우리나라 은행산업의 시장구조 분석

김 봉한*․전 선애**

요 약

본고에서는 산업조직론의 새로운 실증분석(New Empirical Industrial Organization : NEIO)방법의 하나인 Panzar and Rosse(1987)의 H-통계량을 사용하여 우리나라 은행시장의 경쟁도를 평가하였다. H-통계량은 은행산업에서 생산에 사용되는 투입을 노동, 물적 자본 및 자기자금으로 정의하고, 은행수입(bank revenue)의 축약형(reduced form) 모형을 추정하여, 이들 투입의 단위가격에 대한 은행수입의 탄력성의 합을 구하여 도출한다. 본고에서는 1999～2001년 중 패널회귀식을 임의효과(random effect)모형을 이용하여 H-통계량을 추정하였는데, 총자산대비 총수입 비율을 종속변수로 사용한 결과 우리나라의 은행산업이 동 기간 중 독점적 경쟁상태에 있었으며, 또한 균형상태에 있었던 것으로 파악되었다. 또한, 1999～2001년 중 개별 년도에 대하여 횡단면 회귀식을 OLS로 추정한 경우에도 동일한 결론을 얻을 수 있었다.

핵심주제어: H-통계량, 은행산업의 독점도, 집중도, 경쟁가능시장이론

JEL classification: G2 Financial Institutions and Services

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* 공주대학교(bongkim@knu.kongju.ac.kr)

** 예금보험공사(sechun@kdic.or.kr)

I. 서 론

우리나라는 외환위기 이후 부실은행의 퇴출 및 은행간 합병으로 인하여 은행(일반은행 및 농수축협 기준) 수가 외환위기 직전 29개에서 2001년말 현재 14개로 크게 감소하고 대형은행이 등장하면서 은행산업의 집중도가 상승하였다. 은행산업의 집중도를 측정하는 데 사용되는 지표인 CR(concentration ratio)지표와 허핀달-허쉬만지표(Herfindahl-Herschman Index: HHI)로 볼 때에도 외환위기 이후 우리나라 은행산업의 집중도가 크게 증가한 것을 알 수 있다.

이에, 집중도 상승에 따른 부작용 즉, 은행서비스 이용자의 부담증가, 통화신용정책의 유효성 제약, 시스템리스크의 증대 가능성, 중소기업에 대한 지원축소 가능성 등을 점검해야 한다는 주장도 제기되고 있다(김욱중 2002). 시장집중도의 과도한 상승에 따른 부작용에 대한 우려는 전통적인 독점력가설(monopoly power hypothesis)에 기초하고 있다. 이에 따르면 시장집중도 상승시 담합비용이 감소하여 비경쟁적 가격설정 행동이 유발된다. 이에 따라 경쟁적인 가격에 비해 높은 대출금리와 낮은 예금금리가 설정되어 은행서비스 이용자의 부담이 증가하고, 신용공급 규모가 축소되는 등의 후생비용(welfare cost)을 지불하게 되므로 정부의 규제감독 강화가 요구된다는 것이다.

그러나 이러한 전통적 견해는 경쟁가능시장이론(CMT: Contestability Market Theory)에 의해서 그 타당성을 의심받게 되었다(Baumol 1982). 경쟁가능시장이론에 의하면 은행의 진입과 퇴출이 자유로운 시장에서는 활동하는 기업의 수와 혹은 집중도와는 독립적으로 잠재적인 경쟁자의 진입에 대한 우려로 인하여 기존의 기업들은 경쟁적인 행태를 보인다는 것이다. 따라서 집중된 은행시장이 소수의 대규모 은행에 의해 지배되더라도 이 시장은 효율적으로 경쟁적인 시장이 될 수 있으며, 이 경우 일부 금융중개기관의 시장에 대한 지배력의 정도에 대해서 염려하지 않아도 된다는 것이다. 이들 이론에 의하면 집중도에 대한 분석만으로 은행산업의 구조에 대한 결론을 얻을 수 없음으로, 시장의 경쟁행태에 관한 가설을 검정하는 작업이 필요하다. 이를 위하여 산업조직론의 새로운 실증분석(New Empirical Industrial Organization: NEIO)방법이 활용되고 있으며 Panzar and Rosse(1987)의 [eqn: H]-통계량은 그 중의 중요한 예이다.

이에 본고에서는 Panzar and Rosse(1987)의 H-통계량을 사용하여 1999～2001년간 우리나라 은행산업의 경쟁도를 분석하고자 한다. 먼저 II장에서는 은행의 경쟁도를 측정하는 방법에 대한 소개와 본고에서 사용하고자 하는 H-통계량을 설명한다. III장에서는 우리나라 은행산업의 집중도 변화추이를 살펴본 후 H-통계량을 사용한 우리나라 은행산업의 실증분석 결과를 제시하고, 마지막으로 IV장에서 결론을 요약한다.

