简述银行经济增长协调整治

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摘要:使用四大国有银行占全部金融机构贷款的比重作为反映银行集中度的指标,基于1989-2007年间的时间序列数据,利用葛兰杰因果检验银行集中度与经济增长关系显示:银行集中度是经济增长的葛兰杰原因。因此,应放宽行业进入限制,鼓励民营银行和外资银行的设立和发展,提高开放度、促进市场竞争。

关键词:银行集中度;经济增长;协整;葛兰杰因果检验

一、问题的提出与文献综述

银行的经营活动无疑会对宏观经济产生影响,银行竞争会提高存款利息降低贷款利息同时导致储蓄和投资的增加,CarboValverde,Humphrey&RodriguezFernandez(2003)即阐述了这一问题。Cameron,1967;Goldsmith,1969;McKinnon,1973;Shaw,1973强调金融市场的发展对于经济增长是必要的,发展良好的金融市场是促进经济增长的原因之一。许多研究都表明金融发展是经济增长的原因之一,同时RousseauandSylla(2001)认为经济增长会导致对金融服务的需求同时促进金融业发展。

Caminal&Matutes,2002;Greenbaum&Thakor,1995;Schnitzer,1999通过局部均衡模型得出了银行集中对于整体经济是有益的,会产生稳定经济的作用;Cetorelli,1997;Guzman,2000b;Smith,1998却通过一般均衡模型得出了相反的结论:银行集中阻碍经济的流通对经济是有害的。

实证研究方面,Berger&Hannan(1989)和Hannan(1991)发现,银行集中度越高,中小企业面临的贷款利率越高,个人存款的利率越低。一些学者研究了银行集中度与中小企业融资之间的关系,如Petersen和Rajan(1995)研究发现,较高的集中度反而使它们面临较轻的信贷约束,同时使成立时间不长的企业面临较低的贷款利率。有关银行业结构与银行绩效、金融稳定、企业融资、企业规模等的关系方面,Beck、Demirgü"-Kunt&Levine(2005)检验了银行集中度与银行系统发生危机可能性之间的关系发现集中度高的银行系统较为稳定。Demirgü"-Kunt、Laeven&Levine(2004)利用不同国家的银行数据,检验了银行业管制、银行集中度、国家制度等因素与银行利差收入之间的关系发现银行集中度与利差收入呈正相关关系。

国内也有一些对银行集中度的研究。黄旭平、张协奎(2005)检验了银行集中度、制度与银行效率的关系,发现如果不考虑制度因素,则银行集中度与银行效率存在显著的关系,如果考虑制度因素,则银行集中度与银行效率的关系不再显著。谈儒勇,叶海景,范坤祥基于31个省份1999-2003年间的相关数据研究发现银行集中度与经济增长之间之间存在显著的负相关关系,而且与东部地区相比,中、西部地区各省份银行集中度的提升会给经济增长带来更加严重的负面影响。但上述研究要么未考虑银行集中度对整体经济的影响要么只进行进行相关分析并未继续探究银行集中度与经济增长是否存在因果关系,更无法考证这种关系的方向和时间跨度。

二、指标选取与检验方法

(一)指标选取

1.银行集中度。市场集中度是指某一特定市场中少数几个最大企业所占的销售份额。一般地,集中度越高,市场支配势力越大,竞争程度越低。市场集中度是在市场份额的基础上计算得来。市场集中度的计量方法有多种,本文选择CRn指数来说明。CRn指某行业中前几家最大企业的有关数值的行业比重,式中n通常取4或8。一般地讲,这一指标数值越高,表明行业垄断性也就越高。它同时综合反映了企业数目及规模分布这两个决定市场结构的重要方面,具有较强的说服力。在银行业中我们把这一指标定义为银行集中度,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个银行的贷款余额,分母用我国金融机构贷款余额代替。现阶段商业银行的主要业务和利润来源仍然是贷款,因此使用贷款额来代表市场份额是最为合理的。我们选择四家国有银行即工商银行,农业银行,建设银行和中国银行来作为行业中最大的企业,他们的贷款额排在了所有商业银行的前四位而且历史较长有助于实证分析。考虑到数据的可获得性和经济背景等原因,我们使用1989到2007年的数据作为样本。全部数字来源于中国《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》和Bankscope数据库。

2.经济增长的指标。与多数经验分析一样,我们选择人均国内生产总值(GDP)作为衡量经济增长的指标变量。本文对并对所有变量取自然对数,这样做一是符合经济增长理论的一般形式;二是将指标取对数,最后利用对数来进行实证分析,可以在一定程度上减少原始数据误差对最终结果的影响。

