傅 強(qiáng),梁 巧

(重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院,重慶 400044)

在 Panzar-Rosse框架下,H統(tǒng)計(jì)值是 3項(xiàng)主要投入的價(jià)格變化對(duì)銀行總收益的彈性影響之和,即:

反映銀行業(yè)市場(chǎng)均衡的 H′統(tǒng)計(jì)量為:

基于 Panzar-Rosse模型的中國(guó)銀行業(yè)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)與競(jìng)爭(zhēng)的實(shí)證檢驗(yàn)

傅 強(qiáng),梁 巧

(重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院,重慶 400044)

文章基于 Panzar-Rosse模型研究了 2000年到 2007年之間中國(guó)金融業(yè)中銀行市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài),利用 H統(tǒng)計(jì)值法,測(cè)定 H值在 0.147 491～0.895 820之內(nèi),研究表明中國(guó)的銀行業(yè)仍處于壟斷競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài),并且從壟斷過(guò)渡到適度競(jìng)爭(zhēng)階段,銀行業(yè)需要更多的競(jìng)爭(zhēng)政策,以確保在中國(guó)金融市場(chǎng)的適度競(jìng)爭(zhēng)并促進(jìn)其發(fā)展。

Panzar-Rosse模型;競(jìng)爭(zhēng);H-統(tǒng)計(jì)值

一、引言

隨著中國(guó)銀行業(yè)的不斷改革、放松管制,中國(guó)的銀行業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)閲?guó)有商業(yè)銀行占主導(dǎo)地位,與股份制商業(yè)銀行、城市商業(yè)銀行、外資銀行并存且相互競(jìng)爭(zhēng)的局面。對(duì)銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與競(jìng)爭(zhēng)的實(shí)證研究主要集中在 2個(gè)方面:一是對(duì)銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性的測(cè)度;二是對(duì)銀行業(yè)結(jié)構(gòu)、競(jìng)爭(zhēng)與效率關(guān)系的檢驗(yàn)研究。對(duì)銀行業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)性的測(cè)度主要存在兩種方法:結(jié)構(gòu)法與非結(jié)構(gòu)法。結(jié)構(gòu)法包括集中度比率(CRn)、赫芬達(dá)爾指數(shù)(HH I)等。國(guó)內(nèi)于良春和鞠源曾用市場(chǎng)集中度和市場(chǎng)份額反映銀行的競(jìng)爭(zhēng)程度,對(duì)中國(guó) 4大國(guó)有商業(yè)銀行和股份制商業(yè)銀行的效率與市場(chǎng)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析[1]。但結(jié)構(gòu)法指標(biāo)只考慮銀行數(shù)量、規(guī)模等外在市場(chǎng)結(jié)構(gòu)性因素,并不能準(zhǔn)確測(cè)度銀行業(yè)市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度。一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家證明了行業(yè)結(jié)構(gòu)和競(jìng)爭(zhēng)程度之間不存在嚴(yán)格意義上的一一對(duì)應(yīng)關(guān)系,從而出現(xiàn)了非結(jié)構(gòu)法。非結(jié)構(gòu)法將市場(chǎng)結(jié)構(gòu)內(nèi)在化,通過(guò)估計(jì)競(jìng)爭(zhēng)價(jià)格的背離程度來(lái)度量市場(chǎng)內(nèi)廠商的競(jìng)爭(zhēng)行為,模型的檢驗(yàn)結(jié)果也更加準(zhǔn)確。非結(jié)構(gòu)模型用得最多的是 PR模型[2-3]。非結(jié)構(gòu)法下對(duì)競(jìng)爭(zhēng)的度量強(qiáng)調(diào)分析銀行的競(jìng)爭(zhēng)性行為,而不是使用關(guān)于市場(chǎng)結(jié)構(gòu)的外在信息。PR模型是測(cè)度銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)所使用的主要方法,該模型是基于簡(jiǎn)化的銀行收入函數(shù),通過(guò)總收入對(duì)投入要素價(jià)格變動(dòng)的彈性之和來(lái)反映銀行競(jìng)爭(zhēng)行為和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度。

