前言：本站為你精心整理了中銀行業競爭有效性范文，希望能為你的創作提供參考價值，我們的客服老師可以幫助你提供個性化的參考范文，歡迎咨詢。

摘要:以中國14家銀行1995—2006年的一組數據為樣本,利用非結構方法建立Panzar-Rosse模型對我國商業銀行競爭的有效性進行了實證研究。研究結果表明:我國商業銀行市場結構表現出壟斷競爭的特點,但是競爭程度與國外銀行市場結構相比還相對較低。我國應通過增強市場準入的適度性、提高監管的專業性和有效性等措施,促進我國銀行業的高效穩健發展。

關鍵詞:銀行業;競爭有效性;市場結構;Panzar-Rosse模型

Abstract:InvestigatesempiricallythecompetitiveconditionsforChina''''sbankingindustryovertheperiodfrom1995to2006,withthedataofChina''''s14commercialbankstakenassamples.ThePanzar-Rossemodelisredevelopedonthebasisofnonstructuralestimation,andtheresultsindicatethatChina''''sbankingindustryoperatesunderamonopolisticcompetitionthatisweakerincompetitiveedgeincomparisonwithothercountries.ItissuggestedthatChinashouldimprovetheapprovalsystemofmarketaccessandenhancetheeffectivenessofprofessionalsupervisiontopromotethehealthyandefficientdevelopmentofherbankingindustry.

Keywords:bankingindustry;effectivecompetition;marketstructure;Panzar-Rossemodel

自從1995年《商業銀行法》頒布以來,我國銀行業改革取得了較大突破,特別是加入世貿組織以后,隨著銀行相關管制的放松和創新步伐的加快,銀行業的競爭程度不斷提高。針對銀行業所特有的脆弱性和不穩定性,如何確保銀行業穩健發展且具有競爭性就成為當前關注的一個重要問題。

本文將采用非結構方法中的Panzar-Rosse模型對我國銀行業競爭的有效性進行實證研究,從而確定當前我國銀行業市場結構的基本類型并探討其背后的形成原因,以期為改善我國銀行業有效競爭,促進我國資金配置效率的提高提供可行性建議。

一、文獻綜述

對銀行業競爭狀況的主要衡量方法可以分為兩種:結構分析法和非結構分析法。結構分析法將傳統產業經濟學的結構分析框架引入銀行業的實證分析當中,采用該方法的學者認為:影響銀行行為和績效等產業競爭狀況因素可以由集中度、赫芬達爾指數等市場結構指標確定,銀行市場的結構指標越高,競爭程度越弱。Gilbert(1984)首先運用SCP分析框架對美國銀行業進行實證分析,其結果表明銀行業的市場集中度與其獲利能力之間存在正相關關系［1］。Berger和Hannan(1989)以1983—1985年美國銀行業為樣本,研究發現貸款利率與較高的市場集中度存在顯著的正相關關系,并且市場集中度高的銀行會利用它們的市場勢力降低存款利率基點來獲得租金［2］。Molyneux和Thornton(1992)考察了1986—1989年歐洲12個國家銀行績效的決定因素,他們發現銀行的資產收益率(ROA)與市場上前10家最大銀行所占市場份額存在顯著的相關性［3］。其他一些學者也作過類似的實證研究,他們發現在赫芬達爾指數高的銀行市場上,通常競爭程度都比較低,貸款利率表現出向下的剛性。另外,還有的學者提出銀行業有效結構假說,對銀行業集中度與利潤率之間存在的這種因果關系提出質疑,他們認為:銀行利潤與市場集中度之間關系是源于具有較大市場份額的銀行產生的效率而不是它的市場勢力,即效率高的銀行占有更高的市場份額,從而導致銀行市場結構更加集中。

隨著計量工具的發展創新,結構分析法存在的缺陷變得越來越突出,其中最大的問題在于它缺乏微觀理論基礎,忽視銀行競爭行為。此外結構分析法中一個難以解決的問題就是如何恰當定義銀行的市場以及用它來確定對集中度的測量,而且銀行的多元化產品結構使這個問題更加復雜［4］,于是越來越多的學者開始采用非結構分析法對銀行業競爭的有效性進行實證研究。