II. 문헌 연구

1. 은행의 경쟁도 측정 방법

은행의 경쟁도(degree of competition)를 측정하는 방법에 관한 연구문헌은 크게 구조적 접근법(the structural approach)과 비구조적 접근법(the non-structural approach)으로 나뉜다. 구조적 접근법의 이론적 틀은 다시 구조행태성과(SCP: Structure-Conduct-Performance)모형과 효율적 구조가설(ESH: Efficient Structure Hypothesis) 및 기타 산업조직론에 기초한 다양한 접근법으로 분류된다. 구조행태성과모형이 집중도가 높은 시장에서 대형은행들의 담합적인 행위로 인하여 뛰어난 영업성과를 초래하는지를 분석한다면, 효율적 구조가설은 대형은행들의 뛰어난 업무성과가 이들 대형은행의 효율성에 의한 것인지를 분석한다.

구조행태성과모형은 시장구조와 경쟁도의 관계에 관한 전통적인 견해로서 Mason(1939)과 Bain(1951)에 의해 주창되었다. 구조행태성과모형에서는 산업내 기업의 수, 기업의 유형, 각 기업의 시장점유도, 시장의 집중도, 및 진입장벽 등 시장구조에 관한 정보를 사용한 시장구조의 직접적 분석을 통해 기업의 경쟁적인 행동을 유출한다. Bain(1951)은 시장이 보다 집중적이 되면 시장참가자들 사이에 담합적인 행동이 현저하게 되어 이들의 경영성과가 우월해진다고 주장한다. 즉, 은행산업의 집중도강화는 시장지배력(market power)을 생성시켜서 각 은행이 낮은 예금이자율과 높은 대출이자율을 유지함으로써 독점이익을 얻게 된다는 것이다. 이 견해는 집중된 시장에서 은행은 기술과 진입의 장벽 때문에 잠재적인 경쟁자를 무시할 수 있다는 것을 가정한다. 이러한 견해에 따르면, 정부는 은행의 인수와 합병을 관찰하면서 반독점정책을 실시해야 한다는 것이다.

그러나, 이러한 전통적인 견해는 Demsetz(1974)와 Peltzman(1977)의 효율적 구조가설에 의해 비판받았다. 효율적구조가설은 기업의 이윤과 시장의 집중도 사이의 정(正)의 상관관계를 다르게 해석한다. 즉, 이러한 정(正)의 상관관계는 시장의 지배도의 결과가 아니라 시장의 점유도가 큰 기업의 효율성 때문에 발생한다고 보는 것이다. 매우 효율적인 은행은 현재의 가격과 기업의 규모를 유지하여 이윤을 극대화하거나 혹은 가격을 인하하고 기업의 규모를 확대하여 이윤을 극대화한다는 두 가지의 상이한 전략을 수행할 수 있는데, 은행이 후자의 전략을 선택하는 경우 가장 효율적인 은행은 다른 여타 비효율적인 은행의 희생으로 시장지배도를 제고시키게 되고 따라서 은행의 효율성은 시장집중도를 제고시키는 주요한 원인이되는 것이다. 즉, 효율성이 높은 기업이 기존의 시장점유율과 가격수준에서 해당 기업의 효율성의 우위를 이용하기 보다는 시장점유율을 높이려는 전략적인 결정 결과 집중도가 상승한다는 것이다. 효율적구조가설은 1) 시장점유도, 2) 은행의 효율성 3) 이윤의 순서로 인과관계가 성립하며, 시장 집중도와 수익성간에는 인과관계가 없다고 본다.

구조적 접근법은 Baumol(1982)의 경쟁가능시장이론(CMT: Contestability Market Theory)에 의해서 그 타당성을 의심받게 되었다. 경쟁가능시장이론에서는 기업들이 자신의 자본을 잃지 않고 시장에 신속하게 진입하거나 이탈할 수 있다고 가정하고 또한 잠재적인 경쟁자는 기존의 기업들과 같은 비용함수를 보유하고 있다고 본다. 이에 의하면 진입과 퇴출이 자유로운 시장에서는 집중된 산업의 기업도 활동하는 기업의 수와는 독립적으로 잠재적인 경쟁자의 진입에 대한 우려로 인하여 경쟁적인 행태를 보인다는 것이다. 따라서 은행시장이 소수의 대규모 은행에 의해 지배되더라도 이 시장은 효율적이고 경쟁적인 시장이 될 수 있으며, 정책당국자는 금융시장이 경쟁가능(contestable)하면 일부 금융중개기관의 시장에 대한 지배력의 정도에 대해서 염려하지 않아도 된다는 것이다.

구조적 접근법에 대한 이론적․실증적 분석의 한계에 대한 대안으로서 시장의 경쟁조건(contestability)을 판단하기 위하여 산업조직론의 새로운 실증분석연구(NEIO: New Empirical Industrial Organization approach)를 활용하고 시장 전체의 혹은 개별기업의 자료를 사용하는 비구조적 접근법이 개발되었다. 비구조적 접근법하에서는 은행의 경쟁도 측정시 시장구조에 관한 명시적인 정보를 사용하지 않고 은행의 경쟁적인 행위에 대한 분석을 강조한다. 비구조적 모형은 은행이 활동하는 시장구조에 따라서 은행이 상이하게 행동한다는 것을 인정하며, 보다 집중된 시장에서 시장지배력을 크게 발휘한다는 주장에는 분명한 증거가 없다고 주장한다. 비구조적 접근법으로는 Iwata Model, Bresnahan Model, 그리고 Panzar and Rosse(P-R) 모형 등이 있다.

