簡述銀行經濟增長協調整治

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摘要:使用四大國有銀行占全部金融機構貸款的比重作為反映銀行集中度的指標,基于1989-2007年間的時間序列數據,利用葛蘭杰因果檢驗銀行集中度與經濟增長關系顯示:銀行集中度是經濟增長的葛蘭杰原因。因此,應放寬行業進入限制,鼓勵民營銀行和外資銀行的設立和發展,提高開放度、促進市場競爭。

關鍵詞:銀行集中度;經濟增長;協整;葛蘭杰因果檢驗

一、問題的提出與文獻綜述

銀行的經營活動無疑會對宏觀經濟產生影響,銀行競爭會提高存款利息降低貸款利息同時導致儲蓄和投資的增加,CarboValverde,Humphrey&RodriguezFernandez(2003)即闡述了這一問題。Cameron,1967;Goldsmith,1969;McKinnon,1973;Shaw,1973強調金融市場的發展對于經濟增長是必要的,發展良好的金融市場是促進經濟增長的原因之一。許多研究都表明金融發展是經濟增長的原因之一,同時RousseauandSylla(2001)認為經濟增長會導致對金融服務的需求同時促進金融業發展。

Caminal&Matutes,2002;Greenbaum&Thakor,1995;Schnitzer,1999通過局部均衡模型得出了銀行集中對于整體經濟是有益的,會產生穩定經濟的作用;Cetorelli,1997;Guzman,2000b;Smith,1998卻通過一般均衡模型得出了相反的結論:銀行集中阻礙經濟的流通對經濟是有害的。

實證研究方面,Berger&Hannan(1989)和Hannan(1991)發現,銀行集中度越高,中小企業面臨的貸款利率越高,個人存款的利率越低。一些學者研究了銀行集中度與中小企業融資之間的關系,如Petersen和Rajan(1995)研究發現,較高的集中度反而使它們面臨較輕的信貸約束,同時使成立時間不長的企業面臨較低的貸款利率。有關銀行業結構與銀行績效、金融穩定、企業融資、企業規模等的關系方面,Beck、Demirgü"-Kunt&Levine(2005)檢驗了銀行集中度與銀行系統發生危機可能性之間的關系發現集中度高的銀行系統較為穩定。Demirgü"-Kunt、Laeven&Levine(2004)利用不同國家的銀行數據,檢驗了銀行業管制、銀行集中度、國家制度等因素與銀行利差收入之間的關系發現銀行集中度與利差收入呈正相關關系。

國內也有一些對銀行集中度的研究。黃旭平、張協奎(2005)檢驗了銀行集中度、制度與銀行效率的關系,發現如果不考慮制度因素,則銀行集中度與銀行效率存在顯著的關系,如果考慮制度因素,則銀行集中度與銀行效率的關系不再顯著。談儒勇,葉海景,范坤祥基于31個省份1999-2003年間的相關數據研究發現銀行集中度與經濟增長之間之間存在顯著的負相關關系,而且與東部地區相比,中、西部地區各省份銀行集中度的提升會給經濟增長帶來更加嚴重的負面影響。但上述研究要么未考慮銀行集中度對整體經濟的影響要么只進行進行相關分析并未繼續探究銀行集中度與經濟增長是否存在因果關系,更無法考證這種關系的方向和時間跨度。

二、指標選取與檢驗方法

(一)指標選取

1.銀行集中度。市場集中度是指某一特定市場中少數幾個最大企業所占的銷售份額。一般地,集中度越高,市場支配勢力越大,競爭程度越低。市場集中度是在市場份額的基礎上計算得來。市場集中度的計量方法有多種,本文選擇CRn指數來說明。CRn指某行業中前幾家最大企業的有關數值的行業比重,式中n通常取4或8。一般地講,這一指標數值越高,表明行業壟斷性也就越高。它同時綜合反映了企業數目及規模分布這兩個決定市場結構的重要方面,具有較強的說服力。在銀行業中我們把這一指標定義為銀行集中度,下面用公式表示:

CR4t=∑4i=1LOi,t∑ni=1LOi,t

其中,LOi,t代表第t期第i個銀行的貸款余額,分母用我國金融機構貸款余額代替。現階段商業銀行的主要業務和利潤來源仍然是貸款,因此使用貸款額來代表市場份額是最為合理的。我們選擇四家國有銀行即工商銀行,農業銀行,建設銀行和中國銀行來作為行業中最大的企業,他們的貸款額排在了所有商業銀行的前四位而且歷史較長有助于實證分析。考慮到數據的可獲得性和經濟背景等原因,我們使用1989到2007年的數據作為樣本。全部數字來源于中國《中國統計年鑒》、《中國金融年鑒》和Bankscope數據庫。

2.經濟增長的指標。與多數經驗分析一樣,我們選擇人均國內生產總值(GDP)作為衡量經濟增長的指標變量。本文對并對所有變量取自然對數,這樣做一是符合經濟增長理論的一般形式;二是將指標取對數,最后利用對數來進行實證分析,可以在一定程度上減少原始數據誤差對最終結果的影響。

