張雪蘭，金 婷

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院，武漢 430073）

0 引言

理解銀行競爭與穩(wěn)定的關(guān)聯(lián)是銀行競爭監(jiān)管政策設(shè)計(jì)的基石。一方面，“競爭脆弱論”依據(jù)特許權(quán)價值和關(guān)系型貸款兩條理論線索認(rèn)為競爭妨礙穩(wěn)定，Martinez-Miera和Repullo（2008）進(jìn)一步認(rèn)為銀行競爭會帶來貸款利率降低，減少覆蓋貸款損失的利息收入，這種“邊際利潤效應(yīng)”將增大銀行不穩(wěn)定性；另一方面，“競爭穩(wěn)定論”則主張競爭有助于降低銀行貸款利率、增強(qiáng)企業(yè)盈利能力，繼而降低銀行信用風(fēng)險(xiǎn)，這種“風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移效應(yīng)”有利于銀行穩(wěn)定。近年來，兩者間的非線性關(guān)系受到關(guān)注，有理論和實(shí)證研究表明競爭與穩(wěn)定的關(guān)系取決于邊際利潤和風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移兩種效應(yīng)的合力而可能呈現(xiàn)出U型關(guān)系。

經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，隨著中國金融市場準(zhǔn)入的逐步放開，金融業(yè)競爭日趨激烈，如何維護(hù)銀行體系穩(wěn)定已成為當(dāng)前亟需理論指導(dǎo)及經(jīng)驗(yàn)借鑒的一項(xiàng)重要任務(wù)。本文擬以中國銀行業(yè)為樣本，辨析銀行競爭與穩(wěn)定的因果關(guān)聯(lián)，以期為優(yōu)化銀行競爭政策設(shè)計(jì)，提高銀行穩(wěn)定性提供參考。

1 模型設(shè)定

鑒于銀行競爭與穩(wěn)定之間可能存在風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移效應(yīng)與邊際利潤效應(yīng)的交互作用，本文參照Kasman等（2015）的研究，引入競爭度的平方項(xiàng)探究銀行競爭與穩(wěn)定之間可能的非線性關(guān)系，構(gòu)建模型如式（1）所示：

其中，RISKit表示銀行穩(wěn)定的反向指標(biāo)銀行風(fēng)險(xiǎn)；Booneit為銀行競爭度；CR5 為銀行集中度；lnTAit、LQit、RGDPt、RMt為控制變量，分別表示銀行資產(chǎn)規(guī)模、流動比率、GDP增長率和貨幣政策狀態(tài)。式（1）中，γ1和γ2是重點(diǎn)關(guān)注的系數(shù)，若兩者皆為正值，說明銀行競爭度越低，銀行風(fēng)險(xiǎn)越大；若兩者皆為負(fù)值，則說明銀行競爭度越低，銀行風(fēng)險(xiǎn)越小，越利于銀行穩(wěn)定；若γ1為負(fù)值，而γ2為正值，則銀行競爭度與銀行風(fēng)險(xiǎn)間的關(guān)系符合U型特征。

2 變量選取、樣本及數(shù)據(jù)來源

2.1 銀行穩(wěn)定

文獻(xiàn)中常用銀行穩(wěn)定性的“反向指標(biāo)”來作為其代理變量，中國沒有發(fā)生過系統(tǒng)性銀行危機(jī)，不宜采用銀行危機(jī)發(fā)生與否來衡量銀行體系的穩(wěn)定性；預(yù)期違約概率數(shù)據(jù)無法獲?。徊涣假J款率僅僅涵蓋了信用風(fēng)險(xiǎn)，無法將其與銀行失敗概率直接關(guān)聯(lián)，故參照尹志超等（2014）采用Z值測算銀行破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)，以此衡量銀行風(fēng)險(xiǎn)。計(jì)算公式為：

其中，ROA為銀行凈利潤與總資產(chǎn)之比，即銀行總資產(chǎn)收益率，Eit/Ait為銀行所有者權(quán)益與總資產(chǎn)比率，σ(ROAit)表示ROA的標(biāo)準(zhǔn)差。本文對Z值取自然對數(shù)處理，并采用兩種計(jì)算方法：一是以3年為期，將2007—2015年劃分為2007—2009年、2010—2012年和2013—2015年三個時期，在每個時期內(nèi)計(jì)算每家銀行的Z值；二是采用3年移動平均，根據(jù)ROA與E/A的三年期移動均值以及ROA三年的移動標(biāo)準(zhǔn)差σ(ROAit)計(jì)算Z值。lnZ1和lnZ2表示基于兩種算法所得Z值取自然對數(shù)后的負(fù)值（-lnZ），lnZ1和lnZ2越大表示銀行風(fēng)險(xiǎn)越大。前者用于主回歸，后者用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.2 銀行競爭度

