市場競爭能作為我國銀行公司治理的外部機制嗎？
——來自城市商業銀行的經驗證據

■魏 琪

市場競爭能作為我國銀行公司治理的外部機制嗎？
——來自城市商業銀行的經驗證據

■魏 琪

將股權結構納入市場結構與銀行效率關系的研究框架中，從公司治理角度分析市場競爭影響銀行經營效率的作用機理，并采用2005～2015年78家城市商業銀行的數據，研究市場競爭作為我國銀行公司治理外部機制的作用效果。研究發現：市場勢力越強的銀行其經營效率越高；市場勢力對銀行效率的影響程度不因股權結構而異。研究表明：市場競爭未能發揮我國銀行公司治理外部機制的作用。

市場競爭；公司治理；銀行效率

國家社科

“供給側結構性改革下銀行產權結構與信貸資金配置效率研究”（16CJY076）。

魏琪（1982-），四川南充人，博士，重慶工商大學財政金融學院講師，重慶銀行、西南大學博士后。

（重慶400067）

一、引言

近年來，我國銀行業圍繞市場結構和股權結構進行了大刀闊斧的改革。一方面，多層次銀行體系的建立、外資銀行的進入、民營銀行的設立等逐步改變了過去高度集中的銀行業市場結構；另一方面，引入境外戰略投資者、股份制改造、民間資本進入銀行業等使得銀行的股權結構進一步多元化。在此背景下，市場結構、股權結構改革是否有助于提升銀行資產配置效率是廣泛關注的話題。

雖然大量文獻分別對市場結構、股權結構與銀行經營行為的關系進行了研究（馬靜等2014；滿媛媛等，2015；章添香等，2016），但卻忽略了市場結構和股權結構在促進銀行效率提升中的交互作用，尤其是缺乏關于市場競爭影響銀行經營行為的內在機理和作用路徑的探討。外部競爭環境對銀行經營行為的影響一般須通過其內部決策機制得以實現，而股權結構是公司治理的基礎，從根本上決定了銀行的決策機制、經營模式以及行為方式。鑒于此，本文將股權結構納入市場結構與銀行效率關系的研究框架中，從公司治理層面理論分析股權結構、市場結構在促進銀行經營效率提升中的交互關系。在此基礎上，采用2005～2015年我國78家城市商業銀行（下稱：城商行）的數據，實證檢驗市場競爭作為銀行公司治理外部機制的作用效果。

二、文獻評述與研究假設

最好的壟斷利潤是過一種平靜的生活（Hicks，1935）。市場競爭與銀行效率關系的“平靜生活”假說認為，在競爭不充分的市場環境中，市場勢力較強的銀行其管理者不會追求利潤最大化的經營目標，而是關注如何設定較為有利的價格水平以獲取持續穩定的收入，藉此享受一種平靜的生活，降低了生產效率（Rhoades and Rutz，1982）。Berger and Hannan（1998）進一步闡釋了市場勢力抑制銀行效率的內在機理：第一，降低管理者控制成本的積極性；第二，以效率為代價減少內部沖突；第三，浪費資源以維持或獲取更大的市場勢力；第四，無效率的管理者或員工可能濫竽充數。但對于這一假說的實證研究并沒有得到一致的結論，既有支持“平靜生活”假說的經驗證據（Delis and Tsionas,2009；Zhang etal,2013），也有“平靜生活”不成立的實證結果（Maudos and De Guevara,2007），還有研究認為，市場勢力與銀行效率的關系依賴于效率的類型（程茂勇和趙紅，2011；Koetter etal,2012）。

