0015(-0.86)0.7316***(6.12)0.0549**(2.46)-0.0004*(-1.80)0.1474***(4.44)0.1351***(3.35)0.0439(0.89)0.0778***(4.74)-0.1751***(-5.33)516 0.3122 21.61 CR≤0.563-0.0033**(-2.24)-0.0004(-0.83)-0.0012(-0.78)0.7049***(5.76)0.0597**(2.61)-0.0003(-1.60)0.1492***(4.39)0.1375***(3.32)0.0463(0.91)0.0786***(4.68)-0.1782***(-5.30)355 0.2778 18.46 CR＞0.563-0.0029**(-1.51)-0.0084**(-2.12)-0.0078***(-3.46)0.7196***(5.94)0.0574***(2.54)-0.0003(-1.63)0.1448***(4.31)0.1372***(3.35)0.0487(0.97)0.0786***(4.73)-0.1743***(-5.24)161 0.2930 19.82

在全样本的回归中，股权制衡度与银行风险承担只在10%的相关性水平下负相关，显著性水平不高，且外资参股与股权制衡度的交叉项不显著。笔者认为这可能与不同样本中不同的股权集中程度有关，故按高、低股权集中程度分组回归。从表7的最后两列可以看到，在高股权集中度组中，股权制衡度与银行风险承担在5%的显著性水平下负相关，这说明第2至第10大股东比例的提高有利于制衡第一大股东的道德风险，降低银行的风险承担，这与本文的假设2相符；且高股权集中度组中，外资参股与股权制衡度的交叉项在1%的显著性水平下显著，且系数为负，表明外资参股强化了股权制衡度抑制银行风险承担的作用，验证了本文的假设4。但在低股权集中度组中，股权制衡度对降低银行风险的承担以及外资参股的强化作用均不明显。

60例患者均有动脉斑块形成，其中57例并伴有不同程度狭窄或闭塞。其中，斑块在左侧大脑中动脉及右侧大脑后动脉的有6例患者，这6例患者均伴有重度狭窄或管腔闭塞；有3例斑块在右侧大脑中动脉及左侧大脑前动脉，3例患者管腔狭窄为重度或次完全闭塞；15例斑块在左侧大脑中动脉，管腔狭窄为重度或次闭塞；18例斑块在右侧大脑中动脉，伴有管腔狭窄次闭塞；10例斑块形成在右侧大脑后动脉部位，管腔狭窄重度或次闭塞；8例斑块在左侧大脑后动脉部形成，其中5例管腔狭窄重度或次闭塞，剩余3例患者无血管狭窄或闭塞表现。

（四）稳健性检验

中国商业银行可划分为国有商业银行、股份制商业银行以及城市商业银行，股权结构、经营区域等方面因素在不同的商业银行中存在差异性。本文加入银行类别变量作为控制变量，其中，Nat_Comb为国有商业银行虚拟变量，若银行为国有商业银行取1，否则取0；City_Comb为城市商业银行变量，若银行为城市商业银行取1，否则取0。对上述模型进行回归后，所得结果基本上与前文一致，说明本文回归检验的结果具有较高的稳健性。

储存中的污染和变质。这种情况包括：被有害生物和有毒有害物质污染；不合适储存条件、受潮、过期导致的原料变质。

六、研究结论与建议

（一）研究结论

本文以外资股东参股中资银行为出发点，以银行风险承担为落脚点，选取中国银行2007—2016年的样本数据，研究外资股东参股中资银行、股权集中度和股权制衡度与银行风险承担三者之间的关系，通过实证分析，本文主要得出以下结论：

第一，外资参股与银行风险承担呈负相关关系。引入外资股东有利于改善中资银行的资产质量，降低其风险承担。主要原因在于，外资股东派驻的董事成员可以强化董事会的专业性和独立性，且国内的政治环境对外资股东的影响相对较小，从而能够很好地降低其被政治监管俘获的概率，这有利于减少外资股东在参股后对中资银行进行相关政策改进的阻力。随着外资参股中资银行持股比例的上升，可以使外资投资者从财务投机者上升到战略投资者，外资股东良好的内部控制经验及先进的风险管理方法，对于降低中国商业银行的风险承担有着积极作用。

第二，股权集中度与银行风险承担呈现“U形”相关。股东与管理层间的委托代理问题和大股东的道德风险是影响我国银行风险承担的两个主要方面。当前5大股东持股比小于0.563时，股权集中度的提高有利于解决股东与管理层间的委托代理问题，股东集中度提高有利于监督管理层的冒险行为，从而降低银行的风险承担，但当前5大股东持股比大于0.563时，股权集中度的提高容易诱发大股东的道德风险，使银行自身的经营风险增加。

第三，在股权集中度较高时，股权制衡度与银行风险承担呈负相关关系，且外资参股有利于强化股权制衡度抑制银行风险承担的作用，但在股权集中度较低时，上述关系并不明显。其原因在于在股权集中度较高时，银行经营风险主要在于大股东的道德风险，对第一大股东的制衡度越高，越容易降低银行的风险承担；而在股权集中度较低时，银行经营风险主要在于股东与管理层间的委托代理问题，股权集中度的高低对银行经营风险的抑制起到主要作用。

（二）政策建议

鉴于以上结论，本文提出以下建议来完善中国商业银行股权结构和治理机制，进而降低中国银行的风险承担。

第一，我国应当在基于现有加大中资银行引资力度的政策前提下，进一步完善中资银行的引资政策。引资的对象可以是具体某项银行业务出色的优质中上等外资银行，并增加外资股东的参股方式，如股权互换、债转股等。此外，完善中资银行的发展战略，将“引进来”和“走出去”更好地结合在一起，提升中资银行的竞争力，积极参与银行业的国际竞争。

第二，确保银行控制权牢牢被中资银行所控制，在适度提高外资股东参股中资银行的持股比例的基础之上，确保银行控制权牢牢被中资银行所控制，同时将外资股东的持股锁定期适当延长，防止其从战略投资者蜕变为财务投机者。

第三，推进“相对分散，多股制衡”的股权结构。应当采取相应的措施对第一大股东进行有效的股权制衡与监督，其余的大股东应该持有一定程度的持股份额，从而降低“隧道效应”出现的可能性。与此同时，在确保内部治理有效的前提下，内资银行应该通过引入多种类型的股东，构造并优化多元化股权结构。

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