由于模型設(shè)定上的偏誤導(dǎo)致H指數(shù)對銀行競爭度的

式（3）中，Dt為加入的時間虛擬變量。由于利潤可能存在負(fù)值，會導(dǎo)致邊際成本系數(shù)即Boone指數(shù)失真，故參考Schaeck和Cihák（2010）的做法，將凈利潤率的自然對數(shù)ln（ROAit）作為被解釋變量。βt即Boone指數(shù)，一般情況下，βt為負(fù)值，且βt越小，市場競爭度越高。MCit為i銀行t時期的邊際成本，通過隨機(jī)前沿模型對超越對數(shù)成本函數(shù)估計(jì)所得系數(shù)加以計(jì)算得到。根據(jù)Guevara和Maudos（2007），構(gòu)建超越對數(shù)成本函數(shù)為：衡量并不可靠，且基于邊際成本價格的Lerner指數(shù)不能反映產(chǎn)品的替代程度變化引起的競爭度變化，因此參照Tabak等（2011）采用Boone指數(shù)來衡量銀行競爭度。其基本思想是效率高即邊際成本低的銀行理應(yīng)占有更大的市場份額，獲取更高的利潤，計(jì)算公式為：

由式（4）計(jì)算得到邊際成本：

式（4）中TCit和TAit分別為為第t年第i家銀行總成本和總資產(chǎn)，其中總成本為非利息支出與利息支出之和。此處有兩種投入要素，W1表示資金價格，為利息支出與吸收存款之比，由于數(shù)據(jù)可得性問題，未能將勞動和資本價格分開表示，此處W2表示勞動和資本價格，為非利息支出與固定資產(chǎn)之比。

2.3 銀行集中度

銀行競爭度和集中度通過不同渠道共同作用于銀行穩(wěn)定性。研究中常用CRn指標(biāo)表示該行業(yè)內(nèi)前N家最大的企業(yè)所占市場份額的總和表示行業(yè)集中度。因此本文選取中國工商銀行、中國農(nóng)業(yè)銀行、中國銀行、中國建設(shè)銀行以及交通銀行的資產(chǎn)總額占全體商業(yè)銀行總資產(chǎn)比例（CR5）代表銀行集中度。

2.4 控制變量

對個體銀行特征變量和宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境變量加以控制：①銀行財(cái)務(wù)特征變量，選取銀行資產(chǎn)規(guī)模變量（TA）和流動比率（LQ）。一般認(rèn)為，資產(chǎn)規(guī)模越大則受到政府“太大而不能倒”的隱性政策保護(hù)越多，由此產(chǎn)生的道德風(fēng)險(xiǎn)會刺激銀行從事高風(fēng)險(xiǎn)業(yè)務(wù)；流動比率越高，銀行變現(xiàn)能力越強(qiáng)，銀行風(fēng)險(xiǎn)越低；②經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，以名義GDP增長率為代理變量。銀行信貸具有明顯的順周期性，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展勢頭良好，銀行對前景持樂觀態(tài)度，則會降低信貸標(biāo)準(zhǔn)，增加信貸投放，由信息不對稱引起的逆向選擇風(fēng)險(xiǎn)增大；而當(dāng)經(jīng)濟(jì)衰退時，銀行收緊銀根，借款人財(cái)務(wù)狀況不佳，償債能力降低，道德風(fēng)險(xiǎn)加劇，銀行不良貸款率上升，由此增大銀行體系的波動性；③貨幣政策狀態(tài)影響銀行的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，本文借鑒譚政勛、王聰（2015）的貨幣政策指標(biāo)，通過閱讀中國人民銀行發(fā)布的季度《貨幣政策大事記》，把每個緊縮性貨幣政策的開始和持續(xù)期設(shè)為1，并以貨幣政策開始轉(zhuǎn)向緊縮的季度為分界點(diǎn)，由于M2增長率可能為負(fù)值。因此本文用當(dāng)期M2增長率減去分界點(diǎn)前四個季度M2增長率的均值，得到當(dāng)期貨幣政策狀態(tài)的一個相對指標(biāo)RM，RM越小則說明當(dāng)期貨幣政策緊縮度越大。由此算出研究區(qū)間內(nèi)的季度RM值，再統(tǒng)一取每年四季度的RM平均值作為年度變量值。

