中银行业竞争有效性

摘要:以中国14家银行1995—2006年的一组数据为样本,利用非结构方法建立Panzar-Rosse模型对我国商业银行竞争的有效性进行了实证研究。研究结果表明:我国商业银行市场结构表现出垄断竞争的特点,但是竞争程度与国外银行市场结构相比还相对较低。我国应通过增强市场准入的适度性、提高监管的专业性和有效性等措施,促进我国银行业的高效稳健发展。

关键词:银行业;竞争有效性;市场结构;Panzar-Rosse模型

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

Keywords:bankingindustry;effectivecompetition;marketstructure;Panzar-Rossemodel

自从1995年《商业银行法》颁布以来,我国银行业改革取得了较大突破,特别是加入世贸组织以后,随着银行相关管制的放松和创新步伐的加快,银行业的竞争程度不断提高。针对银行业所特有的脆弱性和不稳定性,如何确保银行业稳健发展且具有竞争性就成为当前关注的一个重要问题。

本文将采用非结构方法中的Panzar-Rosse模型对我国银行业竞争的有效性进行实证研究,从而确定当前我国银行业市场结构的基本类型并探讨其背后的形成原因,以期为改善我国银行业有效竞争,促进我国资金配置效率的提高提供可行性建议。

一、文献综述

对银行业竞争状况的主要衡量方法可以分为两种:结构分析法和非结构分析法。结构分析法将传统产业经济学的结构分析框架引入银行业的实证分析当中,采用该方法的学者认为:影响银行行为和绩效等产业竞争状况因素可以由集中度、赫芬达尔指数等市场结构指标确定,银行市场的结构指标越高,竞争程度越弱。Gilbert(1984)首先运用SCP分析框架对美国银行业进行实证分析,其结果表明银行业的市场集中度与其获利能力之间存在正相关关系［1］。Berger和Hannan(1989)以1983—1985年美国银行业为样本,研究发现贷款利率与较高的市场集中度存在显著的正相关关系,并且市场集中度高的银行会利用它们的市场势力降低存款利率基点来获得租金［2］。Molyneux和Thornton(1992)考察了1986—1989年欧洲12个国家银行绩效的决定因素,他们发现银行的资产收益率(ROA)与市场上前10家最大银行所占市场份额存在显著的相关性［3］。其他一些学者也作过类似的实证研究,他们发现在赫芬达尔指数高的银行市场上,通常竞争程度都比较低,贷款利率表现出向下的刚性。另外,还有的学者提出银行业有效结构假说,对银行业集中度与利润率之间存在的这种因果关系提出质疑,他们认为:银行利润与市场集中度之间关系是源于具有较大市场份额的银行产生的效率而不是它的市场势力,即效率高的银行占有更高的市场份额,从而导致银行市场结构更加集中。

随着计量工具的发展创新,结构分析法存在的缺陷变得越来越突出,其中最大的问题在于它缺乏微观理论基础,忽视银行竞争行为。此外结构分析法中一个难以解决的问题就是如何恰当定义银行的市场以及用它来确定对集中度的测量,而且银行的多元化产品结构使这个问题更加复杂［4］,于是越来越多的学者开始采用非结构分析法对银行业竞争的有效性进行实证研究。

非结构分析法主要依赖于Baumol(1982)提出的“可竞争理论”,它更加注重对银行竞争行为的研究,强调决策者不需要对该国金融体系中银行是否在市场上占据主导地位而过多关注,只要银行市场是可竞争的,即使是在一个集中度较高、由几家大银行主导的银行业当中,也能实现有效竞争。非结构分析法对银行业竞争状况进行实证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模型是目前运用最广泛的一种方法。Shaffer(1982)最先采用Panzar－Rosse模型对纽约银行业进行了实证检验,研究发现样本期内纽约银行业的市场结构表现出垄断竞争的特点且具有可竞争性,其??H??值(总收益对总投入要素的变动弹性)在0.32～0.36波动［5］。其他一些学者譬如Nathan和Neave(1989)［6］以及Lloyd-William等［7］也采用类似方法对加拿大和日本银行业进行了实证分析,研究结果表明这两个国家银行业的市场结构都呈现出垄断竞争的特点,而且竞争程度还比较高。此后,学者们纷纷运用相似方法对欧美等银行体系比较成熟的银行竞争状况进行了实证研究,他们的研究结论基本相似,即尽管各个国家银行业结构存在差异,但其银行业在大多数年份都表现出垄断竞争的特点,而且随着银行国际化步伐的加快,国内银行面临市场参与者的类型和数量不断增加的状况,其银行业的竞争程度有所提高。近期,有学者开始考察东南欧转型国家和拉美新兴国家银行业的竞争状况,Gelos和Roldos(2004)对1994—1999年拉美新兴国家和转型国家银行业竞争程度进行研究,发现几乎所有这些国家的银行业都处于垄断竞争当中［8］。而E.Mamatzakis等在此基础上进一步发现随着银行自由化不断发展以及外资银行的不断进入,这些转型国家和拉美新兴国家银行业的竞争程度也在不断增加［9］。

