外资银行何时开始变得重要了：政府告示效应的实证研究.doc

第四组 金融、银行（字数15326）外资银行何时开始变得重要了：政府告示效应的实证研究毛 捷 毛捷，男，1979-，经济学博士，浙江大学经济学院，。guanyi ben li guanyi ben li, male, 1981-, ph.d candidate，department of economics, university of colorado at boulder, usa.作者感谢imf经济学家stijn claessens博士和浙江大学经济学院陈志俊博士提出的宝贵意见、有益评论及给予笔者的研究帮助，当然文责自负。摘 要：由于“潜在性”的观察和识别十分困难，有关外资银行潜在进入如何影响东道国银行行为的国内外经验研究少见。而2001年中国加入wto时，政府对银行业开放所作的重要告示内地城市对外资银行逐步开放人民币业务的时间承诺，为此提供了一个理想的“自然实验”环境。研究发现外资银行潜在进入对国内银行业市场产生了显著的竞争促进效应，包括内资银行平均利差缩小、税前利润减少以及管理费用提高。这一发现具有重要意义，揭示了一国开放金融业所能带来的积极效应并非都是来自于开放后外资的真实进入，由于可信的政府告示引发了潜在竞争，宣布开放这一措施本身也能产生巨大的改革激励。这也说明就银行业开放而言，中国政府调控市场经济的告示手段作用显著。关键词：外资进入 政府告示 潜在竞争一、引 言改革开放以来，我国政府调控经济的手段逐渐由行政干预过渡到市场引导，尤其是在金融领域，越来越多地使用货币政策来调节利率等关键变量，实现对宏观经济发展的调控目标。由于货币政策的许多工具均是通过“告示效应”（announcement effects）发挥作用（黄达，2003），因此政府频繁使用告示这一方式进行市场引导。这里所说的政府告示，可作广义的理解，是指政府在执行某项政策时，通过公告、媒体发布或其它正式渠道向社会公众传达政策意图。2001年加入wto时，为了促进国内银行业的竞争并加快银行业与国际接轨，我国政府也做出了一项重要告示：承诺内地城市将逐批向外资银行开放人民币业务。那么，这一告示是否产生了预期效果？由于上述告示产生了外资潜在竞争，本文通过对外资银行潜在进入引起国内银行行为变化的实证分析，回答了这一问题。既有文献比较充分地讨论了外资银行真实进入产生的竞争促进效应，但有关潜在进入的研究却很少。事实上，由于外资银行的市场进入是有选择的，例如选择预期利润高（focarelli和pozzolo，2005）和具有竞争优势（claessens和van horen，2007）的东道国银行业市场，因此东道国开放银行业市场并不意味着外资银行的真实进入。如果仅考虑真实进入，开放银行业也就不能保证东道国银行业效率的随之提高。然而，银行业的对外开放却能通过另一种渠道外资银行潜在进入来实现东道国银行业效率的改进。就算外资银行尚未进入，只要境外同行的潜在竞争威胁是可信的，本土银行也会有所反应。这意味着，在外资银行真实进入发生之前，其竞争促进效应已经在起作用了。也就是说，无论有没有真实的外资进入，只要存在某种机制保证潜在进入是可信的，那么一旦宣布开放国内银行业，外资银行就变得重要了。因此，既有文献低估了开放国内银行业市场为东道国带来的好处，从而低估了银行业开放对这些国家金融业发展的重要性。潜在进入是否具有竞争促进效应更多地是一个实证问题。尽管是产业组织理论的一个热门话题，该领域的研究至今未取得重大突破。主要的困难和挑战在于何为“潜在”、如何识别“潜在性”。以外资银行进入为例，只能观察到真实的进入或不进入，而难以客观地评价“潜在”的进入或不进入。庆幸地是，中国加入wto时所做的逐步开放人民币业务的时间承诺为研究潜在进入提供了一个理想的“自然实验”环境，在此环境下通过合理设定计量模型和关键变量，可以控制该领域研究普遍存在的“混淆效应”和循环因果关系，得出外资潜在进入的净效应。当然，由于本文还控制了相关因素及各种固定效应，并作了多层面的稳健性检验，所得结论具有较高的普适性和可靠度。研究发现外资银行潜在进入具有突出的竞争促进效应，能够提高东道国银行业市场效率。表1比较了既有文献研究真实进入所得结论与本文的发现：表1 外资银行真实进入与潜在进入的效应比较文献数据库bankscope利差非利息收入税前利润管理费用坏账计提真实进入claessens, demirg-kunt和huizinga (2001)80个国家(1988-1995)-levine (2004)47个国家(1995-1999)n/an/an/an/alensink和hermes (2004)48个国家(1990-1996)aa-aaa-bbb-b-bdrakos (2003)11个转型国家(1993-1999)n/an/an/an/auiboupin (2004)10个转型国家(1995-2001)-bayraktar和wang (2004)30个国家(1995-2002)-潜在进入本文中国(2000-2006)c-ccc-c注：为了进行比较，选取使用同一数据库的文献。