markten
Determinanten van bancaire
concurrentie
Bancaire concurrentie blijkt in de praktijk niet te worden
aan etast door consolidatie. Mededingingsbeleid, vrije
g
toetreding van buitenlandse investeerders en opheffen van
structuurbeleid dragen significant bij aan versterking van de
concurrentie.
B
Jaap Bikker en
Laura Spierdijk
Senior onderzoeker
Toezicht beleid bij De
Nederlandsche Bank en
hoogleraar Universiteit
Utrecht, Rosalind Franklin
Fellow Rijksuniversiteit
Groningen
148
ESB
ancaire concurrentie is van maatschappelijk belang vanwege de neerwaartse druk
op prijzen, de bevordering van de kwaliteit
van bancaire producten, de aansporing
tot financiële innovatie en efficiëntie en de onbelemmerde toegang van consumenten en bedrijven
tot financiële bronnen. Bancaire competitie speelt
verder een centrale rol bij monetair beleid, omdat
het de mate en snelheid beïnvloedt waarmee veranderingen in de officiële rentevoeten doorwerken in
de rentetarieven die commerciële banken aan hun
klanten in rekening brengen (Van Leuvensteijn et al.,
2008). Ten slotte is bancaire concurrentie van belang vanwege de invloed op solvabiliteit van banken
en financiële stabiliteit.
De economische theorie gaat uitgebreid in op de
determinanten van bancaire concurrentie. Daarvoor
wordt vanouds veelal naar de structuur van de markt
gekeken, met name naar het aantal aanbieders.
Als het aantal banken te gering is, verwacht men
dat de concurrentie zal afnemen, onder meer door
toenemende mogelijkheden om stilzwijgend of actief
samen te werken. Een groot marktaandeel voor één
of enkele banken wordt ook riskant geacht, omdat
de prijzen dan met een royale winstmarge gezet
zouden kunnen worden door de grote banken waarna
de andere volgen. Het wegnemen van toetredingsbelemmeringen is ook van belang omdat de dreiging van nieuwe concurrenten reeds een stimulans
voor concurrentie is. Daarnaast wordt concurrentie
beïnvloed door financiële ontwikkeling en institutionele omstandigheden zoals wetgeving, regulering en
maatschappelijke stabiliteit.
Hoewel bancaire concurrentie belangrijk is, presenteert de economische literatuur nauwelijks
empirische studies naar de vraag waardoor deze
concurrentie wordt bepaald. Een interessante uitzondering vormt de uitgebreide studie van Claessens en
Laeven (2004). Zij beantwoorden deze vraag in twee
stappen. Eerst wordt de concurrentie van 39 landen
afzonderlijk gemeten en vervolgens wordt deze verklaard uit een verzameling mogelijke determinanten.
Een nadeel van hun studie is dat het aantal landen
waarop zij zich baseren vrij beperkt is. Zij schatten diverse modellen met verschillende verklarende
7 maart 2008
variabelen, maar ze kunnen door het geringe aantal
landen niet alle variabelen in één model opnemen.
De uitkomsten van de analyse zijn dan ook niet erg
robuust en hangen sterk af van het geschatte model.
In een update van de genoemde studie is het aantal
landen bijna verdubbeld tot 76, worden meer recente gegevens gebruikt en meer potentiële determinanten van concurrentie toegevoegd, en wordt de
modelspecificatie uitgebreid getest op robuustheid
(Bikker et al., 2007). De resultaten van deze uitgebreidere studie worden hier gepresenteerd.
