中國(guó)上市公司銀行高管團(tuán)隊(duì)背景特征與組織績(jī)效關(guān)系的實(shí)證研究

1、 中國(guó)上市銀行高層管理團(tuán)隊(duì)背景特征與組織績(jī)效關(guān)系的實(shí)證研究 內(nèi)容摘要高層管理團(tuán)隊(duì)的背景特征的影響其認(rèn)知和價(jià)值觀，最終影響戰(zhàn)略選擇正確與否?；谇叭搜芯?，針對(duì)性探討銀行業(yè)的高管背景特征的影響。通過(guò)對(duì)16個(gè)上市銀行樣本進(jìn)行多元線性回歸分析可知，平均年齡和年齡、背景和任期異質(zhì)性都與銀行績(jī)效之間負(fù)相關(guān)。團(tuán)隊(duì)規(guī)模和教育水平與銀行績(jī)效的實(shí)證都沒(méi)有得到支持?；趯?shí)證結(jié)果，本文建議銀行打造一支年齡集中于4550歲、學(xué)術(shù)背景和任期相似的高層管理隊(duì)伍。關(guān)鍵詞：高層管理團(tuán)隊(duì) 上市銀行 異質(zhì)性 背景特征AbstractThe character of top management team members has a

2、n impact on their cognition and sense of worth,finally affecting on the validity of strategic selection.This article is investigated on effects of TMT character specially in banking industry on the basic of fomer research.After havingmultiple regression analysis on 16 listed banks,I found that avera

3、ge age ,age, heterogeneity,background heterogeneity and working period heterogeneity have negative correlation with bank performance.The correlation between both team size and average education level ,however,wasnt gotten practical support.As a result,it was suggested to build top management team in

4、 banking industry whose menbers are aging from 45 t0 50 and have similar academic backgroud and working period.Key words: Top Management Team Listed Bank Heterogeneity Background Character 我國(guó)上市銀行的TMT背景特征與組織績(jī)效關(guān)系的實(shí)證研究一、引言1984年，Hambrick 和Mason 提出“高層梯隊(duì)理論”,該理論認(rèn)為由于戰(zhàn)略決策者所處的環(huán)境非常復(fù)雜,管理者已有認(rèn)知結(jié)構(gòu)和價(jià)值觀決定了其對(duì)相關(guān)信息的解釋力

5、，影響其對(duì)戰(zhàn)略的選擇，而管理者的認(rèn)知和價(jià)值觀主要產(chǎn)生于管理者本人的背景特征。1也就是說(shuō)，管理者特質(zhì)影響著他們的戰(zhàn)略選擇，并進(jìn)而影響企業(yè)的行為。而戰(zhàn)略選擇的正確與否，可通過(guò)企業(yè)的績(jī)效來(lái)體現(xiàn)。如今，國(guó)內(nèi)外對(duì)高層管理團(tuán)隊(duì)的（Top management team,TMT）的研究愈加重視，因?yàn)槿藗円庾R(shí)到在如今動(dòng)蕩的市場(chǎng)環(huán)境中，戰(zhàn)略的選擇僅僅依靠單個(gè)管理者的知識(shí)與能力往往是不夠的。然而，以后關(guān)于高層管理團(tuán)隊(duì)背景特征的實(shí)證研究存在兩種現(xiàn)象：（1）國(guó)內(nèi)外的實(shí)證研究存在差異。如魏立群和王智慧在2002年通過(guò)對(duì)滬、深兩市的114家上市公司高管的有關(guān)特征與其業(yè)績(jī)之間關(guān)系的實(shí)證分析，得出的結(jié)論與西方研究差異。2（2

6、）王博在2009年對(duì)上市商業(yè)銀行高層管理團(tuán)隊(duì)背景特征與戰(zhàn)略選擇進(jìn)行實(shí)證研究，得出年齡與多元化戰(zhàn)略選擇呈正相關(guān)關(guān)系，3與國(guó)內(nèi)跨行業(yè)研究結(jié)果都不一致。因此，本文將研究范圍限定于國(guó)內(nèi)單一行業(yè)中，希望結(jié)論更加有針對(duì)性。除此，本文也有一定現(xiàn)實(shí)意義：我國(guó)銀行業(yè)仍處于轉(zhuǎn)型改革期的，需要嚴(yán)格打造一支優(yōu)質(zhì)管理團(tuán)隊(duì)在發(fā)展期做出正確的戰(zhàn)略選擇以提高績(jī)效。由于高層管理團(tuán)隊(duì)的決策偏好與團(tuán)隊(duì)成員的背景特征有很大的聯(lián)系，那么本文的實(shí)證結(jié)果可對(duì)處中國(guó)銀行業(yè)高層管理團(tuán)隊(duì)人員的選拔和變換提供參考性建議二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)高層管理團(tuán)隊(duì)組是指人口統(tǒng)計(jì)學(xué)角度的性別、年齡、工作年限、所學(xué)專業(yè)、教育程度、職能經(jīng)驗(yàn)等基本背景。2研究表明，

