中国银行业高利润的来源：市场势力还是高效率，本文主要内容关键词为：势力论文,中国银行业论文,利润论文,来源论文,市场论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
近五年来，中国银行业税后利润不断攀升，平均增速30.24％。即便在2011年世界范围内经济低迷、通胀压力增大、实体经济萎靡的大环境下，中国银行业金融机构的税后利润仍一路飙升，达到历史最高水平1.25万亿元，较2010年同比增长39.3％，实体经济与银行业利润关系出现扭曲，这一不寻常现象引起了人们对银行业高利润来源的关注。银行业高利润的性质直接关系到收入分配差距、行政垄断行业改革、经济增长的稳定性等诸多问题，所以对银行业高利润性质的澄清具有重要的理论和现实意义。
已有文献对中国银行业高利润来源的争论主要集中在三个方面：第一，银行业高利润来源于中国经济持续快速的增长。现阶段中国的融资结构以间接融资为主，随着中国经济的增长，银行业的资本规模和信贷规模不断扩大，在促进经济增长的同时也分享了经济发展的红利。王胜、胡玲燕认为，银行业利润的大幅增长主要归因于实体经济平稳较快增长、现行金融保护制度、银行中间业务快速发展、市场环境变迁等，是各种内外部、主客观因素共同作用的结果。[1]第二，银行业高利润可能来源于管制性利差造成的行业系统性市场势力溢价。利息收入是银行业利润的主要组成部分，现阶段中国没有实现利率市场化，存款利率上限和贷款利率下限受到中央银行的严格管制，管制性利差是银行业实现利息收入的重要依赖途径。库特(Demirguc－Kunt)研究表明，人均GDP、经济增长率对一国银行净利差水平的影响并不显著，净利差水平与经济周期基本不相关，但与政府监管、腐败等一些制度因素有关。[2]赵旭认为高利差与低效率、非竞争性市场环境是相关的，这反映了不健全的银行监管环境和高度的信息不对称，可以说高利差反映了风险溢价，该现象在发展中国家和转型国家比较明显。[3]陆岷峰等将中国银行业的高利润归因于历史沿革和金融市场环境，其影响主要体现在利润以高息差收入为主、缺乏与实体经济间的风险共担机制、资金供给和需求的特殊性、经济上升期的必然结果。[4]第三，高利润来源于中国银行业改革带来整体经营效率的提高。自2003年起中国银行业实施根本性改革，政府对国有商业银行进行资本注入和不良资产的剥离，并通过引入国外战略投资者和上市进行了部分资产的民营化改革。①刘瑞波等认为中国银行业的改革降低了不良资产比率，增强了抗风险的能力，有利于提高银行业经营效率。[5]有关研究表明，改革上市的银行相比之下具有较高的利润效率和较低的成本效率，银行业改革可能是拉动银行业利润增长的制度因素。②
针对解释银行业高利润来源的三种观点，我们把经济增长归结为推动银行业利润增长的外因，而管制性利差造成的系统性市场势力和改革带来的效率提高是其利润增长的内因。对中国银行业高利润性质的澄清是本文关注的重点。在经济增长快速平稳的推动下，很多经济实体都会出现正常的利润增长，这并不能帮助我们区分和辨别银行业高利润的性质，故本文主要集中探讨对银行业利润影响的内因。那么，中国银行业高利润究竟是来源于行政垄断保护下的市场势力溢价，还是为应对未来金融开放环境下激烈竞争进行改革带来自身经营效率提高的结果？我们拟通过对中国银行业系统市场势力和经营效率的直接测度进行回答。
二、中国银行业系统市场势力测度
本文的主旨在于尝试性地揭示银行业高利润的来源和性质，即相比其他行业，银行业为何不受经济波动的影响出现稳定的高利润？鉴于已有测度市场势力的方法欠妥③和单独测度银行业内个体的市场势力对解释银行业整体高利润的意义不大，故我们摒弃测度银行个体市场势力的做法，运用新经验产业组织(NEIO)的实证方法对中国银行业整体的系统性市场势力进行评估，来获得银行业相对其他行业的市场势力溢价水平的信息。
NEIO实证方法是由Bresnahan和Hall创立，通过建立基于索罗生产函数的估计方程，直接估计反映产业市场势力的变量——市场势力溢价，从而可以运用经济统计数据而不依赖会计数据来判定相关垄断问题。[6]Klette摒弃了Hall对“技术和规模报酬不变”假定，对估计方法加以改进，[7]我们就是基于Klette改进后的模型对中国银行业的整体市场势力溢价进行估计的。
