台灣地區銀行業競爭對國內產業之影響

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(1)國立高雄大學經濟管理研究所碩士論文. 台灣地區銀行業競爭對國內產業之影響 The Effects of Bank Competition on Domestic Industry in Taiwan. 研究生：蔡光原撰指導教授：鄭義暉博士. 中華民國九十六年六月.

(2) 誌謝承蒙這一路上老師們的悉心指導，這一趟旅程，起初覺得好遙遠，一眨眼境已經到達了終點。結束了，也成為回憶了，不要留下遺憾才好。無論是擔任指導老師鄭義暉教授的教學助理，還是在論文上的撰寫與討論，在碩士班的這些日子裡，常受到老師您的教誨與指導，其對人生積極的態度及為人處世的哲學，受益匪淺。在論文上的撰寫，相當感謝鄭義暉教授的指導，一開始從論文的方向，到研究架構與統計方法的指引，直到完稿，老師您都給予學生我最大的建議和教導，您的耐心和包容，學生我在此深感謝意。不僅獲得寫作與相關資訊的訊息，還吸收了解決問題與課堂外的知識，這才是我最寶貴的經驗。此外，感謝口試委員陳彥煌教授與李揚教授，於論文口試中所提供的寶貴建議與批評，將使得本文更臻完善。同窗好友們的相處，快樂片段已到了尾聲，在我的記憶裡有喜有悲，對我有好多感覺，尤其是一起選修的同學。兩年就是這麼短，思念卻很長，總有些記憶揮不散。只要我們存在著回憶，哪怕不能夠朝夕相伴。. 蔡光原. 謹誌. 國立高雄大學經濟管理研究所中華民國九十六年六月. i.

(3) 台灣地區銀行業競爭對國內產業之影響指導教授：鄭義暉博士國立高雄大學應用經濟系學生：蔡光原國立高雄大學經濟管理研究所摘要本研究參照 Black and Strahan（2002）與 Cetorelli and Strahan（2006），採用固定效果（Fixed-effects）之實證模型，藉以探討本國銀行業的解除管制及其它金融制度改變對產業結構的影響。本研究分別利用國內產業別及行政地區縣市別之資料，用以檢視金融制度改變對整體產業及行政地區縣市別產業之影響差異。研究結果發現，當銀行業解除管制後，企業總數明顯增加，其中，大型規模相較於中小型規模之企業總數，在銀行業解除管制後增加更為顯著，另外，新創立企業之家數及資本額亦有明顯增加。在銀行業競爭愈激烈下，整體企業數明顯增加，各縣市之商業登記家數及資本額亦增加，然而對新創立企業總數及總資本額卻相對減少。實證結果亦顯示，台灣地區之製造業和批發零售及住宿餐旅業之經濟活動相對於運輸、倉儲及通信業較為熱絡。而在考量台灣地區各區域之差異下，北部、中部和南部地區相對於東部地區之商業登記家數愈多且商業活動較為繁忙，其中，台北縣、桃園縣、台中縣、彰化縣、台南縣、高雄縣、台北市和高雄市之商業登記家數相對地較多。. 關鍵字: 銀行業解除管制、國內銀行業集中度、跨部門研究、固定效果模型. ii.

(4) The Effects of Bank Competition on Domestic Industry in Taiwan Advisor: Dr. I-Hui Cheng Department of Applied Economics National University of Kaohsiung Student: Kuang-Yuan Tsai Institute of Economics and Management National University of Kaohsiung ABSTRACT Following Black and Strahan (2002) and Cetorelli and Strahan (2006), this study constructs a fixed-effects model to study the impacts of banking deregulation and institutional change on the scales of main industries in Taiwan. The study use dis-aggregated data to examine the differences of the deregulation effects of banking sector across regions and industries respectively. The results show that controlling the heterogeneity of individual industries the number of companies obviously rises after the banking sector is deregulated. The number of large companies increases more than that of small-median companies. And, the number of newly established companies increases more than that of mature companies. The result also shows that the more competition in the banking industry is, the more companies of commerce type and the more their assets are. However, the number of newly established companies and their assets are relatively less. The empirical result show that economic activities of Manufacturing, Trade & Wholesaling, and Leisure & Entertainment Industry frequently more than those of Transportation, Storage & Communication in Taiwan. Regarding to the difference between regions, there are the more companies of commerce type in northern area, central area and southern area compared with eastern area. Particularly, there are much more companies of commerce type registered in Taipei County, Taoyuan County,. iii.

(5) Taichung County, Changhua County, Tainan County, Kaohsiung County, Taipei City, and Kaohsiung City compared with the rest of counties and cities in Taiwan.. Keyword：Banking deregulation, Concentration ratio of domestic bank, Cross-sectional analysis, Fixed-effects model. iv.

(6) 目錄第一章緒論..............................................................................................1 第一節研究動機..............................................................................1 第二節研究目的與研究架構..........................................................4 第二章文獻探討......................................................................................8 第一節銀行產業解除管制..............................................................8 第二節銀行業市場集中度............................................................10 第三章研究設計....................................................................................17 第一節研究方法與模型................................................................17 第二節實證資料之選取................................................................26 第四章實證結果分析............................................................................31 第一節全國產業別之實證結果....................................................31 第二節行政地區（縣市）別之實證結果…....................................37 第五章結論............................................................................................51 參考文獻..................................................................................................53. v.

(7) 表目錄表1. 本國一般銀行、中小企業銀行、外國銀行在台分支機構及分支機構家數與本國銀行員工總人數…………….……………..……5 表2. 相關文獻整理.................................................................................13 表3. 銀行業競爭對個別產業企業家數及不同企業規模之影響….....44 表4. 銀行業競爭對新創立企業及個別產業國內生產毛額之影響.....45 表5. 銀行業競爭對台灣地區縣市別商業活動之影響………...…......46 表6. 銀行業競爭對台灣地區各縣市商業活動之影響…….......……..47 表7. 銀行業競爭對台灣地區縣市別工廠家數之影響……...………..49. vi.

(8) 圖目錄圖 1. 本國銀行分支機構平均服務之人口………………………..…….6 圖 2. 本國銀行業市場集中度……………………………………...……7. vii.

(9) 第一章緒. 論. 第一節研究動機在 20 多年前，台灣金融相關業務受到政府政策之管制及限制，使得金融機構之經營普遍缺乏效率。由於銀行是當時主要提供財務融通和相關金融服務的重要機構，相關的政策管制措施使得銀行難以發揮金融中介的功能，因而對廠商在營運中的財務依賴及財務融通有很大的影響。1980 年之後，由於金融自由化逐漸在國際上成為趨勢，同時國內外匯存底持續增加，在外國要求政府開放金融市場的壓力下，政府相關部門開始實施金融自由化並逐步對國內金融機制解除管制。在這一段時間內，相關部門陸續著手規劃外匯自由化和利率自由化等政策，准許金融機構依據其本身的資金狀況自由訂定及調整存放款利率、放寬新銀行及分支機構設立等，逐步對國內金融機制解除管制，藉以開放本國金融市場。 1984 年之後，政府陸續地採行放寬及解除部分金融管制措施，於 1991 年進一步開放新銀行設立以及金融機構的改制和放寬金融業授信之標準。以上解除管制的措施，使得銀行總分支機構大幅增加。1991 年以前本國一般銀行及中小企業銀行總家數僅有 25 家，自財政部於 1990 年發布「商業銀行設立標準」後，新銀行陸續申請設立，並於 1991 年核准 15 家新銀行設立（萬通商業銀行為首家營業），隔年安泰商業銀行於第二階段向財政部申請設立，至自 1992 年為止，共 16 家新銀行陸續申請設立。1 此外，部分信用合作社亦採改制或以合併方式成立銀行，以及核准中小企業銀行與信託投資公司等申請改制為銀行，使得本國一般銀行家數倍增。截至 2005 年 12 月底，本國一般銀行及中小企業銀行總家數共計 1. 16 家新銀行設立包括：萬通商業銀行、大安商業銀行、聯邦商業銀行、中華商業銀行、遠東國際商業銀行、亞太商業銀行、華信商業銀行、玉山商業銀行、萬泰商業銀行、泛亞商業銀行、中興商業銀行、台新國際商業銀行、富邦商業銀行、大眾商業銀行、寶島商業銀行、安泰商業銀行。資料來源：金融業務統計輯要。 1.

