外资银行进入中国市场的竞争效应研究

王国红，何德旭

(1.湖北经济学院，湖北 武汉 430205;2.中国社会科学院数量经济与技术经济研究所，北京 100000)

一、引 言

银行业的竞争分析，至少可分为三种理论范式:哈佛学派的结构—行为—绩效范式(简称SCP范式)、芝加哥学派的效率—结构范式(简称ESH范式)和新实证主义的产业组织理论范式(简称NEIO范式)。前两种范式使用的实证方法被称为结构方法，其主要分析指标包括市场份额(MS)、市场集中度(CRn)、赫希曼—赫芬达尔指数(HHI)以及基尼系数;后一种范式使用的实证方法被称为非结构方法，主要包括三种模型:Iwata模型、Lau－Bresnahan模型和Panzar－Rosse模型(以下简称PR模型)。结构方法作为传统产业组织理论的经典实证方法，20世纪50年代以来曾得到广泛的运用，但如今遭到越来越多的批评;非结构实证方法则越来越受到学者们的青睐，成为目前分析银行业竞争程度的主要方法，尤其是PR模型。①Iwata模型仅有Shaffer和Disalvol运用过一次。PR模型与Lau和Bresnahan模型相比较，不仅数据更易获得，而且具有以下优点:PR模型使用的简约型的收入方程比结构方程更易估计;避免了市场范围的界定;不需要非银行金融机构的数据;给定个体银行的数据，利用PR模型能研究不同银行内部的竞争(如大银行与小银行、外资银行与国内银行)。

PR模型通过计算H值来判断银行竞争状况，这一方法基于Lerner对垄断力量的度量、Iwata对寡头垄断的度量、及Lau，Bresnahan，Panzar和Rosse对可竞争市场竞争状况的度量。运用这种方法对银行业竞争状况进行实证研究始于Shaffer，他分析了美国纽约银行业的竞争状况;此后Nathan和Neave用该方法分析了加拿大银行业的竞争;Lolyd－Williams等也用此方法对日本银行业进行了分析。对欧盟银行业竞争状况研究始于 Molyneux 等，随后，Bikker和 Groenereld［1］、DeBandt和 Davis［2］等相继用这一方法对欧盟银行业的市场竞争程度进行了实证分析。对发达国家银行业市场结构的分析，大多数学者得出了垄断竞争的市场结构的结论。运用PR模型的H值对发展中国家银行业竞争程度的研究多见于对南美、中东欧国家的研究，也有对其它发展中国家银行业的分析，如Buchs和Mathisen对加纳银行业的分析、Pasadilla和Milo对菲律宾银行业的分析及Al－Muharrami等对阿拉伯国家银行业的分析等［3－4］。相对于对发达国家颇为一致的结论，学者们对发展中国家银行业竞争状况的结论存在较大的分歧，既有垄断或寡头垄断的判断，也有垄断竞争的结论。这与发展中国家在经济发展水平、市场发育程度等因素上存在很强的层次性和差异性有关。

国内学者运用PR模型的H值对中国银行业的研究较少，有代表性的仅有叶欣与赵子依等。叶欣认为，中国银行业正由高度集中的寡头垄断结构向竞争性较强的垄断竞争型市场结构转变［5］;赵子依等研究了1993—2003年的中国银行业竞争状况，结果表明:中国银行业整体上处于垄断竞争的市场结构，且竞争程度有下降的趋势;如果把四大国有商业银行分开考虑，则四大国有商业银行之间的竞争接近完全竞争，其它银行间的竞争程度明显低于四大国有商业银行间的竞争程度［6］。

运用H值对外资银行的竞争效应进行研究的文献不多见，国内尚无相关研究成果，且分歧较大。如Claessens和Laeven对80个国家外资银行进入对东道国银行业竞争程度的影响进行了研究，发现外资银行进入提高了东道国银行业的竞争程度［7］;Claessens和Laeven对53个国家的分析，Gelos和Roldos对拉美和欧盟八国的分析［8］，以及Yildirim和Philippatos对11个拉美国家的分析都得出了同样的结论［9］;但Yeyati和Micco对8个拉美国家的分析却得出外资银行渗透弱化了银行业竞争的结论，Maritines和Mody对拉美五国的经验研究也得出了同样的结论。由此带来的问题是:外资银行进入对中国银行业产生了怎么样的影响，是强化了竞争，或是弱化了竞争，还是竞争程度不变?