非結構分析法主要依賴于Baumol(1982)提出的“可競爭理論”,它更加注重對銀行競爭行為的研究,強調決策者不需要對該國金融體系中銀行是否在市場上占據主導地位而過多關注,只要銀行市場是可競爭的,即使是在一個集中度較高、由幾家大銀行主導的銀行業當中,也能實現有效競爭。非結構分析法對銀行業競爭狀況進行實證分析所采用的模型主要有Iwata模型、Bresnahan-Lau模型、Panzar-Rosse模型等,其中Panzar-Rosse模型是目前運用最廣泛的一種方法。Shaffer(1982)最先采用Panzar－Rosse模型對紐約銀行業進行了實證檢驗,研究發現樣本期內紐約銀行業的市場結構表現出壟斷競爭的特點且具有可競爭性,其??H??值(總收益對總投入要素的變動彈性)在0.32～0.36波動［5］。其他一些學者譬如Nathan和Neave(1989)［6］以及Lloyd-William等［7］也采用類似方法對加拿大和日本銀行業進行了實證分析,研究結果表明這兩個國家銀行業的市場結構都呈現出壟斷競爭的特點,而且競爭程度還比較高。此后,學者們紛紛運用相似方法對歐美等銀行體系比較成熟的銀行競爭狀況進行了實證研究,他們的研究結論基本相似,即盡管各個國家銀行業結構存在差異,但其銀行業在大多數年份都表現出壟斷競爭的特點,而且隨著銀行國際化步伐的加快,國內銀行面臨市場參與者的類型和數量不斷增加的狀況,其銀行業的競爭程度有所提高。近期,有學者開始考察東南歐轉型國家和拉美新興國家銀行業的競爭狀況,Gelos和Roldos(2004)對1994—1999年拉美新興國家和蘇東轉型國家銀行業競爭程度進行研究,發現幾乎所有這些國家的銀行業都處于壟斷競爭當中［8］。而E.Mamatzakis等在此基礎上進一步發現隨著銀行自由化不斷發展以及外資銀行的不斷進入,這些轉型國家和拉美新興國家銀行業的競爭程度也在不斷增加［9］。

近年來,我國學者對中國銀行業競爭狀況開展了較為廣泛的研究,他們主要采用傳統的結構分析法對我國銀行業的市場結構和績效以及銀行業的集中度、效率和規模經濟等方面進行了較深入的探討［10-12］。但是采用非結構分析法的研究則相對較少,只有葉欣等(2001)［13］、趙子銥等(2005)［14］對我國銀行業市場競爭結構進行了計量實證分析,黃雋(2007)采用非結構法中的Panzar-Rosse模型,對韓國、中國臺灣和中國大陸的銀行業市場競爭程度進行測量,并研究了競爭、集中與銀行數量之間的關系［15］。本文試圖建立起更好的衡量銀行業有效競爭的模型,通過加強對中國銀行業相關變量和數據的分析、挖掘和提煉,提高對銀行業有效競爭進行數量分析的水平和精確度,并從漸進的銀行業改革過程中分析影響銀行業競爭的因素,以進一步增強對銀行業有效競爭的政策框架和有效性的理解。

二、Panzar-Rosse模型介紹

Panzar-Rosse模型是由Panzar和Rosse在1977年首次提出,并在1982年和1987年不斷完善形成的銀行業競爭模型。該模型沒有采用結構性指標,而是運用一般均衡的銀行市場模型,通過衡量銀行單位投入要素價格變動引起均衡收益的變化程度來分析市場結構和競爭程度。其中Panzar-Rosse模型有四個假設前提:①銀行是在長期均衡的環境中運作;②銀行的行為受到其他銀行行為的影響;③銀行的成本結構是同質的,而且其生產函數服從收益規模不變的生產函數;④在不同的市場條件下,銀行采取的成本投入策略對產出的定價會產生影響［15］。