(10) 45 家，加上外國銀行在台分支機構的 36 家，本國及外國銀行在國內之總家數已達到 81 家（詳如表 1）。在開放銀行設立之外，原本的公營銀行也陸續民營化，使得以公營銀行為主體的銀行業邁入以民營銀行為競爭主體的產業。本國銀行分支機構家數增加，使得服務的範圍擴增。我們若以本國銀行分支機構平均服務人口數來觀察，每ㄧ銀行分支機構平均服務人口數較多時，表示銀行業市場集中度可能較高，相反的，如果本國銀行分支機構平均服務人口數較少時，則銀行業市場集中度較低。隨著 1991 年逐步鬆綁開放新銀行設立之後，本國銀行分支機構家數遞增，本國銀行分支機構平均服務人口數明顯逐漸遞減。在圖 1，我們將銀行服務範圍區分為北部、中部、南部和東部四個區域。從本國銀行分支機構平均服務人口數中之分析發現，北部、中部和南部在銀行管制鬆綁之後，本國銀行分支機構平均服務人口數的遞減速度相當快速。其中，北部地區的本國銀行分支機構較其他地區多且繁密，平均服務之人數最少。中部與南部地區之本國銀行分支機構平均服務人口數亦逐年下降，但呈現出大致相同的趨勢。值得注意的是東部地區，其本國銀行分支機構平均服務人口數的遞減速度較慢，且近年來平均服務之人數最多，主要可能因為東部地區的本國銀行分支機構較其他地區明顯較少。2 此外，本國銀行業市場集中度自 1991 年鬆綁管制之後，新銀行開始申請設立，銀行業市場趨於競爭，繼而使本國銀行業市場集中度逐漸遞減，直到 2000 年我國政府通過「金融機構合併法」之後，市場集中度不再明顯遞減，已呈現趨於穩定。歷年來本國銀行業市場集中度之趨勢圖，詳如圖 2。隨著我國政府加速金融自由化後，銀行業擴大了業務範圍，新銀行之設立. 2. 北部區域包含台北縣、宜蘭縣、桃園縣、新竹縣、基隆市、新竹市和台北市等 7 個縣市。中部區域包含苗栗縣、台中縣、彰化縣、南投縣、雲林縣和台中市等 6 個縣市。南部區域包含嘉義縣、台南市、高雄縣、屏東縣、嘉義市、台南市和高雄市等 7 個縣市。東部區域包含台東縣和花蓮縣等 2 個縣市。 2.

(11) 陸續增加，也使銀行業日益競爭。由於公營銀行在經營管理、人事和財務會計等各方面均受限於政府機構之規範，在目前快速且競爭激烈的金融環境體系下，公營銀行相對地難以維持其經營效率和競爭力，故推動公營銀行民營化被政府列為 90 年代金融改革的重點之一。學者認為，民營化有助於本國銀行整體效率與國際競爭力的提升（李紀珠與唐正儀, 2002; 許振明與唐正儀, 2002）。然而許多同質性高的銀行在相似性質業務上之競爭，以及新興金融商品在國內有限的金融市場上陸續推出，將造成銀行業過度競爭的現象，並使得國內金融機構營運利潤下降（許振明, 2001; 陳家彬與賴怡洵, 2003）。Amel and Liang（1997）與 Carlson and Mitchener（2006）在探討美國銀行業市場時發現，當政府部門對金融政策上的鬆綁管制後，銀行業市場的競爭，會使銀行業利潤下降，此與國內的研究也有類似的結果。十多年來國內銀行業過度激烈競爭，而經營與創新能力又顯不足之下，整體銀行業獲利能力下滑，並且存在有逾期放款比率的明顯攀升問題。台灣於 2002 年加入 WTO 之後，承諾逐步開放國內的服務業，國內銀行業面對外國銀行的競爭將變得更加激烈。另外，在面臨國際金融業整併的風潮下，政府部門為協助銀行業改善經營體質以降低營運成本、提升市場競爭力和多角化的經營，於 2000 年通過「金融機構合併法」與 2001 年通過「金融控股公司法」藉以提升經營效率與維護適當之競爭環境，並促進銀行業提升競爭能力和金融及市場健全發展（唐正儀與邱靜玉, 2002; 陳寶瑞等, 2001）。3 政府並將 2001 年訂定為「金融改. 3. 「金融機構合併法」之立法目的為規範金融機構之合併，擴大金融機構經濟規模、經濟範疇與提升經營效率，及維護適當之競爭環境；「金融控股公司法」之立法目的為發揮金融機構綜合經營效益，強化金融跨業經營之合併監理，促進金融市場健全發展，並維護公共利益。金融控股公司設立：九十年十二月十九日華南金融控股公司設立。九十年十二月十九日富邦金融控股公司設立。九十年十二月二十八日中華開發金融控股公司設立。九十年十二月三十一日國泰金融控股公司設立。九十一年一月二十八日玉山金融控股公司設立。九十一年二月四日復華 3.

(12) 革年」，自 2002 年開始推動另一波的金融改革，成立金融改革專案小組以改善金融機構的經營體質，包括金融重建基金設置、金融控股公司之推動等重大變革。根據金融統計資料，本國一般銀行及中小企業銀行總家數 2002 年起開始減少，然而本國銀行員工總人數以及一般銀行分支機構家數仍持續增加。（詳如表 1）。. 第二節研究目的與研究架構金融機構在我國經濟發展的過程中，扮演了我國產業資金供需之極重要地位，銀行業市場結構的改變對國內其他非金融產業之影響勢必有關係，故本研究目的係探討銀行業解除管制後對非金融相關產業之影響，以及本國銀行業之市場集中度對非金融相關產業之影響列入主要的分析。本文的架構分為五章，各章之內容的安排如下：第一章為緒論，概述研究動機和架構；第二章為相關文獻回顧，將針對銀行業解除管制與銀行業市場集中度改變對企業規模和產業成長之影響進行討論；第三章為研究設計，說明變數的選擇與資料來源，以及相關實證模型之設計；第四章為實證結果分析；第五章為結論，總結本文的研究結果。. 金融控股公司設立。九十一年二月五日日盛金融控股公司設立。九十一年二月十八日台新金融控股公司設立。九十一年二月十九日新光金融控股公司設立。九十一年三月二十六日國票金融控股公司設立。九十一年五月九日建華金融控股公司設立。九十一年五月十七日中國信託金融控股公司設立。九十一年十二月三十一日兆豐金融控股公司（原 91.2.4 設立之交銀金控更名）。九十二年一月二日第一金融控股公司設立。資料來源：金融業務統計輯要。 4.

(13) 表 1. 本國一般銀行、中小企業銀行、外國銀行在台分支機構及分支機構家數與本國銀行員工總人數年度. 本國銀行業就業總人數 (人)+. 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005. 60,683 66,661 72,422 77,608 83,470 88,142 93,675 100,998 107,429 110,522 114,594 115,963 121,467 128,747 136,296. 本國一般銀行 (家)*. 中小企業銀行 (家)*. 總行. 分支機構. 總行. 分支機構. 17 32 33 34 34 34 39 42 47 48 48 47 45 45 41. 756 897 1,034 1,180 1,358 1,461 1,685 2,053 2,288 2,411 2,712 2,781 2,884 2,944 2,995. 8 8 8 8 8 8 8 6 5 5 5 5 5 4 4. 290 315 362 414 448 481 491 352 288 282 293 287 289 245 244. 外國銀行 (家)* 在台分支分支機構機構總行 39 36 37 37 40 44 45 46 41 39 38 36 36 35 36. 52 51 56 57 63 65 69 72 70 70 69 68 69 67 68. 資料來源： * 中央銀行金融業務檢查處「金融機構重要業務統計表」，其中不包括中華郵政公司儲匯處。 + 行政院主計處「薪資與生產力統計年報」。. 5.

(14) 台灣區中部本國銀行分支機構平均服務之人口數 (人). 台灣區北部本國銀行分支機構平均服務之人口數 (人). 平均服務人口數. 平 25000 均 20000 服 15000 務 10000 人 5000 口 0 數. 30000 25000 20000 15000 10000 5000 0. 1982 1987 1992 1997 2002 年. 1982 1987 1992 1997 2002 年. 台灣區東部本國銀行分支機構平均服務之人口數 (人). 台灣區南部本國銀行分支機構平均服務之人口數 (人) 平均服務人口數. 平 25000 均 20000 服 15000 務 10000 人口 5000 0 數. 30000 25000 20000 15000 10000 5000 0 1982 1987 1992 1997 2002 年. 1982 1987 1992 1997 2002 年. 圖 1. 本國銀行分支機構平均服務之人口註：本國銀行分支機構平均服務之人口數，其計算方式為各地區人口數除以各地區之本國銀行分支機構家數。. 6.

(15) 0.12 0.1 市 0.08 場集 0.06 中 0.04 度 0.02 0 1982 1984 1986 1988 1990 1992 1994 1996 1998 2000 2002 2004 年圖 2. 本國銀行業市場集中度註：本國銀行業市場集中度為放款市場佔有率，其計算方式為將本國個別銀行之年底放款總額除以本國銀行業年底放款總額平方加總。. 7.

