研究銀行競(jìng)爭(zhēng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的意義

1、研究銀行競(jìng)爭(zhēng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的意義一、相關(guān)文獻(xiàn)綜述 近年來(lái)國(guó)內(nèi)學(xué)者不乏在這一方面做了研究。艾洪德、徐明圣、郭凱(2004)通過(guò)對(duì)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷膶?shí)證分析得出區(qū)域金融發(fā)展并不是區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要推動(dòng)因素，它只能部分地甚至是間接地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。談儒勇、葉海景、范坤祥(2006)利用了31個(gè)省份按區(qū)域劃分組成的數(shù)據(jù)樣本分析了我國(guó)各地銀行集中度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。研究結(jié)果表明:(1)銀行集中度與經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)之間總體上是呈負(fù)相關(guān)關(guān)系的。(2)分區(qū)域看，與東部地區(qū)相比，中、西部地區(qū)各省份銀行集中度的提升會(huì)給經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)更加嚴(yán)重的負(fù)面影響。齊銘強(qiáng)、劉宏濤(2009)使用1989-2007年間的時(shí)間序列數(shù)據(jù)并采用四

2、大國(guó)有銀行占全部金融機(jī)構(gòu)貸款的比重作為反映銀行集中度的指標(biāo)，結(jié)合葛蘭杰因果檢驗(yàn)對(duì)銀行集中度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析得出:銀行集中度是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。提出應(yīng)放寬行業(yè)進(jìn)入限制，鼓勵(lì)民營(yíng)銀行和外資銀行的設(shè)立和發(fā)展，提高開(kāi)放度、促進(jìn)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)。阮敏(2009)運(yùn)用中國(guó)1979-2006年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，考慮了中國(guó)金融體制改革的軌跡，采用非國(guó)有銀行信貸余額占總余額的比重這一指標(biāo)衡量銀行競(jìng)爭(zhēng)的程度來(lái)分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與銀行集中度之間的關(guān)系。分析結(jié)果顯示:非國(guó)有信貸比例的增加是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，反之則不是。這說(shuō)明有政府主導(dǎo)而不是有市場(chǎng)誘發(fā)的中國(guó)高度集中的銀行體制改革促進(jìn)了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。李偉(2010)利用19

3、92-2007年16年的數(shù)據(jù)在區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究上對(duì)我國(guó)中東西三大地區(qū)的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做了實(shí)證分析。結(jié)果表明:金融發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著正向相關(guān)關(guān)系。而金融發(fā)展規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，從東部到西部依次遞增;金融體系效率的提高對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，從東部到西部依次遞減。綜上所述，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于銀行競(jìng)爭(zhēng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系問(wèn)題的研究觀點(diǎn)不一，而在研究銀行競(jìng)爭(zhēng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)充分考慮了區(qū)域差異的研究更是有限。因此，有必要對(duì)銀行競(jìng)爭(zhēng)與我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行更深入的探討。 二、理論假設(shè)與模型設(shè)定 綜合國(guó)內(nèi)外的文獻(xiàn)，并考慮數(shù)據(jù)查找的便捷性及可靠性，本文用了6個(gè)變量。其中，人均GDP作為被解釋變量，而采用四大國(guó)

4、有銀行貸款額與金融機(jī)構(gòu)總貸款額的比重以及存貸利率差這兩個(gè)指標(biāo)作為解釋變量。此外，考慮到存在一些影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素，所以將進(jìn)出口總額占GDP比重、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、固定資產(chǎn)投資總額作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的控制變量。下面對(duì)這些變量進(jìn)行簡(jiǎn)單的介紹。 1.人均國(guó)民生產(chǎn)總值(人均GDP)人均GDP作為衡量一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要指標(biāo)，它影響一個(gè)國(guó)家居民的消費(fèi)能力的大小，進(jìn)而對(duì)整個(gè)社會(huì)的消費(fèi)總額產(chǎn)生影響，因此，本文中將人均GDP作為被解釋變量。 2.銀行集中度(C4)在研究中，我們通常把在某個(gè)市場(chǎng)中少數(shù)幾個(gè)最大企業(yè)銷售額占整個(gè)市場(chǎng)總銷售額的比重稱為市場(chǎng)集中度。市場(chǎng)集中度反映了市場(chǎng)中的競(jìng)爭(zhēng)程度:市場(chǎng)集中度越大，說(shuō)明少

5、數(shù)的幾個(gè)企業(yè)在整個(gè)市場(chǎng)的支配勢(shì)力越大，市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度越小;反之則競(jìng)爭(zhēng)程度越小。在研究我國(guó)銀行競(jìng)爭(zhēng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系時(shí)我們就很有必要分析銀行業(yè)的集中度。由于在我國(guó)，貸款仍然為銀行的主要業(yè)務(wù)，貸款額的大小就代表銀行在整個(gè)市場(chǎng)的份額。因此，銀行集中度定義為我國(guó)少數(shù)幾個(gè)最大的商業(yè)銀行貸款額占市場(chǎng)中總貸款額的比重。由于在我國(guó)，商業(yè)銀行中起主導(dǎo)作用的是國(guó)有商業(yè)銀行，所以我們將國(guó)有四大商業(yè)銀行(中行、建行、工商銀行、農(nóng)業(yè)銀行)的貸款總額占市場(chǎng)總貸款額的比重作為銀行集中度指標(biāo)。在市場(chǎng)條件下，銀行集中度越高，銀行間的競(jìng)爭(zhēng)度越高，則越能降低企業(yè)貸款融資的成本，越有有利于投資的形成。因此，假設(shè)銀行集中度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展成正相

