我国银行市场结构与效率：基于动态面板的分析

２００８年１月　南京师大学报（社会科学版）　Ｊａｎ．，２００８　第１期　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｎａｎｊｉｎｇ　Ｎｏｒｍａｌ　Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ（Ｓｏｃｉｌａ　Ｓｃｉｅｎｃｅ）　Ｎｏ．１　我国银行市场结构与效率：基于动态面板的分析　黄世平，肖洪钧，黄旭平　摘要：基于１９９５－－２００４年１４家国内银行的面板数据，运用动态面板方法实证分析我国银　行市场结构（集中度）与效率发现：市场结构动态变化在银行效率的动态变化中有显著的正相关　关系，总资产、权益资本与银行效率呈负相关关系，贷款余额与银行效率是正相关关系，而银行存　款对银行效率的作用不太明显。再通过面板ＶＡＲ分析发现，各变量显著性水平都有很大的提　高，说明“纯粹”影响显著地提高模型的解释能力，但回归系数都比之前显著减少，同时净利润因　为“纯粹”影响的分解，其共线性已经不存在，却显著地影响银行效率。　关键词：银行市场结构；银行效率；动态面板；面板ＶＡＲ　中图分类号：Ｆ８３２文献标识码：Ａ文章编号：１００１—４６０８（２００８）０１—００５０—０５收稿日期：２００７—０８—０２　作者简介：黄世平，大连理工大学管理学院博士生；肖洪钧，大连理工大学管理学院教授，博士　生导师１１６０２４；黄旭平，博士，广东外语外贸大学国际商务英语学院副教授５１ｏ４２Ｏ　　一、文献综述　集中与银行效率存在负相关关系。实证分析银行集中与银行效率也没有形成一　我国是以银行为主导的金融体制，商业银行的　致的看法。一些研究表明：银行集中与银行效率　作用直接决定我国资金资源的配置效率，决定我国　有正相关关系。因为高集中的银行体系会索取较　长期的经济增长。目前商业银行正处于改革的关　高的贷款利率，给予较低的存款利率　键时期，我国应采取什么措施提高银行效率是一个　（Ｎｅｕｍａｒｋ＆Ｓｈａｒｐｅ，１９９２）　Ｊ。类似的，Ｒｏｂｅｒｔ．　迫切需要解决的问题。诸多研究表明：银行配置资　Ｄｅｙｏｕｎｇｔ＆Ｚｆｌｅｋｈａｒ．Ｈａｓａｎ（１９９８）研究美国银行　源的能力在很大程度上受到银行集中度的影响。　业１９８４年至１９９３年效率状况，发现银行市场结　银行集中与银行效率的关系，理论上主要是　构（集中度）与效率有显著正相关关系　Ｊ。　通过结构效率观和管制低效率观来解释的。结构　Ｄｅｍｉｒｇｎｃ．Ｋｕｎｔ＆Ｈａｒｒｙ．Ｈｕｉｚｉｎｇａ（１９９９）实证分析　效率观认为低成本和更大市场份额会导致更高效　８Ｏ个发达国家及发展中国家１９８８年到１９９５年　率（Ｄｅｍｓｅ￣，１９７３，Ｐｅｒｉｓｔｉａｎｉ，１９９７）¨　。此理论　银行状况，发现银行市场结构（集中度）与银行利　建立在古典经济学厂商理论基础上，认为银行经　润率呈正相关关系　Ｊ。相反，也有实证认为高银　营中存在规模经济和范围经济，高市场结构（集　行集中度如兼并导致的集中没有系统地降低存款　中度）意味着存在少数较大规模、较大市场份额　利率，提高银行效率（Ｐｒａｇｅｒ＆Ｈａｎｎａｎ，１９９６）　Ｊ。　