7、背景特征對(duì)組織績(jī)效有重要的影響。由于銀行女性高層管理員所占人數(shù)非常少，故本文不對(duì)性別特征與銀行績(jī)效進(jìn)行研究。（一）團(tuán)隊(duì)規(guī)模 團(tuán)隊(duì)的規(guī)模是指高層管理成員的人數(shù),是一個(gè)關(guān)鍵的人口特征。一般，公司高層管理界定為董事長(zhǎng)、董事( 不包括獨(dú)立董事) 、總經(jīng)理、副總經(jīng)理、財(cái)務(wù)總監(jiān)、董事會(huì)秘書等成員4。從社會(huì)資源整合角度看，大團(tuán)隊(duì)的豐富的成員背景整合提高了整體解決問(wèn)題能力，豐富的成員社會(huì)資本拓寬了企業(yè)的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系。從團(tuán)隊(duì)沖突角度看，團(tuán)隊(duì)人數(shù)的增加會(huì)導(dǎo)致得團(tuán)隊(duì)內(nèi)的情感沖突與認(rèn)知沖突的增加，從而增加成員之間抵觸和不滿情緒, 妨礙交流和影響團(tuán)隊(duì)的凝聚力。在我國(guó)，金融組織的發(fā)展需要豐富的社會(huì)人際資源，這是由于金融市場(chǎng)信

8、息膨脹數(shù)量和擴(kuò)散速度是驚人，而人作為市場(chǎng)中的主要參與者，對(duì)市場(chǎng)的發(fā)展進(jìn)程和改革方向有著深遠(yuǎn)影響，因此金融圈中人際關(guān)系整合會(huì)創(chuàng)造巨大的價(jià)值。因此，本文假設(shè)：H1:高層管理團(tuán)隊(duì)規(guī)模與組織績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系。（二）平均年齡 員工的年齡會(huì)影響其進(jìn)行學(xué)習(xí)和創(chuàng)新能力、工作滿意度、調(diào)整戰(zhàn)略的意愿和生產(chǎn)效率。研究表明,年齡小的員工靈活性較高, 變通能力較強(qiáng), 更傾向于對(duì)企業(yè)的戰(zhàn)略性改革。隨著，年齡的增長(zhǎng)，人的生理機(jī)能和心理機(jī)逐步下降，對(duì)于新的知識(shí)、理念和改變的接受存在一定困難。然而，一方面，專業(yè)性的員工對(duì)工作的滿意度會(huì)隨著年齡的增長(zhǎng)而提高，即年齡較大的員工對(duì)組織現(xiàn)狀更具感情。5另一方面，年長(zhǎng)的高層管理員往往累積

9、了一定的社會(huì)關(guān)系資源和工作經(jīng)驗(yàn)。 雖然管理者的靈活性和創(chuàng)新能力在一定程度上決定了組織的學(xué)習(xí)和創(chuàng)新能力， 也就影響一個(gè)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力，年輕的管理者也更能適應(yīng)不斷轉(zhuǎn)型變革的銀行業(yè)，但發(fā)展不成熟的中國(guó)的銀行業(yè)更需要年長(zhǎng)的高層管理員。一方面，政府在許多層面上對(duì)銀行進(jìn)行干預(yù)，媒體對(duì)各種金融信息進(jìn)行披露，客戶對(duì)于服務(wù)質(zhì)量的要求比以往更高，所以管理員的社會(huì)關(guān)系資源異常重要；另一方面，中國(guó)不成熟的銀行業(yè)面臨著許多挑戰(zhàn)和難題，因此成熟的判斷經(jīng)驗(yàn)非常可貴?；诖?，本文假設(shè):H2:高層管理團(tuán)隊(duì)平均年齡與組織績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系。（三）教育水平 高層管理員的教育水平可以在一定程度上反映其的知識(shí)和技能基礎(chǔ)水平，進(jìn)而體現(xiàn)個(gè)人的

