市场份额论文范文

第一篇：市场份额论文范文

国际四大的市场份额与其审计质量的关系研究

摘要：国际四大会计师事务所进入我国审计市场以来，其对我国民间审计产生了深刻的影响，市场份额不断扩大。是什么为四大赢得了高市场份额？审计质量的高低是否能够解释四大的高市场份额呢？来自A股上市公司的经验证据表明，并非如此，四大在我国审计市场并不具有质量优势，与非四大审计质量的差异并不能解释四大的高市场份额。

关键词：市场份额 审计质量 盈余管理

一、引言

国际四大在我国审计市场已经具有较强控制力和影响力，其客户资源的质量总体上优于非四大。因此，我们有必要将审计市场按照四大和非四大市场进行细分研究以深化认识。

市场份额的高低代表着事务所经营业绩的好坏，是众多因素综合作用的结果，如审计质量、审计收费、行业专长、品牌声誉等。而在这众多影响因素中，审计质量是最根本的因素。因此，本文从审计质量的角度进行分析，探讨四大的高市场份额与审计质量的关系。

二、文献回顾

根据审计需求理论，审计师通过签发审计报告向报表使用者提供的审计服务应能提高财务报表的可信度。我国2006年颁布的新审计准则亦规定财务报表审计的目标是：审计师通过执行审计工作，对财务报表的合法性、公允性发表审计意见以提高财务报表的可信度。因此，审计质量越高，审计师向报表使用者提供的保证程度就越高，审计服务就越值得信赖，这一方面提高了审计师的品牌声誉，也能够不断扩大其市场份额。

我国现行制度环境下，对独立审计的需求不足，特别是对高质量审计的需求，管理层聘任审计师更多的是出于监管要求。基于监管压力及市场压力，管理层更倾向于选择独立性不高的审计师来配合其“购买审计意见”，这就导致审计质量高的事务所并不受市场欢迎，其市场份额反而下降。李树华（2000）在分析我国制度环境的基础上，研究我国独立审计准则的颁布实施对审计市场的影响。结果表明，随着审计市场独立性的提高，代表着高质量审计的四大会计师事务所，其市场份额呈现下降的趋势，造成审计市场与审计质量的背离。吴溪（2001）考察了1997-1999年我国审计市场集中度和审计师独立性的关系，得出结论：伴随着我国审计市场监管约束的加强及审计独立性的提高，我国审计市场中高级差事务所的市场份额在1997年-1999年呈逐年下降趋势。

刘明辉（2003）等人研究了审计市场集中度对审计质量的影响，结果表明我国审计市场集中度与审计质量之间呈现倒U型的函数关系，即审计质量随着市场集中度的提高先提高，达到一定程度后下降。刘桂良（2008）的研究表明，审计市场集中度与审计质量呈正相关关系，即集中度越高，审计市场越有效，审计质量越高。

以上研究丰富了我们关于审计市场和审计质量关系的认识，从不同角度印证了二者之间存在的联系。从整体上研究审计市场固然重要，但是分四大和非四大的细分市场研究将为我们提供关于该市场的更多深刻的认识。

三、研究假设

四大是高质量审计的代表，其品牌声誉和职业规范都较优。按照审计需求理论，四大的高质量审计应能解释其高市场份额，并且是其博取高市场份额的主要因素。然而，我国现行制度环境下，真正高质量审计的事务所并不一定受市场青睐，其市场份额很难不断增长并在市场占据显著的竞争优势。

这些看似合理的悖论给我们提出一个问题：四大的审计质量是否高于非四大？四大的高市场份额是否真正源于其高审计质量？为此，本文比较了四大和非四大的审计质量来寻求答案。如果四大的审计质量真正高于非四大，那么可以说我国的审计市场是有效率的，市场更加认可高质量审计的事务所，高质量审计能够为事务所博取高市场份额；如果四大的审计质量并不真正高于非四大，那么，我们并不能按照审计需求理论来解释我国审计市场中四大的高市场份额，四大的高市场份额必定是由于审计质量外的其他因素所致。为此，本文提出如下假设：H0 ：四大的审计质量显著高于非四大。

关于四大和非四大的审计质量的比较，学术研究层出不穷，然而结论不一。刘峰、许菲（2002）的研究认为，在我国目前需求相对无效的市场环境下，低法律风险必然导致低审计质量。因此，以四大为代表的国际知名会计师事务所会根据我国相对低的执业风险来降低其审计质量。以签发非标意见的概率作为审计质量的替代变量，刘峰（2007）、刘运国、麦剑青（2006）和方军雄（2004）的研究均表明，四大与非四大的审计质量并不存在着显著的差异。以抑制盈余管理的能力来衡量审计质量，吴水澎、李奇凤（2006）和陈关亭、兰凌（2004）的研究表明，四大的审计质量显著高于非四大。

