集中度范文10篇

集中度范文篇1

有关企业信贷约束的研究要追溯到Fazzari等﹙1988﹚［6］，他们将投资—现金流的敏感度作为衡量企业融资约束的指标，其理论基础是企业的投资决策不仅要考虑一个投资项目受益的净现值，还要考虑外部融资的难易程度以及内部融资比例的大小。该理论基础的前提假设是信息不对称问题的存在使得企业的内部融资成本低于外部融资成本，因此在企业内部现金流增加的情况下，受到融资约束的企业会增加当期投资，而没有受到融资约束的企业对这种现金流的变化则不敏感。其主要思想是将现金流变量加入到TobinQ的投资方程之中，以捕捉资本市场的不完善。Hubbard﹙1998﹚［18］对此类文献有过详细的回顾。但是Kaplan和Zingale﹙1997﹚［19］反对这一观点，认为Fazzari等﹙1988﹚所得到的实证结果没有强有力的经济学理论加以支持；他们以Fazzari等﹙1988﹚的实证为基础，反而证伪了其提出的假说，即对于信贷约束更小的企业，其投资—现金流的敏感度会更强。但这一分析也存在问题，即先验的企业信贷约束标准是否有效？事实发现，他们定义的信贷约束企业大部分都陷入财务困境。值得肯定的是，如果一个企业受到融资约束，那么它肯定会对流动性有较强的偏好。在Fazzari等﹙1988﹚之后，投资—现金流敏感度的分析得到广泛的应用。Almeida等﹙2004﹚［20］在此基础上提出使用现金—现金流敏感度﹙cash-cashflowsensitivity﹚作为衡量企业融资约束的指标，其中衡量信贷约束的变量有股息支付率﹙payoutratio﹚，用股息支付与营业收入额的比率来表示；企业规模大小；Kaplan和Zingales提出的KZ指数；公司债券评级﹙BondRatings﹚和商业票据评级﹙commercialpaperratings﹚。投资—现金流敏感度分析的普及主要是因为信贷约束反映的是资本的影子价格，而现实中所观察到的企业所面临的资本价格均是在借贷行为发生后的价格，而无法观察到企业由于信贷约束无法完成投资的情况下所愿意支付的资本价格。比如，一个项目的投资回报率是10%，企业所愿意支付的最大资本价格便是10%，但是由于银行发放给该企业的贷款利率为15%，此时借贷行为并未发生，也就无法从企业的财务信息中了解此时企业愿意支付的资本价格，从而无法衡量企业的信贷约束程度。如果要准确衡量企业的信贷约束，就有必要估计出资本的影子价格。诸多学者提出用欧拉方程方法进行估计，影子价格越高说明信贷约束程度越高，反之亦然。该方法由Whited和Wu﹙2006﹚［21］发展起来，逐渐形成了衡量企业信贷约束的WW指标。WW指标是六个要素的线性组合，即现金流、红利支付的虚拟变量、杠杆、企业规模、工业销售增长率、企业销售增长率，以此计算出资本的影子价格。其优势在于它能够放松企业净收入方程线性齐次性﹙linearhomogeneity﹚的假定，估计出企业信贷约束的程度，这种程度可以在不同的企业间进行比较，而不像投资—现金流敏感度的分析只能得出企业是否受到信贷约束的结论。本文使用了类似于此的方法，具体而言，以Love﹙2003﹚［13］以及Whited和Wu﹙2006﹚［21］的方法为基础，利用企业的最优化行为得到一个结构性方程，以此估计中国A股上市企业的股权集中度对信贷约束程度的影响。

企业信贷约束的衡量

按照Love﹙2003﹚［13］、Whited和Wu﹙2006﹚［21］的方法，企业的最优行为便是最大化企业的价值。Vi0=maxEi0∑∞t=0β0，tDit﹙1﹚其中，Vi0是企业i在0期时的价值，β0，t是0期至t期的贴现因子，Dit为企业红利。企业的约束条件有：Dit=Π﹙Kit，εit﹚−C﹙Iit，Kit﹚−Iit﹙2﹚Ki，t+1=Iit+﹙1−δi﹚Kit﹙3﹚Dit≥0﹙4﹚其中，Π为企业利润函数，C为企业投资的调整成本函数，Kit为资本，Iit为投资，δ为折旧率。根据一阶条件可以求得：Eitβt1+ηt+11+ηt［∂Π∂Ki，t+1+﹙1−δi﹚﹙∂C∂Ii，t+1+1﹚］=∂C∂Iit+1﹙5﹚其中，ηt为约束条件﹙4﹚式的拉格朗日乘子，它表示外部融资的影子成本，∂C/∂I表示投资调整的边际成本，∂Π/∂K是企业的边际利润，Ωt=﹙1+ηt+1﹚/﹙1+ηt﹚为外部融资的相对成本。在完美信贷市场中ηt等于0，此时外部融资的相对成本便为1，企业没有受到信贷约束。当前的投资成本为投资调整的边际成本与投资品的价格之和，这个价格标准化为1，因此上式的右端是当前投资的边际成本；而当前投资所放弃的收益为资本的边际利润与下一期的调整成本和投资品价格之和的贴现，因此，上式的左端便是当前投资所放弃的收益。欧拉方程所隐含的喻义便是当前投资所放弃的收益要等于当前投资的成本。在不完美的信贷市场中，Ωt取决于企业可观察到的财务指标，与Love﹙2003﹚［13］一样，此处将Ωt看成是现金存量与资产之比的函数，其理论根据在于，如果没有足够的内部资金，那么受到约束的企业将无法进行可盈利的投资。本文额外加入股权结构变量，以考察企业股权结构对Ωt的影响。在此令：Ωt=α0i+﹙α1+α2OwnershipStrit﹚CASHi，t−1，其中OwnershipStr为企业股权结构变量，CASH是现金及现金等价物与资本存量的比值。如果企业没有受到信贷约束，Ωt为1，现金存量对企业投资决策没有影响；如果受到信贷约束，则现金存量对企业投资决策的影响将会存在；同样如果股权结构对企业信贷约束产生影响，则这种影响会通过现金存量而影响到企业的投资决策。根据Gilchrist和Himmelberg﹙2008﹚［22］的研究，进一步假设∂Π/∂K=﹙αk/κ﹚﹙S/K﹚，其中αk为资本所得，κ为加成﹙Mark-up﹚常数，S为主营业务收入。此时，MPK≈c+i+﹙S/K﹚。按照Love﹙2003﹚的设定，令下式成立：∂C∂Iit=α﹙IKit−gIKi，t−1−υi﹚﹙6﹚将假定的利润函数和投资调整成本函数带入欧拉方程，可以得到一个非线性的方程，此处按照Love﹙2003﹚的方法对欧拉方程进行一阶泰勒展开，则有：βtΩt﹛.﹜t≈c+γθΩt+γ﹛.﹜t+θβt﹙7﹚其中﹛.﹜t是欧拉方程左边方括号内的式子。此外，本文用表示未来投资机会的TobinQ代替原方程中的﹙I/K﹚i，t+1，由此得到以下结构性计量模型：﹙IK﹚it=β1Qi，t+β2﹙IK﹚i，t−1+β3﹙SK﹚it+β4CASHi，t−1+β5OwnershipStritCASHi，t−1+β6OwnershipStrit+εit本文所关注的是β5。如果β5显著，说明股权结构对企业信贷约束产生了影响。具体而言，β5显著为正，表明股权集中度加剧了企业信贷约束程度，假说1成立；β5显著为负，表明股权集中度的提高缓解了企业的信贷约束程度，假说2成立。

股权集中度对企业信贷约束影响的实证研究

集中度范文篇2

1.1中国钢铁产业的现状

改革开放以来，中国钢铁工业取得了显著发展，自1996年中国粗钢突破1亿大关以来，中国己经连续十多年粗钢产量排名世界第一，2007年全球67个主要产钢国家和地区粗钢总产量13．435亿t，同比增长7．5％，这是连续第五年增速在7％以上。其中，我国产量为4．89亿t，同比增长15．7％，我国仍为全球第一大粗钢产量生产国；第二为日本，为1．2亿t；随后是美国的9720万t；此外还有俄罗斯、印度、韩国、德国、乌克兰、巴西和意大利。我国粗钢产量超过第二到第八的总和，占全球总产量的36．4％，2006年这一比例为33．8％，2005年为31％，2004年为26．2％，呈现逐年递增趋势。2005年，中国第一次成为钢铁净出口国。目前，我国钢铁工业总体运行良好，但是，在企业规模、品种结构、产品质量等方面，同一些钢铁强国如美国、德国等国家相比，还存在明显的差距。专业化水平低、企业规模过小、投资分散、产品结构性失调是我国钢铁工业在国际上缺乏竞争力的根本原因之一，也是制约行业发展的最大阻力。近年来铁矿石、焦炭等原材料价格大幅提升。国际铁矿石价格在连续多年里持续增长，其中2004年价格上涨18.6%，2005年价格上涨71.5%，2006年的价格上涨了19%。2007年仍然上涨9.5%，对进口矿石依赖度很高的中国众多钢铁企业这无疑造成相当大的成本压力。

1.2钢铁产业特征

（1）钢铁产业有较强的产业关联度。与钢铁产业相关联的下游产业有建筑及房地产业、汽车、造船、家电、铁路等，与之相关联的上游产业有煤炭、能源、交通等。

（2）钢铁产业与国民经济呈正相关性。当国民经济快速发展时，钢铁产业也会快速发展，体现在钢铁需求上升，价格上涨；当国民经济调整时，钢铁产业也会进行调整，体现在钢铁需求下降，价格下落。

（3）钢铁产业的技术和设备更新快，在生产中采用新技术新工艺不仅极大地提高了钢铁产品质量而且大大地降低了钢铁生产成本。如高炉喷煤、平炉改转炉炼钢、连铸、计算机自动控制轧钢等等。

（4）钢铁产业是典型的规模经济产业。钢铁产业生产工艺决定了其大型化和规模化的发展方向，冶炼钢和铁的经济规模都在百万吨以上。

2产业集中度低的原因

中国钢铁产业集中度变小，主要有以下四个方面的原因：

（1）是钢铁工业影响着本地的产业结构变化，对当地税收贡献大，地方政府从本地区利益出发，往往有积极上新的钢铁项目或扩大钢铁生产能力欲望，这在无形中对小规模企业也起到了保护作用。“九五”和“十五”期间，大部分省份都在加快钢铁工业的发展，共有19个省、区、市把钢铁产业作为自己的支柱产业，其结果是中国的钢铁产业高居世界第一，但产量的集中度却在世界上处于较为落后的水平。

