商业银行价格竞争与风险行为关系——基于贷款利率市场化的经验研究，本文主要内容关键词为：商业银行论文,贷款利率论文,风险论文,竞争论文,关系论文，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
自20世纪70年代末80年代初美国银行业改革拉开了当代银行竞争的序幕以来，有关竞争与银行风险行为关系的讨论便一直是学术界和各国监管当局关注和争论的焦点。2007年“次贷”危机的发生更是将对这一问题的思考推进到了一个新的层面。但是，由于各国经济制度背景和监管实践的差异，学术界对于商业银行竞争(具体形式主要是价格竞争)与风险行为关系的研究尚未取得一致的结论(Vives,2010)。
中国银行业改革的深入客观上要求对其市场结构进行调整，以维护银行体系的安全并促进市场的有效竞争(于良春和鞠源，1999)。随着各项改革举措的推进。特别是贷款利率管制的渐次放开，银行业竞争格局正逐步形成，行业整体上呈现出集中与竞争并存的局面(Masood和Sergi,2011)。与此同时，银行的竞争行为亦经历了从以机构扩张为主(易纲、赵先信，2001)到重视价格竞争的转变。市场竞争程度的提高和竞争手段市场导向的增强逐渐明晰了银行竞争对风险行为的传导机制，并使理论和实务界开始认识到竞争对银行体系稳定性可能产生的重要影响(陈伟光和李隽，2007)。因此，对商业银行竞争，尤其是价格竞争与风险的关系进行深入洞察，不仅可以深化对新形势下维护银行体系稳健的认知，更重要的是有助于避免我国银行业市场结构调整重蹈国外银行危机的覆辙，从而有效维护整体金融系统的安全和国民经济的平稳运行。
国内文献目前分别针对银行竞争(王馨，2006；李伟和韩立岩，2008)和银行风险行为(吴俊等，2008；许友传，2009)进行了大量实证研究，但对两者的综合分析尚有待加强。此外，这类文献还具有一定共性：(1)对贷款利率市场化进程并未加以足够关注，而这正是我国银行竞争不可脱离的特殊制度背景；(2)对利率制度变迁过程中银行不同的竞争形式未进行有效区分，这不利于对银行日趋重要的价格竞争行为进行把握；(3)对银行竞争程度的度量通常不能体现银行在特定市场上的特定竞争方式。鉴于此，本文在将银行竞争置于贷款利率市场化改革这一制度背景的前提下，有针对性地对主要商业银行在贷款市场上的价格竞争进行度量，并实证检验了其变化对银行风险行为的影响。
二、文献回顾
国外文献通常将银行竞争与其风险行为的关系纳入“竞争—金融稳定性”的框架下进行研究，以充分体现银行风险行为对金融体系稳定性的不利影响。另外，由于价格竞争是西方银行业最核心的竞争手段，国外理论大多以价格竞争作为研究的逻辑起点。
早期理论文献从“特许权价值”角度对问题展开分析，认为行业竞争的加剧会损害银行的特许权价值，从而恶化银行所有者与存款者之间的代理问题。为抵补利润的下滑，银行会去承担额外的风险(Keely,1990; Alien和Gale,2000)。
这些研究均是从银行的负债角度对问题进行建模，仅考虑了银行在存款市场上的竞争。Boyd和De Nicolo(2005)从资产角度出发对银行在贷款市场上的竞争进行了讨论，得出了与前期研究相反的结论。他们指出银行垄断力量的提高会推高市场上的贷款利率，从而增大借款企业的偿债压力。为应对成本的上升，借款企业会选择更具风险的项目以谋求更大的收益。而这相应地，增大了企业贷款的违约概率。反之，当贷款市场上银行竞争程度上升时，贷款利率下行，银行的信用风险也随之降低。对于这一不同于前人的研究思路，学术界将其描述的机制总结为“风险转移效应”。
