中國信托業市場結構特征與決定因素的實證研究

朱麗萍

（1.華東師范大學金融與統計學院，上海200241；2.上海工程技術大學航空運輸學院，上海201620）

中國信托業市場結構特征與決定因素的實證研究

朱麗萍1,2

（1.華東師范大學金融與統計學院，上海200241；2.上海工程技術大學航空運輸學院，上海201620）

利用我國43家信托公司2008—2012年的面板數據，通過構建信托業Panzar-Rosse模型，對中國信托市場結構的特征進行了實證研究。發現我國信托市場整體上屬于壟斷競爭的市場結構，且競爭性比較明顯。此外還指出了造成我國信托市場結構特征的決定因素主要包括我國信托市場的市場集中度呈逐年下降、信托產品的同質化現象比較突出、市場進入和退出壁壘較高、區域分割特征比較明顯等。

市場結構特征；信托業Panzar-Rosse模型；市場集中度

一、引言

我國信托業自1979年中國國際信托投資公司成立后，行業發展非常不穩定。但在2007年經歷第六次行業整頓后，我國信托業進入了快速發展的軌道，目前全行業受托資產規模已超過10萬億元人民幣，成為僅次于商業銀行的第二大金融行業，引起了業界和學界的高度關注。然而，隨著資產管理市場競爭日益激烈，信托業的制度優勢逐步消失，信托公司正面臨著較大的轉型和生存壓力，信托公司的發展戰略和經營模式也開始發生變化。為了及時把握了解信托公司的競爭態勢，有必要對信托業的競爭程度以及產業組織狀況進行研究，以便制定更有效的產業政策來促進行業持續健康穩定的發展。因此，本文旨在運用Panzar-Rosse模型對我國信托業2008—2012年的市場競爭程度進行實證研究，并在實證結果的基礎上，進一步對我國信托市場競爭程度的決定因素進行分析。

二、文獻回顧

產業市場結構的測度是產業組織學中的基本問題。隨著產業組織學的發展，產業市場結構特征的度量方法可以劃分為結構化方法和非結構化方法。結構化方法主要指早期測度產業競爭程度的方法，即根據傳統產業組織學中SCP（結構-行為-績效）假說和ES（有效結構）假說，采用市場集中率指數、赫芬達爾—赫希曼指數、洛倫茲曲線、基尼系數等指標進行測度。從已有的實證研究文獻來看，基于SCP范式的市場集中率指數、赫芬達爾—赫希曼指數的運用更為普遍。

然而，隨著結構化方法在理論假說和實證方法上存在越來越多的挑戰與爭議，非結構化方法開始出現并逐步完善。非結構化方法擺脫了根據市場結構特征來推斷企業的競爭性行為與績效的思路，直接關注市場非結構性的特征（例如企業的行為特征）與經營績效之間的關系。相比較而言，非結構化方法比結構化方法更具有微觀經濟理論基礎。在實證方面，新實證主義產業組織學主要提出了Iwata模型、Bresnahan模型和Panzar-Rosse模型（以下簡稱PR模型）。其中，PR模型在實證研究中運用最為廣泛。

PR模型由Panzar和Rosse兩位經濟學家提出（1977）[1]并完善（1982，1987）[2-3]，首先該模型通過計算H統計量（即產出對投入要素價格的變動彈性之和）來測度競爭程度。PR模型廣泛應用于各種產業。在金融產業方面，國內外學者較多的是針對銀行業的實證研究，其次是證券行業和保險業，但應用于信托業的研究鮮有出現。這主要有兩個方面的原因：一是國外的信托業務很多是由銀行兼營，單獨將信托公司進行產業組織分析的情況比較少見；二是長期以來我國信托公司的發展定位和經營范圍模糊不清，學界對信托業的關注度遠遠低于其他金融行業。

目前，關于我國信托市場結構特征的實證研究相當缺乏，僅有少量文獻運用了結構化方法，即通過市場集中率指數、赫芬達爾—赫希曼指數等指標分析了信托業的市場結構特征。例如，王燕、彭陽（2011）[4]利用31家信托公司2006—2009年的數據，計算出市場集中率指數和赫芬達爾—赫希曼指數，認為我國信托業市場集中度較低，與其他金融業（尤其是銀行業）高集中度的特征有明顯不同。另外，信托公司近年來的經營績效與市場份額存在顯著的正相關關系，與市場集中度呈現負相關關系。袁吉偉（2013）[5]同樣采用市場集中率指數和赫芬達爾—赫希曼指數，分析了2008—2011年我國信托業市場競爭狀況，研究認為我國信托業市場集中度不高，市場競爭較為激烈，并形成了以中信信托、外貿信托、中誠信托、平安信托為龍頭的不同梯隊層次的市場結構。目前國內仍然缺乏運用非結構化的Panzar-Rosse模型測度我國信托市場結構的研究成果。

