入世后我国商业银行竞争程度的实证分析

徐兆文　李豫泽

摘 要：加入WTO后，我国银行业通过对外开放进一步引入竞争机制。而为保护银行业免受冲击，我国将2003-2006年作为银行业对外开放的过渡时期。本文对我国银行业2006年底全面开放前后的竞争程度变化进行实证研究，基于2003-2010年我国14家商业银行的面板数据，首先借助市场结构分析法，然后使用非结构分析法中的Panzar-Rosse模型，得出随着管制放宽我国银行业竞争程度不断提高的结论。本文为我国进一步放开银行业市场提供理论依据，也为我国利率市场化提供决策支持。

关键词：中国银行业；市场结构；竞争程度；PR模型

一、引言及文献回顾

从2002年至今，我国入世已有10年。考虑到我国银行的承受能力，入世初5年，为我国银行业面对外资银行全方位进入市场前的准备时期。自2006年12月11日起，我国银行业正式全面放宽对外资银行的在华限制。那么，入世过渡时期结束前后，银行业竞争参与者增加后，是否有效促进了我国银行业市场的竞争？针对我国实际情况，银行业的市场管制与竞争程度是否也存在理论上的正相关关系？本文以入世10年为写作背景，通过探索，为我国在今后制定银行业管制或放松相关政策时，提供导向作用。

国外对于银行业结构的研究相对较多，最具代表性的研究如下：Shaffer（1982）最早采用Panzar-Rosse模型（以下简称P-R模型）对美国纽约银行业市场进行了测度，得到其市场结构为垄断竞争，而对应的H统计值在0.32-0.36之间。Bikker和Haff（2002）也利用P-R模型对23个工业化国家银行业竞争情况进行了测量，并得到了这些国家的银行业为垄断竞争。国内对于银行业市场结构的研究多以结构法和非结构法相结合阐述，而结构法中常用的指标均为市场集中率（CRn）和赫芬达指数（HHI），非结构法多集中于利用面板数据构造P-R模型得到H统计值来判断市场结构情况。于良春（1999）较早采用CR4指标和HHI指标度量了我国银行业1994-1997年的市场结构情况，并得到该时期银行业市场呈现出四大国有银行寡头垄断的结论。①

二、我国银行业市场竞争度非结构法分析

（一）Panzar-Rosse模型理论假设

P-R模型是Panzar和Rosse在1977年首次提出，并在1982年和1987年不断完善而发展起来的研究银行业竞争状况的模型。该模型是建立在企业会对生产要素价格变化来调整相应产品价格以适应所处的市场环境的假设下。因此，可以通过判断收益与投入要素价格之间的弹性关系来判断银行所处的运营市场环境。P-R模型是牵涉多个市场的一般均衡的模型，因此其必须符合以下三点基本假设：

第一，以P-R模型作为研究对象的银行必须要以利润最大化的微观经济假设为前提。

H统计值是银行收益相对于各个投入生产的要素价格弹性之和，这表示投入要素价格变化对银行收入变化的影响程度。H统计值不同取值可以直观表示企业从事生产经营的市场结构，分别为：完全竞争、垄断竞争和完全垄断。

第三，只有市场竞争达到长期均衡状态才能用H统计值来估计整个市场结构，这样也才能使得P-R模型的计量有意义。对此，可以用E统计值来衡量市场竞争是否已经达到均衡状态。H统计值和E统计值取值情况和意义可见表1汇总。

（二）Panzar-Rosse模型实证分析

1.计量模型建立

根据Panzar和Rosse（1987）的模型，假设利息收入为银行的产出，而利息收入与总资产之比（R）作为衡量银行收益指标。银行作为生产主体，假定在模型中所使用的投入要素分别为资金成本、劳动成本和资本费用，而这三者在现有银行经营活动中难以直接获得数据。那么可以用于衡量银行生产的投入分别为：资金成本率（PF）、劳动力成本率（PL）、资本费用率（PK），这三者也作为自变量来影响银行的最终均衡产出。