Maatstaven van concurrentie
Concurrentie wordt niet direct waargenomen en voor
eenvoudige maatstaven, zoals de prijs-, kosten- of
winstmarge per bank (of per bancair product) (Boot
en Schinkel, 2007), zijn niet voldoende gegevens
voorhanden. Daarom worden in de praktijk vaak
indirecte maatstaven gebruikt, zoals de concentratieratio, rentemarge of cost-income-ratio. Deze zijn
echter door hun indirecte en eenzijdige aard nogal
eens misleidend, zodat het beter is op modellen
gebaseerde maatstaven toe te passen. Bekende
modellen op dit gebied zijn die van Bresnahan,
Lerner en Panzar-Rosse, toegepast door, respectievelijk, Bikker (2003), Angelini en Cetorelli (2003)
en Bikker et al. (2006a). Ook dergelijke modellen
hebben hun tekortkomingen, omdat ze zich richten
op het meten van bepaalde (en dus niet alle) aspecten van concurrentie (Bikker en Bos, 2005). Omdat
de Panzar-Rosse-toetsen (P-R-toetsen) een sterke
theoretische onderbouwing hebben en deze methode
meer erkenning heeft gekregen doordat ze veel wordt
toegepast, wordt deze aanpak hier ook gebruikt.
Het P-R-model luidt als volgt:
ln ORit = α + β ln BRit + γ ln LVit + δ ln PIit + ε ln
(1)
BSFit
en verklaart de ontvangen rente (OR) van bank i in
jaar t. De drie belangrijkste verklarende variabelen
zijn de prijzen van de productiefactoren financiering,
arbeid en fysiek kapitaal, of benaderingen daarvan.
Dat zijn achtereenvolgens de betaalde rente (BR) op
de aangetrokken gelden, uitgedrukt als percentage,
de loonvoet (LV) en de prijs van investeringen in
gebouwen en software (PI), bestaande uit afschrijving op informatietechnologie, meubilair en kantoren. BSF staat voor bank-specifieke factoren, die
verschillen in risico, kosten, grootte en structuur van
banken weerspiegelen. Land x is gedefinieerd als het
geheel van markten waar banken uit land x opereren.
Internationaal opererende banken
selasticiteit van de vraag naar bankproducten in de betrokken
De uitkomsten
worden zo toegerekend aan hun
landen vergelijkbaar is.
land van vestiging. Land valt dus
Tabel 1 geeft voor een aantal landen naast de concentratieduiden erop dat
niet geheel samen met geograratio CR5 (het marktaandeel van de top 5) de schattinguitde Nederlandse
fische grenzen. Voor Nederland
komsten van de H-maatstaf van concurrentie. Voor de meeste
gaat het dan niet over de binnenlanden wordt monopolistische concurrentie (concurrentie
bankenmarkt
landse concurrentie in Nederland
waarbij banken met enigszins van elkaar afwijkende producin termen van
maar over de concurrentie op de
ten een zeker monopolie creëren) of oligopolie (een bij een
markten waar Nederlandse banken
beperkt aantal aanbieders voorkomende vorm van op elkaar
concurrentie
actief zijn.
reageren waarbij concurrentie wordt verminderd) gevonden.
gunstig afsteekt,
De som van de drie betrokken
Uitzonderingen zijn Italië, Oostenrijk en Portugal waar een
inputprijselasticiteiten, aangeduid
monopolie of een perfect kartel niet kan worden uitgesloten.
ondanks de sterk
met H, is de gezochte maatstaf van
De uitkomsten duiden erop dat de Nederlandse bankenmarkt
geconcentreerde
concurrentie: H = β + γ + δ. Panzar
in termen van concurrentie gunstig afsteekt, ondanks de sterk
en Rosse (1987) tonen op grond
geconcentreerde markt. De concurrentie in de EU-15 wijkt niet
markt
van theoretische modellen aan dat
af van die in de rest van de wereld. De bancaire concurrenH gebruikt kan worden om conclutie in de elf nieuwe toetreders tot de EU blijven (ondanks de
sies te trekken over de structuur van de onderzochte
positieve invloed van buitenlandse toetreders) met een gemiddelde H-waarde van
markt. Zo wijst H≤0 op monopolie of een perfect
0,36 nog steeds sterk achter.
kartel, H = 1 op volledige mededinging en 0
op monopolistische concurrentie of oligopolie.
