我國銀行市場競爭研究

摘 要：近年來，我國金融業進行了多項重要的漸進式改革，旨在促進金融業的競爭性、效率性、穩定性和盈利能力，銀行作為金融業的重要組成部分，其市場結構也在此大環境下得到了一定程度的重塑。本文采用 Panzar- Rosse模型測度了我國在2008—2019年的銀行市場競爭狀況，考慮到不同類型銀行之間存在的實際競爭差異，本文還比較了5家國有銀行和12家股份制銀行之間的競爭差異。根據實證表明，與普遍看法相反，國有商業銀行相比股份制銀行來說，甚至在整個銀行業來說，其競爭力水平都要高出很多。

關鍵詞：銀行競爭;國有銀行;股份制銀行;方法;實證結果

本文索引：黃玥.<標題>[J].商展經濟，2021（23）：-050.

中圖分類號：F832.3 文獻標識碼：A

DOI：10.12245/j.issn.2096-6776.2021.23.16

1 影響銀行競爭的因素

關于影響銀行市場競爭的具體因素，國內外學者有很多論述，其中普遍接受的影響因素之一便是政府在監管方面的放松。國外研究表明，歐洲市場上銀行競爭加劇的原因有三：市場全球化、技術革新以及監管放松。而國內研究也證實放松管制后，市場競爭結構會發生變化，放松管制可以顯著地增強競爭。

隨著金融市場的進一步開放，外資銀行的引入也成為了銀行競爭研究的重要因素。此前Claessens和Laeven提出了市場集中度、外資銀行的準入和經營限制會改變市場的競爭結構。市場集中度可以促進銀行競爭，外資銀行越多，銀行的競爭就會越激烈，經營限制越少，競爭力也會越強。當外資銀行進入效率更高、風險更低的東道國市場時，這種正相關的聯系會更強。

2 研究銀行競爭的方法

用來衡量銀行業競爭的方法主要可分為兩種，一種是結構性方法，另一種是非結構性方法。但由于結構性方法在理論和實證方面有所不足，大多數的研究都是采用非結構方法，其中最典型的非結構性研究模型為Panzar-Rosse模型。

本文采集了2008—2019年我國各類商業銀行的年度面板數據，選擇2008年以后的數據是因為截止到2008年，我國基本完成了加入世貿組織的過渡期，兌現了加入世貿組織的承諾，特別是在銀行業對外開放方面取得了重要進展。比如，外資銀行可以在不受業務或地域限制的情況下，為國內客戶提供相關的金融服務。此外，國有銀行在2005年后陸續上市，股份制銀行成立較晚，很難獲得更早的數據。本文還將樣本分為2008—2013年和2014—2019年兩個子時期，檢驗兩個時期競爭狀況是否發生了變化。根據豪斯曼檢驗，采用固定效應面板數據方法對兩個子樣本進行均衡和競爭檢驗。對于完整樣本，采用固定效應面板數據方法進行競爭測試，采用隨機效應面板數據方法進行均衡測試。

為了深入衡量中國銀行業的競爭情況，還比較了不同類型商業銀行之間的競爭情況。國有銀行和股份制銀行在中國銀行業的市場份額超過了90%。但是，這兩種銀行具有不同的市場狀態和運行機制。因此，本文對這兩大銀行群體也分別進行了檢驗。

3 實證模型

基于Panzar-Rosse模型，結合我國銀行業市場情況，建立如下模型：

REV是凈利息收入，選擇它作為因變量是因為銀行的大部分收入來自利息收入。模型假設銀行需要資金、勞動力和營運資產作為投入要素。

PF是資金的單位價格，由于銀行總是被認為吸引存款以提供貸款的金融中介，因此PF可以表示為利息支出/總存款和貨幣市場融資的和，其中，存款人的利息支出是總的資金成本。

PL是勞動的單位價格，選用員工費用作為勞動力總成本，但是由于各銀行員工人數動態變化且不對外披露，員工人數難以獲取，本文用資產總額代替員工人數。因此， PL可以表示為員工費用占總資產的比率。

PK是營運資本的單位價格，由經營費用占總資產的比率表示。

其他自變量的選擇和其他銀行實證研究中采用的變量類似，包括權益與總資產的比率 （EQUITY）、貸款與總資產的比率 （LOANS）和總資產（ASSETS），分別反映銀行的資本充足率、股東愿意承擔償債風險的大小以及銀行的規模，是誤差項。

然而，競爭檢驗應該在長期均衡的前提下進行，因此應先構建如下均衡方程來檢驗觀測值是否處于長期均衡狀態。

ROA 是平均資產回報率。Claessens 和 Laeven （2004） 的研究指出，實際的資產回報率可能比較小，甚至有可能是負數。沿用他們的均衡方程，本文將因變量調整為ln （1+ROA），均衡方程調整如下：

檢驗均衡統計量是否等于 0。如果假設被拒絕，則市場處于長期不均衡狀態，如果假設不能被拒絕，則市場處于長期均衡狀態。

4 實證結果分析

4.1 2008—2019年實證結果

在檢驗市場競爭結構之前，利用均衡方程（4）進行了均衡測試，R2為 0.9948，說明采用的變量對 lnREV 有顯著影響。在5%的水平上，不能拒絕E等于0的假設，也就是說，這段時期處于長期均衡狀態。