（2）是市场进入壁垒低，企业进入过量。由于国内处于工业化的中期阶段，钢铁业的投入产出见效快，在没有产业进入限制的情况下，短期内就出现大量产业新进入者的状况。3提高钢铁产业集中度的对策。

3.1新建产能扩大生产规模

新建产能扩大生产规模是一种比较常规的企业扩张方法。采用这种方法的优点是可以有针对性地建设新产能，便于直接控制产能扩张的规模、生产设备的配置和产品的构成，可以在新建产能时采用最新开发的生产技术、设备和工艺，生产出高质量、高附加值的产品，可以将新产能建在原料产地或其产品市场所在地，当然也可以建在既有原料、又有市场的地方。3.2参股有关企业进入某些市场和领域

通过参股或控股某些企业也是近年来钢铁公司经常采取的扩张方法。采取这种扩张的优点是投资相对较少，且可以控制，能够以最短的时间获得效益，迅速进入一些对企业发展非常关键的市场和领域，而且一旦市场出现变化，企业可以很快决定是加大投入还是迅速撤资，将损失减到最小。

3.3加强政府的宏观调控

从理论上讲，产业政策是为了实现结构优化的一种手段，但在实践过程中，如果产业政策忽视了市场规律，反而会成为结构失衡的主要原因。而且，任何一项产业政策的执行，都要涉及到大量的协调问题，一旦协调成本过大，制定出来的产业政策最终可能无法得到有效执行。为了使中国钢铁产业能适应国际化多层的竞争，提高自身实力，政府更应该做的是为企业创造一个更好的竞争环境。

（1）取消阻挡钢铁企业兼并中的各种壁垒，比如国税问题上，国家应该给予地方更大的优惠。只有破除了各种阻碍市场要素流动的东西，才能让中国钢铁业的兼并走上正轨。我国可以借鉴上世纪50年代欧盟六国”煤钢联营”的方法，在国内进行一次跨地区的联营。国家应该做的是取消阻挡钢铁企业兼并中的各种壁垒。协调并购后企业的整合、利益分配问题。

（2）重组中注意“联横”与“合纵”兼顾。中国钢铁产业兼并重组目前以横向并购为主要模式，这也是钢铁市场发展到一定阶段的必然选择。

第一，横向并购是优化行业组织结构的最基本手段，也是优势钢铁企业实现规模经济效益的发展需要。第二，横向并购有利于各种市场资源向优势企业集中，迅速地扩大市场份额，提高企业的市场竞争地位。第三，横向并购的企业由于相互之间基本业务流程存在着相似性、同质性，所以有利于兼并企业在较短的时间内完成各项业务流程整合再造。然而，对于能源依赖型的钢铁工业，在横向并购进行到一定程度，或者市场容量不足以承载规模扩张之时，立足于供应链思维的纵向的并购重组由于独占资源、用户等，更能够形成企业独特、强大的核心竞争力。特别是具有相当基础的优势企业，超前研究纵向整合，势必会在激烈的市场竞争中占得先机。

集中度范文篇3

关键词：股权集中度；内部控制；公司绩效

公司绩效是公司价值高低最直观的体现，公司的高价值建立在高绩效的基础之上，所以想要拥有较高的公司价值就必须提高公司绩效，这是提升公司价值的必经之路，也是全体股东的目光焦点与利益向导。近年来国内外众多学者从不同角度对如何提高公司绩效进行了广泛研究。社会各界渐渐意识到，公司治理机制的问题是我国许多公司绩效较低的重要原因之一。公司治理机制的核心是股权结构，衡量公司股权结构的主要指标是股权集中度，所以能否通过改善股权集中度来提高公司绩效值得讨论。另外，股权结构作为内部控制环境的组成部分，对内部控制有效性的发挥奠定了基础条件并进而影响公司绩效，所以在股权集中度作用于公司绩效时内部控制效果是否会影响其作用程度不可忽视。本文从11887家上市公司出发，采用实证研究方法，从内部控制的角度重点研究股权集中度与公司绩效的关系。以期在借鉴前人研究的基础上对现有研究进行拓展，对我国上市公司如何提升公司绩效提供新的思路。

1文献回顾与研究假设

1．1股权集中度与公司绩效。近年来股权集中度与公司绩效的关系研究逐渐被各国学者所关注，随之出现众多研究成果。Berle与Means（1932）率先指出在两权分离的情况下当股权集中度出现变化时公司绩效会相应呈现出同趋势的规律性变化，也就是说随着股权集中度的升高公司绩效会呈现规律性的上升趋势。Demsets和Lehn（1985）指出随着股权集中度的变化公司绩效不会呈现出明显的规律性变动。孙永祥和黄祖辉（1999）认为有一个临界值存在于第一大股东持股比例中，当其不超过这个临界值时公司价值会随其进行同向的规律性变动，当其超过这个临界值时公司价值会随其进行反向的规律性变动。郝晓雁、任配莘、淮莹莹（2013）发现在农业上市公司中股权互相制衡且第一大股东持股比例保持在一定范围时公司绩效会提高，当第一大股东持股比例超过这个特定范围时其对农业上市公司绩效的影响就不再是正面的积极的。钱红光、刘岩（2019）发现混合所有制公司的绩效会随着股权集中度的升高呈现先上升后下降的趋势，也就是说当股权集中度出现变化时公司绩效会相应呈现出倒U型的规律性变化。对于股权集中度与公司绩效之间的关系研究众多学者之间并没有形成一致的结论，本文倾向于当股权集中度出现变化时公司绩效会相应呈现出同趋势的规律性变化这个论点。综上所述，本文提出如下研究假设。假设1：股权集中度与公司绩效正相关。1．2股权集中度与内部控制。近年来探讨内部控制有效性影响因素的声音日渐增多，其中涉及股权集中度如何影响内部控制，学者观点各异。吴益兵、廖义、刚林波（2009）发现公司内部控制的效果会随着股权集中度的升高而降低。林钟高、储姣娇（2012）发现公司内部控制的效果会随着第一大股东持股比例的降低而升高。李志斌、卢闯（2013）以内部控制有效性为研究主题，考察公司所处地区一系列的经济环境以及自身的股权集中程度，分析二者对公司内部控制的联合作用，从而发现公司内部控制的效果会随着股权集中度的升高而优化。朱颐和、张娥（2014）发现内部控制的效果会随着股权制衡度与机构投资者所占持股比例的升高而优化。于晓红、王玉洁（2019）研究股权集中度在内部控制与投资短缺之间存在的调节效应，发现股权集中度可以正向促进内部控制的有效性。赵艳丽（2019）发现我国制造业上市公司的股权结构可以反向调节其内部控制的效果即内部控制的效果会随着股权集中度的升高而降低。本文倾向于当股权集中度出现变化时内部控制效果会相应呈现出同趋势的规律性变化这个论点。综上所述，本文提出如下研究假设。假设2：股权集中度与内部控制正相关。1．3股权集中度、内部控制与公司绩效。从现有文献来看，近年来更多的学者开始将目光投放在股权集中度对公司绩效的影响中内部控制所发挥的作用，关注点不再局限于这三者的传导作用。林钟高、王书珍（2007）发现公司绩效会随着内部控制效果的提升而增加，并且内部控制可以在股权结构作用于公司绩效时充当中间媒介，这种影响每年呈递增趋势。常启军、王璐、金虹敏（2015）基于内部控制质量为中介变量，分析发现内部控制可以在股权结构作用于公司绩效时充当中间媒介，但不是唯一的中介变量。胜、张菲菲（2016）从股权制衡度这一视角分析制造业上市公司内部控制的效果如何作用于公司绩效，发现股权制衡度有个临界值为50％，当其超过这个临界值时将会提升公司绩效与内部控制的水平，反之当其低于这个临界值时将会抑制公司绩效与内部控制的水平。王成、崔跃（2017）发现在我国民营上市公司中内部控制可以在股权集中度作用于公司绩效时充当中间媒介，但不是唯一的中介变量。刘祺阳（2018）发现内部控制可以在股权结构作用于公司绩效时充当中间媒介，但这种中介作用只在中小板及创业板样本公司中存在且为部分中介作用，在主板样本公司中这种中介作用不存在。本文倾向于当内部控制效果出现变化时公司绩效水平会相应呈现出同趋势的规律性变化并且内部控制可以在股权集中度作用于公司绩效时充当中间媒介这个论点。综上所述，本文提出如下研究假设。假设3：内部控制在股权集中度与公司绩效间起着显著的中介作用，内部控制度高的公司，股权集中度可以更有效提升公司绩效。

2研究设计

2．1样本选取与数据来源。本文的研究对象为2013－2017年中国A股上市公司。内部控制数据来源于迪博数据库，其它数据均来源于国泰安数据库。数据整理采用Excel，数据分析采用Stata。为确保样本数据准确可靠需要对部分数据进行筛除：（1）筛除金融行业；（2）筛除ST类上市公司；（3）筛除数据缺失的公司；（4）对所有连续型变量在1％的水平上进行Winsor缩尾处理。最终得到11887个有效观测值。2．2变量定义与研究模型。2．2．1变量的选取。（1）被解释变量。公司绩效为本研究的被解释变量。考虑到我国证券市场处于有待完善的时期，重置成本较难取得以及能否用股票价格代表公司价值还未知，所以本文立足于我国具体的市场环境参照国内多数学者的做法选用总资产收益率ROA作为衡量公司绩效的指标。（2）解释变量。股权集中度为本研究的解释变量。目前我国的股票市场处于成长期，不够成熟完善，成长期市场的特点之一就是有许多控股型大股东，因此，本文选用前十大股东的持股比例SR作为衡量股权集中度的指标，这与大部分学者采用的衡量指标一致。内部控制为本研究的中介变量。虽然其度量标准还未统一，但是目前迪博内部控制指数IC的合理性被我国许多学者认可，本文选用该指数作为衡量内部控制的指标。（3）控制变量。本文参照现有文献，选用公司规模SIZE、资产负债率DAR、营业收入增长率MBR、总资产周转率TAT作为本研究的控制变量，同时本文模型还引入了年份YEAR和行业INDU两个虚拟变量。本文各变量的具体定义如表1所示。2．2．2模型的建立。本文建立如下模型，分析内部控制、股权集中度对公司绩效的影响。ROAi，t＝α0＋α1SRi，t＋δ1Controlsi，t＋εi，t（1）ICi，t＝β0＋β1SRi，t＋δ2Controlsi，t＋γi，t（2）ROAi，t＝λ0＋λ1SRi，t＋λ2ICi，t＋δ3Controlsi，t＋θi，t（3）模型1考察了股权集中度SR与公司绩效ROA的关系，用来检验假设1，其中α1是股权集中度SR对公司绩效ROA影响的总效应，α1显著是检验中介效应是否成立的基本前提之一；模型2考察了股权集中度SR与内部控制IC的关系，用来检验假设2，其中β1是股权集中度SR对内部控制IC的影响，β1显著也是检验中介效应是否成立的另一前提；模型3在模型1的基础上加入了内部控制IC这一变量，用来检验假设3，其中λ1是加入内部控制IC后股权集中度SR对公司绩效ROA的影响。若α1、β1、λ2显著但λ1不显著则存在完全中介效应，若α1、β1、λ2、λ1均显著且同号，则存在部分中介效应。

