王國紅，何德旭

(1.湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430205;2.中國社會科學(xué)院數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究所，北京 100000)

一、引 言

銀行業(yè)的競爭分析，至少可分為三種理論范式:哈佛學(xué)派的結(jié)構(gòu)—行為—績效范式(簡稱SCP范式)、芝加哥學(xué)派的效率—結(jié)構(gòu)范式(簡稱ESH范式)和新實(shí)證主義的產(chǎn)業(yè)組織理論范式(簡稱NEIO范式)。前兩種范式使用的實(shí)證方法被稱為結(jié)構(gòu)方法，其主要分析指標(biāo)包括市場份額(MS)、市場集中度(CRn)、赫希曼—赫芬達(dá)爾指數(shù)(HHI)以及基尼系數(shù);后一種范式使用的實(shí)證方法被稱為非結(jié)構(gòu)方法，主要包括三種模型:Iwata模型、Lau－Bresnahan模型和Panzar－Rosse模型(以下簡稱PR模型)。結(jié)構(gòu)方法作為傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)組織理論的經(jīng)典實(shí)證方法，20世紀(jì)50年代以來曾得到廣泛的運(yùn)用，但如今遭到越來越多的批評;非結(jié)構(gòu)實(shí)證方法則越來越受到學(xué)者們的青睞，成為目前分析銀行業(yè)競爭程度的主要方法，尤其是PR模型。①Iwata模型僅有Shaffer和Disalvol運(yùn)用過一次。PR模型與Lau和Bresnahan模型相比較，不僅數(shù)據(jù)更易獲得，而且具有以下優(yōu)點(diǎn):PR模型使用的簡約型的收入方程比結(jié)構(gòu)方程更易估計(jì);避免了市場范圍的界定;不需要非銀行金融機(jī)構(gòu)的數(shù)據(jù);給定個體銀行的數(shù)據(jù)，利用PR模型能研究不同銀行內(nèi)部的競爭(如大銀行與小銀行、外資銀行與國內(nèi)銀行)。

PR模型通過計(jì)算H值來判斷銀行競爭狀況，這一方法基于Lerner對壟斷力量的度量、Iwata對寡頭壟斷的度量、及Lau，Bresnahan，Panzar和Rosse對可競爭市場競爭狀況的度量。運(yùn)用這種方法對銀行業(yè)競爭狀況進(jìn)行實(shí)證研究始于Shaffer，他分析了美國紐約銀行業(yè)的競爭狀況;此后Nathan和Neave用該方法分析了加拿大銀行業(yè)的競爭;Lolyd－Williams等也用此方法對日本銀行業(yè)進(jìn)行了分析。對歐盟銀行業(yè)競爭狀況研究始于 Molyneux 等，隨后，Bikker和 Groenereld［1］、DeBandt和 Davis［2］等相繼用這一方法對歐盟銀行業(yè)的市場競爭程度進(jìn)行了實(shí)證分析。對發(fā)達(dá)國家銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)的分析，大多數(shù)學(xué)者得出了壟斷競爭的市場結(jié)構(gòu)的結(jié)論。運(yùn)用PR模型的H值對發(fā)展中國家銀行業(yè)競爭程度的研究多見于對南美、中東歐國家的研究，也有對其它發(fā)展中國家銀行業(yè)的分析，如Buchs和Mathisen對加納銀行業(yè)的分析、Pasadilla和Milo對菲律賓銀行業(yè)的分析及Al－Muharrami等對阿拉伯國家銀行業(yè)的分析等［3－4］。相對于對發(fā)達(dá)國家頗為一致的結(jié)論，學(xué)者們對發(fā)展中國家銀行業(yè)競爭狀況的結(jié)論存在較大的分歧，既有壟斷或寡頭壟斷的判斷，也有壟斷競爭的結(jié)論。這與發(fā)展中國家在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場發(fā)育程度等因素上存在很強(qiáng)的層次性和差異性有關(guān)。

國內(nèi)學(xué)者運(yùn)用PR模型的H值對中國銀行業(yè)的研究較少，有代表性的僅有葉欣與趙子依等。葉欣認(rèn)為，中國銀行業(yè)正由高度集中的寡頭壟斷結(jié)構(gòu)向競爭性較強(qiáng)的壟斷競爭型市場結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變［5］;趙子依等研究了1993—2003年的中國銀行業(yè)競爭狀況，結(jié)果表明:中國銀行業(yè)整體上處于壟斷競爭的市場結(jié)構(gòu)，且競爭程度有下降的趨勢;如果把四大國有商業(yè)銀行分開考慮，則四大國有商業(yè)銀行之間的競爭接近完全競爭，其它銀行間的競爭程度明顯低于四大國有商業(yè)銀行間的競爭程度［6］。