由于各银行实际经营情况有所不同，因此在估计H统计值时，运用控制变量来更好地说明不同银行之间的风险结构和整体规模。那么，采用的控制变量为：总资产（TA）、其他收入比率（NL）、总贷款占比（OI）、名义国内生产总值（GDP）、名义通货膨胀率（CPI）。除此之外，进一步需要考虑国有商业银行与样本中其他类型银行之间的差别，引入哑变量D，当为国有商业银行时D=1，反之为0。各变量的具体含义和计算方法可见表5。对所有的变量均取自然对数形式，从而构成对数线性函数，对相应的对数线性函数做回归分析。

2.实证结果及解释

本文采用Eviews 7.0软件进行相关模型的估计。在做回归过程中将2003-2010年的数据分为2003-2006年的时期A和2007-2010年的时期B两个子时期，从而对两段时期的面板数据进行估计。对长期竞争均衡（2）式的估计结果如表3所示。

表3中的检验结果显示，对（2）式的估计得出的E统计值做Wald检验，A和B子时期检验结果显示均无法拒绝E统计值为0的原假设。因此，两段时期内，我国银行业市场已达到长期竞争均衡状态。

在满足长期均衡的条件下，按照（1）式所给出的对数线性方程做回归分析，得到两段时期的H统计值的结果估计如表4所示。

一方面，用2003-2006年数据所估计的（1）式做Wald检验，尽管检验得出的结果中可以拒绝H=1的原假设，即我国银行市场是完全竞争的市场结构，但是无法拒绝H=0的原假设即市场是处于完全垄断市场结构。究其内因，很有可能是在对外开放的过渡期内，我国对国内银行实行的保护仍然导致了高垄断的市场结构，但结合实际情况考虑，仍然要拒绝H=0的假设。所以，这个时期内的H统计值为0.1491仍然有效，这也表明我国市场结构刚从完全垄断市场结构向垄断竞争发展。

另一方面，相对于2007-2010年的检验结果而言，Wald检验表明我国银行业即不为完全竞争市场也不为完全垄断市场，因为F检验表明可以拒绝H=0（Wald检验对应P值在5%水平上显著）和H=1（Wald检验对应P值在1%水平上显著）的原假设。相应的，这段时期内的H统计值为0.2099。

最后，对比两段时期的检验结果可以发现。在2003-2006年这段时期内，三种投入要素的系数除PF之外其余均为正数。而在2007-2010年内，三种投入要素对应系数均为正值。表明该时期随着投入要素的增加，利息收入率呈现递增趋势。这两个时期的PF系数转变很有可能表明，在过渡时期内我国银行业中存在着资金利用率低和配置方式不当的特点。在过渡时期结束以后，由于竞争的压力驱使国有银行不得不改善资金运营方式，从而带来经营的改善。

综上所述，H统计值在两段时期内的提高也足以说明在过渡时期结束后。在外资银行享有国民银行同样的待遇下，使得中资银行对国内银行业的控制程度的降低，也说明在放开管制后国有银行业的市场集中度有所降低。

三、结论

正如与以上实证分析所得出的结果一致，过渡期结束放宽管制前后，外资银行的进入打破了长久以来国有银行在融通资金方面的控制权。一定程度的放松管制、引进市场竞争是促进银行业效率提升的必要步骤。既然放宽管制与整个银行业市场之间存在着正相关关系，那么对银行业进一步放宽管制会使得利率市场化得到更进一步的推进。

注释：

①CRn指市场中n家较大规模企业所占的市场份额。相对于我国银行业而言，在计算CR4时，样本中所选取的四家较大规模的银行均指指四大国有商业银行。

参考文献：

[1]孙巍. 一个综合视角下中国银行业竞争与效率的实证分析[J]. 武汉金融，2011（07） .

[2]于良春，鞠源. 垄断与竞争：中国银行业的改革和发展[J]. 经济研究，1999（08） .

[3]叶欣，郭建伟，冯宗宪. 垄断到竞争：中国商业银行业市场结构的变迁[J].金融研究，2001（11）.

[4]陈颖. 外资银行对我国银行业的影响与对策研究[D].南昌大学，2008.