檢驗競爭時，按照估計方程（1）并計算H統計量（2），發現H統計量等于0.5952，意味銀行市場處于壟斷競爭狀態。本文還進行了 Wald 檢驗來檢查H 統計量是否與0和1有顯著差異。結果表明， H=0和H=1的假設均在5%的水平上被拒絕，說明市場既不處于壟斷狀態，又不處于完全競爭狀態。綜上，可以將市場歸為壟斷競爭，研究與估計方程H統計量得出的結果一致。

估計方程（1）中， lnEQUITY 的系數顯著為正，說明充足的資本可以降低償債風險，使得銀行能夠賺取更多的收入。 lnLOANS 的系數顯著為正，符合更高的風險，需要更高的補償推論。 lnASSETS 的系數略大于 1，表明銀行收入在很大程度上取決于規模的大小。

4.2 2008—2013年和2014—2019年分段實證結果

為了進一步研究市場結構的變化，分別對兩個子期間面板數據進行競爭檢驗和均衡測試，結果與整個時期結果基本一致。但從估計方程（1）的三個投入要素來看， PF的系數在統計上遠大于PL和PK，說明銀行的收入水平大部分取決于對資金的投入情況。從估計方程（1）的其他三個控制變量的系數來看， ASSETS對收入的影響最顯著，說明銀行要想獲得更多的收入，需要考慮進一步擴大經營規模。

H統計量代表競爭程度，值越大說明競爭越激烈。 H統計量第一段子時期為0.4564，第二段子時期為0.7268，表明銀行業競爭加劇。第一段子時期的H統計量偏低，可能是受到2008年全球金融危機爆發的影響，因為當金融環境惡化時，銀行更有可能相互勾結，避免競爭而破產。

全球金融危機后，銀監會推進放管服改革，來促進市場競爭。比如，股份制銀行在已設立分行的城市開設新分行沒有限制要求。準入條件的降低使得銀行能夠節約開拓市場的成本與時間，從而促進了股份制銀行規模的增長。除此之外，隨著對外開放政策的深化，外資銀行也可以更自由地設立分支機構并為國內客戶提供相應服務。2011年以來，中國人民銀行向多家第三方支付機構頒發了支付業務許可證，允許這些組織提供貨幣兌換、在線支付等服務。互聯網金融的沖擊，倒逼商業銀行進行改革創新，以此提供多元化、多樣性的金融服務。

4.3 國有銀行與股份制銀行競爭結構的實證結果

采用固定效應面板數據方法對股份制銀行和國有銀行進行均衡測試和競爭檢驗。結果顯示，國有銀行和股份制銀行都處于長期均衡狀態，國有銀行的H統計量為0.6872，股份制銀行的H統計量為0.5356。由于H統計量處于0～1，說明不論是商業銀行還是股份制銀行，都是在壟斷競爭的市場結構下進行經營的。而國有銀行的H統計量比股份制銀行更高，也就意味著它們比股份制銀行更加激烈。整個銀行業的H統計量在整段時期的實證分析中已經得出，約為0.5952，國有銀行的H統計量較之更高，而股份制銀行的競爭程度低于整個銀行業，這個結果與一般認為的國有銀行處于壟斷地位的情況不同。國有銀行之間的競爭更加激烈，可能是因為它們的分支機構遍布全國，甚至可以到達區、縣、鄉等地區。而許多股份制銀行是在當地政府的支持下成立的，在特定的區域，它們是具有壟斷特點的。另外，在二三線城市，一些股份制商業銀行沒有設立具體的金融網點，在這些地方，競爭只存在于國有銀行之間。還有一個原因可能是國有銀行的金融產品大多相似，而股份制銀行推行差異化戰略，制定多樣化的金融產品來滿足不同客戶的需求，從而降低了它們之間的競爭。

5 結語

本文對我國2008—2019年銀行的面板數據進行了競爭性檢驗。實證結果顯示，我國銀行市場結構為壟斷競爭。從兩個子期間的H統計量看出，銀行之間的競爭關系是愈加激烈的，這可能是受到放管服改革政策推進和對外開放程度的深化，以及互聯網金融興起的影響。文中還比較了商業銀行中的兩大群體——股份制銀行和國有銀行的競爭結構。結果表明，與大多數的推測想法一致，國有銀行之間的競爭比股份制銀行要強很多，甚至比整個銀行業的競爭還要激烈。這種結果的產生主要有兩個原因，一是由于國有銀行打通了各鄉鎮最后一公里，網點數量遠多于股份制銀行。二是因為國有銀行提供的產品可替代性強，而股份制銀行提供的金融產品具有差異化特征。

本文的實證研究仍具有部分局限性：首先，本文沒有檢驗每一年度銀行市場競爭結構的變化，只是將其劃分為兩個子時間段，并比較了兩期之間的競爭變化。如果采用逐年測度的方式，能夠更加清楚地看到市場競爭結構的變化。其次，本文對銀行競爭結果的變化提供了一些可能的解釋，但沒有經驗數據和進一步的模型來證實它們之間的相關關系。最后，研究市場競爭結構的模型有很多，本文采用的是經典模型Panzar-Rosse進行實證研究，如果要進一步驗證結論，可以使用Bresnahan-Lau模型、Lerner指數等其他方法。如果在未來解決了這些問題，那么對我國銀行市場競爭狀況的估計就會變得更加準確。

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