3实证结果与分析

3．1描述性统计。所有变量的描述性统计分析，见表2。表2显示：（1）公司绩效ROA的平均值为0．0432，标准误为0．0492，最小值为－0．1192，最大值为0．2048，说明我国上市公司绩效差别较大。（2）股权集中度SR的平均值为57．8942，标准误为14．9043，最小值为23，最大值为90．13，说明我国上市公司整体股权集中度较高，个体间存在较大差异。（3）内部控制IC的平均值为655．7517，标准误为68．3987，最小值为351．98，最大值为809．18，说明我国上市公司内部控制效果存在一些差别。（4）公司规模SIZE的平均值为22．2168，标准误为1．2714，最小值为19．8297，最大值为26．0857，说明我国上市公司规模存在一些差别但是整体差别维持在一定范围内，并且这个范围较小。（5）资产负债率DAR的平均值为0．4233，标准误为0．2054，最小值为0．0535，最大值为0．8786，说明我国上市公司资产负债率差别较大，部分公司比较激进，部分公司比较保守。（6）营业收入增长率MBR的平均值为0．2093，标准误为0．4978，最小值为－0．5223，最大值为3．3347，说明我国上市公司营业收入增长率差别较大，总体维持在一定水平上。（7）总资产周转率TAT的平均值为0．6280，标准误为0．4352，最小值为0．0680，最大值为2．5760，说明我国上市公司整体资产运营状况较好，资产利用率较高，但个体间波动明显。3．2相关性分析。所有变量的相关系数，见表3。表3显示：（1）股权集中度SR和公司绩效ROA的相关系数为0．2117，在1％的统计水平上显著正相关。（2）股权集中度SR和内部控制IC的相关系数为0．1449，在1％的统计水平上显著正相关。（3）内部控制IC和公司绩效ROA的相关系数为0．3241，在1％的统计水平上显著正相关。3．3回归分析。模型1、模型2、模型3的回归分析结果，见表4。表4显示：（1）模型1、模型2、模型3的R2分别为0．3242、0．1602、0．3627，说明三个模型的拟合效果均较好。（2）模型1中股权集中度SR的回归系数为0．0004，且股权集中度SR和公司绩效ROA在1％统计水平上显著正相关，说明股权集中度SR越高时公司绩效ROA越好，假设1成立且中介效应的前提条件成立。（3）模型2中股权集中度SR的回归系数为0．2738，且股权集中度SR和内部控制IC在1％统计水平上显著正相关，说明股权集中度SR越高时内部控制IC越有效，假设2成立且中介效应的另一前提条件成立。（4）模型3中股权集中度SR的回归系数为0．0003，加入中介变量内部控制IC之后股权集中度SR和公司绩效ROA仍然在1％统计水平上显著正相关，并且内部控制IC的回归系数为0．0002，内部控制IC和公司绩效ROA在1％统计水平上显著正相关，说明内部控制IC在股权集中度SR对公司绩效ROA的影响中具有部分中介效应，内部控制IC程度高的公司，股权集中度SR可以更有效提高公司绩效ROA，假设3成立。3．4稳健性检验。为了验证上述实证结果的可靠性，本文采用净资产收益率ROE代替总资产净利润率ROA衡量公司绩效以避免因为变量选择的不同导致回归结果出现偏差。根据以上思路，对原来的实证结果重新进行回归分析，发现检验结果基本与前文研究结论一致，表明本文实证结果准确可信。

4结论

集中度范文篇4

［关键词］保险业；集中度；规模；绩效

一、引言

随着中国经济的持续发展和人民生活水平的稳步提高，保险业得到了飞速发展。但是我们也应该看到，中国保险业还存在不少问题，例如规模过小、资本实力弱、业务雷同、经营成本高等仍然制约着中国保险业的进一步发展。因此，如何推动中国保险业规范化发展，提升其竞争力是目前亟需解决的一个问题。一个行业竞争力的高低是与其市场结构密切相关的，市场结构是特定行业中企业的数量、规模、份额以及相互之间的关系，不同的市场结构会形成不同的企业行为和绩效。市场集中度是市场结构的一个重要因素，它集中反应市场垄断程度的高低，对市场内的企业行为和经济绩效有很大的影响。因此，对中国保险业市场结构的现状作出准确的分析与判断，有利于提高中国保险业的竞争力，促进保险市场的可持续发展。

二、分析方法和数据处理

（一）方法

根据1996~2006年保险公司各项业绩指标，进行综合计算评估，然后测算出保险业集中度，并与保险业规模、保险业绩效进行回归分析。

（二）模型的变量设置

1.市场份额（MP）。市场份额（MP）是指某个企业销售额在同一市场（或行业）全部销售额中所占比重，它反映市场的竞争程度的强弱。在市场份额（MP）指标的选择上，有保费收入占有率、营业收入占有率、总资产占有率、净资产占有率等。由于保费收入占有率是最能够体现保险公司的市场竞争力的指标，所以用它来代表保险公司的市场份额。

MPi表示第I名保险公司的市场份额（这里指当年的保费收入市场占有额），n为企业数目（n通常取4或8）。一般地讲，这一指标数值越高，表明行业垄断性也就越高。

3.绩效变量（NPR）。市场绩效实质上反映的是市场运行效率，对保险公司绩效的测度一般采用以下几个指标：资产收益率、资本收益率、营业利润率和赔付率。中国保险费率还未完全放开，投资渠道相对单一，加上保险产品的差异性不强，所以笔者采用资本收益率来作为衡量绩效的指标。

NPR=本年利润/所有者权益（2）

4.保险业规模（SCL）。笔者选取当年保险业总资产作为衡量该年证券业规模水平的标准。

近年来，中国证券业的集中度每年在90％以上，即极高的寡占型市场结构。从全世界来看，中国的保险业的市场集中度不仅远高于发达国家保险业的水平，也高于绝大多数发展中国家保险业的市场水平，可以说，目前中国是全球保险业市场集中度最高的国家之一，其保险业规模—总资产也在逐年扩张。

产业经济学认为，利润率与市场结构高度相关，具有较高进入壁垒的市场、集中度较高的产业，平均利润要高于进入壁垒较低的、市场集中度低的产业，在同一产业中，利润率随着市场集中度的提高而逐步上升。据有关资料显示，中国保险业绩效正处在下降趋势，1992年以后，随着中国平安保险公司和中国太平洋保险公司全面进入各保险业务领域和在全国大中城市广泛设立分支机构，其逐渐成为继中国人民保险公司之后的全国型大型商业保险公司，加上外资保险公司和区域性保险公司逐步进入保险市场，中国保险业进入了全面竞争的时期，保险业利润率较以前的水平大幅度下降，并逐渐趋于稳定。

三、实证分析

根据产业组织理论，保险业规模经济水平越高，就越有利于保险业的集中，而高集中度可以导致保险业绩效水平的提高。下面以保险业的资本收益率为因变量，保险业集中度CR4与保险业规模SCL为自变量进行回归，结果如下：

回归方程：

中国保险业规模变量SCL表现为正相关，但回归系数远小于1，即绩效增速远小于总资产规模增速，说明中国保险业呈粗放型增长；保险业集中度CR4与NPR负相关，集中度每上升1个百分点，NPR相应地下降近4个百分点，这意味着降低保险业集中度有助于保险业绩效的提高。

（二）经济分析

1.保险业规模与绩效。日本经济学家马厂正雄对企业规模同企业收益率及企业收入增长率的研究表明，企业规模的扩大并不意味着效益的提高。在中国保险业市场上，虽然规模与绩效正相关，但其系数远小于1，这说明中国保险公司的固定资产和投资收益没有发挥其应有的效率，保险公司在规模扩张的情况下并没有达到规模经济。根据中国保险业的现状，笔者认为，中国保险业难以实现规模经济的原因主要是:（1）保险市场结构不合理和不成熟。回顾中国保险业的发展历程，中国占寡头垄断地位的大保险公司的形成并不是市场竞争的结果，而是行政性配置资源的结果，或称之为行政型垄断。其资源配置不合理，市场运作效率不高，产品创新动力不足，导致各公司缺乏竞争意识，产品同质化严重，各公司利润的完成只能依赖业务量的扩张，于是造成了规模迅速扩张，而绩效却没有相应地提高。（2）保险公司内部管理、运营效率不高。一般来说，保险公司在其发展过程中都有扩张规模的偏好，规模扩张必然导致管理层次的增多，信息传递不畅，交易费用增加，由此导致公司决策效率低下，进而降低经济单位的有效产出量，造成保险公司的规模不经济。（3）保险市场环境及金融市场的运行状态，还不具备形成实现规模经济的条件。中国保险公司资本运营的效率受制于外部因素过多，如市场缺乏适当的投资工具、金融创新的市场激励机制没有形成、开设营业部调整地区结构受限制等。另外，中国保险公司产品差别化程度不高，业务同质化非常明显，基本在同一层次上相互竞争。

2.保险业集中度与绩效。根据H.Demsetz（1973），D.Needham（1978）的研究：当集中度在10％~50%区间时，行业利润率随集中度的提高而下降；当市场集中度超过50％后，行业利润率与集中度的正相关关系开始出现。可是中国保险业高的集中度却与其业绩负相关，究其原因，是因为中国保险业高集中度的市场结构并不是市场竞争的结果，而是行政配置资源的结果。行政配置资源制约了行业资源配置的效率，使得行业绩效长期处于较低的水平。进入20世纪90年代，保险业的市场准入制度有所松动。原来的国有保险公司的市场分额不断下降的同时，新的市场主体正在形成。而且由于这些市场主体没有所有制的束缚，其市场份额和效益的获得来源于不断提高的市场竞争力，这些市场主体正在获得原来越明显的规模经济效益。面对前所未有的竞争压力，原来的国有保险公司开始以内部改革和经营为向导的调整，整个行业的绩效稳步上升。

四、政策建议

（一）政府的宏观政策

中国保险业集中度与保险业净资产利润率的负相关结论表明：降低保险业的集中度能够提升保险业绩效。因此，作为政策制定部门，可以从以下方面入手：

1.进一步进行制度创新，积极引入竞争机制，降低保险业进入壁垒，鼓励新的保险公司的成立。降低市场集中度不能简单的依靠行政手段，而是要采用市场的手段，发挥市场机制的作用。在市场经济下，企业的竞争实际上是效率的竞争，只有效率高的企业才能生存和发展，所以应强化市场化手段，加大行业的竞争力度。