目前國(guó)外已有不少學(xué)者在同一個(gè)國(guó)家或跨國(guó)運(yùn)用 PR模型對(duì)銀行業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度進(jìn)行了衡量。Shaffer最早采用 PR模型對(duì)紐約銀行業(yè)進(jìn)行了壟斷性檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn) H值在 0.32～0.36之間波動(dòng),并且認(rèn)為在長(zhǎng)期均衡里銀行的競(jìng)爭(zhēng)性行為不能用完全壟斷或者完全競(jìng)爭(zhēng)來(lái)簡(jiǎn)單刻畫[4]。Bikker和Haaf研究了23個(gè)工業(yè)化國(guó)家的銀行業(yè),通過(guò)比較國(guó)家間和不同類型的銀行,最終得出所研究的樣本是壟斷競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境[5]。Majid等驗(yàn)證 1998-2005年的馬來(lái)西亞銀行業(yè)為壟斷競(jìng)爭(zhēng)[6]。也有一些學(xué)者對(duì)發(fā)展中國(guó)家進(jìn)行研究。Buchs和Mathisen利用這個(gè)模型基于 8個(gè)非洲國(guó)家的銀行業(yè)的研究,發(fā)現(xiàn)除了科特迪瓦是壟斷外,其余的國(guó)家都處于壟斷競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)[7]。而研究過(guò)程中還發(fā)現(xiàn)了其他一些結(jié)論,如 Claessens和 Laeven通過(guò)研究 50個(gè)發(fā)展中國(guó)家的銀行 1994-2001年的數(shù)據(jù),得出 H值在0.60～0.80之間變化,表明這些國(guó)家處在不同程度的壟斷競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài),并發(fā)現(xiàn)競(jìng)爭(zhēng)程度與外資銀行的進(jìn)入等因素存在正相關(guān)關(guān)系[8]。國(guó)外這兩年也有一些新的文獻(xiàn)利用 PR模型對(duì)銀行業(yè)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)與競(jìng)爭(zhēng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。Kang H.Park檢驗(yàn)韓國(guó)商業(yè)銀行的 1992-2004年市場(chǎng)集中度、競(jìng)爭(zhēng),發(fā)現(xiàn)朝鮮銀行自金融危機(jī)后越來(lái)越集中[9]。他用 Panzar-Rosse模型的 H統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果表明韓國(guó)商業(yè)銀行業(yè)只在金融危機(jī)期間有短暫時(shí)段為完全競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài),其余時(shí)間都處于壟斷競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)。John Goddard和 John O.S.W ilson實(shí)證利用固定效應(yīng)模型(FE)、高斯混合模型(G MM)檢驗(yàn)加拿大等 6個(gè)國(guó)家銀行部門在 1998-2004期間的 H統(tǒng)計(jì)量,他認(rèn)為測(cè)量 PR模型 H統(tǒng)計(jì)量應(yīng)該使用動(dòng)態(tài)的收入方程,而不是靜態(tài)的,但這兩種方法測(cè)量的 H統(tǒng)計(jì)量都接近零[10]。Manthos D.Delis對(duì) 1999-2006年中歐和東歐國(guó)家銀行體系的競(jìng)爭(zhēng)條件利用 PR模型進(jìn)行實(shí)證研究,認(rèn)為這些銀行表現(xiàn)為競(jìng)爭(zhēng)和其他非競(jìng)爭(zhēng)特征,并認(rèn)為銀行收入大體上受銀行結(jié)構(gòu)和宏觀經(jīng)濟(jì)條件影響[11]。

在國(guó)內(nèi),運(yùn)用 Panzar-Rosse模型對(duì)中國(guó)銀行業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)的研究成果不多。首次使用 PR模型對(duì)中國(guó)銀行業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)結(jié)構(gòu)進(jìn)行檢驗(yàn)的是葉欣、郭建偉和馮宗憲,他們使用 2個(gè)簡(jiǎn)化的方程式,對(duì)中國(guó)商業(yè)銀行業(yè)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)特點(diǎn)進(jìn)了量化分析,樣本期為 1996-2000年,僅提出一個(gè) H單值 0.159,以說(shuō)明國(guó)內(nèi)銀行剛進(jìn)入壟斷競(jìng)爭(zhēng)的狀態(tài)[12]。趙子銥、彭琦和鄒康等人將研究樣本期擴(kuò)展為 1993-2003年中國(guó)銀行業(yè)市場(chǎng)面板數(shù)據(jù),構(gòu)造了適合中國(guó)的 PR模型,發(fā)現(xiàn)中國(guó)商業(yè)銀行業(yè)整體上處于壟斷競(jìng)爭(zhēng)型市場(chǎng)結(jié)構(gòu),競(jìng)爭(zhēng)程度有下降的趨勢(shì),4大國(guó)有商業(yè)銀行之間的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境具有接近完全競(jìng)爭(zhēng)型市場(chǎng)結(jié)構(gòu)的特點(diǎn);4大國(guó)有商業(yè)銀行之間的競(jìng)爭(zhēng)程度明顯高于 10家股份制商業(yè)銀行之間競(jìng)爭(zhēng)程度[13]。2008年朱雪華選取 1998-2006年作為中國(guó)銀行業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度的研究樣本期,從 3個(gè)層次上對(duì)中國(guó)銀行業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度進(jìn)行了實(shí)證分析,除了驗(yàn)證彭琦等人的結(jié)論外,還證明了中國(guó)銀行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)度經(jīng)歷了一個(gè)先上升后下降再上升的過(guò)程[14]。