10、認(rèn)知能力和獲取所需信息的能力。從人力資本理論的角度看，教育水平越高說(shuō)明人力資本投資的成本越高，也就意味著需要追求更高的回報(bào)以達(dá)到收支平衡，那么受教育程度高的高層管理員就更加追求企業(yè)高績(jī)效。6其次，銀行業(yè)的高層管理團(tuán)隊(duì)平均學(xué)歷越高，所執(zhí)行的戰(zhàn)略變革更可能成功。7再者，高層管理團(tuán)隊(duì)的社會(huì)認(rèn)知復(fù)雜度與平均教育水平呈相關(guān)關(guān)系, 而高的社會(huì)認(rèn)知復(fù)雜度能夠幫助高層管理團(tuán)隊(duì)在當(dāng)前復(fù)雜的多元化經(jīng)營(yíng)環(huán)境中快速定位適合企業(yè)自身的經(jīng)營(yíng)業(yè)務(wù)。當(dāng)今金融行業(yè)的產(chǎn)品、發(fā)展區(qū)域和業(yè)務(wù)都呈多元化的發(fā)展趨勢(shì)，所以本文假設(shè)：H3:高層管理團(tuán)隊(duì)平均受教育水平與組織績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系。（四）異質(zhì)性異質(zhì)性是指人口特征方面的差異程度。已有的

11、研究表明，企業(yè)高層管理團(tuán)隊(duì)成員的相似或差異程度可以通過(guò)其決策過(guò)程影響到組織的績(jī)效。銀行業(yè)經(jīng)常通過(guò)招聘管理培訓(xùn)生，要求他們?cè)谝欢ㄆ谙迌?nèi)在各部門進(jìn)行輪崗，提高團(tuán)隊(duì)成員之間的差異性，以提升組織的創(chuàng)新能力。異質(zhì)性可為團(tuán)隊(duì)在決策過(guò)程中帶來(lái)多樣的信息來(lái)源和信息解讀能力。根據(jù)信息決策理論可知，多樣的信息來(lái)源和解讀能力可保證異質(zhì)性的高層管理團(tuán)隊(duì)有比較高的決策質(zhì)量。8然而，團(tuán)隊(duì)成員在經(jīng)驗(yàn)上的多樣性使得成員間非正式的交流減少, 具有相似人口特征的個(gè)體更加傾向具有相類似的社會(huì)、教育以及工作經(jīng)歷，而這些類似的經(jīng)歷能夠?yàn)樗麄儎?chuàng)造溝通所需要的共同語(yǔ)言，從而形成和諧的工作關(guān)系。處于不同年齡層次的高層管理員的價(jià)值觀可能有所不

12、同，年齡較高者保守，年紀(jì)輕者偏好改變。背景差異大的高層團(tuán)隊(duì)會(huì)從不同的角度分析一個(gè)復(fù)雜的問(wèn)題，但可能會(huì)降低決策效率。再者，一個(gè)團(tuán)隊(duì)頻繁性調(diào)動(dòng)成員會(huì)降低成員歸屬感，短時(shí)間的合作減少了成員間相互了解、非正式溝通的機(jī)會(huì)。因此，本文假設(shè)：H4a:高層管理團(tuán)隊(duì)年齡差距與組織績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。H4b:高層管理背景差異與組織績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。H4c:高層管理團(tuán)隊(duì)任職年限差異與組織績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。三、樣本、數(shù)據(jù)來(lái)源于變量選?。ㄒ唬颖九c數(shù)據(jù)來(lái)源本文選取2012年中國(guó)上市銀行為樣本, 共獲得16 個(gè)有效樣本。數(shù)據(jù)主要來(lái)源于廣發(fā)證券的數(shù)據(jù)庫(kù), 上市公司的2012年中期年報(bào)，對(duì)于不足的數(shù)據(jù)通過(guò)查找新浪財(cái)經(jīng)網(wǎng)站、鳳凰

13、財(cái)經(jīng)網(wǎng)站和搜索引擎來(lái)補(bǔ)充。（二）變量選取1.因變量本文選取凈息差（NIM）與凈利差（NIS）作為評(píng)價(jià)銀行績(jī)效的指標(biāo)。選取這兩個(gè)指標(biāo)而非凈資產(chǎn)收益率和資產(chǎn)凈利率，是因?yàn)殂y行不同于一般企業(yè)，主要收入來(lái)源是利息。已有的實(shí)證分析證明，凈息差比起凈資產(chǎn)收益率和資產(chǎn)凈利率更能體現(xiàn)中國(guó)商業(yè)銀行的績(jī)效9。而凈利差與凈息差一起作為指標(biāo)，更全面判斷銀行績(jī)效的質(zhì)量。2.自變量（1）團(tuán)隊(duì)人數(shù)（T M T Si z e,TS）該指標(biāo)是指每家銀行的高層管理團(tuán)隊(duì)成員的總數(shù)。本文對(duì)高層管理團(tuán)隊(duì)界定是根據(jù)公司2012年半年報(bào)中確定的高層管理員。（2）平均年齡（Average Age,AA）該指標(biāo)是根據(jù)每個(gè)銀行的高層管理團(tuán)隊(duì)成員

