王志強(qiáng)，熊海芳

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，遼寧 大連 116025)

一、引 言

商業(yè)銀行是主要的金融中介，在貨幣政策傳導(dǎo)過程中有著重要作用，尤其是在我國，商業(yè)銀行通過信貸市場對貨幣政策的影響特別重要。隨著銀行業(yè)的不斷改革，我國銀行業(yè)的市場結(jié)構(gòu)也在發(fā)生著變化，一些研究表明我國銀行業(yè)競爭程度在不斷上升［1-2］。銀行市場競爭的加劇必然會(huì)影響銀行在信貸市場的行為，進(jìn)而影響貨幣政策的信貸傳導(dǎo)效果，因此，有必要考察銀行業(yè)市場競爭程度對貨幣政策傳導(dǎo)的影響。理論上，銀行競爭對貨幣政策的影響有兩個(gè)方面:一方面，壟斷的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)會(huì)降低銀行信貸規(guī)模對貨幣政策的敏感程度，導(dǎo)致貨幣政策效果不明顯，相反，競爭則有利于貨幣政策傳導(dǎo)［3-4］;另一方面，銀行競爭會(huì)減少信息不對稱進(jìn)而使得借貸成本下降，貨幣政策調(diào)整時(shí)銀行信貸客戶在銀行間轉(zhuǎn)移就比較方便、受到信貸調(diào)控的壓力較小，即競爭會(huì)弱化貨幣政策信貸傳導(dǎo)［4］?？梢?，銀行在信貸市場的競爭行為對貨幣政策效果的影響最終是不確定的，因此，考察我國銀行競爭變化對貨幣政策信貸傳導(dǎo)的實(shí)際影響有助于央行改善貨幣政策效果。

貨幣政策傳導(dǎo)渠道有多種，包括利率渠道、信貸渠道以及貨幣渠道等。在考察銀行競爭對貨幣政策傳導(dǎo)效果影響的研究中，一些研究分析利率渠道的傳導(dǎo)，因?yàn)殂y行競爭直接影響的就是銀行在信貸市場上的價(jià)格行為，即存貸款利率，銀行市場競爭程度越高，央行的利率政策就會(huì)更快地傳導(dǎo)到市場中［5］。在我國，經(jīng)驗(yàn)研究表明信貸渠道占有重要地位［6］，銀行貸款是主要的傳導(dǎo)渠道［7］，基于此，本文將主要分析銀行業(yè)市場競爭程度對貨幣政策信貸傳導(dǎo)的影響。

與大多數(shù)研究采用集中度、Lerner指數(shù)、赫芬達(dá)HHI指數(shù)以及Panzar和Rosse［8］提出的H統(tǒng)計(jì)量等方法衡量銀行業(yè)的競爭程度不同，本文使用一種新的競爭程度衡量方法——Boone指數(shù)。Boone指數(shù)是一種根據(jù)效率對績效的影響來計(jì)算競爭程度的衡量方法，近年來被用于衡量銀行業(yè)的競爭程度。采用Boone指數(shù)的優(yōu)點(diǎn)在于［5］:第一，能夠避免集中度、HHI等指標(biāo)對銀行競爭的不合理度量，因?yàn)殂y行的集中度與競爭程度不是對應(yīng)的［9］，而HHI只考慮銀行數(shù)量、規(guī)模等市場結(jié)構(gòu)性因素，不能準(zhǔn)確測度銀行業(yè)市場的競爭程度;第二，能夠?qū)ｉT對銀行的信貸市場競爭程度進(jìn)行衡量，而不像H統(tǒng)計(jì)量等指標(biāo)是對整個(gè)銀行經(jīng)營競爭程度的衡量，這在分析銀行信貸市場的競爭對貨幣政策信貸傳導(dǎo)機(jī)制的影響中顯得尤為重要。

本文的創(chuàng)新之處在于:一是在控制銀行規(guī)模、流動(dòng)性、資本和融資 (包括IPO和SEO)等銀行異質(zhì)因素以及宏觀因素后，采用Boone指數(shù)和面板數(shù)據(jù)方法分析1998—2010年間銀行貸款市場競爭對貨幣政策信貸傳導(dǎo)的影響，其中，銀行信貸渠道主要用貸款增長率表示［4］;二是考慮到銀行產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)會(huì)對貨幣政策信貸傳導(dǎo)產(chǎn)生影響［10-11］，同時(shí)，我國的國有控股銀行承擔(dān)著一定的宏觀調(diào)控責(zé)任，本文將根據(jù)股權(quán)結(jié)構(gòu)對銀行進(jìn)行分類分析;三是2004年我國銀行業(yè)實(shí)施BaselⅡ，商業(yè)銀行面臨資本監(jiān)管等新的約束，因而本文將分區(qū)間考察2004年前后資本監(jiān)管約束的影響及其差異。