“平靜生活”假說的實質是將市場競爭作為公司的外部治理因素，認為強化市場競爭能降低管理者的代理成本，從而提高銀行經營效率。現代公司治理理論表明，外部治理因素與內部治理機制相輔相成：一方面前者必須通過后者才能有效發揮作用，另一方面，后者的選擇依賴于前者。市場競爭與股權結構在公司治理中的互補效應理論①就公司治理而言，市場競爭與股權結構的關系主要表現為替代效應和互補效應。替代效應認為，市場競爭可以彌補股權結構在公司治理機制中的不足(Nickell,1996)。張湄(2010)在總結相關研究的基礎上發現，替代關系的證據主要來自市場經濟比較發達的工業化國家，互補關系的證據則來自經濟轉型過程中的發展中國家。認為，市場競爭影響企業績效的方式取決于企業的所有權屬性和預算軟約束程度，在國有企業中或存在預算軟約束條件下，市場競爭的治理效應較弱。大量經驗證據也支持了這一觀點（Estrin,2002；施東輝，2003）。然而，對于銀行業的“平靜生活”假說，無論是理論分析還是實證研究大多沒有將股權結構納入其分析框架，缺乏結合銀行內部治理特征探討市場競爭的外部治理作用。

本文認為，如果銀行業的“平靜生活”假說成立，那么市場勢力不僅與銀行效率具有負向關系，而且這種關系還會受銀行股權結構的調節。近年來，我國銀行業的股權結構改革取得了顯著效果，特別是引入境內外戰略投資者極大地改善了銀行的公司治理（宋增基等，2009），非國有股東控股有效強化了銀行的預算約束。以此而論，若市場競爭能夠作為我國銀行業公司治理的外部因素，則它對銀行效率的影響程度會因銀行股權結構而異：相對于國有控股銀行，非國有控股銀行具有更加完善的內部治理機制，這更有利于發揮市場競爭的外部治理作用，市場勢力對其效率的阻礙作用更大。基于以上分析，提出如下研究假設：

如果市場競爭能作為我國銀行公司治理的外部機制，那么市場勢力不僅抑制了銀行的經營效率，而且對非國有控股銀行效率的抑制程度將大于國有控股銀行。

三、研究設計

首先基于隨機前沿方法計算銀行的廣義Malmquist全要素生產率指數；然后用這一指數與市場結構變量建立回歸模型，分析市場競爭對國有與非國有控股銀行效率影響的差異；最后采用Bootstrap法檢驗這種差異的顯著性。

（一）廣義Malmquist全要素生產率模型

采用Malmquist全要素生產率指數（TFP）作為衡量銀行經營效率的指標。相對于技術、成本或利潤效率，TFP度量了實際投入產出與前沿面最佳投入產出的距離和效率的動態變化，是生產單位資源配置效果與持續發展能力的綜合反映。現有文獻主要基于數據包絡分析（DEA）方法計算TFP，但這種非參數方法存在將統計噪音視作無效率的缺陷。鑒于本文涉及了78家城商行11年的數據，不考慮隨機誤差影響的計算結果將有失偏頗，故采用隨機前沿分析（SFA）方法以更有效地測算銀行的TFP。

以Orea（2002）提出的超對數距離函數為基礎計算TFP，并以Coellietal（2005）的方法進行分解。

單產出多投入的超對數隨機前沿生產函數為：

式中，yit為第i個生產單位第t年的產出；xnit為第n個投入變量；t為技術變化的時間趨勢；β為待估參數；vit與uit分別為代表統計噪音的隨機誤差和反映生產無效率的單邊誤差。假定vit～N（0，σ2v），uit～N+（0，σ2it）且vit與uit獨立。

