外资银行进入与中国商业银行特许权价值

1、进入与中国商业特价值*内容提要 本文采用度量了 1999 2006年中国上市的特价值, 并运用计Q量模型检验进入与中资特价值的。研究发现, 以资产份额和数量份额表示的进入程度与特价值显著正相关, 特价值提高意味着减弱, 所以进入客观上促使中资以更审慎的态度风险行为, 以求获取有利的竞争地位; 与资产份额相比,数量的增加对特价值的影响更为显著; 在当前阶段参股对国内自身经营状况密特价值还未产生显著影响; 此外,切相关。特价值还与市场集中度及特价值Q 风险行为一引言随着全球浪潮的兴起, 提高部门参与程度成为许多体的业开放进程显著加快, 世界性政策的重要组成部的频繁发分。进入 20世纪 90年代以来

2、, 新兴市场生了人们对业开放与体系稳定性的激烈争论。一方面,通常拥有来自充足的资金后援和在国际市场上的融资能力, 在母国受到严格的监管, 并且拥有成内部管理和风险控进入带来的 摘樱桃 效应制技术, 这些都将提高东道国金融体系的总体稳健程度; 另一方面,( 吸引优质客户) 、国内风险上升的不利局面,特价值的降低和更为激烈的同业竞争都将使东道国利润下降、体系的脆弱性加大。取得了快速的发展。 2006年底 中中国加入世界贸易组织 (WTO )以来,管理条例 的推出, 标志着中国在民业已进入全面开放的新时期。据中国业监督管理委员会统计, 2006年底在华本外币资产总额达到 9279亿元, 与 2001

3、年相比翻了近 2倍。在上海等金融业发达城市, 其市场份额已超过 10% 。在外汇业务及贸易融资等领域,的市场份额已超过 20% 。截至 2007年 12月 11日,展开全面竞争。法人已达 17家, 这些将在本外币市场与中资北京航空航天大学管理学院金融系00 9电子信箱 h an ly 63 co () ; carol w e l 63 co ( 李*伟 )。本文得到自然科学基金 ( No 7052 00 ) 的资助。作者特别感谢审稿人的宝贵意见和建议, 当然文责自负。* 2008年第 10期 22 世界业的全面开放将使中资前所未有的, 研究进入业的影响, 对于在保证金融安全的前提下发挥对金融发

4、展和稳定的积极作用, 正确引导和稳步推进全面开放, 具有十分重要的意义。研究表明,特价值与风险行为密切相关, 国外学者从特价值的角度研究金融自由化对体系稳定性的影响, 认为它是影响稳定性的一个重要因素。本中检验化。进入与中国商业特价值的, 进而探索开放后国内风险行为的可能变本文第二部分回顾了相关文献, 第三部分商业特价值的度量, 第四部分对进入与特价值的进行经验分析, 第五部分总结全文。二进入对东道国体系稳定性影响的文献综述根据理论方面的研究成果,进入对本国体系的稳定性同时正面和影响。从正面效应来看,C laessens的进入将通过如下途径起到稳定金融的作用( W a lter and G r

5、ay, 1983; Lev ine, 1996;, 2001): ( 1)加强竞争促使部门效率提高; ( 2)先进金融技术的和使用, 提高当地金融服务质量; ( 3) 促进监管和法律框架的发展; ( 4)业务多元化, 融资增多,抗冲击能力强。从影响来看, 本国面对具有国际声誉和优势的的激烈竞争, 将失去大的愿望行事或对东增大( St ig litz, 1993)。状况和监管较弱的情量的市场份额, 特别是那些性好的部分。而且通常按照东道国道国同时,的愿望不敏感, 因此造成东道国本国的能力下降,业可能和本国体系的风险问题, 特别是在宏观会加大风险。此外, 伴随着的大量进入,部门的特价值将骤然下降,