(一)模型假定与估计方程
NEIO方法主要基于三点假定：第一，该方法测定的是整个行业的系统性市场势力，而非单个厂商的市场势力，行业市场势力的表现形式为排除规模效应和技术进步的影响，整个行业仍可以获取超额利润，即行业的系统市场势力溢价明显大于1。第二，行业存在着系统的规模弹性，以此反映行业的规模效应，行业内厂商具有对称的推测弹性，从而允许使用溢价公式。第三，行业内的厂商在要素市场上是完全竞争的，只在产品市场上具有一定的市场势力。
(二)变量选取与样本选择
产出数据我们选取商业银行的营业收入，并作为被解释变量；要素投入数据我们选取资本投入、职工工资和管理费用三项作为解释变量；资产总数与职工人数为工具变量，⑤各变量的意义与获取见表1。选取在资产规模、盈利能力、经营水平等方面颇具代表性的中国工商银行、中国农业银行、中国银行、中国建设银行、交通银行、中信银行、中国民生银行、华夏银行、中国光大银行、招商银行、广东发展银行、深圳发展银行、兴业银行、上海浦东发展银行、恒丰银行、浙商银行16家商业银行为样本，同时根据数据的可获得性和时效性，选取2007～2010年为考察期，通过《中国金融年鉴》(2008～2011)及有关上市银行年报搜集而成包括总产出、资本投入、劳动投入、管理费用、总资产和员工人数等变量的面板数据。
(三)估计结果及分析
基于16家中国商业银行2007—2010年的面板数据对中国商业银行市场势力溢价和规模弹性进行实证测算，计量过程采用stata/SE10.0进行，计量结果汇总如表2所示。
估计系数检验。表2中μ为商业银行全行业系统市场势力溢价，η为商业银行规模效应，a为不同商业银行间的差异变化，即截距项。从检验结果来看，市场势力溢价和规模弹性在1％的水平上显著，P值为0，估计方程总体的拟合系数为0.9735，模型的拟合度较高，但是作为截距项的公司间差异系数未能通过统计检验，P值达到了0.366，这可能是因为选定的16家商业银行的经营情况没有太明显的差异。
市场势力溢价。表2计量结果显示，中国商业银行的系统市场势力溢价为1.1495，对应的P值为0，系数检验非常显著。这就说明，对于选取的16家商业银行整体而言，存在较强的系统性市场势力，市场势力溢价达到14.95％，这反映了银行业的高利润与其较强的系统性市场势力溢价有直接关系。中国银行业系统性市场势力溢价是行政垄断保护下的行业壁垒造成的，是行政垄断的结果，而非市场化推动的产物，这在很大程度上促成了银行业高利润。
规模效应。估计结果显示规模弹性值为0.9945，P值为0，系数显著性高，说明银行业并不存在显著的规模经济。既然计量结果上排除了银行业存在规模效应的可能，那么从理论上讲，银行业竞争的结果会使市场结构趋向于完全竞争，但截至2011年底，5家大型国有商业银行的贷款市场份额(CR[,5])仍然高达47.3％，为典型的寡占市场，我们认为寡头垄断的市场格局并非银行业技术性质和市场竞争的结果，而是政府行政垄断造成的。
(四)银行业系统市场势力的成因
中国银行业存在着系统性的市场势力，其溢价水平为14.95％，这主要是银行业的行政垄断造成的。第一，政府通过严格控制银行业的进入，使银行业市场结构出现寡头垄断格局，各银行可以获取垄断利润，这是中国银行业获得市场势力的结构性因素。第二，政府对银行的存、贷款利率也严加管制，存款利率的管制上限和贷款利率的管制下限造成了3％～4％的管制性存贷利差，行政管制造成的高利差为银行业盈利提供了巨大空间，成为银行业利润的稳定来源，这是银行业获得系统市场势力的政策性因素。第三，中国的经济增长主要依赖于投资拉动，二者之间有着极高的相关度，要保持经济快速稳定增长，不可避免地要求投资也相应地增长，在资本需求高涨、资金相对短缺的情况下，作为资本供给方的银行业自然就获得了系统性市场势力，该市场势力与银行业的市场结构并无必然联系，是一种基于卖方市场的溢价水平，较之普通意义上的市场势力更具隐蔽性和稳定性，这在一定程度上解释了中国银行业的利润在实体经济萎靡、通货膨胀的条件下仍然可以保持稳定、高速增长的原因。