近年来不少学者试图对前述冲突的结论进行整合，并将之纳入一个统一的解释框架。但总体而言，研究的重心依然在于银行的资产面。Martinez－Miera和Repullo(2010)指出，虽然贷款市场上的竞争会降低贷款利率，并进而缓解银行的信用风险，但银行收益的下降也损害了其抵御风险的能力。他们将这一机制称为“利润边际效应”，认为在“风险转移效应”和“利润边际效应”的综合作用下，银行竞争和风险水平之间呈现一种U型关系。Wagner(2010)认为，在借款企业对项目风险进行选择的同时，银行也会对不同风险偏好的企业进行甄选。尽管贷款利率的下降会缓和银行的信用风险，但银行有可能会选择更具风险的借款人以满足其自身对风险的追求和弥补收益的不足。因此，竞争与风险之间的关系也不是线性的。
与理论研究情况相似，国外学术界在经验研究上也同样存在分歧(Vives,2010)。Berger、Klapper和Turk－Ariss(2009)在解决这一冲突上迈出了重要一步。他们使用23个发达国家的数据，并采用不同的银行竞争度指标，发现尽管银行在贷款市场上的市场力量会推高其信贷风险，但其整体风险(Overall Risk)却未必会同步上升。银行可以凭借多种风险管理技术，以维护其对风险的整体抵御能力。这一结论在不同程度上对前述两种观点均提供了支持。
必须注意的是，上述研究均是在贷款利率自由浮动，亦即价格自由竞争的假设前提下进行的。而我国的贷款利率市场化改革虽已成功实现了利率的自由上浮，但向下浮动仍然存在严格的限制(易纲，2009)。这必然使银行竞争，尤其是价格竞争与其风险之间的关系产生更大的不确定性。但上述理论仍旧为我国贷款市场上两者之间关系的探讨提供了良好的指引。同时，它们也是本文研究的主要出发点。
目前，国内学术界分别针对银行竞争和银行风险行为进行了大量实证研究，但对两者的综合分析尚未深入展开。陈伟光和李隽(2007)探讨了1997～2004年间商业银行竞争与其整体风险之间的关系，发现竞争有损于银行体系的稳定性。他们使用银行系统职工人数增长率和分支机构增长率对样本期内银行业市场竞争程度进行度量。但该方法并不利于对制度变迁过程中变化了的银行竞争行为进行把握。同时，也无益于对银行在不同市场上的竞争进行区分。王馨(2006)，李伟和韩立岩(2008)使用其他指标(市场集中度、H统计量等)对银行市场竞争进行了刻画，但其效果与陈伟光等(2007)较为类似。另外，吴俊等(2008)、许友传(2009)从资本监管、市场约束视角对银行的风险行为进行了研究，但并未对银行业市场结构的变化抱以足够关注，其研究视野尚可进一步拓宽。最后，应注意的是，上述文献均没有对贷款利率市场化进程进行深入洞察，而这一制度变迁过程正是我国银行业赖以生存的经营背景，它对于银行的竞争性行为、风险承担激励和两者的联系都有不可忽视的影响。
三、银行贷款价格竞争度量
(一)价格竞争指标的选择
国外文献早期广泛使用SCP范式下的市场集中度指标来刻画银行的市场竞争。但学者们逐渐认识到这类方法并不是对竞争的一个准确度量，并转而使用新经验产业组织理论(NEIO)下的技术，包括H统计量、BL指数和Boone指数等，来描述银行的竞争性行为，但这些指标各有不足(De Nicolo和Turk－Ariss,2010)。近年来，学术界倾向于使用Lerner指数(Jimenez、Lopez和Saurina,2007)作为银行竞争的代理变量。该指标度量了银行产出的边际价格超过其边际成本的百分比，它较好地反映了银行在定价方面的垄断力量(价格竞争的相反面)。基于此，本文选用Lerner指数以考察银行在贷款市场上的价格竞争。
该指标定义如下：
单独对式(2)进行估计是可行的，但为了缓解模型设定本身带来的多重共线性问题的影响，有必要同时对成本份额函数进行估计，以得到更有效率的系数估计值①。