具體而言,假設銀行的收益函數為:??R=R(w,z),其中w為銀行投入要素的m維向量,z為銀行收益函數的外生變量,每家銀行為了實現最大化利潤,其采用的經營策略為:?И?R′??i(x??i,n,z??i)-C′??i(x??i,w??i,t??i)=0[FH](1)?И?其中,R′??i代表銀行i的邊際收益,C′??i代表銀行i的邊際成本,x??i表示銀行i的產出,n為銀行數量,w??i為銀行i投入成本的m維向量,z??i為銀行收益函數的外生變量,t??i為銀行成本函數的外生變量。在市場長期均衡的狀態下,銀行的數量及行業的供給處于穩定的狀態,并與市場需求相吻合,因此有:?И?[FC(]R??*??i(x??*,n??*,z)-C??*??i(x??*,w,t)=0

??i,i=1,…,n??*[FH](2)[FC)]???Т?*號變量代表均衡值。在此基礎上,??Panzar和Rosse??用H表示總收益對總投入要素的變動彈性,??H=??[DD(;]m[]k=1[DD)][SX(]??R??*??i[]??w??ki[SX)][SX(]w??ki[]R??*??i[SX)],??他們證明了不同的H值反映了不同的市場結構和競爭程度。具體而言:當H≤0時,銀行業市場結構為完全壟斷市場或者短期的寡頭壟斷市場,因為在壟斷市場長期均衡時的均衡投入和均衡產出已經達到最優點,新增投入要素的邊際成本大于平均收益,反而會使總收益減少,H值為負;當H=1時,銀行業市場結構為完全競爭市場,因為在完全競爭市場長期均衡時邊際成本、邊際收益、平均成本與平均收益均相等,新增投入要素仍然可以保持最優產量,總收益不變,H值始終為1;只有當0＜H＜1時,銀行業市場結構為壟斷競爭市場,由于銀行自由進出行業并可以選擇最優規模,新增投入要素的產量和價格水平使得總收益大于變動成本,H值會繼續保持在0～1之間,并且隨著市場競爭程度提高,H值更接近于1。

在具體實證研究當中,對H統計量的回歸估計通常都是采用中間法將資產收益率對三種投入要素(存款、勞動力和資本)及其他影響因素進行回歸,得到的資產收益率對三種投入要素進行回歸的相關系數之和即為H統計量的值?；貧w公式通常為:?И?[FC(]??lnROA????it=[]h??0+h??1??lnPF????it+h??2??lnPK????it+

三、樣本選取、估計與分析

1.指標、計量模型和數據

根據Bikker和Haaf(2000)、H.SemihYildirim(2003)以及Boutillier等運用Panzar-Rosse模型對銀行業競爭有效性進行的實證研究,筆者構造出檢驗我國銀行業市場競爭狀況(??H??值)的回歸方程如下:?И?[FC(]??lnROA????it=[]h??0+h??1??lnPF????it+h??2??lnPK????it+

h??3??lnPL????it+a??1??lnAS????it+

a??2??lnRI????it+a??3??lnOP????it+ε??it[FH](4)[FC)]?И?其中,ROA為總資產收益率,根據“總收益/總資產”計算得出;PF、PK、PL分別為資金投入、資本投入和人力投入,分別由“利息支出/總存款”、“固定資產折舊/年度固定資產凈值”、“工資總額/職工人數”計算得出,但由于現有的公開資料中,多數中國的銀行并不提供職工工資和福利支出、固定資產折舊等具體數據,而將其歸入財務報表的營業費用中,所以本研究選用營業費用替代人力成本和固定資產成本的支出總額。這樣既可反映人力資本和固定資產的成本支出,又可避免使用估計值或均值引起的誤差之類問題的發生。同時,經統計發現職工人數和固定資產凈值與銀行總資產顯著相關,所以使用總資產額替代營業投入總額,并將資本投入和人力投入合并為一種統一的投入要素計作PO,由“營業費用/總資產”計算得出［16］。此外,AS為銀行的總資產,用來代表銀行的規模,RI和OP為影響銀行績效的綜合因素,分別由“總貸款/總存款”和“權益/總資產”計算得出,經過修正的回歸方程為:?И?[FC(]??lnROA????it=[]h??0+h??1??lnPF????it+h??2??lnPO????it+

