縣域農(nóng)村金融市場結構與農(nóng)村信用社績效關系檢驗——基于GMM動態(tài)面板模型.doc

2011.8 縣域農(nóng)村金融市場結構與農(nóng)村信用社 *績效關系檢驗 基于GMM動態(tài)面板模型 黃惠春 楊 軍 內(nèi)容提要：本文借鑒產(chǎn)業(yè)組織理論的分析范式，以江蘇省37家農(nóng)村信用社20002009年的數(shù)據(jù)為樣本，運用GMM動態(tài)面板模型對農(nóng)村金融市場開放條件下縣域農(nóng)村金融市場結構與農(nóng)村信用社經(jīng)營績效的關系進行了檢驗。研究結果表明：在降低市場準入限制的條件下，不同經(jīng)濟發(fā)展水平縣域農(nóng)村金融市場結構的變化是有差異的；樣本農(nóng)村信用社的經(jīng)營效率對其績效具有顯著的正向影響，農(nóng)村金融市場結構與農(nóng)村信用社績效無關。上述結論支持了有效結構假說，即經(jīng)營效率促進了農(nóng)村信用社經(jīng)營績效的提高，進而引起農(nóng)村信用社市場份額和農(nóng)村金融市場集中度的變化。開放農(nóng)村金融市場使得農(nóng)村金融市場結構從政策主導下的外生變量逐步轉變?yōu)橛墒袌鲆蛩厮鶝Q定的內(nèi)生變量。 關鍵詞：農(nóng)村金融 市場結構 農(nóng)村信用社 績效 GMM模型 一、引言 改革開放以來，圍繞農(nóng)村金融更好地服務“三農(nóng)”，中國農(nóng)村金融領域開展了一系列制度改革和創(chuàng)新。2000年開始的農(nóng)村信用社改革成為農(nóng)村信用社商業(yè)化轉型的發(fā)端，同時也奠定了農(nóng)村信用社成為農(nóng)村金融市場主力軍的基礎。2006年降低農(nóng)村金融市場準入限制的政策標志著中國農(nóng)村金融改革由“機構”層面轉向全面的市場化改革。2010年“中央一號”文件再次強調(diào)要大力發(fā)展村鎮(zhèn)銀行、小額貸款公司等新型農(nóng)村金融機構。在地方政府的大力推動之下，各地區(qū)新型農(nóng)村金融機構蓬勃發(fā)展。以江蘇為例，2010年末，全省共設立村鎮(zhèn)銀行29家，小額貸款公司252家，還有為數(shù)眾多的農(nóng)民資金互助組織。伴隨著中國郵政儲蓄銀行重返農(nóng)村貸款市場、中國農(nóng)業(yè)銀行成立“三農(nóng)事業(yè)部”，商業(yè)性金融機構以及包括外資在內(nèi)的各類民間資本也進入縣域，縣域農(nóng)村金融市場的壟斷格局正被打破，多元化和競爭性的市場逐步形成。 作為縣域農(nóng)村金融市場上最重要的供給主體，農(nóng)村信用社的績效問題一直備受關注。農(nóng)村信用社的績效水平一方面代表了中國農(nóng)村金融改革的效果，另一方面也直接決定了中國農(nóng)村金融市場的 *本文研究得到國家自然科學基金項目“農(nóng)村區(qū)域金融發(fā)展基于蘇皖兩省縣域經(jīng)濟的實證研究”（編號：70973055），江蘇省高校哲學社會科學基地重大項目“縣域農(nóng)村金融市場結構與農(nóng)村區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展研究”（編號：2010JDXM019），教育部人文社科基金青年項目“基于縣域經(jīng)濟差異視角的農(nóng)村金融市場結構與效率問題研究”（編號：10YJC790092）以及南京農(nóng)業(yè)大學農(nóng)林經(jīng)濟管理學科建設經(jīng)費項目“江蘇省農(nóng)村金融市場結構與績效關系研究”（編號：JGNL200904）的資助。 數(shù)據(jù)來源：江蘇省人民政府金融工作辦公室。 - 63 - 縣域農(nóng)村金融市場結構與農(nóng)村信用社績效關系檢驗 資金供給水平。以往的相關研究大多認為，市場壟斷是農(nóng)村信用社運行低效且缺乏創(chuàng)新動力的直接原因（謝平，2001；周立，2007）。然而，理論界對于壟斷企業(yè)的效率問題一直存在爭議，尤其是對于銀行業(yè)，國外大量實證研究證明，銀行業(yè)市場集中度與銀行績效正相關（Samad，2008）。