轉軌國家外資銀行溢出成效

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1引言

銀行的跨國經營活動在20世紀60年代和70年展迅猛，到1985年后，由于美國銀行國際性收縮而趨于停滯。而自20世紀90年代中后期以來，隨著東歐和拉美國家掀起了銀行私有化浪潮，外資銀行借機收購，又開始了大規模擴張。2006年我國銀行業全面對外開放后，外資銀行紛紛參股中資銀行，一時成為被關注的焦點。外資銀行的進入是否能夠促我國銀行的發展，尤其是在內外資差距較大的情況下，國內銀行能否從外資銀行的進入中獲得一定的技術溢出效果尤為值得商榷。由于中國銀行業全面對外開放時間較短，作為研究樣本，數據不足。相比之下，中東歐國家完成經濟轉軌與銀行業開放已經近二十年，數據翔實，且經濟轉軌國家的經濟特征與中國有許多相似之處。因此本文期望通過研究外資銀行中東歐國家的溢出效應，為我國銀行業引進外資提供借鑒。

2理論綜述

對于外資銀行對東道國銀行業的發展，不同研究的實證結果不盡相同。隨著外資銀行進入發展中國家，對外資銀行溢出效果的研究不再局限于溢出效應本身的存在性，而越來越多的集中于東道國特征對外資銀行溢出效果的影響方面。如LensinkandHermes（2004）的研究顯示外資銀行對內資銀行產生影響與東道國的發展水平有關；Bayrak－tarandWang（2004）發現對于轉軌國家而言，外資銀行進入與本國銀行的效率改進沒有必然聯系。Uiboupin（2005）針對中東歐樣本的研究則發現東道國金融市場完善程度直接影響國內銀行所受沖擊的大小。由于我國引入外資時間較短，國內不少學者也將視角轉向與中國類似的轉軌國家。張荔、張蓉（2006）以20世紀90年代中期以來的亞洲與拉美轉軌國家為研究對象，證實外資銀行的進入對轉軌國家銀行體系效率的改進會受到東道國金融發展的初始條件、外資銀行經營水平和規模等的影響。譚鵬萬（2007）的研究顯示外資銀行進入對中東歐國家內資銀行績效的影響依賴于各國的經濟發展水平和銀行業發展程度。以上研究結果表明，外資銀行對國內銀行的技術溢出效果離不開東道國的制度安排，因此要考察銀行業的技術溢出效應就必須同時考慮轉軌時期制度變遷的因素，包括經濟市場化，金融自由化，產權改革等。這些措施改變了金融市場的扭曲與壓抑的狀態，為銀行業的發展創造了良好的市場環境，從而使銀行個體有可能，也有必要追求自身效率的提升。此外，經濟轉軌也提高了社會資金配置效率促進了經濟增長，并由此增加社會對金融服務的需求，進而從需求方面拉動了銀行業的發展。有鑒于此，本文在考察轉軌國家外資銀行溢出效果時將轉軌國家的制度變遷因素納入到了分析當中。

3實證研究

3．1模型建立為了考察外資銀行進入對國內銀行業效率的影響，構建動態面板建立模型如下：LnTEPDit＝Ci＋a1LnFDIi，t－1＋a2LnTFPDit－1＋a3Ln（EFi，t）＋a4LnRFi，t＋a5LnGDPPi，t＋μi，t模型中，TEPiDt為內資技術進步情況，EFi，t為內外資部門的技術差距，RFi，t為對金融深化等制度變遷的衡量，GDPi，t代表東道經濟發展水平，Ci為度量的個體差異，μi，t隨機變量擾動項。FDIiD，t－1為外資銀行進入程度。其系數a1體現了外資銀行的技術溢出效應。

3．2樣本及變量的選取由于我國銀行業對外開放時間較短，本文將以中東歐五國波蘭、匈牙利、捷克、斯洛伐克、斯洛文尼亞為樣本。為了避免政治因素對分析結果造成影響，樣本期選擇中東歐五國政治狀況相對穩定的為1996－2006年，具體指標選取方法如下：

3．2．1外資銀行進入程度FDIit外資銀行的進入程度FDIit，擬考慮選取外資銀行資產占東道國銀行業總資產的比例來代表外資的進入程度，資料來源于EBRD（2007）數據庫的統計。

3．2．2經濟發展水平GDPit經濟發展水平指標以樣本國家的實際GDP來代表，數據來源為BVD宏觀數據庫。

3．2．3內資技術進步TFPIDT與外資技術優勢EFit內資銀行的技術進步考慮用全要素增長率來衡量，內外資銀行的技術差距考慮用外資銀行與內資銀行全要素生產率之比來進行衡量。為了避免模型設定偏誤引起的估計結果偏差，本文考慮以數據包絡分析（DEA）方法來構建外資銀行與內資銀行的全要素生產率。測算以投入效率為基礎進行，利用Bankscope數據庫，本文選取5個國家大規模類別中的銀行1996－2006年的數據，按照控股股東分為內資銀行與外資銀行，形成每個國家的內資銀行部門與外資銀行部門共計10個部門單位作為測算基礎。具體測算以銀行的總資產與銀行費用支出（包括工資）作為投入變量，以銀行的利息收入與非利息收入作為產出變量，計算出內資銀行的全要素生產率TFPiDt和外資銀行的全要素生產率TFPiFt。以此為基礎可得外資銀行相對于內資銀行的全要素生產率優勢指標：EFit＝TFPFit／TFPiDt