二、文獻(xiàn)綜述

銀行競爭對貨幣政策傳導(dǎo)的影響得到了理論研究的廣泛支持。早期的研究主要考察銀行競爭對貨幣政策工具效果的影響，如Peltzman較早地通過理論模型說明銀行的市場結(jié)構(gòu)會(huì)對貨幣政策傳導(dǎo)的速度產(chǎn)生影響［12］。VanHoose在一般均衡框架下分析了完全競爭與不完全競爭的銀行市場結(jié)構(gòu)下貨幣政策工具的短期效果，結(jié)果認(rèn)為在完全競爭的銀行市場中聯(lián)邦基金利率這一政策工具是無效的;而貨幣供應(yīng)量和存款準(zhǔn)備金要求在不同競爭程度的市場中都有作用［13］。VanHoose則通過理論模型考察了銀行競爭程度增加時(shí)央行對貨幣總量的控制效果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)美聯(lián)儲(chǔ)采用利率導(dǎo)向的操作時(shí)銀行競爭對貨幣控制沒有影響;當(dāng)美聯(lián)儲(chǔ)以銀行的存款準(zhǔn)備金為操作目標(biāo)時(shí)，如果根據(jù)上一期的存款計(jì)算所要求的準(zhǔn)備金，銀行存款市場的競爭加強(qiáng)會(huì)降低貨幣總量的變化［14］。Stiglitz和Greenwald的分析則顯示，在一個(gè)競爭的銀行系統(tǒng)中，上調(diào)利率對銀行信貸的影響要弱于在受限制的市場中的影響［15］。近年來，一些研究開始關(guān)注銀行競爭對貨幣政策傳導(dǎo)渠道的影響，但是對其影響效果的研究結(jié)論卻不一致。Gerali等發(fā)現(xiàn)銀行市場的不完全競爭會(huì)導(dǎo)致貨幣政策的信貸傳導(dǎo)效果弱化［16］;Güntner采用帶有壟斷競爭銀行市場結(jié)構(gòu)的新凱恩斯模型發(fā)現(xiàn)銀行競爭程度的增加會(huì)放大貨幣政策的傳導(dǎo)效果［17］。然而，Scharler通過動(dòng)態(tài)模擬分析市場利率向銀行利率的傳導(dǎo)，發(fā)現(xiàn)銀行的市場勢力對貨幣政策的短期傳導(dǎo)具有重要的影響，銀行信貸的異質(zhì)性會(huì)弱化貸款利率對市場利率的反應(yīng)進(jìn)而弱化貨幣政策沖擊［18］。Hülsewig等討論了壟斷競爭貸款市場中的銀行在貨幣政策傳導(dǎo)中的作用，結(jié)果證實(shí)貸款市場摩擦對貨幣政策利率傳導(dǎo)有影響，銀行的貸款利率平滑行為會(huì)弱化貨幣政策的傳導(dǎo)效果［19］。另外，Baglioni通過理論分析認(rèn)為貨幣政策在貸款市場的傳導(dǎo)效果依賴于市場結(jié)構(gòu)，在壟斷競爭市場中資本充足的銀行系統(tǒng)會(huì)使得貨幣政策效果放大，在古諾寡頭壟斷的市場結(jié)構(gòu)中效果則相反［20］。