6、 原先国内银行的利润也将不复。在这种情况下,的风险抵御能力将大大降低, 这将导致体系的不稳定性迅速上升( D em irguc- Kunt and Detrag iache, 1998)。国外关于进入对东道国影响的研究开展较早, 对稳定性的研究主要从特价值果表明,发生概率与对东道国进入的业稳定性确实以及在金融效应。期间的表现等角度入手。研究成正面和D em irguc- Kun t和 D etrag iache( 1998) 运用多元 Log it模型对 53个在 1980 1995年发生概率和金融自由化的进行了。这些中既, 也发达。他们发现,金融自由化对部门的稳定性确实具有不可忽视的影响,

7、健全的制度环境可以在一定程度上抑制这种影响。另外, 他们以的能力、资本充足率和性等作为表征特价值的指标,金融自由化与这些指标间的相关性, 发现金融自由化降低了特价值。Keeley ( 1990) 通过研究证实, 特价值下降将使脆弱性增大。与之相反, Lev ine( 1999) 在 D em irguc- Kunt和 D etragiache( 1998) 研究的基础上使用多元 Logit模型进一步与一国发生之间的, 发现的数量与之变量的影响, 那么发生的概率的 的参与往促使本呈显著负相关。也就是说, 如果能够有效地数量越多, 一国的金融体系将越稳定。由于往能提高信贷分配质量, 这将有助于提高

8、其他可能引起具有更好的信贷风险定价技术,体系整体的稳定性。的高技术业务和国监管于不得不提高监管队伍的质量与规模, 从而提高了内通常更重视对会计报告等的信息披露, 如果东道国的监管水平。在监管过程中, 由积极仿效, 则可以信息的。* 2008年第 10期 23 世界进入与中国商业特价值通过引入良好的实践经验、会计准则、信息、金融规范和监管技术等, 东道国体系的机构建设将得到极大改进。在金融经历期间的表现, 也是衡量其是否加剧体系不稳定的一个重要方面。证据表明信贷更稳定。Dages等( 2000) 和 Peek与 Rosen 在时期, 与本国1994 1999年相比,gren ( 2000) 通过

9、期间阿根廷、墨西哥和巴西的表现, 发现了中东欧十国比国内银和国内行增长率更高, 而且波动性更低。D e H aas和 van Lelyveld( 2006)在周期和期间的反应, 发现期间国内收缩信贷, 而和国内依然维持信贷供给。Detrag iache和 Gupta( 2006)以为研究对象, 比较在亚洲金融期间的绩效, 没有发现近期一些在新兴市场期间放弃国内市场的证据。和的研究也纷纷指出, 工业化的进入不仅体系危导致体系的不稳定, 而且在总体上有助于的体系稳定, 使得东道国机冲击的可能性降低。Levy和 M icco ( 2007) 使用 Z统计量衡量的风险, 通过对拉美的研究, 发现的进入

10、通过削弱业的竞争提高了金融体系的稳定性。国内学术界已经对于进入对东道国业的影响展开了研究。( 2003) 借鉴进入程度与本国银体系稳定性的结D em irguc- Kunt和 Detrag iache( 1998) 模型, 检验了 50个1988 1997年行体系发生概率之间的, 得到进入数量的增加将有助于增强本国论。和( 2005)基于中国具有代表性的 13家国内商业的 金融稳定效应 在中国有所体现。1993 2002年的面板数据进行的研究认为,( 2007) 则从新兴市( 2006)场于的经验出发, 定性分析了进入业的影响, 并提出了相应的对策建议。但是关进入商业特价值的影响尚无深入的经验

11、分析, 这正是本文的研究主题。三商业特价值的度量(一 )基本概念特价值这一重要概念是 Buser等( 1981)和 M arcus( 1984) 在分析业道德风险时提出的。所谓谓融监管特特价值( Franchise Va lue, FV), 就是通过对利率和市场准入的限制为创造的, 形成所价值。为叙述方便, 本文以 FV 表示特价值。FV 主要来源于两个方面: 一方面金而获得超额利润, 由此获得 与市场相关 的 FV;的限制了竞争,因一定程度的的杠杆经营特性和在效率、商誉、客户等方面的差异而获得超额利润, 称为 与银另一方面, 由于行相关 的 FV。特价值与的密切相关。特价值越高, 失去这一价