三、中國信托業Panzar-Rosse模型的構建

（一）PR模型的基本內容

PR模型以可競爭市場理論為基礎，通過建立整體的收益方程，計算H統計量來判斷企業所處的市場競爭程度。H統計量是指企業總收益對各要素投入價格變動的彈性之和。

構建Panzar-Rosse模型的假設條件包括：

（1）企業在長期均衡的環境下經營；

（2）企業行為受其他企業的影響（不包括完全壟斷市場）；

（3）企業的成本結構是相同的，符合規模報酬不變的柯布-道格拉斯生產函數；

（4）企業在不同的市場競爭程度下采取不同的成本投入策略，并且對定價產生影響。

由于企業實現最大化利潤的條件是邊際成本等于邊際收益：

市場實現均衡的零利潤約束條件是：

其中，帶*號表示變量的均衡值。

市場勢力可以通過企業單位要素投入價格的變動引起均衡收益的變化，因此，H統計量表示為企業總收益對各要素投入價格的彈性之和，用來衡量市場的競爭程度：

不同的H值反映了不同的競爭程度，H統計量值越大說明競爭強度越大：

當H=1時，市場為完全競爭市場。利潤最大化約束條件使得要素價格的上升導致邊際成本和邊際收入同比例上升，故H=1。

當H≤0時，市場為壟斷市場或完全共謀市場。要素價格上升導致邊際成本上升，從而降低均衡產出和均衡收入，故H≤0。

當0

（二）信托業PR模型的計量方程

在我國目前的監管制度下，信托公司的經營范圍包括固有業務和信托業務。固有業務是信托公司運用自有資本金進行的業務，信托業務是信托公司以受托人身份承諾信托和處理信托事務的經營活動。從要素投入來看，勞動力、資金和物質資本是信托公司最主要的要素，因此，在應用PR模型時，產品收入為信托公司的經營收入，要素價格包括勞動成本、資金成本和資本成本。根據H統計量的構建原理和信托業市場的特征，可以構建信托業的PR模型：

1.競爭性檢驗的計量方程

H統計量表示為：

其中，TRA表示信托公司收入，PL表示勞動力成本，PF表示資金成本，PK表示資本成本，RISK表示信托公司風險程度，ε表示隨機誤差。

2.均衡性檢驗的計量方程

由于PR模型假設信托公司在長期均衡市場上經營，因此模型估計前必須先檢驗樣本中的信托公司是否處在長期均衡市場上。若在長期均衡市場上經營，信托公司的資產利潤率應等于市場風險回報率，即資產利潤率與要素投入價格無關。因此，均衡性檢驗可通過下列方程進行：

其中，ROA是資產利潤率。

模型估計后計算：

對原假設H′=0作統計檢驗，若不能拒絕，則表明市場處于長期均衡狀態。

（三）信托業Panzar-Rosse模型的變量選取

1.競爭性檢驗的因變量

在估計H統計量時，通常有兩類指標可以選作競爭性檢驗的因變量：一是收益絕對值，例如銀行業的利息收入、證券業的營業收入等；二是收益比例值，例如營業收入/總資產。需要注意的是，采用收益的絕對值還是比例值對模型的正確估計有重大影響。根據Vesala（1995）、Bikker和Haaf（2006）的研究[6]，恰當的PR模型設定應該是自變量不包含規模變量（如總資產），并且因變量為收益的絕對值而非比例值，否則將導致H統計量的系統性高估。因此，本文選擇信托公司的營業收入作為競爭性檢驗的因變量。

2.均衡性檢驗的因變量

均衡性檢驗的因變量為企業的收益率，常用的為總資產收益率（ROA）和凈資產收益率(ROE)，前者反映股東和債權人共同的資金所產生的利潤率，后者反映僅有股東投入的資金所產生的利潤率。本文沿用大部分實證研究的設定，選擇ROA指標作為市場均衡型檢驗模型的因變量。

3.自變量

根據信托業PR模型可知，自變量包括信托公司的勞動成本率PL、資金成本率PF和資本成本率PK。

勞動成本率即勞動力價格，可以通過工資支出/員工人數計算得出。但是，在實際操作中，信托公司年報中并未提供“工資支出”的數據信息，只能用“業務及管理費用”代替“工資支出”，這也是很多文獻中常用的替代方法。因此，本論文采用“業務及管理費用/員工人數”表示勞動成本率。