这些研究结论的不一致主要源于对审计质量的度量方法不同。本文以客户公司经审计的报表中盈余管理的程度来衡量审计质量，盈余管理的程度越高审计质量越低，反之越高。以操控性应计利润来度量盈余管理，在前人研究的基础上，本文对该度量方法作出如下改进：（1）采用周铁等人（2006）的研究对修正后的Jones模型再修正，使得对操控性应计利润的估计更可靠。（2）按照审计意见类型，将样本再细分为收到标准意见客户样本和收到非标意见客户样本。具体见表1。

对四大和非四大审计质量的比较，以往研究就是通过比较样本A和B的盈余管理程度得出结论，但将aⅡ和bⅡ 纳入比较范围是没有意义的，因为审计师已经通过发表非标意见向审计报告使用者警示了财务报表中的盈余管理行为，这类报表中的盈余管理程度并不能反映审计质量的高低。aⅠ和bⅠ 样本中的盈余管理才能真正反映审计质量的高低，因为标准意见即意味着经审计后的财务报表得到了审计师和客户公司管理层的一致认同，包括客户公司可能的盈余管理行为。此种样本细分方法在刘峰（2007）等人的研究中有所体现。

将aⅠ和aⅡ （bⅠ和bⅡ）进行比较也将得出有意义的结论。它能告诉我们由四大（非四大）签发的审计意见能否反映客户公司报表中不同程度的盈余管理行为。如果盈余管理程度在样本aⅠ和aⅡ （ bⅠ和bⅡ）间存在显著不同，说明四大（非四大）签发的审计意见具有信息含量，能够区分客户公司不同程度的盈余管理行为，从而在一定程度上证明其审计质量可靠，反之，说明其签发的审计意见不足以识别客户公司不同程度的盈余管理行为，其审计质量不可靠。

四、研究设计

（一） 样本选取

根据吴溪（1999）的研究，境内审计市场和境外审计市场在市场结构、定价模式等方面都呈现出显著的不同，因此本文只研究反映审计市场主体部分的A股市场。本文选取政策法规变动较小、市场较为稳定的2004-2006年作为样本期间，剔除金融保险类及数据不全的A股上市公司作为研究样本，数据取自国泰安研究服务中心及聚源数据库。

（二） 模型设计

本文采用如下截面回归模型来估计操控性应计利润：

CACCi，t/TAi，t=β0 l/TAi，t+β1（△Revi,t-△ARi，t）/TAi，t+β2 PPEi，t/TAi，t+β3 INTi，t /TAi，t+εi，t

其中，CACCi，t代表i公司t期经营性应计利润；△Revi，t代表i公司t期较前期主营业务收入的增加，△ARi，t代表i公司t期较前期应收账款余额的增加；PPEi，t代表i公司t期的固定资产原值；INTi，t 代表i公司t期的无形资产净值+长期待摊费用；TAi，t代表i公司t期的总资产；εi，t代表回归的残差项。

其中，对经营性应计利润的估计，本文采用周铁等（2006）经修正后的应计利润计量模型：

CACCi=PROF_adji- CFOi

其中，CACCi代表i公司当期经营性应计利润；PROF_adj代表i公司当期营业利润+i公司当期收入+i公司当期投资、融资活动财务费用-i公司当期所得税+i公司当期递延税款贷项（减借项）；CFOi代表i公司当期经营活动的现金净流量。

五、实证分析

盈余管理有调高盈余和调低盈余两种操纵方向，为避免盈余管理方向对分析结果的影响，我们取操控性应计利润的绝对值（以下如无特别说明均指操控性应计利润的绝对值，简写为DA）。

从DA的偏度和峰度值判断，该变量不服从正态分布。在下文的实证分析中，我们采用秩和检验代替t检验以避免数据的非正态性造成的分析误差。

表3、表4的秩和检验表明：在2004年，四大的标准意见和非标意见客户报表中的操控性应计利润并无显著差异，p值为0.3139；非四大的标准意见和非标意见客户报表中的操控性应计利润亦无显著差异，p值为0.8970。这说明四大和非四大签发的审计意见均不能区分客户公司报表中不同程度的盈余管理行为，审计质量不可靠。