的大银行，它们凭借规模优势降低成本，提高利润　国内对银行集中与银行效率的研究已经获得　率。同时，市场结构（集中度）高的大银行具有操　一定的成果（黄旭平、杨新松，２００５；刘伟、黄桂田，　纵市场的力量，银行之间更容易达成协议降低共　２００２；张震宇、黄筱伟、王静，２００３）　，但这些研究　谋成本，通过收取较低存款利率和较高的贷款利　大多是静态分析。事实上，我们很难想象银行市场　率，从而获得垄断利润。从这种观点出发，银行集　结构（集中度）、其他控制变量与银行效率是一个　中是有效率的。而管制低效率观则认为管制限制　静态过程。显然，银行市场结构（集中度）的影响　竞争，创造一种垄断势力，而它利用这种势力阻止　很可能会是一个长期作用的过程，而银行市场结构　其他竞争者的进入，从而降低银行效率，所以银行　（集中度）变化越缓慢，其对银行效率的影响则越　一５０一　维普资讯 http://www.cqvip.com 持久深远。鉴于此，有必要运用动态方法研究银行　市场结构（集中度）与银行效率的问题。本文拟使　用动态面板计量经济学方法研究银行市场结构（集　中度）与银行效率的关系，为银行效率的理论研究　提供进一步的实证检验分析。　本文将使用单方程动态面板估计（一阶段　ＧＭＭ和二阶段ＧＭＭ）首先给出变量之间动态变　化关系；然后运用系统动态面板估计（系统　ＧＭＭ）研究变量之间动态反馈机制，同时说明因　果关系。本文的主要贡献在于以动态的视角重估　了银行市场结构（集中度）与银行效率的关系，同　时使用工具变量方法解决了实证研究中变量内生　性问题，以获得更为可靠的实证结果。　二、实证分析　（一）变量选取　本文选取１９９５－－２００４年浦东发展银行、中国　工商银行、中国农业银行、中国银行、中国建设银　行、中国交通银行、中信银行、中国光大银行、中国　华夏银行、中国招商银行、中国深圳发展银行、中国　民生银行、中国兴业银行等１４家银行的面板数据，　来研究我国银行市场结构（集中度）与绩效之间的　动态关系。所选取的样本及空间已经尽最大可能，　包括了我国绝大多数银行，可以充分说明我国银行　市场结构（集中度）与银行效率的动态关系。主要　变量选取如下：首先总资产ＬＮＴＣ、权益资本　ＬＮＥＱ、净利润ＬＮＮＰ、净资产收益率ＩＲＯＥ、存款余　额ＬＮＤＥ、贷款余额ＬＮＣＥ，ＣＴＣ表示用总资产计算　的银行市场结构（集中度）指标，其中资本经营利　润率ＩＲＯＥ作为银行效率指标。　（二）一步估计　一步动态估计主要考察三种情况：一般情形、　计算Ｔ检验值和Ｆ检验值（ＳＭＡＬＬ）和报告协方差　估计（ＲＯＢＵＳＴ），结果分别如表１第３至第５列所　示。从表中可以得到以下几点：首先，市场结构动　态变化如表中的滞后项在银行效率的动态变化中　有显著的作用，不管是从具体数值还是显著性水平　来看，都是如此。具体来说，从数值来看，除净资产　收益率自身滞后项影响超过市场结构之外，其他的　变量的影响都要小于市场结构即银行市场结构（集　中度）的０．２４５２４；其次，银行存款在银行效率动态　调整的作用不是太明显，从数值和显著性水平来看　都是如此；再次，总资产ＬＮＴＣ、权益资本ＬＮＥＱ、净　利润ＬＮＮＰ和贷款余额ＬＮＣＥ都显著地影响银行　效率，其中总资产、权益资本与银行效率是负相关　关系，贷款余额与银行是正相关关系，净利润因为　共线性已经去掉；最后，所有显著影响变量的显著　性水平会随着滞后项的增加而不断下降，然而银行　集中市场结构的显著性水平有一个不断提高的趋　势，从此可以看出市场结构动态调整会持续长久地　影响银行效率的变动。