中国商业银行市场结构、产权结构与绩效研究

任 力，兰巧珍

(1.厦门工学院商学院，福建厦门361005；2.上海财经大学外国语学院，上海200433)

一、引 言

回顾中国银行业30多年来的发展与改革历程，其大体遵循了先市场结构改革后国有企业产权改革的思路。前期阶段，政府在对四大国有商业银行进行股份制改革的同时，逐步设立全国性的股份制商业银行、城市商业银行和城市信用合作社，优化银行业的市场竞争结构，实现了商业银行的层级化。从1986年国家恢复设立交通银行以来，先后成立了中信实业银行、深圳发展银行等13家股份制商业银行，同时城市商业银行与农村商业银行也逐步建立起来。原本由四大国有银行高度垄断的市场格局逐渐转变，初步形成了多层次、多类型和适度竞争的银行体系。在市场结构改革的同时，产权结构的改革也在积极推进，目前产权改革的重点集中于存量银行，即四大国有商业银行的产权改革。继四大国有银行的商业化改革之后，国家在2003—2010年基本完成了国有商业银行股份制改造，并尝试引入国外战略投资者和公开上市融资。

伴随着中国银行业逐步对外开放，尤其是加入WTO之后，面对国外金融机构以及金融资本的引入，国内企业、组织资本和民间资本的发展以及金融电子化平台的便利性和可拓展性，中国资本市场日趋复杂，银行业的改革也进入了关键时期。如何提高中国银行业的经营绩效和竞争能力，加强包括银行业在内的资本市场的规范化监管，从而进一步提高金融资源的配置效率，更好地促进经济可持续发展，已成为政府和银行业改革者面临的当务之急。其中，如何进一步深化商业银行的产权结构改革和市场结构改革，是值得深入探讨的问题。

二、文献综述

在产业组织理论中存在着两大主要流派，分别是建立在“结构-行为-绩效”框架(即“SCP”)基础上的结构主义学派和行为主义学派(主要包括芝加哥学派和制度学派)。其中，结构主义学派把分析的重点放在市场结构(即企业在行业中的外部结构)对企业行为和市场绩效的影响上；行为主义学派则着重分析企业内部产权结构、组织形式、经营目标和合理预期等对企业行为的影响，即从企业内部结构考虑企业行为的决定。本文的实证研究是基于结构主义学派的SCP分析法，选用这个方法主要是考虑数据的可得性以及银行业作为垄断市场结构的特性，以便能够较好地衡量市场结构对绩效的重要作用。

结构主义学派的“SCP框架”的基本观点是：市场结构决定企业的市场行为，从而最终影响企业的市场绩效，影响机制主要是从市场集中度、产品差异化以及行业的进入壁垒这三大方面入手。所谓的市场集中度，主要包括卖方和买方两个方面的集中度，是指某行业内前几家规模最大的企业所占市场份额的总和，这是对整个行业的市场份额分布情况的测量指标，可用于衡量行业中企业数量与其相对规模之间的差异，也是表示市场势力的重要指标。行业进入壁垒是指进入某一特定市场所遇到的各种障碍，主要包括：国家立法、机构政策针对少数特定厂商授予特许经营权而形成的政策性壁垒，在位厂商采取措施抵制新厂商进入而形成的策略性壁垒，因资源分布的区域性差异导致某地厂商无法取得该资源而不能进入特定行业的资源性壁垒，潜在进入者难以获取行业核心技术所形成的技术性壁垒，在位厂商的绝对成本优势所构成的成本性壁垒。此外，市场容量、规模经济、消费者偏好等也会构成进入壁垒。Jackson实证研究发现，市场结构与绩效之间存在非线性正向关系。[1]Färe等人发现，银行业的市场结构对于成本效率的影响机制随着市场力量水平、效率的分量评估(成本、技术或资源配置效率)以及银行类型(商业银行或储蓄银行)等因素的不同而存在较大差异。[2]

国内的研究中，于良春、鞠源和高玉泽基于传统的SCP分析框架，分析了中国银行业存在市场结构高度集中和国有银行垄断低效率的问题，主张引入更多的竞争因素，包括降低行业进入壁垒、放松价格管制(利率管制)和分业经营管制等。[3-4]部分学者在讨论中国银行业行业结构问题的基础上，还注意到中小企业融资困难和中小银行发展问题。[5-6]蔡卫星和曾诚认为，市场竞争改善了商业银行的贷款行为，推动其向商业导向转变。[7]与此相反，周小燕、邹伟进等人以SCP理论为分析框架，分别利用中国商业银行1994—2005年和2000—2005年的数据，检验了市场结构与银行效率的“市场力量假说”和“有效结构假说”等假说在中国银行业中均不成立。[8-9]贺春临还提出，垄断型市场结构与国有银行绩效低下并存是中国银行业的独有现象。[10]徐忠等人在SCP框架基础上提出了“相对力量假说”，其主要观点是：市场份额高、产品差异化较大的企业可利用其垄断能力获得高利润。[11]