12、值的威胁使得越有激励去监督它们所提供的公司, 去进行其组合的风险管理, 因而使得成为更稳定的机构。反之, 如果特价值下降,所有者审慎经营的减弱,更强, 在金融监管的情况下,失败的可能性更大, 结果可能造成金融体系的。K ee ley( 1990) 研究了美国商业20世纪 50年代到 70年代的特价值, 数据显示这一期间美国各的 FV 普遍低于其他时期的 FV, 他认为正是这个导致了美国风险的提高。在接下来的率创 50年来最高。Keeley发现同期特许10年里,权价值和1200多家资本资产比率之间2008年第 10期 24 , 平均每年 120家,正相关, 他将此解释为特价值与风险行为之间呈反向

13、世界*变化。Gropp与 Vesala( 2000)使用欧盟 1991 1998年 128家样本的数据, 用两阶段模型分别估计了杠杆风险(负债账面价值 /资产市值) 、资产风险 (不良/总资产) 及总风险( 股票年标准差)。Gonzalez和特价值(Q ) 之间的, 证实风险与特价值之间显著负相关( 2005)对 36个251家1995 1999年的数据进行经验分析, 同样得到了特价值和为对象, 研究呈反向的结论。De N ico lo( 2001)以 1988 1998年 21个工业的上市规模与特价值和风险的, 发现规模越大,特价值越低,风险越大。国内对于特价值的关注较晚, 经验研究的文献较

14、少。( 2002)侧重从学角度分析 在本质上是 , 并提出简化计算特特价值, 指出特凭借其特许地位取得的价值的公式。在此基础上他还定性分析了特价值与风险的, 指出特价值的变化是促成东南亚金融了影响特爆发的重要。价值的因素。业资本的特Q度量特价值进行了研究, 着重分析价值, 并建立了面板数据( 2006)( 2006)采用模型研究上市特价值与风险行为之间的。结果发现, 两者之间负相关, 而且能力造成了风险行为的差异。和的特( 2007) 采用Q 的度量了 1998 2005 年中国 7家商业和美国 96家商业价值, 并就市场相关因素和相关因素对特价值的影响进行了分析。见, 国际和国内经验表明,

15、特价值与风险行为密切相关, 二者呈现负相关。因此特价值能够在一定程度上反映的稳定性。(二 )特由于特价值的度量价值代表的是未来的发展机会, 反映的是部分无形资产的价值, 因此Q 值( 公司市场价值与公司重置成本之比 ) 是测算特价值的一个理想指标 ( Lindenberg and Ro s,1981; Sm irlock, 1984), 也是国外特价值研究中通用的近似计算。在经验研究中, 使用Q 值代表特价值的好处还在于既能使不同规模的( Gropp and Vesala, 2004)。具有可比性, 也可以反映的国内学者还提出了其他的计算 ( 1- R - R )D + kD E ri - D

16、 rD - CrC。( 2002) 提出了特价值的简化计算公式: FV =*, 其中 D 指存款, R 指存款准备金率, R 指超额准备金率, k 代表用1+ 于投资的资本金占存款的比率, E ri是稳健投资平均率, rD 是存款利率, rC是资本金成本, 即资本金在完全竞争条件下的平均利润, C 指资本金, 是贴现率。该公式反映的是过去和当前的超额利润, 而特价值是未来长期超额- rf ), 其中 ROE 是的现值。( 2006) 提出了资本特价值的计算, 即*税前资本利润率, rf为无风险利率, v 为贴现因子, v = 1 / ( 1+ )。UBFV = v(ROE根据此式得到的实际上是

17、折现后的风险回报, 而且各家特价值的差别仅在于 ROE 的不同。总体来看, 国内计算权价值概念的内涵。主要考虑自身经营因素, 基本上没有考虑市场相关因素, 不能全面反映特许综合上述考虑, 本文采用国际通行的Q计算中国的特价值。现有文献中, 主要有两种计算特价值的Q算法: 一是使用资产的市场价值和账面价值之比( m arket to bookvalue of bank assets), 如 Keeley( 1990)、Saunders与 W ilson( 1994) 等, 但是资产的市值指标比较不容易获Q 值第二种算法是使用股东权益或资产净值的市场价值和账面价值( m arket to book

