中國銀行業(yè)壟斷競爭探論
——基于PR模型的實(shí)證檢驗(yàn)

陸 軍，鐘 陽（.中山大學(xué)嶺南學(xué)院，廣東廣州 50275；2.中山大學(xué)銀行研究中心，廣東廣州 50275）

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中國銀行業(yè)壟斷競爭探論
——基于PR模型的實(shí)證檢驗(yàn)

陸 軍1，2，鐘 陽1
（1.中山大學(xué)嶺南學(xué)院，廣東廣州 510275；2.中山大學(xué)銀行研究中心，廣東廣州 510275）

摘 要：長期以來，人們總是將銀行業(yè)的諸多弊端歸結(jié)于其壟斷性，銀行是否壟斷事實(shí)上是一個(gè)實(shí)證問題。文章基于銀行2006年至2012年的微觀面板數(shù)據(jù)，采用雙向固定效應(yīng)方法，利用PR模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，同既有的文獻(xiàn)結(jié)果相比較，實(shí)證結(jié)果顯示我國的銀行業(yè)仍具有相當(dāng)?shù)膲艛嗟匚?，需要通過進(jìn)一步改革以促進(jìn)競爭。

關(guān)鍵詞：銀行競爭度；PR模型；固定效應(yīng)；壟斷

在中國，銀行業(yè)倍受批評(píng)的就是其壟斷性，人們對(duì)我國銀行壟斷的判斷主要基于目前我國銀行業(yè)仍然存在著嚴(yán)重的進(jìn)入壁壘，這種進(jìn)入壁壘并非完全來自于市場因素，而是很大程度上來自于政府管制。無論政府管制的目的是基于風(fēng)險(xiǎn)考慮還是其他因素，客觀上都保護(hù)了在位銀行的利益。因此，人們很容易將我國目前銀行業(yè)的一些弊端簡單歸因于這種政府保護(hù)。根據(jù)銀監(jiān)會(huì)年報(bào)（2012）統(tǒng)計(jì)，截至2012年底，我國銀行業(yè)共有3747家金融機(jī)構(gòu)①其中全國性的包括了2家政策性銀行及國家開發(fā)銀行、5家大型商業(yè)銀行、1家郵政儲(chǔ)蓄銀行、12家股份制商業(yè)銀行；地方性的包括了144家城市商業(yè)銀行、337家農(nóng)村商業(yè)銀行、147家農(nóng)村合作銀行、1927家農(nóng)村信用社；還有4家金融資產(chǎn)管理公司、42家外資法人金融機(jī)構(gòu)、67家信托公司、150家企業(yè)集團(tuán)財(cái)務(wù)公司、20家金融租賃公司、5家貨幣經(jīng)紀(jì)公司、16家汽車金融公司、4家消費(fèi)金融公司、800家村鎮(zhèn)銀行、14家貸款公司以及49家農(nóng)村資金互助社。，因此，雖然存在著嚴(yán)格的進(jìn)入障礙，但對(duì)于已有銀行而言，也并非是一家或幾家獨(dú)大。在沒有潛在進(jìn)入者的條件下，即使銀行數(shù)目固定，不同銀行之間仍然可能存在激烈競爭，并不一定會(huì)形成“勾結(jié)”。極端情形如同波特蘭價(jià)格競爭模型（Bertrand model），即使兩家企業(yè)之間的價(jià)格競爭也可能得到與完全競爭相同的均衡結(jié)果。因此，對(duì)于銀行業(yè)的壟斷（競爭）度不能簡單地通過銀行數(shù)目或一些政策限制來判斷，而是需要更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)睦碚摲治龊蛯?shí)證檢驗(yàn)。

