我国银行业市场竞争结构分析——基于Panzar-Rosse范式的考察，本文主要内容关键词为：范式论文,银行业论文,市场竞争论文,结构论文,我国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
引言
目前，对银行业市场竞争结构实证研究的非结构方法主要以新实证组织学派创造的Panzar-Rosse模型（H统计法）为代表。国外运用H统计法研究银行业市场竞争结构的较多，Shaffer（1982）最早采用Panzar-Rosse模型对纽约银行业进行了垄断性检验，此后的研究仍主要集中于各发达国家银行业市场结构的检验，如Nathan和Neave（1989）、Vesala（1995）、Molyneux et al.（1996）、Bikker和Groeneveld（1998）、Bikker和Haff（2000）等人的研究，结论基本上是各发达国家银行业在大多数年份均处于垄断竞争环境。对发展中国家的研究主要集中在中东欧和拉丁美洲国家，虽然对少数国家的评估有争议（如Belaisch（2003）认为巴西银行业市场为完全垄断），但多数转型国家银行业市场结构也是垄断竞争。不论是发达国家还是发展中国家的大银行，其竞争程度普遍高于小银行的竞争程度（De Bandt和Davis，2000）。运用Panzar-Rosse模型（H统计法）对中国银行业市场竞争结构检验的研究成果很少，主要是叶欣、郭建伟、冯宗宪（2001）的研究，他们使用的是简化的两方程式，样本期较短，他们认为中国银行业市场已初步具备垄断竞争型市场结构的特点，但他们没有涉及银行所有制与市场结构关系等方面，而且，也只提出一个H单值，分析过于简略。
面对加入WTO后的国际大银行的竞争冲击，到底现阶段我国银行业处于何种市场结构，竞争程度如何？如何量化分析和评估？这引起了学术界和实务界的高度关注。基于这种情况，本文选用Panzar-Rosse模型对我国整个银行业、四大国有商业银行以及其他所有制银行的市场结构进行实证检验分析。根据对Shaffer（1982），Nathan和Neave（1989）、Molyneux et al（1994）、Hondroyiannis et al.（1999）、Hempell（2002）等人研究成果的分析，我们利用中国14家银行1993～2003年的面板数据（panel data）构建了适合于我国银行业的Panzar-Rosse三回归式模型，由模型回归系数计算出了衡量市场支配力（即市场结构和竞争程度）水平的H指数，通过对模型结果和H指数的分析，我们认为我国商业银行业整体上还处于垄断竞争型市场结构，但四大国有商业银行之间的竞争环境却具有较显著的完全竞争型市场结构的特点，股份制商业银行之间的竞争程度明显低于四大国有商业银行之间竞争程度，并且就银行业整体来说市场竞争程度有下降的趋势，这也用中国银行业发展情况来印证了De Bandt和Davis（2000）所得出的观点：不论是发达国家还是发展中国家的大银行，其竞争程度普遍高于小银行的竞争程度。
本文接下来的篇章安排如下，第二部分是对我国银行业构建Panzar-Rosse模型并进行实证分析，第三部分为本文结论。
一、我国银行业结构Panzar-Rosse模型的构建与实证分析结果
（一）Panzar-Rosse模型的主要思想
Panzar-Rosse模型是由Rosse和Panzar（1977）、Panzar和Rosse（1982，1987）提出的非结构化的分析方法，也称为H统计法。该模型的假设前提是银行将根据不同市场结构决定的投入成本来制定不同的定价策略，因而，通过对银行总收益与投入成本的变动弹性的分析可以判断出银行所处的市场结构类型。
首先要满足银行i实现最大化利润：
R′[，i]（x[，i]，n，z[，i]）-C′[，i]（x[，i]，w[，i]，t[，i]）=0（1）
R′[，i]代表银行i的边际收益，C′[，i]代表银行i的边际成本，x[，i]表示银行i的产出，n为银行数量，w[，i]为银行i投入成本的m维向量，z[，i]为银行收益函数的外生变量，t[，i]为银行成本函数的外生变量。
其次在市场层面上也要实现均衡，即满足零利润的约束条件：
R[，i][*]（x[*]，n[*]，z）-C[，i][*]（x[*]，w，t）=0（2）
带*号变量代表均衡值。Panzar和Rosse用反映收益对各项投入价格的弹性大小的H指数来衡量市场支配力，即市场结构和竞争程度。
Rosse和Panzar等人证明了不同的H值反映了不同的市场结构和竞争程度，见表1。
表1 H指数值的含义
竞争市场环境检验
完全垄断市场，完全共谋的、需求大于
H≤0 供给的市场或者短期的寡头垄断市场
0＜H＜1
垄断竞争的、进入自由的市场
