商业银行资本影响结构分析

第四节　外资银行进入、市场结构变化 对我国银行效率的影响

一、外资银行进入对我国商业银行及其市场结构的影响

(一)外资银行的进入为我国的商业银行带来了先进的金融技术，提高了我国商业银行的技术水平，增加了我国金融服务的种类和质量。以中国建设银行为例，2005年，中国建设银行引进了美国银行公司(美国银行)和亚洲金融控股(私人)有限公司(亚洲金融控股)等战略投资者。美国银行在零售业务、信息技术和电子银行、全球资金服务、财务和人力资源管理等领域，为建行提供技术协助。截至2006年2月底止，已有40位美国银行专家来建行工作，集中推进了零售银行业务、电子银行业务等重点项目的实施。再如中国银行，2005年中国银行引进了苏格兰皇家银行集团、亚洲金融控股私人有限公司、瑞士银行和亚洲开发银行等战略投资者。苏格兰皇家银行已经在信用卡、银团贷款等业务领域为中国银行提供了帮助。

(二)外资银行的进入给我国商业银行带来了先进的经营管理知识和经验。例如，2005年中国银行引进亚洲金融控股私人有限公司、瑞士银行集团和亚洲开发银行等战略投资者，亚洲金融控股私人有限公司在公司治理、机构重组以及信息技术等方面为中国银行提供了先进经验和技术。瑞士银行集团在市场风险管理架构和管理流程、利率风险管理、流动性管理、外汇风险管理、融资管理、资本管理、权益投资管理等资产负债管理领域为中国银行提供了支持与帮助。亚洲开发银行在操作风险管理、反洗钱和环境保护培训等方面向中国银行提供了咨询建议书或建议方案。

(三)外资银行的进入提升了我国银行业从业人员的人力资本水平。截至2005年末，外资银行营业性机构254家，为中国的银行员工学习、借鉴国际先进经验提供了新的平台；从业人员数十万人，其中绝大部分为中国人，这直接提高了我国银行从业人员的水平和素质。此外，中资银行在引进战略投资者时往往将人力资源合作也作为条件之一，战略投资者在人力资源方面对中资银行提供帮助。以中国银行为例，2005年中国银行引进了苏格兰皇家银行集团、亚洲金融控股私人有限公司、瑞士银行和亚洲开发银行等战略投资者，上述各家机构为中国银行提供了人力资源管理、培训等方面的支持。

(四)外资银行的进入加速了我国银行业的改革，提高了金融监管的能力和水平。近年来，外资银行纷纷以入股形式进入我国的银行业，它们与民营资本一道加快了我国商业银行的产权体制改革。外资战略投资者在给中资银行带来资本的同时，也带来了先进的管理经验和技术，推动了我国商业银行治理结构的改革。外资银行的进入激励我国商业银行重新规范市场纪律，加强资本充足率和贷款分级方面的管理，提高资产组合的质量，降低不良贷款率。近年来，我国为了与国际接轨，加强了对银行资产质量的管理，为了充实银行资本，降低银行不良贷款率，我国政府采取了很多措施。如将450亿美元的外汇储备转增为中国银行和中国工商银行的资本，1999年、2004年、2005年先后三次剥离了四大国有银行的不良贷款等等。

(五)外资银行的进入影响甚至改善了我国的银行业市场结构。主要表现为以下三个方面:

一是外资银行入股中资银行，改善了银行的股权结构和治理结构，一些银行从原来的国有股为主转化为国有股、法人股和外资股相互制衡，个别银行的最大股东甚至为外资股。例如2004年9月，深圳发展银行引进美国新侨投资集团，后者持有深圳发展银行17．89%的股权，成为该行的最大股东。

二是外资银行在国内建立分行或代理处，影响了我国银行业的地域结构。我国银行的分布总体来说是东多西少，城市多农村少，外资银行总是选择我国经济金融较发达的东部地区和大城市，这更加加重了我国东西部地区银行业发展的不平衡，加重了农村和城市发展的不平衡。

