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摘要:以中國14家銀行1995—2006年的一組數(shù)據(jù)為樣本,利用非結(jié)構(gòu)方法建立Panzar-Rosse模型對我國商業(yè)銀行競爭的有效性進行了實證研究。研究結(jié)果表明:我國商業(yè)銀行市場結(jié)構(gòu)表現(xiàn)出壟斷競爭的特點,但是競爭程度與國外銀行市場結(jié)構(gòu)相比還相對較低。我國應(yīng)通過增強市場準(zhǔn)入的適度性、提高監(jiān)管的專業(yè)性和有效性等措施,促進我國銀行業(yè)的高效穩(wěn)健發(fā)展。

關(guān)鍵詞:銀行業(yè);競爭有效性;市場結(jié)構(gòu);Panzar-Rosse模型

Abstract:InvestigatesempiricallythecompetitiveconditionsforChina''''sbankingindustryovertheperiodfrom1995to2006,withthedataofChina''''s14commercialbankstakenassamples.ThePanzar-Rossemodelisredevelopedonthebasisofnonstructuralestimation,andtheresultsindicatethatChina''''sbankingindustryoperatesunderamonopolisticcompetitionthatisweakerincompetitiveedgeincomparisonwithothercountries.ItissuggestedthatChinashouldimprovetheapprovalsystemofmarketaccessandenhancetheeffectivenessofprofessionalsupervisiontopromotethehealthyandefficientdevelopmentofherbankingindustry.

Keywords:bankingindustry;effectivecompetition;marketstructure;Panzar-Rossemodel

自從1995年《商業(yè)銀行法》頒布以來,我國銀行業(yè)改革取得了較大突破,特別是加入世貿(mào)組織以后,隨著銀行相關(guān)管制的放松和創(chuàng)新步伐的加快,銀行業(yè)的競爭程度不斷提高。針對銀行業(yè)所特有的脆弱性和不穩(wěn)定性,如何確保銀行業(yè)穩(wěn)健發(fā)展且具有競爭性就成為當(dāng)前關(guān)注的一個重要問題。

本文將采用非結(jié)構(gòu)方法中的Panzar-Rosse模型對我國銀行業(yè)競爭的有效性進行實證研究,從而確定當(dāng)前我國銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)的基本類型并探討其背后的形成原因,以期為改善我國銀行業(yè)有效競爭,促進我國資金配置效率的提高提供可行性建議。

一、文獻綜述

對銀行業(yè)競爭狀況的主要衡量方法可以分為兩種:結(jié)構(gòu)分析法和非結(jié)構(gòu)分析法。結(jié)構(gòu)分析法將傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)的結(jié)構(gòu)分析框架引入銀行業(yè)的實證分析當(dāng)中,采用該方法的學(xué)者認(rèn)為:影響銀行行為和績效等產(chǎn)業(yè)競爭狀況因素可以由集中度、赫芬達爾指數(shù)等市場結(jié)構(gòu)指標(biāo)確定,銀行市場的結(jié)構(gòu)指標(biāo)越高,競爭程度越弱。Gilbert(1984)首先運用SCP分析框架對美國銀行業(yè)進行實證分析,其結(jié)果表明銀行業(yè)的市場集中度與其獲利能力之間存在正相關(guān)關(guān)系［1］。Berger和Hannan(1989)以1983—1985年美國銀行業(yè)為樣本,研究發(fā)現(xiàn)貸款利率與較高的市場集中度存在顯著的正相關(guān)關(guān)系,并且市場集中度高的銀行會利用它們的市場勢力降低存款利率基點來獲得租金［2］。Molyneux和Thornton(1992)考察了1986—1989年歐洲12個國家銀行績效的決定因素,他們發(fā)現(xiàn)銀行的資產(chǎn)收益率(ROA)與市場上前10家最大銀行所占市場份額存在顯著的相關(guān)性［3］。其他一些學(xué)者也作過類似的實證研究,他們發(fā)現(xiàn)在赫芬達爾指數(shù)高的銀行市場上,通常競爭程度都比較低,貸款利率表現(xiàn)出向下的剛性。另外,還有的學(xué)者提出銀行業(yè)有效結(jié)構(gòu)假說,對銀行業(yè)集中度與利潤率之間存在的這種因果關(guān)系提出質(zhì)疑,他們認(rèn)為:銀行利潤與市場集中度之間關(guān)系是源于具有較大市場份額的銀行產(chǎn)生的效率而不是它的市場勢力,即效率高的銀行占有更高的市場份額,從而導(dǎo)致銀行市場結(jié)構(gòu)更加集中。