在2005年，四大的标准意见和非标意见客户报表中的操控性应计利润并无显著差异，p值为0.8446，这说明四大签发的审计意见并不能区分客户报表中不同程度的盈余管理行为，不能为不同质量的财务报表提供合理保证；非四大客户报表中的操控性应计利润在标准意见和非标意见细分客户样本间存在显著差异，p值低于0.0001，这说明非四大签发的审计意见能够区分客户报表中不同程度的盈余管理行为，能够为审计报告使用者提供合理保证。因此，对该年度样本不能支持四大的审计质量高于非四大的审计质量这一假设，经验证据表明非四大的审计质量甚至高于四大的审计质量。

在2006年，四大的标准意见和非标意见客户报表中的操控性应计利润存在显著差异，p值为0.0001；非四大的标准意见和非标意见客户报表中的操控性应计利润亦存在显著差异，p值低于0.0001。这说明，审计师能够通过发表不同的审计意见区分客户报表中存在的不同程度的盈余管理行为以增强财务报表的可信性。

我们再将2004年、2006年中分别由四大和非四大签发的标准意见客户中的操控性应计利润进行比较。

表5的秩和检验表明，在2004年和2006年，分别由四大和非四大签发的标准意见客户中，其报表中的操控性应计利润并无显著差异，p值分别为0.8408和0.1252。也就是说，由四大审计认可的财务报表中的盈余管理程度和由非四大审计认可的报表中的盈余管理程度并无显著差别。因此，对这两年度样本的深入分析，不能支持四大的审计质量高于非四大的审计质量这一假设。

六、研究结论

本文的经验证据不能支持四大的审计质量高于非四大的审计质量，2005年度的数据分析表明非四大的审计质量甚至高于四大的审计质量。因此，四大在我国审计市场并不具有质量优势，四大的高市场份额并不是由于其质量差异。我们可以推断：在我国现行制度环境下，我们尚不能按照审计需求理论来解释四大在审计市场中占据的优势，四大较非四大的竞争优势并不在于其审计质量。

刘峰（2006）的研究表明，审计市场的竞争不是以审计质量为重心的竞争，获取竞争优势的事务所与其是否提供高质量审计之间并不存在必然的联系。在审计市场竞争中扮演战略性角色的是优质客户资源，事务所占有市场上最优质的客户资源才是其实现长期竞争优势的根本。以上分析可能为本文的研究结论提供解释。

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作者：刘思源

第二篇：存款利率市场化对银行存款市场份额的影响

【摘要】本文基于存款利率市场化与银行存款市场份额的关系模型，并以存款利率市场化实现的政策虚拟变量为自变量，利用FGLS方法对16家商业银行2013Q3-2017Q3的非平衡季度面板数据进行回归分析，实证研究存款利率市场化对银行存款市场份额的影响，结果表明：在整体银行存款市场和个人存款市场上，存款利率市场化的实现都对国有商业银行不利，而对股份制商业银行和城市商业银行有利，将导致在这两个存款市场上银行存款从国有商业银行转移至股份制商业银行和城市商业银行，并且转移至股份制商业银行的比例都高于城市商业银行；在企业存款市场上，存款利率市场化的实现对国有商业银行和城市商业银行都不利，只对股份制商业银行有利，将导致企业存款从国有商业银行和城市商业银行转移至股份制商业银行，并且，国有商业银行“流出”的企业存款要多于城市商业银行。

【关键词】存款利率市场化 存款市场份额 FGLS 非平衡面板

一、引言

近年来，虽然银行理财产品等有所发展，但是，由此获得的收益在我国商业银行全部收益中所占的比例仍一直很小，银行盈利的主要来源仍是由吸收存款和发放贷款这种传统的资产负债业务所获得的利差收益。贷款是银行的盈利性资产，充足的贷款发放必须有足够的银行存款作为基础与前提，这使得能否在存款市场份额竞争中占据优势地位，决定着商业银行能否稳健经营与发展。因此，对影响银行业存款市场份额竞争的因素进行研究，意义重大。

目前，许多学者基于定性分析认为，不同类型的商业银行在存款市场上存在着不公平竞争（Soussa，2000），尤其是在我国，相对于其他类型的银行，国有商业银行的规模较大，“大而不倒”使得国有商业银行能够享受到较多的政策和国家信用的支持（张杰，2003），导致存款市场份额竞争能力很强，因此，资产规模是影响银行存款市场份额竞争的重要因素。