在銀行競爭對貨幣政策傳導(dǎo)影響的經(jīng)驗(yàn)研究中，相關(guān)結(jié)論也頗有爭議。Mojon運(yùn)用歐洲銀行的面板數(shù)據(jù)分析表明銀行的競爭會(huì)降低不同國家間銀行利率對貨幣政策反應(yīng)的差異，并且銀行競爭對貨幣政策利率傳導(dǎo)的影響存在非對稱效應(yīng)，競爭程度加劇會(huì)使得貨幣政策擴(kuò)張時(shí)貸款利率調(diào)整更快［21］;De Bondt也發(fā)現(xiàn)了類似的非對稱性［22］。Sander和Kleimeier通過對歐洲利率傳導(dǎo)渠道的分析發(fā)現(xiàn)銀行市場競爭加強(qiáng)會(huì)提高貸款市場的利率傳導(dǎo)效果［23］。Adams和Amel利用銀行集中度來分析銀行市場結(jié)構(gòu)對聯(lián)邦基準(zhǔn)利率傳導(dǎo)的影響，發(fā)現(xiàn)銀行集中弱化了利率政策沖擊的效果［24］。但是，Gunji等利用銀行借貸分析貨幣政策沖擊與銀行競爭之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)銀行競爭導(dǎo)致貨幣政策對銀行信貸的沖擊變?nèi)酰?5］。Olivero等使用亞洲和拉美20個(gè)國家1996—2006年的銀行數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)銀行競爭對貨幣政策信貸渠道傳導(dǎo)的影響，結(jié)果同樣發(fā)現(xiàn)銀行市場競爭程度的加強(qiáng)會(huì)弱化貨幣政策信貸渠道傳導(dǎo)［4］。

在國內(nèi)的文獻(xiàn)中，錢雪松運(yùn)用一般均衡模型發(fā)現(xiàn)銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)對貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制有影響，寡頭壟斷的市場結(jié)構(gòu)會(huì)使得銀行信貸對貨幣政策的反應(yīng)不連續(xù)［3］。胡瑩和仲偉周基于異質(zhì)性銀行模型分析銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)與貨幣政策沖擊關(guān)聯(lián)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)壟斷競爭的銀行市場結(jié)構(gòu)中，僅當(dāng)銀行滿足資本充足率和存貸比要求時(shí)，貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道才是有效的［26］。劉洋也通過理論模型分析不同銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)下的貨幣政策傳導(dǎo)效果差異，結(jié)果發(fā)現(xiàn)商業(yè)銀行競爭市場結(jié)構(gòu)下貨幣政策效果強(qiáng)于不完全競爭市場結(jié)構(gòu)下的效果［27］。在經(jīng)驗(yàn)研究中，許小蒼采用1996—2007年數(shù)據(jù)討論了銀行信貸市場集中度與銀行信貸渠道的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)隨著集中度的增加，銀行信貸對貨幣政策的反應(yīng)程度降低［28］。張旭濤和胡瑩采用Gunji等的方法檢驗(yàn)銀行業(yè)市場集中度和競爭程度對貨幣政策傳導(dǎo)的影響作用，分析發(fā)現(xiàn)我國銀行業(yè)市場競爭程度對貨幣政策傳導(dǎo)有著正向效應(yīng)，但他們對這一效應(yīng)產(chǎn)生的機(jī)制未做進(jìn)一步分析［9］。

綜上，現(xiàn)有文獻(xiàn)已經(jīng)證實(shí)銀行競爭對貨幣政策傳導(dǎo)的影響，而國內(nèi)的經(jīng)驗(yàn)研究僅考慮整個(gè)銀行系統(tǒng)的競爭和傳導(dǎo)［9］，沒有合理考慮信貸市場競爭程度［28］，同時(shí)更沒有考慮銀行產(chǎn)權(quán)以及監(jiān)管政策改革對貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的影響，因此，本文將采用Boone指數(shù)度量信貸市場競爭程度，在此基礎(chǔ)上分析銀行信貸市場競爭對貨幣政策信貸渠道的影響，并分析銀行產(chǎn)權(quán)以及2004年監(jiān)管政策改革的作用。

三、銀行貸款市場競爭程度度量:Boone指數(shù)

Boone提出了一種新的市場競爭度量模型［29-30］。模型假設(shè)更有效率的企業(yè)會(huì)得到更高的市場份額或者更多的利潤，當(dāng)這種效果越強(qiáng)時(shí)市場競爭程度就越激烈，根據(jù)此模型就可以計(jì)算出市場的競爭程度——Boone指數(shù)。Boone指數(shù)最大的優(yōu)點(diǎn)在于它可以分析單個(gè)銀行資產(chǎn)市場 (如貸款市場)，而不是衡量整個(gè)銀行市場 (如Panzar和Rosse提出的H統(tǒng)計(jì)量［8］)，這對于分析我國以銀行信貸為主要傳導(dǎo)渠道的貨幣政策效果及其變化尤為重要，因此，本文采用Boone指數(shù)分析銀行貸款市場競爭對貨幣政策信貸渠道傳導(dǎo)的影響。