(16) 第二章文獻探討本章主要針對銀行產業之解除管制和銀行業市場集中度的狀況，對非金融相關產業之結構進行文獻探討。. 第一節銀行產業解除管制針對銀行產業解除管制對銀行業產生之影響，Carow and Heron（1998）以 1994 年至 1995 年為研究期間，對全美各州 180 家銀行控股公司進行實證研究，他們用銀行控股公司的股價報酬為報酬指標，探討銀行業增設分支機構與容許跨州際銀行之政策鬆綁，對銀行之報酬是否具有顯著的影響。研究發現，當銀行業之管制鬆綁後明顯對股價報酬有正面的影響。Carlson and Mitchener（2006）以 1922 年至 1930 年為研究期間，討論全美各州在 1920 年銀行業解除管制之後，銀行業的新增分支機構和市場競爭之情況。該研究將銀行業的放款和投資由小到大區分為 10 種規模的類型，他們發現銀行面對解除管制之後，銀行業總行以及分支機構的增加對銀行業合併有正面的影響，但對新銀行之設立則沒有明顯的顯著關係。4 研究中也發現，銀行業總行和分支機構增加時，銀行業之利潤減少，此結果與 Amel and Liang（1997）有同樣的發現，亦即，當政府部門對金融政策上的解除管制後，美國銀行業市場的競爭狀況會使得銀行業利潤下降。在銀行業資產分佈方面，Stiroh and Strahan（2003）以 1976 至 1994 年為研究期間，針對美國銀行業市場之競爭進行討論研究，他們以股東權益報酬率（ROE）作為銀行績效指標，探討銀行業解除管制後是否對銀行業之資產分佈產生影響。其研究中發現，當銀行業績效增加時，且銀行設立分支機構鬆綁和容許 4. Carlson and Mitchener（2006）將銀行業的放款與投資區分為小於 15、15~25、25~50、50~75、 75~100、100~200、200~500、500~1000、1000~5000 和大於 5000 萬美元等 10 種規模類型。 8.

(17) 跨州際銀行設立後，對於銀行業之資產分佈具有明顯的顯著關係。 Black and Strahan（2002）與 Cetorelli and Strahan（2006）則以銀行業管制鬆綁對非金融業廠商之成長進行研究。他們分別以 1976 年至 1994 年和 1977 年至 1994 年為研究期間，採用追蹤資料（Panel Data）對全美國各州進行調查與研究。Black and Strahan（2002）主要討論銀行監理政策的改變，是否會因解除或降低管制而對設立小於 3 年的新創立廠商家數具有顯著的影響。其研究結果顯示，當政府政策改變（例如容許銀行的分支機構與設立跨州際間銀行），解除管制促進銀行業之競爭與合併，並有助於新創立廠商在全美各州比例之增加。該研究亦發現，受到市場保護的銀行面對解除管制之後，因市場競爭者的大量進入，使銀行業之存款集中度降低。另外，當小型規模銀行之市場分佈減少時，將使新創立廠商之比例增加，因而他們認為，銀行業合併而使得小型規模銀行之市場分佈減少時，對新創立廠商家數具有明顯影響。 Cetorelli and Strahan（2006）以兩位數的標準產業代號（Standard Industrial Classification, SIC）將廠商分類，以進行調查與研究。他們採差異中差異估計法（Difference in Differences Estimates），針對廠商所屬產業依賴外部財務融通的高低，與設立所在州之銀行業集中度的強弱以及銀行業管制解除的前後做對照研究。他們的研究發現，在准許銀行跨州際設立之解除管制後，意謂著銀行業較競爭，會使員工人數減少及廠商家數增加。對小型規模廠商而言，銀行業的競爭使得較小型規模廠商的分布率提高，廠商家數的增加，但對大型規模廠商而言，由於財務融通的來源可能透過商業本票、公司債和股權融資等所取得，故他們認為銀行業競爭對大型規模廠商不會產生顯著的影響。 Cetorelli（2004）針對 1980 年至 1991 年歐盟成員國之銀行業競爭對廠商的. 9.

(18) 影響進行研究探討。該研究發現，成熟廠商在外部財務融資依賴增加且銀行業解除管制後，使廠商的附加價值和員工人數減少。Black and Strahan（2002）與 Cetorelli and Strahan（2006）研究一致認為，美國銀行業在解除或降低管制後，對新創立廠商與小型規模廠商的成長具有顯著的正面影響。Wall（2004）以一般化最小平方法（Feasible Generalized Least Square, FGLS）取代 Black and Strahan （2002）所使用之最小平方法（Ordinary Least Square, OLS）。將全美各州區分為 8 個區域，探討銀行業解除管制是否對新創立廠商家數具有顯著的影響，但 Wall （2004）其研究結果與 Black and Strahan（2002）使用的最小平方法估計下之結論一致。 Tirtiroglu and Daniels（2005）以 1971 年至 1995 年為研究期間，針對全美國各州於銀行業解除管制，是否會因解除或降低管制，而對生產力之成長有顯著的影響。該研究結果認為，美國各州境內和跨州際分支機構銀行及多銀行控股公司設立之解除管制後，對生產力具有明顯增加。5 Zarutskie（2006）以 1987 年至 1998 年為研究期間，探討 88728 家企業（其中包含 13592 家新創廠商），因美國銀行業競爭所產生之影響進行實證研究。他們透過建構美國銀行業解除管制為銀行業競爭指標，探討銀行業解除管制是否對企業的總資產報酬率（ROA）具有顯著的影響。該研究結果認為，當銀行業較競爭，設立時間較短的廠商其外部負債有顯著的減少，且其總資產報酬率有明顯的增加。. 第二節銀行業市場集中度針對銀行業市場集中度大小對非金融業廠商所產生之影響，Stiroh and. 5. 多銀行控股公司（MBHCs）：即持有至少兩家銀行 25%股份的公司。 10.

(19) Strahan（2003）以 1976 至 1994 年為研究期間，建構股東權益報酬率作為銀行績效指標，針對全美國各州進行調查中發現，該研究認為在銀行業市場集中度較高的情況下，當銀行設立分支機構鬆綁和容許跨州際銀行設立後，銀行業績效增加時，相對於銀行業集中度較低的市場，其對銀行業之資產分佈具有正向的顯著關係。在銀行業被接管的情況之下，Schranz（1993）以 1979 年和 1987 年分別蒐集 357 家和 602 家銀行的資料，並分別隨機抽樣 112 和 85 家為樣本資料探討在銀行產業之接管和未接管限制下，對廠商的進展進行研究調查。該研究結果認為，當銀行未接管的限制下，使得廠商的稅前邊際收益顯著增加。 Jackson and Thomas（1995）以 1969 年至 1976 年為研究期間，共選取 11 個產業，並將廠商分為新創立廠商、年輕廠商和成熟廠商，藉以探討銀行業結構對不同類型廠商規模之影響。該研究果認為，當銀行業市場集中度上升，會使新創立廠商和年輕廠商的員工人數增加，但對於成熟廠商則減少。另外，在探討銀行業資產規模下，研究發現當銀行業資產規模增加時，對於新創立廠商、年輕廠商和成熟廠商的員工人數則減少，其中又以新創立廠商和年輕廠商的影響較顯著。Jackson and Thomas（1995）認為大型規模銀行的放款組合較多樣化，並具有進入國際和全國市場的優勢，因而可能對新創立廠商和小型規模廠商提供較少的金融服務，與 Black and Strahan（2002）的結果雷同。然而，Bonaccorsi Di Patti and Dell’Ariccia（2004）針對義大利 22 個產業及 103 個市場，以 1996 至 1999 年為研究期間，探討銀行業進行競爭與廠商之設立的影響時，他們卻發現當銀行存款集中度增加有助於新創立廠商家數增加。 Cetorelli and Gambera（2001）針對銀行業市場的結構與廠商財務依賴與產業附加價值的成長進行研究。他們以 1980 年至 1990 年為研究期間，採取 41 個. 11.

(20) 國家與 36 個產業為樣本，探討銀行業市場集中度是否對各國產業的平均實際附加價值的成長具有顯著的影響。該研究發現，銀行業的集中度增加對各國各產業的平均實際附加價值的成長有顯著的負關係。Petersen and Rajan （1995）於 NSSBF（National Survey of Small Business Finances）資料庫選取員工數小於 500 人的美國小廠商為研究對象，共選取 1988 年至 1989 年的 3404 家廠商為樣本。研究結果發現，當銀行業集中度大時，廠商的償還折扣比率上升，且明顯高於在較競爭銀行業之情形下。Cetorelli （2004) 則針對 1980 年至 1991 年歐盟成員國銀行業之競爭對廠商產生的影響進行探討。該研究以銀行業解除管制與成熟廠商的外部財務融資依賴（外部財務融資依賴大於中位數）之情況為解釋變數，探討成熟廠商的外部財務融資依賴與銀行業管制鬆綁，以及當成熟廠商的外部財務融資依賴高與銀行業市場集中度較大時，是否會對於廠商的附加價值和員工人數產生影響。該研究指出，當成熟廠商外部財務融資依賴增加且銀行業市場較集中時，使廠商的附加價值和員工人數增加。由於相關研究之文獻豐富，為便於閱讀及分析比較，本研究將以上相關文獻擇要整理後，呈現於表 2。. 12.