資金成本率即資金的投入價格，通常用財務報表中的“利息支出/總資產”或者“財務費用/總支出”來表示。考慮到信托公司年報上未披露“財務費用”的情況，而信托業務不屬于信托公司的負債，且已經成為信托公司的主營業務，因此，本論文采用“信托項目營業支出/總資產”來表示資本成本率。

資本成本率比較準確的度量是計算“累計折舊/固定資產凈值”的比值，但信托公司年報中“累計折舊”的披露不完全，無法實際操作。本論文借鑒其他文獻中采用“廣義資本成本率”的定義，即資本成本率為總成本中扣除勞動力成本和資金成本以外的支出價格，采用“（營業支出-業務及管理費用）/總資產”代表資本成本率。

4.控制變量

PR模型的控制變量一般包括風險變量和規模變量。為避免H統計量的系統性高估，信托業PR模型的控制變量設定為風險變量，采用的指標為“一般風險準備/總資產”。

綜上所述，根據我國信托業的實際情況，選取了PR模型的因變量、自變量和控制變量，具體可見表1。

表1 我國信托業PR模型的變量設定

四、中國信托業市場結構特征的實證檢驗

（一）樣本選擇

一般經驗認為[6]，樣本容量太小容易導致估計結果不準確，樣本容量≥30能夠滿足計量模型估計的基本要求。目前我國信托公司共有68家，剔除2008—2012年期間年報數據不全的公司，共選取43家信托公司2008—2012年的年報數據為樣本，對中國信托業的競爭程度進行實證分析。樣本公司包括：中信信托、平安信托、中誠信托、上海信托、愛建信托、安信信托、百瑞信托、北方信托、渤海信托、長安信托、東莞信托、國聯信托、國民信托、國投信托、杭州信托、湖南信托、華寶信托、華宸信托、華能信托、華潤信托、華信信托、吉林信托、建信信托、交銀信托、昆侖信托、山東信托、山西信托、陜西國投、蘇州信托、天津信托、廈門信托、新華信托、新時代信托、興業信托、英大信托、粵財信托、云南信托、中海信托、中建投信托、中江信托、中融信托、中原信托、重慶信托。樣本數據均來源于用益信托網信托公司年報。

（二）實證檢驗步驟與結果

本論文采用Eviews7.0軟件對PR模型進行估計。在進行參數估計前，樣本數據進行了無量綱化處理，并且通過了單位根檢驗和協整檢驗。考慮到樣本方差的異質性，采用加權最小二乘法進行參數估計。

1.均衡性檢驗

如前所述，PR模型假設信托公司在長期均衡市場上經營，因此估計H統計量前必須先檢驗樣本中的信托公司是否處在長期均衡市場上，否則，無法使用該模型估計H統計量。本論文運用Wald統計量來檢驗信托市場的均衡性。通過Eviews計算，得出W統計量的P值等于0.2101，大于檢驗水平0.05，說明W統計量的值位于原假設H′=0的接受區域，即我國信托市場可以滿足市場均衡性條件。均衡性檢驗結果見表2。

表2 均衡性檢驗結果

2.競爭性檢驗

通過Eviews進行計算，H統計量為0.689673，競爭性檢驗的回歸結果見表3。進一步地，對H統計量進行顯著性檢驗。如果H統計量顯著等于1，則說明我國信托市場屬于完全競爭的市場結構；如果H統計量顯著等于0，則說明我國信托市場屬于完全壟斷的市場結構；如果H統計量既不顯著等于1也不顯著等于0，則說明我國信托市場屬于壟斷競爭的市場結構。本文仍然通過Wald統計量來檢驗H統計量的顯著性，分別在H=0和H=1的假設條件下計算Wald統計量，得到Wald統計量的P值均接近0，說明在5%顯著性水平下拒絕了H=0和H=1的原假設，即接受0

表3 競爭性檢驗結果

因此，本實證檢驗結果說明了在2008—2012年間，我國信托業市場整體上屬于壟斷競爭的市場結構，并且H統計量偏大，說明我國信托市場的競爭性比較明顯。

五、中國信托市場結構的決定因素分析

產業經濟學理論認為[7]，市場結構是反映產業組織競爭性質的基本要素，其主要決定因素包括市場集中度、產品差異化、新企業進入壁壘、市場需求增長率、市場需求的價格彈性、企業地域分布等。上述因素相互影響，對產業的整個市場結構發生作用。其中，市場集中度、產品差異化、新企業進入壁壘尤為重要。依據前述的實證分檢驗結果，我國信托業在第六次行業整頓后，呈現出壟斷競爭的市場結構特點，市場競爭相對激烈。因此，本文將從市場集中度、產品差異化、新企業進入壁壘三個方面分析我國信托市場結構特征的形成原因：