从稳健性分析来看，运用计　算Ｔ检验值和Ｆ检验值（ＳＭＡＬＬ）和报告协方差估　计（ＲＯＢＵＳＴ）计算结果如表１中的第四和第五列，　基本结论保持不变。　（三）二步估计结果　从一步动态估计的Ｓａｒｇａｎ　ｔｅｓｔ（过度识别检　验）来看，基本都拒绝原假设，由此说明一步动态　估计的假设误差项不是同方差，而是异方差，所以　需要进行二步动态估计，而且可以带来估计有效　性大量提高。二步动态估计主要考察三种情况：　一般情形、考虑内生性和消除内生性估计，结果分　别如表１的第６至第８列所示。从表１中可以得　到以下几点：首先，市场结构动态变化如表中的滞　后项在银行效率的动态变化中仍然有显著的作　用，不管是从具体数值还是显著性水平来看，都是　如此。具体来说，从数值来看，除净资产收益率自　身滞后项影响超过市场结构之外，其他的变量的　影响都要小于银行市场结构（集中度）的　一０．１１８４１。但这里值得指出的是，一般情形和考　虑内生性的估计都得到的是负相关关系，然而根　据Ａｒｅｌｌａｎｏ　ａｎｄ　Ｂｏｎｄ（１９９１）估计系数更应该参照　一步估计或者消除内生性后的估计，所以从第８　列消除内生性的估计来看，银行市场结构（集中　度）与银行效率仍然有正相关关系，尽管相比一　步估计结果要小；其次，银行存款在银行效率动态　调整的作用不是太明显，尽管从一般情形和考虑　内生性估计来看显著性水平达到５％，但从消除　内生性估计结果来看（表１第８列），没有通过显　著性检验；再次，总资产ＬＮＴＣ、权益资本ＬＮＥＱ、　净利润ＬＮＮＰ和贷款余额ＬＮＣＥ都显著地影响银　行效率，其中总资产、权益资本与银行效率是负相　关关系，贷款余额与银行是正相关关系，净利润因　为共线性已经去掉；最后，所有显著影响变量的显　著性水平会随着滞后项的增加而不断下降，然而　银行集中市场结构的显著性水平有一个不断提高　的趋势，从此可以看出市场结构动态调整会持续　一５１—　维普资讯 http://www.cqvip.com 表１　ＧＭＭ估计　注：本表数据为作者使用ＳＴＡＴＡ９．２计算整理所得。括号内数值表示Ｔ值的Ｓｔｄ．Ｅｒｒ；符号　，　，　分别表　示１０％，５％，１％的显著性水平。　长久地影响银行效率的变动，这一结论仍然与一　第二个变量的“统计”的因。这可以通过面板　步分析结果基本一致。　ＶＡＲ的分析得以实现，因为面板ＶＡＲ的方法能　（四）面板ＶＡＲ分析　够通过误差项的正交化分解出各个冲击对变量的　尽管运用上述分析方法已经得到一些重要且　影响，从而可以得到排除其他因素的影响，即只有　基本一致的实证结论，然而均没有考虑变量之间　一个变量冲击对另一个变量的冲击反应Ｌ１。。。　的互相反馈影响。换言之，这种影响可能并不是　面板ＶＡＲ分析的结果如表２所示，第１列表　单独因素而是多种因素的影响，而我们却误认为　示所有系统方程的自变量，第２行表示各方程的　是单独因素的影响。所以很有必要分解出这种　依赖变量。从此可以得到：（１）各变量显著性水　“单独”或者“纯粹”的影响。同时也可以进而获　平相比前两种方法都有很大的提高，这说明“纯　得因果关系的说明。