与以上学者的“竞争决定论”观点相反，部分学者支持“产权决定论”。刘伟、黄桂田认为，中国银行业保持一定程度的集中度符合国际银行业的发展趋势，中国银行业面临的主要问题是产权结构单一而不是行业集中的问题。[12-13]中国银行业垄断格局实际上是国家所有制的垄断，这种所有制形式使国家实际上承担了无限责任，在商业银行本身则表现为外部竞争压力和内在发展动力的不足，银行业产权结构单一直接导致了行业的低效率，股份制改造国有银行是现实而又必然的选择。吴静从新制度经济学视角梳理了城市商业银行产权主体行为及其产权制度演变路径。[14]对于处在转轨过程的中国经济，国有产权仍处于主导地位，而且在国有产权的所有者和代理人的目标函数中，利润只是其中一方面因素，除此之外，还要兼顾社会利益和代理人的政治利益，即在中国银行业中缺乏市场经济条件下理性地追求利润最大化的微观主体。谢朝华、陈学彬基于投入与产出之间的对比关系，从产权结构、功能结构、市场结构和管制结构四个方面探究了中国银行业效率提升的结构基础——适度集中的多元化产权结构、实质意义上的寡头垄断型市场结构、比较优势定位的功能结构和围绕这三种目标结构和银行体系安全的管制政策。[15]曹宝明等人认为，产权结构对中国国有商业银行和股份制商业银行成本效率影响都很显著，但对股份制商业银行的影响要弱于对国有商业银行的影响，国有产权比重与银行业效率之间呈现U型曲线关系。[16-17]潘敏和张依茹实证发现，国有持股比例的提高强化了银行信贷总量增速的逆周期性，外资持股比例的增加则弱化该特征。[18]

在中国经济转轨的背景下研究产业问题，市场结构和产权结构是密切相关的，二者必须有效结合，利用增量进一步推动市场结构的改革和竞争水平的优化，在行业内部引入更多的竞争因素，同时对存量进行产权改革，使市场结构和产权结构趋于帕累托最优组合，才能提高银行业的效率，并进一步推动资本市场和实体产业的良性发展。因此，本文将基于2007—2015年中国“国有控股大型-股份制-城市-农村”四大层级商业银行数据，利用多元回归和分位数回归两种方法研究市场结构和产权结构对中国商业银行经营绩效的影响，并基于回归分析结果给出合理的银行业改革政策与建议。

三、变量选取与模型构建

(一)数据的来源

本文选取的研究样本为中国“国有控股大型-股份制-城市-农村”四大层级的商业银行，实证数据来源于国泰安CSMAR系列研究数据库、WIND数据库以及各商业银行2007—2015年财务报表，实证数据是非平衡面板数据。通过对WIND数据库中的264家商业银行数据进行筛选后，实际纳入本文计量模型的商业银行名单见表1。

表1 “国有控股大型-股份制-城市-农村”四大层级商业银行名单

注：参照国泰安CSMAR系列研究数据库银行性质分类标准。

(二)变量的含义及构建方法

基于对中国商业银行的基本定位：主要功能为金融中介，即通过利用资本和劳动吸收存款和其他资金，并把它们转换成贷款以获取利息的企业，本文选取相关财务金融指标(见表2)纳入实证模型。

表2 指标含义和具体说明

注：指标含义参照国泰安CSMAR系列研究数据库具体指标定义。

本文选择资产利润率(reoas)为被解释变量，作为企业资产运营效益和经营绩效水平的评价指标。根据前文分析，市场结构变量选用市场集中度(MCR)的绝对指标CR4，即规模排名前四大商业银行的存/贷款额之和占样本中所有商业银行存/贷款总额的比重。此外，计量模型中还引入了市场份额变量(MS)，反映单个商业银行在样本银行中所占据的存/贷款规模。为分析商业银行产权对其经营绩效的影响，在实证模型中纳入银行性质虚拟变量(以农村商业银行为基准)。鉴于银行绩效除了受产权结构和市场结构影响之外，模型中还加入了资本充足率、成本收入比、不良贷款率、流动性比率、最大十家客户贷款比率、银行存续时间和上市银行虚拟变量等控制变量。样本数据的统计性描述见表3。