(21) 表 2. 相關文獻整理作者. Struck and Mandell (1983). Schranz (1993). Petersen and Rajan (1994). Rajan and Luigi (1998). 研究期間. 1978 年至 1980 年. 1979 年和 1987 年. 1988 年至 1989 年. 1980 年至 1990 年. 樣本數針對 NFIB 成員以問卷調查方式收集 2655 家廠商為樣本資料. 1979 年和 1987 年分別蒐集抽樣 112 和 85 家為樣本資料. 自 NSSBF 取的資料，依兩位數的標準產業代號，共取 3404 家廠商. 國際標準產業代號將廠商分類，共計 11 年之資料 1242 筆. 應變數融資遭受拒絕. 稅前邊際收益. 廠商的貸款利率. 附加價值實際成長率. 主要 1.銀行設立分支機構之鬆綁為管自變數制解除指標說明 2.廠商的建立年數和廠商成長. 1.銀行設立分支機構之鬆綁與容許跨州際銀行之設立為管制解除指標 2.5 個最高的非經營股東所占的股份之比例為股份集中度指標. 1.小於員工數 500 人的廠商，稱為美國中小型廠商 2. 廠商對債權人的集中度分析，包含銀行、非銀行財務公司、自已、家族和其他企業的集中度. 1.設立超過 10 年的廠商，稱之為成熟廠商，反之稱為年輕廠商 2. 廠商的總資本支出減營運現金流量，建構廠商對外部財務融通依賴程度的指標. 當銀行未接管的限制下，會使廠商的稅前邊際收益增加。以及當銀行在受到接管限制時，若增加股份集中度和廠商經營財務之關連會使廠商的稅前邊際收益增加。. 當廠商的建立年數增加，使廠商的貸款利率減少，以及銀行往來關係愈疏離時，使廠商的貸款利率增加。而與非銀行往來關係愈疏離時，則沒有明顯的顯著關係，可能的原因是廠商與銀行的關係相對比與非銀行機構的關係密切。. 金融發展指標（資本化比率、銀行貸款和會計標準）分別與產業對外部財務融通依賴交互作用，對產業整體成長具有顯著的關係，但對新創廠商影響較小，可能的原因為年輕廠商相對成熟廠商較不重要去影響產業成長。. 主要結論. 廠商的成長比廠商的建立年數增加較需要外部財務融資。然而年輕企業、廠商的成長和融資次數頻繁者，則相對融資遭受拒絕的機率增加，並且廠商為製造產業和服務業者較其他產業相對融資遭受拒絕的機率增加。. 13.

(22) Strahan and Weston (1998). Carow and Heron (1998). Jayaratne and Wolken (1999). Black and Strahan (2002). 1993 年至 1996 年. 1994 年 12 月至 1995 年 3 月. 1993 年. 1976 年至 1994 年. 自 NSSBF 取得資料，共計 4 年之資料 8509 筆. 全美各州 180 家銀行控股公司. 自 NSSBF 共取 4630 家廠商. 共計 19 年之 823 筆資料. 廠商融資對總資產比. 股價報酬. 融資額度. 新創立廠商家數. 1.融資小於一百萬者，稱為小型規模廠商融資 2.銀行資產小於 1 億者，稱為小型規模銀行，資產 1 億~10 億者，稱為中型規模銀行，資產大於 10 億者，稱為大型規模銀行小型規模企業的每一單位資產的貸款（貸款對總資產比）隨著銀行的規模增加而下降，以及小型規模銀行的合併會使小型規模廠商的融資增加。. 1.銀行業管制之鬆綁為管制解除指標。 2.總資產報酬率 3.風險調整資本比率. 1.員工人數小於等於 5 人者，稱為小型規模廠商，廠商設立小於等於 5 年者，稱為年輕廠商 2.銀行資產小於三億者稱之為小型規模銀行，反之稱為大型規模銀行. 當銀行業管制之鬆綁之後對股價報酬具有明顯的顯著關係。並且當總資產報酬率和風險調整資本比率增加時，使股價報酬減少，以及總資產報酬率與風險調整資本比率的交互作用，對股價報酬則明顯的減少。. 小型規模廠商對銀行的融資額度有顯著的負向關係，不過經由小型規模銀行的改變（小型規模銀行減少、銀行合併）對小型規模廠商的融資額度有明顯的正面影響。. 1.設立小於 3 年的廠商，稱為新創立廠商 2.銀行設立分支機構之鬆綁與容許跨州際銀行之設立為管制解除指標。 3.銀行業存款集中度為銀行業市場集中度指標 4.銀行業總資產當政府政策改變，解除管制促進銀行業之競爭與合併，並且有助於新創立廠商在全美各州比例之增加。然而銀行業之合併與小型規模銀行之市場分佈減少時會使新創立廠商家數增加。. 14.

(23) Tirtiroglu et al. (2003). Stiroh and Strahan (2003). Cetorelli (2004). Bonaccorsi Di Patti and Dell’Ariccia (2004). 1966 年至 1995 年. 1976 至 1994 年. 1980 年至 1991 年. 1996 至 1999 年. 共計 30 年，對全美各州進行研究. 共計 19 年，全美各州進行研究. 共計 18 年，對歐洲聯盟之成員國進行研究. 對義大利 22 個產業及 103 個市場，共計 2266 筆資料. 生產力成長指數. 銀行業之資產分佈. 廠商的附加價值和員工人數. 新創立廠商家數. 1.銀行設立分支機構之鬆綁以及多銀行控股公司設立為管制解除指標 2.人口成長率 3.人口密集度. 1.銀行設立分支機構之鬆綁與容許跨州際銀行之設立為管制解除指標 2.股東權益報酬率為銀行績效指標 3.銀行業存款集中度為銀行業市場集中度指標. 1.廠商設立超過 10 年以上者，稱之為成熟廠商 2.銀行業管制鬆綁為管制解除指標 3.外部財務融資依賴大於中位數為成熟廠商的外部財務融資依賴指標. 1.總資產對有形資產比為資訊不對稱指標 2.銀行存款集中度為銀行業市場集中度指標. 美國各州內和跨州際分支機構銀行及多銀行控股公司設立之管制解除對生產力具有明顯增加。因此銀行業管制鬆綁對生產力成長指數具有明顯的顯著關係。然而，研究發現人口成長率和人口密集度增加時，生產力成長則有明顯遞增，故人口成長率和人口密集度對於生產力成長指數具有明顯的顯著影響。. 當銀行業績效增加時且銀行設立管制鬆綁後，對於銀行業之資產分佈具有明顯的顯著關係。並且該研究發現銀行業市場集中度較高的情形下，銀行設立分支機構鬆綁和容許跨州際銀行設立後，若銀行業績效增加，相對於銀行業集中度較低的市場，其對銀行業之資產分佈的顯著關係來得大。. 當成熟廠商外部財務融資依賴增加且銀行業市場集中度增加時，使廠商的附加價值和員工人數增加。在探討銀行業競爭下，研究發現成熟廠商在外部財務融資依賴以及銀行業管制之鬆綁後，使廠商的附加價值和員工人數減少。. 當銀行存款集中度增加有助於新創立廠商家數增加，因此銀行存款集中度增加對新創立廠商家數有顯著的明顯關係。並且在資訊不對稱以及銀行存款集中度增加時，對資訊較不透明的新創立廠商家數具有正向影響。. 15.

(24) Wall (2004). Cetorelli and Strahan (2006). Carlson and Mitchener (2006). Zarutskie (2006). 1976 年至 1994 年. 1977 年至 1994 年. 1922 年至 1930 年. 1987 年至 1998 年. 將全美各州區分為 8 個區域，共計 19 年之資料 823 筆. 兩位數的標準產業代號，共計 18 年之資料 15127 筆. 共計 10 年之資料，對全美各州進行共計 12 年，88728 家廠商，其中 13592 研究為新創廠商. 新創立廠商數量. 廠商員工人數和廠商數量. 銀行業合併、新設立的銀行數量和 1.廠商的外部負債和外部財務融資銀行業利潤 2.廠商總資產報酬率、總資產和銷貨. 1.設立小於 3 年的廠商，稱為新創立廠商 2.銀行設立分支機構之鬆綁與容許跨州際銀行之設立為管制解除指標 3.銀行業存款集中度為銀行業市場集中度指標. 1.員工人數小於 500 人者，稱為小型規模企業而設立超過 10 年，稱為成熟企業，反之稱為年輕企業 2.銀行存款集中度為銀行業市場集中度指標 3. 銀行設立分支機構之鬆綁與容許跨州際銀行之設立為管制解除指標對規模較小的廠商而言，銀行業的競爭使得較小型規模廠商的分布率提高且廠商家數增加，然而對大型規模廠商而言，由於財務融通的來源可能透過商業本票、公司債來取得，故認為銀行業競爭對大型規模廠商不會產生顯著的影響。. 銀行設立分支機構之鬆綁為管制解 1.銀行業管制之鬆綁為管制解除指標除指標 2.廠商設立年數區分為 1~5 年、6~10 年和 11~15 年. 當銀行設立之分支機構鬆綁時，西南部對新創立廠商家數增加最大，並且當容許跨州際銀行之設立時，中東部對新創立場商家數增加最大。另外當銀行設立之分支機構鬆綁以及銀行業之存款集中度增加時，中東部對新創立廠商家數增加最大。. 銀行業解除管制後，銀行總行以及分支機構對銀行業合併有明顯的顯著關係，但對新銀行之設立則沒有明顯的顯著關係。然而銀行業總行和分支機構增加時，則銀行業利潤則減少，並且銀行業規模較大時，使銀行業利潤增加，故銀行業規模增加對銀行業利潤具有正向關係。. 16. 當銀行業之競爭，廠商設立年數愈少時，使廠商的外部負債有顯著的減少。當美國銀行業之競爭以及廠商設立年數愈少時，由於廠商的外部負債有顯著的減少，總資產報酬率的增加程度明顯比廠商設立年數愈多時大。.

