中國(guó)銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)與效率關(guān)系研究

高 瑋

(南開(kāi)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,天津 300071)

銀行在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中起到重要的作用, 銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的影響, 但是, 競(jìng)爭(zhēng)也會(huì)促使銀行承擔(dān)較高的風(fēng)險(xiǎn), 并對(duì)銀行業(yè)穩(wěn)定性造成不利影響。 此外, 銀行業(yè)較高的競(jìng)爭(zhēng)程度通過(guò)降低金融服務(wù)的價(jià)格, 提高了銀行業(yè)整體效率, 并促進(jìn)投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。 銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)主要通過(guò)兩個(gè)渠道產(chǎn)生這些正面的影響: 一方面, 較高的銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度會(huì)降低銀行的壟斷力, 并降低金融服務(wù)的價(jià)格; 另一方面, 較高的銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度會(huì)促使銀行降低成本、提高成本效率, 這對(duì)于提高我國(guó)銀行業(yè)整體效率和社會(huì)福利水平至為重要。 遲國(guó)泰等(2005)[1]的研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)商業(yè)銀行總體的成本效率不高, 但呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì), 同時(shí), 由于受到不良貸款的影響, 國(guó)有商業(yè)銀行成本效率明顯低于股份制商業(yè)銀行。 關(guān)于銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)及其影響的問(wèn)題在我國(guó)也日益受到關(guān)注, 因?yàn)殂y行信貸是我國(guó)企業(yè)外部融資的主要來(lái)源, 所以銀行信貸的可獲得性或者企業(yè)獲取外部融資的便利性, 會(huì)直接影響到企業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r, 從而間接影響到整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展, 因此, 分析銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)度對(duì)銀行效率的影響不僅關(guān)系到銀行經(jīng)營(yíng)管理水平的高低, 同時(shí)還關(guān)系到銀行業(yè)外部的產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

一、 文獻(xiàn)綜述

經(jīng)濟(jì)學(xué)家普遍認(rèn)為競(jìng)爭(zhēng)可以提高效率,并且許多相關(guān)研究都支持這一觀(guān)點(diǎn)。首先,Hicks(1935)[2]認(rèn)為壟斷支配力會(huì)降低效率,即安逸生活(quiet life)假說(shuō),這一假說(shuō)認(rèn)為壟斷支配力使得經(jīng)理人可以輕易地獲取壟斷租金,因而會(huì)降低其努力程度。但是,并沒(méi)有明顯的理由可以解釋為什么壟斷企業(yè)的所有者對(duì)經(jīng)理人的控制力會(huì)弱于競(jìng)爭(zhēng)性的企業(yè)。因此,Leibenstein(1966)[3]和Demsetz(1973)[4]又提出了其他假說(shuō)。

Leibenstein(1966)[3]解釋了企業(yè)中為什么會(huì)存在非效率(X-inefficiency),以及為什么產(chǎn)品市場(chǎng)中的競(jìng)爭(zhēng)會(huì)降低非效率。非效率源于企業(yè)組織內(nèi)部不完善的因素,這些因素會(huì)影響到所有者與經(jīng)理人之間信息不對(duì)稱(chēng)的程度,信息不對(duì)稱(chēng)使得所有者無(wú)法檢查經(jīng)理人的努力程度。Leibenstein認(rèn)為競(jìng)爭(zhēng)壓力可以提高效率,其原因可以歸結(jié)為兩點(diǎn)。首先,競(jìng)爭(zhēng)為經(jīng)理人付出更多的努力提供了激勵(lì)。當(dāng)經(jīng)理人意識(shí)到競(jìng)爭(zhēng)程度在提高時(shí),他們將不得不提高其績(jī)效,否則其所在的企業(yè)將被市場(chǎng)淘汰。其次,如果市場(chǎng)中存在大量的企業(yè),將會(huì)促使所有者評(píng)估自身企業(yè)相對(duì)于其他企業(yè)的績(jī)效狀況,所以他們更有動(dòng)力去了解企業(yè)的情況,從而可以更準(zhǔn)確地評(píng)估經(jīng)理人的績(jī)效,并對(duì)管理層作出適時(shí)的調(diào)整。Leibenstein的非效率理論與Bain(1951)[5]所提出的SCP假說(shuō)相一致,他們認(rèn)為市場(chǎng)結(jié)構(gòu)會(huì)影響到企業(yè)在價(jià)格和產(chǎn)量方面的決策行為,并因此而影響到企業(yè)的績(jī)效。

