核心提示

    农信社向农商行的转变是大势所趋，如何优化其股权结构是颇受关注的。本文采用面板数据模型进行模拟回归，得出农信社经营业绩与第一大股东持股比例存在显著的三次关系，再利用偏导数定理、极值定理及函数的图形特征，最终得出当农信社第一大股东持股比例位于（0,0.187）区间内时，应该减小第一大股东持股比例；当农信社第一大股东持股比例位于[0.187,0.596]区间内，应该增加第一大股东持股比例。通过股权调整，能够提升农信社经营业绩，促进其快速发展，更好地服务实体经济。

　　一、股权结构现状及研究成果

    2010年银监会92号文提出“全面取消资格股，提升法人股比例，用3-5年时间将农信社改制为股份制金融企业”。按照该要求，新疆各农信社在积极进行股改，2011年-2013年，农信社第一大股东持股比例和法人股持股比例都出现不同程度的下降，其中皮山县农信社第一大股东持股比例下降幅度达26%，天山农商行法人股持股比例下降幅度达21%；员工持股比例出现回升，其中乌鲁木齐县农信社员工持股比例回升10%。此外，目前新疆有5家农信社改制为农商行。新疆信用社经过这几年的改革已经取得一定成效，但并未完全达到银监会的要求。

    监管层要求农信社要逐步改制为农商行，而学者也从学术角度论述了农信社股份制改革的必要性和可行性。褚宝金（2003）提出农信社改制为商业银行的微观基础是合作金融的自身矛盾，而宏观动力则是农村金融需求的变化[1]。冯庆水（2010）研究得出信用社的商业可持续性与支农力度的矛盾已减弱，同时农商行在支农力度上有优势[2]。蓝虹（2012）研究认为农信社改制成农商行后，其在农村继续开展金融服务有很大的比较优势[3]。刘杜建（2012）提出组建农商行是农信社的发展方向，它既是当前发展和改革的需要，也是农信社为解决自身矛盾所必须采取的方向[4]。

    因此，农信社改制农商行是大势所趋，但如何优化农信社的股权结构来提高农信社的经营业绩是值得探讨的。本文采用面板数据模型进行回归，通过对比分析确认最优模型再对结果分析，得出结论。

    二、模型回归研究

    一是变量及样本选取。在研究农信社的经营业绩时，一般会将净资产收益率作为考核农信社经营状况的指标，因此在本文中也将净资产收益率（roe）作为被解释变量。而影响农信社经营业绩的变量比较多，归结起来看主要有第一大股东持股比例、前十大股东持股比例、法人持股比例、资产负债率，肖潇（2012）研究认为经营业绩与第一大股东持股比例、前十大股东持股比例都存在比较显著的三次关系[5]，考虑到这方面的因素，本文中的解释变量有第一大股东持股比例（ g1）、第一大股东持股比例的平方（ g1² ）、第一大股东持股比例的立方（ g1³）、前十大股东持股比例（g10 ）、前十大股东持股比例的平方（g10² ）、前十大股东持股比例的立方（g10³ ）；控制变量有法人持股比例（fr）、资产负债率（zf），具体见表1。

    根据研究的需要本文选择了全疆范围内具有代表性的9家农信社（农商行改制时间不久，可以将农商行视为农信社处理），对这些信用社2011-2013年的面板数据进行研究。

    二是面板数据模型简介。计量经济学中对数据的划分有三类：时间序列数据、截面数据、面板数据，时间序列和截面数据是一维的，而面板数据则包含了时间和截面的二维数据，白仲林（2008）提出面板数据模型相较时间序列和截面数据模型主要有三大优势：提高抽样精度、增加估计效率、获得更多的动态[6]。因此面板数据模型是目前经济学中运用较为普遍的模型，该模型的计算公式如式所示：

