任 力，蘭巧珍

(1.廈門工學院商學院，福建廈門361005；2.上海財經大學外國語學院，上海200433)

一、引 言

回顧中國銀行業(yè)30多年來的發(fā)展與改革歷程，其大體遵循了先市場結構改革后國有企業(yè)產權改革的思路。前期階段，政府在對四大國有商業(yè)銀行進行股份制改革的同時，逐步設立全國性的股份制商業(yè)銀行、城市商業(yè)銀行和城市信用合作社，優(yōu)化銀行業(yè)的市場競爭結構，實現了商業(yè)銀行的層級化。從1986年國家恢復設立交通銀行以來，先后成立了中信實業(yè)銀行、深圳發(fā)展銀行等13家股份制商業(yè)銀行，同時城市商業(yè)銀行與農村商業(yè)銀行也逐步建立起來。原本由四大國有銀行高度壟斷的市場格局逐漸轉變，初步形成了多層次、多類型和適度競爭的銀行體系。在市場結構改革的同時，產權結構的改革也在積極推進，目前產權改革的重點集中于存量銀行，即四大國有商業(yè)銀行的產權改革。繼四大國有銀行的商業(yè)化改革之后，國家在2003—2010年基本完成了國有商業(yè)銀行股份制改造，并嘗試引入國外戰(zhàn)略投資者和公開上市融資。

伴隨著中國銀行業(yè)逐步對外開放，尤其是加入WTO之后，面對國外金融機構以及金融資本的引入，國內企業(yè)、組織資本和民間資本的發(fā)展以及金融電子化平臺的便利性和可拓展性，中國資本市場日趨復雜，銀行業(yè)的改革也進入了關鍵時期。如何提高中國銀行業(yè)的經營績效和競爭能力，加強包括銀行業(yè)在內的資本市場的規(guī)范化監(jiān)管，從而進一步提高金融資源的配置效率，更好地促進經濟可持續(xù)發(fā)展，已成為政府和銀行業(yè)改革者面臨的當務之急。其中，如何進一步深化商業(yè)銀行的產權結構改革和市場結構改革，是值得深入探討的問題。

二、文獻綜述

在產業(yè)組織理論中存在著兩大主要流派，分別是建立在“結構-行為-績效”框架(即“SCP”)基礎上的結構主義學派和行為主義學派(主要包括芝加哥學派和制度學派)。其中，結構主義學派把分析的重點放在市場結構(即企業(yè)在行業(yè)中的外部結構)對企業(yè)行為和市場績效的影響上；行為主義學派則著重分析企業(yè)內部產權結構、組織形式、經營目標和合理預期等對企業(yè)行為的影響，即從企業(yè)內部結構考慮企業(yè)行為的決定。本文的實證研究是基于結構主義學派的SCP分析法，選用這個方法主要是考慮數據的可得性以及銀行業(yè)作為壟斷市場結構的特性，以便能夠較好地衡量市場結構對績效的重要作用。

結構主義學派的“SCP框架”的基本觀點是：市場結構決定企業(yè)的市場行為，從而最終影響企業(yè)的市場績效，影響機制主要是從市場集中度、產品差異化以及行業(yè)的進入壁壘這三大方面入手。所謂的市場集中度，主要包括賣方和買方兩個方面的集中度，是指某行業(yè)內前幾家規(guī)模最大的企業(yè)所占市場份額的總和，這是對整個行業(yè)的市場份額分布情況的測量指標，可用于衡量行業(yè)中企業(yè)數量與其相對規(guī)模之間的差異，也是表示市場勢力的重要指標。行業(yè)進入壁壘是指進入某一特定市場所遇到的各種障礙，主要包括：國家立法、機構政策針對少數特定廠商授予特許經營權而形成的政策性壁壘，在位廠商采取措施抵制新廠商進入而形成的策略性壁壘，因資源分布的區(qū)域性差異導致某地廠商無法取得該資源而不能進入特定行業(yè)的資源性壁壘，潛在進入者難以獲取行業(yè)核心技術所形成的技術性壁壘，在位廠商的絕對成本優(yōu)勢所構成的成本性壁壘。此外，市場容量、規(guī)模經濟、消費者偏好等也會構成進入壁壘。Jackson實證研究發(fā)現，市場結構與績效之間存在非線性正向關系。[1]F?re等人發(fā)現，銀行業(yè)的市場結構對于成本效率的影響機制隨著市場力量水平、效率的分量評估(成本、技術或資源配置效率)以及銀行類型(商業(yè)銀行或儲蓄銀行)等因素的不同而存在較大差異。[2]