对(2)式运用Shephard引理，即可得到相应的成本份额函数：
对(2)式和(4)式组成的方程系统进行似不相关回归估计(SURE)，并从中舍去一个成本份额函数，以避免扰动项的协方差矩阵产生奇异性②。另外，为克服成本份额函数取舍的任意性对估计结果产生的影响，本文在SURE技术的基础上对估计过程进行迭代直至系数估计值收敛。所得结果恰好等同于方程系统的最大似然估计量，并与成本份额函数的选择无关(Christensen和Greene,1976)③。
在得到(2)式的系数估计值后，我们便可通过下式计算得出银行贷款的边际成本，并进而得到对应的Lerner指数。
(三)Lerner指数计算结果
理论上，Lerner指数介于0和1之间，该值越大即意味着银行具有更大的价格市场力量；反之，则意味着银行面临更为激烈的市场价格竞争。表1给出了Lerner指数的计算结果。
(四)商业银行贷款价格竞争态势
自20世纪90年代末至今，我国人民币贷款利率市场化改革取得了显著进步。1998年10月，中国人民银行允许各商业银行对小型企业贷款利率上浮幅度由原先的10％上升至20％。次年9月这一幅度进一步上调至30％。2004年1月起，商业银行贷款利率浮动上限扩大到基准利率的1.7倍，同年10月，这一限制基本取消，人民银行仅对城乡信用社贷款利率实行基准利率2.3倍的上限管理。贷款利率由此过渡到放开上限，管住下限④的新阶段(易纲，2009)。
在贷款利率市场化进程中，我国商业银行的贷款价格竞争程度发生了明显变化(如表1所示)。为进一步明确这一点，本文对1998～2010年间14家银行的Lerner指数进行逐年平均，并将结果描绘在图1内。
图1 商业银行平均Lerner指数变化趋势
自2005年起Lerner指数总体上呈下行趋势(10年有明显回升)，这说明2004年年底贷款利率上限的放开有效地促进了商业银行的价格竞争；而在这之前，银行的价格垄断力量却逐渐攀高。在我国银行体系改革初期，商业银行在局部金融市场上呈寡头垄断格局。信贷自主权的下放，使其积蓄的垄断力量逐步释放，并转化为现实的价格垄断租金，从而造成所谓的垄断失控问题(陆磊，2001)。在这一阶段，多数银行实行一浮到顶的贷款利率政策。另外，长期以来的资金价格扭曲使银行并非以利润最大化为经营目标。这弱化了银行的竞争意识，并造成金融系统竞争机制的失范(赵旭，2002)。但是，随着股份制银行的发展和国有银行产权改革的推进，银行内部治理机制逐步厘清，治理结构的市场导向不断强化。利率上限的适时放开不仅没有形成新一轮的失控，反而促进了信贷资产的审慎定价和行业内部的有效竞争。此外，外资银行的进入也可能是这一时期商业银行价格竞争逐步深化的一个重要诱因(李伟和韩立岩，2008)。
四、研究模型和变量选择
(一)变量选择
1.银行风险
由于本文主要关注商业银行在贷款市场上的风险行为，因此首先选择平均贷款损失准备与总贷款的比值(PL)作为反映银行信贷风险的指示器⑤。该指标是对信贷风险的一种事前测度，它较好地体现了银行管理层在贷款市场上的风险调整行为。
另外，考虑到银行贷款价格竞争对其整体经营风险可能存在的不同影响，本文同时选用Z-Score以考察银行这一差异化的风险调整行为(Berger、Klapper和Turk－Ariss,2009)。该指标定义如下：
其中，ROA是银行的税前资产收益率，E/A表示银行权益资本与其总资产的比值，σ(ROA)代表银行税前资产收益率的标准差。为避免Z-Score的取值完全由其分子的变化所决定，本文采用3年滚动窗口对σ(ROA)进行计算，以增大其分母的变动幅度。Z-Score反映了银行被清算概率的高低。相比杠杆率，它是对银行稳定性的一个更直接衡量。该值越高即意味着银行的整体稳定性越强，反之则表示其整体经营风险越大，破产概率越高。