則，在兩個臨近時期（s與t），技術效率變化(TEC)、技術進步(TC)和規模效率變化(SC)分別為：

由此可得：TFP=TEC×TC×SC

（二）回歸模型

建立如下線性回歸模型以分析市場結構、股權結構對銀行效率的影響：

式中，marketit、ownershipit分別表示銀行市場競爭和股權結構變量；zmit為控制變量向量；eit為隨機誤差項。

為上述檢驗研究假設，本文按控股股東類型分組進行回歸分析。

（三）回歸系數組間差異檢驗

現有文獻主要通過在回歸模型中設置交叉項來分析不同情況下某因素對另一因素影響的差異，但這在本文中導致了嚴重的共線性。借鑒連玉君等（2008）的方法，本文采用自體抽樣法(Bootstrap)計算的經驗P值判斷市場競爭對國有與非國有控股銀行效率的影響是否存在顯著差異。具體步驟為：（1）對國有與非國有控股銀行分別進行回歸，計算市場競爭變量系數在兩者間的實際差異，記為d；（2）從原樣本中隨機抽取n1和n2個①n1、n2分別為原樣本中國有和非國有銀行觀測值數量。觀測值分別作為國有與非國有控股銀行樣本；（3）對這兩組樣本分別進行回歸，計算市場競爭變量系數在這兩組間的經驗差異，記為di；（4）重復第2、3步k次，計算經驗p值為di(i=1,2…k)大于d的次數占抽樣次數k的比例。

（四）變量選取

1.計算TFP的投入與產出變量

現有文獻選擇銀行投入、產出指標的方法主要有資產法、中介法和生產法。結合研究目的與數據可獲得性，基于中介法思想，本文定義投入變量為平均存款總額、平均資本總額和營業費用，分別代表資金投入、資本投入與運營投入；產出變量為營業收入，為凈利息收入與其他營業收入之和。

2.回歸模型中的變量

（1）股權結構。按第一大股東類型分為國有控股銀行和非國有控股銀行，并進一步將國有控股銀行分為地方政府直接控股銀行和通過國有法人控股銀行，將非國有控股銀行分為一般法人控股銀行和境外投資者控股銀行。本文按控股股東類型設置股權結構虛擬變量。

（2）市場競爭。遵循研究“平靜生活”假說的一般方法，采用勒納指數衡量銀行的市場勢力。勒納指數度量了價格對邊際成本的偏離程度，是測量行業競爭度的常用指標，該指數越高，表明銀行的市場勢力越強，行業的市場競爭度越低。其計算方式為：

其中，p為產出價格，等于總收入與平均資產總額之比；mc為邊際成本，通過如下超對數成本函數對資產總額的導數求得：

其中，C為成本總額；w1為運營投入價格，等于營業費用與平均資產總額之比；w2為資金投入價格，等于利息支出與平均存款余額之比；Q為產出數量，以平均資產總額表示；T為時間項；ε為隨機誤差項；a-g為待估參數。

則計算邊際成本為：

為避免市場勢力與銀行效率可能存在的內生性問題，對勒納指數進行一期滯后。

（3）控制變量。銀行經營效率不僅受市場競爭、股權結構的影響，還與經營環境、銀行自身特征等因素相關。借鑒國內外關于銀行效率的相關研究，選取地區金融深度、股東股權控制能力、銀行資本充足狀況、資產配置情況、業務多元化、資產規模、資產質量作為控制變量。

各類變量的定義和計算方式見表1。

（五）數據來源與變量描述

1.數據來源

選取2005～2015年我國城市商業銀行為樣本。銀行各項指標數據來源于bankscope數據庫，并以各城商行的年報對其進行校訂，以避免勾稽關系矛盾、報告錯誤以及重復計算等數據質量問題，確保本研究的嚴謹；宏觀經濟數據來源于各省（市、自治區）的統計年鑒。經篩選共獲得78家城商行556個觀測值，分布于除海南、西藏以外的29個省（市、自治區）。

2.變量描述

回歸模型中各變量的描述性統計見表2。

表1 變量定義與說明

表2 連續變量的描述性統計

表2 續樣本描述

總體而言，勒納指數呈先升后降的波動變化，雖然近兩年銀行業的市場結構有所改善，但整體上仍處于不完全競爭狀態。隨著市場化改革的深入，非國有股東控股的城商行逐年增多，樣本中由2005的6家增至2015年的22家，銀行業過去單一的股權結構明顯改觀。限于篇幅，對其他變量的統計特征文中不再贅述。