如果一个变量对另一个变量　粹”影响显著地提高模型的解释能力，但回归系　有显著关系，而反向关系不显著，则第一个变量是　数都比之前显著地减少，说明前面方法因为没有　一５２一　维普资讯 http://www.cqvip.com 考虑到“纯粹”影响而极大地高估了变量的数值。　响的分解，其共线性已经不存在，却显著地影响　相同的是，银行市场结构（集中度）在其中的影　银行效率，这些变量的显著影响变量的显著性　响仍然是最大的，不管是一次滞后项的　水平会随着滞后项的增加，显著性水平不断下　０．０７３８８９还是二次滞后项０．０１２６４５，而且其显　降。（３）从因果分析来看，除银行存款以外，其　著性随滞后项的增加而增加；（２）总资产ＬＮＴＣ、　他变量作为依赖变量或自变量都没有通过显著　权益资本ＬＮＥＱ、净利润ＬＮＮＰ和贷款余额　性检验，所以可以得到除银行存款以外，银行市　ＬＮＣＥ都显著地影响银行效率，其中总资产、权　场结构（集中度）、总资产ＬＮＴＣ、权益资本　益资本与银行效率是负相关关系，贷款余额与　ＬＮＥＱ、净利润ＬＮＮＰ和贷款余额ＬＮＣＥ都是银　银行是正相关关系，然而净利润因为“纯粹”影　行效率“统计”的因。　表２面板ＶＡＲ估计结果　Ｌ．ｈ　ｉｒｏａ　０．８０１Ｏ４．４…　９．０３６２４５　２２．７１２９１　２６．０８７０９…　２９．７９０７　２６．７５０３７　０．３３８２８２　（２．７０６６５８）　（０．３７８５３）　（０．４１１５５２）　（１．０３５８３２）　（０．３１０２３９）　（０．２８３２７２）　（０．１３７５５６）　Ｌ．ｈ０．Ｏ０４３８８”　０．８０４６５９　０．８３７６３　１．４６７４７１　０．７９８４６５　１．０２８４７９　０．０３８８６１　—ｌｎｔｅ　（０．４１１５２７）　（０．６９４００４）　（０．４５６２９８）　（１．４０５７９１）　（０．２０１１７６）　（０．２５６７４７）　（０．２９２５６４）　Ｌ．ｈｌｎｎｐ　０．０ｏ１５１２　０．０２７５６　０．４６１０５１　０．１８４３３５　０．０６２６１　０．０６９４９２　０．Ｏ０ｏ７３８　（０．９７４８７８）　（０．１７６９）　（１．４１６５２）　（１．１９３９３４）　（０．１０６１６）　（０．１１９３５３）　（０．０４３０２１）　Ｌ．ｈ０．０ｏ２６９…　０．０４０９７４　０．７３３２４２　０．３４１２２４　０．２７６７７６　０．０３８２４５　０．０２１８６１　＿ｌｎｅｑ　（０．４７１８１９）　（０．０６８４０１）　（０．７２１２２２）　（０．５６５９７１）　（０．１３８１５６）　（０．０１８９８６）　（０．３１２５９）　０．ｏｏ６７４４　０．４１８６７９　１．４３６９６５　０．９ｏ８３６２　５．１１３２５７　４．７７６１８４　０．０８５２２３　Ｌ．ｈｌｎｄｅ　（０．４４５６０１）　（０．２６４２１９）　（０．４５４５２９）　（０．５６９１４７）　（０．８９３５７８）　（０．８２１８８１）　（０．４８８８７４）　０．０ｏＯ４１５…　０．０１６９５９　１．１５６２７８　０．３７２８３８　１．４１４４８　０．９７３９３５　０．０２７５６９　Ｌ．ｈ＿ｌｎｃｅ　（０．０７３２６１）　（０．０２９４２５）　（０．８３５４１４）　（０．