2.扩大保险公司的营业范围和自主权，配套改革现有的金融体制，为保险业发展提供良好的外部环境。改革现有的金融体制，需要我们政策制订者借鉴国外相对成熟的经验全面清理现行有关的金融法律、规章。

（二）保险公司发展策略

1.保险业规模与绩效的结论表明：在目前的市场结构下，单纯依靠规模取胜，一味地进行粗放式经营会适得其反。保险公司实行规模化发展战略，根本目标是追求效益的提高。没有一定的效益，规模越大，资源的浪费就越大。国外保险业的发展历程表明，无论何种形式的规模发展如增资扩股、兼并重组等，都是为了进一步增强市场竞争能力，扩大市场份额，获取更大的经济效益。因此，在保险公司规模化发展中，一定要处理好与集约化经营的关系，最终做到有效益的可持续发展。

2.对现有的保险企业进行改革，提高保险企业竞争力。保险公司的核心竞争力主要来自于三个方面：一是保险公司的产品和服务；二是保险公司的制度安排；三是保险公司的企业文化。要提高中国现有保险企业的核心竞争力，必须从这三个方面入手进行改革，同时学习和引进国外成功的经营制度，改革内部组织结构，积极开拓新的业务品种，探索新的盈利模式，大力发展网上交易。

3.调整保险公司的发展策略，转变盈利模式。合理提升证券投资比重，充分利用资本市场的高流动性、高收益性来丰富投资组合品种。创新投资工具，探索诸如投资信托、资产证券化等新的投资方式，发挥整体调协优势，控制成本与费用，通过内部挖潜提高经济效率。

［参考文献］

［1］马建堂.结构与行为——中国产业组织研究［M］.北京：中国人民大学出版社，1999.

［2］刘志彪，王国生，安国良.现代产业经济分析［M］.南京：南京大学出版社，2001.

［3］孙祈祥，等.中国保险业：矛盾、挑战与对策［M］.北京：中国金融出版社，2000.

［4］彭雪梅.对中国保险业的实证分析及对策建议［J］.经济纵横，2001，（11）.

［5］赵旭.关于中国保险公司市场行为与市场绩效的实证分析［J］.经济评论，2003，（4）.

［6］段国圣，刘大伟.保险投资绩效评价［J］.保险研究，2005，（9）.

［7］张本照，郑谦.我国保险业市场结构特征及对策分析［J］.重庆工商大学学报，2005，（12）.

集中度范文篇5

[关键词]外资银行；中国银行业；银行业绩效；市场集中度

一、文献综述

国外一些文献实证研究了外资银行进入对东道国银行业的影响。Claessens、Demirguc—Kunt和Huizinga(2001)用1988-1995年80个发达国家和发展中国家的银行数据，分析了引入外资银行对本国银行净利差、盈利水平、非利息收入、经营费用和贷款损失准备的影响，发现外国银行的增加同国内银行盈利性、非利息收入和总经营支出的减少相关。Lensink和Hermes(2004)在回归模型中引入经济发展水平因素，检验经济发展程度是否影响外资银行进入的效应，结果表明银行业绩的改善与金融发展水平相关。Uiboupin(2005)用中东欧10国219家银行的数据分析外资银行进入效应，发现外资银行的进入对本国银行短期总成本、利息收入、非利息收入和利润有负面影响。

有的学者研究了单个国家银行业开放的影响效应。Barajas等人(2000)对哥伦比亚的研究表明，外资银行进入会导致金融中介间接融资成本降低，以及国内银行资产质量下降。Denizer(2000)分析了外资银行进入对土耳其银行业的影响，研究表明外资银行进人降低了国内银行业的利润和管理费用。Okuda等(2004)通过研究外资银行进入对泰国银行业的影响，发现外资银行增加使得本国银行营业费用和利差增加，盈利降低。Kim(2005)通过实证研究外资银行进入对韩国国内银行业的影响，发现外资银行进入显著提高了国内银行的风险管理能力。

国内相关研究存在一些竞争性的结果，郭妍等(2005)通过研究发现，随着外资银行在我国进入程度的加深，国内银行利差有所上升，而利润率、非贷款收益率、费用率均有所下降，同时呆账准备率提高。叶欣(2006)对外资银行进入程度、市场竞争结构、中资银行效率水平的变化关系进行经验分析，发现外资银行进入程度与中资银行利差和利润水平显著正相关。黄宪等(2006)分析了外资银行进入对我国银行绩效的短期影响，通过同其他发展中国家进行对比后发现，由于我国经济金融体制上的固有特点，我国银行业绩效在面临外资竞争时表现出较大的不同。李晓峰等(2006)研究发现，外资银行进入对国内银行流动性、非利息收入、经营费用、资产收益率、资产质量和风险方面都有负面影响。

从现有文献看，相关研究可分为两类，第一类是检验跨国影响，第二类是集中研究外资银行进入对单个特定国家的影响，二者通常使用的都是对单方程的简单回归。因变量一般是成本效率、盈利效率、贷款活动以及贷款质量这样一些指标，以从不同角度考察银行绩效。而自变量由外资银行进入指标以及可能影响银行的其他控制变量组成，包括银行特定指标向量和宏观经济变量向量等，实证回归模型可以表示为：

成本、盈利等银行指标=f(外资银行进入指标，宏观经济变量向量，银行特定指标向量)。

本文借鉴这种分析思路，并通过对模型适当修改后进行实证回归，分析我国银行业的现实状况。

二、待检验假说

根据上述外资银行进入对东道国银行业影响的有关文献以及我国银行业实际情况，这里提出几个有关外资银行进入对我国银行业市场的预期短期影响的假说，这些假说将在下面的实证分析部分进行检验。

假设1：短期中，市场上外资银行进入数量的增加使国内银行的经营成本增加。

在外资银行进入之后的短期内，为了应对实力雄厚的外资银行的竞争激烈，国内银行必须以尽快地速度进行调整，加大对经营管理现代化、技术设备升级、产品创新等方面的投入，从而增加其短期经营成本。

假设2：短期中，市场上外资银行进入数量的寸曾加使国内银行的利润率降低。

国内银行不得不面对外资银行进入带来的更为激烈的竞争，使得至少在短期内失去了在外资银行进入之前的获得超额利润的机会，从而正如Barajas等(2000)和Claessens等(2001)所推测的，利润率会相应降低。

假设3：短期中，市场上外资银行进入的增加使国内银行的利差减少。

根据Barajas等(2000)、Claessens等(2001)、Unite等(2003)的研究，国内银行为应对竞争，在外资银行进入后利差会很快降低。

假设4：分析外资银行进入对我国国内银行影响的同时，可以检验结构—行为—绩效(SCP)范式、效率假说或者可竞争市场假说对我国银行业市场的解释力。

根据SCP范式，市场集中度的变化直接影响市场上银行之间的竞争行为。外资银行进入导致的竞争加剧会改变国内银行的行为，并改变了银行业市场集中度，市场集中度的变化又影响国内银行绩效。市场竞争越激烈，国内银行越迫切要求去降低经营成本。当市场集中度同经营成本正相关时，该结构—行为—绩效(SCP)范式受到支持。

效率假说认为市场结构和单个银行绩效之间的关系可以由银行效率来解释，即效率高的银行可以赢得市场份额，从而提高市场集中度。根据效率假说，市场结构和绩效间的关系由厂商的效率决定。效率高的厂商能增加其市场份额，从而增加集中度，使整体绩效得到改善。在竞争更激烈的市场上，随着金融开放，效率高的银行能增加其市场份额，而效率低的银行缺乏竞争能力，其市场份额减少。外资银行的进入加大了市场竞争，那些能够提高经营效率的国内银行则能够扩张其市场份额，从而市场集中度增加，并且这些银行有更好的绩效(更低的经营成本)。当单个银行的绩效同其市场份额正相关，亦即经营成本同其市场份额负相关时，该效率假说得到支持。

根据可竞争市场假说，市场竞争的程度不是由市场集中度来衡量，而是由外部人进入该市场的难易程度来衡量。外部人越容易进入该市场，则该市场的竞争越激烈，在位者越难以获得超额利润。可以认为，当市场集中度同银行经营成本之间没有显著关系时，该假说受到支持。

三、实证检验

(一)变量描述

1.因变量。借鉴Claessens等(2001)的研究成果，本文的回归模型选取我国银行业营业费用率(OVER-HEAD)来反映经营管理的效率，选取税前利润率(PROF—汀)、利差(NIM)等指标来度量国内银行业的盈利状况和经营水平(见表1)。

2.外资银行进入变量。这里分别选取外资银行资产占我国银行业全部资产的比例(FBSHR)和外资银行在我国设立的营业性机构数(FBNUM)来代表外资银行进入的程度。

3.控制变量。根据Claessens等(2001)的研究方法，并结合我国实际情况以及数据可获得性，本文主要选用两组控制变量：第一组为宏观经济方面的因素变量，包括我国通货膨胀率(INFL)和GDP增长率(GDP)，以反映宏观经济的发展状况；第二组为影响银行自身盈利能力等的因素变量，包括我国各家银行的贷款比例(LOAN)、营业费用率(OVERHEAD)、资产市场份额(ASSET)等。

(二)数据说明

本文研究样本为我国资产规模最大且具代表性的14家商业银行，包括4家国有商业银行以及交通、中信、光大、华夏、民生、广发、深发、招商、兴业、浦发等10家股份制商业银行。样本区间为1996-2005年，各银行资产负债表和损益表中的有关财务数据以全球银行和金融机构数据库(BankScope)以及世界银行组织提供的金融结构数据库(FinancialStructureDatabase)为主要数据来源，相关年度的《中国统计年鉴》和《中国金融年鉴》作为补充数据来源。

(三)计量方法及模型设定

本文选取样本银行1996-2005年的时序与截面面板数据，其中14家样本银行的个别数据不可得，从而形成非平衡数据，这里采用固定效应模型进行分析，并采用GIB估计方法，以减少可能的由截面单元数据造成的异方差影响。

具体的回归模型如下：

(四)实证结果及分析

回归结果见表2。对回归结果解释如下：

1.在表2中，以外资银行营业性机构数(FBNUM)为解释变量的回归模型大多未能通过统计检验，说明其对我国银行业影响均不显著。这同Claessens(2001)和Uiboupin(2005)的研究结果相左，他们认为，在发展中国家，外资银行数目比外资银行占有的市场份额对国内银行业的影响更大。本文的实证检验结果表明，我国国内银行对外资银行营业性机构数增加的反应不敏感，外资银行谋求在华发展的布局并没有引起国内银行的较大反应，可以认为这是由于我国国内银行的分支机构覆盖面较宽、有庞大的本地客户，同时经营机制也不够灵活，对市场变化反应较为缓慢。