2.价格竞争
根据前文的分析，本文选择Lerner指数作为银行贷款价格竞争的直接测度。另外，我们同时引入银行在贷款市场上的赫芬达尔指数(HHI)以检验本文主要实证结果的稳健性。HHI定义为各银行贷款市场份额的平方和，由于价格竞争可能最终导致银行市场份额的变化，因此该指标能够在一定程度上间接反映银行的价格竞争。
3.银行特征变量
本文在Jimenez、Lopez和Saurina(2007)等研究的基础上，选择银行规模、资产结构和同业存款等银行特征变量作为风险的解释变量。
银行规模(Size)。由于规模较大的银行通常具有更大的业务范围和更多的投资机会，其风险分散能力往往更强；另外，在大而不倒的隐性救助政策预期下，大银行的管理层也会表现出更高的风险偏好，从而导致银行风险的积累。本文以银行总资产的自然对数作为银行规模的代理变量来考察这一复杂的规模效应。
资产结构(LA)。信贷资产是银行资产组合中最具风险的资产之一。信贷过度扩张可能会导致较大的信用风险，并造成银行资产负债表的严重失衡，从而引发偿付危机。本文选择银行总贷款与总资产的比值来刻画银行相应的资产组合决策。
同业存款(Fund)。本文以银行同业存放和拆入资金与全部借入资金的比值来考察银行在同业拆借市场上可能受到的市场约束。由于银行同业存款不被存款保险制度所覆盖，存款银行通常具有足够的激励来监督其交易对手的风险行为。
4.经营环境变量
同样依据前人的工作，本文选用经济周期、货币环境等经营环境变量作为银行风险的额外解释变量。另外，考虑我国贷款利率市场化改革的逐步深入，本文进一步考察了利率制度的变迁对银行风险行为的影响。
经济周期(GDPgr)。相比处于萧条时期，银行在繁荣时期更可能做出错误的信贷决策。这可能是由于在繁荣时期银行对借款企业的偿债能力过分乐观，从而放松信贷政策和降低信贷标准所致。本文选择实际GDP增长率以刻画银行风险行为的这一顺周期特征。
货币环境(Moneygr)。在宽松的货币政策时期，资金业务的过快扩张可能会使银行疏于对风险的防范。考虑我国的货币政策工具一直以数量型工具为主，本文选择广义货币(M2)增长率来反映银行面临的货币环境的变化。
利率市场化(Year05)。鉴于2004年年底的利率市场化改革所具有的里程碑意义，本文引入时间虚拟变量以考察这一改革前后银行风险行为可能存在的差别。自2005年起该变量取值为1，否则取值为0。
(二)经验模型设定
结合前文对研究变量的描述，本文建立以下经验模型以对我国贷款利率市场化进程中银行价格竞争与其风险之间的关系进行检验。
其中，Risk表示银行风险，分别以PL和Z-Score进行度量。本文同时引入Lerner指数的二次项以考察价格竞争与银行风险之间可能存在的非线性关系(Martinez－Miera和Repullo,2010)。
五、实证研究
(一)样本和数据
本文的样本为我国14家主要的全国性商业银行，包括4家国有商业银行和10家股份制商业银行⑥。由于自1998年1月1日起，我国各商业银行才开始获得信贷自主权，可以按照信贷原则和国家有关政策自主发放贷款⑦，本文据此将研究样本期确定为1998～2010年。
表2给出了前述变量的描述性统计，相关数据来源于银行各年年报和《中国金融年鉴》各期。鉴于PL在单位区间上分布，本文使用对数比变换(log－Odds Transformation)将其转变为无界变量。另外，由于Z-Score高度有偏，本文取其自然对数以对序列进行平滑。
(二)研究方法和实证结果