首先，我國信托市場集中度呈逐年下降的趨勢，業內競爭日趨激烈。產業組織理論認為，市場集中度直接對市場的競爭狀態產生作用，是決定市場結構的首要因素。衡量市場集中度的指標分為絕對集中度指標和相對集中度指標，本文通過常用的CRn指數和HHI指數來計算信托市場的集中度。

其中，X表示市場的總規模，Xi表示i企業的規模，n表示該產業內的企業數。在計算CRn指數時，通常取n=4或者n=8。CR4表示排名前四位的企業所占有的市場份額比重，CR8表示排名前八位的企業所占有的市場份額比重，CRn指數和HHI指數值越高，表明市場集中度越高。由于HHI指數值通常較小，在實際運用中一般乘以10000進行處理。

表4 2012年信托資產規模前八位排名

截至目前，我國共有68家信托公司。根據用益信托網的統計，2012年信托資產管理規模排名前八位的信托公司分別為中信信托、建信信托、興業信托、中融信托、中誠信托、長安信托、外貿信托、華寶信托（具體見表4）。通過計算，我國信托市場2008—2012年CR4、CR8和HHI指數（具體見表5）都呈現出逐年下降的趨勢，說明我國信托業的市場集中度有比較明顯的下滑，這成為我國信托市場結構競爭性加劇的重要原因。

表5 2008—2012年信托市場集中度指數

其次，現階段信托產品的同質化現象比較突出。產品差別化是企業經營過程中對抗競爭的重要手段，減少自身產品的可替代性，從而導致市場壟斷程度的提高。相反地，行業內產品同質化更容易提高市場的競爭性。改革開放以來，我國信托業的發展起起伏伏，一直到2010年，信托業務才取代固有業務，成為信托公司的主營業務。在短短幾年內，信托公司依靠“全牌照”優勢，迅速擴大了業務規模，但各家信托公司推出的信托產品在投資領域、交易模式等方面非常相似，產品的同質化程度很高，可替代性非常大。這也導致了我國信托市場結構具有較明顯的競爭性。目前，信托產品同質化程度較高也說明了信托公司還沒有培育起足夠的主動管理資產能力，尚未擺脫粗放的業務增長模式，信托公司的核心競爭力還有待進一步發掘。不過，在近期資產管理行業競爭日益激烈的情況下，信托公司已經加快了業務創新和經營模式調整的步伐，逐步在市場競爭中，根據各自的業務優勢，確立不同的發展戰略目標，在不同的產品種類上力求突破和創新，降低產品的可替代性。

再次，我國信托市場具有較高的進入和退出壁壘，區域分割特征比較明顯。經過行業整頓后，信托公司營業執照數量受到嚴格控制，截至目前，全國共68家信托公司。必須經中國銀行業監督管理委員會批準并領取金融許可證，方能設立信托公司。同時，銀監會對信托公司從業人員實行信托業務資格管理制度。我國信托公司實施屬地監管和指導協調相結合的雙層監管機制。信托公司不得設立或變相設立異地分支機構，但可以進行異地銷售。雖然多家信托公司在異地設立了營銷中心，但在當地沒有合法的法人機構身份，信托公司在異地市場的業務拓展還是受到了很大限制。這種制度造成了我國信托市場區域分割性嚴重，在一定程度上也阻礙了市場客戶資源的進一步集中，降低了信托市場的壟斷性，也造成了信托資源配置效率的損失。

六、結論與建議

（1）通過構建我國信托業的Panzar-Rosse模型，利用2008—2012年我國43家信托公司的數據，進行了實證檢驗。檢驗結果表明，目前我國信托市場整體上屬于壟斷競爭的市場結構，市場競爭性相對較高。

（2）市場集中度、產品差異化、新企業進入壁壘是影響市場競爭程度的重要因素。現階段，我國信托市場呈現出市場集中度呈逐年下降的趨勢，信托產品的同質化現象比較突出，區域分割特征比較明顯的特征，這些都造成我國信托市場的競爭性比較明顯。

（3）為促進信托市場有效競爭，優化市場資源配置，應進一步降低信托市場的進入壁壘，完善信托公司的退出制度，并逐步放開異地設立分支機構的管制。同時，信托公司在快速擴張規模的基礎上，應逐步改變粗放式經營，培育自身的市場競爭優勢。

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（責任編輯：張艷峰）

1003-4625（2014）10-0090-05中圖分類號：F830.8文獻標志碼：A

2014-08-12

本文為2014年國家社科基金項目“開放與變革條件下我國銀行和信托風險的測度與管理研究”（批準號：14BJY185）。

朱麗萍（1979-），女，安徽蕪湖人，博士研究生，講師，研究方向：金融機構管理，貨幣理論與政策。