2.通货膨胀率、GDP增长率基本上对各因变量无明显影响，说明宏观经济形势变化对我国银行经营状况的影响有限，反映出我国银行业市场化程度有待进一步提高。

3.同假设1，我国银行业经营成本同外资银行的市场份额(FBSHR)的增加正相关。这同Lensink和Hermes(2004)的结论相一致。外资银行进入带来了新的技术和服务，国内银行为了弥补同对手之间的差距，应对日益增强的外来竞争，势必会加大投入，较多地引进高技术和新设备，改革原有的业务模式和组织，加大对高素质人力资源的投入，从而导致短期内银行营业成本增加。

4.与假设2不同，我国银行盈利同外资银行市场份额增加正相关。这同其他发展中国家的情况相反，而同黄宪等(2006)的实证结果一致。可以认为，面对外资银行进入的激烈竞争，国内银行调整业务经营，至少在短期内增强了自身的获利能力。

5.与假设3不同，我国银行的利差同外资银行市场份额增加之间不存在显著的相关关系。一般认为随着外资银行进入的增加，国内银行为了保持其市场竞争地位，会减少利差，导致垄断利润下降，Claessens(2001)的研究也证实了这点。但这里出现了不同的结果，原因可能主要在于我国利率市场化程度较低，利差变化主要是监管当局的调控手段而非银行的自主行为。

6.银行市场集中度(BCON)同经营成本正相关，这支持了结构—行为—绩效(SCP)范式，即外资银行进入改变了银行业市场集中度，市场集中度的变化又影响了国内银行绩效。

银行总资产同利润率的显著负相关表明没有出现规模经济。根据假设4，效率假说认为单个银行的市场份额同其绩效正相关，故这里银行总资产同利润率显著负相关的实证结果不支持效率假说。

在进一步的研究中，可以考虑经济发展水平的变化，分析外资银行进入的长期影响，还可以加入国内金融市场发展变量，深入分析外资银行进入产生的影响。

四、结论与政策建议

基于我国14家银行1996—2005年的面板数据，本文就外资银行进入对我国银行业的短期影响进行了研究。实证结果表明，我国国内银行对外资银行营业性机构数的增加以及宏观经济形势的变化反应不敏感，经营成本和盈利同外资银行市场份额的增加正相关，利差同外资银行市场份额增加之间不存在显著的相关关系，同时，银行市场集中度同经营成本正相关的结果说明我国银行业市场符合结构—行为—绩效(SCP)范式。

根据以上实证分析结果，结合我国银行业改革开放的现实情况，这里就我国银行业面对外资银行冲击的应对方略提出几点建议。

1.我国银行业应该通过与外资银行股权合作来弥补自身不足。一般的，外资银行进入我国的主要方式有：在我国开办银行分支机构、与我国国内银行机构合资建立新银行、购买并持有我国国内银行机构的股份、成立外资独资银行、与我国银行机构开展业务合作等。从实际情况看，当前外资银行进入我国主要以参股为主。外资银行与中资银行都有各自的长处，通过股权合作可以优势互补。

集中度范文篇6

随着中国经济的持续发展和人民生活水平的稳步提高,保险业得到了飞速发展。但是我们也应该看到,中国保险业还存在不少问题,例如规模过小、资本实力弱、业务雷同、经营成本高等仍然制约着中国保险业的进一步发展。因此,如何推动中国保险业规范化发展,提升其竞争力是目前亟需解决的一个问题。一个行业竞争力的高低是与其市场结构密切相关的,市场结构是特定行业中企业的数量、规模、份额以及相互之间的关系,不同的市场结构会形成不同的企业行为和绩效。市场集中度是市场结构的一个重要因素,它集中反应市场垄断程度的高低,对市场内的企业行为和经济绩效有很大的影响。因此,对中国保险业市场结构的现状作出准确的分析与判断,有利于提高中国保险业的竞争力,促进保险市场的可持续发展。

二、分析方法和数据处理

(一)方法

根据1996~2006年保险公司各项业绩指标,进行综合计算评估,然后测算出保险业集中度,并与保险业规模、保险业绩效进行回归分析。

(二)模型的变量设置

1.市场份额(MP)。市场份额(MP)是指某个企业销售额在同一市场(或行业)全部销售额中所占比重,它反映市场的竞争程度的强弱。在市场份额(MP)指标的选择上,有保费收入占有率、营业收入占有率、总资产占有率、净资产占有率等。由于保费收入占有率是最能够体现保险公司的市场竞争力的指标,所以用它来代表保险公司的市场份额。

MPi表示第I名保险公司的市场份额(这里指当年的保费收入市场占有额),n为企业数目(n通常取4或8)。一般地讲,这一指标数值越高,表明行业垄断性也就越高。

3.绩效变量(NPR)。市场绩效实质上反映的是市场运行效率,对保险公司绩效的测度一般采用以下几个指标:资产收益率、资本收益率、营业利润率和赔付率。中国保险费率还未完全放开,投资渠道相对单一,加上保险产品的差异性不强,所以笔者采用资本收益率来作为衡量绩效的指标。NPR=本年利润/所有者权益(2)

4.保险业规模(SCL)。笔者选取当年保险业总资产作为衡量该年证券业规模水平的标准。

近年来,中国证券业的集中度每年在90%以上,即极高的寡占型市场结构。从全世界来看,中国的保险业的市场集中度不仅远高于发达国家保险业的水平,也高于绝大多数发展中国家保险业的市场水平,可以说,目前中国是全球保险业市场集中度最高的国家之一,其保险业规模—总资产也在逐年扩张。

产业经济学认为,利润率与市场结构高度相关,具有较高进入壁垒的市场、集中度较高的产业,平均利润要高于进入壁垒较低的、市场集中度低的产业,在同一产业中,利润率随着市场集中度的提高而逐步上升。据有关资料显示,中国保险业绩效正处在下降趋势,1992年以后,随着中国平安保险公司和中国太平洋保险公司全面进入各保险业务领域和在全国大中城市广泛设立分支机构,其逐渐成为继中国人民保险公司之后的全国型大型商业保险公司,加上外资保险公司和区域性保险公司逐步进入保险市场,中国保险业进入了全面竞争的时期,保险业利润率较以前的水平大幅度下降,并逐渐趋于稳定。

三、实证分析

根据产业组织理论,保险业规模经济水平越高,就越有利于保险业的集中,而高集中度可以导致保险业绩效水平的提高。下面以保险业的资本收益率为因变量,保险业集中度CR4与保险业规模SCL为自变量进行回归,结果如下:

回归方程:

中国保险业规模变量SCL表现为正相关,但回归系数远小于1,即绩效增速远小于总资产规模增速,说明中国保险业呈粗放型增长;保险业集中度CR4与NPR负相关,集中度每上升1个百分点,NPR相应地下降近4个百分点,这意味着降低保险业集中度有助于保险业绩效的提高。

1.保险业规模与绩效。日本经济学家马厂正雄对企业规模同企业收益率及企业收入增长率的研究表明,企业规模的扩大并不意味着效益的提高。在中国保险业市场上,虽然规模与绩效正相关,但其系数远小于1,这说明中国保险公司的固定资产和投资收益没有发挥其应有的效率,保险公司在规模扩张的情况下并没有达到规模经济。根据中国保险业的现状,笔者认为,中国保险业难以实现规模经济的原因主要是:(1)保险市场结构不合理和不成熟。回顾中国保险业的发展历程,中国占寡头垄断地位的大保险公司的形成并不是市场竞争的结果,而是行政性配置资源的结果,或称之为行政型垄断。其资源配置不合理,市场运作效率不高,产品创新动力不足,导致各公司缺乏竞争意识,产品同质化严重,各公司利润的完成只能依赖业务量的扩张,于是造成了规模迅速扩张,而绩效却没有相应地提高。(2)保险公司内部管理、运营效率不高。一般来说,保险公司在其发展过程中都有扩张规模的偏好,规模扩张必然导致管理层次的增多,信息传递不畅,交易费用增加,由此导致公司决策效率低下,进而降低经济单位的有效产出量,造成保险公司的规模不经济。(3)保险市场环境及金融市场的运行状态,还不具备形成实现规模经济的条件。中国保险公司资本运营的效率受制于外部因素过多,如市场缺乏适当的投资工具、金融创新的市场激励机制没有形成、开设营业部调整地区结构受限制等。另外,中国保险公司产品差别化程度不高,业务同质化非常明显,基本在同一层次上相互竞争。

2.保险业集中度与绩效。根据H.Demsetz(1973),D.Needham(1978)的研究:当集中度在10%~50%区间时,行业利润率随集中度的提高而下降;当市场集中度超过50%后,行业利润率与集中度的正相关关系开始出现。可是中国保险业高的集中度却与其业绩负相关,究其原因,是因为中国保险业高集中度的市场结构并不是市场竞争的结果,而是行政配置资源的结果。行政配置资源制约了行业资源配置的效率,使得行业绩效长期处于较低的水平。进入20世纪90年代,保险业的市场准入制度有所松动。原来的国有保险公司的市场分额不断下降的同时,新的市场主体正在形成。而且由于这些市场主体没有所有制的束缚,其市场份额和效益的获得来源于不断提高的市场竞争力,这些市场主体正在获得原来越明显的规模经济效益。面对前所未有的竞争压力,原来的国有保险公司开始以内部改革和经营为向导的调整,整个行业的绩效稳步上升。

四、政策建议

(一)政府的宏观政策

中国保险业集中度与保险业净资产利润率的负相关结论表明:降低保险业的集中度能够提升保险业绩效。因此,作为政策制定部门,可以从以下方面入手:

1.进一步进行制度创新,积极引入竞争机制,降低保险业进入壁垒,鼓励新的保险公司的成立。降低市场集中度不能简单的依靠行政手段,而是要采用市场的手段,发挥市场机制的作用。在市场经济下,企业的竞争实际上是效率的竞争,只有效率高的企业才能生存和发展,所以应强化市场化手段,加大行业的竞争力度。

2.扩大保险公司的营业范围和自主权,配套改革现有的金融体制,为保险业发展提供良好的外部环境。改革现有的金融体制,需要我们政策制订者借鉴国外相对成熟的经验全面清理现行有关的金融法律、规章。