3．2．4金融深化與制度變遷RFit由于金融深化本身的抽象性和多元性，金融深化與制度變遷變量的選取則較為困難。所幸的是EBRD（2007）曾對中東歐轉軌國家各個方面的制度轉軌進行了指數化的度量。結合理論分析，本文從中選取了以下幾個指標：公司治理結構、市場競爭指標、私有化程度、價格自由化、利率自由化、其他金融中介發展程度等作為解釋變量。然而由于各項改革措施互相影響，變量之間容易存在自相關等現象，因此不能進行簡單的加總。這里考慮采用主成分分析法來對各國各年度的改革情況進行評分。在利用主成分方法得到各國制度變遷得分后，為了方便回歸模型取對數，將得分采用最大最小值法對結果進行歸一化處理，使值落在［0，1］區間。處理過程為：RFit＝（Scoreit－min（Scoreit））（max（Scoreit）－min（Scoreit））

3．3檢驗結果按照廣義矩（GMM）估計方法，首先對原方程進行差分以消除模型中的固定效應。即：ΔLnHTFPi，t＝α1ΔLnFDIi，t－1＋α2ΔLnHTFPi，t－1＋α3ΔLn（EFi，t）＋α4ΔLnRFi，t＋α5ΔLnGDPi，t＋Δμi，t由于式中解釋變量△LnHTFPi，t－1與模型中的△μi，t存在相關性，為解決這一問題，選取LnHTFPi，t－2、LnHTF－Pi，t－4、LnRFi，t做為LnHTFPi，t－1的工具變量。其原因在于根據GMM原理，LnHTFPi，t－2、LnHTFPi，t－4、LnRFi，t與LnHTFPi，t－1高度相關，但是與△μi，t不相關。利用Eivews5．1進行GMM回歸，結果及sargantest檢驗值的置信區間P如表1所示：回歸結果顯示選取的變量金融深化等改革方面LnR－Fi，t、內外資技術差距方面Ln（EFi，t）、外資資產所占國內資產份額方面LnFDIi，t－1均有顯著性。表中Sargantest值顯示選取的工具變量是合適的。進而對殘差進行檢驗如表2，ADF與pp檢驗結果說明原方程差分后殘差不存在非平穩現象，Q統計量檢驗的原假設為序列不存在高階自相關，表2結果說明原假設不能被推翻，差分后方程殘差不存在一階、二階及三階自相關現象，回歸結果是成立的。

4研究結論

通過研究得到如下結論：外資銀行的進入份額對內資銀行效率的提高的貢獻顯著為負，這說明外資銀行進入并沒有發揮示范、競爭等溢出效應；金融深化等轉軌中的改革因素對內資銀行效率的貢獻為正，且具有顯著性，這表明制度變遷是中東歐國家銀行效率提高的關鍵因素。結果還顯示內外資銀行效率差距越小越有利于內資銀行效率的提高，因此內資銀行只有提高競爭實力才能在競爭中獲利。這些結論對探討我國銀行業的引資策略有一定的意義。外資銀行進入我國的重要動機是開辟新市場、獲取改革中管制放松的租金、利用我國對外資的政策傾向降低進入成本等，由于同國內銀行存在直接的競爭，因此外資銀行為保持技術先進性，往往會限制東道國銀行業對本企業產品的模仿，利用優勢抑制本土銀行的發展。我國在世界經濟中的地位日益重要，擁有具有競爭力的金融機構是我國能夠平等的獲取世界經濟發展利益的重要前提。開放金融市場為我國銀行業提供了接觸先進的產品研發、管理水平及服務理念的機會，也是銀行業建立合理的競爭機制與市場結構所必需的。但是外資銀行利益尋求的動機必然使其與本土銀行存在利益競爭，在競爭壓力下我國銀行一方面要提升吸收能力積極學習外資的先進理念與技術，另一方面更要充分利用我國經濟平穩發展及金融深化帶來的良好契機，增強自身的創新能力，提升競爭力，迎接世界市場帶來的機遇與挑戰。同時，銀行業引資政策應著重建立良好的市場競爭機制，保證競爭的有序性，循序漸進的引進外資，不宜對外資有過多的政策傾斜?？傊?，引進外資過程中既要反對片面的保護主義，一味的閉關鎖國，同時也要考慮到本土銀行的發展，避免外資銀行與本土銀行過度競爭，造成本土銀行的萎縮。