二、模型与数据

1.实证模型构建

根据Colwell和Davis的划分，模型化银行业投入产出的实证方法分为产品法和中介法，它们都运用古典微观经济理论，但对银行业务的性质判断存在分歧。产品法认为，银行是运用劳动力和物质资本作为投入品来为借贷双方服务的多产品部门;中介法则认为，银行的存款和贷款业务有根本的区别，存款是可分的、流动的、短期的和无风险的资产，而贷款是不可分的、非流动的、长期的和有风险的资产，且二者在数量上并不必然相等，因此，银行是运用劳动力、物质资本和金融资本作为投入品来制造贷款的单一产品部门。这一思想与Sealey和Lindley提出的银行多级产品程序思想相一致，即银行的制造程序是使用劳动力、金融资本和物质资本作为基本投入品，将存款作为中间输出品，最后输出贷款的过程。PR模型采纳了中介法，将劳动力、金融资本和物质资本作为基本投入品，建立了一个简约形式的收入方程，以收入作为因变量，以劳动力、金融资本、物质资本以及其他银行特性的指标作为自变量，在利润最大化的假定下，通过考核收入变量对三大投入品变量的弹性和来衡量银行业市场的竞争程度，并将这一弹性和命名为H统计量。根据Panzar和Rosse，H值的大小影响银行业的市场竞争条件。在一个共谋性市场中，利润最大化的约束条件使得投入要素价格上升导致边际成本上升，从而降低均衡产出和均衡收入，因此，对垄断市场、完全共谋市场或者同质猜测变量寡头垄断市场，H≤0;在完全竞争市场上，投入要素价格的上升使得边际成本和边际收入上升相同比例，因此H=1;在垄断竞争市场中，0≤H≤1。

PR模型同时使用以下主要假定:(1)银行在他们的长期均衡上经营，且是一个追求利润最大化的经营实体。(2)银行的绩效受市场中其它参与者的行动影响(完全垄断市场除外)。(3)成本结构同质，生产函数是标准的柯布—道格拉斯函数(具有固定规模回报)。(4)需求价格弹性大于1。

为衡量外资银行进入对中国银行业的竞争效应，鉴于难以获得在中国境内经营的外资银行的财务数据，我们的分析分为两步:第一步分析1995—2006年中国银行业的市场竞争程度，获得Ht值;第二步以Ht值为因变量，以外资银行的机构数、总资产等变量为自变量，分析外资银行进入对Ht值的影响。沿袭Gelos和Roldos［8］，Buchs和Mathisen［3］的方法，我们使用两个简约形式的收入方程，构建第一步的实证模型:

其中，TR表示总收入，TRI表示总利息收入。PF表示贷款费用率，即贷款的单位价格，由于中国商业银行的利率市场化程度不高，单一的利息支出不足以衡量贷款费用支出，因此我们用利息支出与营业费用之和比总存款表示。PL表示人均费用率，即劳动力的单位价格，一般用员工工资费用支出比员工人数，由于中国商业银行福利除了员工工资、奖金外，还有其他隐性费用支出，如住房补贴支出，因此我们用总支出取代单一的工资支出表示员工费用;同时由于中国银行业员工人数的数据1999年前缺失，Gelos和Roldos［8］，Buchs和Mathisen［3］曾用存款与贷款之和来代替，本文也采用这一做法。PK表示资本费用率，即资本的单位价格，一般用非利息支出成本比固定资产表示。另外三个EQTY，LOATA，TA分别表示银行特性的控制变量，其中前两个是用来表示两类不同银行风险的指标，分别用股东权益/总资产、总贷款/总资产表示，后一个表示银行规模，作为银行经济规模或非经济规模的替代，用总资产表示。ε为误差项，i表示第i家银行，t表示时间。

上述模型需要说明以下三点:

第一，以前研究大多使用一个比例因变量(如收入/资产或利息收入/资产)作为被解释变量［9］，认为这样做有助于剔除不同银行在规模上的差异;而目前更多学者则认为，使用比例因变量会使PR模型从一个收入方程变为一个价格方程，而PR模型却是一个收入方程。如Vesala认为，使用比例因变量会带来偏误，因为PR模型将银行总资产作为内生变量来处理，而使用比例因变量则是将总资产当做外生变量来处理;Bikker等进一步分析了这一设定偏误问题，指出这一设定偏误虽然不会导致对市场结构错误的结论，但它会高估H值。因此，本文采用非比例因变量(TR和TRI)，避免高估H值。

第二，虽然Casu和Girardone，Rozas都仅使用收入/总资产或净收入/总资产作为因变量，并且认为在目前利息收入和非利息收入之间的区分并不相关，但考虑到中国国情，特别是中国银行业的收入大部分仍来自于存贷利差，中间业务并没有得到很大发展的现状，我们也使用利息收入因变量，而且这样做能使我们辨识中国目前的银行是否还是传统的金融中介。

第三，H= ∑hi(i=1，2，3)。

PR模型假设银行在长期均衡市场上经营，因此，在计算H值之前，必须检验研究样本中的中国银行业是否在长期均衡市场上经营，此时，银行业的资产回报率应等于市场风险回报率，即资产回报率应与投入要素成本无关，因此为检验H值的竞争均衡性，构建下述模型:

其中，ROA表示资产回报率(净利润/总资产)，因为ROA可能为负数，效仿Claessens和Laeven、Utrero－Gonzalez的做法，我们将(1+ROA)作为因变量。其他变量与模型(1)和(2)相同。

第二步的分析模型构建如下:

其中，CR4表示中国最大的4家银行的资产市场份额，n/N表示外资银行的机构数/中国银行的机构总数，FBTA/TA表示外资银行资产/中国银行业总资产，IIt表示银行业的不稳定系数，IIt=∑Ni=1|Si，t－Si，t－1| 。Si，t表示第 i家银行在 t期的资产市场份额，Si，t－1表示第 i家银行在 t－1 期的资产市场份额，IIt越大，银行业的不稳定性程度越大。

通过这一方程，可以辨识:(1)竞争程度与集中度的关系，验证SCP假说。(2)外资银行的机构数、资产数与竞争程度的关系。①Claessens，Demirg－Kunt和Harry Huizinga发现，外资银行的数量增减比其资产规模更能影响东道国银行业的市场竞争程度，为验证这一观点在中国的适用性，我们同时选择外资银行的机构数和资产数作为自变量。(3)竞争程度与银行业稳定程度的关系。②对银行业竞争与稳定之间的关系，经济学家莫衷一是，既有认为正相关的，也有认为负相关的，还有认为不相关的。我们引入银行不稳定系数II的目的，是想验证中国目前银行业竞争与稳定的真实关系。

2.数据描述

H值和Ht值的计算，我们选取的样本为中国工商银行、中国农业银行、中国银行、中国建设银行、交通银行、中信实业银行、华夏银行、民生银行、广东发展银行、深圳发展银行、招商银行、兴业银行和上海浦东发展银行等13家银行。①光大银行缺2004和2005年的财务数据，无法补充数据，因此样本中没包括光大银行。为保证竞争性均衡检验，需要排除那些刚刚成立或成立时间不久的银行，因为它们的行为不典型，所以我们将浙商银行、渤海银行等银行没有列为研究对象。样本期为1995—2006年。②选择1995年为样本的起点，是因为PR模型假设银行是追求最大利润的经济实体，中国1994年成立三家政策性银行，可将此后的中国银行企业大致认为是追求利润最大化的实体，虽然它们由于制度环境和经济环境的约束仍存在较强的软预算约束行为。数据为面板数据和每年的截面数据，③面板数据用来分析中国银行业1995—2006年的H统计值，横截面数据用来分析中国银行业1995—2006年每年的Ht统计值。根据《中国金融年鉴》(1996—2007)、中国人民统计季报以及国泰安信息研究中心的银行财务数据库等资料汇总计算而来，并且均以1995年为基期按CPI指数进行了价格调整。由于这13家银行在资产、存款和贷款三个指标上都占到了银行业总规模的90%左右，因此样本选择是有代表性的。