(二)保险公司发展策略

1.保险业规模与绩效的结论表明:在目前的市场结构下,单纯依靠规模取胜,一味地进行粗放式经营会适得其反。保险公司实行规模化发展战略,根本目标是追求效益的提高。没有一定的效益,规模越大,资源的浪费就越大。国外保险业的发展历程表明,无论何种形式的规模发展如增资扩股、兼并重组等,都是为了进一步增强市场竞争能力,扩大市场份额,获取更大的经济效益。因此,在保险公司规模化发展中,一定要处理好与集约化经营的关系,最终做到有效益的可持续发展。

集中度范文篇7

关键词：零售业市场集中对策性思考

我国零售业已进入向外资全面开放的后WTO时代。事实上，20世纪90年代初以来，外资零售业就通过合资、联营等各种方式对我国的零售业市场进行了试探、摸底。如今，摆脱了政策羁绊的外资零售巨头更是挟资金、技术、管理等各方面的优势在我国零售市场开始了全方位的竞争，这势必影响我国零售业市场格局。强大的外资零售企业的进入会在一定程度上提升我国的零售业市场集中程度，但这对我国本土零售企业却并非是好事。因此，本文从市场集中的角度对我国零售业现实市场状况进行解析，并从产业层面提出加强我国零售业市场竞争力的对策建议。

零售业市场集中度现状

市场集中程度一般是用产业中最大的四个企业所占市场份额的累计数占整个产业市场的比例(CR4)来表示。通过测算零售企业前4位的销售额和全国社会消费品零售总额，可以获得相应的市场集中程度的数据，并得出两个方面的结论。首先，近年来我国零售业市场集中度总体上呈持续上升的态势。我国零售业的CR4从1990年的0.40%提高到2003年的2.60%，平均每年上升15.48%。其次，我国零售业市场集中度仍处于较低水平。尽管我国零售业市场集中度自1990年到2003年来不断上升，但总体上仍然很低。这一结论是通过将我国零售业市场集中度与美国零售业市场集中度进行比较而获得。美国零售业在20世纪50年代末到80年代中后期，其零售业市场集中度CR4的平均水平约在16%以上，远远超过我国零售业近几年的市场集中度。另外，根据笔者对美国2003年的零售业市场集中度的计算，2003年美国零售业市场集中度CR4和CR8分别为10.70%和14.60%，分别是同期我国零售业市场集中度的4.12倍和3.75倍。我国零售业市场集中度与发达国家相比有着较大的差距，处于较低的水平。

根据零售业的商圈理论，零售企业的辐射能力随着其交易半径的增加而逐渐减少。这样便决定了零售竞争的相关市场往往存在较强的区域性。因此，对零售业在区域的集中程度进行度量有利于更全面地了解零售业的规模水平和竞争程度。

笔者通过对2002年北京、上海、广州、重庆、武汉这五个大型城市的市场集中程度进行测算，得出这五个城市的CR4依次分别为4.06%、4.36%、4.08%、6.4%、10.40%。分析可知，中国大型城市中的零售业市场集中度与全国零售业的CR4相比，表明大型零售企业在一定的地域区间内存在着一定的市场力量，尽管这种市场力量依然相对薄弱。而在城市，尤其是大型城市，具有人口密集、经济和文化繁荣的特点，可以通过自身拥有的先进的信息收集、加工储备、传播设施和大规模的仓储设施、发达的金融机构，四通八达的交通网这些优势，成为该地区的商品、资金、信息等流通网络的结点。大量的零售网点、机构和人才在大城市的聚集使之成为零售商业活动的核心。但与西方发达国家大型城市的零售市场相比，我国大型城市的零售业市场集中程度依然很低。

我国零售业市场集中度过低的成因

市场容量急剧增长

市场容量的大小与市场集中度的高低有着密切的关系。市场愈大，进入市场的企业就越多，大企业的控制能力相对就越小。尤其对零售业来说，随着市场容量的扩大，社会消费品零售总额将会以较快的速度提高，而大型零售企业在整个市场所占的份额便会降低，使市场集中度有下降的趋势。近年来，随着市场机制和市场调节在国民经济中逐渐发挥重要的作用，经济得到迅速发展。生产力水平大大提高，我国的大多数商品在总体上已形成了买方市场格局。同时，我国城乡居民的收入水平和消费水平都大幅度提高。从1990年到2003年，农村居民家庭人均年纯收入由686.3元增加到2622元，城镇居民家庭人均可支配收入由1510.2元增加到8472元，按可比价格计算，二者年均增长率分别为6.6%和5.2%。城乡居民收入水平的持续增长，相应地带动了他们的实际购买力，也推动了消费需求的快速增长。

零售企业规模过小

改革开放以来，由于经济的高速增长，消费者生活水平持续提高，购买力不断增强，刺激了零售企业的繁荣。在众多企业进入零售业的同时，我国零售业也向大型化方向发展。据有关资料显示，年销售额超百亿元的零售企业，2000年以前尚没有一家，2003年已达到10家之多。与自身的发展作纵向比较，我国单个零售企业的规模和大型零售企业的个数都有了很大的提高。但是与发达国家零售企业相比较，可以发现我国零售企业的经营组织规模仍然偏小，缺乏全国性的大型零售企业，更缺乏具有国际水平的大型零售企业。例如，2003年美国的沃尔玛公司的全球销售总额为278081百万美元，而2003年作为中国最大商业集团企业的上海百联集团公司的销售总额仅为4851666万元人民币，沃尔玛公司是上海百联集团公司销售额的476倍。由此可知，尽管我国大型零售企业的个数增加，且规模有一定扩大，但从总体考察规模仍然偏小，使零售业市场集中度保持在较低的程度。

不合适的低进高退壁垒

从零售企业进入的角度来看，零售业的经营是为了满足分散型的消费需求，从而决定了零售经营的分散性，使得其规模经济壁垒低。目前我国零售企业的经营方式仍然主要是劳动密集型为主，技术含量较低。而且大多数零售企业经营管理水平和手段较为落后，同时零售经营的信息化、网络化的要求并不高，从而形成了较低的技术壁垒。从零售企业退出的角度来看。对大多数中小零售企业来说，退出时主要面临的是经济壁垒，包括库存商品折价销售或转让、合同违约赔偿、人员遣散费用以及租金等方面的损失。对大型零售企业和国有零售企业来说，沉淀成本等经济因素会产生很大的阻止退出效应。

提高中国零售业市场集中度的对策

零售企业需进一步提高自身实力。我国零售业市场集中度过低的主要原因之一在于现有零售企业的规模过小。零售企业必须通过管理创新和经营控制的统一，实现零售企业自身实力的壮大以及规模的扩大。改革开放以来，通过引进吸收国外先进的管理理念和经营方式，我国零售企业已经有了长足的发展。但客观地说，我国零售企业在店铺形式、商品布局、营销手段和技巧等方面的经营管理模式，总体上仍处于对国外零售业先进业态和管理方式的模仿引进的阶段。缺乏本土创新的“拷贝式”成长使零售企业之间很难拉开档次，业态趋同发展，最终导致同地域、同档次、同类型的多家企业之间展开过度竞争。近几年我国零售市场上所开展的跨地域兼并重组之潮，使一些零售企业的规模迅速得以扩大，随之而来的变革管理却一直存在诸多问题，成为整个零售业界的心头隐痛。因此，我国零售企业除了在提升零售企业品牌资产、打造零售自有品牌等营销管理方面的创新，加强财务、人力资源管理等控制能力之外，更为重要的是加强供应链整合工作，通过组织结构创新来妥善解决采购部门、后勤部门与信息部门的职能整合问题，使目前形式上的加盟、连锁等先进经营方式发挥其应有的作用，实现集中采购、营销联合等方面的优势。

加强零售行业自律，创造良好信用环境。我国零售业正经历第二次开业高峰，零售业产业活动单位的增加有了显著提高，原有业态如百货商店、专业店进一步规范化的发展，超市、仓储店、便利店、连锁店等新兴业态几乎在同一时间迅速成长起来，形成了业态竞争多元化的局面。然而，大多数零售企业尚处于浅层表面变革的局面。零售市场存在着企业间恶性价格竞争、盲目扩张造成资源紧张、信用环境差尤其是零供矛盾不断增加等问题。因而有必要按市场化原则规范和发展零售业行业协会、商会等自律性组织，促进零售业行业自律和经营规范。建立零售行业信用体系，正确处理和改善零售行业与供应商、消费者以及公众利益之间的关系，创造有利于行业协调发展的信用环境。

零售业行业政策的正确引导。零售业行业政策应侧重于提高零售业规模经济和调整进入退出壁垒两方面。根据目前我国零售企业的规模结构状况，如果单纯地依靠企业自身积累、自我扩张而扩大企业规模，必然要经历一个较长的过程。加入WTO后我国对外资零售企业开放的最后期限已过，缓慢的发展必然不利于我国零售企业参与已经到来的国际跨国零售巨鳄的同场竞争。因此，借鉴美国等经济发达国家形成大型零售企业的经验，我国政府在行业政策方面应该侧重于鼓励企业兼并和联合，鼓励零售企业实行“强强联合”，通过大型零售企业间的联合和重组，在较短的时间内形成具有国际水平的大规模零售企业集团。另外，设计适度壁垒高度，促使零售业市场集中度向有效市场集中度发展。就提高进入壁垒来说，重点应当是政策法规性壁垒。例如，在新建大中型零售企业方面，政府需要根据城市规模、消费结构以及购买力等方面对其进行审批，并实行大型商业零售网点建设的“听证制”，以确保大型零售企业与之相适应；根据不同地区的具体情况，按照零售企业数量适度、规模适度、布局合理和结构合理的原则，做出相应的中长期规划，通过规划并配合有关政策来引导零售商业网点的合理发展；在降低退出壁垒方面，政府应当加强对零售企业实行跨产业转移的指导和支持；完善再就业工程和社会保障制度；建立和健全完善的市场体系等方面的工作。通过设置合理适度的进入、退出壁垒，进一步促进中国零售业市场集中度的提高。

做好零售业市场集中度的协调工作。从长远的角度看，一方面要充分发挥竞争机制的作用，通过市场竞争的优胜劣汰规律，使更多的社会资源向优势企业集中，提高我国零售业的市场集中度。另一方面还需注意防范零售业走向过度集中而形成强大的垄断力量。即采取措施使市场集中度维持在有效集中度水平，从而达到社会交易成本的极小化和社会经济效率的极大化。协调工作的进行需要健全的法律法规保障，因而应当借鉴发达国家流通立法经验，结合我国丰富的流通实践，加快修订和研究制订规范商品流通活动、流通主体、市场行为、市场调控和管理等方面的法律法规和行政规章。

总之，提高我国零售业市场集中度，使之达到市场有效集中度区间，最终建立竞争有序、集中有度的现代零售业市场体系。需要零售企业、行业协会以及政府等多方面的共同努力才能够实现。