2.5 研究樣本與數(shù)據(jù)來源

中國自2007年起實(shí)施新修訂的會計(jì)準(zhǔn)則，為保證數(shù)據(jù)口徑統(tǒng)一，研究區(qū)間界定為2007—2015年。在剔除數(shù)據(jù)缺失3年以上的銀行后，研究樣本包括中國5家大型股份制商業(yè)銀行、9家全國性中小型股份制商業(yè)銀行和12家城市商業(yè)銀行。截至2015年底，樣本銀行總資產(chǎn)之和占所有銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)總資產(chǎn)的61.74%，能在一定程度上代表中國銀行業(yè)基本情況。各銀行數(shù)據(jù)均經(jīng)由Wind數(shù)據(jù)庫、商業(yè)銀行年報(bào)相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算得出，宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)均取自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。

3 實(shí)證分析

3.1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

由表1可知，代表銀行穩(wěn)定性的lnZ1和lnZ2結(jié)果相差不大，標(biāo)準(zhǔn)差較小，可見樣本考察期間個體銀行間運(yùn)營情況和破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)差異較小。Boone指數(shù)均為負(fù)值，從競爭度最高時的-2.184到競爭度最低時的-0.228，表明隨著金融業(yè)市場準(zhǔn)入步伐的加大加快，競爭程度不斷提高；CR5均值高達(dá)72.98%，樣本銀行CR5處于66.89%～78.33%之間，說明中國銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出明顯的寡頭壟斷特征。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3.2 面板單位根檢驗(yàn)

為避免偽回歸，本文對各所估計(jì)參數(shù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。由于對每個銀行而言，銀行競爭度、集中度、GDP增長率和貨幣政策狀態(tài)取值都相同，因此只對銀行穩(wěn)定性變量與銀行財(cái)務(wù)特征變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。如下頁表2所示。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

本文的面板數(shù)據(jù)屬于非平衡面板，只適用于IPS檢驗(yàn)和費(fèi)雪式檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。表2中DlnTA為一階差分后lnTA的值，括號內(nèi)為p值，由此可以看出，所有變量包括一階差分后的lnTA均平穩(wěn)，因此之后的面板回歸結(jié)果是可靠有效的。

3.3 參數(shù)估計(jì)與分析

模型中存在銀行風(fēng)險(xiǎn)的滯后一期變量，考慮到內(nèi)生性問題，本文主要運(yùn)用系統(tǒng)廣義矩進(jìn)行估計(jì)，下面對系統(tǒng)GMM擾動項(xiàng)的自相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。

表3 系統(tǒng)廣義矩估計(jì)擾動項(xiàng)自相關(guān)性檢驗(yàn)

由表3可知，擾動項(xiàng)的差分不存在二階自相關(guān)。而過度識別檢驗(yàn)結(jié)果顯示chi(30)=20.87356，Prob〉chi2=0.8918，不能拒絕“所有工具變量都有效”的原假設(shè)，故可使用系統(tǒng)廣義矩進(jìn)行估計(jì)。為便于比較及確保檢驗(yàn)的穩(wěn)健性，本文同時采用差分廣義矩（Diff）、一步系統(tǒng)廣義矩（Sys_one）、兩步系統(tǒng)廣義矩（Sys_two）和糾偏后的穩(wěn)健性兩步系統(tǒng)廣義矩（Sys_two_vce）進(jìn)行估計(jì)?；貧w結(jié)果如表4所示。