H=1
完全竞争的市场
均衡检验
H＜0 非均衡
H=0
均衡
（二）我国银行业的Panzar-Rosse模型设定和数据选取
根据Shaffer（1982），Nathan和Neave（1989）、Molyneux et al.（1994）、Hondroyiannis et al.（1999）、Hempell（2002）的先例，我们构建了适合于我国银行业的Panzar-Rosse三回归式模型。
即银行业市场结构竞争条件检验的回归方程如下：
其中，TREVIN表示总资产利息收入率（总利息收入比总资产），TREV表示总资产收入率（总营业收入比总资产），ROA代表总资产利润率，PF表示资金成本率（营业费用+利息支出）/总存款、PL表示人均费用率（营业费用/员工人数）、PK表示资本费用率（累计固定资产折旧/年度固定资产净值），RISKASS1表示银行的一种风险性（贷款呆帐准备金比总贷款），RISKASS2表示银行的另一种风险性（总贷款/总资产），ASSET表示银行的总资产，用来代表银行的规模，SR表示员工占比（银行员工数与银行业总员工人数之比）。
在Panzar-Rosse框架下，H统计值是三项主要投入的价格变化对银行总收益的影响之和，即：
对于回归式中因变量选择，本文将TREVIN纳入分析是因为我国商业银行业务中利息收入仍然是占主要的收入。而随着金融深化的演进，各种金融创新和表外业务的重要性日益突出，基于手续费的各项银行产品和服务的比例逐步增长，因此在银行没有改变其风险和资本结构的同时，银行可以逐步拓展金融业务并扩大营业收入，所以把TREV也纳入分析是非常必要的。
对于自变量的选择，本文选择的投入价格三个变量分别为PF（资金成本率）表示银行获得资金的成本价格，PK（资本费用率）表示银行运用固定资产耗费的物质资本价格，PL（人均费用率）则表示银行员工的费用价格，因为我国银行里员工福利除了员工工资、福利外，还有其他隐性员工费用支出，比如房屋开支等等，这些也是对员工的投入和福利，因此我们采用营业费用取代单一的工资来表示。其他表示银行特征的控制变量指标有：对于银行的特殊风险，本又采用了通行的RISKASS1、RISKASS2指标，银行更高的风险会带来更高的收益，ASSET用来代表银行的规模。同时，SR员工占比也是一个非常好的银行规模的代表值。
本文所选取的样本为中国工商银行、中国银行、中国建设银行、中国农业银行、中国交通银行、中信实业银行、中国光大银行、中国华夏银行、中国民生银行、中国广东发展银行、中国招商银行、中国上海浦东发展银行、中国深圳发展银行、中国兴业银行共14家银行所构成的银行业市场，样本期为1993～2003年，全部数据为面板数据（panel data），根据《中国金融年鉴》（1994～2003）、各年份银行的年报、中国人民银行统计季报、《中国的银行业》、《中国金融展望》等资料汇总计算而来，并且均以1993年为基期进行了价格调整。因为这14家银行所占的总资产份额、存款份额、贷款份额之和约占我国总体银行业的90％左右，所以足以说明问题。
（三）回归结果
考虑各银行的成本差异和我国银行业的构成情况，我们选取了变截距的固定效应模型。本文采用Eviews 3.1软件进行相关模型估计。由于我国四大国有商业银行与其他股份制银行在市场上所处的地位及其经营机制的显著差异，我们在回归分析时分三种情况进行模型估计，即分别用1993～2003年的全部14揭商业银行、4家国有商业银行和其他的10家股份制商业银行的样本数据进行估计检验。同时还考虑我国1998年后银行业进行了一系列的改革，所以我们又将全部14家商业银行分成两个时段进行分析，即分别用1993～1998年和1999～2003年全部14家商业银行的样本数据进行模型估计检验。
（1）1993～2003年全部14家商业银行的回归结果。
对1993～2003年我国14家商业银行整体收益方程的回归结果如表2。
表2 1993～2003年全部14家银行的回归结果表
解释变量lnTREVIN lnTREV
lnROA
系数 t（P）值系数 t（P）值系数 t（P）值
lnPF-0.1330-3.00290.04690.9761 -0.6436
-3.6942
lnPK0.6635 17.84570.578814.35590.47803.2594
lnPL0.0194 0.4053 -0.0289
-0.5570-0.0179
-0.0948
lnRISKASS1 -0.0220-0.9796-0.0373
-1.5322-0.2525
-2.8595
lnRISKASS2 0.8786 8.2784 0.41503.6057 0.38220.9097
lnASSET 0.0299 0.5723 -0.1448