運(yùn)用H值對外資銀行的競爭效應(yīng)進(jìn)行研究的文獻(xiàn)不多見，國內(nèi)尚無相關(guān)研究成果，且分歧較大。如Claessens和Laeven對80個國家外資銀行進(jìn)入對東道國銀行業(yè)競爭程度的影響進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)外資銀行進(jìn)入提高了東道國銀行業(yè)的競爭程度［7］;Claessens和Laeven對53個國家的分析，Gelos和Roldos對拉美和歐盟八國的分析［8］，以及Yildirim和Philippatos對11個拉美國家的分析都得出了同樣的結(jié)論［9］;但Yeyati和Micco對8個拉美國家的分析卻得出外資銀行滲透弱化了銀行業(yè)競爭的結(jié)論，Maritines和Mody對拉美五國的經(jīng)驗(yàn)研究也得出了同樣的結(jié)論。由此帶來的問題是:外資銀行進(jìn)入對中國銀行業(yè)產(chǎn)生了怎么樣的影響，是強(qiáng)化了競爭，或是弱化了競爭，還是競爭程度不變?

二、模型與數(shù)據(jù)

1.實(shí)證模型構(gòu)建

根據(jù)Colwell和Davis的劃分，模型化銀行業(yè)投入產(chǎn)出的實(shí)證方法分為產(chǎn)品法和中介法，它們都運(yùn)用古典微觀經(jīng)濟(jì)理論，但對銀行業(yè)務(wù)的性質(zhì)判斷存在分歧。產(chǎn)品法認(rèn)為，銀行是運(yùn)用勞動力和物質(zhì)資本作為投入品來為借貸雙方服務(wù)的多產(chǎn)品部門;中介法則認(rèn)為，銀行的存款和貸款業(yè)務(wù)有根本的區(qū)別，存款是可分的、流動的、短期的和無風(fēng)險(xiǎn)的資產(chǎn)，而貸款是不可分的、非流動的、長期的和有風(fēng)險(xiǎn)的資產(chǎn)，且二者在數(shù)量上并不必然相等，因此，銀行是運(yùn)用勞動力、物質(zhì)資本和金融資本作為投入品來制造貸款的單一產(chǎn)品部門。這一思想與Sealey和Lindley提出的銀行多級產(chǎn)品程序思想相一致，即銀行的制造程序是使用勞動力、金融資本和物質(zhì)資本作為基本投入品，將存款作為中間輸出品，最后輸出貸款的過程。PR模型采納了中介法，將勞動力、金融資本和物質(zhì)資本作為基本投入品，建立了一個簡約形式的收入方程，以收入作為因變量，以勞動力、金融資本、物質(zhì)資本以及其他銀行特性的指標(biāo)作為自變量，在利潤最大化的假定下，通過考核收入變量對三大投入品變量的彈性和來衡量銀行業(yè)市場的競爭程度，并將這一彈性和命名為H統(tǒng)計(jì)量。根據(jù)Panzar和Rosse，H值的大小影響銀行業(yè)的市場競爭條件。在一個共謀性市場中，利潤最大化的約束條件使得投入要素價格上升導(dǎo)致邊際成本上升，從而降低均衡產(chǎn)出和均衡收入，因此，對壟斷市場、完全共謀市場或者同質(zhì)猜測變量寡頭壟斷市場，H≤0;在完全競爭市場上，投入要素價格的上升使得邊際成本和邊際收入上升相同比例，因此H=1;在壟斷競爭市場中，0≤H≤1。

PR模型同時使用以下主要假定:(1)銀行在他們的長期均衡上經(jīng)營，且是一個追求利潤最大化的經(jīng)營實(shí)體。(2)銀行的績效受市場中其它參與者的行動影響(完全壟斷市場除外)。(3)成本結(jié)構(gòu)同質(zhì)，生產(chǎn)函數(shù)是標(biāo)準(zhǔn)的柯布—道格拉斯函數(shù)(具有固定規(guī)?；貓?bào))。(4)需求價格彈性大于1。

為衡量外資銀行進(jìn)入對中國銀行業(yè)的競爭效應(yīng)，鑒于難以獲得在中國境內(nèi)經(jīng)營的外資銀行的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，我們的分析分為兩步:第一步分析1995—2006年中國銀行業(yè)的市場競爭程度，獲得Ht值;第二步以Ht值為因變量，以外資銀行的機(jī)構(gòu)數(shù)、總資產(chǎn)等變量為自變量，分析外資銀行進(jìn)入對Ht值的影響。沿襲Gelos和Roldos［8］，Buchs和Mathisen［3］的方法，我們使用兩個簡約形式的收入方程，構(gòu)建第一步的實(shí)證模型:

其中，TR表示總收入，TRI表示總利息收入。PF表示貸款費(fèi)用率，即貸款的單位價格，由于中國商業(yè)銀行的利率市場化程度不高，單一的利息支出不足以衡量貸款費(fèi)用支出，因此我們用利息支出與營業(yè)費(fèi)用之和比總存款表示。PL表示人均費(fèi)用率，即勞動力的單位價格，一般用員工工資費(fèi)用支出比員工人數(shù)，由于中國商業(yè)銀行福利除了員工工資、獎金外，還有其他隱性費(fèi)用支出，如住房補(bǔ)貼支出，因此我們用總支出取代單一的工資支出表示員工費(fèi)用;同時由于中國銀行業(yè)員工人數(shù)的數(shù)據(jù)1999年前缺失，Gelos和Roldos［8］，Buchs和Mathisen［3］曾用存款與貸款之和來代替，本文也采用這一做法。PK表示資本費(fèi)用率，即資本的單位價格，一般用非利息支出成本比固定資產(chǎn)表示。另外三個EQTY，LOATA，TA分別表示銀行特性的控制變量，其中前兩個是用來表示兩類不同銀行風(fēng)險(xiǎn)的指標(biāo)，分別用股東權(quán)益/總資產(chǎn)、總貸款/總資產(chǎn)表示，后一個表示銀行規(guī)模，作為銀行經(jīng)濟(jì)規(guī)?；蚍墙?jīng)濟(jì)規(guī)模的替代，用總資產(chǎn)表示。ε為誤差項(xiàng)，i表示第i家銀行，t表示時間。

上述模型需要說明以下三點(diǎn):

第一，以前研究大多使用一個比例因變量(如收入/資產(chǎn)或利息收入/資產(chǎn))作為被解釋變量［9］，認(rèn)為這樣做有助于剔除不同銀行在規(guī)模上的差異;而目前更多學(xué)者則認(rèn)為，使用比例因變量會使PR模型從一個收入方程變?yōu)橐粋€價格方程，而PR模型卻是一個收入方程。如Vesala認(rèn)為，使用比例因變量會帶來偏誤，因?yàn)镻R模型將銀行總資產(chǎn)作為內(nèi)生變量來處理，而使用比例因變量則是將總資產(chǎn)當(dāng)做外生變量來處理;Bikker等進(jìn)一步分析了這一設(shè)定偏誤問題，指出這一設(shè)定偏誤雖然不會導(dǎo)致對市場結(jié)構(gòu)錯誤的結(jié)論，但它會高估H值。因此，本文采用非比例因變量(TR和TRI)，避免高估H值。

第二，雖然Casu和Girardone，Rozas都僅使用收入/總資產(chǎn)或凈收入/總資產(chǎn)作為因變量，并且認(rèn)為在目前利息收入和非利息收入之間的區(qū)分并不相關(guān)，但考慮到中國國情，特別是中國銀行業(yè)的收入大部分仍來自于存貸利差，中間業(yè)務(wù)并沒有得到很大發(fā)展的現(xiàn)狀，我們也使用利息收入因變量，而且這樣做能使我們辨識中國目前的銀行是否還是傳統(tǒng)的金融中介。

第三，H= ∑hi(i=1，2，3)。

PR模型假設(shè)銀行在長期均衡市場上經(jīng)營，因此，在計(jì)算H值之前，必須檢驗(yàn)研究樣本中的中國銀行業(yè)是否在長期均衡市場上經(jīng)營，此時，銀行業(yè)的資產(chǎn)回報(bào)率應(yīng)等于市場風(fēng)險(xiǎn)回報(bào)率，即資產(chǎn)回報(bào)率應(yīng)與投入要素成本無關(guān)，因此為檢驗(yàn)H值的競爭均衡性，構(gòu)建下述模型:

其中，ROA表示資產(chǎn)回報(bào)率(凈利潤/總資產(chǎn))，因?yàn)镽OA可能為負(fù)數(shù)，效仿Claessens和Laeven、Utrero－Gonzalez的做法，我們將(1+ROA)作為因變量。其他變量與模型(1)和(2)相同。

第二步的分析模型構(gòu)建如下:

其中，CR4表示中國最大的4家銀行的資產(chǎn)市場份額，n/N表示外資銀行的機(jī)構(gòu)數(shù)/中國銀行的機(jī)構(gòu)總數(shù)，F(xiàn)BTA/TA表示外資銀行資產(chǎn)/中國銀行業(yè)總資產(chǎn)，IIt表示銀行業(yè)的不穩(wěn)定系數(shù)，IIt=∑Ni=1|Si，t－Si，t－1| 。Si，t表示第 i家銀行在 t期的資產(chǎn)市場份額，Si，t－1表示第 i家銀行在 t－1 期的資產(chǎn)市場份額，IIt越大，銀行業(yè)的不穩(wěn)定性程度越大。