５５９３０２）　（０．６９０２８５）　（０．４７１２２２）　（０．４６２３２８）　０．０７３８８９¨　１．４２３１１９　１６．Ｏ９１２３　１１．９２３７　１１．２３２５５　１３．１８８９４　１．１４４４５９　Ｌ．ｈ　ｃｔｃ　（０．６３８５７７）　（０．１０６１２９）　（０．６５５７７７）　（０．９２５２３）　（０．２２６２２２）　（０．２６６７２）　（０．７６２６５３）　Ｉ＿２．ｈ　ｉｒｏｆｌ　，０．１８９４１４…　２１．６９９７１　１３９．５５４８　２０．３１６７５　２０７．６３６９　１８２．０７６９　０．６７３６８９　（０．３９８４２）　（０．５８０１８７）　（１．４４６７０８）　（０．３８１３８９）　（１．３２７７１５）　（１．１４７７６６）　（０．１７１３６４）　Ｉ＿２．ｈ　Ｉｎｔｃ　０．０ｏ３４８”　０．１７０５６５　０．９６３６７９　０．２６９６６　３．０１０８１３　２．８８７１６８　０．０３Ｏ９７３　（０．３４３４１）　（０．２０６６８１）　（０．６４７０１４）　（０．２５２２８４）　（０．８８７６３９）　（０．８１９３８８）　（０．３０６２３１）　Ｉ＿２．ｈ０．ＯＯＯ６３２　０．０９４６１５　０．６９７９５　０．０５４０１７　０．９４６Ｏ７５　０．８３２８１８　０．ＯＯ２１９９　ｌｎｎｐ　（０．２６７８４７）　（０．４９４１４４）　（１．６８１０６４）　（０．２０７１５）　（１．２０２１８３）　（１．０３２９７）　（０．０９８１７）　Ｌ２．ｈｌｎｅｑ　０．００ｏ９３６‘　０．１１４６６４　０．４８８５７７　０．２５ｌ６９２　１．３０８７３３　１．２６８８６７　０．ｏｏ４４９２　（０．３２２６９４）　（０．６９４９３７）　（１．１７９９７８）　（０．７４９１４８）　（１．６３８２５７）　（１．５１６２５９）　（０．２１０２９１）　Ｌ２．ｈ　Ｉｎｄｅ　０．０ｏ２１１３　０．０９１２５９　０．０８Ｏ０ｏ２　０．２７５　０．１８１７０８　０．Ｏ４３７８４　０．Ｏ０ｏ１７７　（０．５４６４１５）　（０．２３２０５）　（０．０８００４８）　（０．４８１０９３）　（０．１１４１４７）　（０．０２７７６１）　（０．００４８０６）　Ｉ＿２．ｈ　ｉｎｃｅ　０．ｏｏ６７７９　０．３８０３３４　０．２３７２７５　０．１４５７７１　２．５８１２７３　２．５３０１３７　０．Ｏ４２Ｏ５７　（０．６７１７１２）　（０．３８２６０８）　（０．１０５５０４）　（０．１２０１６７）　（０．６０５２１２）　（０．５８９４２２）　（０．３８００５１）　Ｌ２．ｈ　ｃｔｃ　０．０１２６４５…　０．５４２５２８　３．９１２５６８　０．２９９１３９　９．８４－４８５３　８．５５３７４３　０．０１３０２８　（０．２８４６３４）　（０．２４９３５１）　（０．５４９２０７）　（０．０５５２１）　（０．８７１０１１）　（０．７１１７８５）　（０．０３４１４７）　注：本表数据为作者使用ＳＴＡＴＡ９．２计算整理所得。括号内数值表示Ｔ值的Ｓｔｄ．Ｅｒｒ；符号　，　，　分别表　示１０％，５％，１％的显著性水平。　三、结论　关性不显著。总资产、权益资本与银行效率则为　负相关关系，贷款余额与银行是正相关关系，净利　本文的实证研究结果表明：（１）市场结构动　润因为共线性已经去掉。