張 晨，任文茜

（合肥工業(yè)大學(xué)，安徽 合肥 230009）

中國銀行業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)
——基于修正的Panzar-Rosse模型設(shè)定

張 晨，任文茜

（合肥工業(yè)大學(xué)，安徽 合肥 230009）

運(yùn)用Panzar-Rosse方法對(duì)我國29家商業(yè)銀行2007—2011年的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明，銀行業(yè)整體形成了不均衡的壟斷競(jìng)爭(zhēng)結(jié)構(gòu)；同時(shí)考慮到不同性質(zhì)銀行機(jī)構(gòu)間的競(jìng)爭(zhēng)度的差異，分別以4家大型商業(yè)銀行、12家股份制商業(yè)銀行、13家城市商業(yè)銀行作為樣本檢驗(yàn)了競(jìng)爭(zhēng)度的變化。結(jié)果表明，除了四家大型商業(yè)銀行形成了完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，其他子市場(chǎng)均為壟斷競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)，競(jìng)爭(zhēng)程度由高到低分別為：大型商業(yè)銀行、城市商業(yè)銀行、股份制商業(yè)銀行。

中國銀行業(yè)；市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)結(jié)構(gòu)；Panzar-Rosse模型

目前，由于世界范圍內(nèi)的金融自由化趨勢(shì)以及金融市場(chǎng)化改革的深入，各國不斷放松對(duì)銀行業(yè)的管制，其開放程度和競(jìng)爭(zhēng)程度也在不斷提高。同時(shí)，我國銀行業(yè)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)及競(jìng)爭(zhēng)狀況也在不斷演變，目前已形成了以四家大型商業(yè)銀行和股份制商業(yè)銀行為主體，城市商業(yè)銀行、信用合作社、外資銀行等并存且相互競(jìng)爭(zhēng)的局面。2006年12月，中國銀行業(yè)已結(jié)束了WTO規(guī)定的5年保護(hù)期，全面對(duì)外開放之后銀行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)程度以及應(yīng)對(duì)政策引起了學(xué)者們的廣泛關(guān)注。本文采用了Panzar-Rosse模型實(shí)證檢驗(yàn)了我國銀行業(yè)在2007—2011年間的競(jìng)爭(zhēng)程度，從而確定當(dāng)前銀行業(yè)所處的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)類型，以期為改善銀行業(yè)的有效競(jìng)爭(zhēng)提供可行性建議。

一、文獻(xiàn)綜述

20世紀(jì)70年代以來，為了探究市場(chǎng)上復(fù)雜的企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)行為及其成因，基于新實(shí)證產(chǎn)業(yè)組織理論的非結(jié)構(gòu)化分析法被普遍應(yīng)用于實(shí)證檢驗(yàn)中。主要模型包括Iwata模型、Bresnahan模型和Panzar-Rosse模型。其中Panzar-Rosse模型由于對(duì)數(shù)據(jù)的來源沒有地區(qū)限制，而且允許公司的生產(chǎn)函數(shù)存在差異，近年來被廣泛用于測(cè)度銀行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)行為。Shaffer最先采用PR模型測(cè)度銀行業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)結(jié)構(gòu)。隨后，Nathan&Neave(1989)衡量了加拿大金融市場(chǎng)(包括銀行、信托和抵押公司等)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)，發(fā)現(xiàn)除了1982年為完全競(jìng)爭(zhēng)外，其余年份均為壟斷競(jìng)爭(zhēng)結(jié)構(gòu)[1]。Molyneux(1994)對(duì)1986—1989年英國、法國、德國、意大利和西班牙的銀行業(yè)采用類似的方法進(jìn)行研究，結(jié)論為：除意大利銀行業(yè)為壟斷狀態(tài)外，其余各國銀行均處于壟斷競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境中[2]。而Coccorese (1998，2004)分別研究了1988—1996年以及1997—1999年間意大利銀行業(yè)的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在樣本期內(nèi)銀行業(yè)均處于壟斷競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)[3-4]。De Bandt&Davis (2000)實(shí)證檢驗(yàn)了意、法、德三國銀行業(yè)在1992—1996年的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)結(jié)構(gòu)，得出意大利銀行不論規(guī)模大小均呈現(xiàn)壟斷競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)，而法國和德國的大銀行處于壟斷競(jìng)爭(zhēng)結(jié)構(gòu)，小銀行卻呈現(xiàn)出區(qū)域性壟斷的特征[5]。Bikker&Haff(2002)的研究發(fā)現(xiàn)，23個(gè)發(fā)達(dá)國家的銀行業(yè)大多呈現(xiàn)壟斷競(jìng)爭(zhēng)結(jié)構(gòu)，市場(chǎng)集中度與H值負(fù)相關(guān)，即集中度越高，競(jìng)爭(zhēng)程度越低[6]。Claessens&Laeven(2004)對(duì)1994—2001年50個(gè)國家的銀行業(yè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明包括發(fā)展中國家在內(nèi)的所有樣本都處于壟斷競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)[7]。Yildirim&Philipatos(2007)對(duì)1993—2000年拉美11個(gè)國家銀行業(yè)的研究，得出這些國家的銀行業(yè)均處于壟斷競(jìng)爭(zhēng)型市場(chǎng)結(jié)構(gòu)。