-2.5528-0.0397
-0.1926
lnSR-0.1051-2.34760.03910.8056 0.08120.4602
R[2]0.88160.8250
0.7567
F-statistic 153.8781
0.0000 97.4017
0.0000 63.7517
0.0000
H-statistic 0.54990.5967
-0.1835
W-statistic（H=0） 58.98610.0000 59.0592
0.0000 0.42420.5159
W-statistic（H=1） 39.51510.0000 26.9708
0.0000 17.6522
0.0000
注：表中的W-statistic是wald-statisticd简称，在t（P）值列中除了F和W统计量为p值外，其余均潍5％显著性水平的t值。
由表2可知，这三个回归方程的R[2]均较高，F统计量在5％的显著性水平下通过检验，但有几个回归系数的u值未能通过5％的显著性水平检验，说明存在多重共线性。通过计算变量间的简单相关系数，我们发现变量间只存在弱的相关关系，绝大多数椎都较小，相关系数最高的只有0.4286。因此这三个回归方程总体来说是可靠的。
根据表2和表1，由于均衡条件检验的Wald统计量的p=0.5159，所以我们在5％的显著性水平下接受H=0的假设，即1993～2003年间我国商业银行市场满足均衡条件。由于竞争条件检验的Wald统计量的p值很低，所以我们在5％的显著性水平了拒绝了H=0和H=1的假设，即接受了0＜H＜1的假设，也就是说1993～2003年间我国商业银行市场满足垄断竞争的市场结构。由于竞争条件检验的两个H值分别为0.5499和0.5967，说明1993～2003年间我国商业银行市场已初步具备了垄断竞争型市场结构的特点。
（2）1993～1998年全部14家商业银行的回归结果。
对1993～1998年我国14家商业银行整体收益方程的回归结果如表3。
表3 1993～1998年全部14家银行的回归结果表
解释变量 lnTREVINlnTREV
lnROA
系数 t（P）值 系数
t（P）值系数t（P）值
lnPF-0.0809
-1.21000.17732.8479-0.7068
-3.6468
lnPK0.50007.6534 0.25664.21750.33531.7752
lnPL0.05370.9242 0.05681.04950.17701.0451
lnRISKASS1 0.00200.0446 -0.0195
-0.4599
-0.0794
-0.6022
lnRISKASS2 0.75464.8255 0.31102.13590.19300.4124
lnASSET -0.0779
-0.6407-0.3064
-2.7076
-0.7966
-2.1693
lnSR0.07420.6090 0.31902.81251.24253.3763
R[2]0.8563
0.7414 0.8730
F-statistic 59.6034
0.0000 28.6665
0.000067.5824
0.0000
H-statistic 0.4728
0.4907 -0.1945
W-statistic（H=0） 25.8043
0.0000 32.0490
0.00000.50740.4785
W-statistic（H=1） 32.0942
0.0000 34.5347
0.000019.1427
0.0000
注：表中的W-statistic是wald-statisticd简称，在t（P）值列中除了F和W统计量为p值外，其余均为5％显著性水平的t值。
由表3可知，这三个回归方程的R[2]均较高，F统计量在5％的显著性水平下通过检验，但有几个回归系数的t值未能通过5％的显著性水平检验，说明存在多重共线性。通过计算变量间的简单相关系数，我们发现变量间只存在弱的相关关系，绝大多数值都较小，相关系数最高的只有0.4436。因此这三个回归方程总体来说是可靠的。
据表3和表1，由于均衡条件检验的Wald统计量的p=0.4785，所以我们在5％的显著性水平下接受H=0的假设，即1993～1998年间我国商业银行市场满足均衡条件。由于竞争条件检验的Wald统计量的p值很低，所以我们在5％的显著性水平了拒绝了H=0和H=1的假设，即接受了0＜H＜1的假设，也就是说1993～1998年间我国商业银行市场满足垄断竞争的市场结构。由于竞争条件检验的两个H值分别为0.4728和0.4907，说明1993～1998年间我国商业银行市场也已初步具备了垄断竞争型市场结构的特点。
（3）1999～2003年全部14家商业银行的回归结果。