而在实证分析方面，梁媛和余翊华（2006）基于10家商业银行2000 ～2004年的数据，从微观层面上研究了影响商业银行存款市场份额的因素，结果发现分支机构对于银行市场份额具有重要影响，国有商业银行由于分支机构众多，使得其市场份额高于股份制银行。徐艺和李静婷（2015）基于15家商业银行2009Q1-2012Q4的季度数据，研究了存款保险对银行业存款结构的影响，结果发现，从存款市场份额提高的角度来看，中国建立存款保险制度只对国有商业银行有利，而对股份制银行及城市商业银行则非常不利。

而存款利率的市场化对银行存款市场份额竞争也具有重要影响。这是因为，影响银行存款市场份额竞争能力的根本因素主要有两个：一个是银行提供的存款利率，对于提供存款利率越高的银行，其对存款人的吸引力越大，存款人越愿意将存款存入其中，使其存款市场份额越高；另一个就是银行风险，银行破产倒闭通常会给存款人带来一定损失，出于资金安全性的考虑，存款人通常会将存款存入那些风险相对较小的银行，而对于那些风险较高的银行，其在存款市场上的竞争能力则较弱，导致其市场份额较小。而从存款利率市场化的影响来看，也具有两方面的影响：一方面对存款利率具有影响，不仅导致整体银行存款利率上升（Fry，1997），而且还导致上升幅度在不同银行间出现差异，通常认为小银行提高幅度更大；而另一方面，对银行风险也具有影响，不仅对整体银行风险有影响（Noy，2004；Lee和Hsieh，2013；左峥，唐兴国和刘艺哲，2014；王道平，2016），而且对不同类型银行的影响也有差异，如马晶（2015）利用我国38家商业银行2008～2013年的数据分析发现，存款利率市场化导致城市商业银行风险增加，国有银行和股份制银行的风险降低，而对外资银行的风险没有显著影响。因此，通过存款利率和银行风险这两个传导渠道，存款利率的市场化对商业银行的存款市场份额竞争会产生影响。而上面的研究都没有考虑到存款利率市场化这一重要因素，具有一定的局限性。

我国的利率市场化改革最重要和最困难的一步，就是实现人民币存款利率的市场化（Tarhan、Nathan和El？觟d，2009）。随着2013年7月20日，贷款利率市场化的基本实现，存款利率市场化的步伐不断加快，尤其是2015年，更是突飞猛进。2015年5月11日，央行将金融机构的存款利率浮动区间上限由基准利率的1.3倍提高到1.5倍；2015年8月26日，央行进一步放开了一年期以上的定期存款利率浮动上限；同年10月24日，央行全面放开商业银行和农村合作金融机构等的存款利率浮动上限，这标志着人民币存款利率市场化在我国也基本实现。

而存款利率市场化的实现，究竟对银行存款市场份额竞争会产生什么影响？目前学者们的看法并不一致。韩忠伟和刘妤洵（2001）通过构建存款竞争理论模型，发现存款对小银行有更大的边际效用，存款利率市场化以后，小银行会将存款利率提升至高于大银行存款利率的某个水平，从而使其存款市场份额提高。而李蕊和王定祥（2014）通过定性分析，认为利率市场化以后，大银行凭借雄厚的资本实力，通过哄抬存款利率以提高存款市场份额，给小银行的吸存带来很大压力，导致小银行的存款市场份额减小。

上面关于存款利率市场化对银行存款市场份额竞争影响的研究都有一定的局限性，主要是因为，利用构建理论模型的方法难以利用实际数据进行量化验证，而利用定性分析的方法又带有很大的主观性。然而，基于实证分析的研究目前还比较匮乏。

另外，从银行存款的具体构成来看，企业存款和个人存款在银行总存款中一直占有相当高的比例，这两类存款市场份额的变动对银行总存款市场份额变动具有十分重要的影响。在存款利率市場化的背景下，各个银行都在进行金融业务创新：如在企业存款业务方面，通过对无贷户进行精细化管理等方式拓宽企业存款的来源；而在个人存款业务方面，积极为存款人提供类型更丰富、期限更灵活的存款产品以满足存款人的差异化需求。受存款利率市场化的影响不同，不同银行开展金融创新所提供的创新产品利率和风险有很大差异，加之银行风险等方面的差异，导致它们在企业存款市场和个人存款市场上竞争力不同。而存款利率市场化究竟会如何影响银行的企业存款市场份额和个人存款市场份额？目前，关于这个问题的研究也十分匮乏。