Bresnahan(1989)은 산업데이터를 사용하여 은행산업을 포함해서 다수의 산업에 대해서 경쟁도를 연구하였다. 그는 가격함수뿐만 아니라 공급 및 수요함수를 동시에 추정하여 독점력을 나타내는 지수를 추정하는 방법을 개발하였다.

2. Panzar and Rosse(P-R) 모형: H-통계량

Panzar and Rosse(1987)는 개별기업의 자료를 사용하여 과점(oligopolistic), 경쟁적(competitive) 그리고 독점적(monopolistic) 시장모형을 만들어 이들 모형을 테스트하는 방법을 개발하였다. 이 방법은 개별 기업 혹은 은행의 축약형 수입함수(reduced form revenue function)에 기초하여 H-통계량을 도출하고 이를 활용하여 은행이 활동하는 산업의 경쟁구조를 추론하는 것이다.

이 테스트는 은행과 산업수준에서 이윤을 극대화하는 지점에서의 균형 산출물과 은행수를 결정하는 일반은행시장모형으로부터 출발한다. 먼저 개별 은행 i가 한계수입과 한계비용이 일치하는 점에서 이윤을 극대화한다.

[eqn: { R}`_{i } ^{' }( { x}_{i }, n, { z}_{i }) - { c}`_{i } ^{' }( { x}_{i }, { w}_{i }, { t}_{i })=0]	(1)

여기서 [eqn: { R}_{i }]는 수입을[eqn: { C}_{i }]는 은행 i의 비용을(위첨자 `는 ‘한계’를 의미),[eqn: { x}_{i }]는 은행 i의 산출물을, n은 은행수,[eqn: { w}_{i }]는 은행 i에 대한 m요소 투입가격의 벡터,[eqn: { z}_{i }]는 은행의 수입함수를 이동시키는 외생변수 벡터,[eqn: { t}_{i }]는 은행의 비용함수를 이동시키는 외생변수 벡터이다.

두 번째로, 시장수준에서, 균형하에서는 ‘0’의 이윤제약이 성립한다.

[eqn: { R}`_{i } ^{* }( { x}^{* }, { n}^{* }, z) - { C}`_{i } ^{* }( { x}^{* }, w, t)=0]	(2)

여기서 위첨자 *는 균형가를 의미한다. 시장지배력(market power)은 요소투입비용의 변화([eqn: { dw}_{ki }])가 은행 i에 발생하는 균형수입([eqn: { dR}`_{i } ^{* }])에 반영되는 정도에 의해 측정된다. Panzar and Rosse는 경쟁도의 측정지표인 H-통계량을 요소가격에 대한 축약형 수입함수의 탄력성의 합으로 정의하였다(Panzar and Rosse 1987, Vesala 1995).

[eqn: H= SUM from { {k }=1} to m { { PARTIAL R}`_{i } ^{* } } over { { PARTIALw }_{ki } } { { w}_{ki } } over { { R}`_{i } ^{* } }]	(3)

Panzar and Rosse는 은행이 활동하고 있는 시장이 독점이라면 투입가격의 증가는 한계비용을 증가시키고 균형 산출량을 감소시켜 수입을 감소시키며, 따라서 [eqn: H]-통계량의 값은 0 혹은 0보다 작음을 보였다. 독점기업이 e>1인 상수의 가격탄력성을 지닌 수요함수에 직면하고, 콥더글러스(Cobb-Douglas)기술의 constant returns to scale을 적용할 경우, Panzar and Rosse는 H-통계량이 e-1이 됨을 보였다. H-통계량은 독점적 시장지배력의 러너지수(Lerner index) 추정치인 L=(e-1)/e=H/(H-1)를 산출함으로, 부호와는 별개로 H-통계량의 크기도 중요하다.

이와 관련하여 Vesala(1995)는 시장진입의 위협이 없어 은행수가 고정되어 있는 독점적 경쟁(monopolistic competition)의 경우에도 동일한 결과가 산출됨을 보였다.

한편, 독점적 경쟁(monopolistic competition), 완전 경쟁(perfect competition) 그리고 다른 과점체제하에서의 H-통계량은 정(正)의 값을 갖는다. 이들 모형에서는 개별은행의 수입함수는 실제로 혹은 잠재적으로 존재하는 경쟁자의 의사결정 행위에 의존하게 된다. 독점적경쟁과 완전경쟁 모형의 분석은 챔벌린균형모형(Chamberlinian equilibrium model)의 비교정태분석에 기초하는데, 이들 모형에서는 은행의 구조적 수입 방정식에 균형하에서는 진입의 장벽이 없어 ‘0’의 이윤을 얻는다는 가정을 통해 은행간 상호 의존관계를 적용시킨다.