表示显著上升，表示显著下降，-表示没有显著变化，n/a表示尚未被研究。a 发展中国家或欠发达国家； b 发达国家； c 控制了东道国经济发展水平。由表1，根据既有文献，外资银行的真实进入降低了东道国银行业的平均利差、非利息收入和税前利润，但其对本土银行管理费用的影响是不明确的，而且外资银行真实进入的上述效应能多大程度的得以实现还依赖于东道国的经济发展水平；相比之下，笔者的研究发现外资银行潜在进入也导致了平均利差和税前利润的降低，但本土银行的管理费用随之显著提高，此外这些效应不依赖于东道国经济发展水平。本文的研究结论进一步支持了claessens, demirg-kunt和huizinga（2001）所做的开创性工作，他们发现外资银行进入导致东道国银行业市场竞争加剧。以下部分的结构安排是：第二部分简要回顾既有文献，第三部分详述中国银行业开放的背景以及为何能据此进行潜在进入实证研究的理由，第四部分是数据说明和计量设定，第五部分是实证结果的分析，第六部分是对实证结果的稳健性检验，最后一部分总结全文。二、文献回顾有关告示的文献主要集中于对货币政策“告示效应”的研究（graeme和julian，2000；bohl和siklos，2004），这些研究形成了较为一致的结论：利用告示操作进行货币政策调控的实践在理论上是有依据的。而由于本文是通过研究外资银行潜在进入来分析政府告示的成效，研究重点更多地是在潜在进入上，因此主要涉及产业组织理论的潜在进入（potential entry）相关文献 该领域的文献综述参见gilbert（1989）和bergman（2003）。，包括bain（1949）、sylos-labini（1962）、modigliani（1958）、dixit（1979，1980）、spence（1977，1981）、aghion和bolton（1987）和klemperer（1987）等。上述文献对于潜在进入是否具有真实作用未达成共识。而对潜在进入进行实证检验存在困难，因为要找到一个能够识别潜在进入的理想环境并不容易。所以，这一问题的后继研究进展比较缓慢。近期研究有了一定的突破，例如bergman和rudholm（2003）的瑞典药品市场分析、goolsbee和syverson（2005）的美国航空业市场分析以及ellison和ellison（2007）对美国药品市场的研究等，这些研究找到了识别现实中潜在进入的理想环境。相比之下，有关外资真实进入的经验研究在过去二十年里可谓汗牛充栋。其中，就银行业的外资进入而言，demirg-kunt和huizinga（1999），claessens, demirg-kunt和huizinga（2001）等作了开创性的工作，他们利用跨国数据发现外资银行的真实进入伴随着东道国银行业市场更低的非利息收入、税前利润和管理费用。对此的解释是，外资银行的进入促进了效率的提高。之后，bayraktar和wang（2004）选择不同国家和不同时间段数据检验了上述结论，而lensink和hermes（2004）进一步发现外资银行进入产生的效应在经济发展水平不同的东道国是存在差异的。基于一国数据的相关研究更为丰富，尤其是以转型国家（drakos, 2003；hasan和marton, 2003；uiboupin, 2004；fries和taci, 2005）和非转型的发展中国家（cho, 1990；claessens和glaessner, 1998；barajas, steiner和salazar, 1999a, 1999b；clarke et al., 1999；goldberg, dages和kinney, 2000；denizer, 2000；kwan, 2003；unite和sullivan, 2003；berger, hasan和zhou, 2005） 有关外资银行在发展中国家的最新进展和发展趋势，见claessens et al.（2007）。与跨国数据所得结论相似，上述研究也发现东道国银行业效率的提高与外资银行的真实进入有内在联系。有关外资真实进入的实证研究达成了一个共识：外资银行的真实进入能够提高东道国银行业的效率。levine（1996）总结了效率改进的三种可能渠道：（1）促使本土银行改进金融服务质量和提高服务的便利性，并采用更为先进的银行业务技能和技术；（2）促进了本土银行业的监管和法律体系的发展；（3）加速了东道国与国际资本市场的接轨。