6、關(guān)。 3.存貸款利率差(SPEAD)存貸款利率差=貸款利率-存款利率通常貸款利率和存款利率同時(shí)上調(diào)。此時(shí)，要看存貸款利率差是不是擴(kuò)大。如果存款利率上調(diào)多，貸款利率上調(diào)少，存貸款利率差縮小，貸款需求增加;反之，則減少。根據(jù)跨國(guó)分析中的結(jié)構(gòu)、行為與績(jī)效模型(SCP)，市場(chǎng)集中度的下降與貸款利率的下降或存款利率的上升有關(guān)系。存貸款利率的差額越小，市場(chǎng)集中度越低;反過(guò)來(lái)，也就是存貸款利率差越大，市場(chǎng)集中度越強(qiáng)。而市場(chǎng)集中度的增強(qiáng)并不利于經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，即存貸款利率的差額越小，市場(chǎng)集中度越低，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力就越強(qiáng)，就越能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，所以我們假定存貸款利率差與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成負(fù)相關(guān)關(guān)系。在面板數(shù)據(jù)散點(diǎn)圖中，如果對(duì)

7、于不同的截面或不同的時(shí)間序列，模型的截距是不同的，可以采用在模型中加虛擬變量的方法估計(jì)回歸參數(shù)，此種模型稱為固定效應(yīng)模型(fixedeffectsregressionmodel)。固定效應(yīng)模型分為3種類型，即個(gè)體固定效應(yīng)模型(entityfixedeffectsregressionmodel)、時(shí)刻固定效應(yīng)模型(timefixedeffectsregressionmodel)和時(shí)刻個(gè)體固定效應(yīng)模型(timeandentityfixedeffectsregressionmodel)。個(gè)體固定效應(yīng)模型就是對(duì)于不同的個(gè)體有不同截距的模型。如果對(duì)于不同的時(shí)間序列(個(gè)體)截距沒(méi)有顯著性變化，但是對(duì)于不同

8、的橫截面，模型的截距是不同的，即i隨i變化，那么應(yīng)建立個(gè)體固定效應(yīng)模型，表示如下:Yit=i+1xit1+2xit2+kxitk+it 三、數(shù)據(jù)來(lái)源與估計(jì)方法 本文數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)金融年鑒、中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、中宏數(shù)據(jù)庫(kù)、各省市統(tǒng)計(jì)年鑒、四大國(guó)有銀行網(wǎng)站、中國(guó)經(jīng)濟(jì)網(wǎng)。給定資料如下:四大國(guó)有商業(yè)銀行貸款利率;四大國(guó)有商業(yè)銀行貸款余額、所有金融機(jī)構(gòu)在各省市的貸款余額;各省市固定資產(chǎn)投資總額;各省市人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、各省市生產(chǎn)總值、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù);進(jìn)出口總額。數(shù)據(jù)采用自1999到2006年8年的14個(gè)省份的數(shù)據(jù)，包括東部的北京、上海、廣東、江蘇、浙江，中部的黑龍江、山西、河南、湖北、湖南，西部的

9、廣西、貴州、云南、甘肅。由于部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，導(dǎo)致部分省市的部分年份的市場(chǎng)集中度指標(biāo)(C4)缺少。對(duì)于利率，用的是加權(quán)平均數(shù)。將區(qū)域居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、固定資產(chǎn)投資總額、進(jìn)出口總額占GDP比值這三個(gè)指標(biāo)作為控制變量。響比較小，本文分析結(jié)果能夠客觀反映各因素對(duì)被解釋變量的影響。對(duì)于特定的個(gè)體而言，有些不隨時(shí)間改變的影響因素，而這些因素在多數(shù)情況下都是無(wú)法直接觀測(cè)或難以量化的，如個(gè)人的消費(fèi)習(xí)慣、國(guó)家的社會(huì)制度等，我們一般稱其為“個(gè)體效應(yīng)”(individualeffects)。對(duì)“個(gè)體效應(yīng)”的處理主要有兩種方式:一種是視其為不隨時(shí)間改變的固定性因素，相應(yīng)的模型稱為“固定效應(yīng)”模型;另一種是視其為隨機(jī)因素