‘시장이 장기균형(long-run equilibrium)하에 있다‘는 일반적인 가정하에 시장구조가 독점적 경쟁하에 있다면 H[eqn: <=]1임이 증명될 수 있다. 양(+)의 H-통계량은 은행의 시장구조가 독점적 경쟁시장과는 양립하나 독점에서처럼 개별은행의 이윤극대화의 경우와는 일치하지 않는다. 즉, 은행의 생산은 증가하나, 가격은 개별 은행의 경우 최적의 경우보다 낮아 투입재 가격의 변화보다 작은 비율로 수입이 증가하게 된다. 선험적으로, 경쟁적 독점구조는 은행간 핵심사업은 어느 정도 동일하나, 은행간 산출물의 차별화가 존재하고 또한 은행은 산출물의 질, 광고 등에서는 차이가 있다는 일반적으로 관측되는 사실과 일치한다는 점에서 은행간의 상호작용을 가장 그럴듯하게 특징짓는 경쟁구조라고 생각할 수 있다.

완전경쟁 시장구조하에서는 H-통계량의 값은 1이 된다. 이 경우 투입재의 가격이 비례적으로 증가할 경우 개별 은행의 최적의 균형산출량을 변화시키지 않는 가운데 동일한 비율로 한계비용과 평균비용을 증가시킨다. 이때 경쟁에서 생존하기 위해 은행들은 증가된 비용을 커버할 때까지 가격(예를 들면 대출이자율 등)을 인상하도록 강요받을 것이다. 이 조정과정에서 비효율적인 기업은 효율적 기업에 의하여 합병되거나 궁극적으로 경쟁에서 도태된다. 은행산업에서 은행수가 감소하게 되면 생존한 은행이 직면하게 되는 수요는 증가한다. 이때 산출물의 가격은 인상되고 같은 크기로 비용도 상승한다. Shafer(1982)는 완전 경쟁가능한(contestable) 시장에서 자연독점기업의 경우에도 H-통계량의 값이 1된다는 것을 보여주었다.

<표 1>   H-통계량의 해석

균형여부 검정
H=0	균형
H<0	불균형
시장의 경쟁조건
[eqn: H LEQ 0]	독점 또는 완전한 담합하의 과점
[eqn: H=1]	완전경쟁 또는 자연독점
[eqn: 0<H<1]	독점적 경쟁

한편, Panzar and Rosee(1987)의 방법론을 은행산업에 적용시키기 위해서는 은행이 단일의 산출물을 생산하는 기업이라고 가정해야 하는데, 이는 은행을 금융중개기능을 수행하는 것으로 간주하는 소위 ‘중개접근법(intermediation approach)’과 일치한다. 일반적으로 은행의 산출물을 측정하는 방법에는 기본적으로 두가지가 있다(Colwell and Davis 1992). 먼저, 생산접근법(production approach)하에서는 은행은 자본과 노동을 사용하여 다양한 범주의 대출과 예금계좌를 생산하는 기업으로 간주된다. 이 경우 산출물은 계좌수 혹은 거래량으로 측정되며, 총비용은 이러한 산출물을 생산하는데 사용되는 모든 운영경비를 포함한다.

이에 반해 중개접근법(Sealey and Lindley, 1977)하에서 은행은 대출이나 예금계좌서비를 생산하는 기업이라기 보다는 금융서비스를 중개하는 기관으로 간주된다. 그리고 대출이나 투자의 가치는 산출물의 측정치로서 사용된다. 즉, 노동과 실물자본은 이러한 과정에서의 비용이고 따라서 운영비용은 물론 이자비용도 관련된 비용에 포함된다.

Bikker and Haaf(2000)가 지적한 것처럼, H-통계량의 사용시 중요한 점은 H-통계량이 유효하기 위해서는 은행이 장기균형하에 있어야 한다는 것이다. 균형여부를 결정하기 위하여 경쟁적인 자본시장하에서는 위험을 조정한 수익률은 은행들간에 동일해질 것이라는 사실을 활용할 수 있다. 이 경우 수익률은 투입요소의 가격과 상관관계를 갖지 않게 될 것이다. 은행산업이 균형상태에 있는가를 H-통계량을 사용하여 확인할 수 있는데, 이때 투입가격의 변화에 대한 자산 수익률(Return on Assets: ROA)의 탄력성의 합이 H-통계량이 된다. 이때, H-통계량이 0이면 은행산업은 균형상태에 있고 0보다 작으면 불균형상태에 있는 것으로 해석한다.