然而，上述实证研究存在两大缺陷。其一，存在“混淆效应”（confounding effects）。unite和sullivan（2003，p.2327）对此作了详细描述：“跨国数据的研究必然遇到难以区分外资银行进入产生的效应与东道国经济和监管所起效应这一问题，外资银行不断进入所产生的任何效应同时也依赖于其他方面的金融改革，例如东道国金融放松管制、增强监管体系、资本账户自由化以及银行资产私有化等（claessens和jasen, 2000）。”不同国家之间的异质性与国别特征紧密相连，往往是不可直接观察的，相比之下用一国数据来检验金融自由化过程中的外资进入效应要容易一些。但是，很少有国家或地区仅通过引入外资银行来推进金融自由化，而是必然伴随着其他一些改革。unite和sullivan（2003）找到了一个特例菲律宾：外资银行在相关改革均告完成后的一年里才真实进入。而他们的研究仍支持外资银行真实进入具有竞争促进效应。其二，存在循环因果关系。无论是跨国数据还是一国数据的研究，均假定外资银行进入东道国是为了最大化其期望收益。这意味着东道国银行业平均利差越大、超额收益越高，外资银行进入的动力也越强。因此，东道国银行业的表现也会影响外资银行的进入决策，这会导致有关真实进入的实证研究存在循环因果关系，即外资银行进入影响国内银行业，而国内银行业也影响外资银行进入。仍以unite和sullivan（2003）为例，虽然通过选取菲律宾克服了第一类缺陷“混淆效应”，但仍然存在第二类缺陷，作为自变量的外资银行数量和市场份额受作为因变量的菲律宾本土银行业发展的影响，例如外资银行只选择那些存在超额收益的地区与菲律宾国内银行展开竞争 focarelli and pozzolo（2005）称之为“吸引效应”（attraction effect）。三、研究背景笔者不回顾中国银行业改革的整个历程 有关中国银行业改革历程回顾，见bonin and huang (2002)，laurenceson (2004)，和bayrajtar and wang (2004, section 6)。，而旨在说明为何中国加入wto时所作的重要告示内地城市逐批开放人民币业务能提供一个检验外资银行潜在进入效应的理想环境。在此之前，有必要说明加入wto之后，中国在全国范围内实行了其它一些银行业改革措施例如监管体系的完善和国内银行业的战略重组，但这些改革措施与人民币业务开放时间表是不同步的，这一事实的重要作用将在下文分析中提及。2001年加入wto之前，中国银行业是一个受严格管制的行业，外资银行只能从事外币业务，服务对象主要以跨国公司为主（bonin和huang, 2002），因此外资银行的地位远不及内资银行。2001年12月，当中国正式成为wto第143个成员国时，政府对国内银行业市场的开放作了以下承诺：加入wto之后，外资银行将被允许向任何客户提供外币业务服务；五年过渡期里，外资银行将被允许逐步地向内地客户提供各项服务 wto press release, “wto successfully concludes negotiations on chinas entry,” 17 september 2001. /english/news_e/pres01_e/pr243_e.htm.。这一承诺由中国人民银行具体负责落实，见图1。 2001 2002 2003 2004 2005 2006开放济南、福州、成都和重庆的本币业务全面取消人民币业务地域限制开放广州、青岛、珠海、南京和武汉的本币业务开放汕头、宁波、哈尔滨、长春、兰州、银川和南宁的本币业务开放所有城市的外币业务开放上海、深圳、天津和大连的本币业务开放昆明、北京、厦门、西安和沈阳的本币业务 资料来源：中国银监会（2007）图1 中国内陆城市向外资银行开放人民币业务的时间表也就是说，尽管外币业务的地域限制在中国加入wto之后被立即消除了，人民币业务的地域限制却是逐步取消的。这意味着，一方面2001年底内资银行与外资银行在外币业务的竞争即告开始；另一方面内资银行在人民币业务领域并不需要马上面对外资银行的竞争，直到其所在城市开放本币业务。这里需要说明两点。其一，中国加入wto之后，外资银行的确与内资银行在外币业务领域展开了竞争，例如2002年一批外资银行花旗银行、汇丰银行、东亚银行、恒生银行和渣打银行获得了经营许可证（bayraktar和wang, 2004, 第6.2.2节），而到2003年10月底外资银行的外币贷款业务占比已达13% the banker, “foreign bank integration accelerates in china”, 3 may 2004.。