对1999～2003年我国14家商业银行整体收益方程的回归结果如表4。
表4 1993～2003年全部14家银行的回归结果表
解释变量 lnTREVIN lnTREV lnROA
系数t（P）值 系数t（P）值 系数t（P）值
lnPF-0.1069
-1.1423
-0.0499
-0.7614 -0.1095
-0.1605
lnPK0.46705.42820.40436.7056
-0.0400
-0.0638
lnPL-0.0396
-0.5833
-0.1357
-2.8546 0.40210.8134
lnRISKASS1 0.04311.50970.02601.3545
-0.1505
-0.7543
lnRISKASS2 0.69664.84570.30813.0570
-0.5214
-0.4976
lnASSET -0.0394
-0.7064
-0.0797
-2.0416 -0.4295
-1.0576
lnSR0.01710.28370.04010.9458
0.36410.8267
R[2]0.8873 0.8914 0.7184
F-statistic 56.4495
0.000058.8238
0.0000
18.2859
0.0000
H-statistic 0.3205 0.2187 0.2526
W-statistic（H=0） 4.18770.04533.96840.0496
0.04900.8257
W-statistic（H=1） 18.8214
0.000150.6498
0.0000
0.42860.5153
注：表中的W-statistic是wald-statisticd简称，在t（P）值列中除了F和W统计量为p值外，其余均为5％显著性水平的t值。
由表4可知，这三个回归方程的R[2]均技高，F统计量在5％的显著性水平下通过检验，但有几个回归系数的t值未能通过5％的显著性水平检验，说明存在多重共线性。通过计算变量间的简单相关系数，我们发现变量间只存在弱的相关关系，绝大多数值都较小，相关系数最高的只有0.4593。因此这三个回归方程总体来说是可靠的。
据表4和表1，由于均衡条件检验的Wald统计量的p=0.8257，所以我们在5％的显著性水平下接受H=0的假设，即1999～2003年间我国商业银行市场满足均衡条件。由于竞争条件检验的Wald统计量的p值很低，所以我们在5％的显著性水平下拒绝了H=0和H=1的假设，即接受了0＜H＜1的假设，也就是说1999～2003年间我国商业银行市场满足垄断竞争的市场结构。由于竞争条件检验的两个H值分别为0.3205和0.2187，说明1999～2003年间我国商业银行市场已初步具备了垄断竞争型市场结构的特点。
（4）1993～2003年四大国有商业银行的回归结果。
对1993～2003年我国四大国有商业银行整体收益方程的回归结果如表5。
表5 1993～2003年四大国有商业银行的回归结果表
解释变量lnTREVINlnTREV lnROA
系数t（P）值系数 t（P）值系数t（P）值
lnPF0.15972.34900.40473.2807-0.5208
-0.7552
lnPK0.59706.30390.46044.35770.01450.0249
lnPL0.06394.61220.02911.8839-0.4618
-0.5421
lnRISKASS1 -0.0873
-2.0675
0.00420.08950.13100.5091
lnRISKASS2 0.31881.29600.46621.6992-0.4643
-0.3041
lnASSET -0.4886
-2.3819
-0.9536
-4.1672
-0.6776
-0.5279
lnSR0.17481.69520.08270.70440.12650.1952
R[2]0.9901 0.8884 0.5235
F-statistic 45.0335
0.000039.7996
0.00005.31000.0008
H-statistic 0.8206 0.8942 -0.9681
W-statistic（H=0） 43.6833
0.000020.9694
0.00010.48280.4920
W-statistic（H=1） 4.80470.03530.38370.53981.99520.1672
注：表中的W-statistic是wald-statisticd简称，在t（P）值列中除了F和W统计量为p值外，其余均为5％显著性水平的t值。