Van Leuvensteijn等采用Boone指數(shù)分析了美國、英國、日本以及其他5個(gè)歐洲國家的信貸市場的競爭程度［5］。本文將借鑒該方法分析我國銀行業(yè)貸款市場競爭程度。假設(shè)銀行i提供產(chǎn)品qi，其市場需求曲線為:

設(shè)銀行的邊際成本為mci，利潤為πi=(pi-mci)qi，銀行通過選擇不同的產(chǎn)出水平qi來最大化其利潤。假設(shè)a＞mci，0＜d≤b，市場古諾納什均衡的一階條件為:

當(dāng)市場中N個(gè)銀行都提供正的產(chǎn)出時(shí)，可以得到N個(gè)與等式 (2)類似的一階條件，由這N個(gè)一階條件進(jìn)一步得到 (Van Leuvensteijn等［5］):

設(shè)市場的進(jìn)入成本為ε，當(dāng)利潤πi＞ε時(shí)銀行進(jìn)入市場。這個(gè)市場中，有兩種途徑可以使得市場的競爭程度加劇:一是當(dāng)各個(gè)銀行提供的產(chǎn)品或服務(wù)相互之間的替代性增強(qiáng)時(shí)，即參數(shù)d增加時(shí);二是當(dāng)進(jìn)入成本下降時(shí)。當(dāng)這兩種情形出現(xiàn)時(shí)，效率更高的銀行就會(huì)獲得更多的市場份額。因而，定義市場份額si=piqi/∑jpjqj，根據(jù)等式 (3)可以設(shè)定:

等式 (4)采用對數(shù)線性形式只是一種近似，主要是為了減少經(jīng)驗(yàn)分析中的異方差;同時(shí)，對數(shù)形式下等式中的B還可以理解為彈性，這樣便于解釋其經(jīng)濟(jì)意義［5］。由于市場中邊際成本低的銀行的市場份額預(yù)期是增加的，因而等式 (4)中的B應(yīng)該是個(gè)負(fù)數(shù)。市場競爭程度越強(qiáng)，邊際成本低的銀行的市場份額應(yīng)該越大，B的絕對值就越大，因此，B就被稱為衡量市場競爭程度的Boone指數(shù)。根據(jù)上述理論模型得到Boone指數(shù)是現(xiàn)實(shí)的一種近似，其大小沒有限制，當(dāng)負(fù)數(shù)B的絕對值越大時(shí)市場競爭程度越強(qiáng)。

在等式 (4)中需要使用銀行的邊際成本，由于其不能直接得到，參照Van Leuvensteijn等［5］的做法，我們使用常見的超對數(shù)成本函數(shù)，它不僅方便而且也很貼近理論。在等式 (4)中，市場份額為被解釋變量，這一方面和前面的理論分析一致，另一方面如果使用利潤，則需要知道市場份額和邊際收益，而邊際收益很難確定，同時(shí)市場份額一直是個(gè)正數(shù)，可以避免銀行利潤有可能為負(fù)數(shù)而無法估計(jì)超對數(shù)函數(shù)的情形，所以使用市場份額更合適。

為了計(jì)算邊際成本，首先定義超對數(shù)成本函數(shù)，假設(shè)銀行具有多產(chǎn)品的產(chǎn)出函數(shù)，而其成本函數(shù)則可以寫成產(chǎn)出和要素價(jià)格的函數(shù)，超對數(shù)成本函數(shù)則是對數(shù)形式成本函數(shù)的二階泰勒近似，其函數(shù)形式為:

其中，h代表銀行的類型，如國有銀行、股份制銀行或城市商業(yè)銀行等;表示類型h的銀行i在t年的成本;和dt是工具變量，分別表示銀行的類型和年度時(shí)間;xikt是三組解釋變量 (k=1，…，K)，第一組 (k=1，…，K1)表示投入要素價(jià)格，如工資、存款利率和其他費(fèi)用支出等;第二組 (k=K1+1，…，K2)表示銀行的產(chǎn)出，如貸款、證券和其他業(yè)務(wù) (用其他收入代替)等;第三組 (k=K1+K2+1，…，K)表示銀行個(gè)體特質(zhì)變量。xijt與xikt是一樣的。

