金融开放对银行市场势力的影响

卫梦洁

（山西财经大学 国际贸易学院，山西 太原 030024）

一、引言

作为我国对外开放战略中的重要组成部分，金融开放也在不断推进，截至2020 年，我国金融机构的总资产达353.19 万亿元，外资银行在华总资产达3.7 万亿元人民币，批准设立100 多家金融机构，银行、保险等金融机构的外资持股比例已完全取消，外商投资便利程度不断提高等，我国金融开放已取得显著的成就，而银行作为金融业的重要部门，其盈利能力（翟乃森，2021）[1]、风险承担（程孝强，2020）[2]、竞争（符林等，2020）[3]，效率（Gamze 和Pelin，2018）[4]等会受到金融开放的影响。

随着金融开放进程的加快，市场准入门槛降低，管制放松，更多的外资银行进入中国共享发展的红利，金融深化理论认为，金融开放会促进经济的发展，随着金融开放的深化，国内资本来源更加丰富多样，可用资金增加，在乘数效应的作用下，由金融开放带来的资金会在实体经济中的作用进一步放大，可以用来补足银行业在发展中资金的缺口，中小微银行可以在金融市场中进行资金的借贷和融通，提高银行业市场的竞争力。因此金融开放会通过改变金融市场环境和实体经济改变银行业的市场势力。

我国商业银行的市场结构和垄断程度也在不断变化当中。姜德波和颜秉政（2016）[5]通过测度营业收入、总资产和贷款总额的HHI 指数，证明2007 年后，我国银行业的集中度变小，市场结构逐步由垄断向竞争过渡。

目前我国银行业市场集中程度逐步降低，然而由于原有制度背景和政府保护的问题，我国商业银行的市场势力相较于部分发达国家而言仍然较高，会使得流动性创造效率低下（李明辉等，2018）[6]和资源配置的低效率，因此市场势力这一问题不容忽视。

总之，学者们研究金融开放对银行的影响。主要从盈利能力、效率、竞争和风险承担进行研究，鲜有学者在金融开放背景下进行银行业市场结构的研究。基础此，本文从金融开放的法定角度和事实角度研究对银行市场势力的作用机制。此外，规模作为影响银行业的重要因素，还从规模角度，实证检验了金融开放影响银行市场势力的中介效应,旨在为进一步丰富金融开放提供微观证据，从而为推动更高水平的金融开放提供一定的借鉴和参考。

二、实证分析

（一）指标选取

2007 年7 月，银监会通过了《商业银行信息披露办法》，经过三年的贯彻实施，2010 年之后的数据较为全面，且2020 年是外资踏入金融开放舞台的重要时刻，取消外资持股比例限制等政策的实施，我国金融开放进程取得进一步成效，而由于政策实施具有一定的滞后性。因此本文选取我国55 家商业银行2011—2019 年的数据为研究样本进行实证分析。银行层面数据来自BVDOsiris 数据库，货币供应量增速来自《中国统计年鉴》。

1.被解释变量：市场势力。采用勒纳（Lerner）指数作为市场势力的代理变量，该指标代表了价格高于边际成本的比例。

Pit为i银行在t时间内的总资产价格，以总收入占总资产的比例来表示，其中，总收入包括利息收入和非利息收入。MCit为第i家银行在t 时间内的边际成本，计算参考程孝强（2020）[2]。0≤Lerner≤1，勒纳指数的上升意味着垄断程度的上升和竞争水平的下降。从资产负债表层面来看，勒纳指数既在资产端考虑了银行的定价权，又在负债端考虑了其成本效率。

2.解释变量：金融开放。选KOF 全球化指数（KOF globalization index）数据库中的法定事实开放指数和事实金融开放指数。

3.中介变量：为消除量纲的影响，对银行规模取对数作为本文的中介变量。

4.控制变量：净息差（NIM）：（贷款利息收入—存款利息支出）/贷款总额；流动性（CR）：流动资产/流动负债；资本状况/银行资本充足率管制（CAR）：银行自身资本和加权风险资产之比表示；资本化程度（EA）：权益和资产之比表示；资产质量（LDR）：商业银行贷款总额/存款总额来表示；宏观控制变量：货币供应量（M2r）来表示。本文采用插补法来减少缺失值对结果的影响。

（二）模型构建

为了考察金融开放对于银行市场势力的影响，以及探寻金融开放对银行市场势力的传导机制，本文构建了如下面板模型并采用固定效应模型进行回归：

i=1，2，3…，n表示银行的数目，t表示观测值的时间，α和δ表示参数，ε表示随机扰动项。

（三）基准模型实证结果分析

从回归结果可知，法定金融开放越高，银行的市场势力越小。近些年来，“一行两会”批准设立了一百多家外资银行和保险等金融机构，并宣布了五十余条金融业对外开放的措施，全面扩大外资机构的业务范围，彻底取消了之前对于外资持股比例和股东资质等的限制，建立并完善了“沪港通”“深港通”等的互联互通机制。