國內的研究中，于良春、鞠源和高玉澤基于傳統的SCP分析框架，分析了中國銀行業(yè)存在市場結構高度集中和國有銀行壟斷低效率的問題，主張引入更多的競爭因素，包括降低行業(yè)進入壁壘、放松價格管制(利率管制)和分業(yè)經營管制等。[3-4]部分學者在討論中國銀行業(yè)行業(yè)結構問題的基礎上，還注意到中小企業(yè)融資困難和中小銀行發(fā)展問題。[5-6]蔡衛(wèi)星和曾誠認為，市場競爭改善了商業(yè)銀行的貸款行為，推動其向商業(yè)導向轉變。[7]與此相反，周小燕、鄒偉進等人以SCP理論為分析框架，分別利用中國商業(yè)銀行1994—2005年和2000—2005年的數據，檢驗了市場結構與銀行效率的“市場力量假說”和“有效結構假說”等假說在中國銀行業(yè)中均不成立。[8-9]賀春臨還提出，壟斷型市場結構與國有銀行績效低下并存是中國銀行業(yè)的獨有現象。[10]徐忠等人在SCP框架基礎上提出了“相對力量假說”，其主要觀點是：市場份額高、產品差異化較大的企業(yè)可利用其壟斷能力獲得高利潤。[11]

與以上學者的“競爭決定論”觀點相反，部分學者支持“產權決定論”。劉偉、黃桂田認為，中國銀行業(yè)保持一定程度的集中度符合國際銀行業(yè)的發(fā)展趨勢，中國銀行業(yè)面臨的主要問題是產權結構單一而不是行業(yè)集中的問題。[12-13]中國銀行業(yè)壟斷格局實際上是國家所有制的壟斷，這種所有制形式使國家實際上承擔了無限責任，在商業(yè)銀行本身則表現為外部競爭壓力和內在發(fā)展動力的不足，銀行業(yè)產權結構單一直接導致了行業(yè)的低效率，股份制改造國有銀行是現實而又必然的選擇。吳靜從新制度經濟學視角梳理了城市商業(yè)銀行產權主體行為及其產權制度演變路徑。[14]對于處在轉軌過程的中國經濟，國有產權仍處于主導地位，而且在國有產權的所有者和代理人的目標函數中，利潤只是其中一方面因素，除此之外，還要兼顧社會利益和代理人的政治利益，即在中國銀行業(yè)中缺乏市場經濟條件下理性地追求利潤最大化的微觀主體。謝朝華、陳學彬基于投入與產出之間的對比關系，從產權結構、功能結構、市場結構和管制結構四個方面探究了中國銀行業(yè)效率提升的結構基礎——適度集中的多元化產權結構、實質意義上的寡頭壟斷型市場結構、比較優(yōu)勢定位的功能結構和圍繞這三種目標結構和銀行體系安全的管制政策。[15]曹寶明等人認為，產權結構對中國國有商業(yè)銀行和股份制商業(yè)銀行成本效率影響都很顯著，但對股份制商業(yè)銀行的影響要弱于對國有商業(yè)銀行的影響，國有產權比重與銀行業(yè)效率之間呈現U型曲線關系。[16-17]潘敏和張依茹實證發(fā)現，國有持股比例的提高強化了銀行信貸總量增速的逆周期性，外資持股比例的增加則弱化該特征。[18]

在中國經濟轉軌的背景下研究產業(yè)問題，市場結構和產權結構是密切相關的，二者必須有效結合，利用增量進一步推動市場結構的改革和競爭水平的優(yōu)化，在行業(yè)內部引入更多的競爭因素，同時對存量進行產權改革，使市場結構和產權結構趨于帕累托最優(yōu)組合，才能提高銀行業(yè)的效率，并進一步推動資本市場和實體產業(yè)的良性發(fā)展。因此，本文將基于2007—2015年中國“國有控股大型-股份制-城市-農村”四大層級商業(yè)銀行數據，利用多元回歸和分位數回歸兩種方法研究市場結構和產權結構對中國商業(yè)銀行經營績效的影響，并基于回歸分析結果給出合理的銀行業(yè)改革政策與建議。

