第五章 兩次金融改革對生產力的影響-DID 的分析
第一節 實證分析
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第五章 兩次金融改革對生產力的影響-DID 的分析
第一節 實證分析
本章目的在於檢驗在兩次金融改革中，銀行是否因為相互整併而有生產力的 變化。
就研究人員而言，兩次金融改革對於銀行的經營結構最可見的特徵在於銀行 間的整併。由於銀行間產生整併時所產生的綜效，可能受到許多變數的影響，而 我們並不具有適當的理論以討論或預測不同的變數如何影響生產力，所以本文對 於兩次金改可能給予生產力的影響並無特定方向的預期 (雖然政策的期待是併 購能改進金融機構的生產力) ，而僅由資料與所採用的計量的方法估計併購前後 的生產力變化。
本文使用的計量方法是差異中之差異法 (Difference in Difference ，以下用 DID 作為簡稱) ：在我們所蒐集的資料中，挑選出第一次與第二次金融改革起 始當年 (第一次金改為 2002 年，第二次金改為 2005 年) 才進行整併的的金融 公司作為對照組（Treatment Group），67兩次金改中皆無併購動作的金融公司作 為控制組 (Control Group) 進行分析。8以下表五為各分組總要素生產力，歷年的 平均值與標準差 (記錄於括弧中) ：
6第一次金改中併購其他銀行的金融機構包括台灣土地銀行，合庫商業銀行，台新國際商銀，日
盛國際商銀，台灣新光銀行，陽信商業銀行；第二次金改中併購其他銀行的金融機構包括台北富 邦銀行，聯邦商業銀行，元大商業銀行，台灣新光銀行，陽信商業銀行。由於台灣新光銀行在兩 次金改中都有併購的行為，且兩次金改的起始期間距離很短 (三年) ，為避免估計結果受到兩次 併購的不同效果所造成的重疊的影響，我們把台灣新光銀行從我們的 DID 分析中移除。
7在樣本中，一次與二次金改起始年的前、中、後各有若干銀行進行併購，但為了求取相對純粹
的 併 購 效 果 ， 我 們 排 除 兩 次 金 改 起 始 年 度 以 外 才 併 購 的 公 司 ， 以 去 除 部 分 的 合 併 誤 差 (Composition Bias) 。
8控制組中包括中國輸出入銀行，高雄銀行，上海商業儲蓄銀行，安泰商業銀行，台灣中小企銀，
台中商業銀行，京城商業銀行，中華開發工銀，華泰商業銀行。
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生產力，以及如果有影響，影響期間會有多長。所以本文進一步將 按照金 改後的不同年份分拆 (例如，一次金改在 2002 年後發生，所以把 定義為在 2002 年進行併購的公司的虛擬變數，與 2002 至 2011 年間，每年的時間虛擬 變數的交叉項）。以下表六為 DID 的估計結果；括弧中的標準差（Standard Error）
，控制了異方差與廠商的集群性（Robust To Heteroskedasticity And Clustering On Firm）。
表六左列設定的是一次金改時進行併購的公司相對未併購公司的估計結果。
從中，我們並未發現併購對銀行的生產力有顯著的影響；在 2002 至 2011 年間，
各年交叉項的估計參數，多數為負值，且皆未到達 5 % 的顯著水準。意即，如 果金改是改變生產力的原因，本文發現，一次金改並未顯著影響銀行生產力，如 果有，也是負面的 (2010 年的交叉項，估計參數為負值，顯著水準為 10 %) 。
表六的右列；第二次金改的估計結果相較於左列的結果則有明顯的差異：首 先，交叉項的估計參數皆為正值，其次，在二次金改的起始年度 ( 2005 年至 2006 年) 交叉項的估計值，有顯著且無法忽略的正向估計結果 ( 2005 年，10 % 的顯 著水準，增加約值當年該組全要素生產力的 0.8 個標準差，2006 年 5% 的顯著 水準，亦增加約值當年該組全要素生產力的 0.8 個標準差) 。而本文也發現，在 金改的兩年之後，不僅交叉項的參數估計值不具顯著水準，且數值大幅下降 (由 2005、2006年的 0.04 降至 2007 年後約 0.015 的平均值) 。
由表六的估計結果，我們可以看到，在相對嚴格的樣本挑選下，用 DID 的 方法檢驗銀行生產力的變化，呈現出的結果是：第一次金改起始年度併購的金融 機構，並未在金改 (併購) 後呈現出明顯的生產力變化。而第二次金改起始年度 併購的金融機構，則在金改 (併購) 起始後兩年間，生產力有顯著且大幅度的正 向變化，而其後雖然生產力的變化仍保持正值，但程度大幅下降，且不再顯著。