在國內(nèi)方面，最早是由葉欣等(2001)選用PR模型研究了14家全國性商業(yè)銀行在1996—2000年間的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)結(jié)構(gòu)，測(cè)算出H值為0.159，說明我國銀行業(yè)已初步形成壟斷競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)，但競(jìng)爭(zhēng)程度仍然有限。趙子銥等(2005)研究了中國銀行業(yè)在1993—2003年間市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的變化，得出銀行業(yè)在此階段保持壟斷競(jìng)爭(zhēng)態(tài)勢(shì)，但競(jìng)爭(zhēng)程度有所下降，并且國有銀行間競(jìng)爭(zhēng)比股份制商業(yè)銀行間競(jìng)爭(zhēng)更為激烈[8]。黃雋(2007)對(duì)1996—2005年韓國、中國大陸和臺(tái)灣的銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度進(jìn)行比較，得出銀行業(yè)基本為壟斷競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)，且競(jìng)爭(zhēng)度和銀行數(shù)量之間無顯著關(guān)系。李偉、韓立巖(2008)研究了全國性商業(yè)銀行和部分城市商業(yè)銀行作為整體在1996—2006年間的競(jìng)爭(zhēng)結(jié)構(gòu)，得出銀行業(yè)處于壟斷競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)，且競(jìng)爭(zhēng)壓力呈上升趨勢(shì)。殷孟波、石琴(2009)發(fā)現(xiàn)1999—2008年間隨著金融業(yè)開放程度的增加使得銀行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)程度顯著上升[9]。

綜上所述，國內(nèi)外運(yùn)用PR模型對(duì)各個(gè)國家銀行業(yè)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果基本一致，即大多數(shù)國家銀行業(yè)以壟斷競(jìng)爭(zhēng)型結(jié)構(gòu)為主。但國內(nèi)學(xué)者主要集中于研究全國性商業(yè)銀行的競(jìng)爭(zhēng)結(jié)構(gòu)，缺乏對(duì)不同性質(zhì)銀行市場(chǎng)結(jié)構(gòu)的比較。李偉、韓立巖雖然在總樣本中考慮了城市商業(yè)銀行，但沒有對(duì)其進(jìn)行專門的研究。而城市商業(yè)銀行近年來發(fā)展迅速，在當(dāng)?shù)鼐哂幸欢ǖ母?jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，因此本文選取了規(guī)模較好的13家城市商業(yè)銀行進(jìn)行單獨(dú)歸類分析。另外，大部分計(jì)量模型中的被解釋變量使用的是比率變量而不是規(guī)模變量，這使得簡(jiǎn)化的收入模型變成了價(jià)格模型，計(jì)量結(jié)果會(huì)高估H值。Bikker(2006)實(shí)證檢驗(yàn)了1986—2005年間包括中國在內(nèi)的100多個(gè)國家的銀行業(yè)，發(fā)現(xiàn)基于收入模型的H值平均約為0.5，但基于價(jià)格模型的H值平均約為0.75，可見價(jià)格模型對(duì)于H值的扭曲是明顯的。本文對(duì)國內(nèi)大量文獻(xiàn)進(jìn)行梳理，發(fā)現(xiàn)在實(shí)證研究中大部分學(xué)者都忽略了該問題，在此基礎(chǔ)上，本文采取修正后的模型設(shè)定形式對(duì)我國銀行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)程度進(jìn)行檢驗(yàn)。