三、變量選取與模型構建

(一)數據的來源

本文選取的研究樣本為中國“國有控股大型-股份制-城市-農村”四大層級的商業(yè)銀行，實證數據來源于國泰安CSMAR系列研究數據庫、WIND數據庫以及各商業(yè)銀行2007—2015年財務報表，實證數據是非平衡面板數據。通過對WIND數據庫中的264家商業(yè)銀行數據進行篩選后，實際納入本文計量模型的商業(yè)銀行名單見表1。

表1 “國有控股大型-股份制-城市-農村”四大層級商業(yè)銀行名單

注：參照國泰安CSMAR系列研究數據庫銀行性質分類標準。

(二)變量的含義及構建方法

基于對中國商業(yè)銀行的基本定位：主要功能為金融中介，即通過利用資本和勞動吸收存款和其他資金，并把它們轉換成貸款以獲取利息的企業(yè)，本文選取相關財務金融指標(見表2)納入實證模型。

表2 指標含義和具體說明

注：指標含義參照國泰安CSMAR系列研究數據庫具體指標定義。

本文選擇資產利潤率(reoas)為被解釋變量，作為企業(yè)資產運營效益和經營績效水平的評價指標。根據前文分析，市場結構變量選用市場集中度(MCR)的絕對指標CR4，即規(guī)模排名前四大商業(yè)銀行的存/貸款額之和占樣本中所有商業(yè)銀行存/貸款總額的比重。此外，計量模型中還引入了市場份額變量(MS)，反映單個商業(yè)銀行在樣本銀行中所占據的存/貸款規(guī)模。為分析商業(yè)銀行產權對其經營績效的影響，在實證模型中納入銀行性質虛擬變量(以農村商業(yè)銀行為基準)。鑒于銀行績效除了受產權結構和市場結構影響之外，模型中還加入了資本充足率、成本收入比、不良貸款率、流動性比率、最大十家客戶貸款比率、銀行存續(xù)時間和上市銀行虛擬變量等控制變量。樣本數據的統計性描述見表3。

為提高計量回歸的有效擬合程度，本文給出各變量之間的相關性程度(見表4)，并以此作為模型中變量選取的相關依據。由表4可知，成本收入比(ctira)、資本充足率(caratea)、與銀行經營績效(reoas)的相關性均高于0.2。值得注意的是，銀行性質(Nature)與市場份額(MS)、銀行存續(xù)時間(history)和上市虛擬變量(dummarket)均存在較強的相關性，市場份額與存續(xù)時間也存在較強的相關性(相關性系數均大于0.6)。為有效降低多重共線性問題導致回歸估計的偏誤，本文在實證模型中需避免將強相關解釋變量同時納入實證回歸中。

3.納稅遵從度不高，造成稅款流失。個體工商戶和小規(guī)模企業(yè)增值稅起征點為每月銷售額3萬元或每季銷售額9萬元，稅務干部很難準確核算這類納稅人的銷售額。因為個體工商戶和小規(guī)模企業(yè)絕大部分私營或家庭作坊式為主，一般都沒有專職會計人員，記賬不規(guī)范，有的沒有會計人員，完全沒有記賬，所以稅務人員很難掌握納稅人實際經營收入，無法判別是否達到起征點。另外，目前納稅人普遍還存在“要想富，靠稅務”的想法，納稅意識還不夠強，納稅遵從度不高，往往會抱著僥幸的心理隱瞞經營收入、虛假申報，從而達到少繳或不繳稅款的目的，給稅收征管帶來較大的困難，造成稅款流失。

表3 樣本數據的統計性描述

注：①國有控股大型商業(yè)銀行占比5.26%，股份制商業(yè)銀行占比10.91%，城市商業(yè)銀行占比50.49%，農村商業(yè)銀行占比33.34%；②上市銀行占比為20.25%。