其二，更为重要的是，我国政府有关银行业开放人民币业务的告示是可信的，外资银行的确已经在一些开放了人民币业务的城市开展本币业务，这意味着开放人民币业务之前外资银行的确做了准备，政府告示客观上引发了潜在竞争。至2003年底，在华191家外资银行里有84家获得了本币业务许可证 laurenceson (2004). 见peoples daily, 11 december 2003.。其中，银行家杂志（the banker）对外资银行在上海的人民币业务作了如下描述：“由于获得了与内地公司客户开展业务的许可证，外资银行（的人民币业务）将会迎头赶上。在上海，2003年外资银行一半的税前利润来自本币业务，而2001年该比例仅为16%。” the banker, “foreign bank integration accelerates in china”, 3 may 2004.然而，总体而言，外资银行的进入是一个缓慢的过程。如表2所示，虽然外资银行的数量和资产规模逐年显著上升，但其资产规模占中国银行业总资产的比重仍微不足道。此外，就地域分布而言（如图2），20012005年期间，进入中国银行业市场的外资银行70%集中在北京、上海、深圳、大连和广州五大城市，而在此期间开放的其它20个城市只吸引到为数不多的外资银行。表2 2003-2006中国银行业的外资进入2003200420052006外资银行数（家）192211254312资产（亿元人民币）4,1955,8237,1559,279银行业资产占比（%）1.501.841.912.11数据来源：中国银监会（2006） 数据来源：中国银监会（2006）图2 2001-2005年外资银行在中国的地域分布综上，自从2001年取消外币业务的地域限制后，外资银行开始大量进入中国银行业市场。20012006年期间，又根据入世承诺逐批开放了本币业务。在这5年里，内资银行在外币业务上面对的是外资银行的真实竞争，而在人民币业务上面对的是由政府告示所产生的某种若隐若现的潜在竞争：其所在城市开放日期到来之前，不会有外资银行的真实进入，但由于政府告示明确了开放日期，而且告示里的时间表被严格执行，为了在开放后能顺利进入本币业务市场，外资银行在开放日期到来之前就已采取行动，了解和获取市场信息并联系潜在客户。因此，内资银行在这段时间内面临的是一种潜在竞争威胁 这里的潜在竞争与bergman and rudholm（2003）对药品市场潜在竞争的界定相似，专利药的专利到期前几年，市场就开始研制非专利药，因此在专利到期前专利药生产商就会感受到潜在竞争。四、数据说明与计量模型设定（一）数据说明与描述性统计本文所用数据来自银行业研究常用的数据库bankscope，考虑数据完整性，样本包括中国大陆22家商业银行20002006年期间的年度数据 由于少数城市（上海）在2001年之前就作为试点，允许少量外资金融机构开展特定业务，为了将这些活动产生的效应也考虑进去，需要观察2000年的数据。，构成了一个不平衡的面板数据（unbalanced panel data）。借鉴claessens, demirg-kunt和huizinga（2001），笔者选取以下指标来测度内资银行的行为：利差（margin）、非利息收入（income）、税前利润（pro）、管理费用（over）、坏账计提（loss）和杠杆率（lev）。所有指标均取相对数值，即其与银行总资产的比率 指标的计算见附录a。此外，控制变量还包括银行层面的指标流动性风险（lq）、违约风险（df）和国有化程度（gshare），以及宏观层面的指标gdp增长率（growth）、扣除通胀的实际gdp（rgdp）、人均实际gdp（rgdppc）以及物价水平（cpi），相关宏观数据来自中国统计年鉴。数据的描述性统计见表3：表3 样本数据的描述性统计变量名meanstd. dev.minmaxobs.变量名meanstd.dev.minmaxobs.marginoverall1.9820.5050.7584.161125growth12.1051.5158.97615.354125between0.3921.1242.730220.90710.57213.93522within0.3580.5173.6765.68*1.2829.56614.6055.68*incomeoverall0.3040.324-0.0201.663125cpi101.2351.45999.200103.900125between0.3120.0341.184220.238100.375101.52522within0.151-0.1261.1095.68*1.44598.910104.0555.68*prooverall0.7050.3140.1941.691