表4 銀行集中度、銀行競爭度與銀行風(fēng)險(xiǎn)估計(jì)結(jié)果

從表4可知，無論基于何種估計(jì)方法，Boone指數(shù)及其平方項(xiàng)系數(shù)始終為負(fù)，這意味著Boone指數(shù)越大，銀行競爭度越小，銀行風(fēng)險(xiǎn)越小，銀行競爭度與銀行風(fēng)險(xiǎn)存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，支持“競爭脆弱論”。不同于Martinez-Miera和Repullo（2008）“在壟斷市場，風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移效應(yīng)傾向于占主導(dǎo)地位，而邊際利潤效應(yīng)在競爭市場占主導(dǎo)地位”的結(jié)論，中國銀行業(yè)的“邊際利潤效應(yīng)”完全覆蓋并且超過了“風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移效應(yīng)”。如劉旸（2012）所述，當(dāng)銀行利差減小，收益受到威脅時，銀行降低企業(yè)的轉(zhuǎn)換成本以提高競爭力，即通過設(shè)定最優(yōu)的風(fēng)險(xiǎn)行為，由高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目補(bǔ)償?shù)屠蕦麧櫟挠绊?，銀行這種風(fēng)險(xiǎn)激勵行為將對銀行穩(wěn)定性造成嚴(yán)重?fù)p害，即過度競爭會降低銀行的穩(wěn)定性。而Covitz和Heitfield（1999）亦認(rèn)為，競爭令銀行更易受借款人道德風(fēng)險(xiǎn)的沖擊，從而使銀行業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對宏觀經(jīng)濟(jì)波動有較高的敏感度。造成這種矛盾的原因還可能在于銀行競爭度與銀行穩(wěn)定性之間的關(guān)系受到諸如監(jiān)管環(huán)境寬松程度、銀行股權(quán)結(jié)構(gòu)等因素影響，在銀行監(jiān)管不夠完善的環(huán)境中，競爭會帶來銀行體系脆弱性。尤其在國內(nèi)銀行金融服務(wù)產(chǎn)品差異性較小的情況下，銀行業(yè)之間的競爭往往表現(xiàn)為同質(zhì)細(xì)分市場的競爭，對市場份額的激烈爭奪降低了銀行的預(yù)期收益，從而誘發(fā)銀行過度風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。銀行不計(jì)成本的“圈地運(yùn)動”、信貸羊群行為、攬儲惡性競爭即為明證。從各國銀行監(jiān)管實(shí)踐來看，嚴(yán)格的競爭行為監(jiān)管與較強(qiáng)的資本充足、銀行內(nèi)控、市場紀(jì)律和存款保險(xiǎn)之間存在一種替代關(guān)系。相對而言，中國的存款保險(xiǎn)制度在樣本期間雖未付諸實(shí)施，但監(jiān)管重點(diǎn)更多地放在資本充足、銀行內(nèi)控、市場紀(jì)律方面，加之綜合經(jīng)營與分業(yè)監(jiān)管導(dǎo)致監(jiān)管重疊與監(jiān)管空白并存，國內(nèi)金融創(chuàng)新和綜合經(jīng)營使得金融機(jī)構(gòu)之間的相互交易日趨頻繁，產(chǎn)品、業(yè)務(wù)彼此競爭、相互滲透，形成了休戚相關(guān)的利益共同體，同時也放大了金融風(fēng)險(xiǎn)的傳遞能力。

與此同時，結(jié)果還表明：（1）銀行集中度與銀行風(fēng)險(xiǎn)顯著負(fù)相關(guān)，支持“集中穩(wěn)定說”，即銀行業(yè)越集中，銀行風(fēng)險(xiǎn)越??；（2）銀行資產(chǎn)規(guī)模越大，銀行風(fēng)險(xiǎn)越小，而銀行流動性比率與銀行風(fēng)險(xiǎn)無顯著線性關(guān)系；（3）GDP增長率與銀行風(fēng)險(xiǎn)有顯著的正相關(guān)關(guān)系，這是因?yàn)樾刨J的順周期性，由信息不對稱引起的逆向選擇風(fēng)險(xiǎn)增大；（4）貨幣政策狀態(tài)與銀行風(fēng)險(xiǎn)存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明貨幣政策緊縮度越小，銀行風(fēng)險(xiǎn)越大，即貨幣政策越寬松，越不利于銀行穩(wěn)定。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文用基于移動平均法計(jì)算的lnZ2替代基于時期劃分計(jì)算的lnZ1，并運(yùn)用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)對模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如下頁表5所示。

由表5可知，在替換變量之后，Boone指數(shù)及其平方項(xiàng)的系數(shù)依然為顯著的負(fù)值，說明銀行競爭與風(fēng)險(xiǎn)間的正相關(guān)關(guān)系并非偶然結(jié)果。貨幣政策狀態(tài)也依然顯著，表明貨幣政策狀態(tài)與銀行風(fēng)險(xiǎn)的正相關(guān)關(guān)系穩(wěn)健，其他控制變量顯著性和符號的變化并不影響銀行競爭度回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，其估計(jì)結(jié)果仍然可靠。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4 結(jié)論

把握銀行競爭與穩(wěn)定的關(guān)聯(lián)是實(shí)行銀行業(yè)對內(nèi)對外開放、促進(jìn)銀行體系高效穩(wěn)健運(yùn)行的關(guān)鍵之一。針對理論與實(shí)證研究存在的分歧，本文使用中國26家商業(yè)銀行在2007—2015年間的非平衡面板數(shù)據(jù)，并將銀行競爭與銀行穩(wěn)定之間的非線性關(guān)系納入考量，發(fā)現(xiàn)銀行競爭的邊際利潤效應(yīng)覆蓋并超越了風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移效應(yīng)，表現(xiàn)為低銀行競爭度更有利于銀行穩(wěn)定，支持了“競爭脆弱論”。原因可能在于過度競爭在一個有待健全的制度環(huán)境中有或能增加銀行的脆弱性。但這并不意味著限制進(jìn)入與競爭，而是要優(yōu)化制度設(shè)計(jì)，限制過度競爭、促進(jìn)有效競爭，在競爭中提升銀行自身抗風(fēng)險(xiǎn)能力，促進(jìn)銀行體系高效、平穩(wěn)運(yùn)行。

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