为提高计量回归的有效拟合程度，本文给出各变量之间的相关性程度(见表4)，并以此作为模型中变量选取的相关依据。由表4可知，成本收入比(ctira)、资本充足率(caratea)、与银行经营绩效(reoas)的相关性均高于0.2。值得注意的是，银行性质(Nature)与市场份额(MS)、银行存续时间(history)和上市虚拟变量(dummarket)均存在较强的相关性，市场份额与存续时间也存在较强的相关性(相关性系数均大于0.6)。为有效降低多重共线性问题导致回归估计的偏误，本文在实证模型中需避免将强相关解释变量同时纳入实证回归中。

3.纳税遵从度不高，造成税款流失。个体工商户和小规模企业增值税起征点为每月销售额3万元或每季销售额9万元，税务干部很难准确核算这类纳税人的销售额。因为个体工商户和小规模企业绝大部分私营或家庭作坊式为主，一般都没有专职会计人员，记账不规范，有的没有会计人员，完全没有记账，所以税务人员很难掌握纳税人实际经营收入，无法判别是否达到起征点。另外，目前纳税人普遍还存在“要想富，靠税务”的想法，纳税意识还不够强，纳税遵从度不高，往往会抱着侥幸的心理隐瞒经营收入、虚假申报，从而达到少缴或不缴税款的目的，给税收征管带来较大的困难，造成税款流失。

表3 样本数据的统计性描述

注：①国有控股大型商业银行占比5.26%，股份制商业银行占比10.91%，城市商业银行占比50.49%，农村商业银行占比33.34%；②上市银行占比为20.25%。

表4 解释变量的相关性分析结果

(三)模型的构建

为分析银行的市场结构和产权结构对其经营绩效的影响情况，本文构建计量回归模型如下：

ROAit=α0+α1·MCRit+α2·MSit+∑β·Xit+μit

(1)

其中，ROAit代表银行i在期间年份t的资产利润率，系数α1、α2分别表示在控制其他条件的情况下，市场结构(市场集中度)和银行相对市场规模对于银行经营绩效的影响程度。Xit代表一系列的控制变量(包括各年份虚拟变量)，μit表示残差。本文分别利用多元回归方法和分位数回归方法实证分析市场结构(MCR)、市场份额(MS)和表征商业银行其他财务管理能力等相关变量对商业银行经营绩效的影响。进一步地，为分析主要关注解释变量的门槛效应，本文将在基准模型(1)基础上纳入变量的交互项(尤其是与银行性质、上市虚拟变量的交互)和变量的二次方项。

(四)回归分析和解释

表5报告了分别以存款额、贷款额为基础指标衡量的市场集中度(MCR)和市场份额(MS)对商业银行经营绩效的影响，以及在此基础上加入相关控制变量的多元线性回归结果。由表5可知，在控制其他因素的情况下，银行业市场的垄断程度与银行经营绩效呈负相关关系，系数基本上为-0.01左右，说明市场集中度增加1%，银行资产利润率下降0.01，但统计不显著。其中原因是：首先，中国银行产业的发展有着特殊的历史和国情，银行产业在发展过程中曾受到计划经济时代所形成的体制枷锁的限制；其次，中国银行产业有着较高的进入壁垒，其主要体现为银行业的市场准入机制，即现行的银行业准入机制是审批制，而非市场经济体制下的核准制。当然最重要的是中国银行业行政干预依然较大，市场化和信用化的激励有待加强，从而使得该实证结果并不显著。而市场份额的回归系数为0.02，并在5%的显著水平上统计显著，这说明相对于外部市场结构而言，银行自身经营规模对于经营绩效具有显著的正向影响。从各控制变量的回归结果来看，资本充足率、成本收入比、不良贷款率均在1%显著水平上统计显著。其中，当控制其他因素时，银行资本充足率增加1%将使资产利润率提升0.04%，银行的成本收入比和不良贷款率增加1%将使资产利润率分别下降0.02%和0.11%。这在一定程度上反映了商业银行资本规模和业务管理经营能力都对企业经营绩效具有显著影响。

表5 多元线性回归的实证结果

注：序号表示将不同的计量指标纳入实证模型；括号内的数字是控制时间虚拟变量后多元回归下各系数对应的t值；*、**、***分别表示系数在10%、5%、1%的显著水平上统计显著。