二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)

（一）PR模型的內(nèi)涵

Rosse和Panzar在1977年提出了PR模型的雛形，并且分別在1982年和1987年對(duì)模型進(jìn)行了發(fā)展和完善[10-11]。PR模型的原理是：由于市場(chǎng)結(jié)構(gòu)的不同決定了投入要素成本的變化，銀行會(huì)據(jù)此來選擇相應(yīng)的定價(jià)策略，因而可以通過測(cè)度銀行收入對(duì)各投入要素單位價(jià)格的彈性變動(dòng)程度來判斷銀行業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)結(jié)構(gòu)。模型假設(shè)：銀行在長(zhǎng)期均衡的狀態(tài)下運(yùn)營；銀行的市場(chǎng)行為會(huì)受到其他銀行的影響；各銀行擁有相同的成本結(jié)構(gòu)，且滿足柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)。

首先，銀行i實(shí)現(xiàn)利潤最大化的條件是邊際成本要等于邊際收益，即：

其次，在市場(chǎng)層面上也要實(shí)現(xiàn)均衡，即滿足零利潤的約束條件：

*表示各變量的均衡值。通過測(cè)度銀行在市場(chǎng)均衡狀態(tài)下投入要素單位價(jià)格變化引起收益的變動(dòng)程度，即H統(tǒng)計(jì)量，來衡量市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)。

H值的大小表示了不同的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)結(jié)構(gòu)，當(dāng)H＜0時(shí)為短期的寡頭壟斷或完全壟斷市場(chǎng)；當(dāng)H=0時(shí)，為共謀的、供給小于需求的市場(chǎng)；當(dāng)0＜H＜1時(shí)，為壟斷競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)；當(dāng)H=1時(shí)，為完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)。

（二）模型設(shè)定與指標(biāo)選取

通過對(duì)國內(nèi)相關(guān)參考文獻(xiàn)的梳理與比較，本文構(gòu)建的實(shí)證模型如下：

市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

TRI為利息收入，PL為人均費(fèi)用率，用員工費(fèi)用/員工人數(shù)表示，PK為資本費(fèi)用率，用固定資產(chǎn)的累計(jì)折舊/年度凈值表示，PF為資金費(fèi)用率，用利息支出/總存款表示，EQ為股東權(quán)益/總資產(chǎn)，LO為總貸款/總資產(chǎn)，ASSET為總資產(chǎn)，ε為誤差項(xiàng)，i表示第i家銀行，t表示時(shí)間。

Shaffer(1982)指出如果市場(chǎng)不處于長(zhǎng)期均衡狀態(tài)，會(huì)導(dǎo)致H統(tǒng)計(jì)量的負(fù)向扭曲，可采用資產(chǎn)收益率(ROA)作因變量，自變量與競(jìng)爭(zhēng)性檢驗(yàn)一致的模型來檢驗(yàn)市場(chǎng)均衡性。在市場(chǎng)均衡的狀態(tài)下，資產(chǎn)收益率(ROA)應(yīng)該與各項(xiàng)投入要素價(jià)格不相關(guān)，即收益率對(duì)各投入要素價(jià)格變動(dòng)彈性之和H值為0；若H值不為0，則市場(chǎng)不滿足均衡條件。