但是,Demsetz(1973)提出了另一種假說(shuō)----有效結(jié)構(gòu)(efficient structure)假說(shuō),他認(rèn)為競(jìng)爭(zhēng)與成本效率之間存在逆向因果關(guān)系,因?yàn)楣芾磔^好的企業(yè)其成本較低,并據(jù)此而獲得較大的市場(chǎng)份額,導(dǎo)致較高的市場(chǎng)集中度,由于集中度與競(jìng)爭(zhēng)程度之間具有反向關(guān)系,使得市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度降低,即競(jìng)爭(zhēng)與效率之間具有反向的因果關(guān)系。

關(guān)于銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)與效率關(guān)系的實(shí)證研究相對(duì)較少,其中主要的做法是將成本效率對(duì)一組市場(chǎng)結(jié)構(gòu)變量作回歸分析,如Punt和van Rooij(2003)[6]對(duì)歐洲銀行業(yè)的研究。在此類(lèi)研究中,通常采用隨機(jī)前沿法衡量成本效率,用市場(chǎng)份額或集中度指標(biāo)代表市場(chǎng)結(jié)構(gòu)。這些研究?jī)A向于認(rèn)為成本效率和集中度或市場(chǎng)份額之間具有正相關(guān)關(guān)系。因此,他們傾向于支持有效結(jié)構(gòu)假說(shuō)。Weill(2004)[7]通過(guò)將效率與運(yùn)用Panzar-Rosse(PR)模型得出的競(jìng)爭(zhēng)度指標(biāo)進(jìn)行回歸,結(jié)果也支持上述觀(guān)點(diǎn)。黃雋、湯珂(2008)[8]分析了韓國(guó)、中國(guó)大陸與臺(tái)灣商業(yè)銀行競(jìng)爭(zhēng)與效率之間的關(guān)系,同樣運(yùn)用PR模型測(cè)度銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度,通過(guò)散點(diǎn)圖觀(guān)察兩者之間的關(guān)系,結(jié)果發(fā)現(xiàn)韓國(guó)、中國(guó)大陸銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度與效率之間呈正相關(guān)關(guān)系,而中國(guó)臺(tái)灣地區(qū)銀行業(yè)由于過(guò)度開(kāi)放,其競(jìng)爭(zhēng)程度與效率之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

總之,關(guān)于效率與競(jìng)爭(zhēng)之間關(guān)系的理論假說(shuō)和實(shí)證研究均沒(méi)有得出一致的結(jié)論,本文試圖運(yùn)用勒納指數(shù)方法衡量我國(guó)銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度,并通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)的回歸模型進(jìn)行分析,以求更準(zhǔn)確地分析我國(guó)銀行業(yè)在目前階段下,競(jìng)爭(zhēng)程度與效率之間的關(guān)系。

二、 銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)度測(cè)度

新實(shí)證產(chǎn)業(yè)組織研究中測(cè)度競(jìng)爭(zhēng)程度常用的方法包括Panzar-Rosse(PR)模型以及Bresnahan-Lau(BL)模型,PR模型運(yùn)用H統(tǒng)計(jì)值估計(jì)競(jìng)爭(zhēng)程度,H統(tǒng)計(jì)值為總收入相對(duì)投入價(jià)格的彈性。葉欣等(2001)[9]、Yuan(2006)[10]、黃雋(2007)[11]以及李偉、韓立巖(2008)[12]運(yùn)用PR模型測(cè)度了我國(guó)銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度,結(jié)果均發(fā)現(xiàn)我國(guó)銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度自20世紀(jì)90年代中期以來(lái)呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì),但是,由于樣本中銀行數(shù)目不多,這種估計(jì)對(duì)模型設(shè)置以及變量選取非常敏感,所以也有研究得出不同的結(jié)論,如趙子銥等(2005)[13]發(fā)現(xiàn)1999—2003年銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度相比于前一階段有所下降。需要注意的是,PR模型給出的是整個(gè)銀行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)程度;BL模型作為測(cè)度競(jìng)爭(zhēng)程度的另一種非結(jié)構(gòu)方法,根據(jù)整體數(shù)據(jù)測(cè)度加成(markup),該方法運(yùn)用較少。