表1 基准回归

随着一系列放开管制举措的实施，跨境资本的流动效率越来越高效，人民币国际化稳步推进，外资持股比例稳定上升，资本账户可兑换性稳步实现，我国商业银行不断吸收外国先进而又高效的管理经验，使得资金利用效率逐步提高，银行间良性竞争、资源配置愈发公平。

习近平总书记在第五次全国金融工作会议中指出，“推动国有大银行战略转型，发展中小银行和民营金融机构”，金融业开放正稳步推进。因此，有关金融开放政策的出台会进一步优化银行业的市场环境，提高银行业的竞争水平。

由以上回归结果可知，金融开放的事实指标与我国商业银行的市场势力存在正相关关系，且回归系数在1%的水平上显著为正，事实金融开放度提升一个单位，银行市场势力上升0.591 个单位。实际上，外资机构虽然限制解除，但其在中国金融市场的发展仍然面临许多难题，由于原有制度背景和政府管制等的问题，政策性的壁垒成为我国银行业的进入和退出的主要障碍，这种障碍也维护了部分商业银行的垄断地位，造成其市场势力仍然较大，由此国外金融机构在进行投融资活动时，仍然面临着信息不对称的困境，银行业的市场信息可能披露不及时、不健全，国外金融机构不可避免地遭受了“逆向选择”的问题，也导致了银行业的竞争力不足，制约了银行业的创新能力。希克斯的“安逸生活假说”表明，银行市场势力的增大，会使得银行的管理、资金利用等效率变低，从而导致资源的浪费和消费者剩余的减少，这对我国金融开放的深化提出了更高层次、高质量、高水平的要求。

由于政策制度的实施相较于制度本身有一定的滞后性，因此造成了法定金融开放与事实金融开放结果的不一致。但随着金融开放的深入和银行业限制的逐步放开，长期来看，金融开放会为我国经济逐步注入新的活力，银行的本质是服务于实体经济，金融开放的深化也有利于银行业的高水平、高层次、更健康发展，同时也将为新发展格局助力更大的动能。

（四）中介效应实证结果分析

本文参考温忠麟和叶宝娟（2014）[7]对于中介效应的研究，设定模型（4）、模型（5）、模型（6）、模型（7）四个模型，来验证“金融开放—银行规模—银行市场势力”这一传递渠道。

式（5）、式（7）是在式（2）、式（3）的基础上增加解释变量—银行规模。式（4）、式（6）分别考察事实和法定金融开放对银行规模的影响。

以事实开放模型为例，首先考察金融开放对银行市场势力的影响，检验模型（2）中的系数α1，其次检验模型（4）中金融开放对银行规模的影响β1，最后考察金融开放通过银行规模进而影响银行市场势力这一传导机制，检验模型（5）中的系数γ1和γ2。根据中介效应检验的流程，首先，检验模型（2）中的α1，若α1显著，则金融开放对于银行市场势力的影响显著；其次，检验模型（4）和模型（5）中的系数β1和γ2，若两个都显著，则间接效应显著；再次，检验模型（5）中的γ1，若显著，则直接效应显著；最后比较β1γ2和γ1的符号，如果同号，则存在部分中介效应，若异号，则存在遮掩效应。

表2 中介效应回归

模型（2）为事实金融开放对银行市场势力影响的总效应。模型（4）为事实金融开放对银行规模的影响效应，作用系数为0.037，且在1%的水平上显著，也就是说，事实金融开放进程的加大可以显著扩大银行的规模。模型（5）在模型（2）基础上增加了中介变量—银行规模，回归结果显示，系数绝对值变小，但仍然高度显著，且sobel 检验通过。因此，银行规模是事实金融开放影响银行市场势力的部分中介因子，事实金融开放越大，银行规模越大，银行市场势力越大。

模型（3）为法定金融开放对银行市场势力影响的总效应。模型（6）为法定金融开放对银行规模的影响效应，作用系数为-0.041，且在1%的水平上显著，也就是说，事实上，金融开放进程的加大可以减少银行规模的扩大。模型（7）在模型（3）的基础上加入了银行规模的对数，结果显示，核心变量的系数有所下降，因此银行规模为金融开放影响银行市场势力的部分中介因子，且Sobel 检验通过，法定金融开放越大，银行规模越小，银行市场势力越小。

从2001 年我国加入WTO 后，金融步伐越来越快，陆续出台政策降低银行业的准入要求，对于外资银行在地域、业务和持股比例的管制进一步放松，外资银行纷纷进入。2002 年，政府放松了对非利息收入的管控；2003 年，我国政府首次宣布外资金融机构持股比例不得超过25%；2006 年，我国政府全面放开人民币业务，外资银行和中外合资银行享受“国民待遇”；2018 年，我国政府完全解除了对外资所有权的限制，同时也允许外资银行在我国境内开设子银行以及参股中资银行，更加便利了外商投资，因此可能会造成外资银行规模的逐步扩大，从而导致了我国银行业规模相对变小。而同时外资银行规模的扩大可能会带来风险的上升，因此也能够促进当地监管机构完善监管体系和相关法律制度，营造良好的竞争环境，银行业竞争程度加大，市场势力变小。