为得到(7)式的一致估计，我们需要对模型扰动项可能存在的截面异方差、组内自相关和截面同期相关问题进行处理。可行的方法包括面板校正标准差估计(PCSE)、可行的广义最小二乘估计(FGLS)和固定效应或随机效应搭配稳健标准差估计等。其中前两者就方法本身而言并不适用于本文的数据结构⑧，而后者的关键在于选择合适的稳健标准差。实证文献最常用的稳健标准差包括White异方差一致标准差、Rogers聚类稳健标准差和Newey－West标准差三类。但这些技术只适用于仅存在截面异方差和(或)组内自相关的情形，并不能处理对微观经济面板数据更为常见的截面相关性。Driscoll和Kraay(1998)提出的新稳健标准差弥补了这一不足。Hoechle(2007)运用蒙特卡洛模拟对前述所有标准差进行了比较，指出当存在截面相关性时，Driscoll－Kraay标准差是最优的；而当截面相关性不存在时，Rogers标准差最佳，但Driscoll－Kraay标准差仅略有不足(slightly less adequate)。基于此，本文在Hausman检验的基础上，选择固定效应(组内)估计搭配Driscoll－Kraay稳健标准差对(7)式进行回归，结果如表3模型1、2所示。
为检验(7)式主要实证结果的稳健性，本文将Lerner指数代之以银行在贷款市场上的HHI对模型进行重新估计，结果如表3模型中的(3)列、(4)列所示。
(三)实证结果分析
1.商业银行贷款价格竞争有助于缓解信贷风险
在模型1中，Lerner指数的线性项系数不显著，但其二次项系数却显著为正。这一结果验证了Martinez－Miera和Repullo(2010)的理论预期：贷款市场竞争与银行风险呈U型关系。当“利润边际效应”占主导时，竞争与风险同向变动；而当“风险转移效应”占主导时，竞争与风险反向变化。为进一步明确样本期内我国商业银行价格竞争与信贷风险之间的关系类型，我们对这一二次函数的拐点进行计算，并将其与Lerner指数的分布进行比较。根据模型估计结果，易得其拐点为－0.1289⑨。该值略小于Lerner指数的3％分位数(－0.1274)，这表明有超过97％的Lerner指数数据位于该点的右方。再考虑模型的几何图形是一条开口向上的抛物线(Lerner指数二次项系数为正)，我们于是可以判定Lerner指数与PL之间总体上呈正相关关系(落在抛物线右侧)，也即价格竞争与信贷风险负相关。上述结果说明，现阶段在我国贷款市场上，“风险转移效应”占据主导地位，这支持了Boyd和De Nicolo(2005)的研究结论。将其与前文对Lerner指数变化趋势的分析相结合，我们可以进一步发现，在贷款利率上限管制阶段，商业银行价格垄断力量的上升积累了行业信贷风险。这一时期银行垄断力量的释放和失控(贷款利率一致性上浮)使企业承担了远高于风险补偿水平的利率(陆磊，2001)。这在增大企业经营压力的同时，也提高了其贷款违约的概率。随着2004年10月利率上限的取消，银行价格竞争的深化推动了其管理层对信贷风险的自律。但是，有别于Boyd和De Nicolo(2005)描述的贷款利率下行所带来的“风险转移效应”，在我国贷款利率下限严格控制的情况下，银行价格竞争的“风险转移”是通过“下浮，不上浮，少上浮”的利率政策实现的。
模型3给出了稳健性检验的结果。HHI的线性项系数显著为正，而其二次项系数则显著为负。沿用前述分析方法，我们计算得到模型的拐点0.1612。该值介于HHI2004年的取值(0.1688)与2005年的取值(0.1533)之间⑩。再结合HHI单调递减的变化趋势和抛物线开口向下的特征，我们于是可以得到以下结论：1998～2004年HHI与PL的组合落在抛物线的右侧，两者之间呈负相关关系；而自2005年起，两者的组合开始落在抛物线的左侧，彼此之间的关系也转变为正相关。这表明在利率上限管制时期，银行业贷款市场竞争的变化增大了其信贷风险；而随着管制的放开，市场竞争的变化则逐步缓和了该风险。这一结论与上述结果完全一致，说明本文的实证结果是可靠的。