14、年齡的平均數(shù)表示。（3）平均受教育水平（Average Education level,AEL）本文將受教育水平劃分為大專、本科、碩士、博士四個(gè)層次，并分別附值為1- 4 分。該指標(biāo)是根據(jù)各成員受教育水平的平均數(shù)表示。（4）異質(zhì)性（Heterogeneity）本文用Herfindahl指數(shù)來(lái)表示異質(zhì)化程度, 計(jì)算公式為:。其中H代表異質(zhì)化程度, 指每個(gè)類別人數(shù)占高層管理團(tuán)隊(duì)總?cè)藬?shù)的比例。H取之于0到1之間，值越大則表示異質(zhì)化程度越高。在本研究中，年齡異質(zhì)化程度（AGEH）被劃分7個(gè)階段，背景異質(zhì)化程度（BACH）被分為9個(gè)類型，團(tuán)隊(duì)任期異質(zhì)化程度（PERH）被化為8個(gè)階段。具體劃分標(biāo)準(zhǔn)可見表1

15、。其中，高層管理成員背景的類型主要依據(jù)成員最高學(xué)歷的專業(yè)背景，若無(wú)相關(guān)資料，則依據(jù)其所獲得的專業(yè)資格證書如高級(jí)經(jīng)濟(jì)師、注冊(cè)會(huì)計(jì)師進(jìn)行歸類。表1 TMT異質(zhì)性劃分標(biāo)準(zhǔn)TMT年齡劃分TMT背景TMT任期劃分（年）<35為經(jīng)濟(jì)<136-40為金融1-241-45為管理2-346-50為會(huì)計(jì)3-451-55法學(xué)4-556-60營(yíng)銷5-660以上保險(xiǎn)6-7理工科7以上其他3.控制變量(1)銀行規(guī)模（Bank Size,BS）銀行規(guī)模的對(duì)其績(jī)效有一定影響, 本文用各銀行2012年中期的利息收入的自然對(duì)數(shù)表示銀行規(guī)模。（2）利息支出比（Cost to income ratio，CI）類比資本負(fù)債

16、率作為ROA與ROE的控制變量，將利息支出與利息收入的比率作為NIM與NIS的控制變量。（三）描述性統(tǒng)計(jì)根據(jù)附表1可得出自變量和因變量的描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果見表2表2 自變量和因變量的描述性統(tǒng)計(jì)變量觀察值最小值最大值平均數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差TS1661510.38 2.45AA1644.456.951.84 3.03AEL162.43.63.10 0.33AGEH160.570.790.67 0.06BACH160.240.760.59 0.15PERH160.520.900.72 0.11NIM162.13.472.760.32NIS162.083.342.600.33從表2可看出，銀行高層管理團(tuán)隊(duì)的團(tuán)隊(duì)規(guī)

17、模人數(shù)最多為15人，最小為6人，所有銀行高層管理團(tuán)隊(duì)的平均規(guī)模約為10人，離散程度一般；平均年齡最小約44歲，最高的約57歲，所有銀行平均52歲，標(biāo)準(zhǔn)差不大。 平均受教育水平最小的是本科水平, 最高的達(dá)到碩士以上水平, 所有公司平均達(dá)到碩士以上水平, 標(biāo)準(zhǔn)差不大; 三個(gè)高層管理團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性指標(biāo)最小值分別是0.57,0.24和0.52，可見異質(zhì)性，尤其是年齡和任期的異質(zhì)性差別較大, 而最大值都達(dá)到0. 75 以上, 即異質(zhì)性比較高, 三個(gè)指標(biāo)的均值約等于中間值, 標(biāo)準(zhǔn)差不大。企業(yè)績(jī)效兩個(gè)指標(biāo), 平均值也較偏向于中間值, 標(biāo)準(zhǔn)差比較小, 即離散程度比較低。四、實(shí)證研究（一）相關(guān)系數(shù)分析根據(jù)表2可得出