三是外资银行的进入影响了我国银行业的市场份额布局，降低了我国银行业的市场集中度。这通过以下方式或机制来进行:(一)外资银行在国内建立分行或代理处，直接抢夺了本属于中资银行的一些市场份额；(二)外资银行入股中资银行，改变了银行的实力分布，增加了入股银行的资本实力、管理能力和技术水平，加强了入股银行的竞争力，使入股银行能争得更大的市场份额；(三)中外资银行通过业务合作，提升了部分银行的盈利能力和竞争力。

二、市场结构变化是否影响我国银行业效率的实证检验

(一)理论基础与文献述评

在市场结构和市场绩效的关系方面，Mason(1939，1949)和贝恩(Bain，1951，1956，1959)做出了开创性的贡献。后来人们称贝恩的“结构—行为—绩效”理论为SCP范式。按照SCP范式理论，市场结构能够影响构成产业的厂商的行为，这些行为变量包括价格设定、合谋和其他形式的战略性行为、广告支出、研发和革新；市场绩效的衡量工具包括利润、增长、获利能力、技术进步等。在SCP范式理论中，结构、行为、绩效之间的关系如图所示:

图6－2　结构—行为—绩效范式

大多数早期对市场结构和绩效的关系的研究都以SCP范式为基础，并将注意力主要集中于集中度与通过获利能力来衡量的业绩之间的关系上。集中度与利润之间的正相关关系被看作是厂商相互合谋行动以获取高额利润的证据。贝恩(1951)提出:“(1)卖方集中度与有效串谋的盈利性之间存在着系统的正相关关系；(2)与不存在垄断或寡头之间的有效串谋时相比，存在垄断或寡头之间的有效串谋时销售的平均超额利润率较高。”贝恩以需求的可替代性作为理论基础，以八企业集中度比率(CR₈)作为市场集中度的衡量标准，以股东资产报酬率作为盈利性的衡量指标，利用1936～1940年间的数据检验了上述假设，发现在超过70%的产业中，前八位厂商的集中度比率(CR₈)超过70%的产业的平均利润率大大高于CR₈小于70%的产业的平均利润率。Weiss(1974)回顾了大量关于集中度与利润的早期文献，发现大部分都证实两者存在正相关关系。

在此后的20多年里，贝恩的理论几乎是不可挑战的。然而，以Stigler(1968)和Demsetz(1973，1974)为代表的芝加哥学派认为，政府的干预往往限制了竞争，而不是加强了竞争，集中度与利润的正相关关系并不一定意味着厂商的合谋行为。它可能是由于厂商越大越善于经营管理，从而能获取更高的利润。

芝加哥学派提出的效率结构(Efficient－structure，ES)假说对贝恩和其他人的“结构—行为—绩效”假说提出了挑战。两个阵营之间的论证刺激了大量试图用经验标准解决问题的经验性研究。

Smirlock(1985)认为，银行获利能力是其存款市场份额、市场集中度及其他控制变量的函数。并且，他发现美国银行业的获利能力与市场份额正相关，而与市场集中度不相关，从而支持了“效率结构”假说。Demset(1973，1974)和Peltzman(1977)认为，有效率的银行具有更好的管理或生产技术，从而降低了生产成本，获得了更高的利润，相应的也就占有了较高的市场份额，结果使得集中度更高了。因此，他们认为是市场绩效或市场行为决定了市场结构，而不是相反。Jackson(1992)将样本进一步细分为3个集中度不同的子样本，只在集中度最低的子样本中发现存款价格与市场集中度负相关，因而价格(存款利率)与市场集中度之间存在非线性关系。他认为，这些结果支持了“效率结构”假说，市场集中度只是向市场传递了一个最优的结构信号。

Berger和Hannan(1989)使用价格而不是利润作为被解释变量，研究了美国个人存款的利率与市场集中度的关系，发现两者负相关，从而支持了“结构—行为—绩效”假说。同样，Williamsetal(1994)对1986～1988年西班牙银行业市场结构与市场绩效的研究，也支持“结构—行为—绩效”假说。