18、 value o f eq 得;u ity )来计算, 如 Saunders与 W ilson( 1997)、Furlong与 Kw an( 2006)等。这里我们采用第二种算法, 公式见( 1) 式:* 2008年第 10期 25 世界进入与中国商业特价值iiEM ( t)+ LB ( t)Qi ( t ) =( 1)iAB ( t)i其中:等于Q ( t )是i 在第 t 年的Q 值, 即特价值; E ( t)是i在第 t年的权益市场价值,iMii与年末市场股票价格的乘积; L ( t)是i 在第 t年的负债账面价值; A ( t)是i在第BBt年的总资产账面价值。的账面负债和账面资产都比

19、较方便获得, 但是需要特别说明的是关于权益市场价值的计算。中国市场同时流通股和通股, 2005年 4月 29日股权分置启动以来,量的通股由限售期不确定的限售股转为有限期的限售股, 并有部分通股的定价问题进行了探讨, Chen与 X iong( 2001) 认为可以将在限售期满后获得流通权。有学者对通股以 0. 7 0. 8的比例折算, 彭莉等( 2007)发现, 无论是在股权分置启动之前还是之后, 限售股的转让价相对流通股的市场价格一般都有较大的折价, 均值为 52% 。我们的样本期间了股权分置, 为了避免通股比例变化带来的影响, 我们统一计算标准, 采用FV 一定程度的高估, 但是整体性的高

20、估与年末股票价格的乘积来计算权益价值, 虽然这可能造成对我们的回归结果产生影响。Q 值不仅包含了因管理差别和技术差别而导致的竞争优势( 反映在股票价格上 ), 而且还包含了市场权力产生的(可以利用自身的市场权力进行的存业务, 从而影响中负债的价值), 因而Q 较全面的涵盖了超额的来源, 可以很好地度量特价值。(三 )特价值计算结果中国上市时间较为分散, 1999年前仅有深发展一家上市, 如果以深发展上市( 1991年 7 月1日) 作为时间区间起点, 可能会影响回归结果的解释力度, 因此我们选取的样本区间是1999 2006年。( CCB )、交通发展样本2006年及以前上市的中国工商( IC

21、BC )、中国( BO C) 、中国建设( BOCOM )、招商( CM B )、中生( CM SB) 、上海浦东发展( SPDB )( SZDB) 和华夏行年报。根据( HXB )共 9家。数据来源于 B ankscope数据库、W ind数据库、雅虎财经和各银得到的计算结果如表 1所示。Q表 11999 2006年上市特价值ICBCBOCBOCOMCCBHXBCM BCM SBSPDBSZDB199920002001200220032004200520061. 521. 341. 181. 101. 081. 031. 041. 101. 621. 371. 161. 101. 061.

22、041. 031. 081. 351. 191. 071. 071. 031. 021. 121. 081. 091. 061. 061. 201. 081. 031. 031. 041. 061. 201. 071. 141. 211. 16数据来源: 表中数据由 Bankscope数据库、W ind数据库、雅虎财经和各年报数据计算而来。从上述计算结果可见, 从 1999到 2005年,格大幅上涨而有所回升。特价值呈下降趋势, 到 2006年由于股票市场价* 2008年第 10期 26 世界四进入商业特价值的影响(一 )变量、数据和模型1. 被解释变量。基于特价值与风险行为的负相关, 我们以