18、因變量和自變量的Pearson相關(guān)系數(shù)，且根據(jù)附表2可得出相關(guān)系數(shù)的顯著水平，具體可見表3表3 因變量和自變量的Pearson相關(guān)系數(shù)（N=16)123456781.TS12.AA0.317 13.AEL0.451* 0.459* 14.AGEH0.415 -0.241 0.191 15.BACH0.705* 0.324 0.572* 0.374 16.PERH0.187 0.606* 0.466 0.088 0.399 17.NIM-0.089 -0.605* -0.440 -0.135 -0.489* -0.524* 18.NIS-0.150 -0.543* -0.493* -0.301

19、-0.512* -0.539* 0.979* 1注: * 表示在1%水平上顯著, * 表示在5%水平上顯著, * 表示在10%水平上顯著。從表3可得出, 兩個(gè)評(píng)價(jià)銀行績(jī)效三個(gè)相關(guān)性比較大, 在1% 水平上顯著正相關(guān), 這兩指標(biāo)相互影響, 表明本文選擇的績(jī)效指標(biāo)比較合理。高層管理團(tuán)隊(duì)特征六個(gè)指標(biāo)中，背景異質(zhì)性和團(tuán)隊(duì)規(guī)模在1% 水平上顯著正相關(guān), 即教育異質(zhì)性程度越高, 團(tuán)隊(duì)規(guī)模越大; 背景異質(zhì)性又與平均受教育水平在5%水平上正相關(guān), 即背景異質(zhì)性程度越高, 平均受教育水平越高;任期異質(zhì)性和平均年齡在5%水平正相關(guān)，即任期異質(zhì)性程度越高，團(tuán)隊(duì)平均年齡越高。平均受教育水平同時(shí)與團(tuán)隊(duì)規(guī)模和團(tuán)隊(duì)平均年齡

20、在10%水平上正相關(guān)，即平均受教育水平越高，團(tuán)隊(duì)規(guī)模越大，團(tuán)隊(duì)平均年齡越高。績(jī)效指標(biāo)與高層管理團(tuán)隊(duì)特征六個(gè)指標(biāo)關(guān)系中,凈息差與平均年齡和任職期異質(zhì)性均在5% 水平上負(fù)相關(guān)，與背景異質(zhì)性在10%水平上負(fù)相關(guān); 凈利差與平均年齡、背景異質(zhì)性、任期異質(zhì)性在5% 水平上負(fù)相關(guān), 與平均受教育水平在10% 水平上負(fù)相關(guān)。（二）多元線性回歸分析在進(jìn)行多元線性回歸分析時(shí), 本文將評(píng)價(jià)銀行績(jī)效的兩個(gè)指標(biāo)分別作為因變量。 自變量分兩個(gè)步驟進(jìn)入回歸方程, 首先對(duì)控制變量與因變量進(jìn)行回歸分析, 再加入自變量進(jìn)行回歸。結(jié)果可見表4,而分析過(guò)程可見附表3-6表3 多元線性回歸分析變量NIMNIS模型1模型2模型1模型2

21、常數(shù)項(xiàng)0.7050.9400.6270.922BS-0.200*-0.121*-0.171*-0.091*CI-0.045*-0.030*-0.042*-0.029*TS0.069*0.060*AA-0.054*-0.045*AEL0.018*-0.129*AGEH-1.882*-2.010*BACH-0.879*-0.722*PERH-0.340*-0.513*F檢驗(yàn)6.4076.6694.2034.974R0.4960.8840.3930.850調(diào)整后R0.4190.7510.2990.679注: * 表示在1%水平上顯著, * 表示在5%水平上顯著, * 表示在10%水平上顯著。從表3可

22、得, 除了NIS的模型1，其他3個(gè)模型都通過(guò)了F檢驗(yàn), 即模型等等整體顯著水平比高。從模型2的調(diào)整后的可決系數(shù)都比模型1的值高，可看出模型中加入變量, 都提高了對(duì)因變量的解釋力。高層管理團(tuán)隊(duì)背景特征在模型中對(duì)凈息差解釋能力為0.231，對(duì)凈利差的解釋能力為0.38，這說(shuō)明上市銀行的高層管理團(tuán)隊(duì)的背景特征對(duì)組織績(jī)效有不小的影響。團(tuán)隊(duì)規(guī)模與凈利差的的回歸系數(shù)在1%水平上顯著，與凈息差的回歸系數(shù)在10%水平上顯著，且回歸系數(shù)都為正，但與相關(guān)系數(shù)分析不一致，因此假設(shè)H1不明確。而平均年齡與兩個(gè)銀行績(jī)效指標(biāo)的回歸系數(shù)都在1%水平上顯著, 且回歸系數(shù)為負(fù), 所以假設(shè)H2得到反向驗(yàn)證。平均受教育水平與兩個(gè)績(jī)