由于本文需要測(cè)度1993—2008年樣本中每家銀行的競(jìng)爭(zhēng)程度,而不是整個(gè)樣本的總體指標(biāo),因此,本文計(jì)算每家銀行的勒納指數(shù),而不是估計(jì)PR模型或BL模型。勒納指數(shù)定義為價(jià)格與邊際成本之間的差額除以?xún)r(jià)格。本文主要關(guān)注信貸市場(chǎng),因此運(yùn)用貸款價(jià)格,通過(guò)利息收益除以貸款總額求得,同時(shí)將貸款視為產(chǎn)出,據(jù)此計(jì)算邊際成本。

本文通過(guò)超越對(duì)數(shù)成本函數(shù),運(yùn)用一項(xiàng)產(chǎn)出和兩項(xiàng)投入的價(jià)格來(lái)估計(jì)邊際成本。成本函數(shù)形式設(shè)定如下:

lnCit=α0+α1lnyit+α22(lnyit)2+

α3lnw1it+α4lnw2it+

α5lnw1itlnw2it+α62(lnw1it)2+

α72(lnw2it)2+α8lnyitlnw1it+

α9lny1itlnw2it+εit(1)

其中,C代表總成本;y為貸款;w1為資金的價(jià)格,用存款利率表示,即利息支出除以存款;w2為勞動(dòng)力價(jià)格,用工資率表示,由于直接相關(guān)的數(shù)據(jù)難以獲得,因此用營(yíng)業(yè)費(fèi)用除以資產(chǎn)總額來(lái)間接衡量;i代表銀行;t代表年份;α1,…,α9為待定系數(shù);ε為誤差項(xiàng)。成本函數(shù)所估計(jì)出的系數(shù)將被用于計(jì)算邊際成本,計(jì)算公式如下:

mc=?C?y=Cy×

[α1+α2lny+α8ln(w1)+α9ln(w2)](2)

本文選取14家銀行作為研究對(duì)象,分別為中國(guó)工商銀行、中國(guó)農(nóng)業(yè)銀行、中國(guó)銀行、中國(guó)建設(shè)銀行、交通銀行、中信銀行、招商銀行、華夏銀行、光大銀行、興業(yè)銀行、浦東發(fā)展銀行、廣東發(fā)展銀行、深圳發(fā)展銀行和民生銀行。樣本期為1993—2008年,構(gòu)成一個(gè)面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于1993—2008年《中國(guó)金融年鑒》以及Bankscope數(shù)據(jù)庫(kù)。根據(jù)計(jì)算結(jié)果繪制圖1。

圖1 1993—2008年中國(guó)銀行業(yè)勒納指數(shù)