(二)检验方法与检验模型

本文采用葛兰杰因果检验作为检验方法。葛兰杰因果检验在考察序列X是否是序列Y产生的原因时采用这样的方法:先估计当前的Y值被其滞后期取值所能解释的程度,然后验证通过引入序列X的滞后值是否能提高Y的被解释程度。在本文中的模型即为:

检验的原假设是序列LnCR4(LnrjGDP)不是LnrjGDP(LnCR4)的格兰杰原因,即

β1=β2=……=βk=0

同时,进行葛兰杰检验之前还必须进行单位根与协整检验。

三、实证检验结果

(一)单位根检验

由于几乎所有表示绝对量指标的宏观经济变量都是非平稳的,具有时间趋势。因此我们对变量进行协整分析之前,首先需要对变量的平稳性作检验,只有变量在t阶平稳(I(t))的条件下,才能进行协整分析。本文用ADF单位根检验方法来检验变量lnrjGDP和lnCR4的平稳性。检验结果如表1所示:

表1单位根检验结果

变量ADF检验值5%临界值10%临界值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)△表示变量的一阶差分。(2)*、**分别表示检验值小于10%、5%置信水平下的临界值。

先对原序列进行平稳性检验,检验值均大于5%的临界值,所以有必要对原序列进行差分。一阶差分后的检验结果(结果见表1)显示,lnCR5一阶差分后的ADF检验值均通过5%临界值的检验,即在一阶差分后序列处于平稳状态。而lnrjGDP一阶差分后,虽然没有通过5%的临界值检验,但是通过了10%的临界值检验,所以认为lnrjGDP在一阶差分后也处于平稳状态。我们认为上述变量均是一阶单整的,即为I(l)。对于这些非平稳的经济变量不能采用传统的线性回归分析方法检验它们之间的相关性,而应采用协整方法进行检验分析。

(二)协整检验

协整(Co-Integration)从分析时间序列的非平稳性人手,探求非平稳变量间蕴含的长期均衡关系。本文采用Johansen提出的方法来检验银行集中度变量lnCR4与lnrjGDP之间的协整关系。前面已经检验了变量序列lnCR4与lnrjGDP都是I(l)的,由此可直接检验变量之间的协整关系。

结果显示lnGDP和lnCR5的检验值均通过5%的临界值,即lnGDP和lnCR4之间存在长期均衡,这表示我国银行集中度与我国经济增长存在长期相关关系。

(三)葛兰杰因果关系检验

由协整检验结果知道,lnCR4与lnrjGDP之间均存在长期均衡关系,但是这种均衡关系是否构成因果关系需要进一步验证。本文采用葛兰杰因果关系检验方法检验葛兰杰之间的因果关系。

从检验结果来看,在5%的显著性水平下,滞后期为2年时lnCR4是lnrjGDP的葛兰杰原因,即银行集中度与经济增长的具有单向的因果关系。根据谈儒勇,叶海景,范坤祥的对于银行集中度与经济增长相关关系的研究结果,我们知道他们之间的相关关系为负,即银行集中度越低,经济增长越快。而根据上述葛兰杰因果关系检验,我们知道银行集中度是经济增长的葛兰杰原因,这也就意味着,银行集中的降低或者说银行业竞争的加剧在一定程度上促进了经济的增长。根据已有的研究成果我们分析起作用途径可能包括以下几方面:(1)国有独资商业银行的经营效率低于新兴综合性商业银行、地方商业银行和外资银行,这样银行集中度降低提高了银行业的整体素质;(2)竞争加剧导致银行利差缩小,这样就同时促进了存款与贷款的增长;(3)与大型金融机构的经营取向不同,中小金融机构比较愿意为中小企业提供融资服务,因为它们资金少、无力为大企业融资并且在为中小企业提供服务方面拥有信息上的优势。

四、结论与启示

利用我国1989-2007年的跨年数据,实证研究表明:1.银行集中度是经济增长的葛兰杰原因,银行集中度的降低或者说银行业竞争的加剧在一定程度上促进了经济的增长。2.我国银行业垄断程度仍然较高,在市场进入和业务经营上仍旧有严格的管制,缺乏公平的竞争环境,对外开放度有限,银行业的组织体系建设方面还有许多欠缺,只有通过在管制制度上做进一步改革,以此促进银行业的健康协调发展,才能最终在我国建立起具有较强国际竞争力的、完善高效的现代银行体系,进而不断推动经济的发展。

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