市場(chǎng)均衡性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

對(duì)于模型設(shè)定的說明：

第一，對(duì)于因變量的選擇，有的文獻(xiàn)采用的是相對(duì)收入，即“利息收入或總收入/總資產(chǎn)”；而有些則是采用絕對(duì)收入，即利息收入或者是總收入。而Vesala(1995)指出如果采用“收入/總資產(chǎn)”作為因變量，則該模型就不再是收入模型而是價(jià)格模型，這不僅背離了PR模型是一個(gè)收入模型的本質(zhì)，而且可能產(chǎn)生聯(lián)立性偏差[12]。Bikker等(2006)針對(duì)這一問題展開深入研究，得出在壟斷和寡頭情況下，基于價(jià)格模型的H-統(tǒng)計(jì)量均等于1，這會(huì)導(dǎo)致對(duì)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度的高估進(jìn)而扭曲市場(chǎng)結(jié)構(gòu)。因此本文采用的是絕對(duì)收入等式，此外考慮到中國國情，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(王國紅，2010)[13]，所以本文采用利息收入作為PR模型的被解釋變量。

第二，對(duì)于自變量的選擇，人均費(fèi)用率變量國外文獻(xiàn)大多都是用“員工費(fèi)用/員工總數(shù)”來表示，員工費(fèi)用一般在營業(yè)支出賬戶下的業(yè)務(wù)及管理費(fèi)分項(xiàng)下，而早年間由于國內(nèi)銀行年報(bào)不會(huì)披露這么細(xì)致的數(shù)據(jù)，學(xué)者們大多采用營業(yè)費(fèi)用來替代員工費(fèi)用，近年來隨著銀行業(yè)信息披露制度的規(guī)范與完善，已經(jīng)可以獲得比較完整的員工費(fèi)用數(shù)據(jù)，因此本文采取員工費(fèi)用與員工人數(shù)的比率來代理人均費(fèi)用率PL；對(duì)于資本費(fèi)用率和資金費(fèi)用率變量的選擇，國內(nèi)外學(xué)者的看法較為一致，一般采用“累積固定資產(chǎn)折舊/年度固定資產(chǎn)凈值”來表示資本費(fèi)用率PK，用“利息支出/總存款”來表示資金費(fèi)用率PF。

第三，對(duì)于控制變量的選擇，根據(jù)國內(nèi)外已有的研究，本文采用“權(quán)益/總資產(chǎn)”表示銀行的風(fēng)險(xiǎn)偏好、“總貸款/總資產(chǎn)”表示銀行的信用風(fēng)險(xiǎn)，選取總資產(chǎn)來替代銀行的經(jīng)濟(jì)規(guī)模。

（三）樣本數(shù)據(jù)選取

本文研究的樣本期為2007—2011年，共包含了29家銀行的數(shù)據(jù)，其中4家大型商業(yè)銀行：工商銀行、農(nóng)業(yè)銀行、中國銀行、建設(shè)銀行；12家全國性股份制商業(yè)銀行：興業(yè)銀行、交通銀行、上海浦東發(fā)展銀行、深圳發(fā)展銀行、民生銀行、招商銀行、中信銀行、光大銀行、華夏銀行、廣東發(fā)展銀行、恒豐銀行和浙商銀行；由于城市商業(yè)銀行數(shù)據(jù)較難獲得，最終只選取了信息披露質(zhì)量較好的13家，分別為：洛陽銀行、杭州銀行、北京銀行、錦州銀行、南京銀行、寧波銀行、上海銀行、溫州銀行、重慶銀行、漢口銀行、富滇銀行、徽商銀行和天津銀行。全部數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)，根據(jù)《中國金融年鑒》(2007—2011)、國泰安數(shù)據(jù)服務(wù)中心的銀行財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)庫、各銀行年報(bào)等資料匯總計(jì)算而來。

三、實(shí)證結(jié)果分析

本文采用Eviews6.0軟件，分兩個(gè)層次檢驗(yàn)我國銀行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)程度。首先，對(duì)銀行業(yè)全樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，了解我國銀行業(yè)整體的競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)；其次，對(duì)不同性質(zhì)的銀行業(yè)子市場(chǎng)進(jìn)行分類檢驗(yàn)，比較大型商業(yè)銀行、股份制商業(yè)銀行以及城市商業(yè)銀行之間競(jìng)爭(zhēng)程度的差異?；谥袊y行業(yè)的成本差異性，本文選用變截距固定效應(yīng)模型。

