導(dǎo)語：西部地區(qū)金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

關(guān)于農(nóng)村金融改革的效率問題，仍然沒有一致性的結(jié)論。一部分學(xué)者的研究認為，農(nóng)村新型金融機構(gòu)有利于農(nóng)業(yè)發(fā)展。其一是論證了農(nóng)村正規(guī)金融系統(tǒng)缺乏效率，進而指出農(nóng)村金融改革的必要性。代表性研究有：Stiglitz等從信息經(jīng)濟學(xué)角度提出的信貸配給模型說明農(nóng)村新型金融機構(gòu)的產(chǎn)生是金融的誘致性引發(fā)的［11］；Brandt等認為國家金融系統(tǒng)作為一個再分配機制，使金融資源從農(nóng)村向城市分配，貧窮的農(nóng)民得不到貸款［12］；Bell等從金融市場的“二元性”出發(fā)，分析了城市市場與農(nóng)村市場的溢出效應(yīng)，說明了正規(guī)金融要求擔(dān)保會促使更多的貸款者轉(zhuǎn)向民間借貸市場［13］；汪三貴指出在農(nóng)村正規(guī)金融機構(gòu)存在金融抑制問題，農(nóng)業(yè)企業(yè)貸款困難，同時對農(nóng)業(yè)提供全方位的金融服務(wù)的金融機構(gòu)并不多［14］；何廣文指出由于農(nóng)業(yè)的內(nèi)生性，必然導(dǎo)致正規(guī)金融服務(wù)缺位［15］。其二是論證了新型金融機構(gòu)對農(nóng)業(yè)發(fā)展的正向效應(yīng)。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(nóng)村金融需求、運行效率等方面比較了民間自由借貸與農(nóng)村信用社的制度性優(yōu)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(guī)金融機構(gòu)難以克服信息不對稱造成的逆向選擇問題，而非正規(guī)金融機構(gòu)在收集中小企業(yè)的“軟信息”方面具有優(yōu)勢［2］。相反的觀點則認為發(fā)展農(nóng)村新型金融機構(gòu)不僅會增加貧困者的負債而且會誘發(fā)資金風(fēng)險。如：Morduch提出鄉(xiāng)村銀行通過向窮困的農(nóng)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(nóng)村新型金融機構(gòu)的出現(xiàn)雖然能彌補農(nóng)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(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，有可能導(dǎo)致農(nóng)村市場的高風(fēng)險投資者聚集，加大金融機構(gòu)的破產(chǎn)概率［20］。自改革開放以來，我國西部民族地區(qū)經(jīng)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍然以勞動密集型為主。因此，作為前述“最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)”假說的一個推論：西部民族地區(qū)的農(nóng)村金融創(chuàng)新，特別是區(qū)域性小規(guī)模的農(nóng)業(yè)信用合作銀行建立，對于民族地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展應(yīng)當(dāng)具有正向效應(yīng)。

模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

（一）基本模型設(shè)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(chǔ)上，把表征農(nóng)業(yè)金融的變量引入到經(jīng)濟增長總體回歸模型，將基本的計量模型設(shè)定為：git＝β1•BSit＋β2•FDit＋φ•Xit＋αt＋μi＋εit（1）其中，git是被解釋變量，在數(shù)據(jù)中用各地區(qū)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(yīng)和地區(qū)效應(yīng)。FDit為各地區(qū)的銀行體系相對于實體經(jīng)濟的規(guī)模，用于反映各地區(qū)的金融深化程度，具體度量指標(biāo)為各地區(qū)全部金融機構(gòu)貸款余額與GDP的比例floanit。Xit為其他控制變量，包括文獻已經(jīng)識別出的影響地區(qū)經(jīng)濟增長績效的主要因素：rsoeit為國有工業(yè)總產(chǎn)值占全部工業(yè)總產(chǎn)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(jīng)費增長率；grjtecit為人均技術(shù)交易額的增長率；lnrjgdp＿1it為上期末人均GDP的對數(shù)值，用于控制經(jīng)濟增長中的收斂效應(yīng)。在模型1中，BSit表示地區(qū)i在時間t的農(nóng)業(yè)信用合作銀行情況，在數(shù)據(jù)處理中用各地區(qū)農(nóng)村信用合作社的市場份額collit來表示，具體變量指標(biāo)為農(nóng)村信用合作社貸款余額占各地區(qū)全部金融機構(gòu)貸款余額的比重。本文認為，在目前的農(nóng)村金融機構(gòu)中，農(nóng)村信用合作社的服務(wù)功能更加接近于未來農(nóng)村金融改革的方向，在數(shù)據(jù)取得上具備完整性和權(quán)威性，所以由該項指標(biāo)能夠判斷農(nóng)村金融改革的必要性。按照前述假設(shè)，β1是本文重點測算的系數(shù)。如果假設(shè)成立則意味著β1＞0。此外，本文還需要重點解決銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的內(nèi)生性問題。因此，尋找合適的工具變量識別銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長率之間的因果關(guān)系將是檢驗前述假設(shè)的關(guān)鍵。（二）數(shù)據(jù)說明本文采用的數(shù)據(jù)來自于8個西部民族省區(qū)：內(nèi)蒙古、廣西、云南、貴州、新疆、青海、寧夏和甘肅。考慮到統(tǒng)計指標(biāo)的一致性問題，選取了在1997－2009年期間各地區(qū)關(guān)于前述各個變量的數(shù)據(jù)。具體而言，相關(guān)的分省金融數(shù)據(jù)來自于各年度的《中國金融年鑒》，分省經(jīng)濟增長相關(guān)數(shù)據(jù)來自各年度的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》和《中國人口統(tǒng)計年鑒》等。表1為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