23、效指標(biāo)都在1%顯著，但回歸系數(shù)為一正一負(fù)，雖然平均受教育水平與凈息差的相關(guān)系數(shù)為負(fù)，但顯著水平低，故回歸系數(shù)的分析正確度較高，則假設(shè)H3結(jié)果待定。異質(zhì)性指標(biāo)與凈利差、凈息差都在1%水平上顯著，回歸系數(shù)為負(fù)，則假設(shè)H4a、H4b和H4c都得到支持。在控制變量與企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的回歸分析中，可以發(fā)現(xiàn): 控制變量對(duì)銀行績(jī)效指標(biāo)的有一定的顯著性影響，但影響較小。而年齡異質(zhì)性和背景異質(zhì)對(duì)銀行績(jī)效的解釋程度更占分量，前者與凈息差和凈利差的回歸系數(shù)分別為-1.882和-2.01，而后者與與凈息差和凈利差的回歸系數(shù)分別為-0.879和-0.722，四個(gè)數(shù)值的絕對(duì)值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其他回歸系數(shù)的絕對(duì)值。五、結(jié)論與展望（一）

24、總結(jié)與建議綜上所述, 我國(guó)上市銀行高層管理團(tuán)隊(duì)的一些背景特征對(duì)組織績(jī)效是一定影響，且影響不小。這說(shuō)明高管團(tuán)隊(duì)對(duì)組織的績(jī)效發(fā)揮一定作用，打造一支適應(yīng)銀行業(yè)特征的高層管理隊(duì)伍對(duì)有效提高銀行績(jī)效具有重大作用。我國(guó)上市銀行高層管理團(tuán)隊(duì)規(guī)模與組織績(jī)效的相關(guān)系數(shù)為負(fù)數(shù)，而與組織績(jī)效的多元回歸分析的系數(shù)為正數(shù)，這說(shuō)明只有與其他背景特征共同作用，規(guī)模大的高層管理團(tuán)隊(duì)才能夠?qū)ζ髽I(yè)績(jī)效帶來(lái)正面影響。我國(guó)上市銀行高層管理團(tuán)隊(duì)平均年齡與組織績(jī)效呈負(fù)相關(guān)。這說(shuō)明金融創(chuàng)新和戰(zhàn)略變革對(duì)銀行績(jī)效提高十分重要，而伴隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的完善，政府對(duì)銀行的影響也下降了。通過(guò)分析16家上市銀行的166人高層管理員的年齡，發(fā)現(xiàn)僅有3人年齡低

25、于40歲，10人年齡高于退休年齡60，且年齡最高者為71歲，大部分年齡層為50-60歲之間。一般，45歲的研究生畢業(yè)者都具有20歲的工齡。本文建議在保證高層管理員具有一定工作經(jīng)驗(yàn)前提下，降低整體高層管理團(tuán)隊(duì)的平均年齡。我國(guó)上市銀行高層管理團(tuán)隊(duì)平均受教育水平與凈息差呈正相關(guān)，但與凈利差呈負(fù)相關(guān)，故對(duì)組織績(jī)效的相關(guān)性不明確。凈息差表示的是銀行資金的運(yùn)用結(jié)果，凈利差表示資金收益與成本的差額，這就說(shuō)明團(tuán)隊(duì)教育水平越高有助于資金的運(yùn)用結(jié)果，但可能存在導(dǎo)致資金成本高的影響。我國(guó)上市銀行高層管理團(tuán)隊(duì)的異質(zhì)性與組織績(jī)效呈負(fù)相關(guān)。首先，結(jié)合平均年齡與組織績(jī)效負(fù)相關(guān)這一結(jié)論，本文建議更多的高層管理團(tuán)隊(duì)選拔的年齡層