由表5可知，这三个回归方程的R[2]均较高，F统计量在5％的显著性水平下通过检验，但有几个回归系数的t值来能通过5％的显著性水平检验，说明存在多重共线性。通过计算变量间的简单相关系数，我们发现变量间只存在弱的相关关系，绝大多数值都较小，相关系数最高的只有0.4127。因此这三个回归方程总体来说是可靠的。
据表5和表1，由于均衡条件检验的Wald统计量的p=0.492，所以我们在5％的显著性水平下接受H=0的假设，即1993～2003年间我国四大国有商业银行市场满足均衡条件。对于InTREVIN模型（即方程式（4）），由于竞争条件检验的Wald统计量的p值很低，所以我们在5％的显著性水平下拒绝了H=0和H=1的假设，即接受了0＜H＜1的假设，也就是说1993～2003年间我国四大国有商业银行市场满足垄断竞争的市场结构。对于lnTREV模型（即方程式（4）），由于竞争条件检验的Wal统计量（H=0）的p值很低，所以我们在5％的显著性水平下拒绝了H=0的假设，但竞争条件检验的Wald统计量（H=1）的p=0.5398，所以我们在5％的显著性水平下接受了H=1的假设，也就是说1993～2003年间虽然我国整个银行业处于垄断竞争型市场结构，但四大国有商业银行之间的竞争环境具有较高的竞争型市场结构的特点。
（5）1993～2003年其他10家股份制商业银行的回归结果。
对1993～2003年我国其他10家股份制商业银行整体收益方程的回归结果如表6。
表6 1993～2003年其他10家股份制银行的回归结果表
解释变量 lnTREVINlnTREV
lnROA
系数 t（P）值
系数 t（P）值系数t（P）值
lnPF-0.2569-4.9136
0.00750.1169-0.7372
-3.6606
lnPK0.7550 18.2913
0.579411.4958
0.64954.0857
lnPL-0.0273-0.5827
-0.0491
-0.8574
-0.0508
-0.2810
lnRISKASS1 -0.0273-1.4466
-0.0529
-1.8052
-0.3334
-3.6050
lnRISKASS2 0.9401 8.27510.37742.72060.73491.6799
lnASSET 0.1167 2.2420-0.1054
-1.6591
0.04060.2027
lnSR-0.1019-2.2332
0.03630.65040.12810.7290
R[2]0.9021
0.8238 0.6569
F-statistic 133.5981
0.000067.7922
0.000027.7595
0.0000
H-statistic 0.4707
0.5378 -0.1385
W-statistic（H=0） 43.58910.000038.1549
0.00000.25430.6152
W-statistic（H=1） 55.10470.000028.1806
0.000017.1916
0.0001
注：表中的W-statistic是wald-statisticd简称，在t（P）值列中除了F和W统计量为p值外，其余均为5％显著性水平的t值。
由表6可知，这三个回归方程的R[2]均较高，F统计量在5％的显著性水平下通过检验，但有几个回归系数的t值未能通过5％的显著性水平检验，说明存在多重共线性。通过计算变量间的简单相关系数，我们发现变量间只存在弱的相关关系，绝大多数值都较小，相关系数最高的只有0.4635。因此这三个回归方程总体来说是可靠的。
据表6和表1，由于均衡条件检验的Wald统计量的p=0.6152，所以我们在5％的显著性水平下接受H=0的假设，即1993～1998年间我国其他的10家股份制商业银行市场满足均衡条件。由于竞争条件检验的Wald统计量的p值很低，所以我们在5％的显著性水平下拒绝了H=0和H=1的假设，即接受了0＜H＜1的假设，也就是说1993～1998年间我国其他的10家股份制商业银行市场满足垄断竞争的市场结构。由于竞争条件检验的两个H值分别为0.4707和0.5378，说明我国其他的10家股份制商业银行市场已初步具备了垄断竞争型市场结构的特点。
二、结论
1.我国商业银行业整体上处于垄断竞争型市场结构。从1993～1998年银行业的H值与1999～2003年的H值比较可看出，我国商业银行业市场竞争程度有下降的趋势。
2.虽然我国整个银行业处于垄断竞争型市场结构，但四大国有商业银行之间的竞争环境具有较显著的完全竞争型市场结构的特点。
3.我国其他的10家股份制商业银行之间的竞争程度明显低于四大国有商业银行之间竞争程度。但造成这个情况的原因，也正是我们今后要继续深入研究的问题和方向。
（摘自《统计研究》（京），2005.6）
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