虽然我国出台了一系列政策开放金融领域，但实际上，在个人业务如理财产品上，外资银行的实力远远不如国内银行。在对公业务上，外资银行相对于国内银行来说，客户来源有限且粘性比较弱。同时，原有业务因为进入壁垒的存在，仍然由国内银行进行丰富和拓展。由于信息不对称的存在，外资银行与国内银行相比来说，存在着更多的沉没成本，因而外资银行在客户的获取和选择上本身存在着一定的劣势。从而造成国内银行仍然处在“龙头”地位，据英国《银行家》杂志2021 年统计，中国工商银行为世界第一大行，一级资本已增至4 399 亿美元，与2020 年相比增加了597 亿美元，税前利润总额同比增长5.2%，占全世界银行业税前利润总额的37%，占亚太地区银行业税前利润总额的69%。我国银行业规模逐年扩大，利润逐年递增，市场势力变大。

（五）稳健性检验

为了检验本文的估计结果是否可靠，通过更换核心变量和对数据缩尾的方法对实证结果进行稳健性检验。

1.更换核心变量。在将勒纳指数替换成赫芬达尔指数后，核心变量仍然显著，且正负号未改变，结果如表3 所示。

表3 稳健性检验——替换勒纳指数为赫芬达尔指数

2.对数据缩尾。本文对所有变量在1%和99%分位水平上进行了缩尾处理，这样可以减小极端数值对于回归结果的影响，结果如表4 所示。

表4 稳健性检验—缩尾

稳健回归结果显示：核心变量依然在1%的显著性水平下显著，且正负号未改变，证明“事实金融开放通过扩大银行规模从而扩大银行市场势力，法定金融开放通过缩小银行规模从而降低银行市场势力”的机制存在，证明了上述结果的稳健性。

三、结论和政策建议

本文以我国2011—2019 年55 家商业银行的数据为研究样本，基于法定和事实金融开放的角度对商业银行市场势力进行了实证检验，并以银行规模为中介变量，进行中介效应分析。研究结果表明：事实金融开放程度越大，银行规模越大，银行市场势力越大；法定金融开放程度越大，银行规模越小，银行市场势力越小。目前，我国金融开放进程取得新进展，但是仍然存在着事实金融开放与法定金融开放不一致的情况，政策实施有一定的滞后性。结合我国金融开放现状，本文试图对我国金融开放与银行业发展提出一些建议以供参考。

（一）优化政策法规，掌握事实开放的节奏

目前我国法定金融开放和事实金融开放之间仍然存在着差距，尽管目前我国金融业开放已经取得了不少成就，但仍然需要进行进一步优化。在解除了外资金融机构进入限制和展业限制后，实际操作中，仍然面临许多问题：市场信息披露不完全、用于对冲风险的金融工具不足等等。在政策制定方面，我国应进一步加大对于金融开放的政策建设，为推动我国金融开放的进程提供制度保障。

（二）扶持中小银行，提升银行业竞争水平

我国中小银行数目占全部银行数目的99%，数量庞大，且中小银行在当地基层牢牢扎根，因此在服务基层群众，扶持小微企业，具有不可或缺的作用。首先，应鼓励中小银行的发展，继续充实中小银行资本。降低中小银行存款准备金率，释放更多的信贷源泉，增强中小银行资本实力。其次，还应该从公司治理、股东行为和资本来源等方面对中小银行入手，进行规范化管理，建立健康长久的发展机制。最后，加大对于中小银行资金的监管，中小银行跨地域吸收储蓄容易造成资金外流，导致县域发展不平衡，会给实体经济造成一定的影响，所以应严格控制中小银行突破地域限制进行展业活动。

（三）加大创新力度，追求银行业稳健发展

如今，客户需求多样，线下成本压力过大，重复性工作较多，银行不应执着于扩大资产和资本规模，而是应该利用大数据进行“智慧运营”，拓宽经营边界、多元化经营业务以及降低经营成本，提升自身的竞争优势。政府可以牵头高校、研究院和银行等构建平台，几方达成合作，共同攻关创新型金融产品，使用大数据根据客户的要求和特点进行个性化、智能化定制，从而提供更为高效便捷的服务。同时，加大对金融人才的培育，提升其开发产品、服务和营销水平，建设具有竞争优势的金融人才队伍。大数据、互联网给予了风险传递更快的渠道，且各种金融创新也会带来新型风险的产生，因此我国政府应该完善风险管理体系，提升金融系统抗风险能力。