從傳統(tǒng)的產(chǎn)業(yè)組織理論角度，如果不考慮企業(yè)之間的策略性行為，企業(yè)的市場力量（market power）來自于其面臨的需求曲線。假定需求曲線為P（Q），企業(yè)最優(yōu)決策時(shí)滿足條件，可以得到，對(duì)市場力量的直接衡量就是勒納指數(shù)，該指數(shù)反映了產(chǎn)出價(jià)格對(duì)邊際成本的加成，其值等于。因此，企業(yè)所面臨的需求彈性決定了企業(yè)的市場力量，當(dāng)企業(yè)需求彈性Ed越小，定價(jià)高于其邊際成本的幅度越大，企業(yè)的市場力量越大；反之，當(dāng)需求彈性Ed較大，則其市場力量較小。兩然而，在實(shí)證中，這種度量方法往往由于缺乏企業(yè)產(chǎn)品的價(jià)格和成本信息而無法實(shí)施。因此，在實(shí)證研究中發(fā)展了許多間接方法來度量銀行競爭，這些方法基本可歸于大類：結(jié)構(gòu)式（市場集中度等）和非結(jié)構(gòu)式方法（PR模型等）。

一、文獻(xiàn)回顧

非結(jié)構(gòu)方法主要有PR模型（Panzar與Rosse，1987）和BL模型（Bresnahan，1982；Lau，1982）。［1-3］這兩種方法來自于“新實(shí)證產(chǎn)業(yè)組織”文獻(xiàn)（new empirical industry or-ganization，NEIO），該方法的思路是直接分析企業(yè)的行為，基于企業(yè)利潤最大化以及均衡條件，通過對(duì)競爭性定價(jià)的偏差來度量競爭度，而不是通過觀察市場結(jié)構(gòu)，來研究市場競爭。Shaffer（1983）指出這些方法所得到的結(jié)論與勒納指數(shù)之間是系統(tǒng)相關(guān)的。［4-5］關(guān)于PR模型和BL模型的優(yōu)缺點(diǎn)如表1所示。［6］兩種方法存在互補(bǔ)性，實(shí)證研究中所采用的方法取決于具體樣本的設(shè)定，也有研究同時(shí)采用了這兩種方法，作為穩(wěn)健性的檢驗(yàn)，例如Shaffer與DiS-alvo（1994）。［7］本文所選取的數(shù)據(jù)包括了大型商業(yè)銀行、股份制銀行和地方性銀行，因此，采用對(duì)市場設(shè)定穩(wěn)健的PR方法。

表1　BL模型與PR模型比較

PR模型度量了企業(yè)收益對(duì)于投入價(jià)格要素的彈性，其理論依據(jù)是通過考察企業(yè)成本變化對(duì)于收益的影響來度量競爭度。如果是完全競爭企業(yè)，作為價(jià)格接受者，均衡時(shí)利潤為0，企業(yè)收益的變化應(yīng)該與企業(yè)成本的變化幅度相同。而對(duì)于壟斷者而言，由于壟斷者在最優(yōu)產(chǎn)量時(shí)需求彈性大于1，因此，當(dāng)企業(yè)成本上升時(shí)，反而會(huì)導(dǎo)致企業(yè)收益下降。壟斷則介于兩者之間，越接近1，競爭度越大。

過去30年，國外大量的實(shí)證研究利用PR模型分析了銀行業(yè)的競爭狀況，如表2所示。在銀行業(yè)的跨國研究中，Claessens與Laeven（2005）識(shí)別了50個(gè)國家的H值的影響因素，認(rèn)為在低進(jìn)入障礙和對(duì)銀行行為限制較少的國家，競爭會(huì)更激烈。［8］而Bikker et al.（2007）利用了76個(gè)國家的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)制度和國外投資趨勢(shì)是解釋銀行業(yè)競爭的重要因素。［9］研究者還發(fā)現(xiàn)在一些特定的設(shè)定條件下，例如當(dāng)企業(yè)數(shù)目固定時(shí)（Shaffer，1983），或者在平均成本不變時(shí)（Bikker et al.2012），即使在高度競爭的條件下也會(huì)導(dǎo)致H＜0。［4，10］Bikker et al.（2012）考察了在PR實(shí)證模型中規(guī)模變量的影響，認(rèn)為在實(shí)證模型中加入規(guī)模變量將無法有效地度量競爭程度，只有不包括規(guī)模變量的收益方程，并且需要考慮成本特征等額外信息，才可能有效度量市場競爭，見表3所示。［10］而Shaffer與Spierdijk（2013）給出了在一定條件下雙寡頭斯塔克伯格模型的H值介于0 和1之間，古諾模型的H值可能大于1，因此，僅依靠H值并不足以判斷市場的競爭狀況，還需要額外的信息來進(jìn)行判斷。［11］