23、特价值作为被解释变量, 反映的风险行为。2. 解释变量。数量份额( FORN O ) 代表产总额之比, 数量份额等于进入有新设和参股两种形式。因此我们以以新设方式的进入程度。资产份额等于的资产份额 ( FASSET ) 和资产与国内业资营业机构数与国内营业机构数总和之比。另外以虚拟变量代表是否参股, 未参股取 0, 参股则取 1。3.变量。和( 2007)的研究证实, 市场相关因素和自身因素对特价值是特市场集有影响。因此我们选取的价值的重要来源, 同时变量同时考虑市场因素和自身因素。由于市场的市场状况直接影响到特价值的计算结果, 因此我们选取中度和化率来代表市场因素。由于存款是杠杆经营的主要资

24、金来源, 因此我们用存款市场的集中度 CR 5表示市场集中度, 即存款额排名前 5位的存款总额与所有存款性金融机构存款总额之比。化率即股票市场总市值与 GDP之比。我们考虑用的规模(总资产的对数) 、资产质量 (坏账准备金率) 、扩张能力和商誉等因素( 存款增长率和资本充足率) 等表示自身因素。但是经过回归试算发现坏账准备金率和资本充足率对特价值的影响并不显著, 而且解释变量过多会影响总体回归结果, 因此这里只采用规模和存款增长率来代表自身因素的影响。研究数据为面板数据 ( panel data ), 样本区间为 1999 2006 年, 样本如前所述。数据来源于Bankscope数据库、 中

25、国金融年鉴 ( 2000- 2007年各卷 )、 中(二 )面板数据模型检验结果及分析计年鉴 ( 2007) 和各年报。首先, 我们采用面板数据模型中的固定效应变截距模型表示上述各变量之间的:T obin s Q it= i + 1FASSETt + 2ACQUIRE it + 3CONSt+ CAPGDP t + 5 LN ASSit + 6DEGROW it + it( 2)参股状况,其中: i= 1, 2, , 9; t = 1, 2, , 8; FASSET 是资产份额; ACQUIRE 代表未参股取 0, 参股则取 1; CONS 是存款市场集中度 CR 5; CAPGDP 是化率,

26、 等于股票市场总市值与总资产的对数; DEGROW 是存款增长率。此外, i是各个GDP之比; LN ASS 是的截距项, 用差异; 1和 2表示来说明的影响, 反映模型中忽略的进入与国内上市特价值的相关性, 3到 6代表其他相关因素的影响。 it为随机误差项, 反映模型中忽略的随着成员和时间变化的因素影响。当数量份额作为解释变量时, 模型的形式和各变量含义相同。本文采用 E view s 5. 0软件, 得到的回归结果如表 2所示。无论以资产份额还是数量份额作为解释变量, 模型中调整后的 R2和 F统计量都比较理想, 而且不从上述回归结果中我们发现:进入对特价值的影响均比较显著。两个显著自相

27、关, 回归度较高。1. 以资产份额和数量份额表示的进入程度与上市特价值显著正相关。这说明随着的进入, 无论是绝对数量的增加还是相对规模的扩大, 都使得中国上市特价值增加,* 2008年第 10期 27 世界进入与中国商业特价值表 2进入与特价值回归结果特价值的提高意味着的减弱。我们研究的样本( 1) 资产份额作为解释变量( 2)数量份额作为解释变量国业总资产的 50%变量系数T 统计量系数T 统计量C2. 09881. 22. 59*1. 16120. 82以上,国有制除农业以外的四大FASSET0. 1053和规模居前的五家4. 68*1. 162. 7*0. 583. 27* 1. 85*

28、FORNO1. 3360。这些在整个体ACQUIRE0. 01110. 260. 0417系中的地位举足轻重, 可以说这些CONS0. 97920. 842. 9872的风险决定了整个 的风险。由此我们可以认为,进入客观上促使中资体系CAPGDP0. 18211. 451. 91*3. 32*0. 0708LNASS0. 13980. 179以DEGROW0. 24440. 1252更审慎的态度风险, 以求获取调整后的 R2 F 统计量D. W.R2调整后的0. 779. 82. 260. 8515. 672. 17F 统计量D. W.有利的竞争地位。这可以归因于内外两个方面的因素:说明: *