125df0.9070.5360.0614.048109between0.1850.2780.912220.3550.3501.83622within0.2570.1101.5225.68*0.419-0.4973.1194.95*overoverall1.1140.2730.5862.040125lq15.2685.2014.96330.779125between0.2140.7541.547223.3839.27022.21322within0.1760.6081.6325.68*3.9585.44930.4335.68*lossoverall0.4830.3050.0332.467109rgdp(10,000yuan)7550.5954731.3521996.64425584.78124between0.2150.2061.131224218.5882698.45816651.3922within0.235-0.3501.8194.95*2337.374522.940516483.985.64*levoverall3.8332.352-11.7438.767125gshare0.4540.4220185between1.2160.2306.991220.3570120within1.963-8.1399.8825.68*0.0810.1520.8804.25*rgdppc(yuan)overall26239.3613850.795538.5455037.68124between11420.907485.3238700.9422within8379.897214.6644387.755.64*注：*是t-bar值，即面板数据每组平均观察次数。（二）计量模型的设定根据claessens, demirg-kunt和huizinga（2001） 这里借鉴的是claessens, demirg-kunt, and huizinga（2001）的思想，他们对变量作了一次差分，而笔者没有做类似处理，因为一次差分会导致每家银行损失一次观察。其实许多相关研究均未做一次差分，如demirg-kunt and huizinga (1999)，denizer (2000)，levine (2004)和drakos (2003)。，计量模型作如下设定： （1）其中，表示年银行在城市的因变量，反映年城市是否存在潜在竞争，表示年银行的银行层面控制变量，而表示年城市的宏观层面控制变量，和均为向量；是城市虚拟变量，是时间虚拟变量，分别测度空间和时间的固定效应。以给定城市和年份的内资银行家数作为权重，使用wls方法估计等式（1） 将某一城市拥有的样本银行数的倒数作为权重进行wls回归，以控制城市金融业发展水平对回归结果的影响。由于我国的银行体系是总分行制，总行控制着整个银行的发展方向和战略决策权，而总行所在城市的人民币业务开放时间足以影响这家银行对外资银行潜在进入可能做出的整体部署，因此这里的城市是指银行的总行所在地。也是虚拟变量，赋值规则如下：由组成的系数向量反映不同观察年份与城市开放人民币业务年份的时间差，根据笔者采用的面板数据，设定 笔者也尝试了将引入系数向量，但受样本容量限制，或被软件自动剔除，或不显著。，观察当期与开放年份相隔年时，取1，其余均取0。例如，北京向外资银行开放人民币业务的年份是2004年，所以在2002年和2003年，分别为和。由于表征的是开放人民币业务之前的各年份，内资银行面对的是外资银行的潜在竞争，因此在控制了银行和宏观层面的影响以及各类固定效应后，捕捉到的正是外资银行潜在进入对内资银行的净效应。如此设置潜在进入的反映指标，可以消除前面提及的该领域实证研究普遍存在的两个缺陷“混淆效应”和循环因果关系。其一，反映的是不同城市在开放人民币业务上的异质性（不同的开放顺序）与内资银行行为的关系，所以任何一项其它的改革措施，只要其在这些城市推行的顺序与人民币业务开放时间表不完全一致，就不会“污染”捕捉到的外资银行潜在进入对内资银行的净效应。而据笔者所知，20002006年期间，主要的银行业改革及相关金融改革措施（包括设立银监会、进行国有银行股份制改革和旨在增强金融机构市场定价能力的利率市场化改革等）一般都是在全国范围内同步推行，没有一项是与内地城市开放人民币业务时间表完全一致的。因此，反映的潜在进入净效应对“混淆效应”具有很高的免疫性。其二，由于表征的是潜在进入造成的竞争威胁而不涉及真实进入，也不受循环因果关系的影响。之所以存在循环因果关系，是因为在有关外资银行真实进入的效应分析中存在内资银行的绩效和行为影响外资银行进入的可能。而在本文的设定里，由于考虑的是潜在进入，不涉及外资银行对东道国银行业发展做出的反应，因此不存在循环因果关系。