隨著計量工具的發(fā)展創(chuàng)新,結(jié)構(gòu)分析法存在的缺陷變得越來越突出,其中最大的問題在于它缺乏微觀理論基礎(chǔ),忽視銀行競爭行為。此外結(jié)構(gòu)分析法中一個難以解決的問題就是如何恰當(dāng)定義銀行的市場以及用它來確定對集中度的測量,而且銀行的多元化產(chǎn)品結(jié)構(gòu)使這個問題更加復(fù)雜［4］,于是越來越多的學(xué)者開始采用非結(jié)構(gòu)分析法對銀行業(yè)競爭的有效性進行實證研究。

非結(jié)構(gòu)分析法主要依賴于Baumol(1982)提出的“可競爭理論”,它更加注重對銀行競爭行為的研究,強調(diào)決策者不需要對該國金融體系中銀行是否在市場上占據(jù)主導(dǎo)地位而過多關(guān)注,只要銀行市場是可競爭的,即使是在一個集中度較高、由幾家大銀行主導(dǎo)的銀行業(yè)當(dāng)中,也能實現(xiàn)有效競爭。非結(jié)構(gòu)分析法對銀行業(yè)競爭狀況進行實證分析所采用的模型主要有Iwata模型、Bresnahan-Lau模型、Panzar-Rosse模型等,其中Panzar-Rosse模型是目前運用最廣泛的一種方法。Shaffer(1982)最先采用Panzar－Rosse模型對紐約銀行業(yè)進行了實證檢驗,研究發(fā)現(xiàn)樣本期內(nèi)紐約銀行業(yè)的市場結(jié)構(gòu)表現(xiàn)出壟斷競爭的特點且具有可競爭性,其??H??值(總收益對總投入要素的變動彈性)在0.32～0.36波動［5］。其他一些學(xué)者譬如Nathan和Neave(1989)［6］以及Lloyd-William等［7］也采用類似方法對加拿大和日本銀行業(yè)進行了實證分析,研究結(jié)果表明這兩個國家銀行業(yè)的市場結(jié)構(gòu)都呈現(xiàn)出壟斷競爭的特點,而且競爭程度還比較高。此后,學(xué)者們紛紛運用相似方法對歐美等銀行體系比較成熟的銀行競爭狀況進行了實證研究,他們的研究結(jié)論基本相似,即盡管各個國家銀行業(yè)結(jié)構(gòu)存在差異,但其銀行業(yè)在大多數(shù)年份都表現(xiàn)出壟斷競爭的特點,而且隨著銀行國際化步伐的加快,國內(nèi)銀行面臨市場參與者的類型和數(shù)量不斷增加的狀況,其銀行業(yè)的競爭程度有所提高。近期,有學(xué)者開始考察東南歐轉(zhuǎn)型國家和拉美新興國家銀行業(yè)的競爭狀況,Gelos和Roldos(2004)對1994—1999年拉美新興國家和蘇東轉(zhuǎn)型國家銀行業(yè)競爭程度進行研究,發(fā)現(xiàn)幾乎所有這些國家的銀行業(yè)都處于壟斷競爭當(dāng)中［8］。而E.Mamatzakis等在此基礎(chǔ)上進一步發(fā)現(xiàn)隨著銀行自由化不斷發(fā)展以及外資銀行的不斷進入,這些轉(zhuǎn)型國家和拉美新興國家銀行業(yè)的競爭程度也在不斷增加［9］。