通過這一方程，可以辨識:(1)競爭程度與集中度的關(guān)系，驗(yàn)證SCP假說。(2)外資銀行的機(jī)構(gòu)數(shù)、資產(chǎn)數(shù)與競爭程度的關(guān)系。①Claessens，Demirg－Kunt和Harry Huizinga發(fā)現(xiàn)，外資銀行的數(shù)量增減比其資產(chǎn)規(guī)模更能影響東道國銀行業(yè)的市場競爭程度，為驗(yàn)證這一觀點(diǎn)在中國的適用性，我們同時選擇外資銀行的機(jī)構(gòu)數(shù)和資產(chǎn)數(shù)作為自變量。(3)競爭程度與銀行業(yè)穩(wěn)定程度的關(guān)系。②對銀行業(yè)競爭與穩(wěn)定之間的關(guān)系，經(jīng)濟(jì)學(xué)家莫衷一是，既有認(rèn)為正相關(guān)的，也有認(rèn)為負(fù)相關(guān)的，還有認(rèn)為不相關(guān)的。我們引入銀行不穩(wěn)定系數(shù)II的目的，是想驗(yàn)證中國目前銀行業(yè)競爭與穩(wěn)定的真實(shí)關(guān)系。

2.數(shù)據(jù)描述

H值和Ht值的計(jì)算，我們選取的樣本為中國工商銀行、中國農(nóng)業(yè)銀行、中國銀行、中國建設(shè)銀行、交通銀行、中信實(shí)業(yè)銀行、華夏銀行、民生銀行、廣東發(fā)展銀行、深圳發(fā)展銀行、招商銀行、興業(yè)銀行和上海浦東發(fā)展銀行等13家銀行。①光大銀行缺2004和2005年的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，無法補(bǔ)充數(shù)據(jù)，因此樣本中沒包括光大銀行。為保證競爭性均衡檢驗(yàn)，需要排除那些剛剛成立或成立時間不久的銀行，因?yàn)樗鼈兊男袨椴坏湫?，所以我們將浙商銀行、渤海銀行等銀行沒有列為研究對象。樣本期為1995—2006年。②選擇1995年為樣本的起點(diǎn)，是因?yàn)镻R模型假設(shè)銀行是追求最大利潤的經(jīng)濟(jì)實(shí)體，中國1994年成立三家政策性銀行，可將此后的中國銀行企業(yè)大致認(rèn)為是追求利潤最大化的實(shí)體，雖然它們由于制度環(huán)境和經(jīng)濟(jì)環(huán)境的約束仍存在較強(qiáng)的軟預(yù)算約束行為。數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)和每年的截面數(shù)據(jù)，③面板數(shù)據(jù)用來分析中國銀行業(yè)1995—2006年的H統(tǒng)計(jì)值，橫截面數(shù)據(jù)用來分析中國銀行業(yè)1995—2006年每年的Ht統(tǒng)計(jì)值。根據(jù)《中國金融年鑒》(1996—2007)、中國人民統(tǒng)計(jì)季報(bào)以及國泰安信息研究中心的銀行財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)庫等資料匯總計(jì)算而來，并且均以1995年為基期按CPI指數(shù)進(jìn)行了價格調(diào)整。由于這13家銀行在資產(chǎn)、存款和貸款三個指標(biāo)上都占到了銀行業(yè)總規(guī)模的90%左右，因此樣本選擇是有代表性的。

在《中國金融年鑒》中各個銀行的資產(chǎn)負(fù)債表和損益表的統(tǒng)計(jì)口徑并不盡相同，我們根據(jù)需要進(jìn)行了必要的調(diào)整。某些年份有些銀行的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失，④1995年缺華夏銀行、民生銀行、招商銀行和上海浦東發(fā)展銀行的某些財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，1996年和1997年缺招商銀行的利息收支，2005年缺廣東發(fā)展銀行的部分?jǐn)?shù)據(jù)。由于面板數(shù)據(jù)模型的計(jì)量要求樣本為平衡樣本，考慮到剔除這些銀行會影響樣本的代表性，因此我們采取補(bǔ)充數(shù)據(jù)的辦法，對1995年的缺失數(shù)據(jù)，采用橫向?qū)Ρ鹊姆椒ǎc相似規(guī)模的銀行比較類推得到;對1995—2006年其間的缺失數(shù)據(jù)，采用縱向的時間趨勢平滑法補(bǔ)充。對面板數(shù)據(jù)，在整個樣本期間，共搜集到156組，其中原四大國有商業(yè)銀行數(shù)據(jù)48組，其他股份制商業(yè)銀行數(shù)據(jù)108組。對于截面數(shù)據(jù)，每年13組。

外資銀行進(jìn)入的競爭效應(yīng)測度模型所選取數(shù)據(jù)是1996—2006年中國銀行業(yè)Ht值、前四家銀行資產(chǎn)市場份額(CR4)、外資銀行的機(jī)構(gòu)數(shù)與中國銀行業(yè)總機(jī)構(gòu)數(shù)的比值(n/N)、外資銀行總資產(chǎn)與中國銀行業(yè)總資產(chǎn)的比值(FBTA/TA)以及中國銀行業(yè)的不穩(wěn)定系數(shù)(IIt)，5個序列11組數(shù)據(jù)。⑤以1996年為起點(diǎn)，是因?yàn)镮It的計(jì)算要滯后一期。