黃惠春等（2010）運用江蘇省40個縣域的面板數(shù)據(jù)，對農(nóng)村信用社改革期間（20002007年）農(nóng)村金融市場結構與農(nóng)村信用社績效的關系進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)欠發(fā)達地區(qū)縣域農(nóng)村金融市場集中度與農(nóng)村信用社經(jīng)營績效正相關，市場壟斷有利于農(nóng)村信用社在短時期內(nèi)擴大規(guī)模，提高利潤。然而，在政府降低農(nóng)村金融市場準入限制以后，農(nóng)村金融市場供給主體增加，各類農(nóng)村金融機構之間的競爭日趨激烈，這意味著農(nóng)村金融市場結構不再是政府主導下的外生變量，而是由農(nóng)村金融機構的競爭行為和績效所決定，之前的研究結論可能不再適用。同時，上述研究忽略了部分解釋變量與農(nóng)村信用社經(jīng)營績效之間可能存在的內(nèi)生性問題。基于此，本文借鑒產(chǎn)業(yè)組織理論的分析范式，運用動態(tài)面板模型的廣義矩方法（GMM）對農(nóng)村金融市場開放條件下縣域農(nóng)村金融市場結構與農(nóng)村信用社績效的關系進行檢驗，以從金融機構的角度探究此輪農(nóng)村金融市場化改革的效果，并為農(nóng)村金融市場進一步開放提供一定的決策依據(jù)和政策啟示。 二、分析框架 （一）產(chǎn)業(yè)組織理論中市場結構與企業(yè)績效的關系 產(chǎn)業(yè)組織理論中關于市場結構與企業(yè)績效的關系主要有兩種假說：傳統(tǒng)共謀假說（traditional collusion hypothesis）和有效結構假說（efficient structure hypothesis）。傳統(tǒng)共謀假說認為，集中度高的市場將導致不完全競爭，企業(yè)能運用市場力量獲取超額利潤（Bain，1951）。有效結構假說認為，高效率的企業(yè)具有更先進的生產(chǎn)技術和更高的管理水平，能夠降低成本、增加利潤，故能夠在競爭中取得更大的市場份額并最終提高整個行業(yè)的市場集中度（Demsetz，1973）。這兩個假說最大的分歧在于市場結構究竟是內(nèi)生還是外生于產(chǎn)業(yè)組織。傳統(tǒng)共謀假說強調(diào)市場結構是外生變量，認為行業(yè)的市場結構決定了企業(yè)的市場行為，進而決定企業(yè)績效；有效結構假說則強調(diào)市場結構是一個內(nèi)生變量，即企業(yè)效率決定市場結構，從而影響企業(yè)績效。在此基礎上，Shepherd（l986）提出了“修正的有效結構假說”，認為企業(yè)經(jīng)營績效的變化可由企業(yè)效率和市場份額的影響共同解釋，因為市場份額不僅取決于企業(yè)效率，還取決于與效率無關的其他因素，市場集中度并不直接影響企業(yè)績效。Schmalensee（1988）提出了“混合的共謀及有效結構假說”，認為由于市場勢力存在，市場集中度會影響企業(yè)經(jīng)營績效，而且大多數(shù)高效率的企業(yè)能獲取更多利潤，市場份額的影響則可以忽略不計。 Timme & Yang（1991）以及Berger（1995）利用以下模型驗證銀行績效、經(jīng)營效率與銀行業(yè)市場結構之間的關系： P=f(CR,MS,EF,Z)+ （1） itititititit（1）式中，P為銀行i在t時期的經(jīng)營績效，CR代表銀行i所在地區(qū)t時期的金融市場集中itit度水平，MS為銀行i在t時期的市場份額，EF代表銀行i在t時期的經(jīng)營效率，Z代表有關的ititit控制變量。 ?P?P?P按照（1）式，如果傳統(tǒng)共謀假說成立，則0，=0，=0；如果有效結構假說?CR?MS?EF?P?P?P?P?P成立，則=0，=0，0；如果修正的有效結構假說成立，則=0，0，?CR?MS?EF?CR?MS- 64 - 縣域農(nóng)村金融市場結構與農(nóng)村信用社績效關系檢驗 ?P?P?P?P0；如果混合的共謀及有效結構假說成立，則0，=0，0。 ?EF?CR?MS?EF（二）中國縣域農(nóng)村金融市場結構的決定 中國農(nóng)村金融市場一直受到政府部門的嚴格管制，歷次農(nóng)村金融體制改革和農(nóng)村金融組織調(diào)整均是在政府主導之下展開的。1996年行（中國農(nóng)業(yè)銀行）社（農(nóng)村信用社）分家、1997年四大國有商業(yè)銀行撤離農(nóng)村、1999年關閉農(nóng)村合作基金會等政策和組織調(diào)整，使農(nóng)村信用社成為中國農(nóng)村金融市場上唯一的正規(guī)金融機構。2000年的農(nóng)村信用社改革使農(nóng)村信用社在農(nóng)村金融市場上的壟斷主體地位最終確立，然而，農(nóng)村信用社的壟斷很大程度上是源于政府的推動和政策的扶持。因此，在中國自上而下的農(nóng)村金融改革過程中，尤其是農(nóng)村信用社改革時期，縣域農(nóng)村金融市場結構主要是由農(nóng)村金融機構以外的因素所決定的，即是外生的。2006年底開放農(nóng)村金融市場以后，進入門檻的降低使農(nóng)村金融市場供給主體日益多元化，競爭加劇。農(nóng)村金融機構的行為和績效水平直接影響各家金融機構的市場份額，農(nóng)村金融市場集中度的變化是各家金融機構競爭的結果?？h域農(nóng)村金融市場結構不再簡單地由政策決定，同時也受到農(nóng)村金融機構行為和經(jīng)營績效的影響，因此具有內(nèi)生性。 （三）縣域農(nóng)村金融市場結構與農(nóng)村信用社經(jīng)營行為和經(jīng)營績效的關系 農(nóng)村信用社屬于區(qū)域性金融機構，受政策限制，目前大部分農(nóng)村信用社尚不能實現(xiàn)跨地區(qū)經(jīng)營，其服務范圍僅限于縣域。與一般的商業(yè)性金融機構相比，農(nóng)村信用社具有典型的社區(qū)銀行特征：資產(chǎn)規(guī)模有限，組織形式簡單，服務區(qū)域本地化，市場功能特定化。同時，區(qū)域性特征也使農(nóng)村信用社容易形成“社區(qū)性”的壟斷，擁有一定的市場勢力（孟建華，2006）。作為類似社區(qū)銀行的金融機構，農(nóng)村信用社的績效水平除了受自身資產(chǎn)規(guī)模、管理效率和公司治理結構等內(nèi)在因素的影響之外，還受到縣域經(jīng)濟環(huán)境、縣域金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展狀況、縣域金融市場結構和政策等外部因素的影響。一般來說，經(jīng)營效率、權益資本比例、利息收入水平等與農(nóng)村信用社經(jīng)營績效存在正向關系，并且經(jīng)濟越發(fā)達的縣域，農(nóng)村信用社的經(jīng)營績效越高。 根據(jù)產(chǎn)業(yè)組織理論的分析框架，縣域農(nóng)村金融市場結構及其競爭狀況會影響農(nóng)村信用社的經(jīng)營行為進而影響其績效。這種影響的方向和程度由各類農(nóng)村金融機構不同的資源稟賦以及由此引致的不同的比較優(yōu)勢和市場定位所決定。其影響機制主要有以下三個方面：第一，市場競爭程度會影響農(nóng)村信用社對貸款對象的選擇。市場競爭限制了農(nóng)村信用社的貸款對象選擇權，企業(yè)貸款市場競爭加劇促使農(nóng)村信用社增加對農(nóng)戶的貸款投放（黃惠春，2011）。第二，市場結構和市場競爭程度決定了農(nóng)村信用社的產(chǎn)品定價權，包括貸款條件和貸款利率。市場競爭會削弱農(nóng)村信用社的貸款定價權，而市場壟斷使農(nóng)村信用社具有更強的市場操縱力，從而獲得更高的壟斷利潤。第三，市場競爭程度對農(nóng)村信用社的創(chuàng)新行為也有影響。競爭會激發(fā)農(nóng)村信用社的創(chuàng)新動力，從而采用新的信貸技術以降低貸款風險和交易成本，擴大貸款面。 三、模型設定、變量與數(shù)據(jù)來源 （一）模型設定 與以往研究采用面板數(shù)據(jù)回歸模型不同，考慮到農(nóng)村信用社當期的經(jīng)營績效可能會受到前一期經(jīng)營績效的影響，本文在Berger（1995）的研究模型中加入了被解釋變量的滯后項，建立模型如下： P=f(P,CR,MS,EF,Z)+eiti,t?1ititititit （2） （2）式是一個動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。