（２）所有显著影响变量　态变化如表中的滞后项在银行效率的动态变化中　的显著性水平会随着滞后项的增加而不断下降，　有显著的正相关关系，银行存款在银行效率动态　然而银行集中市场结构的显著性水平有一个不断　调整的作用不是太明显，这可能是因为在局部范　提高的趋势，从此可以看出市场结构动态调整会　围内，银行存款数量高过了最优值，所以阻碍了银　持续长久地影响银行效率的变动。（３）通过面板　行效率，也有可能是因为其它各种因素，包括回归　ＶＡＲ分析，各变量显著性水平相比前两种方法都　变量之外的某些因素在同一时间使得银行存款数　有很大的提高，这说明“纯粹”影响显著地提高模　量和银行效率呈反方向运动，导致了结果中的相　型的解释能力，但回归系数都比之前显著地减少，　一５３—　维普资讯 http://www.cqvip.com 同时净利润因为“纯粹”影响的分解，其共线性已　经不存在，却显著地影响银行效率。（４）除银行　［２］Ｐｅｒｉｓｔｉａｎｉ　Ｓ．ＤｏＭｅｒｇｅｒｓ　Ｉｍｐｒｏｖｅ　Ｘ・ｅｆｉｃｉｅｎｃｙ　ａｎｄ　Ｓｃａｌｅ　Ｅｆｉｃｉｆｅｎｃｙ　ｏｆＵＳ　Ｂａｎｋｓ？Ｅｖｉｄｅｎｃｅ　ｆｒｏｍ　ｔｈｅ　１９８０　Ｓ［Ｊ］．　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｍｏｎｅｙ，Ｃｒｅｄｉｔ，ａｎｄ　Ｂａｎｋｉｎｇ．１９９７，２９．　存款以外，银行市场结构（集中度）、总资产　ＬＮＴＣ、权益资本ＬＮＥＱ、净利润ＬＮＮＰ和贷款余额　ＬＮＣＥ都是银行效率“统计”的因。　由此本文得出一个重要推论，即银行效率的　提高依赖于银行市场结构（集中度）的提高，而且　这种影响非常持久并有不断增加的趋势。为此，　［３］Ｎｅｕｍａｒｋ　Ｄ，Ｓｈａｒｐｅ　Ｓ　Ａ．Ｍａｒｋｅｔ　Ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ　ａｎｄ　ｔｈｅ　Ｎａ－　ｔｕｒｅ　ｏｆ　Ｐｒｉｃｅ　Ｒｉｇｉｄｉｔｙ：Ｅｖｉｄｅｎｃｅ　ｆｒｏｍ　ｔｈｅ　Ｍａｒｋｅｔ　ｆｏｒ　Ｃｏｎ－　ｓｕｍｅｒ　Ｄｅｐｏｓｉｔｓ［Ｊ］．Ｑｕａｒｔｅｒｌｙ　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，　１９９２，１０７．　［４］Ｒｏｂｅｒｔ．Ｄｅｙｏｕｎｇｔ＆Ｚｆｌｅｋｈａｒ．Ｈａｓａｎ，ｔｈｅ　ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ　ｏｆ　ｄｅ　ｎｏｖｏ　ｃｏｍｍｅｒｃｉａｌ　ｂａｎｋｓ：ａ　ｐｒｏｆｉｔ　ｅｆｉｃｉｆｅｎｃｙ　ａｐｐｒｏａｃｈ　可以适当做出政策调整。首先，应允许银行通过　混业经营模式提高银行集中。按照目前《商业银　行法》的规定，商业银行不得向非自用不动产投　资，或者向非银行金融机构和企业投资，但是国家　［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｂａｎｋｉｎｇ＆Ｆｉｎａｎｃｅ，１９９８，２２．　［５］Ｄｅｍｉｒｇｌｌ？－Ｋａｎｔ，Ａ．ａｎｄ　Ｈ．