a??1??lnAS????it+a??2??lnRI????it+

a??3??lnOP????it+ε??it[FH](5)[FC)]?ИЪ煅槲夜?銀行業市場競爭狀況用??H表示,H=h??1+h??2(h??1為資金投入的系數,h??2??為資本與人力投入合并為一種統一的投入要素的系數)。本文選取我國14家銀行作為研究對象,以它們作為整個銀行業的代表,即中國工商銀行、中國銀行、中國農業銀行、中國建設銀行、中國交通銀行、中信實業銀行、光大銀行、華夏銀行、民生銀行、廣東發展銀行、深圳發展銀行、招商銀行、福建興業銀行、上海浦東發展銀行。樣本期間為1995—2006年,為了更直觀地看到2002年以來我國銀行業開放對銀行競爭的影響,本文特別將樣本期間分為1995—2001年和2002—2006年兩部分,并分別進行了回歸計算,實證基礎是截面和時間序列的面板數據,樣本所包含的銀行在個別年份的數據資料存在缺失,整體上為非平衡面板數據,本文數據除特別說明以外,均來自1996—2007年的《中國金融年鑒》和bankscope數據庫。

2.面板數據的檢驗結果

由于本文數據是面板數據,誤差項中可能同時包含有時間差別(時間影響)和個體差別,但是中國銀行業遵循的是一條漸進式改革路徑,現實中變化的經濟環境或不同的社會經濟背景等因素并沒有導致反映經濟結構的參數隨著橫截面個體的變化而變化的情況。因此本文假定誤差項中滿足時間一致性,并且本文假定個體在截距上的差異是固定的、非隨機的,由此本文模型就可以歸結為變截距固定影響模型。但由于變截距固定影響模型中的隨機誤差項可能會同時帶來異方差和序列相關的問題,因此本文采用似不相關回歸(seeminglyunrelatedregression,簡稱SUR)進行檢驗加權,并對模型進行相應的廣義最小二乘法(generalizedleastsquared,簡稱GLS)估計。主要步驟為:先估計系數,然后計算GLS的轉換權重,之后在加權數據的基礎上重新估計,直至系數和權重收斂為止。在采用SUR進行檢驗變截距固定影響模型時,選擇估計權重協方差的方差結構有兩種:個體成員截面SUR(cross-sectionSUR)和時期近似SUR(periodSUR)。其中,前者要求時期個數必須大于截面成員個數,后者則相反。在本文的樣本中,由于銀行截面數據有14個,大于時期數12。因此,變截距固定影響模型在實證中采用時期近似SUR加權檢驗并進行GLS回歸估計,回歸的結果詳見表1和表2

四、對實證結果的進一步解釋

在漸進式的銀行業改革過程中,不同的改革措施和制度框架對各種市場主體的激勵存在明顯差異,也對銀行業競爭程度產生不同的影響。以下將主要探討1995年以來,特別是2001年入世后促使我國銀行業競爭程度發生變化的影響因素。