参考文献：

1.王俊豪.对我国流通产业市场竞争度的探讨[J].中国流通经济，2000(2)

2.郭冬乐，方虹.中国流通产业组织结构优化与政策选择[J].财贸经济，2002(3)

集中度范文篇8

［关键词］房地产企业；信贷管理决策；客户集中度

我国的房地产行业经过了多年的发展，形成了以房地产开发企业为核心的上下游企业，包括上游的材料供应商、建筑公司、研究公司以及下游的顾客、装修公司、物业公司等。与此同时，我国的商业银行将大量的信贷资源投向房地产行业，因此研究房地产上市企业的供应链客户与商业银行的信贷决策之间的关系具有现实性意义。本文以供应链核心企业为研究对象，并对客户集中度对商业银行信贷决策的影响进行实证研究。

一、文献综述

国内学者对企业供应链融资的研究有：屠建平，杨雪（2013）[1]对电子商务平台下供应链金融的四种模式与传统的融资模式进行了对比分析；杨斌，朱未名，赵海英（2016）[2]发现通过解决信息不对称、风险分担和提升流动性溢价等模式能够极大地提升供应商的销售规模和供应链的整体效率；姜浩（2019）[3]认为信用多级流转的供应链金融模式解决了二级至N级供应链企业的融资问题，使供应链融资的覆盖范围得到大大提高。本文从新的角度，研究供应链中客户集中度这一单一因素对供应链融资的影响。

二、实证研究

（一）数据来源和样本选取。本文样本选取标准为2012—2017年间中国沪深A股房地产上市企业中的房地产开发企业，筛选出在研究期内（2012—2017）存在前五大客户收益的22家房地产开发企业。其中国有控股的房地产上市企业11家，民营性质的房地产上市企业11家。（二）指标选取与模型构建。1.指标选择。本文的被解释变量选取贷款规模（DEBT），侧面反映出商业银行对房地产上市企业的信贷水平。在对解释变量进行选择时，选取客户集中度（CC）为研究指标，还包括其他控制指标，主要有企业规模（SIZE）、资产负债率（LEV）、净资产收益率（ROE）、流动比率（CR）和总资产周转率（TAT）。其中，企业规模用总资产的自然对数来反映，资产总额可以从资源占用和生产要素的层面上反映企业规模；资产负债率是负债总额与资产总额的比值，是衡量企业利用债权人提供资金进行经营活动的能力,以及反映债权人发放贷款的安全程度的指标；净资产收益率是税后利润与净资产的比值，用以衡量公司运用自有资本的效率，体现了自有资本获得净收益的能力；流动比率是流动资产对流动负债的比率，用来衡量企业流动资产可以迅速变为现金用于偿还负债的能力；总资产周转率是企业一定时期的销售收入净额与平均资产总额之比,它是衡量资产投资规模与销售水平之间配比情况的指标。2.模型构建。表1为全样本下的描述性统计结果，可以看出贷款规模（DEAT）最大值与最小值相差较大，不同企业的贷款金额呈现巨大差异性；从反映企业规模的总资产指标来看，各房地产开发企业相差不大；从资产负债率指标来看，最大值是最小值的2.6倍，反映出各企业的资本结构有较大差异；从净资产收益率来看，个别企业出现亏损状况；就反映企业偿债能力的流动比率指标来看，最大值与最小值相差5.2；就企业的盈利能力而言，总资产周转率的最大值是最小值的150倍，反映出房地产企业之间的发展极为不平衡。本文的面板数据为静态且平衡面板数据。在对客户集中度进行检验时，先后进行了F检验、LM检验和Hausman检验来选择具体的回归模型，检验结果如下所示。从全样本数据分析，加入滞后一期的被解释变量作为解释变量来研究，从表2中F检验、LM检验和Hausman检验结果可知，对于全样本来说，选择固定效应模型更合适。因此，全样本实证模型的表达形式为：DEBTit=αi+β1L.DEBTit-1+β2CCit+β3LEVit+β4ROEit+β5CRit+β6TATit+δSIZEit+eit从国有企业数据分析，从表3检验结果可知对于国有企业来说，选择随机效应模型更合适。因此，国有企业实证模型的表达形式为：DEBTit=αi+β1CCit+β2LEVit+β3ROEit+β4CRit+β5TATit+δSIZEit+ui+eit（Ⅱ）从民营企业数据分析，从表4检验结果可知对于民营企业来说，选择随机效应模型更合适。因此，民营企业实证模型的表达形式为：DEBTit=αi+β1CCit+β2LEVit+β3ROEit+β4CRit+β5TATit+δSIZEit+ui+eit（Ⅲ）客户集中度对银行信贷决策的实证分析结果如表5所示、从表5中的模型回归结果分析可知，反映房地产上市企业客户集中度指标（CC）对企业的贷款规模影响是显著的。客户集中度与银行贷款之间有正向的变动关系，这说明了前五名客户营业收入占比较高会对银行贷款增长发生正向作用,可根据这种变化趋势分析得出，房地产上市企业客户集中度会对银行贷款规模扩张产生一定的作用，即客户集中度越高的公司，获得的银行贷款越多。

三、结论及建议

总体来看，房地产上市企业客户集中度（CC）对企业的贷款规模影响显著，与企业贷款规模呈正相关关系；对于国有性质的房地产上市企业而言，客户集中度对银行贷款规模影响显著，与银行贷款规模呈正向的变动关系；对于民营性质的房地产上市企业而言，客户集中度对银行贷款规模影响不显著，但是，企业流动比率对银行贷款规模影响显著，两者呈正相关关系,究其原因可能是银行本身对民营房地产上市公司的支持力度较小。银行在信贷决策的过程中较少考虑民营企业等因素，所以实证分析的结果对民营房地产上市企业的指导意义不大，更多地适用于国有房地产上市企业。

一般来说，客户集中度越高，核心企业获得大客户或与主要客户进行商业价值合作的机会更多，更有利于核心企业销售费用、管理费用和维护费用的降低，从而有利于企业在资产利用率，市场价值以及经营业绩等方面的提高，因此商业银行也更愿意为这类企业贷款。另外，企业与客户之间的合作关系稳定，有利于上下游企业之间的信息共享和合作便利，便于银行收集企业经营和财务信息，并可以有效提高商业银行贷款监督和控制，且发放后的道德风险也得以控制。同时，也应该注意，过高的客户集中度容易造成核心企业对下游客户的依赖度过高，在谈判过程中削弱议价能力，从而不利于企业的经营业绩。因此，核心企业客户集中度应该适度。

［参考文献］

［1］姜浩.信用多级流转的供应链金融模式与国内实践研究［J］.西南金融，2019（9）：33-39.

［2］屠建平，杨雪.基于电子商务平台的供应链融资模式绩效评价研究［J］.管理世界，2013（7）：182-183.

集中度范文篇9

市场集中度即市场中知名品牌的集中程度,一般指在一定区域、行业内排名前几位的品牌其销量累加所占总量的比例,市场集中度反映了行业内垄断及竞争激烈的状况。一般而言,知名品牌市场占有率超过60%即可视为高市场集中度行业,知名品牌市场占有率处于30%-60%之间为中市场集中度行业,知名品牌市场占有率小于30%为低市场集中度行业。总体来说,高市场集中度意味着行业已进入成熟期、处于高度垄断阶段,业内市场机会相对稀少;中市场集中度意味着行业在进行整合、调整,行业内部同业者竞争激烈,产品集中度处于从低到高的集中过程中,对于所有企业无论规模大小都处于优胜劣汰的挑战期;在低市场集中度行业中,各类企业面临的机会相对较多,无论技术进步与否、成本高低,都会在市场上分到一杯羹。

我国粮食行业是一个既古老又市场化程度不成熟的行业,受各种各样原因限制,目前还没有出现象通信、银行、石化等高科技、高资本行业鲜明的垄断现象,市场集中度较低。面对日益发展的经济全球化浪潮,粮食行业的低市场集中度必然会使我们面对发达国家强势品牌放弃市场,将现有市场拱手相让。粮食问题关系国计民生、社会稳定,培育我们自己的强势品牌、牢固占领本国市场,维护粮食安全意义重大。那么什么原因导致了我国粮食行业市场集中度低呢?经过调查分析得出如下结论。来源于/

一、市场容量巨大导致市场集中度降低

我国拥有13亿多人口,按每人每天0.5斤粮食消耗量计算,我国一年粮食需求量达到12亿吨以上。如果我们把它们用火车装运,按照标准车箱容量为60吨计算,可以装满2000万节车箱;如果每节车箱长度为25米,将这些车箱连起来,总长将达到50000公里,如果每斤粮食平均1元人民币,那么这些粮食的市场价格将达到2.4万亿元人民币。由于我国粮食市场拥有庞大的规模,因此任何企业都会受限于规模、资金等因素不能占有粮食市场相对大的份额。从目前的情况来看,即使通过资金整合、强强联合的形式,短期内也难以在粮食行业形成较高的市场集中度。

二、粮食产品特性导致市场集中度降低

市场集中度高与低在很大因素上受制于产品特性,粮食属于高运输成本商品,相对于电子产品或高价值产品来说,粮食的利润与运输成本的比值相对较高,因此粮食企业在运作市场、打响品牌的时候不得不考虑自身产品的运输成本。由于粮食产品带有浓厚的地域特色、知名地域范围相对较小,很难从媒体中看到粮食产品的知名品牌宣传。例如2005年哈洽会上某某米业品牌企业,用于布展的所有样品米在展会第一天便被外地游客一抢而光,此后两天虽无米可卖,但还是有很多游客慕名而来。

为什么会这样呢?这个企业用了两年的时间,投入资金500多万元用于市场包装,效果的确不错,不仅将米摆到了国宴餐桌上,获得米王称号,而且使品牌家喻户晓。单从品牌运作角度看,这个企业相当成功,但现实中由于该品牌大米为绿色认证产品,生产成本高于普通大米,再加上高昂的运费成本,使其在外省市场上很难占有市场。即使广告宣传做的再好,市场认可度再高,也会由于该产品的运输成本高特性而丧失外省市场。从一个侧面我们可以窥出粮食产品由于自身特性造成了品牌效益低、市场集中度低的尴尬局面。