國內(nèi)學(xué)者也利用PR模型度量了國內(nèi)銀行業(yè)的競爭度及其變化，包括了葉欣等（2001）、趙子銥等（2005）、李偉、韓立巖（2008）、殷孟波、石琴（2009）、宋慧英（2012）等。［12 -16］表4與表5列出了國內(nèi)研究文獻(xiàn)所采用的樣本區(qū)間和估計(jì)方法以及所得到的H估計(jì)值，雖然這些文獻(xiàn)在模型設(shè)定、變量選定、樣本區(qū)間和估計(jì)方法上都不盡相同，但都得到了一致的結(jié)論，就是我國銀行業(yè)處于壟斷競爭階段。在考察銀行競爭度的變化時(shí)，認(rèn)為中國銀行業(yè)是競爭度越來越大（如殷孟波、石琴，2009；李偉、韓立巖，2008），但不同文獻(xiàn)對(duì)于相同的樣本區(qū)間的研究所得到的結(jié)論卻并不完全一致。［14-15］李國棟、陳輝發(fā)（2012）對(duì)國內(nèi)利用PR模型度量銀行業(yè)競爭的文獻(xiàn)進(jìn)行了比較研究，討論了在模型設(shè)定、變量選定、樣本區(qū)間、估計(jì)方法等方面的不同如何導(dǎo)致了結(jié)論的差異。［17］

表2　來自研究文獻(xiàn)的PR實(shí)證模型結(jié)果比較

相比較國內(nèi)現(xiàn)有的研究，本文選取的數(shù)據(jù)更為全面，不僅包括了五大國有銀行和11家股份制銀行，還包括了37家地方性銀行，并分別進(jìn)行了估計(jì)，時(shí)間段為2006至 2012年間。文章還考慮到利率管制的影響，采用了雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，相應(yīng)的要素價(jià)格變量均按定義實(shí)際計(jì)算，避免了代理變量帶來的誤差。

表3　H值與平均成本

二、描述性統(tǒng)計(jì)量：市場集中度

結(jié)構(gòu)式方法是基于SCP理論（結(jié)構(gòu)-競爭-表現(xiàn)）（Bain，1956），思想十分直觀，市場結(jié)構(gòu)決定了競爭程度，該方法可以重點(diǎn)考察市場的集中度，市場集中度越高，意味著越有可能產(chǎn)生勾結(jié)，帶來壟斷。［18］因此，利用市場集中度（例如CRn①指行業(yè)集中率，市場最大的前n家企業(yè)所占整個(gè)市場的份額。或HHI②指赫希曼指數(shù)，市場中所有企業(yè)的市場份額平方后再加總。指標(biāo)）作為銀行壟斷（或競爭）程度的代理變量。在2012年，資產(chǎn)規(guī)模在前三位的金融機(jī)構(gòu)類型分別為大型商業(yè)銀行③大型商業(yè)銀行指國內(nèi)最大的五家銀行，包括中國銀行、建設(shè)銀行、工商銀行、農(nóng)業(yè)銀行和交通銀行。、股份制銀行、農(nóng)村中小金融機(jī)構(gòu)和郵政儲(chǔ)蓄銀行，其資產(chǎn)分別占整個(gè)銀行業(yè)總資產(chǎn)的44.9%、17.6%和15.6%，五家大型銀行占據(jù)了接近市場一半的份額。另一方面，大型商業(yè)銀行的市場份額實(shí)際上是逐年下降的，而股份制銀行與城市商業(yè)銀行的比例在明顯上升。代表銀行業(yè)集中度的指標(biāo)CR5逐年下降的趨勢(shì)十分明顯，由2003年的58%下降至2012年的44.9%。另一個(gè)度量銀行業(yè)集中度的指標(biāo)HHI從1992年的2743下降至2008年的1642（Park，2012）。這些描述性統(tǒng)計(jì)量指標(biāo)能夠?yàn)槲覀兲峁┮粋€(gè)關(guān)于銀行市場結(jié)構(gòu)的整體概括，即盡管五大國有銀行仍然占據(jù)市場接近一半的份額，但其份額是呈逐年下降的趨勢(shì)。