现阶段中国银行业的利润主要由三部分组成：利息净收入、投资收益、手续费及佣金净收入。2011年银行业利息净收入占全部利润的66.2％，其他两部分依次占18.5％和14％，利息收入为银行利润增长的主要来源，而利息收入的实现手段主要依赖行政垄断保护下的管制性利差。由于中国的利率市场化改革进程缓慢，至今尚未完全市场化，存款利率上限和贷款利率下限造成较高水平的管制性利差，直接促进了银行业的高利润。另外，手续费的增长也是银行业高利润增长的来源之一。《中国银行业监督管理委员会2011年报》显示，银行业的手续费收入增速高过业绩增速，五大国有银行手续费收入同比增幅超过30％。行政垄断造成的管制性利差和过高手续费促成了中国银行业系统市场势力的形成，是中国银行业实现高利润的重要制度根源。
三、中国银行业经营效率评估
(一)方法介绍与指标选取
DEA－Malmquist方法分析得出的结果包括全要素生产率的变化指数(TFP)、技术效率的变化指数(TE)、技术进步指数(TC)、纯技术效率变化指数(PE)和规模效率变化指数(SC)，各项指数间的关系为TFP＝TE×TC＝PE×SC×TC。测度方法需要投入和产出两方面的数据，由于投入要素和产出指标的选取对测度结果有着决定性的影响，我们在综合考虑已有研究选取指标、指标的可靠性和数据的可获得性，选取职工人数和固定资产净值作为投入指标，选取税后利润和贷款总额为产出指标，基于中国有代表性的16家商业银行2006—2010年的面板数据，运用BCC模型对银行业整体运行效率进行测算。
(二)实证结果与分析
DEAP2.1软件计算得出中国银行业全要素生产率的年度数值及各项效率指标的分解值，见表3。
全要素生产率的变动。从时间变动趋势来看，中国银行业整体全要素生产率变化呈现“U”型波动，且波幅较大。2007年，银行业的整体效率增长为9.7％，2008年效率增长为1.9％，2009年效率增长降到最低点，仅为0.1％，2010年有所提升，为6.1％。从各项效率分解值来看，技术进步的变动与全要素生产率的变动几乎是同步的，整体上也呈现出“U”型波动；效率的变动与TFP的变动趋势相反，呈现出“倒U”型的波动趋势，但其波动幅度较小，说明中国银行业的整体效率相对稳定，这也从侧面说明银行业的改革并没有带来银行经营效率的整体提高；规模效率的变动幅度相对较小，但基本都是负值，银行业总体规模效率出现负值直接反映出其整体规模无效率，这与我们第二节对银行业整体规模弹性评估得出的结果是一致的。
把银行业五年的效率均值按照所有制性质分开比较(见表4)，发现国有商业银行的TFP均值明显高于股份制银行，但主要原因不是效率提升和技术进步的结果，而是国有银行的规模效率相对较高，即国有银行的贷款规模比股份制银行更大，股份制银行的规模效应为负，这不仅反映了行政垄断条件下国有银行集中度过高、规模相对过大的问题，同时也反映了股份制银行发展相对缓慢，经营规模偏小，未达到有效规模，这在一定程度上影响了中国银行业整体效率的提升。
(三)银行业经营低效率的原因
首先，在中国，政府实行严格的银行业准入制度，无形中提高了银行业进入壁垒，尽管随着银行改革推进和银行准入放松，股份制银行得到了发展，银行业市场集中度下降，市场结构出现了变化。然而，由于政府对国有银行和股份制银行的非对称管制，使得不同所有制银行间发展不平衡，股份制银行发展缓慢，经营规模偏小，导致中国银行业整体规模效率低下，而规模效率低下又直接影响银行业全要素生产率的增长。其次，政府对银行业的利率水平进行严格控制和监管，银行业在行政垄断的保护下可以轻松获取高额利润，使得不具备规模经济的银行业缺乏应有的竞争压力和有效的激励约束机制，从而削弱了银行业追求技术进步，提高自身效率的动力。最后，行政垄断保护下的国有银行受宏观政策执行的约束，其目标函数是多元的，并非只追求利润最大化，[8]缺乏与实体经济间的风险共担机制，政策导向型的银行信贷资本大量流向国有企业或政府项目，而这些项目却很多是低经济效益甚至是无效益的，这样导致了资本流动障碍，削弱了资本的配置效率，削弱了中小企业的发展活力，也增大了银行贷款的风险。
(四)利润、效率与GDP的增幅对比