另外，從表2來看，各連續變量的方差均較大，為減少異常值的干擾，本文對它們均進行上下1%的winsorize處理。

四、實證結果與分析

（一）TFP的計算及分解

運用Frontier4.1估計式（1）并計算技術效率。結果顯示，式（1）的極大似然估計值為-20.947，大部分回歸系數顯著；變差率①變差率γ=σ2u/（σ2u+σ2v），表示單邊誤差占復合誤差的比重。為0.453，統計顯著；單邊誤差LR檢驗的統計量為57.362，大于5%顯著性水平下的臨界值，表明無效率項uit存在，模型效果較好。此外，2004～2015年城商行的平均技術效率為0.852，整體上呈逐年提高的趨勢。

由式（2）～（5）計算2005～2015年城商行的TEC、TC、SC和TFP，結果見表3。

表3 樣本期各類城商行年均TFP及其構成

從表3可以看出，樣本期城商行的TFP年均增長了1.577%，其中，技術效率年均提高0.276%，技術進步年均達2.448%，規模效率年均下降1.072%。由此可見，城商行TFP的增長主要源于技術進步和技術效率提升，而它們尚不具有規模經濟優勢，未能運營于最佳規模之上導致其規模效率下降。進一步分析發現，樣本期國有控股銀行的TFP略高于非國有控股銀行，且地方政府直接控股的銀行其TFP最高，這可能是因為國有控股特別是地方政府直接持股的城商行能獲得更多的政府控制的信貸資源（劉陽等，2012），如政府投融資平臺類貸款等，增加了營業收入，表現出相對較高的經營效率。

（二）回歸結果與分析

按全樣本、國有控股銀行樣本、非國有控股銀行樣本分別建立如式（6）的回歸模型，運用Stata12.0對各模型進行OLS估計，并采用Bootstrap法檢驗市場競爭變量的系數在各模型間是否存在顯著差異。

模型設定的Hausman檢驗顯示，各模型均宜采用固定效應形式。經Wald檢驗和Wooldridge檢驗發現各模型均存在顯著的異方差和組內自相關，因此，本文在OLS估計的基礎上，采用Hoechle（2007）建議的Driscoll-Kraay標準差計算穩健性t值①采用Wald檢驗和Wooldridge檢驗發現各模型均存在顯著的異方差和組內自相關，但采用Friedman、Frees以及Pesaran方法進行組間截面相關檢驗時均失敗。對于短面板和小樣本數據，實證文獻處理異方差、組內自相關和組間截面相關的一般方法是計算White一致性標準差、聚類穩健標準差、Newey-West標準差或Discoll-Kraay穩健性標準差。Hoechle(2007)運營蒙特卡洛模擬對這些方法進行比較時發現，當存在截面相關時，Discoll-Kraay標準差最優，當不存在截面相關時，聚類穩健標準差最優，但Discoll-Kraay標準差僅略有不足（slightly less adequate）。鑒于White一致性標準差和聚類穩健標準差不能同時處理異方差和組內自相關，而Newey-West標準差不適合本文的數據特征，故采用Discoll-Kraay穩健性標準差。。各模型的回歸分析及Bootstrap法檢驗結果見表4。

表4 市場競爭對銀行TFP的影響分析

從表4來看，各模型R2均較高，F檢驗顯著，且絕大部分變量的解釋能力較強，模型整體效果較理想。另外，模型中各變量的方差膨脹因子均小于10，表明不存在嚴重的共線性問題。對各變量與城商行TFP關系的分析如下。

1.市場競爭

在全樣本中，勒納指數的系數顯著為正，表明市場勢力越強的銀行其經營效率越高。在各子樣本中，勒納指數的系數均顯著為正，且系數組間差異檢驗的經驗P值大于10%，表明市場勢力對銀行效率的影響程度不因銀行股權結構而異。這與研究假設相反，說明“平靜生活”假說對我國商業銀行不成立，競爭的加劇沒有降低銀行管理者的代理成本，市場競爭未能作為銀行業公司治理的外部因素發揮作用。這可能是因為，雖然我國銀行業的股權結構和市場結構都得到了極大的改善，但銀行經營的市場化程度并不高，政府干預仍然比較嚴重，特別是人事任免的行政特征依舊明顯（祝繼高等，2012；李維安、錢先航，2012），競爭等市場因素對銀行管理層的約束程度較低，管理者通過增強市場勢力來維持平靜生活的動機較弱。②指Driscoll-Kraay標準差。