29、 、* 、* 分别代表在 10% 、5% 、1% 的水平上显著。表4同。首先, 中国商业尤其是国使得国内制商业不良资产有商业法 颁布后, 明确了把国有商业的办成竞争力显著提高, 风险降低。1995年 商业的目标。之后通过剥离政策性业务特别国债和注入外汇储备充实资本金, 并将剥离给四大资产管理公司等措施, 同时通过与世界等国际金融机构的合作公司治理结构。2001年加入W TO 以后,的步伐进一步加快, 除农业外的三大国有通过引进战略投资者, 完成股份制改造, 并相继完成整体上市, 得到了市场的追捧。其次, 在 2006 年底全面开放之前,的冲击和实际竞争很有限, 四大国有带来还仍然表1996 2

30、006年和市场集中度相关指标3营 业性机构数数 量份额, %总 资产, 亿元资 产份额, %存款市场集中度 CR5年份19961420. 0924883. 230. 82拥有牢固的市场权力。在2001年加入W TO 前,业务范围主要限制在19971540. 1031493. 320. 7819981750. 1228302. 590. 7819991760. 1226322. 150. 76外汇批发业务, 从开始试点经营这一时期1996 年业务,经营限20001770. 1428512. 060. 7520011900. 1637292. 460. 7020021800. 1728811. 3

31、20. 68制较多, 市场份额和影响还很小。加入 WTO 以后, 中20031920. 2039691. 440. 6920042110. 2558231. 840. 6720052540. 3271551. 910. 65国业对外开放步伐加20063120. 4292792. 110. 64快, 直至 2006 年底对法人全面开放。从总量上看, 10数据来源: 中国金融年鉴 ( 19972007各卷 ) 。数量翻了 2倍多, 资产总额翻了 3倍多, 但是从相对规模来看,的市场份额还较小, 而且没有显著上升。相反, 1997年金融后还出现了一定程度的下降, 直至 2004年开始市场份额才有所回

32、升( 表* 2008年第 10期 28 世界3)。可见,进入后并未立刻展开激烈的市场份额争夺, 对国内的地位影响甚微。同时和溢出, 从而促进了国随着其数量的增加和地域覆盖范围的扩大, 先进的管理和金融技术具有 技术示范效应 ,内管理效率的提高。与( 2005)研究证明( 2008) 的分析也证明2.表现出较明显的正溢出效应。参股对特价值影响不显著, 方向也不确定。当以资产份额作为解释变量时, 外资参股变量系数为正; 当以数量份额作为解释变量时, 参股变量系数为负, 但都不显著。可见, 在当前阶段作为战略投资者的3. 市场集中度与特对特价值还未产生显著影响。价值呈现显著的正相关。这与特价值的含义

33、以及和( 2007)的研究结果一致。如前所述, 特价值的重要来源之一就是市场权力带来的超额利润。市价值呈下降趋势, 与近年场集中度越高,程度就越高, 特价值就越大。 2005年之前特来中国提高与4. 代表业市场集中度下降有着密切的(表 3)。因此中国要想保持或提高特价值, 必须自身因素相关的特价值, 不断提高经营效率和服务水平。市场发达程度的化率与特价值不显著, 方向也不确定。当以资产份额作为解释变量时,化率系数为正; 当以数量份额作为解释变量时,化率系数为负, 但都不显著。这是价值提高; 另一方面, 资本市场的因为: 一方面, 股票市场的大幅上涨使得股票市值增加, 从而特快速发展将给业带来脱

34、媒效应, 影响到的扩张和水平, 进而削弱的利润和特价值。 2006年以来中国5.自身因素中,存款向资本市场的明显分流就体现了这种效应对的影响。规模与特价值负规模和存款增长率都与特价值显著负相关。相关, 这与 D e N ico lo ( 2001) 的研究结果一致。De N ico lo ( 2001) 研究了 21个的上市, 发现除美国的小和规模外,不特价值随着规模增大而降低。他们认为这可能是由于大的多元化经营具有网点众多和多, 或者即使也被更高的行为所抵消。在中国, 大元化经营的优势, 但是同时由于 太大而不能 及提供隐性担保等保护措施, 确实过度行为, 使得影响金融安全的时有发生。而且,