表4　不同文獻(xiàn)的樣本與估計(jì)

然而，即使在傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)組織理論中，高集中度或少企業(yè)數(shù)目也并不意味著壟斷，在實(shí)證中，許多文獻(xiàn)也均指出利用市場集中度來度量銀行競爭并不可靠（Shaffer，1993，1999，2002；Shaffer與Disalve，1994；Claessens與Laeven， 2004等）。［19 -20］具體考慮到銀行規(guī)模經(jīng)濟(jì)、信息不對(duì)稱、分行網(wǎng)絡(luò)等典型特征，高集中度和競爭完全可以共存，兩者并不矛盾。因此，僅僅通過集中度并不足以度量銀行壟斷（競爭）程度。

表5　不同文獻(xiàn)H統(tǒng)計(jì)量估計(jì)值

三、實(shí)證模型與數(shù)據(jù)

基本PR模型的H統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)通常有如下方程設(shè)定：

Ri，t是企業(yè)i在時(shí)間t的總收益，wj，i，t是企業(yè)i在時(shí)間t的投入品j價(jià)格，xk，i，t是外生控制變量，δi，t是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，H統(tǒng)計(jì)量等于。銀行的投入要素包括勞動(dòng)力L，物質(zhì)資本K與存款，產(chǎn)出則包括貸款及中介服務(wù)。度量了企業(yè)總收益對(duì)投入品價(jià)格的彈性，完全競爭市場該彈性值等于1，完全壟斷市場該彈性會(huì)小于0，壟斷競爭則介于兩者之間，越接近1，競爭程度越高。同時(shí)，該統(tǒng)計(jì)量基于一個(gè)前提假設(shè)，要求市場處于長期均衡中，當(dāng)市場本身偏離長期均衡時(shí)，所得的H值可能是有偏的。

利用PR方法度量我國銀行業(yè)的競爭，首先需要考慮的一個(gè)核心問題就是利率管制的影響。在過去改革過程中，為了保證銀行利益以及化解過去積累的歷史欠賬，銀行始終將存貸款利差控制在一個(gè)較高水平，例如一年期存貸款利差約3～4%之間。用PR標(biāo)準(zhǔn)方法所得的H值可能會(huì)有偏于1，這樣就會(huì)錯(cuò)誤認(rèn)為接近完全競爭（Bikker et al.2007）。［9］因此，本文采用加入時(shí)間固定效應(yīng)來控制管制利率因素以及貨幣政策因素的影響。

其次，銀行最重要的投入要素是存款，銀行在存款市場的市場力量會(huì)影響貸款市場力量的度量。因?yàn)楫?dāng)銀行在存款市場處于買方壟斷時(shí)，擴(kuò)大規(guī)模會(huì)提高存款價(jià)格，這使得同期收益方程所得H值偏大，這種存款價(jià)格內(nèi)生性問題會(huì)使得實(shí)證結(jié)果有偏，從而掩蓋了貸款市場的壟斷力量。部分研究考慮到這種影響，采用了兩階段最小二乘法（Shaffer與DiSalvo，1994），或者加入價(jià)格滯后變量（Shaffer，2004）作為解釋變量。［6 -7］但對(duì)于目前中國存款市場而言，居民存款利率相對(duì)于貸款利率處于更為嚴(yán)格的管制，管制存款利率與銀行資金成本高度相關(guān)。因此，對(duì)于本模型而言，可將資金價(jià)格合理地視為外生。