在《中国金融年鉴》中各个银行的资产负债表和损益表的统计口径并不尽相同，我们根据需要进行了必要的调整。某些年份有些银行的财务数据缺失，④1995年缺华夏银行、民生银行、招商银行和上海浦东发展银行的某些财务数据，1996年和1997年缺招商银行的利息收支，2005年缺广东发展银行的部分数据。由于面板数据模型的计量要求样本为平衡样本，考虑到剔除这些银行会影响样本的代表性，因此我们采取补充数据的办法，对1995年的缺失数据，采用横向对比的方法，与相似规模的银行比较类推得到;对1995—2006年其间的缺失数据，采用纵向的时间趋势平滑法补充。对面板数据，在整个样本期间，共搜集到156组，其中原四大国有商业银行数据48组，其他股份制商业银行数据108组。对于截面数据，每年13组。

外资银行进入的竞争效应测度模型所选取数据是1996—2006年中国银行业Ht值、前四家银行资产市场份额(CR4)、外资银行的机构数与中国银行业总机构数的比值(n/N)、外资银行总资产与中国银行业总资产的比值(FBTA/TA)以及中国银行业的不稳定系数(IIt)，5个序列11组数据。⑤以1996年为起点，是因为IIt的计算要滞后一期。

三、中国银行业的长期均衡性竞争检验

中国银行业的H值的计量，由于使用的是面板数据，因此必须明确以下两点:一是决定使用固定效应回归模型，还是随机效应的回归模型;二是如果是固定效应回归模型，则还必须考虑是使用普通最小二乘法(OLS)，还是使用其他加权方法。对第一点，有些学者先验性地使用固定效应回归模型，也有学者通过Hausman检验来决定取舍。为了模型使用的科学性和准确性，我们通过计算Hausman值来决定回归模型的选择。由于Eviews5.0分析软件并没有直接进行Hausman检验，因此我们套用Hausman公式来计算其值。运用Matlab编程进行矩阵的运算，得到模型(1)、(2)、(3)的 Hausman值分别为36.9346、14.3018、20.3999。因为 Hausman值服从自由度为 n的 χ2分布，所以当自由度为7时，在0.5%的显著性水平下，χ2(7)=20.278＜20.3999＜36.9346，说明模型(1)和模型(2)的回归分析应拒绝Hausman检验的原假设——随机效应好于固定效应，接受固定效应的回归模型;同样，在5%的显著性水平下，χ2(7)=14.067＜14.3018，模型(3)也应拒绝Hausman检验的原假设，接受固定效应的回归模型。这一结论与大多数文献采用固定效应的回归模型来分析银行业的竞争效应是一致的。接下来还须决定回归方法的选择，即最小二乘法还是其他。早期PR模型分析多使用广义最小二乘法，但为了消除数据可能存在的异方差，现在的文献多使用广义最小二乘法(GLS)。通过对模型残差散点图的观测，模型可能存在异方差，因此我们同样使用广义最小二乘法。基于上述选择，运用Eviews5.0分析软件，模型(1)、(2)和(3)的回归结果如表1所示。

从表1可知，比较模型(1)和模型(2)，模型(2)更优。虽然两个模型的R2都很高，接近于1;F值和DW值也都很好，但模型(1)存在两个问题:一是在5%的显著性水平下，对H=1的Wald检验的F统计值不仅偏小，而且其概率等于0.2513，说明模型不能拒绝H=1的假设，即中国银行业的市场结构是完全竞争型的市场结构，这与模型(1)的H值(0.7794)不一致;二是部分t值在5%的显著性水平下不能通过检验，说明模型存在多重共线性可能。而模型(2)则不存在这两个问题，Wald检验的p值都很小，说明在5%显著性水平下，应拒绝H=0和H=1的假设，接受0﹤H﹤1的假设，即认为中国银行业是垄断竞争型市场结构，这与模型(2)的H值(0.6270)是相吻合的;同时，所有的t值在5%的显著性水平下都能通过检验。因此，用利息收入作为PR模型的被解释变量在中国目前是最恰当的，这也说明了中国目前的银行还属于传统的信用中介，即主要的收入来源是利差。