在国内的相关研究中，于良春和鞠源(1999)运用经营效率指标和成本费用指标分析了中国银行业的市场结构与市场绩效的关系，发现市场集中与垄断低效率同时并存，放松管制是提高效率的前提条件。刘伟和黄桂田(2002)从价格与规模经济的角度，分析认为“结构—行为—绩效”假说并不适合银行业。赵旭等(2001)在利用数据包络分析法的基础上，运用了实证的方法对中国银行业市场结构与绩效之间的关系进行了检验，结果既不支持“结构—行为—绩效”假说，也不支持“效率结构”假说。

(二)研究假设及其检验模型

许多关于一般产业及银行业的研究发现，市场结构与绩效两者之间存在正的统计关系，但对此解释的角度却不相同。目前主要有市场力量(Market－power，MP)假说和效率结构(Efficient－structure，ES)假说，Berger(1995)则把市场力量假说进一步细分为传统的“结构—行为—绩效”假说(SCP，Structure－Conduct－Performance Hypothesis，Bain 1951)与相对市场势力假说(RMP，Relative－Market－Power Hypothesis)；把效率结构假说进一步分为规模效率机构假说(ESS，Scale－Efficient Structure Hypothesis)和X-效率结构假说(ESX，X-efficient Structure Hypothesis，Demsetz，1973，1974；Peltzman，1977)。

1．传统的“结构—行为—绩效”假说(SCP假说)。该假说认为高利润是反竞争定价的结果，集中度与利润率正相关，市场集中度越高，大银行支配市场的力量越强，因而产业利润率也越高。该假说建立在新古典经济学厂商理论基础上，认为银行经营中存在着规模经济，高市场集中度意味着存在少数较大规模、较高市场占有率的大银行，这些银行可以凭借规模降低成本、提高利润，并且当该产业处于市场集中度相当高的不完全竞争市场中，大银行具有操纵市场的力量，银行之间能以较低的成本达成合谋协议，通过不利于消费者的价格设置(较低的存款利率和较高的贷款利率)来获得垄断利润。

2．相对市场力量假说(RMP假说)。该假说与传统SCP假说结论一样，都认为集中度与利润率正相关，不同之处在于它认为只有市场份额大且更好地实现了产品差异化的银行才能运用市场力量通过影响或控制价格决策获得超额利润。与传统的SCP假说相比，“相对市场势力”假说并不只存在于集中度高的市场中，低集中度的市场也可能存在反竞争的市场定价行为。

3．X-效率结构假说(ESX假说)。所谓X-效率是指银行的经营成本中不能为规模经济、范围经济及其他可观察到的特征所解释的、主要源于管理能力差异所带来的效率问题(Leibenstein 1966)。管理能力和其他难以量化的因素相关的成本非效率更能解释银行的成本差异。由于这些因素无法归入成本函数，因此被称作X-效率。X-效率假说认为，有效率的企业具有先进的管理技术或生产技术，即有较高的X-效率，有着较低成本水平和较高的利润水平，从而可以获得更大的市场份额，导致较高水平的市场集中度。

4．规模效率结构假说(ESS假说)。规模效率假说认为，即使企业的生产技术和管理水平大致相同，企业的规模经济效率也并不完全一致，处于最优生产规模的企业成本最低，从而获得了较高的利润，导致了较高水平的市场集中。

为了检验上述假说的相对有效性，国内外学者进行了大量的实证研究，发展了两类检验方法。第一类方法将效率结构假说和市场势力假说分开检验，他们或者在模型中使用市场份额作为效率的代理变量，用集中度和市场份额对绩效进行回归，或者在模型中引入直接测度的效率变量(如规模经济、X-效率)，用市场结构与效率变量对绩效进行回归。另一类方法是Berger(1995)发展起来的，它是前两类模型的综合，它在同一个回归中直接检验这两大类假说。