三、中國銀行業(yè)的長期均衡性競爭檢驗(yàn)

中國銀行業(yè)的H值的計(jì)量，由于使用的是面板數(shù)據(jù)，因此必須明確以下兩點(diǎn):一是決定使用固定效應(yīng)回歸模型，還是隨機(jī)效應(yīng)的回歸模型;二是如果是固定效應(yīng)回歸模型，則還必須考慮是使用普通最小二乘法(OLS)，還是使用其他加權(quán)方法。對第一點(diǎn)，有些學(xué)者先驗(yàn)性地使用固定效應(yīng)回歸模型，也有學(xué)者通過Hausman檢驗(yàn)來決定取舍。為了模型使用的科學(xué)性和準(zhǔn)確性，我們通過計(jì)算Hausman值來決定回歸模型的選擇。由于Eviews5.0分析軟件并沒有直接進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，因此我們套用Hausman公式來計(jì)算其值。運(yùn)用Matlab編程進(jìn)行矩陣的運(yùn)算，得到模型(1)、(2)、(3)的 Hausman值分別為36.9346、14.3018、20.3999。因?yàn)?Hausman值服從自由度為 n的 χ2分布，所以當(dāng)自由度為7時，在0.5%的顯著性水平下，χ2(7)=20.278＜20.3999＜36.9346，說明模型(1)和模型(2)的回歸分析應(yīng)拒絕Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)——隨機(jī)效應(yīng)好于固定效應(yīng)，接受固定效應(yīng)的回歸模型;同樣，在5%的顯著性水平下，χ2(7)=14.067＜14.3018，模型(3)也應(yīng)拒絕Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)，接受固定效應(yīng)的回歸模型。這一結(jié)論與大多數(shù)文獻(xiàn)采用固定效應(yīng)的回歸模型來分析銀行業(yè)的競爭效應(yīng)是一致的。接下來還須決定回歸方法的選擇，即最小二乘法還是其他。早期PR模型分析多使用廣義最小二乘法，但為了消除數(shù)據(jù)可能存在的異方差，現(xiàn)在的文獻(xiàn)多使用廣義最小二乘法(GLS)。通過對模型殘差散點(diǎn)圖的觀測，模型可能存在異方差，因此我們同樣使用廣義最小二乘法。基于上述選擇，運(yùn)用Eviews5.0分析軟件，模型(1)、(2)和(3)的回歸結(jié)果如表1所示。

從表1可知，比較模型(1)和模型(2)，模型(2)更優(yōu)。雖然兩個模型的R2都很高，接近于1;F值和DW值也都很好，但模型(1)存在兩個問題:一是在5%的顯著性水平下，對H=1的Wald檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)值不僅偏小，而且其概率等于0.2513，說明模型不能拒絕H=1的假設(shè)，即中國銀行業(yè)的市場結(jié)構(gòu)是完全競爭型的市場結(jié)構(gòu)，這與模型(1)的H值(0.7794)不一致;二是部分t值在5%的顯著性水平下不能通過檢驗(yàn)，說明模型存在多重共線性可能。而模型(2)則不存在這兩個問題，Wald檢驗(yàn)的p值都很小，說明在5%顯著性水平下，應(yīng)拒絕H=0和H=1的假設(shè)，接受0﹤H﹤1的假設(shè)，即認(rèn)為中國銀行業(yè)是壟斷競爭型市場結(jié)構(gòu)，這與模型(2)的H值(0.6270)是相吻合的;同時，所有的t值在5%的顯著性水平下都能通過檢驗(yàn)。因此，用利息收入作為PR模型的被解釋變量在中國目前是最恰當(dāng)?shù)?，這也說明了中國目前的銀行還屬于傳統(tǒng)的信用中介，即主要的收入來源是利差。

表1 中國銀行業(yè)1995—2006年間13家銀行的PR模型回歸結(jié)果

從競爭性均衡檢驗(yàn)的回歸結(jié)果來看，H=0.0013，接近于0;同時在5%顯著性水平下，Wald(H=0)的p值為0.2012，說明不能拒絕H=0的假設(shè);Wald(H=1)的p值很小，說明拒絕接受H=1的假設(shè)，因此H=0通過假設(shè)檢驗(yàn)，說明1995—2006年間中國銀行業(yè)是在長期均衡水平上運(yùn)營。模型惟一的不足是R2偏小，可能的解釋是我們對ROA進(jìn)行了處理，即都加了1，影響了模型的準(zhǔn)確性。