近年來,我國學(xué)者對中國銀行業(yè)競爭狀況開展了較為廣泛的研究,他們主要采用傳統(tǒng)的結(jié)構(gòu)分析法對我國銀行業(yè)的市場結(jié)構(gòu)和績效以及銀行業(yè)的集中度、效率和規(guī)模經(jīng)濟等方面進行了較深入的探討［10-12］。但是采用非結(jié)構(gòu)分析法的研究則相對較少,只有葉欣等(2001)［13］、趙子銥等(2005)［14］對我國銀行業(yè)市場競爭結(jié)構(gòu)進行了計量實證分析,黃雋(2007)采用非結(jié)構(gòu)法中的Panzar-Rosse模型,對韓國、中國臺灣和中國大陸的銀行業(yè)市場競爭程度進行測量,并研究了競爭、集中與銀行數(shù)量之間的關(guān)系［15］。本文試圖建立起更好的衡量銀行業(yè)有效競爭的模型,通過加強對中國銀行業(yè)相關(guān)變量和數(shù)據(jù)的分析、挖掘和提煉,提高對銀行業(yè)有效競爭進行數(shù)量分析的水平和精確度,并從漸進的銀行業(yè)改革過程中分析影響銀行業(yè)競爭的因素,以進一步增強對銀行業(yè)有效競爭的政策框架和有效性的理解。

二、Panzar-Rosse模型介紹

Panzar-Rosse模型是由Panzar和Rosse在1977年首次提出,并在1982年和1987年不斷完善形成的銀行業(yè)競爭模型。該模型沒有采用結(jié)構(gòu)性指標(biāo),而是運用一般均衡的銀行市場模型,通過衡量銀行單位投入要素價格變動引起均衡收益的變化程度來分析市場結(jié)構(gòu)和競爭程度。其中Panzar-Rosse模型有四個假設(shè)前提:①銀行是在長期均衡的環(huán)境中運作;②銀行的行為受到其他銀行行為的影響;③銀行的成本結(jié)構(gòu)是同質(zhì)的,而且其生產(chǎn)函數(shù)服從收益規(guī)模不變的生產(chǎn)函數(shù);④在不同的市場條件下,銀行采取的成本投入策略對產(chǎn)出的定價會產(chǎn)生影響［15］。

具體而言,假設(shè)銀行的收益函數(shù)為:??R=R(w,z),其中w為銀行投入要素的m維向量,z為銀行收益函數(shù)的外生變量,每家銀行為了實現(xiàn)最大化利潤,其采用的經(jīng)營策略為:?И?R′??i(x??i,n,z??i)-C′??i(x??i,w??i,t??i)=0[FH](1)?И?其中,R′??i代表銀行i的邊際收益,C′??i代表銀行i的邊際成本,x??i表示銀行i的產(chǎn)出,n為銀行數(shù)量,w??i為銀行i投入成本的m維向量,z??i為銀行收益函數(shù)的外生變量,t??i為銀行成本函數(shù)的外生變量。在市場長期均衡的狀態(tài)下,銀行的數(shù)量及行業(yè)的供給處于穩(wěn)定的狀態(tài),并與市場需求相吻合,因此有:?И?[FC(]R??*??i(x??*,n??*,z)-C??*??i(x??*,w,t)=0