与此同时，之所以用而非单个来表征外资银行潜在进入对内资银行的净效应，是因为通过检验的联合显著性而非仅检验某个的显著性，可以消除人民币业务开放时间表自身可能存在的内生性对所得回归结果的影响。所谓人民币业务开放时间表的内生性，是指某个城市开放人民币业务的时间可能取决于该城市各家商业银行的行为，例如政府选择那些内资银行表现较好的城市率先开放。由于采用了，而的设置并不受制于人民币业务开放时间表的内生性，因此就算这种内生性真实存在，只要的联合显著性不取决于其中某个的显著性，那么回归结果就不受人民币业务开放时间表内生性的影响。五、实证结果及其分析（一）基准模型采用相关文献普遍考虑的控制变量，包括时间和城市的固定效应、银行和宏观层面因素（违约风险、杠杆率、gdp增速、人均实际gdp和消费者价格指数），并控制异方差，等式（1）的回归结果见表4。据此发现外资银行潜在进入对内资银行的利差、税前利润和管理费用的影响是统计显著的。根据表4，第1、3和4列的在5%的显著性水平下是联合显著的，而且的联合显著性也不受某个的影响，因为有些回归（第3和第4列）的早期系数（和）比相对后期的系数（和）更为显著，而有些回归（第1列）的系数均显著，可见的联合显著性并不取决于某种特定的显著性分布，因此人民币业务开放时间可能存在的内生性不影响本文对潜在进入效应的分析。表4 外资银行潜在进入对内资银行行为的效应分析(1)(2)(3)(4)(5)marginincomeprooverlosspre4-0.585*-0.052-0.561*0.371*0.056(0.216)(0.130)(0.244)(0.115)(0.057)pre3-0.434*-0.012-0.381*0.272*-0.031(0.125)(0.074)(0.140)(0.109)(0.041)pre2-0.207*0.039-0.1140.076-0.053(0.102)(0.071)(0.103)(0.090)(0.049)pre1-0.297*0.105*-0.1060.098-0.071*(0.102)(0.049)(0.098)(0.075)(0.037)lev0.0340.0260.073*0.007-0.012(0.029)(0.022)(0.035)(0.022)(0.009)over1.223*0.256*0.351*0.112(0.197)(0.127)(0.167)(0.072)rgdppc0.000*0.0000.000-0.000-0.000(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)growth-0.0330.005-0.043-0.0000.021*(0.026)(0.014)(0.027)(0.023)(0.010)cpi-0.014-0.024-0.0450.040*0.013(0.031)(0.019)(0.036)(0.016)(0.015)df0.510*-0.097*-0.0690.0340.580*(0.081)(0.040)(0.060)(0.056)(0.030)c1.6192.8395.350-3.111*-1.638(3.067)(1.924)(3.649)(1.541)(1.512)joint sig. test of pres3.16*1.772.62*3.91*2.46*observations105105105105105r-squared0.990.930.920.980.99注：所有回归控制了异方差，括号内是系数的标准差，*、*和*分别表示10%、5%和1%的显著性水平。由第（1）列，内资银行面对外资银行的潜在进入，平均利差水平显著下降了，因此就利差而言，外资银行潜在进入的竞争促进效应的确存在。在5%的显著性水平下利差（margin）的所有4个系数均显著，因此可以拒绝零假设。系数平均值为-0.381，由于平均利差水平仅1.982个百分点，意味着外资银行潜在进入导致每家内资银行平均降低其利差水平近20%，这是一个不小的下降幅度。正如levine（1996，p238）指出的“外资银行将激发东道国金融市场的竞争，这将对金融服务的价格产生向下的压力”，更低的利差说明面对潜在竞争，中国内资银行的行为的确发生了变化，通过降低利差，有利于内资银行稳定现有的客户群或扩大市场份额。需要说明，由于控制了时间和宏观因素，可以排除所捕捉到的平均利差水平下降是由调息等货币政策所引发的。就反映程度而言，由于和的系数值是和的2倍，说明就利差水平的调整而言，内资银行对外资银行潜在竞争的反映是“亦早不宜迟”，这也是符合常识的，距离开放日期早一些调整利差水平，能给予内资银行更多的时间去巩固和增强市场地位，从而提高其今后面对外资银行真实进入时的市场竞争力。