四、外資銀行進(jìn)入的競爭效應(yīng)分析

由于1995—2006年間中國銀行業(yè)是在長期均衡水平上運(yùn)營，因此我們可對這期間的每一年計(jì)算其Ht值，以它為被解釋變量，加入外資銀行的相關(guān)變量，考察外資銀行進(jìn)入對Ht的影響;同時加上CR4(中國最大的4家銀行的資產(chǎn)市場份額)和IIt(銀行業(yè)的不穩(wěn)定系數(shù))兩個解釋變量，以反映市場集中度和銀行業(yè)的不穩(wěn)定程度對Ht的影響。變量取對數(shù)的作用不僅體現(xiàn)在可得到平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)，消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，而且不會改變時間序列的性質(zhì)和相互關(guān)系，由此構(gòu)建模型(4)。

模型(4)的相關(guān)數(shù)據(jù)如表2所示。

表2 模型(4)的相關(guān)數(shù)據(jù)

模型(4)有這樣幾個目的:(1)回歸計(jì)算市場份額與市場競爭程度Ht的相關(guān)性，驗(yàn)證SCP假說。(2)回歸計(jì)算不穩(wěn)定系數(shù)與市場競爭程度Ht的相關(guān)性，驗(yàn)證穩(wěn)定與競爭的相關(guān)性。(3)檢驗(yàn)外資銀行機(jī)構(gòu)數(shù)和資產(chǎn)市場份額與市場競爭程度Ht的格蘭杰因果關(guān)系，以驗(yàn)證Claessen等認(rèn)為的“外資銀行進(jìn)入發(fā)展中國家的效率改進(jìn)效應(yīng)與外資銀行進(jìn)入的數(shù)量而不是其所占據(jù)的市場份額相關(guān)”這一結(jié)論。(4)檢驗(yàn)外資銀行機(jī)構(gòu)數(shù)和(或)資產(chǎn)市場份額對市場競爭程度Ht的顯著性，說明外資銀行進(jìn)入的競爭效應(yīng)。

由于是時間序列數(shù)據(jù)，而現(xiàn)實(shí)中大部分時間序列變量為非平穩(wěn)變量，對非平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸會導(dǎo)致偽回歸，因此在回歸前必須進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。目前解決這一問題的常用方法是運(yùn)用ADF檢驗(yàn)法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。我們運(yùn)用ADF檢驗(yàn)對模型(4)的五個序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

第一步:確定滯后期。最優(yōu)滯后期的選擇主要依據(jù)的是AIC和SC兩個準(zhǔn)則，以回歸后得到的最小的AIC值和SC值為標(biāo)準(zhǔn)，具體結(jié)果如表3所示。

表3 每個序列滯后期的單位根檢驗(yàn)

第二步:對水平數(shù)據(jù)在相應(yīng)滯后期情況下進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，如果不平穩(wěn)再對一階差分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。具體結(jié)果如表4所示。

表4 模型(4)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明，所有變量原時間序列都是一階單整的時間序列變量。所有變量的原值在1%和5%的顯著性水平下均無法通過顯著性檢驗(yàn)，說明存在單位根，不能拒絕零假設(shè)H0:p=1;一階差分后，Ht序列在1%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的假設(shè)，其他變量序列在5%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的假設(shè)，說明所有變量具有一階單整性I。對同階單整性的非平穩(wěn)序列只要通過協(xié)整檢驗(yàn)，我們就可進(jìn)行回歸分析。對于變量之間協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，通常有兩種方法:一是Engle和Granger提出的基于協(xié)整回歸殘差的兩步檢驗(yàn)法;二是Johansen和Juelius提出的基于VAR的協(xié)整系統(tǒng)檢驗(yàn)。本文采用前者來檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系，因?yàn)镴ohansen協(xié)整檢驗(yàn)比較適合于對大樣本的分析，但我們的樣本量較小，因此我們采用對殘差序列e做單位根檢驗(yàn)以判斷模型協(xié)整關(guān)系的方法。通過對殘差序列e做ADF檢驗(yàn)，得到ADF檢驗(yàn)值為－4.015，小于顯著性水平5%時的臨界值－3.213，因此可認(rèn)為估計(jì)殘差序列e為平穩(wěn)序列，表明模型(4)具有協(xié)整關(guān)系，能對它進(jìn)行回歸分析。

在模型(4)是平穩(wěn)的狀態(tài)下，我們先對其進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，根據(jù)AIC值和SC值標(biāo)準(zhǔn)確定滯后階數(shù)為1階，相應(yīng)的回歸結(jié)果如表5和表6所示。

表5 lnHt與ln(n/N)的格蘭杰因果性檢驗(yàn)

表6 lnHt與ln(FBTA/TA)的格蘭杰因果性檢驗(yàn)

從表5和表6可看出，外資銀行機(jī)構(gòu)數(shù)與市場競爭程度Ht不存在因果關(guān)系，而外資銀行的資產(chǎn)市場份額是市場競爭程度Ht的格蘭杰原因。因此我們對模型(4)作修正，剔除外資銀行機(jī)構(gòu)數(shù)這一變量，建立如下模型:

對模型(5)作回歸，其回歸分析結(jié)果如表7所示。

表7 模型(5)的回歸分析結(jié)果

從表7中反映的R2、DW值、AIC值、SC值以及F值可看出，模型的擬合程度較好。從解釋變量與被解釋變量的關(guān)系看:(1)市場集中度(CR4)與市場競爭程度(Ht)呈一定程度的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這與經(jīng)濟(jì)理論是一致的，即市場越集中，市場的壟斷程度越高，這在一定程度上驗(yàn)證了“SCP假說”。(2)外資銀行市場份額(FBTA/TA)與市場競爭程度(Ht)呈一定的正相關(guān)，但顯著性程度不高(t值小)。(3)市場穩(wěn)定程度與市場競爭程度(Ht)呈現(xiàn)很弱的負(fù)相關(guān)。這一結(jié)果不支持Allen和Gale的觀點(diǎn)［10］。

根據(jù)上面的實(shí)證結(jié)果，我們可得出這樣一些判斷:

第一，“SCP假說”的成立說明市場結(jié)構(gòu)對中國銀行業(yè)的行為進(jìn)而對績效產(chǎn)生重大影響，因此市場結(jié)構(gòu)改革仍是我們改革的重點(diǎn)。雖然從1995—2006年中國銀行業(yè)的市場結(jié)構(gòu)改革取得了很大進(jìn)展(從表2中Ht值的不斷提高可看出)，但競爭程度仍較低(H值為0.6270)，仍需繼續(xù)深化市場結(jié)構(gòu)的改革。

第二，外資銀行進(jìn)入對提高中國銀行業(yè)市場的競爭程度起到了一定的促進(jìn)作用，但影響不顯著，可能的解釋是外資銀行目前的市場份額太小，還難以對中國銀行特別是原四大國有商業(yè)銀行構(gòu)成威脅，因此對提升競爭的作用有限。

第三，外資銀行機(jī)構(gòu)數(shù)與Ht值不相關(guān)，外資銀行資產(chǎn)份額是Ht值的格蘭杰原因，這與Claessens等對80個國家7 900家銀行所得出的判斷不一致，可能的解釋是中國在原有的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下形成了國有銀行一家獨(dú)大的局面，目前雖然正在進(jìn)行市場結(jié)構(gòu)改革，包括在國內(nèi)設(shè)立新的股份制商業(yè)銀行，從國外引入外資銀行，但短期內(nèi)還難以憾動國有銀行的寡頭壟斷格局。特別是如果引進(jìn)的是小規(guī)模的外資銀行，其對國有銀行的影響則更有限。

第四，人們通常認(rèn)為，外資銀行的進(jìn)入，勢必會帶來一國國內(nèi)市場的不穩(wěn)定，進(jìn)而導(dǎo)致該國市場競爭程度的變化，要么是壟斷的加深，要么是競爭的強(qiáng)化;但實(shí)證結(jié)果表明，外資銀行的進(jìn)入雖然會使穩(wěn)定性有所下降，但這種影響太小，幾乎可以忽略不計(jì)。

五、結(jié)論和政策建議

實(shí)證結(jié)果表明:(1)中國銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)是壟斷競爭型市場結(jié)構(gòu)，中國銀行業(yè)仍然屬于傳統(tǒng)的信用中介，利息收入是其主要收入來源;可喜的是，中國銀行業(yè)競爭程度正逐步提高。(2)目前外資銀行進(jìn)入一定程度上加強(qiáng)了中國銀行業(yè)市場的競爭，但作用有限;其中，外資銀行的機(jī)構(gòu)數(shù)與市場競爭不存在格蘭杰因果關(guān)系，其資產(chǎn)份額與市場競爭存在一定的正相關(guān)關(guān)系。(3)1995—2006年間，中國銀行業(yè)市場支持“市場力假說”，即市場集中度越高，市場競爭程度越低。(4)市場穩(wěn)定程度與市場競爭程度(Ht)存在很弱的負(fù)相關(guān)，這破除了一些人擔(dān)心引進(jìn)規(guī)模大、實(shí)力強(qiáng)的外資銀行可能對中國銀行業(yè)的穩(wěn)定性帶來不利影響的顧慮。

相應(yīng)的政策建議是:

1.堅(jiān)持市場結(jié)構(gòu)改革取向，大力引進(jìn)規(guī)模大、實(shí)力強(qiáng)的外資銀行

市場結(jié)構(gòu)改革和產(chǎn)權(quán)改革是目前中國銀行業(yè)改革的兩只“車輪”，其中，市場結(jié)構(gòu)改革是一項(xiàng)宏觀改革措施，旨在營造良好的競爭氛圍;而產(chǎn)權(quán)改革是一項(xiàng)微觀改革措施，旨在為國有商業(yè)銀行轉(zhuǎn)換經(jīng)營機(jī)制創(chuàng)造條件。引入外資銀行即是實(shí)行市場結(jié)構(gòu)改革的重大舉措。本文證明:外資銀行，特別是資產(chǎn)規(guī)模大的外資銀行進(jìn)入確實(shí)提高了中國銀行業(yè)的競爭程度，但目前作用有限。因此從目前來看，引進(jìn)外資銀行的力度還應(yīng)加強(qiáng)，包括:優(yōu)化市場的信用環(huán)境和法制環(huán)境;減少對外資銀行的審批手續(xù);加強(qiáng)銀行業(yè)外向型人才的培訓(xùn);等等。在大力引進(jìn)的同時，也要防止盲目引進(jìn)，具體說，一是避免將引進(jìn)外資銀行當(dāng)作地方政府政績考核指標(biāo)看待，只顧數(shù)量不顧質(zhì)量地引進(jìn)，或者是用超國民優(yōu)惠待遇來引進(jìn)外資銀行。二是注意引進(jìn)外資銀行的地區(qū)分布，改變目前外資銀行大多集中于沿海地區(qū)的不平衡分布狀態(tài)，注重外資銀行在全國的均衡布局。

2.加強(qiáng)銀行業(yè)務(wù)創(chuàng)新，增強(qiáng)本土銀行競爭力

創(chuàng)新是銀行利潤的源泉，是體現(xiàn)銀行核心競爭力的關(guān)鍵因素。中國銀行業(yè)的利潤主要來自利差收入，創(chuàng)新動力與創(chuàng)新能力不強(qiáng)，當(dāng)面臨外資銀行咄咄逼人的競爭態(tài)勢時，心有余而力不足，最終會在這場競爭實(shí)力的較量中敗下陣來。因此，中國銀行業(yè)的當(dāng)務(wù)之急是加強(qiáng)業(yè)務(wù)創(chuàng)新，拓展中間業(yè)務(wù)，切實(shí)有效地增強(qiáng)本土銀行的競爭力。學(xué)界給銀行業(yè)務(wù)創(chuàng)新開的處方是“觀念創(chuàng)新、制度創(chuàng)新和業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型等的綜合創(chuàng)新”，這一處方從理論上講沒有什么問題，但實(shí)踐上并不可行，因?yàn)橹袊纳虡I(yè)銀行目前不需要創(chuàng)新就能獲得豐厚的利潤:一是存貸款利差大。二是中國企業(yè)的融資結(jié)構(gòu)是以間接融資為主的結(jié)構(gòu)，企業(yè)對貸款的需求剛性強(qiáng)。三是創(chuàng)新往往意味著風(fēng)險(xiǎn)，意味著成本增加，導(dǎo)致創(chuàng)新收益可能不足以彌補(bǔ)成本的增加。所以加強(qiáng)銀行業(yè)務(wù)創(chuàng)新，主要有兩點(diǎn):一是利率市場化，由市場決定存貸款利差。二是加強(qiáng)金融市場結(jié)構(gòu)調(diào)整，分流對商業(yè)銀行剛性的資金需求，促使各類金融市場均衡協(xié)調(diào)發(fā)展。

3.加強(qiáng)對外資銀行的競爭性管制，優(yōu)化本土市場競爭環(huán)境

銀行業(yè)既需要審慎性監(jiān)管，又需要競爭性管制。目前對外資銀行審慎性監(jiān)管討論的較多，但對其競爭性管制探討的甚少。外資銀行進(jìn)入后的管制比引入本身更為重要。大力引入外資銀行并非是不要管制的引入，加強(qiáng)管制的目的是優(yōu)化國內(nèi)銀行市場的競爭環(huán)境。如果缺乏對外資銀行的競爭性管制措施，勢必引發(fā)外資銀行的反競爭行為，惡化中國銀行業(yè)市場的競爭環(huán)境。迄今為止，中國仍缺乏對外資銀行進(jìn)行競爭性管制的機(jī)構(gòu)、法律和經(jīng)濟(jì)分析方法的研究。因此，在放開對外資銀行的地區(qū)限制和業(yè)務(wù)限制后，在外資銀行已大量進(jìn)入中國的今天，建立對外資銀行反競爭行為的管制體系已是刻不容緩，具體的政策建議是:(1)確立對外資銀行進(jìn)行競爭性管制的機(jī)構(gòu)，建議由商務(wù)部反壟斷局行使這一職責(zé)，同時建立商務(wù)部與中央銀行、銀行監(jiān)督管理委員會之間的信息交流與溝通機(jī)制。(2)制定《外資銀行競爭性管制指南》或《外資銀行管制法》作為對外資銀行反競爭性行為的管制依據(jù)。(3)加強(qiáng)商務(wù)部反壟斷局與境外反壟斷部門的雙邊和多邊合作。(4)吸收更多的專門從事外資銀行反壟斷研究的經(jīng)濟(jì)學(xué)家和法學(xué)家進(jìn)入商務(wù)部反壟斷局經(jīng)濟(jì)分析處，使得對外資銀行的反壟斷管制更科學(xué)。

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