西部地區金融結構與經濟增長

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關于農村金融改革的效率問題，仍然沒有一致性的結論。一部分學者的研究認為，農村新型金融機構有利于農業發展。其一是論證了農村正規金融系統缺乏效率，進而指出農村金融改革的必要性。代表性研究有：Stiglitz等從信息經濟學角度提出的信貸配給模型說明農村新型金融機構的產生是金融的誘致性引發的［11］；Brandt等認為國家金融系統作為一個再分配機制，使金融資源從農村向城市分配，貧窮的農民得不到貸款［12］；Bell等從金融市場的“二元性”出發，分析了城市市場與農村市場的溢出效應，說明了正規金融要求擔保會促使更多的貸款者轉向民間借貸市場［13］；汪三貴指出在農村正規金融機構存在金融抑制問題，農業企業貸款困難，同時對農業提供全方位的金融服務的金融機構并不多［14］；何廣文指出由于農業的內生性，必然導致正規金融服務缺位［15］。其二是論證了新型金融機構對農業發展的正向效應。代表性研究有：Khandkerchief［16］、Elizabeth［17］認為民間非政府組織寬松的小額信貸使貧困者更好地增加了收入；陳雪飛［18］從滿足農村金融需求、運行效率等方面比較了民間自由借貸與農村信用社的制度性優劣，認為民間自由借貸靈活及時，具有一定的效率；林毅夫等從信息不對稱的角度分析了正規金融機構難以克服信息不對稱造成的逆向選擇問題，而非正規金融機構在收集中小企業的“軟信息”方面具有優勢［2］。相反的觀點則認為發展農村新型金融機構不僅會增加貧困者的負債而且會誘發資金風險。如：Morduch提出鄉村銀行通過向窮困的農戶提供貸款來減輕貧困的效果非常有限，減少貧困更依賴于資助和補貼［19］；馬勇等人認為農村新型金融機構的出現雖然能彌補農村金融市場的空白，但即使放開利率管制也不能保證其實現可持續發展，有可能導致農村市場的高風險投資者聚集，加大金融機構的破產概率［20］。自改革開放以來，我國西部民族地區經濟總量大幅度提高，人均收入水平也有了很大增長，但是總體上，產業結構仍然以勞動密集型為主。因此，作為前述“最優金融結構”假說的一個推論：西部民族地區的農村金融創新，特別是區域性小規模的農業信用合作銀行建立，對于民族地區的經濟發展應當具有正向效應。

模型設定與數據說明

（一）基本模型設定本文借鑒林毅夫等（2008）的分析方法，并利用逐步回歸方法進行變量篩選。在此基礎上，把表征農業金融的變量引入到經濟增長總體回歸模型，將基本的計量模型設定為：git＝β1•BSit＋β2•FDit＋φ•Xit＋αt＋μi＋εit（1）其中，git是被解釋變量，在數據中用各地區的人均GDP的增長率grjgdpit來表示。αt和μi分別用于控制時間效應和地區效應。FDit為各地區的銀行體系相對于實體經濟的規模，用于反映各地區的金融深化程度，具體度量指標為各地區全部金融機構貸款余額與GDP的比例floanit。Xit為其他控制變量，包括文獻已經識別出的影響地區經濟增長績效的主要因素：rsoeit為國有工業總產值占全部工業總產值的比重；gfdiit為外商直接投資與GDP的比例；galbit為勞動力增長率；finvrit為固定資本形成總額占GDP的比重；fcgdpit為政府支出占GDP的比重；grjeduit為人均教育經費增長率；grjtecit為人均技術交易額的增長率；lnrjgdp＿1it為上期末人均GDP的對數值，用于控制經濟增長中的收斂效應。在模型1中，BSit表示地區i在時間t的農業信用合作銀行情況，在數據處理中用各地區農村信用合作社的市場份額collit來表示，具體變量指標為農村信用合作社貸款余額占各地區全部金融機構貸款余額的比重。本文認為，在目前的農村金融機構中，農村信用合作社的服務功能更加接近于未來農村金融改革的方向，在數據取得上具備完整性和權威性，所以由該項指標能夠判斷農村金融改革的必要性。按照前述假設，β1是本文重點測算的系數。如果假設成立則意味著β1＞0。此外，本文還需要重點解決銀行業結構的內生性問題。因此，尋找合適的工具變量識別銀行業結構與經濟增長率之間的因果關系將是檢驗前述假設的關鍵。（二）數據說明本文采用的數據來自于8個西部民族省區：內蒙古、廣西、云南、貴州、新疆、青海、寧夏和甘肅。考慮到統計指標的一致性問題，選取了在1997－2009年期間各地區關于前述各個變量的數據。具體而言，相關的分省金融數據來自于各年度的《中國金融年鑒》，分省經濟增長相關數據來自各年度的《中國統計年鑒》、《中國工業經濟統計年鑒》和《中國人口統計年鑒》等。表1為主要變量的描述性統計結果。