表1 中国银行业1995—2006年间13家银行的PR模型回归结果

从竞争性均衡检验的回归结果来看，H=0.0013，接近于0;同时在5%显著性水平下，Wald(H=0)的p值为0.2012，说明不能拒绝H=0的假设;Wald(H=1)的p值很小，说明拒绝接受H=1的假设，因此H=0通过假设检验，说明1995—2006年间中国银行业是在长期均衡水平上运营。模型惟一的不足是R2偏小，可能的解释是我们对ROA进行了处理，即都加了1，影响了模型的准确性。

四、外资银行进入的竞争效应分析

由于1995—2006年间中国银行业是在长期均衡水平上运营，因此我们可对这期间的每一年计算其Ht值，以它为被解释变量，加入外资银行的相关变量，考察外资银行进入对Ht的影响;同时加上CR4(中国最大的4家银行的资产市场份额)和IIt(银行业的不稳定系数)两个解释变量，以反映市场集中度和银行业的不稳定程度对Ht的影响。变量取对数的作用不仅体现在可得到平稳的时间序列数据，消除数据中存在的异方差，而且不会改变时间序列的性质和相互关系，由此构建模型(4)。

模型(4)的相关数据如表2所示。

表2 模型(4)的相关数据

模型(4)有这样几个目的:(1)回归计算市场份额与市场竞争程度Ht的相关性，验证SCP假说。(2)回归计算不稳定系数与市场竞争程度Ht的相关性，验证稳定与竞争的相关性。(3)检验外资银行机构数和资产市场份额与市场竞争程度Ht的格兰杰因果关系，以验证Claessen等认为的“外资银行进入发展中国家的效率改进效应与外资银行进入的数量而不是其所占据的市场份额相关”这一结论。(4)检验外资银行机构数和(或)资产市场份额对市场竞争程度Ht的显著性，说明外资银行进入的竞争效应。

由于是时间序列数据，而现实中大部分时间序列变量为非平稳变量，对非平稳的时间序列数据进行回归会导致伪回归，因此在回归前必须进行平稳性检验。目前解决这一问题的常用方法是运用ADF检验法进行单位根检验。我们运用ADF检验对模型(4)的五个序列进行单位根检验。

第一步:确定滞后期。最优滞后期的选择主要依据的是AIC和SC两个准则，以回归后得到的最小的AIC值和SC值为标准，具体结果如表3所示。

表3 每个序列滞后期的单位根检验

第二步:对水平数据在相应滞后期情况下进行单位根检验，如果不平稳再对一阶差分数据进行单位根检验。具体结果如表4所示。

表4 模型(4)的单位根检验结果

ADF检验结果表明，所有变量原时间序列都是一阶单整的时间序列变量。所有变量的原值在1%和5%的显著性水平下均无法通过显著性检验，说明存在单位根，不能拒绝零假设H0:p=1;一阶差分后，Ht序列在1%的显著性水平下拒绝了存在单位根的假设，其他变量序列在5%的显著性水平下拒绝了存在单位根的假设，说明所有变量具有一阶单整性I。对同阶单整性的非平稳序列只要通过协整检验，我们就可进行回归分析。对于变量之间协整关系的检验，通常有两种方法:一是Engle和Granger提出的基于协整回归残差的两步检验法;二是Johansen和Juelius提出的基于VAR的协整系统检验。本文采用前者来检验变量之间的协整关系，因为Johansen协整检验比较适合于对大样本的分析，但我们的样本量较小，因此我们采用对残差序列e做单位根检验以判断模型协整关系的方法。通过对残差序列e做ADF检验，得到ADF检验值为－4.015，小于显著性水平5%时的临界值－3.213，因此可认为估计残差序列e为平稳序列，表明模型(4)具有协整关系，能对它进行回归分析。

在模型(4)是平稳的状态下，我们先对其进行格兰杰因果关系检验，根据AIC值和SC值标准确定滞后阶数为1阶，相应的回归结果如表5和表6所示。

表5 lnHt与ln(n/N)的格兰杰因果性检验

表6 lnHt与ln(FBTA/TA)的格兰杰因果性检验

从表5和表6可看出，外资银行机构数与市场竞争程度Ht不存在因果关系，而外资银行的资产市场份额是市场竞争程度Ht的格兰杰原因。因此我们对模型(4)作修正，剔除外资银行机构数这一变量，建立如下模型:

对模型(5)作回归，其回归分析结果如表7所示。

表7 模型(5)的回归分析结果

从表7中反映的R2、DW值、AIC值、SC值以及F值可看出，模型的拟合程度较好。从解释变量与被解释变量的关系看:(1)市场集中度(CR4)与市场竞争程度(Ht)呈一定程度的负相关关系，这与经济理论是一致的，即市场越集中，市场的垄断程度越高，这在一定程度上验证了“SCP假说”。(2)外资银行市场份额(FBTA/TA)与市场竞争程度(Ht)呈一定的正相关，但显著性程度不高(t值小)。(3)市场稳定程度与市场竞争程度(Ht)呈现很弱的负相关。这一结果不支持Allen和Gale的观点［10］。

根据上面的实证结果，我们可得出这样一些判断:

第一，“SCP假说”的成立说明市场结构对中国银行业的行为进而对绩效产生重大影响，因此市场结构改革仍是我们改革的重点。虽然从1995—2006年中国银行业的市场结构改革取得了很大进展(从表2中Ht值的不断提高可看出)，但竞争程度仍较低(H值为0.6270)，仍需继续深化市场结构的改革。

第二，外资银行进入对提高中国银行业市场的竞争程度起到了一定的促进作用，但影响不显著，可能的解释是外资银行目前的市场份额太小，还难以对中国银行特别是原四大国有商业银行构成威胁，因此对提升竞争的作用有限。

第三，外资银行机构数与Ht值不相关，外资银行资产份额是Ht值的格兰杰原因，这与Claessens等对80个国家7 900家银行所得出的判断不一致，可能的解释是中国在原有的计划经济体制下形成了国有银行一家独大的局面，目前虽然正在进行市场结构改革，包括在国内设立新的股份制商业银行，从国外引入外资银行，但短期内还难以憾动国有银行的寡头垄断格局。特别是如果引进的是小规模的外资银行，其对国有银行的影响则更有限。

第四，人们通常认为，外资银行的进入，势必会带来一国国内市场的不稳定，进而导致该国市场竞争程度的变化，要么是垄断的加深，要么是竞争的强化;但实证结果表明，外资银行的进入虽然会使稳定性有所下降，但这种影响太小，几乎可以忽略不计。

五、结论和政策建议

实证结果表明:(1)中国银行业市场结构是垄断竞争型市场结构，中国银行业仍然属于传统的信用中介，利息收入是其主要收入来源;可喜的是，中国银行业竞争程度正逐步提高。(2)目前外资银行进入一定程度上加强了中国银行业市场的竞争，但作用有限;其中，外资银行的机构数与市场竞争不存在格兰杰因果关系，其资产份额与市场竞争存在一定的正相关关系。(3)1995—2006年间，中国银行业市场支持“市场力假说”，即市场集中度越高，市场竞争程度越低。(4)市场稳定程度与市场竞争程度(Ht)存在很弱的负相关，这破除了一些人担心引进规模大、实力强的外资银行可能对中国银行业的稳定性带来不利影响的顾虑。

相应的政策建议是:

1.坚持市场结构改革取向，大力引进规模大、实力强的外资银行

市场结构改革和产权改革是目前中国银行业改革的两只“车轮”，其中，市场结构改革是一项宏观改革措施，旨在营造良好的竞争氛围;而产权改革是一项微观改革措施，旨在为国有商业银行转换经营机制创造条件。引入外资银行即是实行市场结构改革的重大举措。本文证明:外资银行，特别是资产规模大的外资银行进入确实提高了中国银行业的竞争程度，但目前作用有限。因此从目前来看，引进外资银行的力度还应加强，包括:优化市场的信用环境和法制环境;减少对外资银行的审批手续;加强银行业外向型人才的培训;等等。在大力引进的同时，也要防止盲目引进，具体说，一是避免将引进外资银行当作地方政府政绩考核指标看待，只顾数量不顾质量地引进，或者是用超国民优惠待遇来引进外资银行。二是注意引进外资银行的地区分布，改变目前外资银行大多集中于沿海地区的不平衡分布状态，注重外资银行在全国的均衡布局。