Panzar-Rosse의 접근법을 사용해서 은행산업의 시장구조를 분석하는데는 다음의 3가지의 문제점이 있다. 첫째, Panzar-Rosse의 검정통계량은 정태적 (과점)모형에 기초하에 개발된 것으로 동태적 (과점)모형에서는 [eqn: H]-통계량의 값에 따라 시장구조를 판단할 수 없다. 둘째, 투입시장의 구조에 관한 가정에 관한 문제이다. 즉 한편으로는 투입시장의 완전경쟁을 가정하면서 다른 한편으로는 각 은행에 특수한 요소가격의 존재를 가정하는 것이다. 셋째는 추정된 탄력성의 하향 편기(downward bias in the estimated elasticities)가 은행자산 포트폴리오의 만기구조로부터 발생된다는 것이다. 고정요율로 설정된 계약에서 만기가 길어지면 은행이 직접적인 가격조정을 할 수 없기 때문에 심지어는 완전경쟁시장에서조차 지연된 가격의 변화는 탄력성에 대한 추정치에 하향 편기(downward bias)를 발생시킬 수 있다.

하지만 이러한 단점에도 불구하고 Panzar-Rosse의 방법이 광범하게 사용되는 것은 필요한 데이터를 비교적 쉽게 구할 수 있기 때문이다. 즉, 산출가격, 산출량 또는 비용은 수입에 비해 일반적으로 관측이 용이하지 않으며, P-R 방법에서는 산출가격이 아닌  수입(revenue)이 추정되기 때문에 데이터의 가용성이 연구수행의 제약조건으로 작용하지 않는다.

III. 실증분석 결과

1. 우리나라 은행산업의 집중도 변화 추이

은행산업의 집중도를 측정하는데 주로 사용되는 지표로는 [eqn: CR](concentration ratio)지표와 허핀달-허쉬만지표(Herfindahl - Herschman Index: HHI)가 있다. [eqn: CR]지표는 은행산업에서 상위 [eqn: n]개사의 시장점유율을 합계하여 구한다. 예를 들면 은행총자산이 은행의 전반적인 활동을 나타내는 대리변수라면, 상위 [eqn: n]개 은행의 총자산을 은행산업전체의 총자산으로 나누어서 [eqn: CR]지표를 구할 수 있다. 반면, [eqn: HHI]는 각 은행의 시장점유율의 제곱을 합계하여 작성한다.

우리나라의 경우 외환위기 이전인 1996년 말에는 [eqn: CR_{ 3 }]가 34%를, [eqn: HHI]는 682을 기록하여 은행예금시장이 비교적 경쟁적인 시장이었음을 암시하고 있다. 그러나, 외환위기 이후 은행부문의 구조조정으로 부실은행이 퇴출되고 은행간 합병이 추진되면서 은행 예금시장의 집중도가 상승하였다. 특히 2001년에는 우리금융지주회사가 출범한데다 국민․주택은행이 합병한 결과, [eqn: CR_{ 3 }]는 54.7%, [eqn: HHI]는 1367를 기록하였다. 이러한 예금시장의 집중도는 미국 법무성 합병가이드라인을 준용할 경우 예금시장은 이미 다소 집중된 시장으로 판단된다.

미국 법무성은 합병가이드라인(Merge Guidelines)에서 [eqn: HHI]가 1000미만이면 경쟁적 시장, 1000-1800이면 다소 집중된 시장, 1800이상이면 매우 집중된 시장으로 간주한다고 밝히고 있다. 미국 법무성은 기업합병으로 인해 [eqn: HHI]가 200 포인트 이상 상승하여 1800을 초과할 것으로 예상되는 상황에서, 합병으로 인한 효율성 증대효과 등이 검증되지 않을 경우 동 합병을 인가하지 않을 수 있다.

한편, 우리나라 은행의 대출시장의 집중도는 예금시장과 비슷한 유형을 보이고 잇다. 외환위기 이전인 1996년말에는 은행 대출시장의 [eqn: CR_{ 3 }]지수는 34.8%를, [eqn: HHI]지수는 676을 기록하여 은행 대출시장이 상당히 경쟁적이었음을 암시하나, 외환위기이후 은행부문의 구조조정 등으로 집중도가 크게 상승하였으며, 특히 국민․주택은행의 합병 후에는 [eqn: CR_{ 3 }]과 [eqn: HHI]가 57.5%와 1496으로 상승하였다. 이상으로 볼 때 우리나라 은행대출시장은 이미 다소 집중된 시장으로 판단되며, 예금시장에 비해서도 집중도가 다소 높은 것으로 나타났다(김욱중 2002).

이렇게 외환위기 이후, 우리나라의 은행산업의 집중도가 크게 증가한 것으로 나타났으나 집중도의 상승이 각 은행들이 예금 및 대출금리 결정 등 영업활동에 있어 독점력을 행사하는 정도를 강화시켰는지를 판단하기 위해서는 보다 엄밀한 분석이 요구된다. 다음절에서는 우리나라 은행산업의 경쟁도를 평가하기 위한 실증분석 결과를 제시한다.

