入世后我國商業銀行競爭程度的實證分析

徐兆文　李豫澤

摘 要：加入WTO后，我國銀行業通過對外開放進一步引入競爭機制。而為保護銀行業免受沖擊，我國將2003-2006年作為銀行業對外開放的過渡時期。本文對我國銀行業2006年底全面開放前后的競爭程度變化進行實證研究，基于2003-2010年我國14家商業銀行的面板數據，首先借助市場結構分析法，然后使用非結構分析法中的Panzar-Rosse模型，得出隨著管制放寬我國銀行業競爭程度不斷提高的結論。本文為我國進一步放開銀行業市場提供理論依據，也為我國利率市場化提供決策支持。

關鍵詞：中國銀行業；市場結構；競爭程度；PR模型

一、引言及文獻回顧

從2002年至今，我國入世已有10年。考慮到我國銀行的承受能力，入世初5年，為我國銀行業面對外資銀行全方位進入市場前的準備時期。自2006年12月11日起，我國銀行業正式全面放寬對外資銀行的在華限制。那么，入世過渡時期結束前后，銀行業競爭參與者增加后，是否有效促進了我國銀行業市場的競爭？針對我國實際情況，銀行業的市場管制與競爭程度是否也存在理論上的正相關關系？本文以入世10年為寫作背景，通過探索，為我國在今后制定銀行業管制或放松相關政策時，提供導向作用。

國外對于銀行業結構的研究相對較多，最具代表性的研究如下：Shaffer（1982）最早采用Panzar-Rosse模型（以下簡稱P-R模型）對美國紐約銀行業市場進行了測度，得到其市場結構為壟斷競爭，而對應的H統計值在0.32-0.36之間。Bikker和Haff（2002）也利用P-R模型對23個工業化國家銀行業競爭情況進行了測量，并得到了這些國家的銀行業為壟斷競爭。國內對于銀行業市場結構的研究多以結構法和非結構法相結合闡述，而結構法中常用的指標均為市場集中率（CRn）和赫芬達指數（HHI），非結構法多集中于利用面板數據構造P-R模型得到H統計值來判斷市場結構情況。于良春（1999）較早采用CR4指標和HHI指標度量了我國銀行業1994-1997年的市場結構情況，并得到該時期銀行業市場呈現出四大國有銀行寡頭壟斷的結論。①

二、我國銀行業市場競爭度非結構法分析

（一）Panzar-Rosse模型理論假設

P-R模型是Panzar和Rosse在1977年首次提出，并在1982年和1987年不斷完善而發展起來的研究銀行業競爭狀況的模型。該模型是建立在企業會對生產要素價格變化來調整相應產品價格以適應所處的市場環境的假設下。因此，可以通過判斷收益與投入要素價格之間的彈性關系來判斷銀行所處的運營市場環境。P-R模型是牽涉多個市場的一般均衡的模型，因此其必須符合以下三點基本假設：

第一，以P-R模型作為研究對象的銀行必須要以利潤最大化的微觀經濟假設為前提。

H統計值是銀行收益相對于各個投入生產的要素價格彈性之和，這表示投入要素價格變化對銀行收入變化的影響程度。H統計值不同取值可以直觀表示企業從事生產經營的市場結構，分別為：完全競爭、壟斷競爭和完全壟斷。

第三，只有市場競爭達到長期均衡狀態才能用H統計值來估計整個市場結構，這樣也才能使得P-R模型的計量有意義。對此，可以用E統計值來衡量市場競爭是否已經達到均衡狀態。H統計值和E統計值取值情況和意義可見表1匯總。

（二）Panzar-Rosse模型實證分析

1.計量模型建立

根據Panzar和Rosse（1987）的模型，假設利息收入為銀行的產出，而利息收入與總資產之比（R）作為衡量銀行收益指標。銀行作為生產主體，假定在模型中所使用的投入要素分別為資金成本、勞動成本和資本費用，而這三者在現有銀行經營活動中難以直接獲得數據。那么可以用于衡量銀行生產的投入分別為：資金成本率（PF）、勞動力成本率（PL）、資本費用率（PK），這三者也作為自變量來影響銀行的最終均衡產出。