從圖1中可以看出,1993—2008年中國(guó)銀行業(yè)整體的勒納指數(shù)總體上呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì),同時(shí)在各個(gè)時(shí)段又表現(xiàn)為波動(dòng)的特征,可以將其分為三個(gè)階段:一是1994—2000年,勒納指數(shù)處于下降階段,表明這一時(shí)段內(nèi)中國(guó)銀行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)程度逐步增強(qiáng);二是2000—2003年,勒納指數(shù)稍有上升,反映出銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度略有緩和;三是2004—2007年,勒納指數(shù)再一次呈現(xiàn)出持續(xù)下降的趨勢(shì),表明銀行業(yè)整體的競(jìng)爭(zhēng)程度不斷上升。此外,從國(guó)有銀行勒納指數(shù)的變動(dòng)趨勢(shì)來(lái)看,國(guó)有銀行的勒納指數(shù)同樣在整體上呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì),表明國(guó)有銀行面臨的競(jìng)爭(zhēng)程度逐漸提高。股份制銀行勒納指數(shù)的變動(dòng)趨勢(shì)也大致相同,不同的是,1998—2003年股份制銀行的勒納指數(shù)呈現(xiàn)出持續(xù)上升的趨勢(shì),反映了股份制銀行的競(jìng)爭(zhēng)程度有所下降,但是在2003年之后同樣面臨著競(jìng)爭(zhēng)日益激烈的經(jīng)營(yíng)環(huán)境,而且國(guó)有銀行的競(jìng)爭(zhēng)程度要高于股份制銀行的競(jìng)爭(zhēng)程度。

三、 銀行業(yè)成本效率測(cè)度

成本效率是銀行業(yè)在激烈的競(jìng)爭(zhēng)中生存和發(fā)展的核心因素,技術(shù)效率僅僅從投入與產(chǎn)出之間的數(shù)量關(guān)系來(lái)衡量生產(chǎn)者的效率,技術(shù)效率高僅僅是企業(yè)獲得良好經(jīng)濟(jì)效益的必要條件,而不是充分條件。提高企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益還要考慮投入要素資源的配置效率。成本效率研究在成本前沿基礎(chǔ)上,既考慮投入與產(chǎn)出之間的技術(shù)效率,又考慮要素價(jià)格因素所帶來(lái)的配置效率。以往研究中通常運(yùn)用簡(jiǎn)單成本函數(shù)和超越對(duì)數(shù)成本函數(shù)計(jì)算成本效率,其中,超越對(duì)數(shù)成本函數(shù)相對(duì)簡(jiǎn)單成本函數(shù)具有更好的性質(zhì),比如,沒(méi)有對(duì)投入要素之間的替代彈性設(shè)置任何限制,而且這種函數(shù)形式適合多投入多產(chǎn)出的情形,因此,本文采用超越對(duì)數(shù)成本函數(shù),選取三種投入價(jià)格和三種產(chǎn)出,函數(shù)形式設(shè)定如下:

lnC=α+∑3i=1βilnQi+12∑3i=1∑3j=1γijlnQilnQj+

∑3k=1δklnPk+12∑3k=1∑3l=1θkllnPklnPl+

∑3i=1∑3k=1φiklnQilnPk+ε(3)

EFFi=E[μiεi]=

σλ(1+λ2)·φ(εiλ/σ)Φ(εiλ/σ)-εiλσ(4)

關(guān)于投入和產(chǎn)出項(xiàng)的選取標(biāo)準(zhǔn),主要可以分為產(chǎn)出法和中介法。產(chǎn)出法強(qiáng)調(diào)金融機(jī)構(gòu)作為服務(wù)提供者的角色,把存款視為產(chǎn)出的一種;中介法則強(qiáng)調(diào)金融機(jī)構(gòu)應(yīng)當(dāng)被視為存款人與投資人之間的資金中介者,因此將存款作為投入。修正后的產(chǎn)出法使成本方程同時(shí)考慮存款的投入、產(chǎn)出特征,根據(jù)這種方法,存款利息支出被視為投入,而存款總量則被作為產(chǎn)出。本文主要采用修正后的產(chǎn)出法,以貸款、存款和投資作為產(chǎn)出,以人力資本價(jià)格、資本價(jià)格和存款價(jià)格作為投入,根據(jù)徐傳諶、齊樹(shù)天(2007)的研究[14],用營(yíng)業(yè)費(fèi)用/當(dāng)年資產(chǎn)總額代表人力資本價(jià)格,用固定資產(chǎn)凈值/銀行總資產(chǎn)代表資本價(jià)格,用利息支出/存款總額代表存款價(jià)格,總成本則包括營(yíng)業(yè)支出與非營(yíng)業(yè)支出。樣本銀行與上一部分相同,樣本期同樣為1993—2008年,運(yùn)用Frontier 4.1進(jìn)行估計(jì),計(jì)算結(jié)果如表1所示。