（一）中國銀行業(yè)整體競(jìng)爭(zhēng)度分析

由表1可知，中國銀行業(yè)市場(chǎng)均衡性及競(jìng)爭(zhēng)性檢驗(yàn)方程的R2值均較高，且在5%顯著性水平下F統(tǒng)計(jì)量均通過檢驗(yàn)，模型建立合理。

表1 中國銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)度全樣本回歸結(jié)果

市場(chǎng)均衡性檢驗(yàn)中，Wald(H=0)的P值為0.0224，因此在5%顯著性水平下應(yīng)拒絕原假設(shè)H= 0，說明2007—2011年間中國銀行業(yè)市場(chǎng)并不處于長(zhǎng)期均衡狀態(tài)。在這種情況下，如果競(jìng)爭(zhēng)性檢驗(yàn)的H值為負(fù)將不能代表銀行業(yè)處于完全壟斷的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，而H值為正則仍然表明銀行業(yè)處于壟斷競(jìng)爭(zhēng)或完全競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)(Shaffer，1982)。

在競(jìng)爭(zhēng)性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭?，假設(shè)H=0和假設(shè)H=1的Wald檢驗(yàn)的p值都很小，說明在5%顯著性水平下二者均被拒絕，應(yīng)接受0＜H＜1的假設(shè)，即認(rèn)為中國銀行業(yè)是壟斷競(jìng)爭(zhēng)型市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，這與H=0.6059的回歸結(jié)果是相吻合的。

（二）中國銀行業(yè)不同性質(zhì)的銀行機(jī)構(gòu)競(jìng)爭(zhēng)度分析

1.中國城市商業(yè)銀行競(jìng)爭(zhēng)度分析

由表2可知，競(jìng)爭(zhēng)性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷腞2值較高，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，而均衡性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷目蓻Q系數(shù)不太高，只有0.6105，可能是由于銀行年報(bào)會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)的口徑調(diào)整、人為操縱等因素。

在均衡性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭?，Wald(H=0)的P值為0.0067，因此原假設(shè)H=0在5%顯著性水平下被拒絕，說明2007—2011年間中國城市商業(yè)銀行并不處于長(zhǎng)期均衡狀態(tài)。在競(jìng)爭(zhēng)性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭?，H=0.7473，同時(shí)假設(shè)H=0和假設(shè)H=1的Wald檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%顯著性水平下二者均被拒絕，應(yīng)接受假設(shè)0＜H＜1，即認(rèn)為中國城市商業(yè)銀行是壟斷競(jìng)爭(zhēng)型市場(chǎng)結(jié)構(gòu)。

表2 中國城市商業(yè)銀行競(jìng)爭(zhēng)度回歸結(jié)果

人均費(fèi)用率PL和資本費(fèi)用率PK的系數(shù)都為正，說明勞動(dòng)力和固定資產(chǎn)對(duì)城市商業(yè)銀行的利息收入有正向影響，而PK對(duì)因變量影響的程度較PL要小，這說明勞動(dòng)力因素在知識(shí)密集型的金融機(jī)構(gòu)中作用較大；資金費(fèi)用率PF系數(shù)為正，且通過1%的顯著性檢驗(yàn)，暗示作為中小銀行重要組成部分的城市商業(yè)銀行對(duì)于資金運(yùn)用所帶來的收入增長(zhǎng)依賴性更強(qiáng)，它們更加重視存貸款利差所帶來的利息收入。