上述结果解释了claessens, demirg-kunt和huizinga（2001）的重要发现：外资银行真实进入的利差效应不显著。他们发现，外资银行资产份额的增加没有带来内资银行利差水平的显著下降，这与他们及其他学者持有的外资进入促进竞争的观点不相一致。由于外资银行资产份额表征的是外资银行的真实进入程度，根据本文的发现，利差调整发生于外资银行真实进入之前（也就是潜在进入阶段），因此等到外资银行真实进入之后，其与内资银行利差调整之间不存在显著关联也就可以理解了，即这一现象并不否认外资进入能促进东道国银行业的竞争，而只是说明部分促进效应在真实进入之前就已发挥完作用了。此外，第1列的其他回归结果也是合理的。利差与管理费用之间存在显著的正向关联，这与claessens, demirg-kunt和huizinga（2001），lensink和hermes（2004）以及unite和sullivan（2003）的结论均一致，可以解释为内资银行通常会将成本的增加转嫁给借款人和储户。利差与人均实际gdp也呈正相关关系，这是因为富裕地区的借款人能承担更高的贷款利率，而储户也能接受更低的存款利率。利差与违约风险的正向关系则体现了“风险越大，定价越高”的一般原则。由第2列，发现的系数值为正（），且5%水平下是显著的，意味着在人民币业务开放前夕，内资银行的非利息收入（income）会出现一定程度的增长。然而，非利息收入的不是联合显著的，这说明外资银行潜在进入对内资银行非利息收入的影响并不显著。unite和sullivan（2003）对菲律宾的研究以及lensink和hermes（2004）对一些发展中国家的研究也得出了相似结论。对此的解释是：非利息收入的增加可以弥补利差的下降，但是要想增加非利息收入往往需要额外投资以购入必须的先进技术（非利息收入与管理费用的正相关关系说明了这一点），所以面对外资银行潜在进入，一些资金雄厚的内资银行一定会通过增加投资提高非利息收入以弥补利差的下降，而另一些投资能力相对不足的内资银行则难以实现非利息收入的增加，因此潜在进入对非利息收入的净效应是不确定的。此外，非利息收入与管理费用、违约风险之间存在的显著关系与直觉也是相符的。第3列报告了外资银行潜在进入对内资银行税前利润（pro）的效应。5%水平下通过了联合显著性检验，所有4个系数值均为负数，且和的系数在5%水平下显著，这说明内资银行的平均税前利润水平的确由于潜在竞争而降低了。上述结果除了说明外资银行潜在进入在税前利润方面的竞争促进效应是客观存在的，还进一步说明了第1列和第2列的回归结果孰强孰弱，根据恒等式“利差+非利息收入=税前利润+管理费用+坏账计提”，假定其他因素不变，税前利润的升降是由利差和非利息收入的变化共同决定，而只有当潜在竞争对利差下降的显著效应占优于潜在竞争对非利息收入上升的不显著效应时，才能得到潜在竞争对税前利润下降具有显著效应的结论。因此，外资银行潜在进入显著降低税前利润说明第1列的回归结果占优于第2列的回归结果，换句话说，尽管不能排除某些年份某些城市外资银行潜在进入可能会引起内资银行非利息收入的增加，但这种非竞争促进效应必然会被潜在进入显著降低内资银行利差的竞争促进效应所抵消。此外，税前利润与杠杆率之间呈显著的正向关系，这与unite和sullivan（2003）一致。一般而言，股权资本比率高的银行贷款行为更为谨慎（stiglitz和uy, 1996；berger，1995；demirg-kunt和huizinga，1999），因此杠杆率（lev）越高，银行的贷款损失越少，税前利润也越高。而税前利润与管理费用之间的显著正相关关系很大程度上是由利差与管理费用之间的正向关系所决定的。第4列揭示了内资银行管理费用（over）对外资银行潜在进入的反应。管理费用的上升是显著的，在1%水平下通过了联合显著性检验。与第1列和第3列的结果相似，这一发现也支持外资银行潜在进入具有显著的竞争促进效应。内资银行管理费用的增加主要源自银行技术和管理技能投资的增加，而加大银行技术和管理技能的投资是为了在外资银行真实进入后更好地与之展开竞争（sachs和woo，2003）。相比于既有文献，本文的上述发现具有新意：在外资银行真实进入之前，内资银行管理费用的策略性增加就已经开始发生了，这意味着内资银行业务技术和技能的进步只是部分地受益于外资银行真实进入带来的“外溢效应”（lensink和hermes，2004），而另一部分则受益于内资银行主动的自我发展。此外，管理费用与物价水平（cpi）之间存在显著正向关系也是合理的，物价水平越高，投资品的价格也就越高，管理费用自然会有所增加。笔者还发现面对外资银行的潜在进入，内资银行坏账计提有所下降，但上述结果并不十分可靠，在5%水平下坏账计提的没有通过联合显著性检验。