表1中γ值為0.15,這說(shuō)明成本偏差由隨機(jī)誤差v和非效率項(xiàng)μ共同決定。另外,單邊似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LR的取值為80.1496,根據(jù)Kodde和Palm(1986)[15]確定的mixed X2臨界值表,得知相應(yīng)的顯著性概率為5%的mixed X2分布臨界值為29.545,LR大于mixed X2分布檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)值,表明變差率γ的零假設(shè)被拒絕,意味著非效率項(xiàng)μ是客觀(guān)存在的。此外,大部分系數(shù)在5%水平上是統(tǒng)計(jì)顯著的,參數(shù)法并不要求前沿函數(shù)中的待定參數(shù)估計(jì)值均通過(guò)顯著性檢驗(yàn),只要單邊似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LR大于mixed X2分布的臨界值,就可以證明此前沿函數(shù)具有足夠的解釋力度,并且非效率項(xiàng)客觀(guān)存在。

表1 成本超越對(duì)數(shù)函數(shù)估計(jì)結(jié)果

注:①觀(guān)測(cè)量共有224個(gè),對(duì)數(shù)似然函數(shù)值為398.51,單邊偏誤似然比檢驗(yàn)值為80.1496;②數(shù)據(jù)來(lái)源于1993—2008年《中國(guó)金融年鑒》以及Bankscope數(shù)據(jù)庫(kù)。

運(yùn)用隨機(jī)前沿法(SFA)從誤差項(xiàng)中求得成本效率,根據(jù)計(jì)算結(jié)果繪制圖2,從圖2中可以看出中國(guó)銀行業(yè)的整體成本效率水平在樣本期內(nèi)呈現(xiàn)不斷提高的趨勢(shì),但是其增幅不斷下降,年度增長(zhǎng)率從1993年的8%持續(xù)降低到2008年的0.6%。按所有制特征分組,國(guó)有銀行和股份制銀行成本效率的變動(dòng)均呈現(xiàn)出減速遞增的趨勢(shì),相比之下,國(guó)有銀行的成本效率提高速度要普遍高于股份制商業(yè)銀行,國(guó)有銀行的年均增幅為5.6%,高于股份制銀行2.1%的年均增幅。此外,雖然樣本期內(nèi)國(guó)有銀行的成本效率水平依然要低于股份制銀行,但在演進(jìn)過(guò)程中兩者的差距在逐漸縮小,或者說(shuō)中國(guó)銀行業(yè)的成本效率水平在提高中逐步趨同,這一結(jié)果與徐傳諶、齊樹(shù)天(2007)[14]的研究結(jié)果相一致。

圖2 1993—2008年中國(guó)銀行業(yè)成本效率

四、 銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)度與效率關(guān)系估計(jì)

本文通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)(Granger-causality)的形式來(lái)分析中國(guó)銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)和效率之間的聯(lián)系,模型形式設(shè)定如下:

(5)

(6)

其中y代表效率,x代表勒納指數(shù),fi代表銀行的個(gè)體效應(yīng)。效率和勒納指數(shù)指標(biāo)的取值分別是成本效率和勒納指數(shù)的年度均值。i和t分別代表銀行和年份。每個(gè)被解釋變量與其年度滯后項(xiàng)及其他變量進(jìn)行回歸。選用年度均值是為了獲得一般的效應(yīng)。我們認(rèn)為競(jìng)爭(zhēng)對(duì)效率產(chǎn)生的影響,或效率對(duì)競(jìng)爭(zhēng)產(chǎn)生影響都須要經(jīng)過(guò)一段時(shí)間才能變得明顯,因此本文采用四年滯后項(xiàng)。

表2中給出了估計(jì)結(jié)果,列出了被解釋變量和解釋變量滯后項(xiàng)的系數(shù),主要考察解釋變量滯后項(xiàng)的系數(shù)。對(duì)于方程(5)和(6)都檢驗(yàn)了δ1=δ2=…=δm=0的聯(lián)合假設(shè),通過(guò)該檢驗(yàn)可以判斷相應(yīng)的變量與被解釋變量之間是否存在格蘭杰因果關(guān)系。