由于成本函數(shù)一般都具有兩個(gè)特征:一是投入要素價(jià)格的線性同質(zhì)性 (Linear Homogeneity)，二是要耗盡成本 (Cost Exhaustion)，因而需要對估計(jì)參數(shù)加以限制。設(shè)等式 (5)中投入要素價(jià)格 (如工資、存款利率和其他費(fèi)用支出等)對應(yīng)的xikt中k等于1、2和3，銀行面臨的參數(shù)限制為:

根據(jù)等式 (5)，類型h的銀行i在t年的貸款 (k=l)產(chǎn)出的邊際成本定義為:

根據(jù)等式 (4)和等式 (8)，設(shè)定銀行市場份額與其邊際成本的估計(jì)等式為:

其中，silt表示銀行i在t時(shí)期在貸款市場l上的市場份額;dt是年度工具變量;mcilt是根據(jù)等式(8)計(jì)算得到的邊際成本，μilt是誤差項(xiàng)。考慮到銀行競爭程度是逐年變化的，等式 (9)右邊設(shè)為年度工具變量與逐年邊際成本的乘積形式，這樣得到的Boone指數(shù)Bt是隨時(shí)間變化的。

在根據(jù)等式 (5)來計(jì)算等式 (8)時(shí)，等式 (5)中chit用總成本與總資產(chǎn)比率表示，xikt中產(chǎn)出用貸款總資產(chǎn)比率、證券與總資產(chǎn)比率和其他收入與總收入比率表示，投入要素價(jià)格用工資與總資產(chǎn)、利息支出與總?cè)谫Y和其他支出與固定資產(chǎn)等比率表示，銀行特質(zhì)變量用資產(chǎn)負(fù)債率和資本充足率等表示。為了控制可能的內(nèi)生性問題，對等式 (9)采用GMM估計(jì)，使用解釋變量的滯后項(xiàng)作為工具變量，并考慮其過度識(shí)別問題。

四、銀行競爭程度變化及其對貨幣政策信貸傳導(dǎo)效果的影響

(一)樣本數(shù)據(jù)

本文的銀行數(shù)據(jù)都來源于BankScope數(shù)據(jù)庫，宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫?？紤]數(shù)據(jù)的完整性和樣本的大小，選擇1998—2010年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。樣本數(shù)據(jù)共包含25家銀行，其中國有控股銀行5家，股份制銀行11家，城市商業(yè)銀行9家。表1給出了樣本銀行及其類型。

表1 按類型分類的銀行樣本

(二)銀行貸款市場競爭程度變化

根據(jù)等式 (9)估計(jì)得到不同年份的Boone指數(shù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)所有Boone指數(shù)的符號(hào)都為負(fù)號(hào)，這與前面的理論分析是一致的。所有Boone指數(shù)都非常顯著，Sargan-Hansen檢驗(yàn)表明工具變量不存在過度識(shí)別，因而估計(jì)效果很好。Boone指數(shù)的時(shí)間趨勢如圖1所示。

圖1 Boone指數(shù)

從圖1可以看出，在1998—2003年間，Boone指數(shù)的絕對值在變小，意味著貸款市場競爭程度是減弱的。2004—2008年間，Boone指數(shù)的絕對值是變大的，意味著貸款市場競爭程度是不斷加強(qiáng)的，這與現(xiàn)有研究認(rèn)為我國銀行業(yè)近年來競爭程度不斷增加是一致的。2008年金融危機(jī)后由于國有控股銀行大幅度增加了信貸投放，貸款市場的競爭程度略有波動(dòng)，趨勢發(fā)生了改變。

(三)銀行競爭對貨幣政策信貸傳導(dǎo)效果的影響

在貨幣政策的銀行信貸傳導(dǎo)機(jī)制中，銀行貸款是重要的傳導(dǎo)中介，本文借鑒Olivero等的做法［4］，采用如下回歸方程分析貨幣政策的銀行信貸傳導(dǎo)效果:

其中，yit表示銀行i在t時(shí)期的貸款增長率;mp表示貨幣政策態(tài)勢 (stance)，考慮到本文主要分析銀行的信貸供給，而我國央行主要通過信貸總量而不是基準(zhǔn)利率來控制銀行的貸款投放，所以本文采用年度貨幣供應(yīng)量M2增長率M2g(%)來表示貨幣政策態(tài)勢;Boon表示Boone指數(shù)。等式 (10)中包含mp×Boon是為了考察銀行信貸競爭對貨幣政策影響貸款增長的邊際效應(yīng);xt是經(jīng)濟(jì)增長，使用GDP的年度增長率gdpg表示，用以控制貸款的市場需求的影響。z1、z2和z3是表示銀行個(gè)體的因素，分別表示銀行的規(guī)模、流動(dòng)性和資本，用對數(shù)總資產(chǎn)logta、流動(dòng)性資產(chǎn)與流動(dòng)性負(fù)債比率liquid和股權(quán)總資產(chǎn)比率capital等來度量。D表示銀行融資的年度時(shí)間工具變量，在銀行上市和再融資的當(dāng)年為1，其他時(shí)間則為0?？紤]這是因?yàn)殂y行上市和再融資使得銀行資本增加進(jìn)而次年的貸款大幅度增長，因此這里采用一階滯后。

由于銀行的貸款與其資產(chǎn)以及流動(dòng)性等因素可能存在著相互影響的內(nèi)生性問題，為減少這種偏差，對于等式 (10)采用兩階段最小二乘估計(jì) (TSLS)，采用一階滯后為工具變量。考慮到市場競爭程度對不同類型的銀行 (國有控股銀行、股份制銀行和城市商業(yè)銀行)行為的影響存在差異，我們將進(jìn)一步區(qū)分不同類型的銀行進(jìn)行估計(jì)。另外，鑒于2004年中國實(shí)施巴塞爾協(xié)議Ⅱ、2008年底發(fā)生了金融危機(jī)，我們還將總體樣本進(jìn)行分區(qū)間檢驗(yàn)。

1.全區(qū)間估計(jì)

對等式 (10)采用全樣本、不同類型銀行的兩階段最小二乘估計(jì)，其結(jié)果如表2所示?？紤]到銀行的規(guī)模、流動(dòng)性和資本與銀行的貸款增長之間可能存在相互影響的內(nèi)生性問題，我們采用這些變量的滯后項(xiàng)作為工具變量進(jìn)行處理，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)采用滯后1期得到的效果最好。對于全樣本數(shù)據(jù)，因?yàn)镠ausman檢驗(yàn)得到的卡方統(tǒng)計(jì)量顯著不為零，所以估計(jì)中采用了截面固定效應(yīng)進(jìn)行分析;對于不同類型銀行樣本的估計(jì)，考慮到不同類型銀行的數(shù)量不大，交叉項(xiàng)得到的估計(jì)結(jié)果很不穩(wěn)定，我們就不再考慮交叉項(xiàng)。Hausman檢驗(yàn)得到的卡方統(tǒng)計(jì)量不顯著，估計(jì)中采用了截面隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行分析。另外，Sargan-Hansen檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都不顯著，表明工具變量不存在過度識(shí)別問題。

表2中，在全樣本下，銀行競爭Boon的系數(shù)顯著為正，M2g×Boon的系數(shù)顯著為負(fù)，表明銀行競爭與貸款增長率存在倒U型的關(guān)系。根據(jù)系數(shù)計(jì)算得到倒U型頂點(diǎn)為M2g=17(268.200/15.770)。由于中國M2g在1998—2002年小于17，2003—2010年基本都大于17，同時(shí)，負(fù)數(shù)Boon的絕對值越大時(shí)市場競爭程度越強(qiáng)，因而倒U型關(guān)系說明1998—2002年銀行競爭程度越強(qiáng)，貸款增長率越低，2003—2010年銀行競爭程度越強(qiáng)，貸款增長率越高。M2g×Boon的系數(shù)顯著為負(fù)，M2g的系數(shù)也顯著為負(fù)，說明Boon在M2g對貸款增長的作用中有正的影響，負(fù)數(shù)的Boon越小代表著銀行貸款市場競爭程度越強(qiáng)，這意味著銀行貸款市場競爭對貨幣政策信貸傳導(dǎo)效果存在負(fù)面影響，這與Olivero等發(fā)現(xiàn)貸款市場競爭會(huì)弱化貨幣政策信貸傳導(dǎo)是一致的，也與我國銀行市場現(xiàn)實(shí)是一致的，因?yàn)槲覈虡I(yè)銀行經(jīng)營結(jié)構(gòu)非常相似，市場份額競爭加劇會(huì)導(dǎo)致貸款投放受貨幣政策調(diào)控的影響變?nèi)?。銀行規(guī)模logta對貸款增長率有顯著的負(fù)影響，這與大銀行信貸增長率較低、小銀行信貸增長率較高是一致的。銀行流動(dòng)性liquid對貸款增長率有顯著的正影響，說明流動(dòng)性較高的銀行貸款增長率也較高，這與我國商業(yè)銀行面臨嚴(yán)格的信貸比約束是一致的。

