外資銀行進入對我國銀行業競爭度影響的測度

孫 巍，滿媛媛

（吉林大學a.數量經濟研究中心;b.商學院，長春130012）

0 引言

隨著經濟全球化，世界金融業已逐步融為一體，中國金融業也進入了全面開放階段，銀行業市場主體的多元化促使我國銀行業競爭環境發生改變。金融業的開放會加速銀行業競爭的加深，也使銀行業的效率得到了提升。我國金融業的全面開放條件下外資銀行的進入是否會加劇銀行業的競爭，競爭的加劇是否會促進效率提高等問題都值得關注。

1 研究綜述

產業組織對銀行的理論和實證的研究方法中，對銀行業競爭度的測度結構分析的SCP分析范式認為，市場份額集中到少數企業意味著產業集中度越高，而高集中度的市場會促使市場份額高的企業通過壟斷勢力獲得更高的利潤，從而降低了市場競爭度和社會福利（Bain,1951）。SCP分析范式主要研究市場績效和市場力量之間的關系，在經驗性分析中一般會采用市場集中度指標CR和HHI來度量銀行業市場的競爭程度。Berger和Hannan（1989，1991）, Molyneux和Teppet（1993）、Williams et al（1994）、Berger（1995）和Hannan（1997）等都通過對不同國家的銀行業市場結構和市場績效進行了分析得出了不同結論。對于我國銀行業結構及績效的關系研究也在近幾年得到了學界的關注，趙旭等（2001）、陳敬學（2004）、孫巍等（2005）和鄒偉進等（2007）都以傳統的SCP范式為基礎對市場結構及績效的關系進行了深入的分析和研究。而SCP范式得到了很多學者的諸多質疑。Demsetz（1973）和Peltzman（1977）提出了有效結構假說（ESH假說），假定了市場結構與效率的反響因果關系。他們認為企業通過高水平的生產技術和管理技術等，內生性的決定了行業的市場結構，即高效導致了高集中度和高收益。而企業行為、績效及市場結構的是內生的，導致了經驗分析中由內生性引起的錯誤的參數估計。

對于銀行業競爭度的非結構分析的主要方法有Iwata模型（Iwata，1974），Bresnahan模型（Bresnahan and Lau，1982）和Panzar-Rosse模型（Panzar and Rosse，1987）?；赑anzar-Rosse模型的實證研究在非結構分析方法中為多數學者采用，PR模型假設投入要素的價格發生變動時，企業會根據市場結構的差異，采取不同的定價策略來實現企業利潤最大化。通過H統計量即收入對要素價格彈性之和來表示競爭度。Molyneux（1994）、Bikker和Haaf（2002）和Claessens和Laeven（2003）等都利用PR模型對銀行業競爭度與效率之間的關系進行了研究。國內的一些學者通過PR模型對我國銀行業競爭度進行了實證研究，葉欣（2001）、趙子銥（2005）、黃雋（2007）、李偉等（2008）、殷孟波（2009）和王曉楓（2010）都得出了我國銀行的市場結構與效率的關系。但PR模型作為一個比較靜態分析框架，僅關注了企業收益和各種要素投入價格之間的關系決定了競爭度，卻沒有考慮決定競爭度的需求因素。這種回歸分析會造成嚴重的內生性問題（Bresnahan，1989），因此不能說明銀行總收益和各種投入要素價格之間的因果關系。

除此之外還有推測變分模型的對市場競爭的研究，是Bresnahan（1982）和Lau（1982）在古諾模型的研究基礎上提出的。企業以利潤最大化為目標，追求邊際收益等于邊際成本，通過反映邊際成本與競爭價格背離的推測變分來測定銀行的競爭度，而需求和供給共同決定了競爭度。CV模型克服了SCP和PR模型的內生性問題。國外的學者Shaffer（1993）、Suominen（1994）、Neven（1999）、Toolsema（2002）、Cetorelli（2003）、Canhoto（2004）對各國銀行業市場的存款、貸款、消費信貸及總資產等通過CV方法檢驗了銀行市場結構。雷震等（2009）根據我國30個省1994-2006年的數據，采用CV方法分析了我國存貸款市場，發現其處于完全壟斷和古諾均衡之間的市場競爭度，而貸款市場的競爭度高于存款市場。對我國銀行業以數量競爭為特征的CV模型能更好的刻畫我國利率管制背景下的競爭行為。本文通過借鑒CV方法考察我國銀行業的市場競爭及其變化趨勢，在此基礎上，通過實證分析檢驗外資銀行進入對銀行業競爭度的影響。