權(quán)益資產(chǎn)比率EQ對(duì)利息收入的影響為正，并通過了顯著性檢驗(yàn)，說明銀行風(fēng)險(xiǎn)偏好越大，銀行收入也越大；資產(chǎn)負(fù)債比率LO的系數(shù)為正，說明信用風(fēng)險(xiǎn)越高，銀行的利息收入越高；同時(shí)，資產(chǎn)負(fù)債比率與資產(chǎn)收益率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，這說明負(fù)債規(guī)模越大，凈利潤可能越小，銀行存款應(yīng)該與資產(chǎn)規(guī)模相適應(yīng)，不能簡(jiǎn)單地仍然依賴銀行存款業(yè)務(wù)來維持其他商業(yè)運(yùn)作。表示銀行規(guī)模的變量ASSET，在1%的顯著性水平下，與利息收入呈正相關(guān)關(guān)系，說明銀行資產(chǎn)規(guī)模越大，利息收入越多。但是資產(chǎn)規(guī)模與資產(chǎn)利潤率之間卻具有顯著的負(fù)向關(guān)系，說明銀行資產(chǎn)規(guī)模對(duì)銀行盈利水平具有兩面性。盡管資產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大會(huì)增加銀行利息收入，但是考慮到規(guī)模擴(kuò)張過程中的各項(xiàng)成本投入，如租金、裝修費(fèi)用和維護(hù)費(fèi)用等，資產(chǎn)收益率可能具有不確定性，所以應(yīng)該辯證地看待銀行資產(chǎn)規(guī)模與盈利之間的關(guān)系。

2.大型商業(yè)銀行與股份制商業(yè)銀行競(jìng)爭(zhēng)度分析

為了更好地量化不同規(guī)模的全國性商業(yè)銀行競(jìng)爭(zhēng)程度的差異，根據(jù)趙子銥等(2005)的做法，以4家大型商業(yè)銀行和12家全國性股份制商業(yè)銀行為研究對(duì)象，分析它們之間的競(jìng)爭(zhēng)程度。

由表3可知，4家大型商業(yè)銀行與12家股份制商業(yè)銀行的市場(chǎng)均衡性及競(jìng)爭(zhēng)性檢驗(yàn)方程的R2值均較高，且在5%顯著性水平下F統(tǒng)計(jì)量均通過檢驗(yàn)，模型建立合理。

表3 不同規(guī)模的全國性商業(yè)銀行競(jìng)爭(zhēng)度回歸結(jié)果

4家大型商業(yè)銀行的均衡性檢驗(yàn)的Wald統(tǒng)計(jì)量的p值為0.6967，所以在5%的顯著性水平下接受H=0的假設(shè)，即2007—2011年間我國4家大型商業(yè)銀行之間滿足市場(chǎng)均衡條件。對(duì)于競(jìng)爭(zhēng)性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停捎赪ald(H=0)的p值為0.0004，而Wald(H=1)的p值為0.1371，因此在5%顯著性水平下H=0的假設(shè)被拒絕，但須接受H=1的假設(shè)，即在樣本期內(nèi)，4家大型商業(yè)銀行之間已初步形成完全競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)，競(jìng)爭(zhēng)程度較高。

其余12家全國性股份制商業(yè)銀行，由于均衡性檢驗(yàn)的Wald統(tǒng)計(jì)量的p值為0.0949，所以我們?cè)?%的顯著性水平下接受H=0的假設(shè)，即2007—2011年間我國12家股份制商業(yè)銀行之間滿足市場(chǎng)均衡條件。在競(jìng)爭(zhēng)性檢驗(yàn)中，Wald(H=0)和Wald(H=1)的p值均很低，因此，在5%的顯著性水平下同時(shí)拒絕假設(shè)H=0和H=1，接受0＜H＜1，表明樣本期內(nèi)我國12家股份制商業(yè)銀行之間滿足壟斷競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，且競(jìng)爭(zhēng)程度比4家大型商業(yè)銀行之間的競(jìng)爭(zhēng)度更低。這與趙子銥等(2005)對(duì)我國銀行業(yè)在1993—2003年間市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)所得出國有銀行間競(jìng)爭(zhēng)比股份制銀行間競(jìng)爭(zhēng)更為激烈的結(jié)論相同。

四、結(jié)論

本文運(yùn)用Panzar-Rosse模型衡量我國銀行業(yè)整體在2007—2011年間的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)結(jié)構(gòu)，并比較分析了銀行業(yè)內(nèi)部子市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度，得出以下結(jié)論：