表2 銀行競爭與貨幣政策信貸傳導(dǎo):全區(qū)間估計(jì)

區(qū)分銀行產(chǎn)權(quán)類型時(shí)，表2顯示國有控股銀行、股份制銀行和城市商業(yè)銀行貸款增長率受到顯著影響的因素大為不同:國有控股銀行較多受到貨幣政策、規(guī)模和資本因素的影響;股份制銀行較多受到市場競爭、經(jīng)濟(jì)增長、股市融資和資產(chǎn)規(guī)模的影響;而城市商業(yè)銀行則主要受到貨幣政策的影響。國有控股銀行和城市商業(yè)銀行都受到貨幣政策顯著的正影響，當(dāng)貨幣政策寬松時(shí)貸款投放增加;而股份制銀行則單獨(dú)受到貸款市場競爭和股市融資的顯著影響，其中股市融資有助于股份制銀行增加貸款，這是比較符合事實(shí)的，而市場競爭增強(qiáng)則使得股份制銀行的貸款增長率降低 (Boon系數(shù)顯著為正、Boon越大銀行競爭越小)，說明股份制銀行在競爭不斷加劇的市場中受到的影響比較大。國有控股銀行和城市商業(yè)銀行則不受市場競爭程度的影響，這是因?yàn)樗鼈兎謩e承擔(dān)國家和地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的任務(wù)，市場競爭程度的變化對它們的信貸業(yè)務(wù)影響不大。

2.不同區(qū)間上總體樣本銀行的估計(jì)

考慮到2004年我國銀行業(yè)實(shí)施BaselⅡ，商業(yè)銀行面臨資本監(jiān)管等新的約束，其信貸投放行為會(huì)受到一定影響，我們把樣本區(qū)間分為1998—2004年和2005—2010年兩個(gè)子區(qū)間進(jìn)行分析，考慮2009—2010年銀行競爭的變化，2005—2010年區(qū)間加上了兩個(gè)年度工具變量。考慮到分區(qū)間后不同區(qū)間上樣本個(gè)數(shù)減少，因而估計(jì)中不帶交叉項(xiàng)以減少不穩(wěn)定性。根據(jù)Hausman檢驗(yàn)選擇面板數(shù)據(jù)的截面隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行分析，Sargan-Hansen檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量不顯著，表明工具變量不存在過度識(shí)別問題。

表3顯示，在區(qū)間1998—2004年，市場競爭、貨幣政策、經(jīng)濟(jì)增長、股市融資、流動(dòng)性和資本都對貸款增長率有顯著影響，其中貨幣政策寬松會(huì)使得銀行貸款增長率增加，而市場競爭則使得貸款增長率降低;在區(qū)間2005—2010年，貨幣政策、資產(chǎn)規(guī)模和資本對貸款增長率有顯著影響，市場競爭程度對貸款增長率沒有影響 (下面有進(jìn)一步的檢驗(yàn))。這里我們比較關(guān)注的是資本的作用，表3中1998—2004年間資本具有一定的負(fù)影響，這可能是由于這時(shí)期銀行受到資本約束較弱，資本比率較低的銀行實(shí)際上多是一些中小銀行，它們?yōu)榱苏碱I(lǐng)市場份額貸款增長較快，從而保持了較低的資本充足率。在2005—2010年間資本具有非常顯著的正影響，說明資本比率越高的銀行貸款增長越多，這與實(shí)施BaselⅡ是密切相關(guān)的，說明資本充足率監(jiān)管確實(shí)起到了約束商業(yè)銀行信貸行為的作用。

表3 銀行競爭與貨幣政策信貸傳導(dǎo):分區(qū)間估計(jì)