??i,i=1,…,n??*[FH](2)[FC)]???Т?*號變量代表均衡值。在此基礎(chǔ)上,??Panzar和Rosse??用H表示總收益對總投入要素的變動彈性,??H=??[DD(;]m[]k=1[DD)][SX(]??R??*??i[]??w??ki[SX)][SX(]w??ki[]R??*??i[SX)],??他們證明了不同的H值反映了不同的市場結(jié)構(gòu)和競爭程度。具體而言:當(dāng)H≤0時,銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)為完全壟斷市場或者短期的寡頭壟斷市場,因為在壟斷市場長期均衡時的均衡投入和均衡產(chǎn)出已經(jīng)達到最優(yōu)點,新增投入要素的邊際成本大于平均收益,反而會使總收益減少,H值為負(fù);當(dāng)H=1時,銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)為完全競爭市場,因為在完全競爭市場長期均衡時邊際成本、邊際收益、平均成本與平均收益均相等,新增投入要素仍然可以保持最優(yōu)產(chǎn)量,總收益不變,H值始終為1;只有當(dāng)0＜H＜1時,銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)為壟斷競爭市場,由于銀行自由進出行業(yè)并可以選擇最優(yōu)規(guī)模,新增投入要素的產(chǎn)量和價格水平使得總收益大于變動成本,H值會繼續(xù)保持在0～1之間,并且隨著市場競爭程度提高,H值更接近于1。

在具體實證研究當(dāng)中,對H統(tǒng)計量的回歸估計通常都是采用中間法將資產(chǎn)收益率對三種投入要素(存款、勞動力和資本)及其他影響因素進行回歸,得到的資產(chǎn)收益率對三種投入要素進行回歸的相關(guān)系數(shù)之和即為H統(tǒng)計量的值?；貧w公式通常為:?И?[FC(]??lnROA????it=[]h??0+h??1??lnPF????it+h??2??lnPK????it+

三、樣本選取、估計與分析

1.指標(biāo)、計量模型和數(shù)據(jù)

根據(jù)Bikker和Haaf(2000)、H.SemihYildirim(2003)以及Boutillier等運用Panzar-Rosse模型對銀行業(yè)競爭有效性進行的實證研究,筆者構(gòu)造出檢驗我國銀行業(yè)市場競爭狀況(??H??值)的回歸方程如下:?И?[FC(]??lnROA????it=[]h??0+h??1??lnPF????it+h??2??lnPK????it+

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a??2??lnRI????it+a??3??lnOP????it+ε??it[FH](4)[FC)]?И?其中,ROA為總資產(chǎn)收益率,根據(jù)“總收益/總資產(chǎn)”計算得出;PF、PK、PL分別為資金投入、資本投入和人力投入,分別由“利息支出/總存款”、“固定資產(chǎn)折舊/年度固定資產(chǎn)凈值”、“工資總額/職工人數(shù)”計算得出,但由于現(xiàn)有的公開資料中,多數(shù)中國的銀行并不提供職工工資和福利支出、固定資產(chǎn)折舊等具體數(shù)據(jù),而將其歸入財務(wù)報表的營業(yè)費用中,所以本研究選用營業(yè)費用替代人力成本和固定資產(chǎn)成本的支出總額。這樣既可反映人力資本和固定資產(chǎn)的成本支出,又可避免使用估計值或均值引起的誤差之類問題的發(fā)生。同時,經(jīng)統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)職工人數(shù)和固定資產(chǎn)凈值與銀行總資產(chǎn)顯著相關(guān),所以使用總資產(chǎn)額替代營業(yè)投入總額,并將資本投入和人力投入合并為一種統(tǒng)一的投入要素計作PO,由“營業(yè)費用/總資產(chǎn)”計算得出［16］。此外,AS為銀行的總資產(chǎn),用來代表銀行的規(guī)模,RI和OP為影響銀行績效的綜合因素,分別由“總貸款/總存款”和“權(quán)益/總資產(chǎn)”計算得出,經(jīng)過修正的回歸方程為:?И?[FC(]??lnROA????it=[]h??0+h??1??lnPF????it+h??2??lnPO????it+