與國(guó)內(nèi)已有的相關(guān)研究成果相比,本研究創(chuàng)新之處主要有幾個(gè)方面。首先,側(cè)重從銀行市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和競(jìng)爭(zhēng)性對(duì)中國(guó)銀行業(yè)展開研究,采用中國(guó) 16家銀行 2000-2007年的面板數(shù)據(jù) (panel data)構(gòu)建了適合于中國(guó)銀行業(yè)的 PR模型,模型變量比以往的文章多考慮一個(gè)啞元變量D,即上市變量指標(biāo),筆者認(rèn)為銀行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)與是否上市有關(guān)。有效的資本市場(chǎng)創(chuàng)造了競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)環(huán)境,為檢驗(yàn)銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)提供了一個(gè)重要的客觀指標(biāo)。此外,在國(guó)內(nèi)使用這個(gè)模型時(shí)一般引入人工占比 SR,筆者用銀行機(jī)構(gòu)占比來(lái)代替,這樣更能體現(xiàn)銀行規(guī)模。再者,衡量中國(guó)銀行業(yè)的均衡條件使用的模型考慮了銀行業(yè)利潤(rùn)有可能為負(fù)值的的情況,而國(guó)內(nèi)其他文獻(xiàn)經(jīng)常忽略這點(diǎn)。

二、Panzar-Rosse模型的實(shí)證理論

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(yè)競(jìng)爭(zhēng)模型。目前,一些研究使用這種方法定量評(píng)估發(fā)展中國(guó)家和轉(zhuǎn)型國(guó)家的銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度和市場(chǎng)結(jié)構(gòu)。他們發(fā)現(xiàn),壟斷競(jìng)爭(zhēng)是金融市場(chǎng)的最好描述。然而,在國(guó)內(nèi)運(yùn)用 PR的 H統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行對(duì)銀行業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)的研究案例極少。筆者使用 PR方法來(lái)衡量銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)水平,也稱為 H統(tǒng)計(jì)法。

Panzar和 Rosse進(jìn)行測(cè)試的市場(chǎng)力量的方法,無(wú)論是銀行競(jìng)爭(zhēng)激烈的市場(chǎng)還是使用一些壟斷權(quán)力的市場(chǎng),都可以用銀行的總收入作為它不斷變化的輸入價(jià)格進(jìn)行推斷分析。

在銀行的邊際收益等于邊際成本的情況下利潤(rùn)最大化:

H指數(shù)是通過(guò)衡量收益對(duì)各項(xiàng)投入價(jià)格的彈性大小來(lái)實(shí)現(xiàn)的[5]:Rosse和 Panza等人[2-3]證明了不同的 H值反映了不同的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和競(jìng)爭(zhēng)程度。

H統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可以用來(lái)確定 3個(gè)主要的市場(chǎng)結(jié)構(gòu),即 H≤0時(shí)屬于完全壟斷;H=1,屬于完全競(jìng)爭(zhēng);0

三、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)樣本采集

筆者所選取的樣本為中國(guó)的工商銀行、中國(guó)銀行、建設(shè)銀行、農(nóng)業(yè)銀行、交通銀行、中信實(shí)業(yè)銀行、光大銀行、華夏銀行、民生銀行、廣東發(fā)展銀行、招商銀行、上海浦東發(fā)展銀行、深圳發(fā)展銀行、興業(yè)銀行、恒豐銀行和浙商銀行共 16家銀行所構(gòu)成的銀行業(yè)市場(chǎng),樣本期為 2000-2007年,全部數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù) (panel data),根據(jù)《中國(guó)金融年鑒 》(2000-2007)、各年份銀行的年報(bào)、中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)、中國(guó)經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)資料匯總計(jì)算而來(lái)。