claessens, demirg-kunt和huizinga（2001）也得到了相似结论，他们发现面对外资银行的真实进入，内资银行坏账计提的下降也不是十分显著。这是由于导致内资银行坏账计提变化的原因是多重的：一方面，内资银行对外资银行进入后其信用条件会恶化的预期一定程度上使其在发放贷款时更为谨慎，这会降低坏账计提；另一方面，内资银行之间竞争程度的增强又会使其敢于接受一些风险很高的项目（lensink和hermes，2004），这增加了坏账计提。此外，坏账计提与违约风险之间的显著正相关关系也是合理的。（二）稳健性检验以下分别考虑城市的经济发展水平、不同的估计方法以及不同的控制变量会不会改变上述基准模型的回归结果。1考虑城市的经济发展水平lensink和hermes（2004）发现外资银行真实进入对内资银行行为的影响与东道国经济发展水平紧密相关。那么，笔者关于外资银行潜在进入对内资银行行为的效应研究是否也受制于内资银行总部所在城市（等式（1）里的城市）的经济发展水平呢？存在这种顾虑是合情合理的，因为中国经济发展的地区差异巨大（kwan，2005）。根据表3，在样本数据里，银行所在城市的人均实际gdp最高的（38700.94元）是最低的（7485.32元）的5倍多。因此，通过引入与人均实际gdp（rgdppc）的叉乘项（），将城市的经济发展水平也控制起来，回归结果见表5：表5 基准模型的稳健性检验（控制城市的经济发展水平）(1)(2)(3)(4)(5)marginincomeprooverlosspre4-0.467*-0.095-0.630*0.418*0.145(0.231)(0.252)(0.330)(0.136)(0.089)pre3-0.319*-0.077-0.344*0.341*-0.021(0.161)(0.107)(0.176)(0.129)(0.052)pre2-0.127-0.005-0.1170.089-0.067(0.134)(0.092)(0.114)(0.091)(0.066)pre1-0.2320.067-0.1340.080-0.094(0.152)(0.061)(0.115)(0.080)(0.064)int1-0.0000.0000.0000.000-0.000(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)int2-0.0000.0000.000-0.000-0.000(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)int3-0.0000.0000.000-0.000-0.000(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)int4-0.0000.0000.000-0.000-0.000(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)lev0.0380.0260.075*0.006-0.014(0.032)(0.023)(0.038)(0.023)(0.010)over1.196*0.282*0.326*0.103(0.202)(0.135)(0.181)(0.069)rgdppc0.000*0.0000.000-0.000-0.000(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)growth-0.024-0.014-0.0420.0260.030*(0.042)(0.027)(0.047)(0.031)(0.013)cpi0.013-0.045-0.0680.0410.015(0.058)(0.038)(0.063)(0.031)(0.020)df0.494*-0.095*-0.0770.0300.583*(0.085)(0.043)(0.065)(0.054)(0.029)constant-2.0075.4057.565-3.373-2.072(5.954)(3.886)(6.503)(3.118)(2.075)joint sig. test of ints0.270.500.540.501.50observations105105105105105r-squared0.990.940.920.980.99注：所有回归控制了异方差，括号内是系数的标准差，*、*和*分别表示10%、5%和1%的显著性水平。根据表5，尽管5个因变量的某些系数仍是显著的，但在10%水平下叉乘项向量均未通过联合显著性检验。因此，基准模型的回归结果不受城市经济发展水平的影响