a??1??lnAS????it+a??2??lnRI????it+

a??3??lnOP????it+ε??it[FH](5)[FC)]?ИЪ煅槲夜?銀行業(yè)市場競爭狀況用??H表示,H=h??1+h??2(h??1為資金投入的系數(shù),h??2??為資本與人力投入合并為一種統(tǒng)一的投入要素的系數(shù))。本文選取我國14家銀行作為研究對象,以它們作為整個銀行業(yè)的代表,即中國工商銀行、中國銀行、中國農(nóng)業(yè)銀行、中國建設(shè)銀行、中國交通銀行、中信實業(yè)銀行、光大銀行、華夏銀行、民生銀行、廣東發(fā)展銀行、深圳發(fā)展銀行、招商銀行、福建興業(yè)銀行、上海浦東發(fā)展銀行。樣本期間為1995—2006年,為了更直觀地看到2002年以來我國銀行業(yè)開放對銀行競爭的影響,本文特別將樣本期間分為1995—2001年和2002—2006年兩部分,并分別進行了回歸計算,實證基礎(chǔ)是截面和時間序列的面板數(shù)據(jù),樣本所包含的銀行在個別年份的數(shù)據(jù)資料存在缺失,整體上為非平衡面板數(shù)據(jù),本文數(shù)據(jù)除特別說明以外,均來自1996—2007年的《中國金融年鑒》和bankscope數(shù)據(jù)庫。

2.面板數(shù)據(jù)的檢驗結(jié)果

由于本文數(shù)據(jù)是面板數(shù)據(jù),誤差項中可能同時包含有時間差別(時間影響)和個體差別,但是中國銀行業(yè)遵循的是一條漸進式改革路徑,現(xiàn)實中變化的經(jīng)濟環(huán)境或不同的社會經(jīng)濟背景等因素并沒有導(dǎo)致反映經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的參數(shù)隨著橫截面?zhèn)€體的變化而變化的情況。因此本文假定誤差項中滿足時間一致性,并且本文假定個體在截距上的差異是固定的、非隨機的,由此本文模型就可以歸結(jié)為變截距固定影響模型。但由于變截距固定影響模型中的隨機誤差項可能會同時帶來異方差和序列相關(guān)的問題,因此本文采用似不相關(guān)回歸(seeminglyunrelatedregression,簡稱SUR)進行檢驗加權(quán),并對模型進行相應(yīng)的廣義最小二乘法(generalizedleastsquared,簡稱GLS)估計。主要步驟為:先估計系數(shù),然后計算GLS的轉(zhuǎn)換權(quán)重,之后在加權(quán)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上重新估計,直至系數(shù)和權(quán)重收斂為止。在采用SUR進行檢驗變截距固定影響模型時,選擇估計權(quán)重協(xié)方差的方差結(jié)構(gòu)有兩種:個體成員截面SUR(cross-sectionSUR)和時期近似SUR(periodSUR)。其中,前者要求時期個數(shù)必須大于截面成員個數(shù),后者則相反。在本文的樣本中,由于銀行截面數(shù)據(jù)有14個,大于時期數(shù)12。因此,變截距固定影響模型在實證中采用時期近似SUR加權(quán)檢驗并進行GLS回歸估計,回歸的結(jié)果詳見表1和表2

四、對實證結(jié)果的進一步解釋

在漸進式的銀行業(yè)改革過程中,不同的改革措施和制度框架對各種市場主體的激勵存在明顯差異,也對銀行業(yè)競爭程度產(chǎn)生不同的影響。以下將主要探討1995年以來,特別是2001年入世后促使我國銀行業(yè)競爭程度發(fā)生變化的影響因素。