(二)檢驗方法與檢驗模型

本文采用葛蘭杰因果檢驗作為檢驗方法。葛蘭杰因果檢驗在考察序列X是否是序列Y產生的原因時采用這樣的方法:先估計當前的Y值被其滯后期取值所能解釋的程度,然后驗證通過引入序列X的滯后值是否能提高Y的被解釋程度。在本文中的模型即為:

檢驗的原假設是序列LnCR4(LnrjGDP)不是LnrjGDP(LnCR4)的格蘭杰原因,即

β1=β2=……=βk=0

同時,進行葛蘭杰檢驗之前還必須進行單位根與協整檢驗。

三、實證檢驗結果

(一)單位根檢驗

由于幾乎所有表示絕對量指標的宏觀經濟變量都是非平穩的,具有時間趨勢。因此我們對變量進行協整分析之前,首先需要對變量的平穩性作檢驗,只有變量在t階平穩(I(t))的條件下,才能進行協整分析。本文用ADF單位根檢驗方法來檢驗變量lnrjGDP和lnCR4的平穩性。檢驗結果如表1所示:

表1單位根檢驗結果

變量ADF檢驗值5%臨界值10%臨界值P值

lnrjGDP﹣1.108﹣3.066﹣2.6730.686

△lnrjGDP﹣2.788*﹣3.066﹣2.6730.082

lnCR42.911﹣3.052﹣2.6671.000

△lnCR4﹣5.344**﹣3.052﹣2.6670.006

注:(1)△表示變量的一階差分。(2)*、**分別表示檢驗值小于10%、5%置信水平下的臨界值。

先對原序列進行平穩性檢驗,檢驗值均大于5%的臨界值,所以有必要對原序列進行差分。一階差分后的檢驗結果(結果見表1)顯示,lnCR5一階差分后的ADF檢驗值均通過5%臨界值的檢驗,即在一階差分后序列處于平穩狀態。而lnrjGDP一階差分后,雖然沒有通過5%的臨界值檢驗,但是通過了10%的臨界值檢驗,所以認為lnrjGDP在一階差分后也處于平穩狀態。我們認為上述變量均是一階單整的,即為I(l)。對于這些非平穩的經濟變量不能采用傳統的線性回歸分析方法檢驗它們之間的相關性,而應采用協整方法進行檢驗分析。

(二)協整檢驗

協整(Co-Integration)從分析時間序列的非平穩性人手,探求非平穩變量間蘊含的長期均衡關系。本文采用Johansen提出的方法來檢驗銀行集中度變量lnCR4與lnrjGDP之間的協整關系。前面已經檢驗了變量序列lnCR4與lnrjGDP都是I(l)的,由此可直接檢驗變量之間的協整關系。

結果顯示lnGDP和lnCR5的檢驗值均通過5%的臨界值,即lnGDP和lnCR4之間存在長期均衡,這表示我國銀行集中度與我國經濟增長存在長期相關關系。

(三)葛蘭杰因果關系檢驗

由協整檢驗結果知道,lnCR4與lnrjGDP之間均存在長期均衡關系,但是這種均衡關系是否構成因果關系需要進一步驗證。本文采用葛蘭杰因果關系檢驗方法檢驗葛蘭杰之間的因果關系。

從檢驗結果來看,在5%的顯著性水平下,滯后期為2年時lnCR4是lnrjGDP的葛蘭杰原因,即銀行集中度與經濟增長的具有單向的因果關系。根據談儒勇,葉海景,范坤祥的對于銀行集中度與經濟增長相關關系的研究結果,我們知道他們之間的相關關系為負,即銀行集中度越低,經濟增長越快。而根據上述葛蘭杰因果關系檢驗,我們知道銀行集中度是經濟增長的葛蘭杰原因,這也就意味著,銀行集中的降低或者說銀行業競爭的加劇在一定程度上促進了經濟的增長。根據已有的研究成果我們分析起作用途徑可能包括以下幾方面:(1)國有獨資商業銀行的經營效率低于新興綜合性商業銀行、地方商業銀行和外資銀行,這樣銀行集中度降低提高了銀行業的整體素質;(2)競爭加劇導致銀行利差縮小,這樣就同時促進了存款與貸款的增長;(3)與大型金融機構的經營取向不同,中小金融機構比較愿意為中小企業提供融資服務,因為它們資金少、無力為大企業融資并且在為中小企業提供服務方面擁有信息上的優勢。

四、結論與啟示

利用我國1989-2007年的跨年數據,實證研究表明:1.銀行集中度是經濟增長的葛蘭杰原因,銀行集中度的降低或者說銀行業競爭的加劇在一定程度上促進了經濟的增長。2.我國銀行業壟斷程度仍然較高,在市場進入和業務經營上仍舊有嚴格的管制,缺乏公平的競爭環境,對外開放度有限,銀行業的組織體系建設方面還有許多欠缺,只有通過在管制制度上做進一步改革,以此促進銀行業的健康協調發展,才能最終在我國建立起具有較強國際競爭力的、完善高效的現代銀行體系,進而不斷推動經濟的發展。

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