Диссертация (1137684), страница 9

Просмтор этого файла доступен только зарегистрированным пользователям. Но у нас супер быстрая регистрация: достаточно только электронной почты!

Текст из файла (страница 9)

Соответствующее утверждение доказывается врамках второй теоремы Панзара-Росса для фирм, конкурирующих поЧемберлину.Значения эластичности в диапазоне от нуля до единицы авторы предложили приписывать рынкам с монополистической конкуренцией. Движениев сторону единицы означает усиление конкуренции, в сторону нуля —ослабление конкуренции. Саму эластичность стали называть Н-статистикойво всех последующих работах как по банковским секторам, так и по другимотраслям (например, страхования, Bikker, Gorter, 2008).44Чтобы сделать Н-статистику микроэкономической величиной, т.е.

измеренной на уровне банков, а не банковского сектора или его какого-либорынка (кредитов, депозитов, др.) в целом, мы предлагаем расширить подходCarbo et al. (2009) за счет введения в состав эмпирической функции доходовбанков попарных произведений не только самих цен входящих ресурсов, но ипроизведений этих цен с некоторым набором факторов, обуславливающихгетерогенность эффекта цен на доходы. Аналогично нашим рассуждениямдля Индикатора Буна (см. Раздел 1.2.2), мы введем в рассмотрение некийнабор микроэкономических факторов, которые отражают параметры бизнесмоделей банков и могут корректировать усредненный эффект цен на доходына уровне отдельных банков.

В этом отношении, мы исходим из того, чточувствительность банков к шокам цен входящих ресурсов может сильно разниться от банка к банку и степень такой чувствительности может определяться в общем случае параметрами бизнес-моделей банков.С нашей точки зрения, к факторам, обуславливающим гетерогенностьэффекта цен входящих ресурсов на доходы банков, следует отнести следующие группы показателей:1. Интенсивность кредитования;2. Модель поведения на кредитном рынке;3. Капитализация и риски ликвидности.Для оценки Н-статистик на уровне отдельных банков было специфицировано следующее уравнение:3ln INCit(l )  i  t    m  ln Pm,it m 1KK1 3 3  rq  ln Pr ,it  ln Pq,it 2 r 1 q 1(1.9)3   k  ln X k ,it    km  ln X k ,it  ln Pm,it    TAit   itk 1k 1 m 1гдеi (i = 1…N) и t (t = 1…T) — нижние индексы, отвечающие за объект(банк) и время (квартал) соответственно;45INCit(l )— доход банка вида l (l = 1: совокупный доход с сальдированиемпереоценки средств в валюте; l = 2: процентный доход);Pm,it — цена m-ого входящего ресурса (m = 1…N, N = 3): цена привлеченных средств, цена расходов на персонал и цена прочих расходов, не связанных с персоналом и привлеченными средствами (как прокси-переменнаядля стоимости физического капитала банка);X j , it— j-ый фактор, обуславливающий гетерогенность эффекта ценвходящих ресурсов на доход вида l;TAit — совокупные активы банка (фактор масштаба); i — индивидуальный эффект банка i; t — временной эффект в квар-тале t; it ~ N (0, it2 ) — регрессионная ошибка, независимо и одинаково распре-деленная (по предположению) для любого банка i в любом квартале t сосредним 0 и непостоянной дисперсией  it2 .Во избежание проблем, связанных с мультиколлинеарностью, возникающих по причине включения попарных произведений в состав уравнений,все объясняющие переменные были центрированы относительно средних порынку значений, аналогично расчетам по Индикатору Буну в предыдущемразделе.В 2012-ом году в журнале «The Review of Economics and Statistics» вышла в свет статья авторов под руководством Биккера, Bikker et al.

(2012), вкоторой они, по сути, ставят под сомнение релевантность всех работ, рассчитывавших Н-статистики на основе уравнений, в которых в качестве контроляиспользовался фактор масштаба. А это порядка 50-ти работ только в журналах, не считая рабочих версий. Биккер и др. заметили, что Панзар и Россобосновывали свои теоремы для уравнения дохода, а не уравнения цены, и,соответственно, выводы о границах различных типов рыночных структур,полученные для уравнения дохода, могут быть нерелевантны для уравненияцены. Авторы же, применяя технику Панзара-Росса в своих эмпирических46работах и включая фактор масштаба в качестве контроля, фактически сводятуравнение дохода к уравнению цены12.Биккер и др.

показали в своей работе на выборке из 18000 банков, зарегистрированных в 67 странах, за период 1986-2004 гг., что включение фактора масштаба приводит к существенному завышению Н-статистики и частоприводит к выводу о монополистической конкуренции, когда, на самом деле,банковские системы (почти) не отличаются от монополий.Мы частично разделяем мнение Биккера, однако настаиваем на том,что с эконометрической точки зрения более правильным подходом являетсяоценка уравнения, в обеих частях которого стоят либо только относительные,либо только абсолютные величины.