如果采用最小二乘法估計，會存在三種內(nèi)生性問題：一是存 - 65 -縣域農(nóng)村金融市場結構與農(nóng)村信用社績效關系檢驗 在于誤差項中的固定個體特征可能與解釋變量相關所導致的內(nèi)生性問題；二是在誤差項存在自相關條件下，滯后的被解釋變量與誤差項相關而導致的內(nèi)生性問題；三是市場結構變量與經(jīng)營績效可能存在反向因果關系所產(chǎn)生的市場結構變量的內(nèi)生性問題。這三種內(nèi)生性問題都會造成最小二乘法估計偏誤。運用Arellano & Bond（1991）所建議的一階差分法消去固定的個體特征，形成如下方程： P?P=(PP)+(CR?CR)+(MS?MS)i,ti,t?1i,t?1i,t?21i,ti,t?12i,ti,t?1 （3） +EFEF+Z?Z+?)3i,ti,t14i,ti,t1i,ti,t?1該方法解決了第一種內(nèi)生性問題。但是，（3）式中引入了新的誤差項（?），該誤差項i,ti,t?1仍然與滯后的被解釋變量相關，因此，上述的第二種內(nèi)生性問題仍然存在，第三種內(nèi)生性問題也沒有解決。Arellano & Bond（1991）提出使用內(nèi)生變量的滯后項作為工具變量，即所謂差分廣義矩方法（first-difference GMM）來解決后兩種內(nèi)生性問題。但是，有時內(nèi)生變量的滯后項為弱工具變量，Arellano & Bover（1995）建議可同時估計差分方程和水平方程，以提高估計量的有效性，此即所謂系統(tǒng)廣義矩方法（system GMM）。 （二）變量選擇 在變量的選擇上，本文以農(nóng)村信用社資產(chǎn)收益率（ROA）作為被解釋變量。解釋變量中，縣域農(nóng)村金融市場集中度（CR）以赫芬達爾指數(shù)（HHI）來衡量（不乘10000）；市場份額（MS）以農(nóng)村信用社在縣域金融市場上存款和貸款所占份額的均值來衡量；經(jīng)營效率（EF）運用隨機邊界法（SFA），通過嵌入風險因素構建的利潤邊界函數(shù)估計得出；模型中還包含了一些表示農(nóng)村信用社自身特征以及縣域經(jīng)濟特征的控制變量。各變量的說明和描述性統(tǒng)計如表1所示。 表1 模型變量定義及描述性統(tǒng)計 變量名稱 變量定義 均值 標準差 ROA 資產(chǎn)收益率=凈收益/平均總資產(chǎn) 0.004 0.000 CR 按照縣域金融機構存款額與貸款額計算的HHI的均值 0.209 0.002 MS 農(nóng)村信用社存款額和貸款額占縣域存款總額和貸款總額比重的均值 0.267 0.004 EF 經(jīng)營效率 0.392 0.017 LA 貸款與總資產(chǎn)之比=貸款總額/平均總資產(chǎn) 0.674 0.009 EA 權益比=權益資本/平均總資產(chǎn) 0.029 0.002 MIX 收入結構=利息收入/總收入 0.877 0.005 ASSE 平均總資產(chǎn)=（年初數(shù)+年末數(shù)）/2；單位：萬元 439587.434 31741.172AGDP 第一產(chǎn)業(yè)比重=縣域第一產(chǎn)業(yè)增加值/地區(qū)生產(chǎn)總值 0.215 0.009 PGDP 縣域人均生產(chǎn)總值=縣域地區(qū)生產(chǎn)總值/縣域人口數(shù)；單位：萬元 2.384 0.161 在Berger（1995）的相關研究中，所選擇的被解釋變量分別為金融機構的資產(chǎn)收益率和資本收益率，但在20002004年農(nóng)村信用社改制的過程中，增資擴股使得其資本規(guī)模變化很大，一些樣本信用社資本金由負轉正，導致資本收益率指標存在較大的系統(tǒng)性偏差，因此，本文僅以資產(chǎn)收益率作為被解釋變量。 