Ｈｕｉｚｉｎｇａ，Ｄｅｔｅｒｍｉｎａｎｔｓ　ｏｆ　Ｃｏｍｍｅｒｃｉａｌ　Ｂａｎｋ　Ｉｎｔｅｒｅｓｔ　ｍａｒｇｉｎｓ　ａｎｄ　Ｐｒｏｆｉｔａｂｉｌｉｔｙ：　Ｓｏｍｅ　Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ　Ｅｖｉｄｅｎｃｅ，Ｗｏｒｌｄ　Ｂａｎｋ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｒｅ－　ｖｉｅｗ，１９９９，１３：３７９－４０８．　另有规定的除外。这条法律的前半部分似乎堵住　了银行向保险公司投资的路径，但是后半部分　“国家另有规定的除外”被相关专家解读为“混业　经营可以在国家允许的前提下进行”。根据本文　研究结果表明后一半句也可以取消。其次，银行　信贷不能武断地严格控制。实证分析结果表明，　［６］Ｐｒａｇｅｒ，Ｒ．Ａ．ａｎｄ　Ｔ．Ｈ．Ｈａｎｎａｎ．Ｄｏ　Ｓｕｂｓｔａｎｔｉｌａ　Ｈｏｒｉ－　ｚｏｎｔｌ　Ｍｅｒｇｅｒｓ　Ｇｅｎｅｒａｔａｅ　Ｓｉｇｎｉｉｆｃａｎｔ　Ｐｒｉｃｅ　Ｅｆｆｅｃｔｓ？Ｅｖｉ－　ｄｅｎｃｅ　ｆｒｏｍ　ｔｈｅ　Ｂａｎｋｉｎｇ　Ｉｎｄｕｓｔｒｙ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｉｎｄｕｓｔｒｉ－　ａｌ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９９９，４６：４３３－４５２．　银行信贷是银行利润和效率提高的一个重要方　面。对企业收益有保证的行业，应该进行信贷支　持，但对一些非支持且没有很好收益保障的行业，　应该严格控制。总之，应该改善信贷资金结构配　置，而不是简单化处理。再次，银行资本结构变动　应该缓慢有序地进行。从实证分析结果来看，权　［７］黄旭平，杨新松．市场竞争导致的银行集中与效　率——基于亚洲国家的面板数据分析［Ｊ］．经济评论，　２００５（５）．　［８］刘伟，黄桂田．中国银行业改革的侧重点：产权结构还　是市场结构［Ｊ］．经济研究，２００２（８）．　［９］张震宇，黄筱伟，王静．制度环境、市场结构与商人文　化：决定银行业绩效的三因素研究［Ｊ］．金融研究，　２００３（１２）．　益资本与银行效率负相关。一个可能的解释是，　银行资本结构变动涉及激烈的股权竞争，容易造　成企业各方面动荡，不利于银行的长期发展。　参考文献：　［１］Ｄｅｍｓｅｔｚ　Ｈ．Ｉｎｄｕｓｔｒｙ　Ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ，Ｍａｒｋｅｔ　Ｒｉｖａｌｒｙ，ａｎｄ　Ｐｕｂ－　ｌｉｃ　Ｐｏｌｉｃｙ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｌａｗ　ｎｄ　Ｅｃａｏｎｏｍｉｃｓ，１９７３，１６．　［１０］Ｚｉｃｃｈｉｎｏ，Ｌｅａ＆Ｌｏｖｅ，Ｉｎｅｓｓａ．Ｆｉｎａｎｃｉｌａ　ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ　ａｎｄ　ｄｙｎａｍｉｃ　ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ　ｂｅｈａｖｉｏｒ：ｅｖｉｄｅｎｃｅ　ｆｒｏｍ　ｐａｎｅｌ　ｖｅｃｔｏｒ　ａｕｔｏｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ，Ｐｏｌｉｃｙ　Ｒｅｓｅａｒｃｈ　Ｗｏｒｋｉｎｇ　Ｐａｐｅｒ　Ｓｅｒｉｅｓ２００２　２９１３，Ｔｈｅ　Ｗｏｒｌｄ　Ｂａｎｋ．　