(25) 第三章研究設計第一節研究方法與模型本研究以 1982 年至 2005 年之產業橫斷面（Cross-sectional）與時間序列（Time-series）並存之追蹤資料（Panel Data）探討銀行業開放對其它產業之影響。使用追蹤資料係考量因橫斷面與時間序列並存之資料可增加自由度，並且避免線性重合或無效率的問題，亦可藉此降低模型設定的錯誤及參數之估計誤差，以提供更完整的訊息。一般而言，Panel Data 可分為固定效果模型（Fixed-effects Model）與隨機效果模型（Random-effects Model）等兩種追蹤資料模型。相對地，若所估計的方程式之截距項固定，不隨時間改變，稱之為固定效果模型，又稱為最小平方虛擬變數模型（Least Square Dummy Variable Model），亦即，固定效果模型以個別部門特徵之固定截距項代表個別部門之不同特性。若各部門之截距項為隨機參數而非固定參數時，稱之為隨機效果模型，又稱為誤差成分模型（Error Component Model）。. ㄧ、研究方法 (一) 最小平方法（Ordinary Least Square, OLS）每個橫斷面個體之迴歸式若有相同的截距項 (αi ) ，並且 ε it ~i.i.d.(0,σ 2 ) ，即可使用最小平方法可達到有效性且一致性的估計。不過，最小平方法不允許橫斷面個體間存在著差異性，亦即，最小平方法之估計僅能單獨分析時間序列資料或橫斷面資料，因此，若橫斷面資料具有差異性，則使用傳統的一般迴歸之最小平方估計式將產生估計的無效率。此類之模型可表示如下：. 17.

(26) K. yit = β0 i +. ∑β. k X kit. + εit. ,. k =1. 其中，. yit 為 i 個體在第 t 期之應變數，i=1,…,N, t=1,…,T； β0i 為迴歸式之截距項係數；. βk 為迴歸式之係數，k=1,…, K； X kit 為. i 個體在第 t 期之第 k 個解釋變數；. ε it 為隨機誤差項， E(ε it ) = 0 ， Var(ε it ) = σ 2 。. (二) 固定效果模型固定效果模型是利於考慮橫斷面與時間序列並存的資料，我們假設母體內差異性大，相似度較低，故以觀察所有個體之間的差異性，而不以抽樣的方式選取樣本。固定效果模型係以固定截距項（ αi ）表示橫斷面個體間不同的型態，即每個橫斷面個體皆具有自己獨特且固定之截距項，來表示其專有的特質。模型表示如下： N. yit =. ∑ j =1. K. β0i D jt +. ∑β. k X kit. + εit. ,. k =1. 其中，. yit 為 i 個體在第 t 期之應變數，i=1,…,N, t=1,…,T； β0i 為固定截距項，表示橫斷面個體間不同的型態；. βk 為迴歸式之係數；. 18.

(27) D jt 為虛擬變數，當個體 i 在第 t 期與 j 具有相同性質時， D jt 等於 1，其他為 0； X kit 為. i 個體在第 t 期之第 k 個解釋變數；. ε it 為隨機誤差項， E(ε it ) = 0 ， Var(ε it ) = σ 2 。. (三) 隨機效果模型隨機效果模型是假設母體內差異性小，相似度較高，故不採用母體全部，而使用隨機抽樣的方式選取樣本。此模型假設表現個體差異之截距項以隨機型態出現，即 β 0 i = β + μ i ，模型表示如下： K. yit = β0i +. ∑β. k X kit. + εit. k =1. = ( β + μi ) +. ∑β. i=1,…,N, t=1,…,T, k=1,…, K,. ；. K. k X kit. + εit. k =1. 其中，. yit 為 i 個體在第 t 期之應變數，i=1,…,N, t=1,…,T； β0i 為截距項，以隨機的方式出現，代表每個橫斷面個體不同的型態；. βk 為迴歸式之係數； X kit 為. i 樣本在第 t 期之第 k 個解釋變數；. μi 為截距之誤差項， E( μ i ) = 0 ， Var(μi ) = σ u2 ；. ε it 為隨機誤差項， E(ε it ) = 0 ， Var(ε it ) = σ 2 。. 二、模型之選取. (一) 最小平方法模型與固定效果模型之選擇 19.

(28) 最小平方法模型與固定效果模型之選擇準則，可使用 F-test 檢定判斷固定效果其固定截距項之間是否相等，以了解各橫斷面是否具有相異的特質，其檢定方法如下： ⎧ H 0 : β 01 = β 02 = ... = β 0 N ⎨ ⎩ H A : β 0 i 不全相等. H 0 表示所有個體截距項相等，並無個別效果， H A 表示所有個體截距項不全相等，而有個別效果產生。F 統計量的分配是屬於自由度為 N-1 及 NT-N-K 之. F 分配。統計量可表示如下：. F=. ( SSE R -SSEU ) /N-1 ~F ( N-1,NT-N-K-1) , SSEU / [ NT-( N + K-1)]. 其中， SSE R 為 H 0 為真時之誤差平方和； SSEU. 為 H A 為真時之誤差平方和；. N 為橫斷面個體的個數；T 為時間數列的期數； K 為迴歸解釋變數之個數。若檢定結果拒絕虛無假設 ( H 0 ) ，則採用固定效果模型；反之，則採用最小平方法模型較佳。. (二) 最小平方法模型與隨機效果模型之選擇最小平方法模型與隨機效果模型之選擇準則，可使用 LM （ Lagrange. multiplier）-test 檢定判斷截距項是否有隨機特性，以了解各橫斷面個體間是否具有不同的特質，其檢定方法如下：. 20.

(29) 2 ⎧⎪ H ： 0 σβ = 0 ⎨ 2 ⎪⎩ H A： σ β > 0. H 0 表示截距項不是隨機變數，為一固定參數， H A 表示截距項為隨機變數。LM 統計量的分配是屬於自由度為 1 之卡方分配。統計量可表示如下： 2. 2 ⎡ N ⎛ T ⎞ ⎤ ⎢ ∑ ⎜ ∑ eit ⎟ ⎥ NT ⎢ i =1 ⎝ t =1 ⎠ ⎥ LM = -1 ~χ 2 (1) , ⎥ 2(T-1) ⎢ N T 2 ⎥ ⎢ ∑∑ eit ⎥⎦ ⎢⎣ i =1 t =1. 其中，. N 為橫斷面個體的個數； T 為時間數列的期數； eit. 為最小平方法模型之殘差。. 若檢定結果拒絕虛無假設 ( H 0 ) ，則採用隨機效果模型；反之，則採用最小平方法模型較佳。. (三) 固定效果模型與隨機效果模型之選擇在縱橫資料分析上，固定效果模型與隨機效果模型之判斷選取，最常使用的是 Hausman-test，即根據截距項與解釋變數間的關係，檢視截距項與解釋變數間的相關性。若隨機效果模型 ( β0i ) 與解釋變數 ( X kit ) 不具有相關性，使得固定效果模型估計量 b 為一致但不具有效性，而隨機效果模型之迴歸估計量 βˆ 為一致且為有效的，故應採用隨機效果模型；若隨機效果模型 ( β0i ) 與解釋變數 ( X kit ) 具有相關性，此時，固定效果模型之迴歸估計量 b 為一致且有效性，但造成隨機效果模型之迴歸估計量 βˆ 產生偏誤且非一致性，故應採用固定效果模型。依據 21.

(30) Hausman-test 檢定 β0i 與 X kit 是否具有相關性，其虛無假設 H 0 與對立假設 H A 分別表示如下： ⎧⎪ H 0 : E ( β0i X 1it ,...,X kit ) = β0 ⎨ ⎪⎩ H A : E ( β0i X 1it ,...,X kit ) ≠ β0. H 0 表示 β0i 與 X kit 為統計無關， H A 表示 β0i 與 X kit 為統計相依。Hausman-test 為自由度為 K 的卡方分配，是以 Wald-test 之 W 檢定統計量來判斷 β0i 與 X kit 是否為統計相關。統計量可表示如下： W = ( b- βˆ )' [Var ( b ) -Var ( βˆ )] -1 ( b- βˆ ) ~ χ (2K ) ,. 其中， b 為固定效果模型之估計式； βˆ 為隨機效果模型之估計式； Var (b ) 為固定效果模型之共變異數矩陣； Var ( βˆ ). 為隨機效果模型之共變異數矩陣。. 若檢定結果拒絕虛無假設 ( H 0 ) ，則採用固定效果模型；反之，則 β0i 與 X kit 具有獨立性，採用隨機效果模型較佳。. 三、研究設計本實證模型主要是參照 Black and Strahan（2002）與 Cetorelli and Strahan （2006），使用固定效果模型（Fixed-effects Model），以固定截距項（ α j 或 αi ）表示橫斷面之個別產業（j）或各地區（i）之特性，藉以探討本國銀行業的解除管制及其它金融制度改變對產業結構的影響。我們首先針對全國非金融相關產業 22.