模型的識別與估計結果在模型

（1）中，αt和μi分別表示地區效應和時間效應?？紤]到用于實證的數據來自于上述指定8個民族省區而非隨機抽樣，應當運用固定效應模型而不是隨機效應模型。對模型（1）進行Hauaman檢驗得到的P－value為0．0000，顯示采用固定效應模型更為合適。對模型（1）進行雙向固定效應估計，檢驗時間變量的聯合顯著性，P－value結果為0．0000，說明采用雙向固定效應模型較為適宜。對模型（1）的雙向固定效應估計結果如表2所示。估計結果1顯示只包括農村金融合作coll的估計結果；估計結果2加入了文獻已經識別出的主要控制變量；估計結果3加入了反映銀行業規模的變量floan。表2基本的雙向固定效應模型回歸結果水平下顯著，括號內數據為標準差。在前三列的估計結果中，農村金融合作變量coll的系數都顯著為正。如果農村金融合作與經濟增長之間的關系可以解釋為因果關系，則該系統意味著，農村金融合作的市場份額上升有利于經濟增長，從而與本文的理論假說一致。其他解釋變量的顯著性與文獻的研究結論一致，人均教育經費增長率grjedu的系數顯著為負，說明西部民族地區的教育投入占GDP比重呈下降趨勢；人均技術交易額增長率grjtce的系數顯著為正，說明西部民族地區由產業承接和技術溢出，使其增長中的技術含量提高；此外，不存在經濟增長的條件收斂效應。為了剔除銀行的產權性質對估計結果的干擾，本文引入反映國有企業在經濟增長中的重要性的變量：國有工業總產值占GDP的比重rose。如果銀行的低效率主要是由于國有銀行對國有企業的貸款偏向和國有企業的低效率引起，則包括了國有工業總產值占GDP的比重rose后，農村金融合作指標應該不再顯著；同時，銀行業規模的指標floan應該為正、或者至少不顯著。第4列是引入了國有工業總產值占GDP的比重rose的估計結果，該變量的估計結果顯著為負，與相關文獻的結論一致。

模型的穩健性檢驗

對上述估計結果做進一步的穩健性檢驗，主要考慮變量可能存在的內生性問題。在表2的估計結果中，農村金融合作變量coll與經濟增長率高度正相關，但是這種正向相關性不一定反映了農村金融合作對于經濟增長的影響，二者之間可能存在另一個方向的因果關系。本研究嘗試利用構造工具變量的方法，來消除可能由農村金融合作變量coll帶來的內生性問題。以農村信用合作社的市場份額的一階滯后變量為工具變量，對上述經濟增長模型重新進行雙向固定效應模型（1）的估計。比較表2和表3的估計結果，農村金融合作變量coll系數仍然顯著為正。這一結果與基本模型的回歸結果是一致的。其他變量人均教育經費增長率edugit、從業人員人均技術交易額增長率tecgit的一階滯后變量，國有工業企業總產值占全部工業總產值的比重goviit、外商直接投資與GDP的比例fordit、政府支出占GDP的比重govoit都與經濟增長呈顯著負相關。接下來考慮其他解釋變量可能存在的內生性問題，利用Arellano等發展起來的動態面板數據模型做進一步分析。在增長方程中，解釋變量國有工業企業總產值占全部工業總產值的比重goviit、外商直接投資與GDP的比例fordit、出口額占GDP的比重expit、固定資產形成總額占GDP的比重fixfit和政府支出占GDP的比重govoit，都可能依賴當期或以前的經濟增長率和經濟發展水平，因而可能存在內生性。利用上述解釋變量的一階滯后值進行GMM估計，估計結果（表3）顯示：農村金融合作變量coll系數仍然顯著為正。同時，對工具變量進行檢驗的SarganTest的結果顯示，在所有回歸中，工具變量的選擇都是有效的。

在以上所有估計結果中，反映農村金融合作狀況的變量系數都顯著為正，說明農村金融合作市場份額的上升對于西部民族地區經濟增長具有顯著的正向影響，從而與前面提出的理論假說一致。本文的研究結論是：在農村地區發展區域性中小金融合作機構，進行農村金融創新，將有利于提高信貸資金的配置效率，促進經濟增長。此外，本文的實證研究還表明，反映銀行業規模的變量與經濟增長率之間顯著負相關。這一結果與關于中國金融體系分析的其他實證研究的結論一致。本文同意相關研究對這一現象的解釋：造成銀行體系低效率的原因，一方面在于國有銀行的所有制偏向，另一方面在于不合理的銀行業規模結構，即國有銀行在為符合地區比較優勢的勞動密集型中小企業提供融資服務方面缺乏優勢。

本文作者：常青工作單位：西北民族大學