26、次集中于4550這一年齡段，促進(jìn)在探討戰(zhàn)略變革、改革創(chuàng)新的問(wèn)題研究的和諧溝通。其次，本文建議要選拔相似背景的高層管理員以創(chuàng)造溝通所的共同語(yǔ)言，促進(jìn)和諧的工作關(guān)系，分析166名上市銀行高層管理員，大多數(shù)管理員的背景為經(jīng)濟(jì)、金融和管理。前兩者在宏觀上可歸為一類，但是微觀上經(jīng)濟(jì)背景管理員可能更關(guān)注整個(gè)市場(chǎng)環(huán)境而金融背景管理員則更關(guān)注貨幣資源。管理背景的高層管理員則更加關(guān)注銀行內(nèi)部人力資源。最后，同一時(shí)段的任職可促進(jìn)團(tuán)隊(duì)文化的發(fā)展，高層管理團(tuán)隊(duì)的換屆可采取固定任期制。（二）意義與不足綜上述, 本文的主要研究意義于: ( 1) 選取了上市銀行作為研究樣本, 彌補(bǔ)了該銀行行業(yè)高層管理團(tuán)隊(duì)背景特征與組織績(jī)效

27、關(guān)系實(shí)證研究的不足；( 2) 根據(jù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),銀行業(yè)高層管理團(tuán)隊(duì)平均年齡與組織績(jī)效并非呈正相關(guān)關(guān)系, 證明我國(guó)金融市場(chǎng)逐漸走向成熟。由于研究過(guò)程中一些客觀條件的限制, 本文還存在一些不足之處: ( 1) 高層管理團(tuán)隊(duì)范圍仍是一個(gè)不明確的問(wèn)題, 本文選擇的依據(jù)是根據(jù)各銀行自身的報(bào)表，而沒(méi)有統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn) ；( 2) 本論文的樣本數(shù)據(jù)僅取半年年報(bào), 數(shù)據(jù)期限較短, 忽略了高層管理團(tuán)隊(duì)背景特征對(duì)銀行績(jī)效的影響是滯后性的, 因此, 基于時(shí)間序列的實(shí)證研究將更有意義；( 3) 本文在控制變量指標(biāo)和銀行績(jī)指標(biāo)直接借鑒學(xué)者實(shí)證研究成果， 但由于樣本的差異可能導(dǎo)致直接使用無(wú)法得到相同結(jié)論。注 釋1 Hambric

28、k D, Mason P, 1984, “Upper Echelons: the organization as a reflection of its top managers”，Academy of Management Review, Vol. 9, No. 3，pp.193. 2 魏立群、王智慧.我國(guó)上市公司高管特征與企業(yè)績(jī)效的實(shí)證研究J.南開管理評(píng)論，2002年，(4):16-21.3 王博.我國(guó)上市商業(yè)銀行高層管理團(tuán)隊(duì)人口背景特征與多元化戰(zhàn)略選擇關(guān)系的實(shí)證研究D.成都：西南財(cái)經(jīng)大學(xué)，2009 .4 陳曉紅、張澤京、曾江洪.中國(guó)中小上市公司高管素質(zhì)與公司成長(zhǎng)性的實(shí)證研究J.管理現(xiàn)代化

29、,2006 年,(3):7-10.5 Wiersema M，Bantel K， 1992，“Top managementteam demography and corporate strategicchange”，Academy of Management Journal，Vol.35,No.1,:pp.91.6 林勇、周妍巧.高層管理者的教育背景與公司績(jī)效_基于創(chuàng)業(yè)板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究J.中南大學(xué)學(xué)報(bào)，2011,17(5):60-65.7 Bantel K,Jackson S,1989“Top management and innovations in banking:Dose the comp

30、osition of top team make a difference”，Strategic Management Journal,October ,pp.107.8 張平.高層管理團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)績(jī)效的實(shí)證研究J.管理學(xué)報(bào)，2007年,4(4)：501-508.9 Heffernan S, “The Determinant of Bank Performance in China”,參 考 文 獻(xiàn)Bantel K，Jackson S, 1989，“Top management and innovations in banking:Dose the composition of top t

31、eam make a difference”，Strategic Management Journal.張平. 國(guó)外高層管理團(tuán)隊(duì)研究綜述J.科技進(jìn)步與對(duì)策，2005,(7).孫法海，伍曉奕.企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)研究進(jìn)展J.管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2003(6).Katz，1982，“The effects of group longevity on project communication and performance.”Administrative Scinece Ouartely.Adams R, Mehran.H,“Corporate Performance, Board Structure and