2 我國銀行業競爭度測度

2.1 推測變分模型

在同質產品及產量選擇的基礎上，企業推測競爭對手的行為并依據這種推測選擇行為。反需求函數是：

企業的數量為n，使qj是企業j的供給量。總供給D就是各個企業供給之和。

我們假設每個企業都是追求利潤最大化的，因此定義πj=Rj-Cj，這里Rj和Cj分別是總收益和成本，利潤最大化的條件可以表示為

這里我們稱γj為推測變分，這個比率表示的是當j增加自己的供給量得時候其他企業供給量的變化率。結合以上分析得到利潤最大化的均衡條件為

這里mcj是邊際成本dCjdqj。將（4）式兩邊同乘qj，將市場中n家企業加總可得：

重新整理，可得

這里的研究是針對整個銀行業市場的，假設各銀行的邊際成本相同，則模型可以變為：

這種形式和研究產業競爭度的Lerner指數的形式類似，模型的估計需要求出市場均衡價格、邊際成本，赫芬達爾指數及需求的價格彈性，即可得到推測變分的值，從而確定市場的競爭度。目前銀行業的利潤中的主要來源仍然是利息收入，因此可以把銀行業市場中貸款作為研究市場競爭的總需求。

2.2 銀行業貸款需求函數的估計

本文根據《中國金融統計年鑒》選取了中國銀行業14家商業銀行①包括工商銀行、農業銀行、中國銀行、建設銀行、交通銀行、興業銀行、華夏銀行、廣東發展銀行、深圳發展銀行、招商銀行、浦發銀行、民生銀行和中信銀行。。這些銀行均為全國性銀行，其資產總額和存貸款份額占據了我國銀行業的90%，基本代表了行業內的競爭狀況。影響銀行業貸款需求的因素較多，利率的變動可以對貸款需求產生一定的影響，國內的投資也是貸款需求的主要來源，隨著金融信貸業的發展居民消費的增加也是貸款需求有一定的增加，綜合以上因素可以將銀行業貸款的函數形式可以寫為：

在（7）式中，invest表示年固定資產投資總額，cons表示居民年平均消費，Ql為貸款需求總額，rl為平均貸款利率，φl為隨機繞動項。通過方程（8）的結果得到需求的價格彈性后，帶入方程（6）式中，可以計算出銀行業市場的推測變分值。

根據《中國金融統計年鑒》、《中國統計年鑒》及各家銀行年報數據選取14家銀行1998～2010年間的數據估計出貸款方程的回歸結果從回歸方程的結果來看，R2統計量為0.995334，擬合度非常好，可以看到基本找到了影響貸款的重要因素，采用white檢驗方法對方程進行異方差檢驗，其p值大于0.05，說明模型不存在異方差性，Durbin-Watson檢驗值的結果1.393989說明方程可能存在正的序列相關。根據LM檢驗的結果可知模型的隨機誤差項存在二階自相關，采用廣義差分法使模型變如表1。

對模型的重新估計的結果為：

表1 1998～2010年貸款方程回歸結果

采用廣義差分方法對模型（9）的重新估計的結果中，R2統計量為0.995334，及Durbin-Watson檢驗值2.235964結果都較為理想，根據以上模型結果可以得到貸款需求的價格彈性即為-0.318604。

2.3 成本函數的估計

為了估計推測變分的模型結果我們要知道貸款的邊際成本函數，經濟學中認為邊際成本是多生產一單位產品所帶來的成本的增加，因此這里成本函數假設為貸款需求的函數，從而可以得到邊際成本值，模型具體形式如下：

為了對14家銀行平均的邊際成本進行估計，可以采用面板數據的方法進行時間序列上多個截面數據進行估計。確定模型的具體形式，需要通過Hausman檢驗來確定個體影響與解釋變量是否相關。通過檢驗得到Hausman統計量的值為7.978599，相對應的概率為0.0048，說明檢驗結說明成本函數的估計應采用固定影響回歸模型。首先進行面板模型的單位根檢驗，確定選取的序列是否是平穩的時間序列，ADF檢驗結果發現成本的一階差分平穩，貸款的二階差分是平穩的。

Engle和Granger指出兩個或多個非平穩時間序列的線性組合可能是平穩的。存在非平穩時間序列的面板數據模型可以通過面板協整檢驗來確定其是否存在協整關系。通過Kao的協整檢驗確定其殘差的單位根檢驗結果P值接近于0，因此該模型的線性組合是平穩的。

此外為了消除固定影響變截距模型的不同個體成員之間同時洗的隨機誤差項相關及異方差可以選擇近似不相關回歸模型（SUR），并為反映不同年份的邊際成本估計模型，選擇時點SUR方法進行估計，結果如見表2。

表2 1998～2010年銀行進入度影響模型回歸結果

模型的R2統計量為0.995334，D.W檢驗的值均比較理想，并參數估計結果顯著，可以采用參數估計的結果作為各年的邊際成本數據。

3 金融市場開放度對我國銀行市場競爭度影響的實證分析

3.1 基于推測變分的銀行競爭度測度結果

根據以上的模型分析及結果，我們可以通過貸款需求方程的結果及成本函數的結果及根據公式（7）的形式計算出我國銀行業1998～2010年的推測變分的具體數值，結果如圖1。