(二)模型的建立

假定所有的資金都是銀行的生產(chǎn)函數(shù)的投入。銀行使用 3個(gè)投入:人均費(fèi)用率 (PL)、資本費(fèi)用率(PK)和資金費(fèi)用率 (PF)。在 Panzar-Rosse模型的回歸分析模型中,作為因變量的銀行績(jī)效指標(biāo)一般選取如總資產(chǎn)利息收入率、總資產(chǎn)收入率、總資產(chǎn)利潤(rùn)率等,通過(guò)各項(xiàng)投入變動(dòng)價(jià)格彈性和其他控制變量的彈性大小引起的均衡收益的變化程度,來(lái)測(cè)度影響銀行績(jī)效的各因素的貢獻(xiàn)。

方程可寫成:

在 Panzar-Rosse框架下,H統(tǒng)計(jì)值是 3項(xiàng)主要投入的價(jià)格變化對(duì)銀行總收益的彈性影響之和,即:

sens和Leaven考慮到有些年份一些銀行的利潤(rùn)有可能為負(fù)值的理論和 PR模型關(guān)于市場(chǎng)均衡條件的論述[8],中國(guó)銀行績(jī)效決定的模型三和相應(yīng)的均衡條件檢驗(yàn)調(diào)整如下:

反映銀行業(yè)市場(chǎng)均衡的 H′統(tǒng)計(jì)量為:

當(dāng)H′=0時(shí),意味著金融市場(chǎng)長(zhǎng)期均衡,H′≤0為非均衡。

為進(jìn)行穩(wěn)定有效的控制面板的估計(jì),允許單位投入價(jià)格的系數(shù)隨著時(shí)間的推移而改變,控制非均質(zhì)性觀測(cè)。懷特用來(lái)研究異方差一致的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)和初步調(diào)查的數(shù)據(jù)表明,沒(méi)有任何嚴(yán)重的多重共線性。Wald測(cè)試是在用于競(jìng)爭(zhēng)模型的 F-分布之后以測(cè)試是否有計(jì)算出在統(tǒng)計(jì)上區(qū)別于 0和 1的 H統(tǒng)計(jì)值。

表 1 模型所用變量的解釋說(shuō)明

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果分析

考慮中國(guó)銀行業(yè)的實(shí)際情況,筆者選取了面板變截距的固定效應(yīng)模型。采用 Eviews5.0軟件進(jìn)行相關(guān)模型估計(jì)。由于中國(guó) 4大國(guó)有商業(yè)銀行與其他股份制銀行在市場(chǎng)上所處的地位及其經(jīng)營(yíng)機(jī)制的顯著差異,我們?cè)诨貧w分析時(shí)分兩種情況,即用全部 16家商業(yè)銀行分別對(duì) 2000-2007年及 2個(gè)子時(shí)期檢驗(yàn);4家國(guó)有商業(yè)銀行和其他的 12家股份制商業(yè)銀行的樣本進(jìn)行檢驗(yàn)對(duì)比。

表 2 2000-2007年 3個(gè)階段全部 16家商業(yè)銀行和分銀行種類的 Panel data Fixed Effects檢驗(yàn)結(jié)果

表2中R2值說(shuō)明模型方程解釋了總資產(chǎn)利息收入率 TIN T在 0.84～0.96范圍內(nèi)有變異,2000-2004年間的結(jié)果比后一個(gè)子時(shí)期更清楚地解釋了總收入的變化。F統(tǒng)計(jì)量在5%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)。大部分變量的 t值較顯著,說(shuō)明存在多重共線性,通過(guò)計(jì)算變量間的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù),我們發(fā)現(xiàn)變量間只存在弱的相關(guān)關(guān)系,絕大多數(shù)值都較小,A組相關(guān)系數(shù)最高的只有 0.010 588;B組為 0.012 157。因此這個(gè)模型是可靠的。從整體來(lái)看,2000-2007年的對(duì)應(yīng)的 p值均遠(yuǎn)小于 5%的顯著檢驗(yàn),即拒絕 2個(gè)時(shí)期的壟斷市場(chǎng)結(jié)構(gòu)或完全競(jìng)爭(zhēng)的假說(shuō)的。即接受了0

表 3 16家商業(yè)銀行 Panel data Fixed Effects模型均衡結(jié)果

銀行業(yè)的平衡用估計(jì)方程中 ROA的因變量評(píng)估 。在表 3中Wald對(duì)應(yīng)的 p值均小于 5%的顯著檢驗(yàn),在固定效應(yīng)模型中不拒絕 H′=0的原假設(shè),即銀行業(yè)在 2000-2004年和 2004-2007年這 2個(gè)時(shí)期存在長(zhǎng)期均衡,所以以上模型是可行的。