近年来,我国学者对中国银行业竞争状况开展了较为广泛的研究,他们主要采用传统的结构分析法对我国银行业的市场结构和绩效以及银行业的集中度、效率和规模经济等方面进行了较深入的探讨［10-12］。但是采用非结构分析法的研究则相对较少,只有叶欣等(2001)［13］、赵子铱等(2005)［14］对我国银行业市场竞争结构进行了计量实证分析,黄隽(2007)采用非结构法中的Panzar-Rosse模型,对韩国、中国台湾和中国大陆的银行业市场竞争程度进行测量,并研究了竞争、集中与银行数量之间的关系［15］。本文试图建立起更好的衡量银行业有效竞争的模型,通过加强对中国银行业相关变量和数据的分析、挖掘和提炼,提高对银行业有效竞争进行数量分析的水平和精确度,并从渐进的银行业改革过程中分析影响银行业竞争的因素,以进一步增强对银行业有效竞争的政策框架和有效性的理解。

二、Panzar-Rosse模型介绍

Panzar-Rosse模型是由Panzar和Rosse在1977年首次提出,并在1982年和1987年不断完善形成的银行业竞争模型。该模型没有采用结构性指标,而是运用一般均衡的银行市场模型,通过衡量银行单位投入要素价格变动引起均衡收益的变化程度来分析市场结构和竞争程度。其中Panzar-Rosse模型有四个假设前提:①银行是在长期均衡的环境中运作;②银行的行为受到其他银行行为的影响;③银行的成本结构是同质的,而且其生产函数服从收益规模不变的生产函数;④在不同的市场条件下,银行采取的成本投入策略对产出的定价会产生影响［15］。

具体而言,假设银行的收益函数为:??R=R(w,z),其中w为银行投入要素的m维向量,z为银行收益函数的外生变量,每家银行为了实现最大化利润,其采用的经营策略为:?И?R′??i(x??i,n,z??i)-C′??i(x??i,w??i,t??i)=0[FH](1)?И?其中,R′??i代表银行i的边际收益,C′??i代表银行i的边际成本,x??i表示银行i的产出,n为银行数量,w??i为银行i投入成本的m维向量,z??i为银行收益函数的外生变量,t??i为银行成本函数的外生变量。在市场长期均衡的状态下,银行的数量及行业的供给处于稳定的状态,并与市场需求相吻合,因此有:?И?[FC(]R??*??i(x??*,n??*,z)-C??*??i(x??*,w,t)=0

??i,i=1,…,n??*[FH](2)[FC)]???Т?*号变量代表均衡值。在此基础上,??Panzar和Rosse??用H表示总收益对总投入要素的变动弹性,??H=??[DD(;]m[]k=1[DD)][SX(]??R??*??i[]??w??ki[SX)][SX(]w??ki[]R??*??i[SX)],??他们证明了不同的H值反映了不同的市场结构和竞争程度。具体而言:当H≤0时,银行业市场结构为完全垄断市场或者短期的寡头垄断市场,因为在垄断市场长期均衡时的均衡投入和均衡产出已经达到最优点,新增投入要素的边际成本大于平均收益,反而会使总收益减少,H值为负;当H=1时,银行业市场结构为完全竞争市场,因为在完全竞争市场长期均衡时边际成本、边际收益、平均成本与平均收益均相等,新增投入要素仍然可以保持最优产量,总收益不变,H值始终为1;只有当0＜H＜1时,银行业市场结构为垄断竞争市场,由于银行自由进出行业并可以选择最优规模,新增投入要素的产量和价格水平使得总收益大于变动成本,H值会继续保持在0～1之间,并且随着市场竞争程度提高,H值更接近于1。

在具体实证研究当中,对H统计量的回归估计通常都是采用中间法将资产收益率对三种投入要素(存款、劳动力和资本)及其他影响因素进行回归,得到的资产收益率对三种投入要素进行回归的相关系数之和即为H统计量的值。回归公式通常为:?И?[FC(]??lnROA????it=[]h??0+h??1??lnPF????it+h??2??lnPK????it+