Биккер же предлагает оценивать уравнение, в котором зависимая переменная будет абсолютной — доходы, а объясняющие переменные — относительными. Вместе с тем, мы не отрицаем релевантности подхода Биккера и будем проводить оценки по выборке российских банков по двум направлениям — с учетом фактора масштаба и без учета, что позволит нам сопоставить эти расчеты и показать цену включениямасштаба в состав уравнения.На основе формулы (1.9) Н-статистика в предлагаемой нами модификации может быть представлена следующим образом: ln INCit(l )m 1  ln Pm , it3H stat, it  1 3 3   rq  ln Pr ,it  ln Pq ,it 33K 32 r 1 q 1  m    km  ln X k ,it ln Pm,itm 1m 1k 1 m 1(1.10) 0  монополия (0,1)  монополистическая конкуренция1  совершенна я конкуренцияМикроэкономический характер в представленной нами модификацииН-статистики определяется второй и третьй группами слагаемых в формуле(1.10).

Заметим, что Carbo et al. (2009), по сути, использовали только первое ивторое слагаемое этой формулы.12Обе части уравнения можно разделить на фактор масштаба, что приведет к образованию отношения дохода к, например, активам, т.е. цене некоего продукта, на месте прежней зависимой переменной47В качестве факторов, обуславливающих гетерогенность эффекта ценвходящихресурсовнадоходыбанков,быливыбраныследующиемикроэкономические показатели: отношение собственного капитала к активам; кредитная нагрузка на активы; соотношение абсолютно ликвидных активов и счетов и депоизтов; доля счетов и депозитов в привлеченных средствах; доля кредитов населению в кредитах.Результаты оценки уравнения дохода (1.9) и Н-статистик (1.10)представлены в Приложении 1 (параграф П1.2, Таблица П1.2). В моделяхПМ1.3 и ПМ1.4 в качестве зависимой переменной были использованыпроцентныйдоходбанка,чтофактическипозволяеттрактоватьсоответствующую Н-статистику как меру конкуренции на кредитном рынке.В моделях ПМ1.5 и ПМ1.6 зависимой переменной выступал совокупныйдоход (с сальдированием переоценки средств в валюте), а соответствующаяН-статистика, следовательно, отражает конкуренцию в банковском секторе вцелом.

Как мы указывали ранее, последнюю из двух версий Н-статистик мыбудем рассматривать лишь в качестве базы для сравнения с основной —первой — версией показателя.Во всех оцененных уравнениях цены входящих ресурсов оказалисьзначимыми, их попарные произведения в большинстве случаев такжезначимы. Можно заметить, что включение фактора масштаба меняет знаквоздействия цены персонала с отрицательного на положительный, что иприводит к возможному завышению итоговых показателей Н-статистики. Изэкономических соображений, повышение затрат на любой входящий ресурс,в том числе персонал, должно обеспечивать рост, а не сокращение дохода.

Вмодели ПМ1.3 (без учета масштаба) медианное значение эластичностидоходов по цене персонала отрицательно и составляет -0.33, а в моделиПМ1.4 (с учетом масштаба) аналогичный показатель положителен и48составляет 0.29 (обе оценки значимы на 1% уровне). С нашей точки зрения,вторая модель предпочтительнее первой.В модели ПМ1.4 (предпочтительная) эффекты всех линейныхкомпонент факторов гетерогенности Х оказались значимыми, тогда как из15-ти их попарных произведений с ценами входящих ресурсов значимымиоказались лишь 2.Наиболее интересные выводы состоят в следующем.Во-первых, отношение собственного капитала к активам оказывает всреднем положительный эффект на доходы банков и этот эффект составляет0.093 (значимость на 1% уровне).

Это говорит о том, что с ростомобепеченности активных операций банка его собственным капиталомвозрастает потенциал для дальнейшего наращивания кредитования. Условно,этот потенциал равен разнице между текущим значением достаточностикапитала и нормативно установленным порогом 10%. Заметим, что априори,т.е. до эмпирических оценок, направление подобного эффекта не очевидно,поскольку повышение обеспеченности капиталом, создающее предпосылкидля наращивания кредитования в будущих периодах, в текущем периодеозначает нереализованные возможности, как это уже отмечалось в параграфе1.2.2 при моделировании Индикатора Буна. Размер повышения мог бы бытьнаправлен на кредитование в текущем периоде и приносить дополнительныйдоход, начиная с текущего периода.Во-вторых, были найдены два перекрестных эффекта, которыекорректируют указанный выше средний эффект капитала на доходы. Один изтаких эффектов оказывает коррекцию вниз, другой — вверх.

Характеристики

Список файлов диссертации