1.[ZK(]1995年以來我國商業銀行結構改變的影響因素

從20世紀80年代初開始,我國政府為了建立一個競爭而有效的銀行體系采取了一系列改革措施,其中1995年我國先后頒布了《人民銀行法》和《商業銀行法》,對于提升我國銀行業的可競爭性具有至關重要的意義,因為這兩部法律確立了市場經濟下商業銀行的運行模式,為建立現代銀行體系提供了法律依據。從此,我國商業銀行特別是四大國有銀行(中國工商銀行、中國建設銀行、中國農業銀行、中國銀行)在通過累計置換、剝離不良資產進行注資的同時,進一步優化了銀行治理的組織架構,采取了諸如明確決策規則和程序,形成有效的激勵約束機制,實施科學的銀行治理績效評價等方法逐步提升了銀行的市場競爭能力,極大地改善了四大國有銀行效率不高的狀況。與此同時,從20世紀90年代后半期開始,我國股份制商業銀行也逐漸壯大起來,它們在企業年金、信用卡、中小企業貸款、貿易融資、理財等諸多新興業務領域與四大國有銀行展開競爭,通過不斷創新金融產品,提高金融服務質量,在銀行市場變革中建立起有利的競爭優勢,從而極大地改善了我國銀行業的市場結構,提升了我國銀行業競爭的有效性。

2.2002年以來我國商業銀行競爭增強的影響因素

加入WTO后,按照我國銀行業對外開放的承諾,在五年的過渡期內逐步取消對外資銀行的限制,開放的壓力深刻地影響著銀行業的發展,直接上市融資和外資銀行參股成為中國銀行業展開競爭的主要手段。具體表現為以下幾個方面。

第一,直接上市融資。2002年以來,中國政府鼓勵一些規模較大和健康發展的銀行在大陸和海外上市發行股票,2005年,中國建設銀行引入美國銀行、亞洲金融等戰略投資者,并在香港成功上市,中國銀行和中國工商銀行也同樣引入戰略投資者,并分別于2005年和2006年上市。此外,2007年南京銀行、寧波銀行、北京銀行等幾家財務狀況優良的城市商業銀行相繼上市?？梢钥闯?我國商業銀行實施“商業化—股份化—上市”的改革模式,這種重大轉折推動銀行業有效競爭走向了更深的層次。通過這種上市募股引入更多外資戰略投資者及金融資本的方法,有利于提高我國商業銀行的資本充足率,突破制約業務發展的資本瓶頸,還可以借助國際戰略伙伴的專業知識和技能幫助中國的商業銀行借鑒先進的公司治理理念,進行規范的公司制改組,建立并完善符合現代企業制度要求的現代商業銀行治理制度及經營管理機制,進一步增強商業銀行的治理能力和競爭力。

第二,外資銀行參股。在金融全面開放前的過渡時期內,由于外資銀行依然不能在中資銀行當中完全控股,于是紛紛收購一些城市商業銀行和股份制銀行的股份,逐步在中國發展其銀行網絡,或者通過對中國的銀行進行戰略投資而進入中國市場,譬如:2005年法國巴黎銀行與南京商業銀行簽署協議,購得該行19.2%的股權,成為第二大股東;德意志銀行聯手薩爾•奧彭海姆銀行購入華夏銀行13.98%的股權等。總的來說,吸引外資銀行參股對于優化中國銀行業市場結構具有重要意義,外資銀行自身相對成熟的經營方式、先進的管理水平和以顧客為中心的經營理念將為我國商業銀行注入新的活力,有利于增強其自身業務的創新能力和資產運作能力,擴大經營范圍和業務規模,進而逐步減少原四大國有商業銀行的市場份額,削弱其壟斷地位,使得中國銀行業更有競爭性。

五、促進中國銀行業競爭

的一些建議

由于增強我國銀行業競爭所涉及的參與者主體眾多,而且各種參與者的激勵結構不同,所以加強市場競爭有效性的改革措施也更加復雜。因此,本文提出以下幾條建議作為今后改革的重點。

第一,積極推進政策性銀行商業化。隨著我國經濟發展,政策性銀行實現職能調整和機構轉型的條件日益成熟,我國政府應該盡快通過市場化的方式,在適時降低其政策性含量的同時,對其業務功能逐漸實行多元化的經營特許,不斷提升其內部治理水平和管理透明度,增強機構自身的信用意識,從而實現高效運營。通過政策性銀行改革可以逐漸改變我國政府長期對銀行業的行政管理模式,從而消除阻礙市場機制發揮作用的因素,為金融機構等經濟主體營造良好的金融發展環境,促進競爭性銀行市場的形成。