一是市场力量假说检验模型。

根据市场力量假说，高市场集中度导致了银行拥有超市场力量，从而制订不利于消费者的价格，进而获取垄断利润。因此，在MP假说(包括SCP假说与RMP假说)中，其绩效与市场结构的关系可表示如下:

式中π是指单位产出的利润；p是产出品的价格向量；struct是市场结构的衡量指标(市场集中度conc或市场份额MS，取决于模型所检验的假说)；z表示控制向量；u表示随机误差； i表示第i家银行；m是指某银行市场。

方程6．1的单位利润主要取决于银行对消费者所设置的价格。但这并不排除在MP假说中效率这一因素也对利润产生影响，只是认为与价格对利润的影响相比，效率的影响相对而言不那么重要。因此，效率变量被包含在z向量中。

方程6．2中，价格主要由市场结构所决定。在传统SCP假说下，conc是代表struct的关键的外生变量－－在集中度较高的市场中，所有厂商设置不利于消费者的价格(即较低的存款利率以及较高的贷款利率)；与之相反，在RMP假说下，MS则是关键的外生变量－－拥有较大市场份额的厂商能够通过广告、设立分支机构或其他优势来实现产品差异化，从而能够更好地运用市场力量来设置价格。同样，效率对价格也有影响，但相对于市场结构而言它的影响不是很重要，因此也被包含在z中。

在方程6．3中，集中度是由市场份额所决定的。比如说，H指数是市场份额的平方和，C_n是最大的n家企业占整个市场总额的百分比。

在SCP假说下，利润与集中度正相关，因为集中度conc影响价格P(方程6．2)，价格P影响利润(方程6．1)。同样，在RMP假说下，利润与市场份额呈正相关关系，因为市场份额MS影响价格P(方程6．2)，价格P影响利润(方程6．1)。

二是效率结构(ES)假说检验模型。

根据效率结构(ES)假说，市场结构与绩效之间的关系是高利润－－高市场集中度，其中效率是关键因素。即高效率导致银行高利润，进而扩大市场份额以及提高市场集中度。因此，在ESX和ESS假说中，其绩效与市场结构的关系可表示如下:

式中π是指单位产出的利润；EFF是银行的效率水平变量(X-效率X-EFF或规模效率S-EFF)；z表示控制向量；u表示随机误差； i表示第i家银行，m是指某银行市场。

方程6．4表明，利润主要是由效率决定的。也就是说，利润的差异主要是由X-效率或规模效率所导致的成本差异所决定的，而这取决于ESX成立还是ESS成立。

方程6．5表明，效率决定了市场份额，更为有效率的银行将拥有更大的市场份额。比如在同一个市场里所有银行产品是无差异的，那么该市场将处于竞争性的均衡状态，这时价格等于整个市场所有银行的平均边际成本。更有效率的银行将会拥有更多的市场份额，因为他们的边际成本要远远低于整个市场的边际成本。另一种情况是，银行产品的差异是由地域差异造成的。在地域竞争中，更有效率的银行通过设置对消费者更为有利的价格，以吸引范围更广的顾客，从而扩大了市场份额。最后一种情况是，在过去的非均衡状态下，更为有效率的银行通过价格竞争或者兼并其他低效率银行，从而获得在现有均衡条件下更大的市场份额。

方程6．6与MP模型中的相同。利润与市场结构两者之间正相关关系在ES模型中并不是直接的，因为π、conc和MS都与EFF正相关－－即较高效率的厂商利润较高(方程6．4):较高效率的厂商拥有较大的市场份额(方程6．5)；拥有较大市场份额的厂商市场集中度也较高(方程6．3)。

三是Berger模型。

Berger(1995)在上述检验模型的基础上，建立了一个能同时检验上述两类假说的模型。具体如下:

其中:Pi表示银行的市场绩效，等于银行的资产收益率，或者权益收益率；X-EFFi表示银行的X-效率，反映了在产出不变的情况下，银行通过提高管理水平或生产技术控制生产成本的能力；S-EFFi表示银行的规模效率，反映银行规模变化对成本的影响； conc_m表示市场的集中度；MSi表示某一银行的市场份额；Zi表示一系列控制变量；e_i表示随机误差项。

如果“效率结构”假说成立，而且市场绩效用权益收益率或资产收益率来表示，那么方程6．6中效率变量X-EFF、S-EFF的线性回归系数为正且显著，而结构变量conc、MS的线性回归系数相对较小或为零，且不显著。如果市场绩效用净利差率来表示，那么方程6．6中效率变量的相关系数为负，结构变量的相关系数保持不变。因为效率高的银行可以提供更有吸引力的存、贷款利率，因而净利差比较小。

上述条件只是“效率结构”假说成立的一个必要条件，除此之外还有一个前提条件，即市场结构变量必须与效率正相关，Berger用线性函数表示为:

事实上，如果“效率结构”假说成立，那么效率高的银行获利水平也越高(表现为方程6．6中变量conc和MS的系数估计值应该较小且不显著)，而且占有较大的市场份额，市场集中度也就高(表现为方程6．7和6．8中的效率变量的回归系数显著为正)。

如果传统的“结构—行为—绩效”假说成立，那么方程(6．6)中市场集中度conc_m的回归系数为正；如果“相对市场势力”假说成立，那么方程(6．6)中市场份额MSi和市场集中度的相关系数均为正。同样的“市场势力”假说成立的附加条件是效率变量与市场结构变量负相关，即方程X-EFF_i= f(conc_m，MS_i，Z_i)+ e_i和方程S-EFF_i= f(conc_m，MS_i，Z_i)+ e_i中市场结构变量的线性回归系数应该显著为负。这说明市场集中度较高的银行，其管理效率和规模效率可能反而较低，即“安逸生活(Quiet Life)假说”。这一假说提出了一种反向的因果关系也就是拥有市场势力和市场集中度较高的银行虽可能实行反竞争的市场定价，但更可能由于竞争压力的降低，反而促使管理阶层偏好过着安逸生活，而不努力追求效率的极大化，结果效率反而降低了。

(三)我国银行业市场结构与效率关系的实证检验

本文按照Berger模型的分析框架检验我国银行业的市场结构与效率的关系。由于能获取全部数据的城市商业银行数量太少，能找到年报的仅仅是少数几家银行的个别年度，因而本节将城市商业银行排除在样本之外。本文样本银行包括四大国有商业银行(简称国有银行)(中国工商银行、中国农业银行、中国建设银行、中国银行)、五家上市股份制商业银行(简称上市银行)(招商银行、华夏银行、深圳发展银行、上海浦东发展银行、中国民生银行)和六家非上市股份制银行(简称非上市银行)(交通银行、中信实业银行、广东发展银行、兴业银行、中国光大银行、恒丰银行)；样本区间为1996年至2005年；样本数据来自《中国金融年鉴》、《中国统计年鉴》和各家银行公布的年报。

表6－4　样本构成情况表

(续表6－4)

本节采用赫芬达尔指数来衡量银行业的市场集中程度，以银行的资产总额与银行业总资产的比例作为银行所占的市场份额。另外，本节采用效率指标是第四章的实证研究中得到的X-效率指标和规模效率指标。银行业绩指标采用资本收益率。另外，宏观经济的变动会影响银行的效率，当宏观经济非常景气时，银行存、贷款的供给和需求增多，银行的绩效就越好。因此，本文认为银行绩效与宏观经济景气状况正相关。按照通常的做法，本文以GDP增长率作为宏观经济景气状况的代理变量。此外，为了排除其他因素的影响，本文还引进了不良贷款率、存款费用率等控制变量。各变量的含义与统计性描述见表6－5:

表6－5　变量定义及其统计性描述

(续表6－5)