在PR實(shí)證研究中，被解釋變量Ri，t包括利息收入和總收入。本文報(bào)告了被解釋變量為利息收入時(shí)的結(jié)果，同時(shí)也對(duì)設(shè)定被解釋變量為總收入時(shí)的模型進(jìn)行了檢驗(yàn)。以往的PR模型實(shí)證研究由于缺乏數(shù)據(jù)，價(jià)格變量難以直接度量，往往采用代理變量的方式，如利用員工費(fèi)用除以總資產(chǎn)來代表員工價(jià)格等，而李國棟、陳輝發(fā)（2012）認(rèn)為H估計(jì)值對(duì)代理變量取舍是敏感的［17］，本文價(jià)格變量的設(shè)定采用直接度量的方式（如表6所示），避免由于代理變量的錯(cuò)誤設(shè)定而導(dǎo)致估計(jì)值可能出現(xiàn)的偏誤。解釋變量除了包括價(jià)格變量外，還包括了其他反映銀行行為特征和風(fēng)險(xiǎn)的控制變量，見表6，并在實(shí)證檢驗(yàn)中對(duì)資產(chǎn)特征、負(fù)債特征和銀行職能變量取對(duì)數(shù)。在過往的PR模型實(shí)證研究中，控制變量均包括了規(guī)模變量，例如利用總資產(chǎn)來反映規(guī)模效應(yīng)，但根據(jù)Bikker et al.（2012）的研究，這樣就會(huì)導(dǎo)致收益方程實(shí)際上轉(zhuǎn)變成價(jià)格方程，H值有偏趨向于1。［10］因此在本文研究中并不包括規(guī)模變量，規(guī)模因素將反映在個(gè)體效應(yīng)中。

表6　解釋變量和被解釋變量

在應(yīng)用PR模型的同時(shí)，需要進(jìn)行均衡條件檢驗(yàn)，均衡檢驗(yàn)基于這樣的邏輯，就是長期均衡時(shí)，銀行經(jīng)風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整的資產(chǎn)收益率應(yīng)該不隨投入要素價(jià)格變化而變化。因此在均衡條件檢驗(yàn)中，解釋變量保持不變，而被解釋變量變成銀行資產(chǎn)收益率。

本文數(shù)據(jù)包括了5家大型商業(yè)銀行、11家股份制銀行①渤海銀行由于缺乏員工費(fèi)用等數(shù)據(jù)，因此沒有包括在內(nèi)。和37家地方性商業(yè)銀行，共53家，時(shí)間段從2006年至2012年②五大銀行基本上在2006年左右上市，上市前不良貸款率在20%以上，通過股份制改造剝離了大量的不良資產(chǎn)，本文所采用的五家大型銀行的數(shù)據(jù)剔除了股份制改造前的年份數(shù)據(jù)。財(cái)政部在2005年8月發(fā)布了《金融工具確認(rèn)和計(jì)量暫行規(guī)定（試行）》，從2006年1月1日開始實(shí)施，該規(guī)定對(duì)銀行財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)有一定的影響。，根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，并且剔除異常點(diǎn)后，得到截面-時(shí)間數(shù)據(jù)點(diǎn)共計(jì)256個(gè)。數(shù)據(jù)來源于bankscope數(shù)據(jù)庫及各銀行年報(bào)。

本文除了對(duì)整體數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)外，還將樣本分成兩個(gè)子樣本分別估計(jì)：全國性銀行③全國性銀行包括大型商業(yè)銀行和股份制銀行，由于數(shù)據(jù)點(diǎn)局限，無法將大型商業(yè)銀行和股份制銀行分開進(jìn)行估計(jì)。與地方性銀行，分別考察兩種類型銀行在行為上是否存在顯著差異。