三、地区贸易壁垒导致市场集中度降低

地区贸易壁垒对市场集中度的影响主要表现为地方经济保护主义使可以充分市场化的产品不能正常进入当地市场,从而形成该行业整体上市场集中率低的事实。从理论上说,地区贸易壁垒的高低与行业市场集中度高低成反比关系,某一行业进入壁垒越高,潜在进入者就越难以进入,从而导致该行业市场低集中度,酒类行业就是一个明显的例子。由于酒类行业利税高,特别是欠发达地区,多将其视为经济支柱型行业,为了保证地方财政收入,阻止外来企业的进入是必然的选择,贸易壁垒必然出现。这就使具有质量价格优势,竞争能力强的名牌企业被拒之门外,无法按照市场法则完成应有的市场集中度。这种情况虽然国家命令禁止,但由于客观原因,又不能在所有贸易壁垒问题上搞一刀切,因此这种地方GDP的保护主义目前还是粮食行业不能完成市场化、达到应有集中度的一个重要原因。贸易壁垒的表现形式除了前面提到的具有主观色彩的地方GDP保护主义外,还有一些是具有客观色彩的贸易壁垒。例如一些计划经济体制下的思想、机制、制度,以及随着市场经速发展,已经颇显滞后的政策、法律、规范,这些都可以视为地方贸易壁垒造成低市场集中度的影响因素。四、消费需求多样化导致市场集中度降低

消费需求多样化导致市场集中度低是指在整体市场中由于地域性差异、市场内部的细分使消费者对产品需求呈现出纷繁复杂的多样性,从而使每个企业生产的产品,无论有多少品种也很难同时满足消费者不同层次的需求,形成了市场需求不变情况下相对市场机会增多现象,使更多的企业可以占有市场份额,从而降低了市场集中度。首先分析一下地域性差异对市场集中度的影响。为了清楚认识这个问题,我们继续以大米为例。由于气候原因,北方水稻淀粉含量低、蛋白质含量高,从营养口感的角度要优于南方水稻,因此南方人愿意接受北方大米产品,但由于生活习惯问题,南方人愿吃粘性大即淀粉含量高的大米,因此北方大米卖到南方有市场,但市场又不是很广阔,这就影响了北方大米企业对南方市场的占有率,这种现实对大米市场集中度的影响短时间是无法改变的。来源于/

集中度范文篇10

关键词:银行集中度;经济增长;协整;葛兰杰因果检验

一、问题的提出与文献综述

银行的经营活动无疑会对宏观经济产生影响,银行竞争会提高存款利息降低贷款利息同时导致储蓄和投资的增加,CarboValverde,Humphrey&RodriguezFernandez(2003)即阐述了这一问题。Cameron,1967;Goldsmith,1969;McKinnon,1973;Shaw,1973强调金融市场的发展对于经济增长是必要的,发展良好的金融市场是促进经济增长的原因之一。许多研究都表明金融发展是经济增长的原因之一,同时RousseauandSylla(2001)认为经济增长会导致对金融服务的需求同时促进金融业发展。

Caminal&Matutes,2002;Greenbaum&Thakor,1995;Schnitzer,1999通过局部均衡模型得出了银行集中对于整体经济是有益的,会产生稳定经济的作用;Cetorelli,1997;Guzman,2000b;Smith,1998却通过一般均衡模型得出了相反的结论:银行集中阻碍经济的流通对经济是有害的。

实证研究方面,Berger&Hannan(1989)和Hannan(1991)发现,银行集中度越高,中小企业面临的贷款利率越高,个人存款的利率越低。一些学者研究了银行集中度与中小企业融资之间的关系,如Petersen和Rajan(1995)研究发现,较高的集中度反而使它们面临较轻的信贷约束,同时使成立时间不长的企业面临较低的贷款利率。有关银行业结构与银行绩效、金融稳定、企业融资、企业规模等的关系方面,Beck、Demirgü"-Kunt&Levine(2005)检验了银行集中度与银行系统发生危机可能性之间的关系发现集中度高的银行系统较为稳定。Demirgü"-Kunt、Laeven&Levine(2004)利用不同国家的银行数据,检验了银行业管制、银行集中度、国家制度等因素与银行利差收入之间的关系发现银行集中度与利差收入呈正相关关系。

国内也有一些对银行集中度的研究。黄旭平、张协奎(2005)检验了银行集中度、制度与银行效率的关系,发现如果不考虑制度因素,则银行集中度与银行效率存在显著的关系,如果考虑制度因素,则银行集中度与银行效率的关系不再显著。谈儒勇,叶海景,范坤祥基于31个省份1999-2003年间的相关数据研究发现银行集中度与经济增长之间之间存在显著的负相关关系,而且与东部地区相比,中、西部地区各省份银行集中度的提升会给经济增长带来更加严重的负面影响。但上述研究要么未考虑银行集中度对整体经济的影响要么只进行进行相关分析并未继续探究银行集中度与经济增长是否存在因果关系,更无法考证这种关系的方向和时间跨度。

二、指标选取与检验方法

(一)指标选取

1.银行集中度。市场集中度是指某一特定市场中少数几个最大企业所占的销售份额。一般地,集中度越高,市场支配势力越大,竞争程度越低。市场集中度是在市场份额的基础上计算得来。市场集中度的计量方法有多种,本文选择CRn指数来说明。CRn指某行业中前几家最大企业的有关数值的行业比重,式中n通常取4或8。一般地讲,这一指标数值越高,表明行业垄断性也就越高。它同时综合反映了企业数目及规模分布这两个决定市场结构的重要方面,具有较强的说服力。在银行业中我们把这一指标定义为银行集中度,下面用公式表示:

CR4t=∑4i=1LOi,t∑ni=1LOi,t

其中,LOi,t代表第t期第i个银行的贷款余额,分母用我国金融机构贷款余额代替。现阶段商业银行的主要业务和利润来源仍然是贷款,因此使用贷款额来代表市场份额是最为合理的。我们选择四家国有银行即工商银行,农业银行,建设银行和中国银行来作为行业中最大的企业,他们的贷款额排在了所有商业银行的前四位而且历史较长有助于实证分析。考虑到数据的可获得性和经济背景等原因,我们使用1989到2007年的数据作为样本。全部数字来源于中国《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》和Bankscope数据库。

2.经济增长的指标。与多数经验分析一样,我们选择人均国内生产总值(GDP)作为衡量经济增长的指标变量。本文对并对所有变量取自然对数,这样做一是符合经济增长理论的一般形式;二是将指标取对数,最后利用对数来进行实证分析,可以在一定程度上减少原始数据误差对最终结果的影响。

(二)检验方法与检验模型

本文采用葛兰杰因果检验作为检验方法。葛兰杰因果检验在考察序列X是否是序列Y产生的原因时采用这样的方法:先估计当前的Y值被其滞后期取值所能解释的程度,然后验证通过引入序列X的滞后值是否能提高Y的被解释程度。在本文中的模型即为:

检验的原假设是序列LnCR4(LnrjGDP)不是LnrjGDP(LnCR4)的格兰杰原因,即

β1=β2=……=βk=0

同时,进行葛兰杰检验之前还必须进行单位根与协整检验。

三、实证检验结果

(一)单位根检验

由于几乎所有表示绝对量指标的宏观经济变量都是非平稳的,具有时间趋势。因此我们对变量进行协整分析之前,首先需要对变量的平稳性作检验,只有变量在t阶平稳(I(t))的条件下,才能进行协整分析。本文用ADF单位根检验方法来检验变量lnrjGDP和lnCR4的平稳性。检验结果如表1所示:

表1单位根检验结果

变量ADF检验值5%临界值10%临界值P值

lnrjGDP﹣1.108﹣3.066﹣2.6730.686

△lnrjGDP﹣2.788*﹣3.066﹣2.6730.082

lnCR42.911﹣3.052﹣2.6671.000

△lnCR4﹣5.344**﹣3.052﹣2.6670.006

注:(1)△表示变量的一阶差分。(2)*、**分别表示检验值小于10%、5%置信水平下的临界值。

先对原序列进行平稳性检验,检验值均大于5%的临界值,所以有必要对原序列进行差分。一阶差分后的检验结果(结果见表1)显示,lnCR5一阶差分后的ADF检验值均通过5%临界值的检验,即在一阶差分后序列处于平稳状态。而lnrjGDP一阶差分后,虽然没有通过5%的临界值检验,但是通过了10%的临界值检验,所以认为lnrjGDP在一阶差分后也处于平稳状态。我们认为上述变量均是一阶单整的,即为I(l)。对于这些非平稳的经济变量不能采用传统的线性回归分析方法检验它们之间的相关性,而应采用协整方法进行检验分析。

(二)协整检验

协整(Co-Integration)从分析时间序列的非平稳性人手,探求非平稳变量间蕴含的长期均衡关系。本文采用Johansen提出的方法来检验银行集中度变量lnCR4与lnrjGDP之间的协整关系。前面已经检验了变量序列lnCR4与lnrjGDP都是I(l)的,由此可直接检验变量之间的协整关系。

结果显示lnGDP和lnCR5的检验值均通过5%的临界值,即lnGDP和lnCR4之间存在长期均衡,这表示我国银行集中度与我国经济增长存在长期相关关系。

(三)葛兰杰因果关系检验

由协整检验结果知道,lnCR4与lnrjGDP之间均存在长期均衡关系,但是这种均衡关系是否构成因果关系需要进一步验证。本文采用葛兰杰因果关系检验方法检验葛兰杰之间的因果关系。

从检验结果来看,在5%的显著性水平下,滞后期为2年时lnCR4是lnrjGDP的葛兰杰原因,即银行集中度与经济增长的具有单向的因果关系。根据谈儒勇,叶海景,范坤祥的对于银行集中度与经济增长相关关系的研究结果,我们知道他们之间的相关关系为负,即银行集中度越低,经济增长越快。而根据上述葛兰杰因果关系检验,我们知道银行集中度是经济增长的葛兰杰原因,这也就意味着,银行集中的降低或者说银行业竞争的加剧在一定程度上促进了经济的增长。根据已有的研究成果我们分析起作用途径可能包括以下几方面:(1)国有独资商业银行的经营效率低于新兴综合性商业银行、地方商业银行和外资银行,这样银行集中度降低提高了银行业的整体素质;(2)竞争加剧导致银行利差缩小,这样就同时促进了存款与贷款的增长;(3)与大型金融机构的经营取向不同,中小金融机构比较愿意为中小企业提供融资服务,因为它们资金少、无力为大企业融资并且在为中小企业提供服务方面拥有信息上的优势。

四、结论与启示

利用我国1989-2007年的跨年数据,实证研究表明:1.银行集中度是经济增长的葛兰杰原因,银行集中度的降低或者说银行业竞争的加剧在一定程度上促进了经济的增长。2.我国银行业垄断程度仍然较高,在市场进入和业务经营上仍旧有严格的管制,缺乏公平的竞争环境,对外开放度有限,银行业的组织体系建设方面还有许多欠缺,只有通过在管制制度上做进一步改革,以此促进银行业的健康协调发展,才能最终在我国建立起具有较强国际竞争力的、完善高效的现代银行体系,进而不断推动经济的发展。

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