中国银行业竞争有效性的实证研究(1)(3)
2016-05-18 01:03
导读：衖,i=1,…,n*[FH](2)[FC)] Т*号变量代表均衡值。在此基础上,玃anzar和Rosse用H表示总收益对总投入要素 的变动弹性, H=禰DD(;]m[]k=1[DD)][SX(]礡*璱[]祑璳i[SX)][SX(]w璳
衖,i=1,…,n*[FH](2)[FC)] Т*号变量代表均衡值。在此基础上,玃anzar和Rosse用H表示总收益对总投入要素 的变动弹性, H=禰DD(;]m[]k=1[DD)][SX(]礡*璱[]祑璳i[SX)][SX(]w璳i[]R*璱[S X)], 他们证明了不同的H值反映了不同的市场结构和 竞争程度。具体而言:当H≤0时,银行业市场结构为完全垄断市场或者短期的寡头垄断市场, 因为在垄断市场长期均衡时的均衡投入和均衡产出已经达到最优点,新增投入要素的边际成 本大于平均收益,反而会使总收益减少,H值为负;当H=1时,银行业市场结构为完全竞争市场, 因为在完全竞争市场长期均衡时边际成本、边际收益、平均成本与平均收益均相等,新增投 入要素仍然可以保持最优产量,总收益不变,H值始终为1;只有当0＜H＜1时,银行业市场结构 为垄断竞争市场,由于银行自由进出行业并可以选择最优规模,新增投入要素的产量和价格水 平使得总收益大于变动成本,H值会继续保持在0～1之间,并且随着市场竞争程度提高,H值更 接近于1。
在具体实证研究当中,对H统计量的回归估计通常都是采用中间法将资产收益率对三种投入要 素(存款、劳动力和资本)及其他影响因素进行回归,得到的资产收益率对三种投入要素进行 回归的相关系数之和即为H统计量的值。回归公式通常为:И[FC(]玪nROA玦t=[]h0 h1玪nPF璱t h2玪nPK璱t
三、 样本选取、估计与分析
1. 指标、计量模型和数据
根据Bikker和Haaf(2000)、H.Semih Yildirim(2003)以及Boutillier等运用Panzar-Rosse模 型对银行业竞争有效性进行的实证研究,笔者构造出检验我国银行业市场竞争状况(獺值) 的回归方程如下:И[FC(]玪nROA璱t=[]h0 h1玪nPF璱t h2玪nPK璱t
h3玪nPL璱t a1玪nAS璱t
a2玪nRI璱t a3玪nOP璱t ε璱t[FH](4)[FC)]И其中,ROA为总资产收益率,根据“总收益/总资产”计算得出;PF、PK、PL分别为资金投入 、资本投入和人力投入,分别由“利息支出/总存款”、“固定资产折旧/年度固定资产净值 ”、“工资总额/职工人数”计算得出,但由于现有的公开资料中,多数中国的银行并不提 供职工工资和福利支出、固定资产折旧等具体数据,而将其归入财务报表的营业费用中,所 以本研究选用营业费用替代人力成本和固定资产成本的支出总额。这样既可反映人力资本和 固定资产的成本支出,又可避免使用估计值或均值引起的误差之类问题的发生。同时,经统计 发现职工人数和固定资产净值与银行总资产显著相关,所以使用总资产额替代营业投入总额 ,并将资本投入和人力投入合并为一种统一的投入要素计作PO,由“营业费用/总资产”计 算得出［16］。此外,AS为银行的总资产,用来代表银行的规模,RI和OP为影响银行绩 效的 综合因素,分别由“总贷款/总存款”和“权益/总资产”计算得出,经过修正的回归方程为:И[FC(]玪nROA璱t=[]h0 h1玪nPF璱t h2玪nPO璱t
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a1玪nAS璱t a2玪nRI璱t
a3玪nOP璱t ε璱t[FH](5)[FC)]ИЪ煅槲夜银行业市场竞争状况用獺表示,H=h1 h2(h1为资金投入的系数,h2 为 资本与人力投入合并为一种统一的投入要素的系数)。本文选取我国14家银行作为研究对象, 以它们作为整个银行业的代表,即中国工商银行、中国银行、中国农业银行、中国建设银行 、中国交通银行、中信实业银行、光大银行、华夏银行、民生银行、广东发展银行、深圳发 展银 行、招商银行、福建兴业银行、上海浦东发展银行。样本期间为1995—2006年,为了更直观 地看到2002年以来我国银行业开放对银行竞争的影响,本文特别将样本期间分为1995 —2001年和2002—2006年两部分,并分别进行了回归计算,实证基础是截面和时间序列的面板 数据,样本所包 含的银行在个别年份的数据资料存在缺失,整体上为非平衡面板数据,本文数据除特别说明以 外,均来自1996—2007年的《中国金融年鉴》和bankscope数据库。 共2页: 1 [2] 下一页 论文出处(作者):石晓烽