在回归分析前，本文分析了变量之间的相关性，发现只有不良贷款率与资产市场份额的相关系数超过0．5(r= 0．578)，其他变量之间的相关系数都很小，因而没有证据表明线性回归的解释变量之间存在严重的多重共线性；此外，为了避免异方差对回归系数的干扰，本文使用参数的方差－－协方差矩阵的异方差一致性估计。在此基础上，本文使用如下方程检验银行市场结构与银行绩效的关系:

对上述方程作OLS估计，具体回归结果见表6－6:

表6－6市场结构与银行效率的关系的回归分析结果

(续表6－6)

注:＊＊表示在1%的水平下显著，*表示在5%的水平下显著

表6－6显示:在本文所做的四个线性回归模型中，X-效率变量X-EFF和规模效率变量S-EFF的回归系数都不显著，“效率结构”假说在我国银行业市场并不成立，因而也就没有必要检验它成立的另外两个必要条件。市场份额变量SA的回归系数都为负数，并且都在5%的水平下显著，说明我国商业银行的市场份额对银行的获利能力并没有产生正面影响，或者说银行的获利能力与市场份额并没有呈现明显的正相关关系。市场集中度变量(赫芬达尔指数HH I)的回归系数都为正数，且在5%的水平下显著。市场份额和市场集中度变量的回归系数都在较高的水平下显著，暗示我国银行业可能满足“市场结构”假说。本文进一步检验“市场结构”假说成立的必要条件－－效率变量与市场结构变量负相关。

本文以X-效率变量(X-EFF)为被解释变量，以MS、HH I为解释变量，以Q、GDP、CFD为控制变量，使用以下模型检验MS和HH I对X-效率的影响:

表6－7　“市场结构”假说的实证检验(因变量X-FFE)

表6－7显示:在上述四个回归方程中，市场份额变量MS的所有回归系数都是负数，并且只有一个方程显著；市场集中度变量HH I的回归系数都是正数，且都不显著，各个方程的拟合优度都很低，说明市场份额和市场集中度的变化对X-效率的改进的解释能力很低。为了进一步检验市场份额和市场集中度对规模效率的影响，本文回归了如下方程:

模型6．17至模型6．20的详细回归结果见表6－8。从表6－8可以看出，模型6．17至模型6．20中市场份额的回归系数都是正数，并且都不显著；市场集中度变量HH I的回归系数都为负数，也不显著；各个方程的拟合优度都很低，F检验值也很低，这些都表明市场份额和市场集中度的变化对规模效率的变化的解释能力很低。

表6－8　“市场结构”假说的实证检验(因变量S-EFF)

上述实证结果表明，我国银行业并不存在西方国家的银行业中存在的“效率结构”假说和“市场结构”假说。这样的研究结果与陈敬学(2004)、秦宛顺和欧阳俊(2001)的研究结论相符。与此同时，本文发现，银行的资产份额与银行获利能力负相关，资产市场集中程度与银行获利能力正相关，两者表面上看似乎存在一定的矛盾，但仔细分析，它符合我国银行业的实际情况。我国银行业中各银行所占市场份额并不是自由竞争的结果，而是带有浓郁的计划经济特征，是政府行政安排的结果。四大国有银行占有绝大部分的市场份额，他们归国家所有，承担了一定的政府职能，再加上管理的官僚化，因而它们的绩效自然很低，这样的结果已经为国内广大学者所证实。为了改善银行业的绩效，近几年国家对整个银行业进行了一系列的改革，注资、剥离不良贷款、收入分配制度改革、人事制度改革等一系列政策相继出台，不断建立和完善股份制银行和城市商业银行，这些政策措施收到了一定的成效，改善了银行业的市场结构，降低了银行业的市场集中程度，但与此同时，我国各商业银行纷纷增加银行资本，提高不良贷款准备金率，减少了银行的账面利润，降低了银行的资本收益率，因而银行的获利能力与市场集中度正相关。

参见Bain，Joe S．1951:Relation of profit rate to industry concentration:American manufacturing，1936－1940，Quarterly Journal of Economics，65(3)，PP，256－6。