摘 要：自1978年改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)取得了平穩(wěn)較快增長。與此同時(shí)，中國銀行業(yè)的市場結(jié)構(gòu)也經(jīng)歷了翻天覆地的變化：從改革開放前只有中國人民銀行一家銀行的局面，發(fā)展成為現(xiàn)在以國有四大銀行為主體，股份制銀行、城市商業(yè)銀行、農(nóng)村信用社、外資銀行等多種類銀行并存的局面。上海市作為中國的金融中心，其銀行業(yè)的改革與發(fā)展十分具有典型性。通過對上海市的相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，研究上海市銀行業(yè)的市場結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

關(guān)鍵詞：上海市；銀行業(yè)；集中度；經(jīng)濟(jì)增長

中圖分類號：F830 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）35-0048-02

一、文獻(xiàn)綜述與理論模型

目前經(jīng)濟(jì)學(xué)界關(guān)于銀行業(yè)的市場結(jié)構(gòu)對于經(jīng)濟(jì)增長的影響主要有兩種理論模型：局部均衡理論和一般均衡理論。局部均衡模型主要研究的是銀行與借款人之間的關(guān)系，以及銀行業(yè)結(jié)構(gòu)對這種關(guān)系的影響。通過對壟斷銀行透過借款者甄別、利率水平選擇、信貸配給的方式克服由于信息不對稱引起的逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)問題的機(jī)制進(jìn)行分析，認(rèn)為壟斷的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的經(jīng)濟(jì)收益高于壟斷所帶來的成本，所以銀行業(yè)的壟斷對于經(jīng)濟(jì)增長是有利的。一般均衡模型考慮了銀行的信貸行為、居民的儲(chǔ)蓄行為以及銀行業(yè)的結(jié)構(gòu)對于資本積累和經(jīng)濟(jì)增長的影響，認(rèn)為壟斷的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的經(jīng)濟(jì)收益低于其造成的成本，因此不利于經(jīng)濟(jì)的增長。

鑒于局部均衡模型與一般均衡模型的分歧，一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家開始運(yùn)用實(shí)證分析的方法研究銀行業(yè)結(jié)構(gòu)對于經(jīng)濟(jì)增長的影響。Ceterelli（1999）運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法分析了跨國、跨行業(yè)的數(shù)據(jù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，較高的銀行業(yè)集中度有利于提高依賴于銀行融資的部門的效率，但是卻降低了整個(gè)經(jīng)濟(jì)體的效率，進(jìn)而不利于經(jīng)濟(jì)的增長。Fattoah和Deidda（2002）在壟斷競爭市場的前提下進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)一方面較低的銀行業(yè)集中度增加了經(jīng)濟(jì)專業(yè)化的程度，另一方面，較低的銀行業(yè)集中度導(dǎo)致了固定成本的增加，某種程度上不利于金融交易的效率和經(jīng)濟(jì)增長；并且在對跨國的工業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后，發(fā)現(xiàn)較高的銀行業(yè)集中度不利于低收入國家的經(jīng)濟(jì)增長，但是卻有利到高收入國家的經(jīng)濟(jì)增長。

國內(nèi)方面，林毅夫、章奇和劉明興（2003）通過對全球的制造業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為當(dāng)金融結(jié)構(gòu)和制造業(yè)的規(guī)模結(jié)構(gòu)能夠相互匹配時(shí)，才能有效地滿足企業(yè)的融資需求，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。王紅（2005）對于1986—2003年中國銀行業(yè)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)較高的銀行業(yè)集中度對經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)的影響，盡管這種影響并不明顯。劉建軍和李瓊（2005）運(yùn)用1999、2000年的跨省數(shù)據(jù)對于我國各地區(qū)銀行結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了分析，結(jié)果表明：銀行業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展的不平衡是造成地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長不平衡的重要原因。談儒勇、范坤祥和葉海景（2006）對于1999—2003年間31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析。分析結(jié)果表明：從整體上看，二者之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；分區(qū)域看，與東部沿海地區(qū)相比，中、西部地區(qū)各省份銀行集中度的降低會(huì)給經(jīng)濟(jì)帶來更大的促進(jìn)作用。林毅夫和姜燁（2006）在對中國的省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究后，認(rèn)為如果銀行業(yè)結(jié)構(gòu)、金融結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)三者之間能夠達(dá)到完全的匹配，那么，銀行集中度提高將有利于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；反之，則會(huì)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到相反的作用。