(31) （以下稱為其它產業）之產業別資料進行探討，進一步則針對台灣地區縣市別資料用以檢視金融制度改變對不同行政區域內產業影響之差異。以下，將產業別與行政地區（縣市）別之模型分述如下。. (ㄧ) 產業別之模型 1. 固定效果模型： ln(Y jt ) = α0 + α j + αt + β1deregt + β2 ln(indll jt ) + β3 ln(inddd jt ) + β4 ln(hhillt ) + β5 ln(avbkaat ) + ε jt .. 2. 隨機效果模型： ln (Y jt ) = α 0 + α t + β1 dereg t + β 2 ln (indll jt ) + β3 ln (inddd jt ) + β 4 ln (hhill t ) + β5 ln (avbkaat ) + μ j + ε jt .. 其中，. Y jt ﹕為第 j 產業在 t 期之規模大小。若以企業總家數計算，單位為家，若以大型規模企業總家數計算，單位為家，若以中小型企業總家數計算，單位為家，若以新創立企業總家數計算，單位為家，若以新創立企業資本額計算，單位為百萬元，當期價格國內各業生產毛額，單位為百萬元； t 為研究期間，自 1982 年至 2005 年；. α0 ﹕為截距項；. α j ﹕為代表 j 產業特性之截距項； j 為非金融相關產業別，產業別分為農林漁牧業、礦業及土石採取業、製造業、水電燃氣業、營造業、批發零售及住宿餐旅業和運輸倉儲及通信業等 7 種主要產業別；. αt ：為代表第 t 年特性之截距項；. 23.

(32) dereg t ：為開放新銀行設立的虛擬變數，1991 年以後設為 1，其餘為 0； indll jt ︰為本國銀行業在第 t 期對第 j 產業的放款總額，單位為新台幣百萬元；. inddd jt ：為本國銀行業在第 t 期由第 j 產業的存款總額，單位為新台幣百萬元；. hhillt ︰為本國銀行在第 t 期之放款集中度，亦即計算本國個別銀行之年底放款總額除以全銀行業年底放款總額所得百分比之平方加總而成；. avbkaa t ﹕ 為本國銀行在第 t 期的平均資產總額，亦即計算本國銀行業之資產總額除以本國銀行總行家數，單位為新台幣百萬元；. μi ：為截距之隨機誤差項； ε jt ﹕為隨機誤差項。. (二) 行政地區（縣市）別之模型 1. 固定效果模型：. ln (Yijt ) = α0 + αi + α j + αt + β1dereg t + β2 ln (indll jt ) + β3 ln (inddd jt ) + β4 ln (hhillt ) + β5 ln (avbkaat ) + β6 ln (l_avreceiptit ) + β7 ln (l_popit ) + β8 region1i + β9 region 2i + β10 region3i + εijt . 2. 隨機效果模型：. ln (Yijt ) = α 0 + α j + α t + β1 dereg t + β 2 ln (indll jt ) + β 3 ln (inddd jt ) + β 4 ln (hhill t ) + β 5 ln (avbkaa t ) + β 6 ln (l_avreceipt it ) + β 7 ln (l_pop it ) + β8 region1i + β 9 region 2 i + β10 region3i + μ i + ε ijt . 其中， 24.

(33) Yijt ﹕為 i 縣市 j 產業在第 t 期之規模大小。若以商業登記家數計算，單位為家，若以商業登記資本額計算，單位為百萬元；t 為研究期間，自 1982 年至 2005 年；. α 0 ﹕為截距項； αi ﹕. 為代表台灣地區各縣市不同特性之截距項，縣市別（ i ）共有台北縣、宜蘭縣、桃園縣、新竹縣、苗栗縣、台中縣、彰化縣、南投縣、雲林縣、嘉義縣、台南縣、高雄縣、屏東縣、台東縣、花蓮縣、基隆市、新竹市、台中市、嘉義市、台南市、台北市和高雄市等 22 個台灣地區縣市別；. l_avreceip tit ：為 i 縣市在第 t 期的平均每戶家庭之經常性所得，單位為新台幣元；. l_pop. it. ：為 i 縣市在第 t 期的人口數，單位為人；. region 1i ：為台灣地區別的虛擬變數，台灣地區北部地區設為 1，其餘 0，. 北部地區包含台北縣、宜蘭縣、桃園縣、新竹縣、基隆市、新竹市和台北市等 7 個縣市； region 2 i ：為台灣地區別的虛擬變數，台灣地區中部地區設為 1，其餘 0，. 中部地區包含苗栗縣、台中縣、彰化縣、南投縣、雲林縣和台中市等 6 個縣市； region 3 i ：為台灣地區別的虛擬變數，台灣地區南部地區設為 1，其餘 0，. 南部地區包含嘉義縣、台南市、高雄縣、屏東縣、嘉義市、台南市和高雄市等 7 個縣市；. μi ：為截距之隨機誤差項； 25.

(34) εijt ：為隨機誤差項；其它 α j 、 αt 、 dereg t 、 indll. ji. 、 inddd jt 、 hhill t 、. avbkaa t 等變數如方程式 (1) 之說明。. 第二節實證資料之選取本研究主要研究探討銀行業市場金融自由化之後，解除管制前後對產業體質規模之影響。資料來源取自於經濟部統計處「中華民國台灣區經濟統計年報」、中央銀行金融業務檢查處「金融機構重要業務統計表」、行政院主計處的統計資料庫和各縣市之統計要覽的歷年資料，研究以 1982 年至 2005 年為研究期間，並依據民國 95 年 5 月中華民國行業標準分類（第 8 次修訂）不包含金融等相關產業，採取農林漁牧業、礦業及土石採取業、製造業、水電燃氣業、營造業、批發零售及住宿餐旅和運輸倉儲及通信業等 7 種產業別進行討論研究。本研究首先針對七種台灣地區主要產業分類，進行探討研究。其次，根據該初步結果，再進一步針對台灣地區各別縣市之主要產業進行深入研究。. ㄧ、產業成長與結構本研究以非金融相關產業的企業總家數、或大型規模企業總家數、或中小型規模企業總家數、或新創立企業總家數、或新創立企業登記資本額以及當期價格計算下國內各業生產毛額作為產業成長與結構指標變數（參閱 Black and. Strahan, 2002；Bonaccorsi Di Patti and Dell’Ariccia, 2004; Cetorelli, 2004）。6 在. 6. 依據行政院主計處之定義，所謂企業單位是指以一個場所或多個場所結合成一個事業單位，從事一種或多種經濟活動，自行決定經營方針、資金運用等，備有經營帳簿，並自負盈虧者，視為一個企業單位。依據商業登記法之規定，所謂商業指以營利為目的，以獨資或合夥方式經營之事業。依據經濟部民國 94 年 7 月新修正公佈之「中小企業認定標準」，所稱中小企業係指依法辦理公司登記或商業登記，並合於下列標準之事業：1.礦業及土石採取業、製造業、營造業之實收資本額在新台幣八千萬元以下者；或經常僱用員工數未滿兩百人者。2.農林漁牧業、水 26.

(35) 縣市別方面，本研究則以商業登記家數、或商業登記資本額以及工廠登記家數作為指標變數。其原始資料取自於經濟部統計處「中華民國台灣區經濟統計年報」、行政院主計處的統計資料庫和各縣市之統計要覽的歷年資料。. 二、國內銀行業解除管制台灣在 1991 年至 1992 年期間開放新銀行設立，並且陸續的解除及鬆綁金融管制措施，如開放新銀行設立、增設新分行、金融機構的改制和放寬授信標準等開放銀行業之競爭，另一方面，政府通過金融機構合併法和金融控股公司法等制度，降低了新設立銀行的門檻。依據 Black and Strahan（2002）在美國市場的研究發現，政府開放新銀行之設立後，銀行業的解除管制使新創廠商家數增加。. Cetorelli and Strahan（2006）針對美國市場的研究中，認為准許跨洲際設立之管制鬆綁後，會使員工人數減少及企業家數增加。而對小型規模廠商而言，銀行業的競爭使得較小型規模廠商的分布率提高且廠商家數增加，然而對大型規模廠商、Cetorelli and Strahan 則沒有顯著的影響。本研究擬參照 Black and Strahan（2002）（2006）和 Carlson and Mitchener（2006）的方式，進行研究設計。以一虛擬解釋變數作為代表銀行業是否解除管制，研究中以 1991 年為分界，在 1991 年之前為銀行業管制階段，在 1991 年以後為銀行業解除管制階段。. 三、市場集中度銀行業解除管制之後，原屬於區域性金融機構開始可以跨縣市設置營運據點，本國銀行總行與分支機構家數持續增加，銀行受理相關業務擴大。此外，銀電燃氣業、批發零售及餐飲業、運輸、倉儲及通信業、金融保險不動產業、工商服務業、社會服務及個人服務業等業別前一年營業額在新台幣一億元以下者；或經常僱用員工數未滿五十人者。 27.