（一）實(shí)證檢驗(yàn)

由于存在嚴(yán)格利率管制，該因素的影響需要通過時(shí)間固定效應(yīng)來控制，因此，本文采用了雙向固定效應(yīng)模型，并考慮個(gè)體異方差情況，估計(jì)結(jié)果④估計(jì)結(jié)果為模型設(shè)定因變量為利息收入時(shí)的結(jié)果，當(dāng)因變量為總收入時(shí)，所得結(jié)果不存在顯著差異。如表7所列，從表7中可知，異方差不同的處理方法對(duì)于參數(shù)估計(jì)及其顯著性水平影響不大，說明控制了個(gè)體與時(shí)間效應(yīng)后，估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

在所有樣本中，不同的估計(jì)方法所得到的H值均顯著大于0和小于1。全國性銀行的H值為0.572（組內(nèi)估計(jì)量，穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差），略小于地方性銀行的H值0.601，銀行總體的H值為0.533，均處于壟斷競爭，而地方性銀行行為相對(duì)于全國性銀行而言，行為特征上具有更大的競爭性⑤一般而言，銀行總體的H值應(yīng)該介于全國性銀行和地方性銀行H值之間，本文銀行總體H估計(jì)值低于后兩者是因?yàn)樵谧訕颖竟烙?jì)中存在變量系數(shù)不顯著的情況。。

從表6中可看出，利息收益對(duì)于資金價(jià)格的彈性，全國性銀行和地方性銀行沒有顯著差異，而對(duì)于勞動(dòng)價(jià)格與物質(zhì)資本價(jià)格的彈性兩者則顯著不同。地方性銀行利息收益的勞動(dòng)價(jià)格彈性更大，并且十分顯著，而對(duì)物質(zhì)資本價(jià)格彈性則很小，并且除FGLS估計(jì)量顯著外，其他兩種估計(jì)量均不顯著。全國性銀行恰恰相反，其利息收益對(duì)物質(zhì)資本價(jià)格彈性較大，并且十分顯著，而對(duì)于勞動(dòng)價(jià)格彈性則較小，并且均不顯著。由于全國性銀行的勞動(dòng)成本和物質(zhì)資本成本占總成本的比例與地方性銀行基本一致，那么兩者系數(shù)的顯著差異主要來自于其對(duì)規(guī)模的影響。相對(duì)而言，地方性銀行在人力資本的投入更能有效地?cái)U(kuò)大規(guī)模，而全國性銀行在非人力資本的投入更能有效地?cái)U(kuò)大規(guī)模，帶來收益。

在其他控制變量中，資產(chǎn)特征彈性大于0，這與直覺相違背，因?yàn)樵阢y行資產(chǎn)中，貸款是高收益資產(chǎn)，貸款占資產(chǎn)比例越高，利息收入應(yīng)該越高。在本研究中得到的結(jié)果卻恰恰相反，這主要是因?yàn)樵诒疚牡幕貧w模型中并沒有包括規(guī)模因素，在沒有控制規(guī)模因素的條件下，該結(jié)果更多是由于資產(chǎn)增長所導(dǎo)致的。銀行特征系數(shù)小于0，反映了銀行利息收入和非利息收入之間的替代性，也就是說當(dāng)非利息收入占比越高時(shí)，會(huì)減少利息收入。負(fù)債特征大于0，意味著客戶存款占總負(fù)債的比例越大，銀行利息收益越小，由于客戶存款相對(duì)于其他負(fù)債來源而言是較為便宜的資金來源，在控制了資金價(jià)格的條件下，這種負(fù)相關(guān)說明了銀行向關(guān)系客戶收取了更低的利率。銀行法定準(zhǔn)備金率越高則銀行利息收益越低，本文估計(jì)中該系數(shù)大于零。不良貸款率與銀行利息收益正相關(guān)，反映了銀行利息收入與風(fēng)險(xiǎn)的正相關(guān)關(guān)系。杠桿率與銀行利息收入負(fù)相關(guān)，但系數(shù)十分低，并且僅僅在全國性銀行和全體銀行的FGLS估計(jì)中，才顯著不為0，其則不顯著，說明在控制資產(chǎn)與負(fù)債構(gòu)成以及投入要素價(jià)格水平條件下，資產(chǎn)擴(kuò)張并不能帶來銀行利息收入的顯著增加，這也意味著銀行杠桿率處于最優(yōu)水平。