1.[ZK(]1995年以來我國商業(yè)銀行結(jié)構(gòu)改變的影響因素

從20世紀(jì)80年代初開始,我國政府為了建立一個競爭而有效的銀行體系采取了一系列改革措施,其中1995年我國先后頒布了《人民銀行法》和《商業(yè)銀行法》,對于提升我國銀行業(yè)的可競爭性具有至關(guān)重要的意義,因為這兩部法律確立了市場經(jīng)濟下商業(yè)銀行的運行模式,為建立現(xiàn)代銀行體系提供了法律依據(jù)。從此,我國商業(yè)銀行特別是四大國有銀行(中國工商銀行、中國建設(shè)銀行、中國農(nóng)業(yè)銀行、中國銀行)在通過累計置換、剝離不良資產(chǎn)進行注資的同時,進一步優(yōu)化了銀行治理的組織架構(gòu),采取了諸如明確決策規(guī)則和程序,形成有效的激勵約束機制,實施科學(xué)的銀行治理績效評價等方法逐步提升了銀行的市場競爭能力,極大地改善了四大國有銀行效率不高的狀況。與此同時,從20世紀(jì)90年代后半期開始,我國股份制商業(yè)銀行也逐漸壯大起來,它們在企業(yè)年金、信用卡、中小企業(yè)貸款、貿(mào)易融資、理財?shù)戎T多新興業(yè)務(wù)領(lǐng)域與四大國有銀行展開競爭,通過不斷創(chuàng)新金融產(chǎn)品,提高金融服務(wù)質(zhì)量,在銀行市場變革中建立起有利的競爭優(yōu)勢,從而極大地改善了我國銀行業(yè)的市場結(jié)構(gòu),提升了我國銀行業(yè)競爭的有效性。

2.2002年以來我國商業(yè)銀行競爭增強的影響因素

加入WTO后,按照我國銀行業(yè)對外開放的承諾,在五年的過渡期內(nèi)逐步取消對外資銀行的限制,開放的壓力深刻地影響著銀行業(yè)的發(fā)展,直接上市融資和外資銀行參股成為中國銀行業(yè)展開競爭的主要手段。具體表現(xiàn)為以下幾個方面。

第一,直接上市融資。2002年以來,中國政府鼓勵一些規(guī)模較大和健康發(fā)展的銀行在大陸和海外上市發(fā)行股票,2005年,中國建設(shè)銀行引入美國銀行、亞洲金融等戰(zhàn)略投資者,并在香港成功上市,中國銀行和中國工商銀行也同樣引入戰(zhàn)略投資者,并分別于2005年和2006年上市。此外,2007年南京銀行、寧波銀行、北京銀行等幾家財務(wù)狀況優(yōu)良的城市商業(yè)銀行相繼上市?？梢钥闯?我國商業(yè)銀行實施“商業(yè)化—股份化—上市”的改革模式,這種重大轉(zhuǎn)折推動銀行業(yè)有效競爭走向了更深的層次。通過這種上市募股引入更多外資戰(zhàn)略投資者及金融資本的方法,有利于提高我國商業(yè)銀行的資本充足率,突破制約業(yè)務(wù)發(fā)展的資本瓶頸,還可以借助國際戰(zhàn)略伙伴的專業(yè)知識和技能幫助中國的商業(yè)銀行借鑒先進的公司治理理念,進行規(guī)范的公司制改組,建立并完善符合現(xiàn)代企業(yè)制度要求的現(xiàn)代商業(yè)銀行治理制度及經(jīng)營管理機制,進一步增強商業(yè)銀行的治理能力和競爭力。

第二,外資銀行參股。在金融全面開放前的過渡時期內(nèi),由于外資銀行依然不能在中資銀行當(dāng)中完全控股,于是紛紛收購一些城市商業(yè)銀行和股份制銀行的股份,逐步在中國發(fā)展其銀行網(wǎng)絡(luò),或者通過對中國的銀行進行戰(zhàn)略投資而進入中國市場,譬如:2005年法國巴黎銀行與南京商業(yè)銀行簽署協(xié)議,購得該行19.2%的股權(quán),成為第二大股東;德意志銀行聯(lián)手薩爾•奧彭海姆銀行購入華夏銀行13.98%的股權(quán)等?？偟膩碚f,吸引外資銀行參股對于優(yōu)化中國銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)具有重要意義,外資銀行自身相對成熟的經(jīng)營方式、先進的管理水平和以顧客為中心的經(jīng)營理念將為我國商業(yè)銀行注入新的活力,有利于增強其自身業(yè)務(wù)的創(chuàng)新能力和資產(chǎn)運作能力,擴大經(jīng)營范圍和業(yè)務(wù)規(guī)模,進而逐步減少原四大國有商業(yè)銀行的市場份額,削弱其壟斷地位,使得中國銀行業(yè)更有競爭性。