In de tweede stap van het onderzoek wordt de aldus gevonden mate van conDe analyse gebruikt geselecteerde data van balans
currentie per land verklaard met behulp van de volgende vijf mogelijke groepen
en verlies-en-winstrekening van 17.500 banken
van variabelen: marktstructuur, contestability of betwistbaarheid (factoren die
in 89 landen over tien jaar (1995–2004), samen
de invloed van potentiële toetreding van nieuwe instellingen weergeven), inter100.000 waarnemingen. Het uiteindelijke model
industriële karakteristieken, institutionele aspecten, en macro-economische
voor determinanten van bancaire concurrentie bevat
condities. Als variabelen die de bancaire marktstructuur per land typeren worden
76 landen.
twee concentratieratio’s (CR5 en de Herfindahl-Hirschman-index), het aantal
P-R-schattingen van concurrentie
banken en het percentage banken in buitenlandse handen gebruikt, terwijl een
In de eerste stap van het onderzoek wordt de P-Rindex van cross-sectorale beperkingen op financiële activiteiten (verbod voor
maatstaf van concurrentie van de bankensector in
banken om verzekeringen aan te bieden) beschikbaar is als een soort betwist89 afzonderlijke landen geschat. Als voorbehoud
baarheidsvariabele. De inter-industriële invloed wordt gerepresenteerd door het
moet worden opgemerkt dat de P-R-aanpak, en
totale gespaarde vermogen bij levensverzekeraars en de kapitalisatie van de
vooral de empirische inkleding daarvan, net als elke
kapitaalmarkt, beide als percentage van het bbp. Deze variabelen weerspiegelen
andere methode op bepaalde vooronderstellingen
het belang van alternatieve financiële sectoren. De institutionele structuur van
berust. Een voorbeeld daarvan is dat bij ontbreken
de bankenmarkt per land wordt weergegeven door indices van de kwaliteit van
van precieze gegevens van inputprijzen, zoals deeigendomsrechten, de mate van regulering, de beperkingen van buitenlandse
positorentes, lonen en overige operationele kosten,
beleggers, een verleden als centraal geleide economie en een lidmaatschap van
gebruikgemaakt moet worden van benaderingen
de EU-15. Ten slotte gebruiken we per capita inkomen, conjunctuur (reële bbpdaarvan met behulp van gegevens van de balans en
groei) en inflatie om de macro-economische condities te typeren. Van de bijeende verlies-en-winstrekening. Tevens is gebruik van
gebrachte verzameling determinanten zijn alle variabelen die multicollineariteit
de H-waarde van concurrentie voor internationale
veroorzaken weggelaten. Aldus resulteert het volgende model voor land i:
vergelijking gebaseerd op de aanname dat de prijHi = b1 + b2 CR5i + b3 Cross-sectorale beperkingen activiteiteni + b4 In
(Marktkapitalisatie/bbp) i + b5 Reguleringi + b6 Beperkingen buitenlandse
tabel 1
Concentratieratio (CR5) en H-waarden van
beleggingeni + b7 Geleide economiei + b8 EU-15-lidi + b9 ln (bbp per capita) i
concurrentie (1996-2005)1
(2)
+ b10 Reële bbp-groeii
Nederland
België
Duitsland
CR5 (in %)
81
71
20
H (σ)
1,01 (0,11)
0,56 (0,13)
0,70 (0,04)
0,61 (0,08)
Frankrijk
47
Italië
27
0,07 (0,05)
Groot-Brittannië
32
0,76 (0,07)
Zwitserland
0,62 (0,06)
21
0,47 (0,01)
Japan
31
0,44 (0,07)
EU-15
50
0,50 (0,11)
Wereld
1
65
VS
–
0,50 (0,14)
Standaardfouten tussen haakjes.
Bron: Bikker et al. (2006b, 2007).