模型的識別與估計結(jié)果在模型

（1）中，αt和μi分別表示地區(qū)效應(yīng)和時間效應(yīng)。考慮到用于實證的數(shù)據(jù)來自于上述指定8個民族省區(qū)而非隨機抽樣，應(yīng)當(dāng)運用固定效應(yīng)模型而不是隨機效應(yīng)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(yīng)模型更為合適。對模型（1）進行雙向固定效應(yīng)估計，檢驗時間變量的聯(lián)合顯著性，P－value結(jié)果為0．0000，說明采用雙向固定效應(yīng)模型較為適宜。對模型（1）的雙向固定效應(yīng)估計結(jié)果如表2所示。估計結(jié)果1顯示只包括農(nóng)村金融合作coll的估計結(jié)果；估計結(jié)果2加入了文獻已經(jīng)識別出的主要控制變量；估計結(jié)果3加入了反映銀行業(yè)規(guī)模的變量floan。表2基本的雙向固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果水平下顯著，括號內(nèi)數(shù)據(jù)為標(biāo)準(zhǔn)差。在前三列的估計結(jié)果中，農(nóng)村金融合作變量coll的系數(shù)都顯著為正。如果農(nóng)村金融合作與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系可以解釋為因果關(guān)系，則該系統(tǒng)意味著，農(nóng)村金融合作的市場份額上升有利于經(jīng)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(jié)論一致，人均教育經(jīng)費增長率grjedu的系數(shù)顯著為負，說明西部民族地區(qū)的教育投入占GDP比重呈下降趨勢；人均技術(shù)交易額增長率grjtce的系數(shù)顯著為正，說明西部民族地區(qū)由產(chǎn)業(yè)承接和技術(shù)溢出，使其增長中的技術(shù)含量提高；此外，不存在經(jīng)濟增長的條件收斂效應(yīng)。為了剔除銀行的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對估計結(jié)果的干擾，本文引入反映國有企業(yè)在經(jīng)濟增長中的重要性的變量：國有工業(yè)總產(chǎn)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(yè)的貸款偏向和國有企業(yè)的低效率引起，則包括了國有工業(yè)總產(chǎn)值占GDP的比重rose后，農(nóng)村金融合作指標(biāo)應(yīng)該不再顯著；同時，銀行業(yè)規(guī)模的指標(biāo)floan應(yīng)該為正、或者至少不顯著。第4列是引入了國有工業(yè)總產(chǎn)值占GDP的比重rose的估計結(jié)果，該變量的估計結(jié)果顯著為負，與相關(guān)文獻的結(jié)論一致。

模型的穩(wěn)健性檢驗

對上述估計結(jié)果做進一步的穩(wěn)健性檢驗，主要考慮變量可能存在的內(nèi)生性問題。在表2的估計結(jié)果中，農(nóng)村金融合作變量coll與經(jīng)濟增長率高度正相關(guān)，但是這種正向相關(guān)性不一定反映了農(nóng)村金融合作對于經(jīng)濟增長的影響，二者之間可能存在另一個方向的因果關(guān)系。本研究嘗試?yán)脴?gòu)造工具變量的方法，來消除可能由農(nóng)村金融合作變量coll帶來的內(nèi)生性問題。以農(nóng)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(jīng)濟增長模型重新進行雙向固定效應(yīng)模型（1）的估計。比較表2和表3的估計結(jié)果，農(nóng)村金融合作變量coll系數(shù)仍然顯著為正。這一結(jié)果與基本模型的回歸結(jié)果是一致的。其他變量人均教育經(jīng)費增長率edugit、從業(yè)人員人均技術(shù)交易額增長率tecgit的一階滯后變量，國有工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值占全部工業(yè)總產(chǎn)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(jīng)濟增長呈顯著負相關(guān)。接下來考慮其他解釋變量可能存在的內(nèi)生性問題，利用Arellano等發(fā)展起來的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型做進一步分析。在增長方程中，解釋變量國有工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值占全部工業(yè)總產(chǎn)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(chǎn)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(dāng)期或以前的經(jīng)濟增長率和經(jīng)濟發(fā)展水平，因而可能存在內(nèi)生性。利用上述解釋變量的一階滯后值進行GMM估計，估計結(jié)果（表3）顯示：農(nóng)村金融合作變量coll系數(shù)仍然顯著為正。同時，對工具變量進行檢驗的SarganTest的結(jié)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(jié)果中，反映農(nóng)村金融合作狀況的變量系數(shù)都顯著為正，說明農(nóng)村金融合作市場份額的上升對于西部民族地區(qū)經(jīng)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(jié)論是：在農(nóng)村地區(qū)發(fā)展區(qū)域性中小金融合作機構(gòu)，進行農(nóng)村金融創(chuàng)新，將有利于提高信貸資金的配置效率，促進經(jīng)濟增長。此外，本文的實證研究還表明，反映銀行業(yè)規(guī)模的變量與經(jīng)濟增長率之間顯著負相關(guān)。這一結(jié)果與關(guān)于中國金融體系分析的其他實證研究的結(jié)論一致。本文同意相關(guān)研究對這一現(xiàn)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(yè)規(guī)模結(jié)構(gòu)，即國有銀行在為符合地區(qū)比較優(yōu)勢的勞動密集型中小企業(yè)提供融資服務(wù)方面缺乏優(yōu)勢。

本文作者：常青工作單位：西北民族大學(xué)