表4 解釋變量的相關性分析結果

(三)模型的構建

為分析銀行的市場結構和產權結構對其經營績效的影響情況，本文構建計量回歸模型如下：

ROAit=α0+α1·MCRit+α2·MSit+∑β·Xit+μit

(1)

其中，ROAit代表銀行i在期間年份t的資產利潤率，系數α1、α2分別表示在控制其他條件的情況下，市場結構(市場集中度)和銀行相對市場規(guī)模對于銀行經營績效的影響程度。Xit代表一系列的控制變量(包括各年份虛擬變量)，μit表示殘差。本文分別利用多元回歸方法和分位數回歸方法實證分析市場結構(MCR)、市場份額(MS)和表征商業(yè)銀行其他財務管理能力等相關變量對商業(yè)銀行經營績效的影響。進一步地，為分析主要關注解釋變量的門檻效應，本文將在基準模型(1)基礎上納入變量的交互項(尤其是與銀行性質、上市虛擬變量的交互)和變量的二次方項。

(四)回歸分析和解釋

表5報告了分別以存款額、貸款額為基礎指標衡量的市場集中度(MCR)和市場份額(MS)對商業(yè)銀行經營績效的影響，以及在此基礎上加入相關控制變量的多元線性回歸結果。由表5可知，在控制其他因素的情況下，銀行業(yè)市場的壟斷程度與銀行經營績效呈負相關關系，系數基本上為-0.01左右，說明市場集中度增加1%，銀行資產利潤率下降0.01，但統計不顯著。其中原因是：首先，中國銀行產業(yè)的發(fā)展有著特殊的歷史和國情，銀行產業(yè)在發(fā)展過程中曾受到計劃經濟時代所形成的體制枷鎖的限制；其次，中國銀行產業(yè)有著較高的進入壁壘，其主要體現為銀行業(yè)的市場準入機制，即現行的銀行業(yè)準入機制是審批制，而非市場經濟體制下的核準制。當然最重要的是中國銀行業(yè)行政干預依然較大，市場化和信用化的激勵有待加強，從而使得該實證結果并不顯著。而市場份額的回歸系數為0.02，并在5%的顯著水平上統計顯著，這說明相對于外部市場結構而言，銀行自身經營規(guī)模對于經營績效具有顯著的正向影響。從各控制變量的回歸結果來看，資本充足率、成本收入比、不良貸款率均在1%顯著水平上統計顯著。其中，當控制其他因素時，銀行資本充足率增加1%將使資產利潤率提升0.04%，銀行的成本收入比和不良貸款率增加1%將使資產利潤率分別下降0.02%和0.11%。這在一定程度上反映了商業(yè)銀行資本規(guī)模和業(yè)務管理經營能力都對企業(yè)經營績效具有顯著影響。

表5 多元線性回歸的實證結果

注：序號表示將不同的計量指標納入實證模型；括號內的數字是控制時間虛擬變量后多元回歸下各系數對應的t值；*、**、***分別表示系數在10%、5%、1%的顯著水平上統計顯著。

表6報告了市場集中度的交互項與市場規(guī)模平方項對商業(yè)銀行經營績效影響的回歸結果。從市場結構與銀行性質的交互項回歸來看，在控制其他因素的情況下，農村商業(yè)銀行(銀行性質的基準)中市場結構對其經營績效的影響較小(回歸系數均接近于0)。其中原因可能在于：農村商業(yè)銀行的業(yè)務主體對象較集中和地方自主性較顯著，因此對外部市場結構的敏感度較低；另外，國有控股大型商業(yè)銀行中固化的行政壟斷和政策扶持弱化了企業(yè)盈利的積極性和主動性，從而不利于國有銀行的經營發(fā)展。此外，市場集中度對于上市銀行經營績效的負向影響顯著，這符合“上市銀行對于市場和行業(yè)發(fā)展狀況反應較為敏感”的觀點，且明顯地感受到同業(yè)競爭。隨著企業(yè)存續(xù)時間的延長，市場集中度對銀行經營績效的負向影響有所減少，甚至存在拐點，轉為正向影響。商業(yè)銀行在較長的存續(xù)時間內，拓寬了業(yè)務規(guī)模，積累了豐富的經營管理經驗，培養(yǎng)了良好的商譽，在行業(yè)中擁有較大的“話語權”(規(guī)模影響力)，因此對市場結構的敏感度有所減弱。由列(4)和列(8)可以看出，在控制其他因素的條件下，市場規(guī)?；貧w系數為正，市場規(guī)模平方項回歸系數為負(市場規(guī)模與經營績效的倒U型關系)。