Omdat deze data voor het jaar van de analyse, 2004, slechts voor 76 van de 89
landen compleet zijn, wordt de tweede stap van de analyse tot deze groep van
landen beperkt. De waarnemingen zijn gewogen met de standaarddeviatie van
de concurrentiemaatstaf Hi zodat landen waar de schatting van Hi meer betrouwbaar is, zwaarder meetellen.
Schattingsuitkomsten
Een opvallende en belangrijke uitkomst is dat marktconcentratie geen significant effect blijkt te hebben op competitie (zie ook Claessens en Laeven, 2004;
Boonstra, 2007). Dit is in strijd met de traditionele (theoretische) literatuur die
een negatief effect suggereert, omdat uitgegaan wordt van een statische relatie
tussen marktconcentratie en concurrentie. Een meer moderne en dynamische interpretatie van concentratie is echter dat competitie banken dwingt te consolide-
ESB
7 maart 2008
149
tabel 2
Determinanten van concurrentie (2004)
Coëfficiënt
CR5
Cross-sectorale beperkingen activiteiten
Marktkapitalisatie/bbp
Regulering
–0,001
–0,010
–0,016
0,128*
Standaardfouten
0,001
0,015
0,040
0,052
Beperkingen buitenlandse beleggingen
–0,132**
0,041
Voorheen centraal geleide economie
–0,435**
0,078
EU-15-lid
–0,129
0,092
0,011
0,038
Reële bbp-groei
–0,023**
0,008
Aantal landen
76
ln (bbp per capita)
R 2, gecorrigeerd
0,82
* en ** betekent significant op het betrouwbaarheidsniveau van 95 en 99 procent;
Bron: Bikker et al. (2006b, 2007).
ren zodat sterk concurrerende banken uiteindelijk op een sterk geconcentreerde
markt terechtkomen. Hieruit volgt dat het weinig zin heeft het mededingingsbeleid te baseren op traditionele concurrentiemaatstaven, zoals marktaandelen en
concentratieratio’s.
De volgende vier significante effecten op concurrentie worden gevonden:
Banken concurreren minder gedurende hoogconjunctuur. Er wordt kennelijk minder om marktaandelen gevochten bij toenemende kredietverstrekking en andere
dienstverlening. Zwakt de groei af, dan slinken ook de (relatieve) winstmarges.
Banken concurreren minder in landen waar buitenlandse beleggers beperkingen
krijgen opgelegd. Krijgen buitenlandse investeerders de ruimte, dan bevorderen
ze vervolgens de onderlinge bancaire concurrentie in dat land. Deze uitkomst
bevestigt het belang van (potentiële) toetreders, zoals de betwistbaarheidstheorie stelt.
Banken zijn meer concurrerend naarmate de regulering in een land strikter is. Dit
effect komt waarschijnlijk doordat mededinging onderdeel van de gehanteerde
reguleringsindex is en mededingingsbeleid kennelijk significante invloed heeft.
B
anken in voormalige communistische landen concurreren minder dan die in
andere landen. Kennelijk is de overgang van geleide economie naar markteconomie nog niet voltooid.
Deze factoren verklaren 82 procent van de verschillen in concurrentie over de
landen. De andere variabelen in model (2) blijken geen effect te hebben. De
uitkomsten blijken robuust wanneer allerlei variatie in de modelspecificatie of
de schattingsmethode wordt aangebracht. Een voorbeeld hiervan is dat in een
tweetal varianten extra variabelen aan model (2) worden toegevoegd, namelijk
het percentage banken in buitenlandse handen en de omvang van de levensverzekeringsmarkt, die eerder waren weggelaten omdat van deze variabelen niet
voor alle landen gegevens beschikbaar waren. De bovengenoemde conclusies
veranderen door deze uitbreiding niet.
geen significante invloed heeft op concurrentie.