32、its Determinants in the Banking Industry”, 2005-08-8/2013-04-01孫海法、姚振華、嚴(yán)茂勝.高管團(tuán)隊(duì)人口統(tǒng)計(jì)特征對(duì)紡織和信息技術(shù)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響J.南開管理評(píng)，2006(6) 斯蒂芬.P.羅賓斯，蒂莫西.A.賈奇.組織行為學(xué)M.北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社,2008.林新奇、蔣瑞. 高層管理團(tuán)隊(duì)特征與企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效關(guān)系的實(shí)證研究以我國(guó)房地產(chǎn)上市公司為例J.浙江大學(xué)學(xué)報(bào).2011，41(3) 曾五一，肖紅葉.統(tǒng)計(jì)學(xué)導(dǎo)論M.北京:科學(xué)出版社,2007附 錄附表1 因變量與自變量數(shù)據(jù)銀行TSAAAELAGEHEDUHPERHNIMNIS中信105

33、2.23.30.570.660.782.892.68中國(guó)銀行1055.93.10.660.760.782.12.08招商銀行1356.93.10.60.580.843.112.98興業(yè)銀行750.72.40.610.240.573.022.99浦發(fā)銀行1051.82.90.660.580.642.642.43平安銀行1452.23.40.770.760.72.422.22農(nóng)業(yè)銀行6513.20.610.30.672.852.71寧波銀行944.42.40.690.490.523.473.34南京銀行949.62.890.790.590.92.612.34民生銀行13483.40.730.730

34、.583.142.93交通銀行1052.13.10.660.680.782.612.47建設(shè)銀行1553.43.10.70.650.722.712.53華夏銀行950.13.30.660.490.772.82.59光大銀行1052.73.20.720.490.662.72.48工商銀行1254.83.60.740.70.832.662.48北京銀行953.63.20.620.670.722.52.34資料來(lái)源：廣發(fā)證券同花順數(shù)據(jù)庫(kù)附表2 相關(guān)系數(shù)顯著性水平檢驗(yàn)TSAAAELAGEHEDUHPERHNIMNISTSAA1.252 AEL1.892 1.934 AGEH1.706 -0.928 0

35、.727 EDUH3.721 1.282 2.609 1.511 PERH0.711 2.853 1.971 0.329 1.627 NIM-0.358 -2.787 -1.688 -0.783 -1.973 -2.139 NIS-0.567 -2.419 -2.121 -1.181 -2.230 -2.397 17.946 由于N小于30（N=16），則相關(guān)系數(shù)r的顯著性采用t-檢驗(yàn)來(lái)確定。根據(jù)表1的值與公式t=可得出每個(gè)相關(guān)系數(shù)的t值，結(jié)果可見附表2。根據(jù)自由度為14的t分布臨界值表，當(dāng)2.977,則r在1%水平上顯著；當(dāng)2.9772.145，則r在5%水平上顯著；當(dāng)2.1451.761，

36、則r在10&水平上顯著。附表3 控制變量與NIM的回歸系數(shù)分析回歸統(tǒng)計(jì)（N=16）方差分析Multiple R0.705 dfSSMSFSignificance FR Square0.496 回歸分析2.0.774 0.387 6.407 0.012 調(diào)整后R Square0.419 殘差130.785 0.060 標(biāo)準(zhǔn)誤差0.246 總計(jì)151.559 回歸系數(shù)估值分析系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差t StatP-valueLower 95%Upper 95%下限 95.0%上限 95.0%Intercept8.1051.5125.3590.0004.83811.3724.83811.372BS-0.

37、2000.066-3.0460.009-0.341-0.058-0.341-0.058CI-0.0450.014-3.2120.007-0.075-0.015-0.075-0.015本分析中，F(xiàn)=6.407>F(1,14)=4.6,因此該回歸分析呈顯著性水平。附表4 自變量和控制變量與NIM的回歸系數(shù)分析回歸統(tǒng)計(jì)（N=16）方差分析Multiple R0.940dfSSMSFSignificance FR Square0.884回歸分析81.378 0.172 6.669 0.011 調(diào)整后R Square0.751殘差70.181 0.026 標(biāo)準(zhǔn)誤差0.161總計(jì)151.559 回歸

38、系數(shù)估值分析系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤差t StatP-valueLower 95%Upper 95%下限 95.0%上限 95.0%Intercept10.1471.2737.9680.0007.13613.1587.13613.158TS0.0690.0322.1640.067-0.0060.144-0.0060.144AA-0.0540.029-1.8310.110-0.1230.016-0.1230.016AEL0.0180.1850.0970.925-0.4200.457-0.4200.457AGEH-1.8820.931-2.0220.083-4.0820.319-4.0820.319EDUH-0.8790.492-1.7860.117-2.0420.285-2.0420.285PERH-0.3400.688-0.4950.636-1.9661.286-1.9661.286BS-0.12