五、結(jié)論

筆者用 2個(gè)分期間即 2000-2004年和 2004-2007年期間分析了中國(guó)銀行業(yè)的 2000-2007年期間競(jìng)爭(zhēng)條件,調(diào)查結(jié)果表明,在 T INT方程中樣本期的 H統(tǒng)計(jì)數(shù)字的估計(jì)價(jià)值是 0～1之間,認(rèn)為中國(guó)銀行產(chǎn)業(yè)整體上處于壟斷競(jìng)爭(zhēng)型市場(chǎng)結(jié)構(gòu),且中國(guó) 4大銀行之間的競(jìng)爭(zhēng)比 12家中小股份制商業(yè)銀行之間的競(jìng)爭(zhēng)程度要高很多,而且市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度有上升的趨勢(shì)。這說(shuō)明這段時(shí)期銀行業(yè)以銀行為導(dǎo)向,通過(guò)大量的改革,結(jié)合經(jīng)濟(jì)發(fā)展與國(guó)際金融市場(chǎng),進(jìn)一步開放和充分撤銷管制,降低新興商業(yè)銀行設(shè)立分支機(jī)構(gòu)的進(jìn)入壁壘,民營(yíng)銀行的進(jìn)入以及外資銀行在分支機(jī)構(gòu)的設(shè)立和業(yè)務(wù)開展,有利于開展跨地區(qū)業(yè)務(wù)和壯大規(guī)模。

Wald試驗(yàn)在模型一中拒絕 2個(gè)時(shí)期的壟斷市場(chǎng)結(jié)構(gòu)或完全競(jìng)爭(zhēng)的假設(shè),也進(jìn)一步說(shuō)明 2000-2007年間中國(guó) 16家商業(yè)銀行處于壟斷競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)。

此外,資本費(fèi)用率和銀行資產(chǎn)信貸率對(duì)中國(guó)銀行績(jī)效有正向促進(jìn)作用。對(duì)績(jī)效有負(fù)向阻礙的因素有資金成本率、銀行的規(guī)模指標(biāo)和貸款呆帳準(zhǔn)備金占總貸款的比例,所以中國(guó)商業(yè)銀行提高績(jī)效應(yīng)該多關(guān)注銀行自身因素。

六、政策建議

目前中國(guó)銀行業(yè)應(yīng)降低不良貸款率,加強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)抵補(bǔ)能力,保證適度的貸款損失準(zhǔn)備充足率,增強(qiáng)銀行業(yè)盈利能力和效率,加大金融對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的支持。通過(guò)繼續(xù)推動(dòng)金融機(jī)構(gòu)制度創(chuàng)新、機(jī)制創(chuàng)新,深化改革,全面提升銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)核心競(jìng)爭(zhēng)力,努力調(diào)動(dòng)金融機(jī)構(gòu)支持經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)在動(dòng)力。同時(shí),注重加強(qiáng)監(jiān)管的國(guó)際與國(guó)內(nèi)合作,增強(qiáng)監(jiān)管工作的預(yù)見性、針對(duì)性和靈活性,牢牢把住風(fēng)險(xiǎn)底線,堅(jiān)決防止不良貸款大幅度快速反彈,有效促進(jìn)銀行體系穩(wěn)定健康發(fā)展,促進(jìn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快發(fā)展。

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An Empirical Study on China’s BankingMarket Structure and Competition Based on the Panzar-RosseM odel

FU Qiang,L IANGQiao
(College of Econom ics and Business Adm inistration,Chongqing University,Chongqing 400044,P.R.China)

This paper researches the banking market structure and competition status in China’s financial industry based on Panzar-Rosse model from 2000 to 2007 by using the H statisticsmethod.The H value tested is between 0.147 49 and 0.895 82.It shows that China’s banking sector is still in monopolistic competition state and the transition from monopoly to moderate competition,and the banking industry needs more competition policy in order to ensure proper competition in China’s financialmarket and promote its development.

Panzar-Rosse model;competition;the value of H-statistics

F832

A

1008-5831(2011)01-0024-06

(責(zé)任編輯 傅旭東)

2010-01-22

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(70501015)

傅強(qiáng)(1963-),男,重慶人,重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院教授,博士研究生導(dǎo)師,主要從事金融市場(chǎng)與證券投資、金融系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)管理與投資組合理論研究。