Nederlandse banken weerspiegelen deze uitkomst,
omdat zij concurrerend zijn op een sterk geconcentreerde markt. In de praktijk van het mededingingsbeleid spelen marktaandelen en concentratieratio’s
nog steeds een (te grote) rol omdat deze grootheden in de wetten van respectievelijk de EU en de
VS voorkomen. Dit onderzoek geeft aan dat bij de
beoordeling van fusies en overnames de aandacht
vooral naar andere relevante factoren moet uitgaan,
zoals (kwalitatieve) structuurkenmerken (Bikker en
Spierdijk, 2008).
Overheidsbeleid zou zich vooral moeten richten op
het stimuleren van een actief mededingingsbeleid,
vrije toegang van buitenlandse investeerders (en
andere nieuwe toetreders) en afschaffen van beperkingen op cross-sectorale activiteiten. Aan deze
voorwaarden is overigens in Nederland en de meeste
andere EU-landen wel (grotendeels) voldaan, zodat
de aanbevelingen zich met name richten op de opkomende markten.
Literatuur
Angelini, P. en N. Cetorelli (2003) The effects of regulatory
reform on competition in the banking industry. Journal of
Money, Credit and Banking, 35, 663–684.
Bikker, J.A. (2003) Testing for imperfect competition on the
EU deposit and loan markets with Bresnahan’s market power
model. Kredit und Kapital, 36, 167–212.
Bikker, J.A. en J.W.B. Bos (2005) Trends in competition and
profitability in the banking industry: a basic framework. Suerf
Series, 2005/2.
Bikker, J.A., L. Spierdijk en P. Finnie (2006a) Misspecification
in the Panzar-Rosse model: assessing competition in the banking industry. DNB Working Paper, 114.
Bikker, J.A., L. Spierdijk en P. Finnie (2006b) The impact of
bank size on market power. DNB Working Paper, 120.
Bikker, J.A., L. Spierdijk en P. Finnie (2007) The impact of market structure, contestability and institutional environment
Grote banken
on banking competition. DNB Working Paper, 156.
Ten slotte zijn beide stappen van de analyse herhaald voor kleine en grote
banken apart. De besproken uitkomsten blijven dan in grote lijnen gelijk,
maar er komt voor grote banken nog één significante verklarende variabele bij.
Concurrentie van grote banken blijkt namelijk af te nemen naarmate er in een
land meer beperkingen bestaan op activiteiten van financiële instellingen. Het
zijn waarschijnlijk met name de cross-sectorale beperkingen die de concurrentie
van grote banken doet afnemen. Kennelijk zijn het de grote, en niet de kleine
banken, die bij liberalisatie van structuurrestricties substantiële concurrentie
zouden ondervinden van verzekeraars.
Bikker, J.A. en L. Spierdijk (2008) Measuring and explaining competition in the financial sector. Ongepubliceerd
manuscript.
Boonstra, W. (2007) Concentratiemaatstaven slechte indicator
van concurrentie. ESB, 91(4511), 334–335.
Boot, A. en M.P. Schinkel (2007) Concurrentie op de
Nederlandsche bancaire markt. ESB, 92(4517), 520–522.
Claessens, S. en L. Laeven (2004) What drives banking competition? Some international evidence. Journal of Money, Credit and
Banking, 36, 563–584.
Leuvensteijn, M. van, C. Kok-Sørensen, J.A. Bikker en A.A.R.J.M.
van Rixtel (2008) Impact of bank competition on the interest
rate pass-through in the euro area. DNB Working Paper/ECB
Conclusies
Een belangrijke uitkomst van dit onderzoek naar determinanten van bancaire
concurrentie is dat, anders dan de traditionele theorie zegt, concentratie
150
ESB
7 maart 2008
Working Paper (te verschijnen).
Panzar, J. en J.N. Rosse (1987) Testing for ‘monopoly’ equilibrium. Journal of Industrial Economics, 35, 443–456.