在本文中，由于縣域經(jīng)濟主要是農(nóng)村經(jīng)濟，而且實際中很難將農(nóng)村金融的有關數(shù)據(jù)同縣域金融的有關數(shù)據(jù)截然分開，因此在本文中，縣域農(nóng)村金融市場集中度等同于縣域金融市場集中度。 結合中介法和資產(chǎn)法，本文以總利潤（TP）為因變量，貸款（Y）、存款（Y）、非利息收入（Y）三項為產(chǎn)出變量，123以勞動力價格（I）、固定資產(chǎn)凈值價格（I）、可貸資金價格（I）為投入要素價格變量，以不良貸款率（R）為風險123變量，在Battese & Coelli（1995）模型的基礎上，構建如下的利潤函數(shù)基礎方程： 33333333 LnTP=+LnY+LnI+?LnYLnY+LnILnI+?LnYLnI+LnR+v?uiijjikikjkjkijiktntn22i=1=1i=1kj=1ki=1j- 66 - 縣域農(nóng)村金融市場結構與農(nóng)村信用社績效關系檢驗 （三）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源 作為中國最早進行農(nóng)村金融改革試點的省份，江蘇在2000年就開展了農(nóng)村信用社改革，2003年參與了農(nóng)村利率市場化試點，2006年開始在全省建立新型農(nóng)村金融機構，中國農(nóng)村金融改革的各項措施和成果均在此得到了較全面的反映。同時，蘇南和蘇北的農(nóng)村經(jīng)濟和金融發(fā)展格局，對于中國沿海地區(qū)和中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的差異狀況具有一定的典型性。因此，以江蘇為例，從農(nóng)村區(qū)域經(jīng)濟差異的視角分析中國縣域農(nóng)村金融市場結構與農(nóng)村信用社經(jīng)營績效的關系，所得結論更加客觀且有代表性。本文從江蘇省選取了37個縣（市）的37家農(nóng)村信用社作為樣本，其中，蘇南14個縣（市），蘇北23個縣（市）。本文以20002009年為考察期。相關研究數(shù)據(jù)來源于各家農(nóng)村信用社20002009年的財務報表與相關年份的江蘇省統(tǒng)計年鑒和中國金融年鑒。 四、實證分析結果與討論 （一）縣域農(nóng)村金融市場結構分析 本文主要采用市場集中度和市場份額兩個指標來測度江蘇縣域農(nóng)村金融市場結構。從江蘇縣域農(nóng)村金融市場集中度和農(nóng)村信用社市場份額的變化趨勢可以看出（見圖1、圖2），20002009年間，江蘇縣域農(nóng)村金融市場集中度總體上穩(wěn)中有降，但從蘇南和蘇北兩類不同經(jīng)濟發(fā)展水平的縣域樣本來看，2005年以后蘇北縣域農(nóng)村金融市場集中度明顯上升，直至2008年顯現(xiàn)出下降的趨勢，而蘇南則一直顯著下降。農(nóng)村信用社市場份額的變化趨勢和縣域農(nóng)村金融市場集中度基本一致。 圖1 江蘇縣域農(nóng)村金融市場集中度變化情況 圖2 江蘇縣域農(nóng)村信用社市場份額變化情況 本文中農(nóng)村信用社是對農(nóng)村合作性金融機構的統(tǒng)稱。2003年以后江蘇省部分農(nóng)村信用社陸續(xù)改制為農(nóng)村商業(yè)銀行或農(nóng)村合作銀行。本文所選的37家樣本農(nóng)村信用社中包含7家農(nóng)村商業(yè)銀行、12家農(nóng)村合作銀行和18家農(nóng)村信用社。 數(shù)據(jù)來源：江蘇省統(tǒng)計局網(wǎng)站（http:/.）。 中國金融年鑒編輯部：中國金融年鑒（20002009年，歷年），中國金融出版社。 - 67 -縣域農(nóng)村金融市場結構與農(nóng)村信用社績效關系檢驗 由此可見，開放農(nóng)村金融市場對不同經(jīng)濟發(fā)展水平縣域農(nóng)村金融市場結構的影響是不同的。蘇南地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達，農(nóng)村金融市場商業(yè)化和城市化程度更高，商業(yè)性金融機構的進入，降低了縣域農(nóng)村金融市場集中度，農(nóng)村信用社憑借獨特的區(qū)域優(yōu)勢始終保持穩(wěn)定的市場份額；蘇北地區(qū)經(jīng)濟相對落后，商業(yè)性金融缺乏，農(nóng)村信用社憑借改革中的各種優(yōu)惠政策，不斷提高市場份額，市場集中度不斷提高。 （二）縣域農(nóng)村金融市場結構與農(nóng)村信用社經(jīng)營績效關系分析 為了確保模型估計結果的準確性和可靠性，本文運用Stata10軟件，分別利用普通最小二乘法回歸、固定效應面板數(shù)據(jù)回歸、差分GMM估計和系統(tǒng)GMM估計對江蘇省37家樣本農(nóng)村信用社的相關數(shù)據(jù)進行回歸，不同估計方法所得的回歸結果如表2所示。 2普通最小二乘法回歸和固定效應面板數(shù)據(jù)回歸的調(diào)整R值分別為0.6424和0.6074，說明模型擬合效果較好。從其回歸結果來看，被解釋變量的滯后項都是顯著的，說明農(nóng)村信用社前一期的收益對當期收益有影響。GMM估計的兩個重要診斷統(tǒng)計量Hansen 檢驗值和AR(2)檢驗值表明，模型工具變量的使用在整體上是有效的，差分方程的殘差項不存在二階自相關。運用差分GMM估計和系統(tǒng)GMM估計的結果基本相近，對其具體分析如下： 第一，江蘇樣本縣域農(nóng)村金融市場集中度和農(nóng)村信用社市場份額對農(nóng)村信用社經(jīng)營績效的影響均不顯著，說明市場集中度和市場份額不是影響農(nóng)村信用社經(jīng)營績效的主要因素。對市場集中度和市場份額這兩個變量進行聯(lián)合檢驗，結果均不能拒絕其系數(shù)同時為零的零假設，進一步證明縣域農(nóng)村金融市場集中度和農(nóng)村信用社市場份額對農(nóng)村信用社經(jīng)營績效沒有影響。這一結論與之前的一些研究結論存在差異，其主要原因就在于本文將開放條件下的農(nóng)村金融市場結構作為內(nèi)生變量，考慮了變量間可能存在的內(nèi)生性問題。改制以后農(nóng)村信用社的經(jīng)營規(guī)模和經(jīng)營實力大幅提高，逐步獲得了主動占領市場的能力，因而農(nóng)村信用社的經(jīng)營績效會對市場結構產(chǎn)生影響。 表2 縣域農(nóng)村金融市場結構與農(nóng)村信用社經(jīng)營績效關系回歸結果 普通最小二乘法固定效應面板數(shù)據(jù) 變量 差分GMM估計 系統(tǒng)GMM估計回歸 回歸 *0.42630.1955 0.3374 0.4424 資產(chǎn)收益率（） ROAt?1 （0.0450） （0.0506） （0.0895） （0.0721） 市場集中度（CR） -0.00610.0088-0.0131-0.0025 （0.0159） （0.0211） （0.0266） （0.0191） 市場份額（MS） -0.0028-0.00400.0078-0.0042 （0.0089） （0.0127） （0.0145） （0.0103） *經(jīng)營效率（EF） 0.00590.00470.0066 0.0063 （0.0009） （0.0009） （0.0013） （0.0013） 貸款與總資產(chǎn)之比（LA） -0.0015-0.0006-0.0025-0.0022 （0.0017） （0.0020） （0.0017） （0.0015） *權益比（EA） 0.02960.08010.0629 0.0295 （0.0102） （0.0119） （0.0216） （0.0174） *收入結構（MIX） 0.00730.00930.00430.0061 （0.0031） （0.0030） （0.0036） （0.0024） - 68 - 縣域農(nóng)村金融市場結構與農(nóng)村信用社績效關系檢驗 （續(xù)表2） 總資產(chǎn)（ASSE） 0.0004 -0.0005 -0.0033 0.0003 （0.0005） （0.0014） （0.0023） （0.0004） *第一產(chǎn)業(yè)比重（AGDP） 0.01070.0040-0.0055-0.0103 （0.0038） （0.0106） （0.0131） （0.0043） *人均地區(qū)生產(chǎn)總值（PGDP） 0.00020.00040.00050.0002 （0.0001） （0.0002） （0.0003） （0.0001） 常數(shù)項（C） -0.0118-0.0043-0.0089 （0.0077） （0.0186） （0.0078） 觀測值數(shù) 3333332963332調(diào)整 R 0.6424 0.6074 Hansen 檢驗值 0.55600.9290AR(2)檢驗值 0.3460 0.6060 CR和MS聯(lián)合檢驗p值 0.48870.91700.85720.6181注：*、*、*分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著；括號中為標準誤。 第二，農(nóng)村信用社的經(jīng)營效率對其經(jīng)營績效具有顯著的正向影響，證明效率提高是農(nóng)村信用社經(jīng)營績效提升的主要因素。農(nóng)村信用社經(jīng)營效率的提高主要有三個方面的原因：一是農(nóng)村信用社通過產(chǎn)權改革規(guī)范了內(nèi)部公司治理結構，降低了管理成本；二是受益于農(nóng)村信用社改革中的各種優(yōu)惠政策，農(nóng)村信用社的歷史包袱得以減輕；三是由于縣域金融市場競爭程度加劇，農(nóng)村信用社不斷采取競爭性策略以擴張業(yè)務規(guī)模，使得經(jīng)營成本下降。經(jīng)營效率提高有利于農(nóng)村信用社降低經(jīng)營成本、提高利潤。 第三，從相關控制變量的回歸結果來看，它們基本上顯著且方向和預期一致。權益比對農(nóng)村信用社經(jīng)營績效具有顯著的正向影響，說明自有資本在總資產(chǎn)中的比重越高，農(nóng)村信用社的經(jīng)營績效越好。2000年以來的產(chǎn)權改革通過理順內(nèi)部產(chǎn)權關系完善了農(nóng)村信用社的公司治理結構，同時，增資擴股有效充實了農(nóng)村信用社的自有資本，這不但增強了農(nóng)村信用社的抗風險能力，更重要的是提升了農(nóng)村信用社的內(nèi)部約束和激勵水平，使其管理效率提高。收入結構對農(nóng)村信用社經(jīng)營績效的影響也是顯著的。當前，農(nóng)村信用社的業(yè)務類型仍然以傳統(tǒng)的存款和貸款業(yè)務為主，較高的存貸利差成為農(nóng)村信用社最重要的收入來源，而中間業(yè)務收入占總收入的比例不到15%。因此，利息收入占總收入的比重越高，則農(nóng)村信用社收益越好。而貸款與總資產(chǎn)之比、總資產(chǎn)均不顯著，說明貸款與總資產(chǎn)之比和總資產(chǎn)并不是決定江蘇農(nóng)村信用社經(jīng)營績效的主要因素。衡量縣域經(jīng)濟結構的第一產(chǎn)業(yè)比重對農(nóng)村信用社經(jīng)營績效具有顯著的負向影響，說明工業(yè)越發(fā)達的地區(qū)，農(nóng)村信用社經(jīng)營績效越好；縣域人均生產(chǎn)總值代表了縣域經(jīng)濟發(fā)展水平，該變量顯著且系數(shù)符號為正，說明經(jīng)濟越發(fā)達的地區(qū)，農(nóng)村信用社經(jīng)營績效越高。由此可見，作為區(qū)域性的金融機構，農(nóng)村信用社的績效水平受到縣域農(nóng)村經(jīng)濟結構和經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，農(nóng)村信用社的發(fā)展和壯大需要地方經(jīng)濟的有力支撐。 ?P?P?P參照前文的假設，江蘇樣本農(nóng)村信用社經(jīng)營績效回歸結果是=0，=0，0，?CR?MS?EF符合有效結構假說，即江蘇省農(nóng)村信用社經(jīng)營績效的提升主要歸結于效率因素，經(jīng)營效率的改進降低了農(nóng)村信用社的經(jīng)營成本，提高了利潤。同時，經(jīng)營效率的提高使農(nóng)村信用社能夠占據(jù)更大的市場份額，進而引起縣域農(nóng)村金融市場集中度的變化。 - 69 -縣域農(nóng)村金融市場結構與農(nóng)村信用社績效關系檢驗 開放市場條件下縣域農(nóng)村金融市場結構受到縣域經(jīng)濟和金融發(fā)展水平、金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展特征以及金融機構行為和經(jīng)營績效等因素的共同影響。在經(jīng)濟發(fā)展水平不同的縣域，農(nóng)村金融市場和金融機構的發(fā)展狀況不同，由此引起市場開放以后市場主體的差別，更加劇了地區(qū)之間農(nóng)村金融市場競爭程度和市場結構的差異。從江蘇的實際情況來看，蘇南縣域金融商業(yè)化、城市化程度較高，各類商業(yè)性金融機構和外資金融機構的進入使得競爭更加激烈，金融市場集中度不斷降低，農(nóng)村信用社僅能保持基本穩(wěn)定的市場份額。蘇北縣域農(nóng)村商業(yè)性金融相對比較匱乏，中國農(nóng)業(yè)銀行等大型商業(yè)銀行僅在縣城設有網(wǎng)點，而新近成立的金融機構以村鎮(zhèn)銀行、小額貸款公司和農(nóng)民資金互助組織等為主，這些新型農(nóng)村金融機構短時期內(nèi)尚無法與農(nóng)村信用社直接競爭。趁競爭尚未完全形成之際，農(nóng)村信用社能夠憑借效率優(yōu)勢和規(guī)模優(yōu)勢不斷擴大市場份額，提高金融市場集中度。 五、結論與政策啟示 本文運用GMM動態(tài)面板模型對農(nóng)村金融市場開放條件下江蘇縣域農(nóng)村金融市場結構與農(nóng)村信用社績效的關系進行了檢驗，所得結論如下：第一，江蘇縣域農(nóng)村金融市場結構與農(nóng)村信用社績效的關系符合有效結構假說，表明在市場開放條件下農(nóng)村信用社經(jīng)營績效的提高主要是由其經(jīng)營效率的提升引起的。效率提高、經(jīng)營成本下降使農(nóng)村信用社利潤增加，同時也有利于農(nóng)村信用社提高競爭力，增加市場份額。第二，在降低農(nóng)村金融市場準入限制的條件下，縣域農(nóng)村金融市場結構成為由金融機構競爭行為和績效所決定的內(nèi)生變量，并受到縣域農(nóng)村經(jīng)濟和金融發(fā)展水平的影響。在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，農(nóng)村金融市場集中度下降，農(nóng)村信用社市場份額下降；在經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，農(nóng)村金融市場集中度上升，農(nóng)村信用社市場份額增加。 在農(nóng)村信用社改革初期，農(nóng)村信用社的壟斷地位是憑借政策的扶持被動取得的。政策保護和市場壟斷使農(nóng)村信用社能夠在短時期內(nèi)快速擴大規(guī)模、提高效率，農(nóng)村信用社的經(jīng)營績效與市場壟斷直接相關。但是，在降低農(nóng)村金融市場準入限制的條件下，農(nóng)村金融市場結構從政府主導下的外生變量變?yōu)橛墒袌鏊鲗У膬?nèi)生變量，農(nóng)村信用社經(jīng)營效率的提升主要源于競爭的正向激勵。因此，開放農(nóng)村金融市場，引入外部競爭主體，對于改善縣域農(nóng)村金融市場的競爭環(huán)境、提高農(nóng)村金融機構的績效是有效的。同時，鑒于農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟和金融發(fā)展水平存在較大差異，需要因地制宜地制定區(qū)域性的金融市場開放政策。在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的農(nóng)村，金融業(yè)的進入門檻應該相對較高，主要引入商業(yè)性和外資金融機構，以提高縣域金融產(chǎn)品和服務的質(zhì)量；在經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的農(nóng)村，金融業(yè)的準入門檻應該更低一些，致力于增加農(nóng)村金融產(chǎn)品和服務的數(shù)量。 參考文獻 1.Arellano, M.; Bond, S. 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