五、促進中國銀行業(yè)競爭

的一些建議

由于增強我國銀行業(yè)競爭所涉及的參與者主體眾多,而且各種參與者的激勵結(jié)構(gòu)不同,所以加強市場競爭有效性的改革措施也更加復(fù)雜。因此,本文提出以下幾條建議作為今后改革的重點。

第一,積極推進政策性銀行商業(yè)化。隨著我國經(jīng)濟發(fā)展,政策性銀行實現(xiàn)職能調(diào)整和機構(gòu)轉(zhuǎn)型的條件日益成熟,我國政府應(yīng)該盡快通過市場化的方式,在適時降低其政策性含量的同時,對其業(yè)務(wù)功能逐漸實行多元化的經(jīng)營特許,不斷提升其內(nèi)部治理水平和管理透明度,增強機構(gòu)自身的信用意識,從而實現(xiàn)高效運營。通過政策性銀行改革可以逐漸改變我國政府長期對銀行業(yè)的行政管理模式,從而消除阻礙市場機制發(fā)揮作用的因素,為金融機構(gòu)等經(jīng)濟主體營造良好的金融發(fā)展環(huán)境,促進競爭性銀行市場的形成。

第二,增強市場準(zhǔn)入的適度性。我國政府應(yīng)該對銀行業(yè)市場準(zhǔn)入條件進行限制,控制發(fā)放銀行營業(yè)執(zhí)照的數(shù)量和對象,從而減少銀行經(jīng)營決策的盲目性和隨意性,將市場競爭程度保持在適當(dāng)?shù)乃缴?。對風(fēng)險管控能力強的銀行,可適當(dāng)放寬市場準(zhǔn)入門檻,在機構(gòu)、業(yè)務(wù)準(zhǔn)入方面給予更大的靈活性,積極支持其開展銀信、銀租和銀保合作及金融創(chuàng)新服務(wù),推動其金融服務(wù)質(zhì)量的改進和理財業(yè)務(wù)空間進一步拓展。對風(fēng)險管控能力差的銀行,要限制其機構(gòu)擴張和新業(yè)務(wù)拓展,以降低和防范可能帶來的風(fēng)險,保持銀行業(yè)穩(wěn)定。

第三,提高監(jiān)管的專業(yè)性和有效性。在沒有良好的信息披露和存在完全政府擔(dān)保的情況下,增加競爭很容易導(dǎo)致銀行的過度冒險行為。因此我國政府必須在總體上加強金融監(jiān)管,抓緊建立起支持《巴塞爾協(xié)議II》的監(jiān)管法規(guī)框架,開展對商業(yè)銀行資本充足率的計算、運營風(fēng)險的計算與管理等工作,完善銀行審慎監(jiān)管水平,同時根據(jù)新時期銀行業(yè)對外開放的特征,加快外資銀行和中資銀行監(jiān)管標(biāo)準(zhǔn)的統(tǒng)一及國內(nèi)監(jiān)管標(biāo)準(zhǔn)與國際監(jiān)管標(biāo)準(zhǔn)的統(tǒng)一,進一步提高監(jiān)管的效率和透明度,確保從多方面提高監(jiān)管的專業(yè)性和有效性,為我國銀行業(yè)實現(xiàn)有效競爭提供有力保障。

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