三、样本选取、估计与分析

1.指标、计量模型和数据

根据Bikker和Haaf(2000)、H.SemihYildirim(2003)以及Boutillier等运用Panzar-Rosse模型对银行业竞争有效性进行的实证研究,笔者构造出检验我国银行业市场竞争状况(??H??值)的回归方程如下:?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为总资产收益率,根据“总收益/总资产”计算得出;PF、PK、PL分别为资金投入、资本投入和人力投入,分别由“利息支出/总存款”、“固定资产折旧/年度固定资产净值”、“工资总额/职工人数”计算得出,但由于现有的公开资料中,多数中国的银行并不提供职工工资和福利支出、固定资产折旧等具体数据,而将其归入财务报表的营业费用中,所以本研究选用营业费用替代人力成本和固定资产成本的支出总额。这样既可反映人力资本和固定资产的成本支出,又可避免使用估计值或均值引起的误差之类问题的发生。同时,经统计发现职工人数和固定资产净值与银行总资产显著相关,所以使用总资产额替代营业投入总额,并将资本投入和人力投入合并为一种统一的投入要素计作PO,由“营业费用/总资产”计算得出［16］。此外,AS为银行的总资产,用来代表银行的规模,RI和OP为影响银行绩效的综合因素,分别由“总贷款/总存款”和“权益/总资产”计算得出,经过修正的回归方程为:?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?银行业市场竞争状况用??H表示,H=h??1+h??2(h??1为资金投入的系数,h??2??为资本与人力投入合并为一种统一的投入要素的系数)。本文选取我国14家银行作为研究对象,以它们作为整个银行业的代表,即中国工商银行、中国银行、中国农业银行、中国建设银行、中国交通银行、中信实业银行、光大银行、华夏银行、民生银行、广东发展银行、深圳发展银行、招商银行、福建兴业银行、上海浦东发展银行。样本期间为1995—2006年,为了更直观地看到2002年以来我国银行业开放对银行竞争的影响,本文特别将样本期间分为1995—2001年和2002—2006年两部分,并分别进行了回归计算,实证基础是截面和时间序列的面板数据,样本所包含的银行在个别年份的数据资料存在缺失,整体上为非平衡面板数据,本文数据除特别说明以外,均来自1996—2007年的《中国金融年鉴》和bankscope数据库。

2.面板数据的检验结果

由于本文数据是面板数据,误差项中可能同时包含有时间差别(时间影响)和个体差别,但是中国银行业遵循的是一条渐进式改革路径,现实中变化的经济环境或不同的社会经济背景等因素并没有导致反映经济结构的参数随着横截面个体的变化而变化的情况。因此本文假定误差项中满足时间一致性,并且本文假定个体在截距上的差异是固定的、非随机的,由此本文模型就可以归结为变截距固定影响模型。但由于变截距固定影响模型中的随机误差项可能会同时带来异方差和序列相关的问题,因此本文采用似不相关回归(seeminglyunrelatedregression,简称SUR)进行检验加权,并对模型进行相应的广义最小二乘法(generalizedleastsquared,简称GLS)估计。主要步骤为:先估计系数,然后计算GLS的转换权重,之后在加权数据的基础上重新估计,直至系数和权重收敛为止。在采用SUR进行检验变截距固定影响模型时,选择估计权重协方差的方差结构有两种:个体成员截面SUR(cross-sectionSUR)和时期近似SUR(periodSUR)。其中,前者要求时期个数必须大于截面成员个数,后者则相反。在本文的样本中,由于银行截面数据有14个,大于时期数12。因此,变截距固定影响模型在实证中采用时期近似SUR加权检验并进行GLS回归估计,回归的结果详见表1和表2

四、对实证结果的进一步解释

在渐进式的银行业改革过程中,不同的改革措施和制度框架对各种市场主体的激励存在明显差异,也对银行业竞争程度产生不同的影响。以下将主要探讨1995年以来,特别是2001年入世后促使我国银行业竞争程度发生变化的影响因素。

1.[ZK(]1995年以来我国商业银行结构改变的影响因素

从20世纪80年代初开始,我国政府为了建立一个竞争而有效的银行体系采取了一系列改革措施,其中1995年我国先后颁布了《人民银行法》和《商业银行法》,对于提升我国银行业的可竞争性具有至关重要的意义,因为这两部法律确立了市场经济下商业银行的运行模式,为建立现代银行体系提供了法律依据。从此,我国商业银行特别是四大国有银行(中国工商银行、中国建设银行、中国农业银行、中国银行)在通过累计置换、剥离不良资产进行注资的同时,进一步优化了银行治理的组织架构,采取了诸如明确决策规则和程序,形成有效的激励约束机制,实施科学的银行治理绩效评价等方法逐步提升了银行的市场竞争能力,极大地改善了四大国有银行效率不高的状况。与此同时,从20世纪90年代后半期开始,我国股份制商业银行也逐渐壮大起来,它们在企业年金、信用卡、中小企业贷款、贸易融资、理财等诸多新兴业务领域与四大国有银行展开竞争,通过不断创新金融产品,提高金融服务质量,在银行市场变革中建立起有利的竞争优势,从而极大地改善了我国银行业的市场结构,提升了我国银行业竞争的有效性。