3.穩(wěn)健性分析

為進(jìn)一步保證估計(jì)結(jié)果的可靠性，我們專門分兩種情況進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一是，專門對流動(dòng)性低和資本比率低的銀行進(jìn)行分析，這可以考察不同銀行，尤其是受到流動(dòng)性和資本比率約束的銀行，在市場競爭程度變化下的貸款增長情況，因?yàn)樵谝欢ǖ氖袌龈偁幊潭认?，可以預(yù)想流動(dòng)性低和資本比率低的銀行受到貨幣政策沖擊后的反應(yīng)更大。為保證樣本的個(gè)數(shù)，我們這里根據(jù)年度均值將銀行平均分為流動(dòng)性和資本比率較大與較小的兩組，選擇較小的一組 (12家銀行)進(jìn)行分析。二是，表3的結(jié)果表明區(qū)間2005—2010年市場競爭程度對貸款增長率沒有影響，考慮到2008年金融危機(jī)之后受到宏觀調(diào)控的影響，商業(yè)銀行的貸款投放發(fā)生很大變化，圖1也體現(xiàn)了這時(shí)期的影響，我們剔除2009—2010年的樣本數(shù)據(jù)，即采用區(qū)間1998—2008年進(jìn)行分析。估計(jì)得到的結(jié)果如表4所示。

表4顯示，在分析流動(dòng)性和資本充足率都相對比較低的銀行時(shí)，貨幣政策、市場競爭、流動(dòng)性、資本和規(guī)模因素都對貸款增長率有顯著影響。與表2中國有控股、股份制以及城市商業(yè)銀行的估計(jì)結(jié)果相比，流動(dòng)性和資本充足率較低的銀行受到的影響因素更多，而且受到的影響程度也更大 (系數(shù)更大、更顯著)，這一方面證實(shí)流動(dòng)性、資本比率對銀行貸款增長率的影響，另一方面也證實(shí)表2中貨幣政策和市場競爭對貸款增長的影響。在區(qū)間1998—2008年，貨幣政策、市場競爭、流動(dòng)性、資本和規(guī)模因素都對貸款增長率有顯著影響，得到的結(jié)果與表3中區(qū)間1998—2004相似、與2005—2010年差異較大，說明2008年之后市場競爭程度發(fā)生了較大變化導(dǎo)致貨幣政策的作用變?nèi)?(表3中M2g系數(shù)較小)。對比1998—2004年、2005—2010年以及1998—2008年區(qū)間的Boon系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，1998—2004年區(qū)間上顯著，2005—2010年區(qū)間上不顯著，1998—2008年區(qū)間上顯著但系數(shù)變小了很多，2005—2008年間仍有影響但已經(jīng)減弱，而2009—2010年金融危機(jī)時(shí)期銀行競爭對貨幣政策信貸增長影響不顯著，這與當(dāng)時(shí)政府推出4萬億元刺激計(jì)劃帶來信貸擴(kuò)張是一致的。

五、結(jié) 語

本文采用Boone指數(shù)分析我國商業(yè)銀行貸款市場競爭變化，采用面板數(shù)據(jù)分析貸款市場競爭對貨幣政策傳導(dǎo)的影響。我們的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，銀行貸款市場競爭對貨幣政策信貸傳導(dǎo)存在負(fù)的影響，這與Olivero等［4］發(fā)現(xiàn)貸款市場競爭會(huì)弱化貨幣政策信貸傳導(dǎo)是一致的，這也與我國銀行市場發(fā)展現(xiàn)實(shí)狀況是一致的，因?yàn)槲覈虡I(yè)銀行經(jīng)營結(jié)構(gòu)非常相似，市場競爭加劇會(huì)導(dǎo)致貸款投放受貨幣政策調(diào)控的影響減弱。市場競爭加劇使得股份制銀行的貸款增長率降低，說明股份制銀行在競爭不斷加劇的市場中受到的影響比較大，國有控股銀行和城市商業(yè)銀行則不受市場競爭程度的影響。

總的來看，本文的研究結(jié)果不僅證實(shí)銀行競爭會(huì)弱化貨幣政策信貸傳導(dǎo)，而且表明股份制銀行受到的影響較大，國有控股和城市商業(yè)銀行受到影響較小，這和它們各自的經(jīng)營范圍和市場勢力有關(guān)，因此，在分析貨幣政策效果時(shí)一定要考慮到不同商業(yè)銀行的差異。這也意味著，央行可以通過對不同類型銀行采取不同的措施來改善貨幣政策效果。不過，從時(shí)間發(fā)展趨勢看，隨著資本監(jiān)管等銀行監(jiān)管制度的完善，市場競爭對貨幣政策傳導(dǎo)的影響有減弱的趨勢，貨幣政策效果的分析應(yīng)該綜合考慮銀行內(nèi)外的各種變化。

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