二、計(jì)量模型的設(shè)定

設(shè)基本模型為：

Yt=α0+α1·Xt+μt

變量解釋：Y：使用上海市1985—2008年GDP的自然對數(shù)值（lnGDP）來作為經(jīng)濟(jì)增長的衡量指標(biāo)。

X：使用市場集中度來代表上海市銀行業(yè)的結(jié)構(gòu)。市場集中度是用于表示在特定產(chǎn)業(yè)或市場中，賣者或買者具有怎樣的相對的規(guī)模結(jié)構(gòu)的指標(biāo)。由于市場集中度是反映特定市場的集中程度的指標(biāo)，所以他與市場中壟斷力量的形成密切相關(guān)，也正因?yàn)槿绱?，產(chǎn)業(yè)組織理論把市場集中度作為考察市場結(jié)構(gòu)的首要因素。一般的，集中度越高，市場支配實(shí)力越大，競爭程度越低。本文選用1985—2008年工、農(nóng)、中、建四大國有銀行的貸款總額占上海市貸款總額的比重作為衡量上海市銀行業(yè)的集中度的指標(biāo)。

三、計(jì)量模型分析

為了防止偽回歸，首先使用ADF方法對各個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，在5%的顯著性水平下，結(jié)果如表1。

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%顯著性水平下，X與Y的二階差分都是平穩(wěn)的，即X與Y同為二階單整，因此可以對X與Y進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，具體方法為對殘差項(xiàng)e進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，得到t值為-3.245 505，大于5%顯著性水平下t的臨界值-3.004861，說明在5%顯著性水平下，X與Y具有協(xié)整關(guān)系，因此可對方程Yt=α0+α1·Xt+μt使用最小二乘法進(jìn)行回歸分析，得到協(xié)整方程為：

Yt=11.79946-5.881792·Xt+μi

（0.1862）（0.2678）

t檢驗(yàn)結(jié)果顯示變量X是顯著的，R2=0.956387，擬合優(yōu)度較高。

由協(xié)整方程可知，上海市銀行業(yè)的市場集中度與上海市經(jīng)濟(jì)增長存在長期均衡關(guān)系，方程中X的系數(shù)-5.88179可以視為上海市經(jīng)濟(jì)增長關(guān)于上海市銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的長期彈性。

由于現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中X與Y很少處在均衡點(diǎn)上，因此我們實(shí)際觀測到的只是X與Y間的短期的或非均衡的關(guān)系，這就需要我們在協(xié)整的基礎(chǔ)上進(jìn)一步構(gòu)建誤差修正模型。

首先，假設(shè)具有如下（1，1）階分布滯后形式：

Yt=β0+β1Xt+β2Xt-1+ζYt-1+μt

該模型顯示出第t期的Y值，不僅與第t期的X值有關(guān)，而且與第t-1期X與Y的狀態(tài)值有關(guān)。

由協(xié)整方程可以構(gòu)建誤差修正項(xiàng)：

ECM=Et-1= Yt-1-11.79946+5.881792·Xt-1

進(jìn)一步構(gòu)建誤差修正模型：

ΔYt=β1·ΔXt-λ·ECM

使用最小二乘法，得誤差修正模型為：

ΔYt=-2.299859ΔXt-0.267244·ECM

（0.690691） （0.122660）

由t檢驗(yàn)結(jié)果可知，ΔXt（t統(tǒng)計(jì)量-3.329 792）的與ECM的系數(shù)（-2.117 873 5）大于t的臨界值（-2.068 7）存在顯著性，說明短期內(nèi)上海市銀行業(yè)市場集中度的變化值與經(jīng)濟(jì)增長的變化值存在負(fù)相關(guān)性；誤差修正項(xiàng)ECM反映了變量在短期波動(dòng)中偏離其長期均衡關(guān)系的程度，體現(xiàn)了長期均衡誤差項(xiàng)對Yt的控制。

還可得：

Yt=1.932371-0.020468·Xt-0.878041·Xt-1+0.849221·Yt-1+μt

（0.637777）（0.386340）（0.410658）（0.054138）

調(diào)整的可決系數(shù)為0.997239，模型擬合程度高。t檢驗(yàn)表明，變量Xt不顯著，變量Xt-1和Yt-1顯著。方程表明，短期內(nèi)，上海市的經(jīng)濟(jì)增長與當(dāng)年的銀行業(yè)集中度無關(guān)，與前一年的銀行業(yè)集中度呈負(fù)相關(guān)性，與前一年的經(jīng)濟(jì)增長呈正相關(guān)。

四、結(jié)論

本文基于上海市1985—2008年相關(guān)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用誤差修正模型，對于上海市銀行業(yè)的市場結(jié)構(gòu)對于經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行了分析和研究。研究結(jié)果表明，從長期來看，上海市銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長存在均衡關(guān)系，且上海市銀行業(yè)的壟斷程度與上海市的經(jīng)濟(jì)增長呈負(fù)相關(guān)性；從短期來看，上海市的經(jīng)濟(jì)增長與上一期銀行業(yè)的市場結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長分別呈負(fù)相關(guān)性和正相關(guān)性，經(jīng)濟(jì)增長的變化值與銀行業(yè)集中度的變化值呈負(fù)相關(guān)性。