表2 格蘭杰因果分析結(jié)果

注:①***代表1%的水平下顯著,**代表5%的水平下顯著,*代表10%的水平下顯著;②觀(guān)測(cè)量共有168個(gè);③E代表成本效率,E約為2.71828。

在效率為被解釋變量的方程中,勒納指數(shù)的滯后項(xiàng)均不為零(Prob>χ2=0),且系數(shù)均為負(fù),表明勒納指數(shù)對(duì)效率的格蘭杰原因?yàn)樨?fù),相應(yīng)地,銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度對(duì)效率的格蘭杰原因?yàn)檎?而效率不是競(jìng)爭(zhēng)的格蘭杰原因。在勒納指數(shù)為被解釋變量的方程中,效率的滯后項(xiàng)有可能為零(Prob>χ2=0.893)。這一結(jié)果不支持有效結(jié)構(gòu)假說(shuō),而是與Leibenstein(1966)[3]的研究結(jié)論相一致,即競(jìng)爭(zhēng)程度的上升可以提高銀行的成本效率,這一結(jié)果與黃雋、湯珂(2008)[8]針對(duì)中國(guó)銀行業(yè)的研究結(jié)論也相一致。

銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度和效率之間的正相關(guān)關(guān)系,表明當(dāng)代中國(guó)銀行業(yè)的相關(guān)政策應(yīng)當(dāng)有助于提高銀行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)程度,以此提高銀行效率。須要注意的是銀行業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度與金融穩(wěn)定之間的關(guān)系一直是爭(zhēng)論的話(huà)題,其中,Allen和Gale(2004)[16]認(rèn)為銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)會(huì)導(dǎo)致金融脆弱,因?yàn)檩^高的銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度會(huì)降低市場(chǎng)支配力,減少利潤(rùn)收益,導(dǎo)致銀行特許權(quán)價(jià)值下降,從而促使銀行承擔(dān)較高的風(fēng)險(xiǎn)以增加收益。Jimenez等(2007)[17]對(duì)西班牙銀行業(yè)的實(shí)證研究也與這一觀(guān)點(diǎn)相一致,即較高的競(jìng)爭(zhēng)程度(用勒納指數(shù)衡量)與較高的貸款風(fēng)險(xiǎn)(用不良貸款衡量)相關(guān)。但是,我國(guó)銀行業(yè)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和金融體制與西方發(fā)達(dá)國(guó)家存在差別,使得我國(guó)銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度不同于西方發(fā)達(dá)國(guó)家。

首先,我國(guó)銀行業(yè)受到嚴(yán)格的管制,基準(zhǔn)存貸款利率由中國(guó)人民銀行直接確定,銀行的負(fù)債業(yè)務(wù)、資產(chǎn)業(yè)務(wù)都是建立在基準(zhǔn)存貸款利率的基礎(chǔ)上,基準(zhǔn)存貸款利率的調(diào)整具有強(qiáng)制性,因此從產(chǎn)品價(jià)格的角度看,銀行業(yè)的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)是有限度的,競(jìng)爭(zhēng)主要集中在非價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)。

其次,政府對(duì)銀行業(yè)的經(jīng)營(yíng)仍然存在一定程度的行政干預(yù),影響到銀行業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)行為。盡管?chē)?guó)有商業(yè)銀行先后通過(guò)改制上市,但是國(guó)家仍然是直接的所有者,此外,地方政府也在很多地方商業(yè)銀行中占有相當(dāng)?shù)墓煞?政府對(duì)銀行的行政干預(yù)主要體現(xiàn)在政府具有銀行高級(jí)管理層的人事任免權(quán),這在很大程度上影響到銀行的商業(yè)化運(yùn)作,同時(shí)也促使銀行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)不完全是市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)。