有鉴于此，本文将选取16家商业银行（其中，包括5家国有商业银行，8家股份制商业银行，3家城市商业银行）2013Q3-2017Q3的非平衡季度数据为样本，重点从总体存款市场份额、企业存款市场份额和个人存款市场份额三个方面研究存款利率市场化对不同类型银行的影响。

本文其余部分安排如下：第二部分给出本文的研究设计；第三部分给出存款利率市场化对不同类型银行存款市场份额影响的实证结果分析；第四部分给出结论。

二、研究设计

（一）模型构建与变量选取

为实证分析存款利率市场化对不同类型银行存款市场份额的影响，首先需要构建存款利率市场化与银行存款市场份额关系的模型。借鉴徐艺和李静婷（2015）研究银行存款市场份额问题的思路，构建如下的面板回归模型：

其中，被解释变量DEM表示银行存款的市场份额；IRL表示存款利率市场化；GYB、GFB和CSB是三个用于区分银行性质的虚拟变量，分别用于表示是否为国有商业银行、股份制商业银行和城市商业银行；BAK是一组控制变量向量，由影响存款吸收能力的银行自身特性变量构成；下标i和t分别用于区分不同银行和年份。

对于银行存款市场份额变量，本文主要选取了整体存款市场份额（用TDEM表示），它是每个银行吸收的总存款量占当期全部银行业金融机构吸收的总存款量的比例（其中，全部银行业金融机构吸收的总存款量由中资大型银行吸收的存款量和中资小型银行吸收的存款量汇总而成）。TDEM的值越高，说明该银行在存款市场上吸收的存款总量越多，在整体存款市场上的竞争力就越强。为了考察具体银行存款业务受到的影响，本文还选取了个人存款市场份额（用GDEM表示）和企业存款市场份额（用QDEM表示）这两个指标，分别表示每个银行吸收的个人存款量占当期全部银行业金融機构吸收的个人存款总量的比例和每个银行吸收的企业存款量占当期全部银行业金融机构吸收的企业存款总量的比例（其中，全部银行业金融机构吸收的个人存款量和企业存款量由中资大型银行吸收的个人存款量、企业存款量与中资小型银行吸收的个人存款量、企业存款量分别汇总而成），这两个指标越高，说明银行吸收的个人存款量和企业存款量就越多，从而在个人存款市场和企业存款市场上的竞争力就越强。每个银行吸收的总存款量、个人存款量和企业存款量的数据都来自每个银行的财务季报，而中资大型银行及小型银行吸收的总存款量、个人存款量和企业存款量的数据都来自中国人民银行官网公布的金融机构信贷收支表。

对于核心解释变量存款利率市场化（IRL），借鉴张宗益、吴恒宇和吴俊（2012）的研究思路，根据存款利率市场化改革的进程来构建存款利率市场化的虚拟变量。2015年10月24日，随着中国人民银行对商业银行和农村合作金融机构的存款利率管制全面放开，我国的存款利率市场化基本实现。根据这一标志性事件，对于变量IRL，本文将2015年第四季度及以后时期赋值为1，而将2015年第四季度以前的时期赋值为0。

关于虚拟变量GYB和GFB的取值，如果银行性质为国有商业银行，则GYB取值为1，否则，GYB取值为0；如果银行性质为股份制商业银行，则GFB取值为1，否则，GFB取值为0。这两个虚拟变量的数据都来自国泰安数据库。

对于银行自身特性方面的控制变量，本文主要选取了不良贷款率（用NPL表示）、银行杠杆率（用LEV表示）和银行资产规模（用SIZE表示）这三个指标，其中，银行杠杆率指样本银行的股东权益资本占其总资产的比重，银行资产规模指样本银行的总资产占整个银行业金融机构资产总额的比重。选取这三个指标主要是因为：不良贷款率反映了银行资产质量的安全性，这个值越高说明银行资产质量越差，其抗风险性越弱，从而存款吸收能力也越弱，不利于其存款市场份额扩大；银行的杠杆率在一定程度上反映了银行股东出资对存款人的保护作用，这个值越高，表明存款人存款的安全性越高，越有利于银行增强存款吸收能力，扩大存款市场份额；因不公平竞争的存在，资产规模越大的银行，越容易得到政府的支持，其整体安全性越高，存款人越愿意将存款放入其中，越有利于其存款市场份额扩大。样本银行不良贷款率、股东权益资本和总资产的数据都来自这些银行的财务季报，而整个银行业金融机构资产总额的数据来自中国银监会官网公布的统计信息。