（二）均衡條件檢驗(yàn)

利用PR模型度量市場競爭是基于市場處于長期均衡狀態(tài)假設(shè)（Panzar與Rosse，1987），因此若要結(jié)果可靠，需要對(duì)該假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。［1］當(dāng)市場處于長期均衡狀態(tài)時(shí)，各銀行的資產(chǎn)收益率應(yīng)該相等，因此，銀行資產(chǎn)收益率與投入品價(jià)格不相關(guān)（Shaffer，1993）。［21］基于這種思想，對(duì)于相同樣本，將因變量換為資產(chǎn)回報(bào)率，自變量保持不變進(jìn)行回歸，得到表8結(jié)果。根據(jù)表8結(jié)果可知，在所有樣本區(qū)間中，H值在顯著性5%水平均不能拒絕原假設(shè)，也就是說所考察的樣本通過了市場長期均衡假設(shè)。

表8　PR模型收益方程實(shí)證檢驗(yàn)

四、結(jié) 論

本文通過PR模型討論了銀行業(yè)競爭狀況，選取了53家銀行從2006至2012年度的數(shù)據(jù)，通過雙向固定效應(yīng)模型，控制利率管制等因素，直接度量了相關(guān)價(jià)格變量，所得H值為0.533，而全國性銀行與地方性銀行H值分別為0.572、0.601。在不包括規(guī)模變量的收益方程中，得到顯著正的H值就可直接排除壟斷、卡特爾和利潤最大化的寡頭行為，不需要任何額外信息（Bikker等，2012），［10］因此，國內(nèi)銀行業(yè)處于壟斷競爭階段。與國內(nèi)已有的研究文獻(xiàn)①見表5總結(jié)最近的國內(nèi)研究文獻(xiàn)的H值相比較而言，H值明顯較低，這說明目前的文獻(xiàn)對(duì)我國銀行業(yè)的競爭程度有可能是高估的，雖然人們希望外資銀行的進(jìn)入以及銀行的股份制改革會(huì)促進(jìn)銀行業(yè)的競爭，但實(shí)際對(duì)國內(nèi)銀行之間競爭的影響或許并沒有預(yù)期的大。

【參考文獻(xiàn)】

［1］ PANZAR J C，ROSSE J N.Testing for＂monopoly＂equi-librium［J］.Journal of Industrial Economics，1987，35 （4）：443 -456.

［2］ LAU L.On identifying the degree of competitiveness from industry price and output data［J］.Economics Letters，1982，10（1 -2）：93 -99.

［3］ BRESNAHAN T.The oligopoly solution concept is identi-fied［J］.Economics Letters，1982，10（1）：87 -92.

［4］ SHAFFER S.Non-structural measures of competition：Toward a synthesis of alternatives［J］.Economics Letters，1983（12）：349 -353.

［5］ SHAFFER S.The Rosse-Panzar statistic and the Lerner index in the short run［J］.Economics Letters，1983（11）：175 -178.

［6］ SHAFFER S.Comment on＂What Drives Bank Competi-tion？Some International Evidence＂by Stijn Claessens and Luc Laeven［J］.Journal of Money，Credit and Bank-ing，2004，36（3）：585 -92.

［7］ SHAFFER S，DISALVO J.Conduct in a banking duopoly ［J］.Journal of Banking and Finance，1994（18）：1063 -1082.