第二,增強市場準入的適度性。我國政府應該對銀行業市場準入條件進行限制,控制發放銀行營業執照的數量和對象,從而減少銀行經營決策的盲目性和隨意性,將市場競爭程度保持在適當的水平上。對風險管控能力強的銀行,可適當放寬市場準入門檻,在機構、業務準入方面給予更大的靈活性,積極支持其開展銀信、銀租和銀保合作及金融創新服務,推動其金融服務質量的改進和理財業務空間進一步拓展。對風險管控能力差的銀行,要限制其機構擴張和新業務拓展,以降低和防范可能帶來的風險,保持銀行業穩定。

第三,提高監管的專業性和有效性。在沒有良好的信息披露和存在完全政府擔保的情況下,增加競爭很容易導致銀行的過度冒險行為。因此我國政府必須在總體上加強金融監管,抓緊建立起支持《巴塞爾協議II》的監管法規框架,開展對商業銀行資本充足率的計算、運營風險的計算與管理等工作,完善銀行審慎監管水平,同時根據新時期銀行業對外開放的特征,加快外資銀行和中資銀行監管標準的統一及國內監管標準與國際監管標準的統一,進一步提高監管的效率和透明度,確保從多方面提高監管的專業性和有效性,為我國銀行業實現有效競爭提供有力保障。

參考文獻:

［1］GilbertRA.Bankmarketstructureandcompetition:asurvey［J］.JournalofMoney,Credit,andBanking,1984,11:617-644.

［2］BergerAN,HannanTH.Theprice-concentrationrelationshipinbanking［J］.ReviewofEconomicsandStatistics,1989,7:291-299.

［3］MolyneuxP,ThorntonJ.DeterminantsofEuropeanbankprofitability:anote［J］.JournalofBankingandFinance,1992,16:1173-1178.

［4］NewmanP,MilgateM,EatwellJ.NewPalgravedictionaryofmoneyandfinance［M］.NewYork:StocktonPress,1992:414-416.

［5］petitionconductanddemandelasticity［J］.EconomicLetters,1982,10:167-171.

［6］NathanA,petitionandcontestabilityinCanada''''sfinancialsystem:empiricalresults［J］.CanadianJournalofEconomics,1989,22:576-594.

［7］Lloyd-WilliamDM,MolyneuxP,petitionandcontestabilityintheJapanesecommercialbankingmarket［R］.Bangor:InstituteofEuropeanFinance,1996.

［8］GelosRG,RoldosJ.Consolidationandmarketstructureinemergingmarketbankingsystems［J］.EmergingMarketsReview,2004,5:39-59.[ZK)]

［9］MamatzakisE,StaikourasC,Koutsomanoli-petitionandconcentrationinthebankingsectorofthesoutheasternEuropeanregion［J］.EmergingMarketsReview,2005,6:192-209.

［10］秦宛順,歐陽俊.中國商業銀行業市場結構、效率和績效［J］.經濟科學,2001(4):34-45.

［11］劉偉,黃桂田.銀行業的集中、競爭與績效［J］.經濟研究,2003(11):14-21.

［12］高波,于良春.中國銀行業規模經濟效應分析［J］.經濟評論,2003(1):124-128.

［13］葉欣,郭建偉,馮宗憲.壟斷到競爭:中國商業銀行業市場結構的變遷［J］.金融研究,2001(11):79-85.

［14］趙子銥,彭琦,鄒康.我國銀行業市場競爭結構分析-基于Panzar-Rosse范式的考察［J］.統計研究,2005(6):69-73.

［15］黃雋.銀行競爭與銀行數量關系研究-基于韓國、中國和中國臺灣的數據［J］.金融研究,2007(7):78-93.

［16］petitionandcontestabilityincentralandeasternEuropeanbankingmarket［D］.Knoxville:UniversityofTennessee,2003.