（二）样本选取

本文旨在分析存款利率市场化的实现导致不同类型银行的存款市场份额变动情况，鉴于数据可得性的限制，本文选取了16家上市商业银行（包括5家国有商业银行、8家股份制商业银行和3家城市商业银行）2013Q3-2017Q3的季度数据进行研究。由于部分样本银行的一季度和三季度的个人存款量与企业存款量数据存在缺失，因此，就整体情况而言，本文的样本数据是一个非平衡季度面板数据。

（三）模型估计方法

对于因变量是TDEM的模型估计，根据实际数据利用豪斯曼检验和似然比检验，发现模型使用固定效应比较好；而对于因变量是GDEM和QDEM的模型估计，是非平衡面板数据估计问题，参照李成、杨礼和高智贤（2015）处理非平衡面板数据的模型方法选择，利用本文数据检验后发现，模型应该使用固定效应。因此，本文的面板数据模型估计都使用固定效应。同时，考虑到不同银行之间个体差异可能引起异方差情形，本文最终都采用了FGLS方法进行模型估计。

三、实证结果分析

表1给出了上述模型的实证结果。通过观察表中的回归结果发现，在不超过10%的显著性水平上，不同类型商业银行在各类存款市场上的竞争都受到了存款利率市场化的影响。

具体而言，就整体存款市场份额受到的影响来看，由表1的第二列，存款利率市场化对国有商业银行的作用系数为-0.366（=-0.369+0.003），对股份制商业银行的作用系数为0.220（0.217+0.003），而对城市商业银行的作用系数为0.003。这就表明，一方面，存款利率市场化的实现不利于国有商业银行在存款市场上的竞争，将导致其在整体存款市场上所占的份额大大降低；而另一方面，存款利率市场化的实现虽然有利于加强股份制商业银行和城市商业银行在整体存款市场上的竞争，将使得它们的存款市场份额不断增加，但是，就受到影响的具体大小而言，存款利率市场化的实现对股份制商业银行的影响要大于城市商业银行。这主要是因为，存款利率市场化实现以后，存款利率将完全放开，导致整体存款利率普遍上涨，但是上涨的幅度却有很大差异，国有商业银行相比股份制商业银行和城市商业银行上涨的幅度通常要小很多，因此，对存款人的吸引力较小，导致其整体存款市场竞争力较弱，存款市场份额不断降低，而股份制商业银行和城市商业银行却因为存款利率上涨的优势，使得它们的整体存款市场竞争力较强，存款市场份额增加；而就股份制商业银行和城市商业银行来说，存款利率市场化虽然导致城市商业银行的存款利率上涨的更多，但是由于其规模小和风险高等因素的限制，使得其整体吸存能力仍然要比股份制商业银行弱很多，导致其整体存款市场份额增加的幅度比股份制商业银行要小。

而就具体的银行存款业务受到的影响来看，在个人存款市场上，由表1的第三列，存款利率市场化对国有商业银行的作用系数为-0.370（=-0.486+0.096），对股份制商业银行的作用系数为0.248（0.152+0.096），而对城市商业银行的作用系数为0.096。这表明，一方面，存款利率市场化的实现对国有商业银行在个人存款市场上的竞争不利，将导致其的市场份额不断降低；而另一方面，存款利率市场化的实现将有助于增强股份制商业银行和城市商业银行在个人存款市场上的竞争，使得它们的市场份额不断增加，但是股份制商业银行增加的幅度要比城市商业银行增加的幅度大。这主要是由于作为个人存款者来说，虽然也关注存款的风险性，但由于存款保险等因素的存在，对存款利率变化带来的收益更为关注，而存款利率市场化导致国有商业银行的存款利率上涨较小，对个人存款者吸引力较小，从而使得国有商业银行个人存款市场份额下降，与此同时，股份制商业银行和城市商业银行个人存款市场份额上升；而股份制银行由于规模和服务水平等因素产生的竞争优势，使得其比城市商业银行能吸收到更多的个人存款，从而其市场份额更高。