2.商业银行贷款价格竞争对整体经营风险无显著影响
在模型2和4中，Lerner指数和HHI的系数均不显著，说明价格竞争对商业银行整体经营风险的控制并无显著影响。可能的原因有三点：第一，在贷款利率管制放松过程中，虽然价格竞争的重要性日渐突出，但在相当长的时间内，它并不是商业银行的主要竞争手段，对银行整体经营稳定性的影响的广度和深度有限；第二，我国正处于社会经济的转轨时期，商业银行，特别是国有商业银行往往在维持社会稳定中发挥重要作用。相应的，监管当局对其考核也更偏重安全性(吴俊等，2008)。这使银行在经营过程中更注重对整体风险抵御能力的维护，从而弱化了银行在单一市场上的竞争风险与其经营安全的联系；第三，随着我国资本充足管制的推行，商业银行的资本充足水平大幅提高。这强化了银行对经营损失的吸收能力，并进一步削弱了特定市场上的竞争行为对银行经营风险的影响。
3.其他因素对商业银行风险行为的影响
(1)银行规模有助于对整体经营风险进行控制，但对信贷风险却无显著影响。在模型2和4中，银行规模Size的系数显著为正。说明商业银行通过资产规模扩张可以增加经营业务和地域的多样性，减少整体风险。但在模型1和3中该系数不显著。这源于我国主要商业银行信贷投向的同质和集中对规模效应分散化收益的弱化。
(2)信贷扩张增强了银行经营稳定性，并在统计意义上与信贷风险负相关。在模型1和3中，资产组合LA的系数显著为负；而在模型2和4中，它则显著为正。这一结果与前文理论预期相左。在我国银行业经营实践中，商业银行为了达到不良贷款率的监管要求，一度通过扩张信贷增大考核指标的分母以减小其数值。这使资产组合LA在统计上与PL呈显著负向联系。此外，贷款利息是我国商业银行的核心收入来源，这强化了信贷扩张的收入效应对经营稳定性的正向影响。
(3)同业资金往来缓和了银行的信贷风险，但对整体经营稳定性并无显著效应。模型1和3中同业存款Fund的系数显著为正；模型2和4中其系数为负但不显著。在同业交易对手的监督下，银行对信贷风险进行了有效的自我约束。然而，由于同业存款在银行业务中所占比重偏低，该机制对银行整体运营的影响并不显著。
(4)银行整体经营风险具有顺周期特征，但贷款损失准备的计提却表现出逆周期性。在主要模型2中，经济周期GDPgr的系数显著为负。说明在经济繁荣时期，银行确实过于乐观，从而损害了整体稳定性。但在模型1中，该系数却显著为正，表明银行出于平滑收入和补充监管资本等动机，对贷款损失准备的计提逆周期上行。前述结果经过稳健性检验基本保持一致。
(5)货币政策周期对银行风险可能有同向影响。在主要模型1和2中，货币环境Moneygr的系数分别显著为正和显著为负，表明货币政策对银行风险有同向的促进作用。这一结果虽然没有通过稳健性检验(模型3、4中系数不显著)，但在检验模型中变量系数符号与对应模型保持一致，说明该结论具有一定的可靠性。
(6)贷款利率上限放开对银行经营稳定性可能有直接的负面影响，但与其信贷风险并无显著联系。模型2中，时间虚拟变量Year05的系数显著为负。在稳健性检验模型4中其系数不显著，但符号方向保持一致。在模型1和3中，Year05的系数不显著并且符号相反。在贷款利率上限放松初期，商业银行由于不能适应深化的市场化利率环境，产生了阶段性经营风险。但限制的取消并没有直接作用于银行的信贷风险调整行为。根据本文的主要实证结果可推论：利率制度的变迁是通过改变银行的价格竞争行为对信贷风险产生影响。
六、结语