上述因素都會(huì)影響到我國(guó)銀行業(yè)市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度,但是,關(guān)于我國(guó)銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度與其他國(guó)家的橫向比較研究相對(duì)較少,其中,葉欣等(2001)[9]采用與Oliver和Davis(2000)[18]相類(lèi)似的研究方法(PR模型)計(jì)算了我國(guó)銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度,通過(guò)國(guó)際間橫向比較發(fā)現(xiàn)美國(guó)和歐洲部分國(guó)家1992—1996年的競(jìng)爭(zhēng)程度普遍高于中國(guó)銀行業(yè)。其中,美國(guó)銀行業(yè)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)在1996年以前就已經(jīng)接近完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)的狀態(tài),而且如果考慮回歸期間的差異,中國(guó)商業(yè)銀行市場(chǎng)與發(fā)達(dá)國(guó)家競(jìng)爭(zhēng)程度的差距可能會(huì)更大。此外,黃雋(2007)[11]的研究結(jié)果表明,我國(guó)銀行業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度仍然相對(duì)較低,與我國(guó)銀行業(yè)對(duì)外開(kāi)放和利率市場(chǎng)化等金融改革的要求還有相當(dāng)?shù)牟罹唷４送?Carbo等(2009)[19]的研究運(yùn)用勒納指數(shù)測(cè)度了歐洲多個(gè)國(guó)家近年來(lái)銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度,結(jié)果發(fā)現(xiàn)研究樣本整體勒納指數(shù)的均值為0.14,其中丹麥的競(jìng)爭(zhēng)程度最低,勒納指數(shù)為0.22,盧森堡和英國(guó)的競(jìng)爭(zhēng)程度最高,勒納指數(shù)達(dá)到了0.11,根據(jù)前文的計(jì)算,中國(guó)銀行業(yè)近年來(lái)的勒納指數(shù)均值為0.16,可見(jiàn)從整體來(lái)看,歐洲國(guó)家銀行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)程度要高于中國(guó)銀行業(yè)。

根據(jù)上述分析,可以發(fā)現(xiàn)我國(guó)銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度與西方發(fā)達(dá)國(guó)家相比相對(duì)較低,在當(dāng)前階段提高銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度對(duì)金融體系的穩(wěn)定性不會(huì)造成破壞性的影響,相反可以促使我國(guó)銀行業(yè)提高經(jīng)營(yíng)管理水平,降低運(yùn)營(yíng)成本,提高銀行效率。提高效率是銀行管理層和監(jiān)管部門(mén)的共同目標(biāo),積極采用技術(shù)創(chuàng)新成果,運(yùn)用電子自助設(shè)備,發(fā)展電子自助服務(wù),如電話(huà)銀行、網(wǎng)上銀行以及自助銀行等是提高銀行效率的重要措施;同時(shí),通過(guò)增加銀行數(shù)量增強(qiáng)銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度也是促進(jìn)銀行提高效率的重要措施,根據(jù)黃雋(2007)[11]的研究,我國(guó)銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度與銀行數(shù)量之間具有正相關(guān)關(guān)系。因此,通過(guò)增加銀行的數(shù)量來(lái)增強(qiáng)銀行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)程度,是當(dāng)前階段促進(jìn)中國(guó)銀行業(yè)效率提升的一項(xiàng)可取的措施。

五、 結(jié) 論

本文以1993—2008年中國(guó)銀行業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本,考察了我國(guó)銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度與效率之間的關(guān)系,分別采用勒納指數(shù)法和隨機(jī)前沿法測(cè)度了銀行競(jìng)爭(zhēng)程度及成本效率水平,結(jié)果顯示我國(guó)銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度和效率分別呈現(xiàn)出波動(dòng)上升以及邊際遞減的增長(zhǎng)趨勢(shì),然后通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)測(cè)度了銀行競(jìng)爭(zhēng)與效率之間的關(guān)系,結(jié)果表明銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度是效率提高的格蘭杰原因,而且兩者之間呈正相關(guān)關(guān)系,這可解釋為競(jìng)爭(zhēng)程度的提高促使銀行降低了經(jīng)營(yíng)成本,提高了成本效率。

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