在企业存款市场上，由表1的第三列，存款利率市场化对国有商业银行的作用系数为-0.349（=-0.309-0.040），对股份制商业银行的作用系数为0.288（0.328-0.040），而对城市商业银行的作用系数为-0.040。这表明，一方面，存款利率市场化的实现虽然对国有商业银行和城市商业银行在企业存款市场上的竞争不利，将导致它们的市场份额不断降低，但是就受到的影响大小而言，国有商业银行受到的不利影响更大；而另一方面，存款利率市场化的实现将增强股份制商业银行在企业存款市场上的竞争，使得其市场份额不断增加。这主要是因為，存款利率市场化的实现将导致存入国有商业银行的存款收益最低，而存入城市商业银行的存款风险最高，作为企业存款人来说，对于存款风险和收益都很关注，这导致国有商业银行和城市商业银行对他们的吸引力较弱，但是相对于存款收益来说，企业存款人对风险会更为关注，这使得城市商业银行对他们的吸引力相对更弱，从而导致国有商业银行和城市商业银行的企业存款市场份额都下降，而城市商业银行下降的更多；同时，存款利率市场化的实现导致股份制商业银行的企业存款收益和风险在这三类银行中都居于中间水平，企业存款人出于收益和风险的综合考虑，会更多的将企业存款存入股份制商业银行，导致其存款市场份额不断增加。

四、结论与启示

本文基于16家商业银行2013Q3-2017Q3的非平衡季度面板数据，对存款利率市场化对银行存款市场份额的影响进行了研究，结果发现：一是在整体银行存款市场和个人存款市场竞争方面，存款利率市场化的实现都对国有商业银行不利，而对股份制商业银行和城市商业银行有利，将导致在这两个存款市场上银行存款从国有商业银行转移至股份制商业银行和城市商业银行，并且转移至股份制商业银行的比例都高于城市商业银行；二是在企业存款市场竞争方面，存款利率市场化的实现对国有商业银行和城市商业银行都不利，只对股份制商业银行有利，将导致企业存款从国有商业银行和城市商业银行转移至股份制商业银行，并且，国有商业银行“流出”的企业存款要多于城市商业银行。

基于上述研究结论，本文得到如下关于存款利率市场化改革的启示：一是存款利率市场化以后，国有商业银行在各类存款市场上的份额不断减小，这一方面说明存款利率市场化确实有助于促进银行之间展开公平竞争，但另一方面，国有商业银行要继续保持竞争优势，就必须进一步提高各类存款利率水平；二是城市商业银行在存款市场上要追赶股份制商业银行，就必须一方面努力增加其资产规模和提升服务水平如增加服务网点以促进对个人存款者的吸引力，另一方面，还要努力降低其风险水平，增加对企业存款者的吸引力。

参考文献

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作者简介：贺江（1984-），男，汉族，河南南召人，博士研究生，研究方向：金融风险管理；赵尚梅（1963-），女，汉族，山东诸城人，博士生导师，研究方向：货币金融理论与货币政策。

作者：贺江 赵尚梅

第三篇：市场份额、广告密度与销售利润率关系的实证研究

作者简介：李方强(1990.01-)，男，蒙，内蒙古，天津商业大学，硕士研究生，企业管理。

摘要：本文借助2003-2011年度贵州茅台、五粮液、泸州老窖、沱牌舍得、山西汾酒、水井坊、衡水老白干7家中高端白酒企业的财务数据，采用联立方程组模型，对白酒企业广告、集中、绩效三者间的反向因果关系和反应程度进行了实证研究。

关键词：市场份额;广告密度;销售利润率

一、引言

本论文以SCP理论为基础，选择我国中高端白酒企业为对象，利用7个中高端白酒企业2003-2011年的财务数据，运用联立方程组模型实证白酒企业市场份额、广告密度和销售利润率相互作用的程度以及三者之间的反向因果关系是如何存在的，有一定的创新性。

二、模型的选择与数据来源

(一)模型的选择

单方程计量经济模型，适用于单一经济现象的研究，解释其中的单向因果关系。但是本文中高端白酒企业市场份额、广告密度、销售利润率三者之间的关系是相互依存、互为因果的，并不是单一方程描述的简单的单向因果关系，这时就需用联立方程组模型才能描述清楚。其次，根据这三者之间的内生性，通过单个方程回归得到的结果是无效有偏的，所以选择联立方程组模型来判断三者之间的反应程度是合理的。

(二)数据来源

本文的研究中主要涉及到的企业营业收入、广告费用、利润总额的数据均来自我国茅台、五粮液、泸州老窖、沱牌舍得、山西汾酒、水井坊、衡水老白干7家中高端白酒上市公司2003-2011年的财务报表，主要根据以下几个标准对白酒企业进行筛选：第一，剔除被ST、PT和数据缺失或账面数据不正常的公司;第二，各企业年报中现金流量表附录中包括广告宣传费;第三，主营业务在2003-2011年均为白酒产业。