中国银行业改革并没有带来经营效率的大幅度提高，年均效率增长仅为4％，并且银行业规模效率测算值为负。将近五年来中国银行业的税后利润增长、TFP增长和GDP增幅做对比(见表5)，可以发现，中国银行业五年来税后利润一路攀升，2007年达到4467亿元，2008年、2009年、2010年分别为5834亿元、6684亿元和8991亿元，2011年更是突破了万亿大关，高达12500亿元，银行业税后利润的平均增幅达到了30.24％。相比之下，银行业全要素生产率的平均增长却为－1％，这直接排除了银行业高利润来源于改革带来的效率提高。GDP增长对银行业利润增长存在着一定的拉动作用，但从GDP年均增长10.5％和银行业利润年均增长30.24％对比来看，经济增长的幅度远远低于银行业利润的增长幅度，所以不应该把银行业利润高速增长全部归因于经济增长。
四、结论与政策建议
为了澄清中国银行业高利润的性质和来源，我们对银行业的系统市场势力和规模弹性进行直接测度，研究发现，中国银行业整体存在着较高的系统性市场势力溢价水平，但不存在规模效率。从银行业全要素生产率及各项分解的效率值来看，银行业整体效率低下，全要素生产率平均增长幅度为负值，银行业总体规模弹性小于1和规模效率值为负说明银行业并不存在规模效应，股份制银行规模偏小影响了银行业整体效率的提高。通过对比分析，我们认为中国银行业高利润主要来源于行政垄断保护下的行业系统性市场势力溢价，而非因改革带来的效率提高，虽然GDP增长能在一定程度上拉动银行业利润的提高，但非主要原因。
针对中国银行业高利润问题，我们对银行业改革提出如下建议：
(一)破除银行业行政垄断，提高市场竞争程度
政府应放宽银行业准入门槛，放松对金融机构的管制力度，减少对融资行为的直接干预，大力推进和深入银行业改革，破除行政垄断，鼓励股份制银行的发展，创造有利于股份制商业银行与国有银行的良性竞争环境，促进不同产权和经营形式的银行多元化发展，改变银行业寡头垄断的市场格局，提高银行业的竞争程度。国有银行在资本信贷市场上的行政垄断地位导致金融产品供给不足、创新能力较低、经营成本增加、服务质量下降，引入多元化竞争主体有利于改变银行业市场结构，使银行作为企业在竞争压力下有着较强的动力去降低成本，提高自身经营效率，从而促进银行业健康、稳定、快速发展，这有利于中国经济的持续稳定增长。
(二)压缩存贷款利率差，推进利率市场化改革
中国银行业的高利润主要通过行政垄断制度背景下的高利差获得，高利差虽然有利于抑制虚涨的投资需求，落实特定时期的宏观调控政策，但容易导致资金供求失衡，存贷款利差固化。政府应积极推进利率市场化改革，放松对存贷款基准利率的管制，压缩存贷款利差，形成由央行利率导向商业银行存贷款利率，并由此制约新增贷款数量的机制，发挥市场机制在配置存贷款资源方面的基础性作用，这样也有利于缓解资金供求失衡，提高资本的配置效率。
(三)强化银行监管，督促信息披露透明化
强化对银行的监管力度，健全和完善金融法律体系，这是实现利率市场化和金融自由化的前提条件。[9]在信息不完全的情况下，监管部门不能对银行业进行有效监管，市场功能也得不到有效发挥，银行业总是能凭借信息优势获得额外的收益，[10]所以，银行监督管理部门应督促银行信息披露透明化，并规范银行业相关收费项目和行为，适度降低银行业务手续费，使其保持在合理的水平，这也是平抑银行业高利润的有效措施。
［收稿日期：2012.6.5］
注释：
①姚树洁，姜春霞，冯根福.中国银行业的改革与效率：1995~2008[J].经济研究，2011(8).
②侯晓辉，李婉丽，王青.所有权、市场势力与中国商业银行的全要素生产率[J].世界经济，2011(2).
③有些研究用市场结构性指标(比如HHI指数)来衡量市场势力的做法，并不恰当。市场结构和市场势力并非简单的同义关系，市场份额高的企业并不一定拥有较高的市场势力，或者即便拥有市场势力，其能否运用市场势力也是不一定的，所以用结构性指标来衡量市场势力的做法并不严谨。
④回归方程的合成误差项与解释变量间存在着自相关，故需要工具变量来解决内生性问题。
⑤采用资本总量和在职员工数这两项作为工具变量，是因为这两个变量不会随着时间序列上的经济波动而产生系统性的大幅度变化。在回归方程的估计过程中，采用Hansen过度识别检验来对工具变量进行了正交性检验，且检验通过。
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