(36) 行業解除管制將改變銀行業市場集中度，本研究參考邱永和與陳玉涓（2004），計算銀行業放款集中度為市場集中度之衡量指標，係採用賀芬達－賀西曼指數法（Herfindahl-Hirschman Index, HHI），計算本國銀行（即本國一般銀行和中小企業銀行）在各年度的放款集中度。放款集中度公式如下： N. DEPHHIb = ∑ ( Sb ×100) 2 , b =1. 其中， S b 為本國個別 b 銀行在市場的存款佔有率。放款市場佔有率為將本國個別銀行之放款總額除以本國銀行放款總額加總。因此，該指數為本國各銀行放款總額的放款佔有率之平方加總，若值愈大，表示市場愈集中；相反地，該值愈小，表示市場愈分散。各銀行放款之原始資料取自於中央銀行金融業務檢查處「金融機構重要業務統計表」的歷年資料。. 四、銀行規模銀行業規模的改變對廠商成長之影響，根據 Jackson and Thomas（1995）的研究發現，當銀行業規模增加時，新創廠商和年輕廠商的員工人數明顯減少。. Strahan and Weston（1998）認為，小型規模廠商的每一單位資產的貸款（貸款對總資產比）隨著銀行的規模增加而下降，以及小型規模銀行的合併會使小型規模廠商的融資增加。而 Jayaratne and Wolken（1999）提出小型規模廠商對銀行的融資額度有顯著的負向關係，他們認為銀行合併使得小型規模銀行家數減少，對小型規模廠商的融資額度有明顯的正面影響。. Black and Strahan（2002）與 Wall（2004）則發現銀行業之合併與小型規模銀行家數減少時，會使新創立廠商家數增加。因此，本研究將參考 Jackson and 28.

(37) Thomas （1995）、Strahan and Weston（1998）、Jayaratne and Wolken（1999）、Black and Strahan（2002）與 Wall（2004）的方式，以本國銀行平均資產總額作為銀行規模指標變數。本國銀行之資產總額和本國銀行總行家數之原始資料取自於中央銀行金融業務檢查處「金融機構重要業務統計表」的歷年資料。. 五、本國銀行對產業之存款及放款金融機構在市場上扮演著資金需求與供給者之重要角色，金融機構之健全與否攸關著企業的經營成長。根據 Shen and Wang（2005）的研究發現，自 1992 年至 2000 年的本國公民營企業依賴外部財務融通約佔 60%，其中從金融機構借款約佔 40%，可見國內廠商依賴金融機構外部融通的重要性。7 Diamond（1984）提出透過增加監督企業的專業能力和減少監督成本來降低對企業的資訊不對稱的問題，藉此不但可以增加銀行對企業的放款額度和降低企業的融資成本額，改善融資限制的問題。因此，本研究採取本國銀行對個別產業的存款與放款總額，進行實證研究。本國銀行對產業放款總額與存款總額之原始資料取自於中央銀行金融業務檢查處「金融機構重要業務統計表」的歷年資料。. 六、人口數與經常性所得人口數與家庭所得的多寡會影響地區性商業活動。依據 Black and Strahan （2002）的研究發現，當個人所得成長隨著時間增加時，新創立廠商家數也會隨著增加。據此，本研究參照 Black and Strahan（2002）的方式，以家庭經常性收入與人口數為產業需求面之變數，藉以探討台灣地區各縣市之平均每戶家庭經常. 7. Shen and Wang（2005）指出台灣公民營企業的主要外部財務融通方式包含借款來自金融機構、借款來自非金融機構、從國外借款、商業本票與銀行承兌匯票、公司債和國外投資組合等。 29.

(38) 性收入與人口數的改變，是否會對各縣市之商業活動產生影響。8 台灣地區各縣市人口數和平均每戶家庭經常性收入之原始資料取自於各縣市之統計要覽的歷年資料。. 8. 依據行政院主計處之平均每戶經常性收入（元／戶）定義：平均每一戶之經常性收入總額。經常性收入=基本所得＋自用住宅及其他營建物設算租金（含折舊）＋移轉收入＋雜項收入。 30.

(39) 第四章實證結果分析本文以下分別以全國產業別及行政地區（縣市）別之資料，針對國內銀行業管制政策鬆綁後，銀行業競爭對其它產業規模之實證結果進行討論。. 第一節全國產業別之實證結果表 3 節錄銀行業競爭對其他產業之企業家數及不同企業規模之影響，表 4 則節錄銀行業競爭對新創立企業數及其資本額與個別產業國內生產毛額之影響，以下我們將依個別實證結果分別討論之。. ㄧ、各產業之企業家數針對銀行業競爭對各產業企業家數之影響，本研究採最小平方法模型並以虛擬變數控制各產業之差異。表 3 左邊第一欄位呈現銀行業競爭對國內各產業整體企業家數（ind_bs）之影響。從其結果得知代表本國銀行業解除管制之虛擬變數（ dereg ）估計值為. 0.213，意謂著銀行業開放競爭對整體企業家數有正相關，然而其效果在統計上並不顯著。當針對不同規模大小之企業分別觀察時，將發現銀行業的開放競爭對大型（large_bs）及中小型規模企業（sm_bs）的影響呈現明顯地差異。表 3 左邊第二欄位的虛擬變數（dereg）估計值為 0.425，且呈現統計上 5%的顯著水準，意謂著銀行業開放競爭及管制政策的解除綁明顯地對大型規模企業家數有正面的影響。表 3 最右邊欄位的虛擬變數（dereg）估計值為 0.218，表示銀行業的開放對中小型規模企業家數有正相關，但相對於大型規模企業而言，影響程度大約一半。. 31.

(40) 本國銀行之產業存放款總額對企業家數之影響可由變數 indll 與 inddd 對數值的估計量所呈現。一般而言，企業可能會藉由對外財務融通來成立或進行擴廠等，在此一情形下，本國銀行對產業放款增加對整體企業家數增加會有正面影響。表 3 左邊第一欄位的 indll 對數值的估計值為 0.095，顯示產業整體之企業家數與本國銀行對該產業放款有正相關，但該效果在統計上並不顯著。另外，就大型及中小型規模企業而言，表 3 左邊第二欄位及最右邊欄位的本國銀行對產業的放款估計值分別為 0.294 和 0.095，顯示本國銀行之產業放款與大型規模和中小型規模企業家數有正相關，其中對大型規模企業家數呈現統計上 5%的顯著水準。相對地，個別投資者或企業若認為應在現有規模下穩健經營、適度停止企業規模擴張、甚或退出市場以保有較多的現金存款部位等，此一情形下產業整體之企業家數與本國銀行對該產業存款呈現負相關。從左邊第一欄位 inddd 對數值的估計值為-0.395，意謂著產業之整體企業家數與本國銀行收受該產業之存款為負相關，且在統計上具 5%的顯著水準。左邊第二欄位及最右邊欄位的本國銀行之產業的存款估計值分別為-0.297 和-0.442，且呈現統計上 5%的顯著水準，意謂著不管企業之規模大小如何，當企業保有較多的現金存款部位時，對整體企業家數均呈現統計上顯著的負相關。銀行業市場集中度影響企業家數之情形可由變數 hhill 對數值的估計量所呈現。表 3 左邊第一欄位的銀行業市場集中度估計值為-0.957，且呈現統計上 5% 的顯著水準，意謂著銀行業市場集中度較高（亦即銀行業市場獨占力愈高）時，整體企業的家數較少，相反地，市場集中度愈低，本國銀行業市場競爭愈激烈，整體企業的家數較多。從不同的規模企業來看，表 3 左邊第二欄位呈現銀行業市場集中度（hhill）對數值的估計值為 0.893，且呈現統計上 5%的顯著水準，意謂. 32.

(41) 著高銀行業市場集中度對大型規模企業家數的增加有正面影響，然而表 3 最右邊欄位顯示銀行業市場集中度（hhill）對數值的估計值為-1.020，且呈現統計上 5% 的顯著水準，表示銀行業市場集中度對中小型規模企業家數的增加高度負相關，亦即，市場集中度愈低，本國銀行業市場競爭愈激烈，中小型規模企業的家數愈多。由於銀行業者提供其它行業相關之金融服務，銀行業規模較大，可提供其它產業服務的質量較多，因此各產業的整體企業家數應較多。觀察本國銀行業之平均資產規模而言，表 3 左邊第一欄位的本國銀行業之平均資產（avbkaa）對數值的估計值為 0.205，顯示本國銀行業平均資產總額對整體企業家數較高，企業家數較多。然而其效果在統計上僅呈現接近 10%的顯著水準。另外，表 3 左邊第二欄位及最右邊欄位顯示本國銀行業平均資產（avbkaa）對數值的估計值為 0.542 和 0.240，且分別呈現統計上 5%及 10%的顯著水準，顯示本國銀行業的平均資產規模分別對大型規模和中小型規模的企業家數有顯著正相關，其中，對大型規模企業家數之影響更為明顯。表 3 左邊第一欄位代表製造業（industry3）和代表批發零售及住宿餐旅業（industry6）之估計值分別為 2.013 與 3.358，相對地，代表水電燃氣業（industry4）之估計值為-5.375，三者之估計值皆呈現統計上 5%的顯著水準。意謂著在其他情形不變下，製造業和批發零售及住宿餐旅業之企業家數明顯高於其它產業之企業家數，而水電燃氣業卻明顯低於其它產業。另外，從各產業之大型規模和中小型規模之企業家數來看，也有相似的結果。. 33.