35、 与中等规模的制相比, 这些大还效率低、服务差、管理、客户满意度问题, 这些因素都将影响大的竞争力和特价值。存款增长率与特价值显著负相关。存款是杠杆经营的资金来源, 同时也是的计息负债, 要想获得超额, 就要合理地运用资金。当存款增长较快时,的放贷冲动增加, 就可能放松对项目的6.和监督, 从而埋下风险隐患, 影响到的特价值。的资产份额和数量份额作为解释变量时, 都与特价值呈显著的正相关。以数量份额作为解释变量时, 其他变量的显著性更高, 模型的拟合效果也更好。这与 Lev ine ( 1999) 和( 2003)的结论一致。(三 )截面回归结果及分析等由于中国上市大多集中于 2006年以后,

36、 1999 2006年很多由于没有上市而使得特价值空缺较多, 以这样的样本数据构建面板模型可能会影响到模型的解释力。为了弥补这一缺陷, 同时进一步检验上述面板模型的回归结果,式同公式( 1)。同时加入年份虚拟变量每一个观测值作为一个截面样本进行截面数据分析, 模型形时间变化因素 ( T IM E )。以资产份额作为解释变量时, 模型出现了一定的自相关问题, 采用 Cochrane- O rcutt迭代法进行处理。由此得到的回归结果如表 4所示。2当以数量份额为解释变量时, 模型( 2) 调整后的 R 和 F统计量比较理想, 而且不显著自相关, 结* 2008年第 10期 29 世界进入与中国商

37、业特价值果度较高。对于以资产份额为解释变量时的模型( 1), 经过对自相关问题的处理后, 回归的整体效果稍差, 但是除化率外, 其他系数的符号与模型( 2)相同。从截面回归的结果我们发现:1. 与面板模型回归表 4进入与特价值截面回归结果( 1) 资产份额作为解释变量( 2)数量份额作为解释变量结果相同,资产变量系数T 统计量系数T 统计量C FASSET FORNOACQUIRE CONS CAPGDP LNASS DEGROWT IM E0. 807212. 22890. 742. 76*0. 70851. 3份额和数量份额与特许权价值显著正相关。11. 09*0. 94269. 0331

38、0. 01562. 46860. 20430. 02060. 06040. 1282参股变价值负相关,2.量与特0. 01392. 14440. 20190. 02310. 11760. 01110. 531. 561. 321. 662. 14* 0. 4366*3.但不显著。结合面板模2. 46*49*1. 72*7. 71*型结论, 说明参价值还2.股对特未产生显著影响。3. 市场因素中, 与面板模型结果相同, 市场集R2调整后的 R2 F 统计量D. W.调整后的0. 516. 431. 690. 9370. 072. 24F统计量D. W.中度与特价值显著正相关, 而资本化率与特价值

39、的不确定。价值显著负相关, 这与面板模型结论相同。与面板模型不4.自身因素中, 存款增长率与特同的是,规模与特价值正相关, 且较为显著, 这与和( 2007)的研究结果一致。两种回归得到的结论虽然不一致, 但是考虑到中国的情况, 确实一定的合理性。一方面,规模越型国有正是由于 太大, 其市场越大, 从而带来的即特过度价值越高; 另一方面,行为, 从而削弱了其特 和大而不能越大, 特的隐性担保而价值。可见, 并非规模价值就一定越高, 它还取决于的公司治理结构和内控机制等因素的影响。综上所述, 样本数据的面板模型和截面回归结果都表明,进入程度与特价值显著正相关, 客观上减弱了国内的风险行为。目前,

40、作为战略投资者参股中资对特价值产生的影响还有待于进一步观察。五结论本文采用和参股与上市度量了价值的1999 2006年中国上市的特价值, 并对的市场进入Q特进行了检验, 得到如下结论:1. 面板模型和截面回归结果都表明, 以资产份额和数量份额表示的进入程度与上市特价值显著正相关, 特以更审慎的态度价值提高意味着自身风险行为, 从而有利于中国减弱, 所以的稳健经营。的进入客观上促使中资参股对特特价值影响不显著, 方向也不确定。可见在当前阶段作为战略投资者的2.对价值还未产生显著影响。3. 市场集中度与特* 2008年第 10期价值呈现较为显著的正相关· 30 。市场集中度越高,程度就越