圖1 銀行業1998～2010年市場推測變分值

圖2 銀行業1998～2010年赫芬達爾指數值

通過圖2可以看到我國銀行業壟斷程度逐步降低，處于古諾模型及完全壟斷之間，市場結構趨于競爭，SCP范式的衡量市場結構的指標HHI逐漸下降。而CV的變化和其并不吻合，競爭度和集中度并不一致，不支持SCP假說。Demsetz（1973）和Peltzman（1977）的效率假說理論，均對SCP范式提出了質疑，認為一個效率較高的銀行將允許它以較低價格獲得市場份額，從而實現利潤最大化。銀行績效的內生變量包含了市場結構，銀行的高效率導致了高的市場結構的集中化結果。行業出現的差異是由寡頭壟斷市場中的利潤最大化問題造成的。在一個行業中存在多個不同規模的提供同種商品的商業銀行，故每個商業銀行的成本方程應包含企業規模差異的因素。本文采用CV作為競爭度測度指標是比較合理的。

3.2 外資銀行進入度對我國銀行業競爭度影響模型

本文旨在研究隨著金融業的全面開放外資銀行的進入是否就是造成我國銀行業競爭變化的原因，并且是否給中國銀行業帶來了效率的提升。模型以期驗證Claessen等認為的“外資銀行進入發展中國家后對商業銀行的效率改進效應與外資銀行進入的數量相關，而不與其市場份額相關?！钡慕Y論。本文通過模型的簡歷揭示外資銀行機構數量和資產市場份額對市場競爭度的影響，驗證外資銀行進入的是否存在競爭效應。模型形式如下：

其中CVt是銀行業市場的推測變分，n Nt代表外資銀行機構數與我國銀行機構數之比，FBTA/TAt是外資銀行資產的比值。在模型建立對CVt、n Nt和FBTA/TAt進行了單位根檢驗，其中CVt，FBTA/TAt是平穩的序列，n Nt是二階單整序列，因此要檢驗模型變量之間是否存在協整關系，根據殘差序列的ADF檢驗結果，可知殘差項是平穩的，因此，CVt、n Nt和FBTA/TAt存在協整關系。模型結果如表3。

表3 1998～2010年成本函數面板數據時點SUR回歸結果

模型的R2為0.513397，說明還有其他因素對我國銀行業競爭的變化有一定的影響，說明外資銀行的進入存在一定的競爭效應。D.W值較為理想，說明模型不存在自相關性。根據參數估計的結果，參數估計最為顯著的是FBTA/TAt，其系數為23.30065說明外資銀行資產的比重對銀行業競爭的提升有相反的影響，使銀行業更趨向于古諾和壟斷。n Nt的系數較為顯著，其結果為負，說明外資銀行機構數的擴張并給我國銀行業的競爭帶來了正面影響，加速了銀行業的競爭。模型驗證了Claessen等認為的“外資銀行進入發展中國家后對其商業銀行效率改進效應與外資銀行進入的數量有關，而不與市場份額相關?！边@個假設符合我國目前的實際情況。

4 結論

（1）1998～2010年我國銀行業的基本業態是壟斷競爭，處于競爭度不斷增大，壟斷長期趨勢下減弱，隨著金融業的全面開放，外資銀行的逐步進入，我國銀行業的市場競爭程度增加。在主體收益中貸款仍占較大部分的比重，并且貸款市場中體現市場競爭度呈現波動性的逐步變化。

（2）外資銀行的進入對我國銀行業市場競爭起到了一定的促進作用，但影響不顯著，主要由于外資銀行目前市場份額小較小，難以對我國商業銀行業構成威脅，因此對提升商業銀行的競爭作用有限。

（3）外資銀行機構數與推測變分值相關，這與Claessens等對80個國家7 900家銀行所得出的判斷一致，目前我國正在進行行業結構的改革，設立新的股份制商業銀行，引入外資銀行，國外銀行機構數量的增加已經為我國帶來了一定的示范和傳導效應，促使銀行業的競爭加劇。利潤最大化的均衡條件中，包含價格和邊際成本的因素，說明銀行獲得利潤尤其需要一定的金融創新及效率的提升。

[1]Claessens.S.,Laeven.L.Financial Dependence,Bank Sector Competition and Economic Growth[C].World Band Policy Research Working Paper 3481,2005.

[2]Classens S,Demirgüc-kunt A,Huizinga H.How Does Foreign Entry Affect Domestic Banking Markets[J].Journal of Banking and Finance, 2001,(25).

[3]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).

[4]李偉,韓立巖.外資銀行進入對我國商業銀行市場競爭度的影響：基于Panzar-Rosse模型的實證研究[J].金融研究,2008,(5).

[5]殷孟波,石琴.銀行業競爭測度模型評述[J].金融研究,2009,(7).

[6]王國紅,何德旭.外國銀行進入中國市場的競爭效應研究[J].財經問題研究,2010,(7).

[7]雷震,彭歡.我國銀行業改革與存貸款市場結構分析——基于推測變分的結構模型[J].管理世界,2009,(6).

[8]薛峰,張閣,吉敏.銀行業競爭度測度方法的分析及啟示[J].生產力研究,2011,(4).