市場勢力與銀行效率的正向關系間接支持了“相對市場力量”假說，即在不完全競爭的市場環境中，市場勢力越強的銀行在應對經濟環境變化、獲得稀缺資源、影響政策實施以及市場價格制定等方面越具有優勢，能獲取更多的收益（徐忠等，2009），從而表現出更高的經營效率。

2.股權結構

控股股東性質和持股方式與城商行的TFP無明顯關系：表4中，國有控股變量的系數不顯著；進一步將地方政府控股和國有法人控股變量同時納入模型中，或將地方政府控股、國有法人控股、一般法人控股和境外投資者控股變量依次納入模型中，分析發現這些變量的系數同樣不顯著①限于篇幅，文中未予以報告，若需要，筆者將予提供。。這與之前的研究結論類似（王朝弟，2007；祝繼高等，2012），表明城商行單純改變控股股東性質或持股方式可能難以達到改善經營效率的效果。

3.其他變量

總體而言，地區金融深度與TFP負相關，其可能的原因是，經濟、金融發展好的地區是銀行業競爭的焦點，四大國有銀行和部分股份制銀行不僅占據了較大的市場空間（Zhang et al，2012），而且還具備較強的擴展能力，激烈的市場競爭不利于處于相對弱勢地位的城商行提高經營效率。第一大股東的股權控制能力與TFP正相關，集中的股權結構有助于協調股東之間，以及股東與管理層之間的利益沖突（Laeven and Levine，2009），提升了銀行效率。資本充足率對TFP具有抑制作用，這可能是因為樣本期城商行的資本充足率大多處于8%的監管標準之上，提高資本充足率的資產配置成本超過了控制風險的潛在收益，最終導致銀行效率損失。貸存比對TFP具有促進作用，在高利差的信貸環境中，銀行增加信貸投放能有效提高經營收益。業務多元化和資產規模均與TFP具有負向關系，表明近年來城商行盲目擴大經營規模和發展尚不具備競爭優勢的中間業務都造成了效率損失。此外，撥備覆蓋率與TFP呈正向關系，資產質量越高或信貸風險覆蓋得越充分的銀行其生產效率越高。

（三）穩健性檢驗

按第一大股東類型將國有控股分為地方政府直接控股和通過國有法人控股，將非國有控股分為一般法人控股和境外投資者控股，分別對它們進行回歸以檢驗研究結論的穩健性。限于篇幅，文中只報告了主要變量的分析結果，見表5。

表5 市場競爭對銀行TFP影響的分樣本分析

從表5可以看出，市場競爭變量的系數在各組樣本中均顯著為正，且組間系數差異均不顯著，表明市場勢力對銀行效率具有明顯的促進作用，但作用效果不因銀行股權結構而異。以上分析顯示本文的研究結論穩健。

五、結論與啟示

本文將股權結構納入市場結構與銀行效率關系的研究框架中，從公司治理角度理論分析了市場競爭影響銀行經營效率的作用機理，并采用2005～2015年78家城商行的數據，實證研究了市場競爭作為我國銀行公司外部治理機制的作用效果。研究發現：市場勢力越強的銀行其經營效率越高；市場勢力對銀行效率的影響程度不因股權結構而異。研究表明，市場競爭未能發揮我國銀行業公司治理外部機制的作用。

分析市場結構、股權結構與銀行效率的關系對當前我國銀行業市場化改革的深入具有一定的啟示：第一，雖然市場勢力有助于提升單體銀行的經營效率，但不完全競爭的市場環境卻不利于銀行業整體的持續和健康發展，我國銀行業改革仍需堅持激發市場的競爭活力。第二，促使市場競爭能夠作為銀行公司治理的外部因素，不僅需要持續改善銀行的股權結構和市場結構，而且需要不斷降低政府對銀行經營行為的干預，雙管齊下才能有效發揮市場機制的作用。

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F832.3

A

1006-169X（2016）12-0054-07