2.2002年以来我国商业银行竞争增强的影响因素

加入WTO后,按照我国银行业对外开放的承诺,在五年的过渡期内逐步取消对外资银行的限制,开放的压力深刻地影响着银行业的发展,直接上市融资和外资银行参股成为中国银行业展开竞争的主要手段。具体表现为以下几个方面。

第一,直接上市融资。2002年以来,中国政府鼓励一些规模较大和健康发展的银行在大陆和海外上市发行股票,2005年,中国建设银行引入美国银行、亚洲金融等战略投资者,并在香港成功上市,中国银行和中国工商银行也同样引入战略投资者,并分别于2005年和2006年上市。此外,2007年南京银行、宁波银行、北京银行等几家财务状况优良的城市商业银行相继上市。可以看出,我国商业银行实施“商业化—股份化—上市”的改革模式,这种重大转折推动银行业有效竞争走向了更深的层次。通过这种上市募股引入更多外资战略投资者及金融资本的方法,有利于提高我国商业银行的资本充足率,突破制约业务发展的资本瓶颈,还可以借助国际战略伙伴的专业知识和技能帮助中国的商业银行借鉴先进的公司治理理念,进行规范的公司制改组,建立并完善符合现代企业制度要求的现代商业银行治理制度及经营管理机制,进一步增强商业银行的治理能力和竞争力。

第二,外资银行参股。在金融全面开放前的过渡时期内,由于外资银行依然不能在中资银行当中完全控股,于是纷纷收购一些城市商业银行和股份制银行的股份,逐步在中国发展其银行网络,或者通过对中国的银行进行战略投资而进入中国市场,譬如:2005年法国巴黎银行与南京商业银行签署协议,购得该行19.2%的股权,成为第二大股东;德意志银行联手萨尔•奥彭海姆银行购入华夏银行13.98%的股权等。总的来说,吸引外资银行参股对于优化中国银行业市场结构具有重要意义,外资银行自身相对成熟的经营方式、先进的管理水平和以顾客为中心的经营理念将为我国商业银行注入新的活力,有利于增强其自身业务的创新能力和资产运作能力,扩大经营范围和业务规模,进而逐步减少原四大国有商业银行的市场份额,削弱其垄断地位,使得中国银行业更有竞争性。

五、促进中国银行业竞争

的一些建议

由于增强我国银行业竞争所涉及的参与者主体众多,而且各种参与者的激励结构不同,所以加强市场竞争有效性的改革措施也更加复杂。因此,本文提出以下几条建议作为今后改革的重点。

第一,积极推进政策性银行商业化。随着我国经济发展,政策性银行实现职能调整和机构转型的条件日益成熟,我国政府应该尽快通过市场化的方式,在适时降低其政策性含量的同时,对其业务功能逐渐实行多元化的经营特许,不断提升其内部治理水平和管理透明度,增强机构自身的信用意识,从而实现高效运营。通过政策性银行改革可以逐渐改变我国政府长期对银行业的行政管理模式,从而消除阻碍市场机制发挥作用的因素,为金融机构等经济主体营造良好的金融发展环境,促进竞争性银行市场的形成。

第二,增强市场准入的适度性。我国政府应该对银行业市场准入条件进行限制,控制发放银行营业执照的数量和对象,从而减少银行经营决策的盲目性和随意性,将市场竞争程度保持在适当的水平上。对风险管控能力强的银行,可适当放宽市场准入门槛,在机构、业务准入方面给予更大的灵活性,积极支持其开展银信、银租和银保合作及金融创新服务,推动其金融服务质量的改进和理财业务空间进一步拓展。对风险管控能力差的银行,要限制其机构扩张和新业务拓展,以降低和防范可能带来的风险,保持银行业稳定。

第三,提高监管的专业性和有效性。在没有良好的信息披露和存在完全政府担保的情况下,增加竞争很容易导致银行的过度冒险行为。因此我国政府必须在总体上加强金融监管,抓紧建立起支持《巴塞尔协议II》的监管法规框架,开展对商业银行资本充足率的计算、运营风险的计算与管理等工作,完善银行审慎监管水平,同时根据新时期银行业对外开放的特征,加快外资银行和中资银行监管标准的统一及国内监管标准与国际监管标准的统一,进一步提高监管的效率和透明度,确保从多方面提高监管的专业性和有效性,为我国银行业实现有效竞争提供有力保障。

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