表6 多元線性回歸的實證結果(門檻效應分析)

注：序號表示將不同的計量指標納入實證模型；資本充足率等控制變量的回歸系數和顯著性水平與表5的結果相似，因此在本表中省略；括號內的數字是控制時間虛擬變量后多元回歸下各系數對應的t值；*、**、***分別表示系數在10%、5%、1%的顯著水平上統計顯著。

為了對回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗，本文引入分位數回歸方法。[19]作為計量經濟學的研究前沿方向之一，分位數回歸利用解釋變量的多個分位數(例如四分位、十分位、百分位等)，得到被解釋變量的條件分布相應的分位數方程。相比普通最小二乘回歸只能描述自變量X對于因變量y的局部變化的影響而言，該方法能更精確地描述自變量X對于因變量y的變化范圍以及條件分布形狀的影響，從而更加全面地刻畫分布的特征，并得到更全面的分析結果，因此，分位數回歸系數估計比OLS回歸系數估計更穩(wěn)健。表7報告了分位數回歸的相關結果。

表7 分位數回歸結果

注：序號表示將不同的計量指標納入實證模型；括號內的數字是控制時間虛擬變量后分位數回歸下各系數對應的t值；*、**、***分別表示系數在10%、5%、1%的顯著水平上統計顯著。

當然，本文的實證回歸部分還存在較多的不足，比如：產權變量只是利用粗糙的銀行性質虛擬變量，沒能獲取有效量化的表征指標；控制變量沒有包括銀行內人力資本狀況等，如員工或董事會成員的數量以及知識層級結構等指標；同時對于內生性問題也沒有進一步地分析和解決。這些不足與銀行業(yè)的特殊性以及信息披露的有限性等方面有一定的關系。

四、結論與政策建議

產權改革有助于改善公司內部治理機制、降低委托代理成本，進而提升銀行績效。而市場競爭不僅能夠緩解委托代理中的信息不對稱，改善企業(yè)的激勵和約束機制，而且能夠給企業(yè)和經營管理者帶來外部約束，改善企業(yè)外部治理機制，從而提高其績效。本文的回歸結果顯示：市場壟斷程度的加劇將抑制經營績效的提高，即當市場集中度降低時，銀行的效率較高,盈利能力也更高；銀行業(yè)競爭有利于促進銀行將更多的資源用于提高管理和技術水平，從而提升自身的生存能力和盈利能力；同時，作為金融機構中介，存貸款規(guī)模促進了銀行經營績效提高。相對而言，城市商業(yè)銀行憑借一級法人體制的快速反應優(yōu)勢及其與地方經濟交融的地緣性優(yōu)勢，經營績效的邊際提升水平較高。

本文的分析對于中國銀行業(yè)改革具有三點意義。首先，以市場機制為基礎，提高國有銀行市場績效，實現中國銀行產業(yè)增長方式由粗放型向集約型的轉變。市場政策應以加大競爭、消除競爭的制度性障礙為目標。其次，擴大開放，優(yōu)化金融市場結構。一方面是對外開放，逐步放寬外來資本進入的限制條件，逐步放開國外金融機構進入中國市場的準入門檻；另一方面是對內開放，降低民間資本進入銀行產業(yè)的門檻，通過引入更多的民營銀行進入市場，促進銀行產業(yè)運行效率和績效水平的提高。最后，加強對銀行產業(yè)的監(jiān)管和激勵。國家應完善銀行產業(yè)的相關法律法規(guī)及其配套措施，從而保證銀行產業(yè)整體的穩(wěn)定和健全，促進銀行產業(yè)內部管理的效率提升和規(guī)范發(fā)展，同時優(yōu)化銀行的組織結構、深化業(yè)務的范圍和規(guī)模，提升銀行效率。值得注意的是，本文所取數據正值中國經濟從高速增長向中高速增長轉向的經濟下行期，商業(yè)銀行利潤可能受到經濟周期和存貸差的影響較大。因此，其解釋力有待進一步分析。