［8］ CLAESSENS S，LAEVEN L.Financial dependence，bank-ing sector competition，and economic growth［J］.Journal of the European Economic Association，2005，3（1）：179 -207.

［9］ ABIKKER J，SPIERDIJK L，F(xiàn)INNIE P.The impact of market structure，contestability and institutional environ-ment on banking competition［R］.DNB Working Paper，2007.

［10］BIKKER J，SHAFFER S，SPIERDIJK L.Assessing compe-tition with the Panzar-Rosse Model：The role of scale，costs，and equilibrium［J］.The Review of Economics and Statistics，2012，94（4）：1025 -1044.

［11］SPIERDIJK L，SHAFFER S.The Panzar-Rosse revenue test and market power in banking［J］.Journal of Banking & Finance，2015（61）：340 -347.

［12］葉欣，郭建偉，馮宗憲.壟斷到競爭：中國商業(yè)銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)的變遷［J］.金融研究，2001（11）：79 -85.

［13］趙子銥，彭琦，鄒康.我國銀行業(yè)市場競爭結(jié)構(gòu)分析——基于Panzar-Rosse范式的考察［J］.統(tǒng)計(jì)研究，2005（6）：69 -73.

［14］李偉，韓立巖.外資銀行進(jìn)入對(duì)我國銀行業(yè)市場競爭度的影響：基于Panzar-Rosse模型的實(shí)證研究［J］.金融研究，2008（5）：87 -98.

［15］殷孟波，石琴.金融業(yè)全面開放對(duì)我國銀行業(yè)競爭度的影響——基于Panzar-Rosse模型的實(shí)證研究［J］.財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2009（11）：12 -18.

［16］宋慧英.中國商業(yè)銀行競爭行為的實(shí)證研究——基于PR模型的靜態(tài)、動(dòng)態(tài)考察［J］.暨南學(xué)報(bào)：哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版，2012，34（1）：95 -104.

［17］李國棟，陳輝發(fā).我國銀行業(yè)市場競爭度估計(jì)不一致檢驗(yàn)與實(shí)證——基于Panzar-Rosse模型的一個(gè)討論［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2012（6）：3 -18.

［18］BAIN J S.Barriers to new competition［M］.Cambridge：Harvard University Press，1956.

［19］SHAFFER S.Conduct in a banking monopoly［J］.Review of Economic Organization，2002，20（3）：221 -238.

［20］CLAESSENS S，LAEVEN L.FinancialL dependence，banking sector competition，and economic growth［J］.Journal of the European Economic Association，2005，3 （1）：179 -207.

［21］SHAFFER S.A test of competition in Canadian banking ［J］.Journal of Money，Credit，and Banking，1993，25 （1）：49 -61.

［責(zé)任編輯 卓禎雨］

中圖分類號(hào)：F830.3

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1671-394X（2016）05-0050-09

收稿日期：2016-03-15

基金項(xiàng)目：國家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目（71273287）

作者簡介：陸軍，中山大學(xué)教授，從事銀行管理、金融系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)研究；鐘陽，中山大學(xué)博士研究生，從事銀行管理與風(fēng)險(xiǎn)研究。

Exploration of the Banking Monopoly of China——Based on the PR Model Analysis

LU Juna，b，ZHONG Yanga
（a. Lingnan College，b. Bank Research Center，Sun Yat-sen University，Guangzhou，Guangdong 510275，China）

Abstract：For a long time，it is believed that many of the banking problems in China are attributable to the banking monopoly.The banking monopoly is in fact a problem that may be empirically researched.Based on bank micro panel data from 2006 to 2012，and by using the method of bidirectional fixed effects，this paper adopts the PR model to conduct an empirical test.Comparing with the existing literature results，the empirical results show that banking industry of China is still affected by a considerable monopoly position，which needs further reform to promote the competition.

Key words：banking competition degree；PR models；fixed effects；monopoly