<표 2>  은행예금 및 은행대출시장의 집중도 추이

		1995말	1996말	1997말	1998말	1999말	2000말	2001.6말	국민․주택 합병후
예금	[eqn: HHI]	676	682	654	866	830	913	1005	1367
	[eqn: CR_{ 1 }], %	11.4	12.0	11.6	17.0	14.3	15.0	15.2	27.1
	[eqn: CR_{ 3 }], %	33.2	34.0	33.6	39.0	36.9	39.7	42.6	54.7
	[eqn: CR_{ 5 }], %	47.8	48.7	47.1	51.1	51.2	54.7	57.8	70.1
대출금	[eqn: HHI]	678	676	693	899	924	1011	1087	1496
	[eqn: CR_{ 1 }], %	12.6	12.6	13.5	15.7	14.8	15.9	16.2	29.5
	[eqn: CR_{ 3 }], %	34.8	34.8	36.3	42.9	42.4	45.9	46.7	57.5
	[eqn: CR_{ 5 }], %	48.4	48.2	49.1	59.4	60.3	62.7	66.6	72.1

자료: 한국은행, 『우리나라 은행산업의 집중도 변화 분석』

2. 실증분석 모형

본고에서는 우리나라 은행산업의 경쟁도를 측정하기 위해서 Shaffer(1982,1985), Nathan and Neave(1989), Molyneux et al.(1994)와 Hondroyiannis et al. (1999)의 예를 따라 다음의 회귀식을 추정하였다.

[eqn: ln`TREV`=` alpha _{ 0` } + alpha _{ 1 } lnPL`+``` alpha _{ 2 } lnPK+``` alpha _{ 3 } lnPF`+` alpha `_{ 4 } lnRISKASS+` alpha _{ 5 } lnASSET]	[eqn: + alpha _{ 6 } lnBR+` epsilon]	(4)

또한 은행산업의 균형여부를 검정하기 위해서 다음의 회귀식을 추정하였다.

[eqn: ln`ROA`= beta _{ 0 } +_{ } beta _{ 1 } lnPL`+ beta _{ 2 } lnPK+ beta _{ 3 } `lnPF`+ beta _{ 4 } lnRISKASS+beta _{ 5 } lnASSET]

[eqn: + beta _{ 6 } lnBR`+` upsilon]	(5)

여기서 [eqn: TREV] = 총수입/총자산,  [eqn: ROA] = 순이익/총자산

[eqn: PL] = 인건비/피고용자수(단위노동가격)

[eqn: PK] = 자본비용/고정자산(자본단위가격)

[eqn: PF] = 이자비용/자기자금(own fund)

[eqn: RISKASS] = 대손충당금/ 자산

[eqn: ASSET] = 총자산

[eqn: BR] = 각은행의 지점수/ 전체은행의 지점수 이다.

식 (1)에서는 설명변수로 개별 은행에 특수한 변수와 시장전체에 특수한 변수가 포함되어 있다. 개별은행의 위험도를 나타내기 위해서 (대손충당금/자산)인 [eqn: RISKASS]을 사용했다. 대손충당금의 규모가 높을수록 높은 수입을 초래하기 때문에 이 변수는 종속변수인 [eqn: TREV]와 양의 상관관계를 보일 것으로 예상된다. 우리나라 은행의 규모의 경제를 포착하기 위해서 총자산을 나타내는 변수인 [eqn: ASSET]를 사용하였다. 은행의 총지점수에 대한 개별은행의 지점수의 비율을 나타내는 [eqn: BR]은 은행의 크기를 나타내는 대리변수로 사용하였다.

은행산업의 구조를 살펴보기 위해서 사용할 [eqn: H]-통계량은 식 (1)에서 추정된 [eqn: alpha _{ 1 }] 과 [eqn: alpha _{ 2 }] 및 [eqn: alpha _{ 3 }]의 합이 된다. 은행산업의 균형여부를 판단할 때 사용될 H-통계량은 식 (2)에서 추정된 [eqn: { beta }_{1 }]과 [eqn: { beta }_{2 }] 및 [eqn: { beta }_{3 }]의 합으로 계산된다. 귀무가설 H=0이나 H=1은 Wald 검정법을 사용해서 검정할 수 있다.

3. 실증분석 결과

먼저, 외환위기 이후 1999～2001년 중 우리나라 은행산업의 시장구조와 은행산업의 균형달성 여부를 분석하기 위하여 식 (1)과 (2)를 패널회귀식의 임의효과(random effect)모형으로 추정하였다. 추정결과는 <표 3>에 요약되어 있다. 대체적으로 회귀식의 계수는 유의성이 낮고 [eqn: R^{ 2 }]은 각각 0.25와 0.37를 보이고 있어 모형의 적합도가 비교적 낮은 편이다.

[eqn: TREV]를 종속변수로 하는 회귀식을 추정하여 우리나라 은행산업의 경쟁구조를 판단할 수 있는데, 이 경우 자기자금의 단위비용을 나타내는 [eqn: PF]의 회귀계수만이 유의한 것으로 나타났다. 노동의 단위가격이 상승하면 은행의 수입은 감소하는 것으로 나타났고, 자본과 자기자금의 단위비용이 증가하면 은행의 수입은 증가하는 것으로 나타났다.