10、，相應(yīng)的模型稱為“隨機(jī)效應(yīng)”模型。先對(duì)模型進(jìn)行固定效應(yīng)模型與混合OLS模型進(jìn)行篩選，通過(guò)檢驗(yàn)得出Prob=0.00000.05，拒絕原假設(shè)(原假設(shè)為混合OLS模型)，則得出模型采用固定效應(yīng)模型。之后對(duì)隨機(jī)效應(yīng)模型和混合OLS模型進(jìn)行篩選，通過(guò)檢驗(yàn)得出Prob=0.00000.05，拒絕原假設(shè)(原假設(shè)為混合OLS模型)，則得出模型采用隨機(jī)效應(yīng)模型。最后進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，得出chi2(5)=4.97，之后用sigmamore修正，得出Prob=0.02580.05，拒絕原假設(shè)(原假設(shè)為隨機(jī)效應(yīng))，則最終決定采用固定效應(yīng)模型。之后進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。先進(jìn)行組間異方差檢驗(yàn)，通過(guò)檢驗(yàn)得出Prob=0.

11、00000.05，拒絕原假設(shè)(原假設(shè)是同方差)，則存在異方差。再對(duì)模型進(jìn)行序列相關(guān)檢驗(yàn)，通過(guò)檢驗(yàn)得出Prob=00.05，拒絕原假設(shè)(原假設(shè)是序列無(wú)關(guān))，則存在序列相關(guān);最后進(jìn)行截面相關(guān)檢驗(yàn)，通過(guò)檢驗(yàn)得出Pr=0.52520.05，接受原假設(shè)(原假設(shè)是截面無(wú)關(guān))，則截面無(wú)關(guān)。根據(jù)檢驗(yàn)的結(jié)果得知我們的模型存在異方差、序列相關(guān)，所以使用xtscc命令對(duì)模型進(jìn)行綜合處理，估計(jì)得出結(jié)果。 四、計(jì)量回歸分析 為了探究金融管制放松因素下，銀行競(jìng)爭(zhēng)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，下面對(duì)1999-2006年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，根據(jù)固定效應(yīng)模型，通過(guò)運(yùn)用stata10.0軟件進(jìn)行回歸。(1)存貸款利率差與人均GDP呈顯著負(fù)相關(guān)

12、，由P0.001可知顯著性很強(qiáng)，與本文的假設(shè)相符。由此可以推斷:通過(guò)降低存貸款利率差，可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。(2)銀行集中度與人均GDP呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，由P0.01可知顯著性很強(qiáng)，所以與本文的假設(shè)相悖。由此可以推斷:銀行集中度越高，即銀行競(jìng)爭(zhēng)越弱，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)越不利。(3)進(jìn)出口總額占GDP比重、固定資產(chǎn)投資總額均與人均GDP呈正相關(guān)關(guān)系，由P0.01可知顯著性很強(qiáng)，而消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)則沒(méi)有對(duì)人均GDP產(chǎn)生顯著影響。 五、結(jié)論與政策建議 目前，我國(guó)正在逐步推行利率市場(chǎng)化，十二五規(guī)劃也堅(jiān)定不移地推動(dòng)國(guó)有經(jīng)濟(jì)的戰(zhàn)略性調(diào)整。這一系列宏觀政策的新變化迫使我們對(duì)銀行競(jìng)爭(zhēng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系做一番重新思考。

13、在這個(gè)新的宏觀背景下，本文在銀行競(jìng)爭(zhēng)與我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究中，存貸款利率差作為變量，四大國(guó)有銀行集中度作為被解釋變量，人均GDP作為被解釋變量，并納入進(jìn)出口總額占GDP比重、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、固定資產(chǎn)投資總額這三個(gè)指標(biāo)作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的控制變量，得出如下幾個(gè)結(jié)論: (1)存貸款利率差與人均GDP在1%水平上顯著，兩者之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。表明存貸款利率的差額越小，市場(chǎng)集中度越低，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力就越強(qiáng)，就越能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。也就是說(shuō)，放松管制對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)影響顯著。所以，國(guó)家應(yīng)放松利率管制進(jìn)行金融改革，這是一個(gè)漸進(jìn)的和長(zhǎng)期的過(guò)程，應(yīng)采取循序漸進(jìn)的策略來(lái)推動(dòng)利率市場(chǎng)化改革。首先應(yīng)建立較為發(fā)達(dá)的貨幣市場(chǎng)和資本市場(chǎng)，完善利率市場(chǎng)化改革的市場(chǎng)基礎(chǔ);其次是先進(jìn)行國(guó)債等市場(chǎng)交易型金融工具的利率市場(chǎng)化改革，后進(jìn)行存貸款的利率改革;再次是按照先貸款后存款，先浮動(dòng)后放開(kāi)的次序進(jìn)行存貸款利率的改革。逐步擴(kuò)大銀行自主定價(jià)的范圍，放松貸款的下限和存款的上限管制，使之更有效地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。 (2)銀行集中度跟區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯著負(fù)相關(guān)。表明了銀行集中度越高，越不利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。此次我們的銀行集中度是用四大國(guó)有銀行貸款的余額占金融機(jī)構(gòu)的貸款余額表示的。銀行集中度越