（1）中國銀行業(yè)整體處于并不均衡的壟斷競(jìng)爭(zhēng)型市場(chǎng)結(jié)構(gòu)。2006年12月，按照加入WTO時(shí)的承諾，銀行業(yè)全面對(duì)外開放，外資銀行大量進(jìn)入，同時(shí)國內(nèi)各商業(yè)銀行的分支機(jī)構(gòu)數(shù)量日益增多且分布廣泛，各機(jī)構(gòu)為了爭(zhēng)奪存、貸款以及其他業(yè)務(wù)而極力競(jìng)爭(zhēng)。因此，中國銀行業(yè)整體表現(xiàn)為壟斷競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)，且競(jìng)爭(zhēng)程度較高。政府應(yīng)不斷優(yōu)化金融生態(tài)環(huán)境，為銀行業(yè)發(fā)展提供保障；不斷提高銀行業(yè)公司治理和風(fēng)險(xiǎn)管理水平，進(jìn)而提升銀行業(yè)的盈利能力和資產(chǎn)質(zhì)量。

（2）城市商業(yè)銀行也處于并不均衡的壟斷競(jìng)爭(zhēng)型市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，且競(jìng)爭(zhēng)程度高于銀行業(yè)整體的競(jìng)爭(zhēng)程度。人均費(fèi)用率對(duì)城市商業(yè)銀行的利息收入影響較大，說明員工作為銀行最重要的資源，對(duì)其適度的激勵(lì)，可以顯著地提高城市商業(yè)銀行的收益。資金費(fèi)用率對(duì)城市商業(yè)銀行的利息收入影響最大，符合銀行作為資金中介的特征，反映出存貸款利差收入仍然是銀行利潤的主要來源，對(duì)于優(yōu)質(zhì)客戶，銀行會(huì)加大優(yōu)惠力度去爭(zhēng)取，因而競(jìng)爭(zhēng)也更加激烈。資本費(fèi)用率對(duì)城市商業(yè)銀行的收益影響較小，說明固定資產(chǎn)開支及其產(chǎn)生的折舊、攤銷對(duì)利息收入的影響并不顯著。

（3）4家大型商業(yè)銀行之間呈現(xiàn)完全競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系；12家股份制商業(yè)銀行處于壟斷競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)，且競(jìng)爭(zhēng)程度低于4家大型商業(yè)銀行之間的競(jìng)爭(zhēng)程度。原因在于，4家大型商業(yè)銀行的分支機(jī)構(gòu)數(shù)量眾多且覆蓋規(guī)模相當(dāng)，不同地域各個(gè)層級(jí)的機(jī)構(gòu)之間競(jìng)爭(zhēng)更加激烈。而股份制商業(yè)銀行成立以后更多地立足于本區(qū)域或者特定的行業(yè)，較之大型商業(yè)銀行，產(chǎn)品的差異化程度較高，業(yè)務(wù)同質(zhì)現(xiàn)象較輕，相互之間的競(jìng)爭(zhēng)較少(歐朝敏等，2011)[14]。股份制商業(yè)銀行應(yīng)密切關(guān)注行業(yè)發(fā)展動(dòng)態(tài)，加大研發(fā)和創(chuàng)新力度，增強(qiáng)與證券、保險(xiǎn)等金融機(jī)構(gòu)的合作，以滿足客戶的不同需求，進(jìn)而提升自身的競(jìng)爭(zhēng)力。

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（責(zé)任編輯：張艷峰）

1003-4625（2014）04-0030-05

F830.33

A

2014-02-19

本文為國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“政府資助的科研項(xiàng)目成本及其管理機(jī)制研究”(編號(hào)：71050002)。

張晨（1968-），女，安徽合肥人，教授、博士生導(dǎo)師，研究方向：金融市場(chǎng)與金融機(jī)構(gòu)運(yùn)作管理，金融風(fēng)險(xiǎn)控制，企業(yè)經(jīng)營決策與優(yōu)化控制；任文茜（1990-），女，回族，安徽滁州人，碩士研究生，研究方向：商業(yè)銀行市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，公司金融。