[eqn: RISKASS]의 계수는 양(+)으로 추정되어 자산대비 대손충담금 비율이 높을수록 은행수입이 증가하는 것으로 나타났다. [eqn: ASSET]의 계수는 음(-)으로 추정되어 은행간 규모에 의해 발생되는 차이는 수입을 감소시키는 것으로 나타났다. BR의 계수는 양(+)으로 추정되어 은행 점포수가 많으면 수입이 증가하는 것으로 나타났다.

Wald검정법에 의하면 H=1의 귀무가설을 0.1%의 유의수준에서 기각할 수 있으나, H=0의 귀무가설은 63.6%의 유의수준에서 기각할 수 있는 것으로 나타났다. 이는 H-검정통계치가 양의 값(H=0.1279)을 갖고, 1과는 통계적으로 유의적으로 다르며 0과는 유의적으로 다르지 않다는 것을 의미한다. 즉, [eqn: 0 <= `H`<`1]을 의미하여 우리나라 은행산업이 1999～2001년 사이에 독점적 경쟁(monopolistic competition)의 시장구조를 나타낸 것으로 볼 수 있다.

또한 은행산업이 균형상태인가를 판단하기 위해서 [eqn: ROA]를 종속변수로 하는 패널회귀식을 추정하였다. 노동, 자본 및 자기자금(own funds) 단위가격의 회귀계수의 추정치는 10%의 유의수준에서 유의적으로 나타났다. 자기자금의 단위비용이 증가하면 [eqn: ROA]가 하락하지만, 노동과 자본의 단위가격이 상승하면 [eqn: ROA]가 상승하는 것으로 나타났다. 은행산업이 균형상태인가를 검정하기 위해 [eqn: H=0]의 귀무가설을 Wald검정법으로 검정한 결과 25%의 유의수준에서 귀무가설을 기각할 수 있다는 결과를 얻었다. 따라서 1999～2001년의 기간에 우리나라 은행산업은 균형상태에 있었다고 볼 수 있다.

우리나라 은행산업의 산업구조를 연도별로 살펴보기 위하여 1999～2001년의 각 년도의 데이터를 사용하여 횡단면회귀식을 OLS로 추정하였으며, 추정결과는 <표 4>와 <표 5>에 정리되어 있다. 우리나라 은행산업의 경쟁도를 검정하기 위해 [eqn: TREV]를 종속변수로 사용해서 횡단면데이터로 회귀식을 추정한 결과 노동의 단위비용에 대한 회귀계수의 부호만 3년간 동일하게 나타났다. 즉 노동의 단위비용이 상승하면 수입은 감소하였다. 그러나, 다른 변수들의 회귀계수 추정치의 부호는 일관성있게 나타나지 않았다. Wald검정법을 사용한 결과, H=1의 귀무가설은 10% 이하의 유의수준에서 모두 기각되었고 H=0의 귀무가설은 10% 이상의 유의수준에서 모두 기각되었다.

<표 3> 패널회귀식의 추정결과: 표본기간 1999～2001년

	[eqn: TREV]	[eqn: ROA]
상수	0.1262 (0.051)	7.8234 (0.431)
[eqn: PL]	-0.1402 (-0.611)	3.2927 (1.773)
[eqn: PK]	0.0083 (0.082)	1.3648 (1.858)
[eqn: PF]	0.2597 (2.205)	-2.1608 (-2.335)
[eqn: RISKASS]	0.8799 (0.441)	-10.1905 (-0.612)
[eqn: ASSET]	-0.1664 (0.140)	-0.1481 (-0.142)
[eqn: BR]	0.2133 (1.173)	-0.5026 (-0.378)
[eqn: R^{ 2 }]	0.3738	0.2568
[eqn: Wald] 검정통계량 [eqn: H=1]	10.3647 (0.001)	-
[eqn: Wald] 검정통계량 [eqn: H=0]	0.2227 (0.636)	1.3177 (0.250)
[eqn: H]값	0.1279	-
표본수	48	48

주: 회귀계수 추정치 아래 ( )는 [eqn: t]-값이고, [eqn: Wald]검정 통계량 아래 ( )는 [eqn: p]-값

이를 자세히 살펴보면 1999년과 2001년에는 H값이 각각 -0.5373와 -0.5227로 음수의 값으로 추정되었고 1과는 유의적으로 다르며 0과는 유의적으로 같은 것으로 분석되었다. 2000년에는 H값이 0.0654로 양의 값으로 추정되었고 1과는 유의적으로 다르고 0과는 유의적으로 같다. 이에 따라 우리나라의 은행산업은 이 기간중에 독점적 경쟁상태하에 있었다고 할 수 있다.

은행산업이 균형상태에 있는가를 검정하기 위해 ROA를 종속변수로 사용한 경우 자본의 단위가격이 상승할 때 ROA는 3년 모두 증가하는 것으로 나타났고 자금의 단위가격이 상승할 때 ROA는 3년 모두 하락하는 것으로 나타났다. Wald검정법을 사용해서 귀무가설 H=0을 검정한 결과, 1999년에는 26.6%, 2000년에는 46.6%, 2001년에는 32.8%의 유의수준에서 귀무가설을 기각하는 것으로 나타났다. 즉 1999～2001년의 기간 중 우리나라 은행산업은 균형상태에 있었다고 할 수 있다.