2.加强银行业务创新，增强本土银行竞争力

创新是银行利润的源泉，是体现银行核心竞争力的关键因素。中国银行业的利润主要来自利差收入，创新动力与创新能力不强，当面临外资银行咄咄逼人的竞争态势时，心有余而力不足，最终会在这场竞争实力的较量中败下阵来。因此，中国银行业的当务之急是加强业务创新，拓展中间业务，切实有效地增强本土银行的竞争力。学界给银行业务创新开的处方是“观念创新、制度创新和业务转型等的综合创新”，这一处方从理论上讲没有什么问题，但实践上并不可行，因为中国的商业银行目前不需要创新就能获得丰厚的利润:一是存贷款利差大。二是中国企业的融资结构是以间接融资为主的结构，企业对贷款的需求刚性强。三是创新往往意味着风险，意味着成本增加，导致创新收益可能不足以弥补成本的增加。所以加强银行业务创新，主要有两点:一是利率市场化，由市场决定存贷款利差。二是加强金融市场结构调整，分流对商业银行刚性的资金需求，促使各类金融市场均衡协调发展。

3.加强对外资银行的竞争性管制，优化本土市场竞争环境

银行业既需要审慎性监管，又需要竞争性管制。目前对外资银行审慎性监管讨论的较多，但对其竞争性管制探讨的甚少。外资银行进入后的管制比引入本身更为重要。大力引入外资银行并非是不要管制的引入，加强管制的目的是优化国内银行市场的竞争环境。如果缺乏对外资银行的竞争性管制措施，势必引发外资银行的反竞争行为，恶化中国银行业市场的竞争环境。迄今为止，中国仍缺乏对外资银行进行竞争性管制的机构、法律和经济分析方法的研究。因此，在放开对外资银行的地区限制和业务限制后，在外资银行已大量进入中国的今天，建立对外资银行反竞争行为的管制体系已是刻不容缓，具体的政策建议是:(1)确立对外资银行进行竞争性管制的机构，建议由商务部反垄断局行使这一职责，同时建立商务部与中央银行、银行监督管理委员会之间的信息交流与沟通机制。(2)制定《外资银行竞争性管制指南》或《外资银行管制法》作为对外资银行反竞争性行为的管制依据。(3)加强商务部反垄断局与境外反垄断部门的双边和多边合作。(4)吸收更多的专门从事外资银行反垄断研究的经济学家和法学家进入商务部反垄断局经济分析处，使得对外资银行的反垄断管制更科学。

［1］Bikker，J.A，J.M Groeneveld.Competition and Concentration in the UE Banking Industry［J］.Credit and Capital，2000，(33):62 －98.

［2］De Bandt，O，E.P.Davis.Competition，Contestability and Market Structure in European Banking Sectors on the eve of EMU［J］.Journal of Banking and Finance，2000，(24):1045 －1066.

［3］Buchs，T，J.Mathisen.Competition and Efficiency in Banking:Behavioral Evidence from Ghana［R］.IMF Working Paper，2005.17.

［4］Al－ Muharrami，S.，K.Matthews，Y.Khabari Market Structure and Competitive Conditions in the Arab GCC Banking System［J］.Journal of Banking and Finance，2006，(30):3487 －3501.

［5］叶欣.垄断到竞争:中国商业银行业市场结构的变迁［J］.金融研究，2001，(11).

［6］赵子依，等.我国商业银行业市场竞争结构分析——基于Panzar－Rosse范式的考察［J］.统计研究，2005，(6).

［7］Claessens，S.，L Laeven.What Drives Bank Competition:Some International Evidence.Journal of Money［J］.Credit and Banking，2004，(36):563 －584.

［8］Gelos，R.G.，J Roldos.Consolidation and Market Structure in Emerging Market Banking System ［J］.Emerging Markets Review，2004，(5):39 －59.

［9］Yildirim，H.S，G.Philippatos.Restructuring，Consolidation and Competition in Latin American Banking Markets ［J］.Journal of Banking and Finance，2007，(31):629 －639.

［10］Allen，F，D.Gale.Financial Contagion ［J］.Journal of Political Economy，2004，(108):1 －29.