三、实证分析

(一)模型设定

本文以产业组织理论为基础，并借鉴国内外学者的相关研究，建立市场份额、广告密度、销售利润率三个方程，构成联立方程模型：

MSi=α0+α1*PROi+α2*ADi+μi1··················(1)ADi=β0+β1*MSi+β2*LagPROi+β3*ADi-1+μi2·····(2)PROi=ε0+ε1*MSi+ε2*LagADi+ε3*TOi+μi3······(3)

其中α0，β0，ε0为常数项，μi1，μi2，μi3为随机干扰项，下标i为时间。

在联立方程组模型中，第一个模型市场份额方程(MS)用于描述销售利润率(PRO)，广告密度(AD)对中高端白酒企业的影响。第二个模型广告密度方程(AD)用于刻画上期销售利润率(LagPRO)和市场份额(MS)对广告密度的影响。第三个模型销售利润率方程(PRO)试图来解释市场份额(MS)、上期广告密度(LagAD)和总资产周转率(TO)如何影响中高端白酒企业的销售利润率(PRO)。

(二)实证结果及其分析

根据模型回归结果表4所示，联立方程组模型中的三个方程中市场份额、广告密度、销售利润率三者之间是互为因果，相互影響的。

模型中市场份额回归方程(1)的拟合优度为0.9150，可调整拟合优度为0.8809，拟合效果良好。广告密度的系数为-0.7501，且在0.1的水平上显著，说明广告密度的增加并不能使中高端白酒企业占有更高的市场份额。这与本文提出的假设1的判断是相反，主要原因是，首先样本企业为中高端产品企业群，市场对其需求量的增长速度要低于整个行业市场需求量的增长速度，所以其市场份额提高并不明显;其次，从系数上来看广告密度每提高1单位，市场份额将降低0.7501个单位，影响程度不是很明显，因此可以推断，对于中高端白酒企业而言，已经在行业中拥有一定的市场份额，消费者基础比较稳定，所以企业想要提高市场份额，大规模的广告投入已经不是最优选择。

销售利润率的系数为-0.3262，并且在0.01的水平上显著，表明销售利润率每减少1单位，会使市场份额增加0.3262个单位。样本企业销售利润率的增加并未对市场份额的提高起到促进作用，因此接受假设3。由此结论可以看出，我国中高端白酒企业市场份额的提高是建立在牺牲销售利润率的基础之上的，其发展已经出现了偏差。

模型中广告密度回归方程(2)的拟合优度为0.9364，可调整拟合优度为0.8888，取得了良好的拟合效果。市场份额的系数为0.7409，在0.1的水平上显著。表明中高端白酒企业市场份额的提高会刺激其投入更多的广告支出。上期的销售利润率的系数为0.2435，在0.01的水平上显著，即当上期的销售利润率提高时，会刺激样本企业本期投入更多的广告费用，以创造更高的绩效，该实证结论的得出进一步证明假设2的提出是合理的，说明我国中高端白酒企业代表市场行为的广告密度与代表市场绩效的销售利润率之间存在反向作用。

模型中销售利润率回归方程(3)的拟合优度为0.9494，可调整拟合优度为0.9114，拟合效果良好。结果显示，市场份额每增加1单位，销售利润率会减少2.5018个单位，结果在0.01的水平上显著，表明市场份额对销售利润率是显著的负向影响。在市场份额回归方程中已经得到市场份额的提高时建立在牺牲销售利润率的基础之上的结论，通过市场份额对销售利润率的反应程度分析，进一步证明了我国中高端白酒企业市场份额和销售利润率是相背而行的。

总资产周转率的系数是0.24634，并且在0.01的水平上显著，表明总资产周转率对销售利润率呈正向影响，这与总资产周转率越高证明企业的盈利能力越强的经济意义是相符的。

四、结论与展望

本文通过计量分析，对市场份额、广告密度和销售利润率的相互作用以及销售利润率→广告密度→市场份额的单向因果关系进行了研究，最后得出结论：我国中高端白酒企业广告密度的增加并不能使其占有更高的市场份额;销售利润率的提高会刺激企业于本期投入更多的广告费用;销售利润率的增加并未带动市场份额的提高，二者相背而行。根据上述结论，对我国中高端白酒企业提出以下几点建议。第一，改变广告宣传重点。第二，保证产品质量，进行产品创新。第三，正确处理市场份额与销售利润率的关系。(作者单位：天津商业大学商学院)

参考文献：

[1]Allyn D.Strickland and Leonard W.Weiss，Adverting，Concentration，and Price-Cost Margins

[2]苏东水.产业经济学(第二版)[M].北京：高等教育出版社2009.

作者：李方强