<표 4> 은행산업의 경쟁조건 검정결과

	1999	2000	2001
종속변수	[eqn: TREV]	[eqn: TREV]	[eqn: TREV]
상수	-1.8996 (-0.673)	2.0439 (0.551)	-3.6735 (-1.736)
[eqn: PL]	-0.5762 (-1.926)	-0.4562 (-0.874)	-0.2558 (-1.082)
[eqn: PK]	-0.0535 (-0.524)	0.2124 (1.487)	-0.1360 (-1.126)
[eqn: PF]	0.0924 (0.828)	0.3092 (1.387)	-0.1309 (-1.174)
[eqn: RISKASS]	-6.1636 (-2.642)	5.1179 (1.580)	15.3416 (2.482)
[eqn: ASSET]	-0.0624 (-0.382)	-0.2905 (-1.353)	0.0294 (0.260)
[eqn: BR]	0.1689 (0.7959)	0.2758 (0.973)	-0.0303 (-0.248)
[eqn: R^{ 2 }]	0.6463	0.6650	0.6549
[eqn: H]-값	-0.5373	0.0654	-0.5227
[eqn: Wald] 검정통계량 [eqn: H=0]	2.6001 (0.106)	0.0133 (0.907)	2.5181 (0.112)
[eqn: Wald] 검정통계량 [eqn: H=1]	21.2839 (0.000)	2.7336 (0.098)	21.3748 (0.000)

주: 회귀계수 추정치 아래의 ( )는 [eqn: t]-값, Wald 검정 통계량 아래의 ( )는 [eqn: p]-값임

<표 5>   은행시장의 균형여부 검정

	1999년	2000년	2001년
종속변수	[eqn: ROA]	[eqn: ROA]	[eqn: ROA]
상수	-12.6415 (-0.253)	13.9225 (1.133)	1.0604 (0.066)
[eqn: PL]	6.3179 (1.194)	1.8929 (1.094)	-2.7079 (-1.175)
[eqn: PK]	1.0874 (0.602)	0.1667 (0.352)	0.0951 (0.105)
[eqn: PF]	-0.8578 (-0.4.34)	-3.4238 (-4.635)	-0.4298 (-0.514)
[eqn: RISKASS]	36.1160 (0.875)	-54.4973 (-5.078)	-21.1538 (-0.456)
[eqn: ASSET]	1.0339 (0.357)	-0.6367 (-0.894)	-0.0308 (-0.036)
[eqn: BR]	-3.0476 (-0.811)	0.7015 (0.747)	0.5519 (0.603)
[eqn: R^{ 2 }]	0.3797	0.8885	0.5013
Wald 검정통계량 H=0	1.2346 (0.266)	0.5298 (0.466)	0.9565 (0.328)

주: 회귀계수 추정치 아래의 ( )는 [eqn: t]-값, Wald검정 통계량 아래의 ( )는 [eqn: p]-값임

IV. 결 론

우리나라의 은행산업은 외환위기 이후 2차에 걸친 은행구조조정을 통해 은행의 건전성과 수익성이 제고되어 경쟁력이 강화되었으나, 이러한 과정에서 부실은행의 퇴출과 은행간 합병이 이루어지면서 은행수가 급격하게 감소하였고, 은행예금과 대출시장에서의 집중도가 크게 상승하였다. 이러한 은행집중도의 증가로 은행들이 예금과 대출의 금리결정 등 은행의 영업활동에 있어서 독점력을 행사하는 정도가 높아졌는가는 금융정책당국뿐만 아니라 금융소비자들의 관심사가 되고 있다.

이에 본고에서는 산업조직론의 새로운 실증분석(New Empirical Industrial Organization : NEIO)방법을 활용한 Panzar and Rosse(1987)의 H-통계량을 사용하여 우리나라 은행시장의 경쟁도를 평가하였다. H-통계량은 은행수입(bank revenue)의 축약형(reduced form)을 추정하여, 은행산업의 생산에서 사용되는 투입을 노동, 물적 자본 및 자기자금으로 정의하고, 이들 투입의 단위가격에 대한 은행수입의 탄력성의 합을 도출하여 구한다.

자료의 제약으로 1999～2001년에 대해서 임의효과(random effect)모형으로 패널회귀식을 추정하였으며, 또한 개별 년도에 대해서 횡단면으로 회귀식을 추정하였다. 총자산대비 총수입 비율을 종속변수로 사용한 패널회귀식 추정결과 우리나라의 은행산업이 동 기간 중 독점적 경쟁상태에 있었다는 결과를 얻었으며, 또한 우리나라 은행산업이 이 기간중 균형상태에 있었던 것으로 파악된다. 이러한 분석을 1999～2001년 중 개별 년도에 대해 횡단면 회귀식을 OLS로 추정했을 때에도 동일한 결론을 얻었다.

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