(42) 二、各產業之新創立企業針對銀行業競爭對各產業之新創立企業之影響，本研究採最小平方法模型並以虛擬變數控制各產業之差異。表 4 左邊第一及第二欄位呈現銀行業競爭對國內各產業新創立企業家數（new_bs）及其資本額（new_bsk）之影響。其中，本國銀行業解除管制之虛擬變數（dereg）估計值分別為 0.324 和 0.633，且 dereg 在產業新創立企業資本額的估計值具統計上 5%的顯著水準。意謂著銀行業開放競爭對各產業新創立企業家數及其資本額有正相關，此一結果與 Black and Strahan（2002）、Cetorelli（2004）和 Wall（2004）之實證結果相似。本國銀行之產業存放款總額對各產業新創立企業家數及其資本額之影響可由變數 indll 與 inddd 對數值的估計值所呈現。一般而言，企業可能會藉由對外尋求財務融通來進行水平性或垂直性的業務擴張，此一情形下本國銀行對產業放款之增加對各產業新創立企業家數及其資本額之增加會有正面影響。表 4 左邊第一欄位 indll 對數值的估計值為 0.089，顯示各產業新創立企業家數與本國銀行對該產業放款總額有正相關，但該效果在統計上並不顯著。就新創立企業資本額而言，表 4 左邊第二欄位的本國銀行對產業的放款估計值分別為 0.278，且呈現統計上 10%的顯著水準，顯示本國銀行之產業放款與各產業新創立企業資本額有正相關。整體銀行體系若有較高之存款部位，將可使資金取得的成本相對較低，個別投資或企業因而可能會較有意願另外新設企業與機構以進行業務擴張，此列情形下，各產業新創立企業家數及其資本額與該產業在整體銀行業之存款將呈現正相關。從左邊第一與第二欄位 inddd 對數值的估計值為 0.629 宇 0.920，且呈現統. 34.

(43) 計上 5%的顯著水準，意謂著各產業新創立企業家數與其資本額明顯和整體銀行業收受該產業愈多的存款而愈多。銀行業市場集中度影響各產業新創立企業家數及其資本額之情形可由變數. hhill 對數值的估計量所呈現。表 4 左邊第一及第二欄位的銀行業市場集中度估計值分別為 1.511 和 4.897，且均呈現統計上 5%的顯著水準，意謂著銀行業市場集中度較高（亦即銀行業市場獨占力愈高）時，各產業新創立企業家數及其資本額較多，相反地，市場集中度愈低，本國銀行業市場競爭愈激烈，各產業新創立企業家數及其資本額較少，此結果與 Black and Strahan（2002）及 Wall（2004）的實證結果不同。一般而言，整體銀行業規模較大，可提供其它產業服務的質量較多，因此各產業新創立企業家數及其資本額應較多。根據 Black and Strahan（2002）及. Wall（2004）針對美國銀行業之實證結果，當整體銀行業資產總額愈高，新創立企業家數則愈多。然而，根據本研究所觀察到本國銀行業之平均資產規模對新創立企業之影響，與他們的結果顯有不同。表 4 左邊第一及第二欄位本國銀行業平均資產（avbkaa）對數值的估計值分別為-0.005 和 0.357，且該效果在統計上均不顯著，意謂著本國銀行業的平均資產規模大小對新創立企業家數及其資本額並無統計上顯著之影響。表 4 左邊第一欄位代表營造業（industry5）和代表批發零售及住宿餐旅業（industry6）之估計值分別為 0.875 與 1.904，代表水電燃氣業（industry4）之估計值為-1.207，三者之估計值皆呈現統計上 5%的顯著水準。意謂著在其他情形不變下，營造業和批發零售及住宿餐旅業之新創立企業家數明顯高於其它產業之新創立企業家數，而水電燃氣業卻明顯低於其它產業。而表 4 左邊第二欄位代表. 35.

(44) 農林漁牧業（industry1）和代表礦業及土石採取業（industry2）之估計值分別為 0.350 與.1.179，但其效果在統計上並不顯著。相對地，代表水電燃氣業（industry4）之估計值為-0.982，且呈現統計上 5%的顯著水準，意謂著在其他情形不變下，水電燃氣業之產業新創立企業資本額明顯低於其它產業之產業新創立企業資本額。. 三、各產業之國內生產毛額針對銀行業競爭對各產業之國內生產毛額之影響，本研究採最小平方法模型並以虛擬變數控制各產業之差異，以及隨機效果模型共同呈現。表 4 最右邊欄位呈現銀行業競爭對各產業國內生產毛額（ind_gnp）之影響。從其結果得知，代表本國銀行業解除管制之虛擬變數（dereg）估計值為 0.127，且呈現統計上 5%的顯著水準，意謂著銀行業開放競爭及管制政策的解除，明顯地對各產業國內生產毛額有正面的影響。本國銀行之產業存放款總額對各產業國內生產毛額之影響分別可由變數 indll 與 inddd 對數值的估計量所呈現。表 4 最右邊欄位 indll 對數值的估計值為 0.285，且呈現統計上 5%的顯著水準，顯示各產業國內生產毛額與本國銀行對該產業放款有正相關。而表 4 最右邊欄位 inddd 對數值的估計值為 0.144，且在統計上具 5%的顯著水準，意謂著當企業保有較高的現金存款部位時，各產業國內生產毛額較多，兩者呈現統計上顯著的正相關。銀行業市場集中度影響各產業國內生產毛額之情形可由變數 hhill 對數值的估計量所呈現。從表 4 最右邊欄位的銀行業市場集中度估計值為-0.072，但其效果在統計上並不顯著。由於銀行業者提供其它行業相關之金融服務，銀行業規模較大，可提供其它產業服務的質量較多，因此各產業國內生產毛額應較多。觀察本國銀. 36.

(45) 行業之平均資產規模而言，表 4 最右邊欄位的本國銀行業之平均資產（avbkaa）對數值的估計值為 0.106，且呈現統計上 5%的顯著水準，顯示本國銀行業平均資產總額對各產業國內生產毛額較高，各產業國內生產毛額則愈高。. 第二節行政地區（縣市）別之實證結果針對銀行業競爭對各縣市產業別商業登記家數之影響，本研究採最小平方法模型並以虛擬變數控制各產業之差異，以及固定效果模型共同呈現。. ㄧ、商業登記家數與商業登記資本額由於商業登記的範圍相較於公司登記的範圍廣泛，另台北市統計要覽並無提供以產業別之公司登記資料，因而本文在縣市別之實證研究將使用產業別之商業登記家數（locomm）及其資本額（locomk）進行探討。表 5 最左邊欄位呈現銀行業競爭對各縣市產業別商業登記家數之影響。從最左邊欄位之結果得知，代表本國銀行業解除管制之虛擬變數（dereg）估計值為 0.232，且呈現統計上 5%的顯著水準，意謂著銀行業開放競爭對各縣市產業別之商業登記家數的增加有顯著地正相關。然而，表 5 最右邊欄位本國銀行業解除管制之虛擬變數（dereg）估計值為 0.129，表示銀行業開放競爭對各縣市產業別之商業登記資本額的增加有正相關，但其效果在統計上並不顯著。若觀察本國銀行對產業之存放款對各縣市產業別商業登記之影響，表 5 中本國銀行對產業放款（indll）對數值的估計值分別為-0.119 和-0.117，且呈現統計上 5%的顯著水準，顯示各縣市產業別商業登記家數及其資本額與本國銀行對產業之放款總額有負相關。本國銀行之產業存款（inddd）估計值分別為-0.239 和 0.075，其中各縣市. 37.

(46) 產業別之商業登記家數所顯示之 inddd 對數值的估計值呈現統計上 5%地顯著水準，亦即本國銀行對產業之存款總額對各縣市產業別商業登記家數之增加，有顯著地負相關。就本國銀行業市場集中度而言，表 5 之銀行業市場集中度（hhill）對數值的估計值分別為-0.471 和-1.171，且呈現統計上 5%的顯著水準，表示銀行業市場集中度愈高（低），各縣市產業別之商業登記家數及其資本額愈低（高）。銀行業市場集中度愈低表示市場相對較為競爭，此一情況下對地區性的商業活動有正面幫助。表 5 本國銀行業平均資產總額（avbkaa）對數值的估計值分別為 0.423 和 0.279，且呈現統計上 5%的顯著水準，顯示本國銀行業平均規模愈大對各縣市產. 業之商業登記家數及其資本額的增加有正面影響。另外，考量各縣市別之差異下，同一行政區域內製造業（industry3）和批發零售及住宿餐旅業（industry6）之商業登記家數相對於運輸倉儲及通信業之商業登記家數明顯較多，並呈現統計上. 5%的顯著水準。就產業別之產業商業登記資本額而言，製造業（industry3）和批發零售及住宿餐旅業（industry6）之商業登記資本額亦相對於運輸倉儲及通信業之商業登記資本額較多，批發零售及住宿餐旅業（industry6）的估計值並呈現統計上 5% 的顯著水準。相同類別的產業在台灣各主要區域之商業活動在本研究中呈現明顯之差異。表 5 左邊第一欄位代表台灣北部地區（region1）和中部地區（region2）相對於東部地區之虛擬變數估計值分別為 0.248 和 0.372，且均呈現統計上 5%的顯著水準，意謂著北部和中部地區相對於東部地區之商業登記家數明顯較多。但南部地區（region3）相對於東部區域之商業登記家數虛擬變數估計值為 0.079，雖然南部地區相對於東部地區之商業登記家數仍較多，但其效果在統計上並不顯著。. 38.