由于各銀行實際經營情況有所不同，因此在估計H統計值時，運用控制變量來更好地說明不同銀行之間的風險結構和整體規模。那么，采用的控制變量為：總資產（TA）、其他收入比率（NL）、總貸款占比（OI）、名義國內生產總值（GDP）、名義通貨膨脹率（CPI）。除此之外，進一步需要考慮國有商業銀行與樣本中其他類型銀行之間的差別，引入啞變量D，當為國有商業銀行時D=1，反之為0。各變量的具體含義和計算方法可見表5。對所有的變量均取自然對數形式，從而構成對數線性函數，對相應的對數線性函數做回歸分析。

2.實證結果及解釋

本文采用Eviews 7.0軟件進行相關模型的估計。在做回歸過程中將2003-2010年的數據分為2003-2006年的時期A和2007-2010年的時期B兩個子時期，從而對兩段時期的面板數據進行估計。對長期競爭均衡（2）式的估計結果如表3所示。

表3中的檢驗結果顯示，對（2）式的估計得出的E統計值做Wald檢驗，A和B子時期檢驗結果顯示均無法拒絕E統計值為0的原假設。因此，兩段時期內，我國銀行業市場已達到長期競爭均衡狀態。

在滿足長期均衡的條件下，按照（1）式所給出的對數線性方程做回歸分析，得到兩段時期的H統計值的結果估計如表4所示。

一方面，用2003-2006年數據所估計的（1）式做Wald檢驗，盡管檢驗得出的結果中可以拒絕H=1的原假設，即我國銀行市場是完全競爭的市場結構，但是無法拒絕H=0的原假設即市場是處于完全壟斷市場結構。究其內因，很有可能是在對外開放的過渡期內，我國對國內銀行實行的保護仍然導致了高壟斷的市場結構，但結合實際情況考慮，仍然要拒絕H=0的假設。所以，這個時期內的H統計值為0.1491仍然有效，這也表明我國市場結構剛從完全壟斷市場結構向壟斷競爭發展。

另一方面，相對于2007-2010年的檢驗結果而言，Wald檢驗表明我國銀行業即不為完全競爭市場也不為完全壟斷市場，因為F檢驗表明可以拒絕H=0（Wald檢驗對應P值在5%水平上顯著）和H=1（Wald檢驗對應P值在1%水平上顯著）的原假設。相應的，這段時期內的H統計值為0.2099。

最后，對比兩段時期的檢驗結果可以發現。在2003-2006年這段時期內，三種投入要素的系數除PF之外其余均為正數。而在2007-2010年內，三種投入要素對應系數均為正值。表明該時期隨著投入要素的增加，利息收入率呈現遞增趨勢。這兩個時期的PF系數轉變很有可能表明，在過渡時期內我國銀行業中存在著資金利用率低和配置方式不當的特點。在過渡時期結束以后，由于競爭的壓力驅使國有銀行不得不改善資金運營方式，從而帶來經營的改善。

綜上所述，H統計值在兩段時期內的提高也足以說明在過渡時期結束后。在外資銀行享有國民銀行同樣的待遇下，使得中資銀行對國內銀行業的控制程度的降低，也說明在放開管制后國有銀行業的市場集中度有所降低。

三、結論

正如與以上實證分析所得出的結果一致，過渡期結束放寬管制前后，外資銀行的進入打破了長久以來國有銀行在融通資金方面的控制權。一定程度的放松管制、引進市場競爭是促進銀行業效率提升的必要步驟。既然放寬管制與整個銀行業市場之間存在著正相關關系，那么對銀行業進一步放寬管制會使得利率市場化得到更進一步的推進。

注釋：

①CRn指市場中n家較大規模企業所占的市場份額。相對于我國銀行業而言，在計算CR4時，樣本中所選取的四家較大規模的銀行均指指四大國有商業銀行。

參考文獻：

[1]孫巍. 一個綜合視角下中國銀行業競爭與效率的實證分析[J]. 武漢金融，2011（07） .

[2]于良春，鞠源. 壟斷與競爭：中國銀行業的改革和發展[J]. 經濟研究，1999（08） .

[3]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）.

[4]陳穎. 外資銀行對我國銀行業的影響與對策研究[D].南昌大學，2008.