表6报告了市场集中度的交互项与市场规模平方项对商业银行经营绩效影响的回归结果。从市场结构与银行性质的交互项回归来看，在控制其他因素的情况下，农村商业银行(银行性质的基准)中市场结构对其经营绩效的影响较小(回归系数均接近于0)。其中原因可能在于：农村商业银行的业务主体对象较集中和地方自主性较显著，因此对外部市场结构的敏感度较低；另外，国有控股大型商业银行中固化的行政垄断和政策扶持弱化了企业盈利的积极性和主动性，从而不利于国有银行的经营发展。此外，市场集中度对于上市银行经营绩效的负向影响显著，这符合“上市银行对于市场和行业发展状况反应较为敏感”的观点，且明显地感受到同业竞争。随着企业存续时间的延长，市场集中度对银行经营绩效的负向影响有所减少，甚至存在拐点，转为正向影响。商业银行在较长的存续时间内，拓宽了业务规模，积累了丰富的经营管理经验，培养了良好的商誉，在行业中拥有较大的“话语权”(规模影响力)，因此对市场结构的敏感度有所减弱。由列(4)和列(8)可以看出，在控制其他因素的条件下，市场规模回归系数为正，市场规模平方项回归系数为负(市场规模与经营绩效的倒U型关系)。

表6 多元线性回归的实证结果(门槛效应分析)

注：序号表示将不同的计量指标纳入实证模型；资本充足率等控制变量的回归系数和显著性水平与表5的结果相似，因此在本表中省略；括号内的数字是控制时间虚拟变量后多元回归下各系数对应的t值；*、**、***分别表示系数在10%、5%、1%的显著水平上统计显著。

为了对回归结果进行稳健性检验，本文引入分位数回归方法。[19]作为计量经济学的研究前沿方向之一，分位数回归利用解释变量的多个分位数(例如四分位、十分位、百分位等)，得到被解释变量的条件分布相应的分位数方程。相比普通最小二乘回归只能描述自变量X对于因变量y的局部变化的影响而言，该方法能更精确地描述自变量X对于因变量y的变化范围以及条件分布形状的影响，从而更加全面地刻画分布的特征，并得到更全面的分析结果，因此，分位数回归系数估计比OLS回归系数估计更稳健。表7报告了分位数回归的相关结果。

表7 分位数回归结果

注：序号表示将不同的计量指标纳入实证模型；括号内的数字是控制时间虚拟变量后分位数回归下各系数对应的t值；*、**、***分别表示系数在10%、5%、1%的显著水平上统计显著。

当然，本文的实证回归部分还存在较多的不足，比如：产权变量只是利用粗糙的银行性质虚拟变量，没能获取有效量化的表征指标；控制变量没有包括银行内人力资本状况等，如员工或董事会成员的数量以及知识层级结构等指标；同时对于内生性问题也没有进一步地分析和解决。这些不足与银行业的特殊性以及信息披露的有限性等方面有一定的关系。

四、结论与政策建议

产权改革有助于改善公司内部治理机制、降低委托代理成本，进而提升银行绩效。而市场竞争不仅能够缓解委托代理中的信息不对称，改善企业的激励和约束机制，而且能够给企业和经营管理者带来外部约束，改善企业外部治理机制，从而提高其绩效。本文的回归结果显示：市场垄断程度的加剧将抑制经营绩效的提高，即当市场集中度降低时，银行的效率较高,盈利能力也更高；银行业竞争有利于促进银行将更多的资源用于提高管理和技术水平，从而提升自身的生存能力和盈利能力；同时，作为金融机构中介，存贷款规模促进了银行经营绩效提高。相对而言，城市商业银行凭借一级法人体制的快速反应优势及其与地方经济交融的地缘性优势，经营绩效的边际提升水平较高。

本文的分析对于中国银行业改革具有三点意义。首先，以市场机制为基础，提高国有银行市场绩效，实现中国银行产业增长方式由粗放型向集约型的转变。市场政策应以加大竞争、消除竞争的制度性障碍为目标。其次，扩大开放，优化金融市场结构。一方面是对外开放，逐步放宽外来资本进入的限制条件，逐步放开国外金融机构进入中国市场的准入门槛；另一方面是对内开放，降低民间资本进入银行产业的门槛，通过引入更多的民营银行进入市场，促进银行产业运行效率和绩效水平的提高。最后，加强对银行产业的监管和激励。国家应完善银行产业的相关法律法规及其配套措施，从而保证银行产业整体的稳定和健全，促进银行产业内部管理的效率提升和规范发展，同时优化银行的组织结构、深化业务的范围和规模，提升银行效率。值得注意的是，本文所取数据正值中国经济从高速增长向中高速增长转向的经济下行期，商业银行利润可能受到经济周期和存贷差的影响较大。因此，其解释力有待进一步分析。