41、高, 特许世界权价值就越大。代表市场发达程度的化率与特价值不显著, 方向也不确定。自身因素中, 存款增长率与特影响。价值显著负相关。规模对特价值既有正面影响,4.也有5. 与资产份额相比,的数量增加业特价值, 促使国内价值的影响更为显著。风险行为。由此我们提出如进入客观上提高了国内的特下政策建议:( 1) 继续降低业进入壁垒, 鼓励通过多种商业形态在中国发展。创造公平的竞争环境, 全面业市场竞争条件。( 2) 继续加快商业进程, 加快国内业基础制度和体系的建设, 拓展业务范围, 加快金融创新, 增强能力, 提高经营效率, 有效提升中国商业的综合竞争力。( 3) 完善国内公司治理结构, 强化内控

42、机制建设和风险管理, 建立健全风险识别和评估体系。逐步建立覆盖所有业务风险的、评价和系统, 并进行持续的和定期评估。业风险监管水平。一是完善审慎监管体系, 强化信息披露, 加快与 有效银( 4) 进一步提高行监管原则 、 巴塞尔新资本协议 等国际监管标准的接轨, 实现中外机构的统一监管。二是加强与国外金融监管部门在信息坚持审慎监管措施、防范和技术等方面的交流和合作, 共同防范系统性。三是在风险的基础上, 尽量统一中的监管政策和要求, 努力建立中外资平等竞争、共同发展的监管环境, 实现中互利双赢。值得指出的是,与( 2008) 一文采用税前利润法度量了 1994 2003年的国有和非国有的特文采

43、用价值, 发现隐性保险降低了特价值对风险承担行为的敏感性。与其不同的是, 本Q 法度量特价值, 样本范围和样本期也与其不同, 并且加入了隐性保险的交叉效应, 可以认为隐性保险部分抵消了特价值的作用。另外上市由于上市所形成的监督更加强了商业对于特 本文采用量中国商业价值的重视程度, 这也是不可忽视的因素。Q度量特价值, 只能局限于对上市的研究。事实上何种更适用于度特价值还没有一致结论。未来采用扩大研究样本进一步检验本研究结论。另外, 由于与风险行为的密切, 特价值能够在一定程度上反映的稳定性。银行风险影响因素较多, 如资本充足状况、公司治理结构、风险管理水平等, 对于相关指标的选择还值得进一步深

44、入研究。作者将在今后的研究中继续扩展代表稳定性内涵的解读和稳定性的指标, 从而更加全面地研究进入业的影响。参考文献:( 2005) , 科学 第 2 期。进入业影响效应的( 2006) 中国上市特价值与风险行为 , 金融研究 第 2 期。价值994 2003 , 上海金融 第 2期。( 2006) 中国商业( 2008) 特特价值、隐性保险与风险承担 , 金融研究 第 期。 的特进入体系效率与稳定性的影响 , 南方金融 第( 2006)( 2002) ( 2008) 对新兴市场期。价值分析及政策含义 , 立信会计高等专科学校学报 第 3 期。业效率影响的分析 , 财经界 第 3期。( 2007

45、) 特价值及影响因素的比较研究 , 金融研究 第 4 期。两国商业、伍( 2007) 限售股权定价的实证检验 , 财经理论与实践 第 期。( 2003) , 科学 第 2 期。进入对本国体系稳定性影响的* 2008年第 10期 31 世界进入与中国商业特价值( 2007) Buser, S ; Chen,体系的稳定性 , 求索 第 2期。进入与中国A and Kan e, E J Federal DeposIn su rance, Regu la ory Po lcy, and Opal B ank Cap al Journa l of F inance,98( 36 ) , pp 560C

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