中国银行业改革的深入客观上要求对其市场结构进行调整，以维护银行体系的安全并促进市场的有效竞争。在贷款利率市场化改革逐步推进的背景下，本文有针对性地对14家主要的全国性商业银行1998～2010年间的贷款价格竞争进行度量，并实证检验了其变化对银行风险行为的影响。研究结果发现：在贷款利率上限管制时期，商业银行垄断力量的失控和竞争机制的失范积累了银行的价格垄断租金。利率的高企在增大借款企业偿债压力的同时，也提高了其贷款违约的概率，并进而恶化了银行的信贷风险。随着股份制银行的发展、国有银行产权改革的推进和外资银行的进入，商业银行的治理机制逐步厘清，治理结构的市场导向不断强化，竞争意识显著增强。利率上限的适时放开不仅没有带来新一轮的失控，反而促进了信贷资产的审慎定价和行业内部的有效竞争。在这一阶段，通过“风险转移”，银行的信贷风险得以缓和。
但是，在整个样本期内，我们并没有发现价格竞争对银行整体经营风险的控制有任何显著影响。可能的原因一方面在于在相当长的时间内价格竞争并不是银行业的主要竞争手段，其影响广度和深度有限；另一方面，监管当局安全性监管的目标和银行资本充足水平的提高也在一定程度上弱化了银行在特定市场上的竞争与整体经营风险的联系。
此外，本文还发现贷款利率上限的放开并没有直接作用于银行的信贷风险调整行为，它可能通过价格竞争的中介效应对相应风险产生影响。不过，在限制放松后的一段时间内，银行可能会因未能适应深化的市场化利率环境，产生阶段性的经营风险。
最后，需要指出的是，随着利率市场化改革的进一步推进，特别是贷款利率下限的放松乃至完全放开，银行的价格竞争行为必将产生新的变化，并与其风险行为之间形成更为复杂的联系。因此，下一步的研究应继续对这一主题抱以关注，在补充国内银行竞争理论和相关经验证据的同时，也为我国利率市场化改革节奏的把握提供参考。
本文感谢国家自然科学基金项目(NO.10901168)的研究资助。
收稿日期：2011－10－15
注释：
①成本份额函数直接推导自超越对数成本函数，将其与后者联立估计，增加了估计的自由度，但却没有新增参数，从而可有效缓解多重共线性问题。
②由于
＝1，对每一个i而言，成本份额函数的扰动项相加总等于0，这造成了方程系统扰动项协方差矩阵的奇异性，并使SURE估计无法执行。当舍去一个成本份额函数后，上述问题得以修正。
③限于篇幅，本文省略了成本系统的估计结果。
④仅从数值上看，自1990年4月起我国银行贷款利率下限一直为基准利率的90％。
⑤可行的选择还包括不良贷款率，但该指标除却在本文样本期内统计口径不一致外，部分银行的相应数据还无法获得。此外，在中国经济转型过程中银行业经历了重组和不良资产打包处理等过程，大大降低了不良贷款率。不良贷款率数据因而有一个“骤降”的过程，并显然不适于本文的回归估计。
⑥选取的14家银行分别为中国农业银行、中国银行、中国建设银行、中国工商银行、交通银行、中信实业银行、中国光大银行、招商银行、中国民生银行、广东发展银行、华夏银行、兴业银行、深圳发展银行和上海浦东发展银行。
⑦参见中国人民银行银发(1997)560号《关于改进国有商业银行贷款规模管理的通知》。
⑧FGLS仅适用于长面板数据，另外在10＜N＜20和10＜T＜40的情况下它倾向于产生过于乐观的系数标准差；PCSE的小样本性质较差(Hocchle,2007)。
⑨在价格竞争与信贷风险U型关系成立的前提下，可通过适当放宽置信区间计算二次函数拐点(Berger、Klapper和Turk－Ariss,2009)。
⑩不同于Lerner指数，HHI是一个行业水平的时间序列变量。
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