    roe_ij=α_i+β₁Σx_ij+β₂Σy_ij+ε_ij

    roe_ij：第i家信用社在第j年的净资产收益率；

    α_i：第i家信用社的截距项；

    x_ij：第i家信用社在第j年的解释变量；

    y_ij：第i家信用社在第j年的控制变量；

    ε_ij：第i家信用社的随机扰动项。

    三是回归结果分析。对比分析是经济学中常用的方法，通过模型对比可以确定最优模型，在本文中我们建立了三个模型，回归结果如表2所示。

    模型一将前十大股东持股比例、法人持股比例、资产负债率作为控制变量，研究净资产收益率与第一大股东持股比例的三次关系，该模型结果表明净资产收益率与第一大股东持股比例存在显著的三次关系，但前十大股东持股比例、法人持股比例变量不显著；模型二将第一大股东持股比例、法人持股比例、资产负债率作为控制变量，研究净资产收益率与前十大股东持股比例的三次关系，结果表明净资产收益率与前十大股东持股比例的三次关系成立但不显著。对比模型一和模型二，只能选择模型一继续进行研究。剔除模型一中不显著的变量再次进行回归，回归结果如模型三所示，模型三表明净资产收益率与第一大股东持股比例存在显著的三次关系，且各变量都显著，拟合优度达到0.470，因此模型三是最优模型，模型三确定的净资产收益率与各变量的关系如式所示：

    roe=c-7.004-5.415g1+19.009g1²-16.184g1³ +8.223zf

    在前文中研究得出净资产收益率与第一大股东持股比例存在显著的三次关系，现在需要继续探讨如何优化第一大股东持股比例。按照式（2）的数值关系，求出roe对的一阶偏导数，令一阶偏导数的值为零，解得的两个极值点0.596和0.187；再求出roe对的二阶偏导数，将两个极值点代入二阶偏导数得出两个值-19.843和19.843，根据函数的极值定理，判断出0.596为极大值点，0.187为极小值点。再根据函数的图形特征，得出当第一大股东持股比例处于（0,0.187）内时，净资产收益率随第一大股东持股比例增加而减小；当第一大股东持股比例处于[0.187,0.596]内时，净资产收益率随第一大股东持股比例增加而增加；而当第一大股东持股比例处于（0.596,1.000）内时，净资产收益率随第一大股东持股比例增加反而下降。且第一大股东持股比例为0.187时，净资产收益率达到最小值；第一大股东持股比例为0.596时，净资产收益率达到最大值。

    三、结论总结

    本文采用面板数据模型研究了新疆具有代表性的9家农信社2011年-2013年的面板数据，利用对比研究法确定模型三为最优模型，该模型显示农信社经营业绩与第一大股东持股比例存在显著的三次关系，再通过求偏导数和极值定理得出0.596为极大值点，0.187为极小值点。而函数的图形特征告诉我们，当第一大股东持股比例处于（0,0.187）和（0.596,1.000）内时，信用社经营业绩是递减的；当第一大股东持股比例处于[0.187,0.596]内时，农信社经营业绩是递增的；此外第一大股东持股比例为0.187时，农信社经营业绩达到最小值，第一大股东持股比例为0.596时，农信社经营业绩达到最大值。

    而从目前各农信社第一大股东持股比例来看，部分农信社第一大股东持股比例低于0.187，因此农信社的经营业绩随第一大股东持股比例的增加反而下降；而其他一些农信社第一大股东持股比例高于0.187，所以农信社的经营业绩随第一大股东持股比例的增加而增加。由于监管部门对单一法人持股比例有相关的政策要求，在政策的指引下，各农信社也对第一大股东的持股比例进行了控制，如新疆某农信社2012年第一大股东持股比例减持8.4%，但持股比例还是处于[0.187,0.596]内，所以2012年该农信社经营业绩下降了23.3%；而新疆某地区农商行2013年第一大股东持股比例减持2.4%，经营业绩却上升4.2%，查看其第一大股东持股比例，发现该比例处于（0,0.187）区间内。因此考虑到未来农信社向农商行转变的大趋势及其对经营业绩的要求，农信社需要优化第一大股东持股比例以此来促进信用社快速发展，更好的服务于实体经济。具体来讲，如果第一大股东持股比例位于（0,0.187）区间内，则应减小第一大股东持股比例；如果第一大股东持股比例位于[0.187,0.596]区间内，则应增加第一大股东持股比例。

参考文献

    [1] 褚保金、陈涤非，我国农村商业银行改革的几个问题[J].江苏社会科学，2003（04）：97-102；

    [2] 冯庆水、孙丽娟，农村信用社双重改革目标冲突性分析—以安徽省为例[J].农业经济问题，2010（03）:78-84；

    [3] 蓝虹、穆争社，中国农村信用社改革的全景式回顾、评价与思考[J].上海金融，2012（11）:17-29；

    [4] 刘杜建，农村信用社改革进程与前景探讨[J].东南大学学报，2012（11）:06-09；

    [5] 肖潇，我国农村信用社股权结构研究，长沙理工大学硕士学位论文，2012.03；

    [6] 白仲林 《面板数据的计量经济分析》，南开大学出版社，2008。