（责任编辑：赵仁康）　Ｃｏｎｃｅｎｔｒａｔｉｏｎ　ｏｆ　Ｂａｎｋｓ＆Ｅｆｉｃｉｆｅｎｃｙ　ｉｎ　Ｃｈｉｎａ：　Ａ　Ｄｙｎａｍｉｃ　Ｐａｎｅｌ　Ｄａｔａ　Ａｎａｌｙｓｉｓ　ＨＵＡＮＧ　Ｓｈｉ—ｐｉｎｇ，ＸＩＡＯ　Ｈｏｎｇ－ｊｕｎ，ＨＵＡＮＧ　Ｘｕ—ｐｉｎｇ　Ａｂｓｔｒａ￣：Ｂａｓｅｄ　ｏｎ　ｔｈｅ　ｄｙｎａｍｉｃ　ｐａｎｅｌ　ｄａｔａ　ｏｆ　１４　Ｃｈｉｎａ　ｂａｎｋｓ　ｆｒｏｍ　１９９５　ｔｏ　２００４，ｔｈｅ　ｐａｐｅｒ　ｓｔｕｄｉｅｓ　ｔｈｅ　ｒｅｌａ－　ｔｉｏｎｓｈｉｐ　ｂｅｔｗｅｅｎ　ｔｈｅ　Ｂａｎｋ　ｃｏｎｃｅｎｔｒａｔｉｏｎ　ａｎｄ　ｅｆｉｃｉｆｅｎｃｙ．Ｔｈｅ　ｅｖｉｄｅｎｃｅ　ｓｈｏｗｓ　ｔｈａｔ　ｃｏｎｃｅｎｔｒａｔｉｏｎ　ｂｏｏｓｔｓ　ｂａｎｋ　ｅｆ－　ｉｃｉｅｎｃｙ．Ｍｅａｎｗｈｉｌｅ，ｔｈｅ　ｒｅｌｆａｔｉｏｎｓｈｉｐ　ｂｅｔｗｅｅｎ　ｔｈｅ　ｌｏａｄａｂｌｅ　ｆｕｎｄｓ　ａｎｄ　ｂａｎｋ　ｅｆｉｃｉｅｎｃｙ　ｉｓ　ｓｉｆｇｎｉｆｉｃａｎｔｌｙ　ｐｏｓｉｔｉｖｅ，　ａｎｄ　ｔｈｅ　ｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ　ｂｅｔｗｅｅｎ　ｔｈｅ　ｔｏｔａｌ　ｃａｐｉｔａｌ，ｔｈｅ　ｅｑｕａｔｅ　ｃａｐｉｔａｌ　ａｎｄ　ｂａｎｋ　ｅｆｉｃｉｆｅｎｃｙ　ｉｓ　ｓｉｇｎｉｉｃａｎｔｆｌｙ　ｎｅｇａｔｉｖｅ，　ａｎｄ　ｔｈｅ　ｌｅｖｅｌ　ｏｆ　ｓｉｎｉｆｇｉｃａｎｃｅ　ｒｅｄｕｃｅｓ　ｅｘｃｅｐｔ　ｔｈｅ　ｂａｎｋ　ｃｏｎｃｅｎｔｒａｔｉｏｎ．Ｕｓｉｎｇ　ｔｈｅ　ｐａｎｅｌ　ｖａｒ，ｔｈｅ　ｐａｐｅｒ　ｆｉｎｄｓ　ａｌｌ　ｏｆ　ｔｈｅ　ｌｅｖｅｌ　ｏｆ　ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｃｅ　ｉｎｃｒｅａｓｅ，ｗｈｉｌｅ　ｔｈｅ　ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ　ｏｆ　ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ　ｄｅｃｒｅａｓｅｓ，ａｎｄ　ｔｈｅ　ｎｅｔ　ｐｒｏｆｉｔ　ｉｓ　ｐｏｓｉｔｉｖｅ　ｔｏ　ｅｆｉｃｉｅｎｃｙ．Ｅｘｃｅｐｔ　ｔｈｅ　ｄｅｐｏｓｉｆｔ　ｆｕｎｄｓ．ｏｔｈｅｒ　ｖａｒｉａｂｌｅｓ　ａｒｅ　ｔｈｅ‘‘ｓｔａｔｉｓｔｉｃａｌ”ｒｅａｓｏｎｓ　ｆｏｒ　ｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ．　Ｋｅｙ　ｗｏｒｄｓ：ｂａｎｋ　ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ；ｂａｎｋ　ｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ；ｄｙｎａｍｉｃ　ｐａｎｅｌ　ｄａｔａ；ｐａｎｅｌ　ＶＡＲ　一５４—