县域农村金融市场结构与农村信用社绩效关系检验基于GMM动态.docx

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县域农村金融市场结构与农村信用社绩效关系检验基于GMM动态

2011.8

-63-

县域农村金融市场结构与农村信用社

绩效关系检验*

——基于GMM动态面板模型

黄惠春杨军

内容提要:

本文借鉴产业组织理论的分析范式,以江苏省37家农村信用社2000~2009年的数据为样本,运用GMM动态面板模型对农村金融市场开放条件下县域农村金融市场结构与农村信用社经营绩效的关系进行了检验。

研究结果表明:

在降低市场准入限制的条件下,不同经济发展水平县域农村金融市场结构的变化是有差异的;样本农村信用社的经营效率对其绩效具有显著的正向影响,农村金融市场结构与农村信用社绩效无关。

上述结论支持了有效结构假说,即经营效率促进了农村信用社经营绩效的提高,进而引起农村信用社市场份额和农村金融市场集中度的变化。

开放农村金融市场使得农村金融市场结构从政策主导下的外生变量逐步转变为由市场因素所决定的内生变量。

关键词:

农村金融市场结构农村信用社绩效GMM模型

一、引言

改革开放以来,围绕农村金融更好地服务“三农”,中国农村金融领域开展了一系列制度改革和创新。

2000年开始的农村信用社改革成为农村信用社商业化转型的发端,同时也奠定了农村信用社成为农村金融市场主力军的基础。

2006年降低农村金融市场准入限制的政策标志着中国农村金融改革由“机构”层面转向全面的市场化改革。

2010年“中央一号”文件再次强调要大力发展村镇银行、小额贷款公司等新型农村金融机构。

在地方政府的大力推动之下,各地区新型农村金融机构蓬勃发展。

以江苏为例,2010年末,全省共设立村镇银行29家,小额贷款公司252家,还有为数众多的农民资金互助组织①。

伴随着中国邮政储蓄银行重返农村贷款市场、中国农业银行成立“三农事业部”,商业性金融机构以及包括外资在内的各类民间资本也进入县域,县域农村金融市场的垄断格局正被打破,多元化和竞争性的市场逐步形成。

作为县域农村金融市场上最重要的供给主体,农村信用社的绩效问题一直备受关注。

农村信用社的绩效水平一方面代表了中国农村金融改革的效果,另一方面也直接决定了中国农村金融市场的*

本文研究得到国家自然科学基金项目“农村区域金融发展——基于苏皖两省县域经济的实证研究”（编号:

70973055,江苏省高校哲学社会科学基地重大项目“县域农村金融市场结构与农村区域经济发展研究”（编号:

2010JDXM019,教育部人文社科基金青年项目“基于县域经济差异视角的农村金融市场结构与效率问题研究”（编号:

10YJC790092以及南京农业大学农林经济管理学科建设经费项目“江苏省农村金融市场结构与绩效关系研究”（编号:

JGNL200904的资助。

①数据来源:

江苏省人民政府金融工作办公室。

县域农村金融市场结构与农村信用社绩效关系检验

-64-资金供给水平。

以往的相关研究大多认为,市场垄断是农村信用社运行低效且缺乏创新动力的直接原因（谢平,2001;周立,2007。

然而,理论界对于垄断企业的效率问题一直存在争议,尤其是对于银行业,国外大量实证研究证明,银行业市场集中度与银行绩效正相关（Samad,2008。

黄惠春等（2010运用江苏省40个县域的面板数据,对农村信用社改革期间（2000~2007年农村金融市场结构与农村信用社绩效的关系进行了实证分析,发现欠发达地区县域农村金融市场集中度与农村信用社经营绩效正相关,市场垄断有利于农村信用社在短时期内扩大规模,提高利润。

然而,在政府降低农村金融市场准入限制以后,农村金融市场供给主体增加,各类农村金融机构之间的竞争日趋激烈,这意味着农村金融市场结构不再是政府主导下的外生变量,而是由农村金融机构的竞争行为和绩效所决定,之前的研究结论可能不再适用。

同时,上述研究忽略了部分解释变量与农村信用社经营绩效之间可能存在的内生性问题。

基于此,本文借鉴产业组织理论的分析范式,运用动态面板模型的广义矩方法（GMM对农村金融市场开放条件下县域农村金融市场结构与农村信用社绩效的关系进行检验,以从金融机构的角度探究此轮农村金融市场化改革的效果,并为农村金融市场进一步开放提供一定的决策依据和政策启示。

二、分析框架

（一产业组织理论中市场结构与企业绩效的关系

产业组织理论中关于市场结构与企业绩效的关系主要有两种假说:

传统共谋假说（traditionalcollusionhypothesis和有效结构假说（efficientstructurehypothesis。

传统共谋假说认为,集中度高的市场将导致不完全竞争,企业能运用市场力量获取超额利润（Bain,1951。

有效结构假说认为,高效率的企业具有更先进的生产技术和更高的管理水平,能够降低成本、增加利润,故能够在竞争中取得更大的市场份额并最终提高整个行业的市场集中度（Demsetz,1973。

这两个假说最大的分歧在于市场结构究竟是内生还是外生于产业组织。

传统共谋假说强调市场结构是外生变量,认为行业的市场结构决定了企业的市场行为,进而决定企业绩效;有效结构假说则强调市场结构是一个内生变量,即企业效率决定市场结构,从而影响企业绩效。

在此基础上,Shepherd（l986提出了“修正的有效结构假说”,认为企业经营绩效的变化可由企业效率和市场份额的影响共同解释,因为市场份额不仅取决于企业效率,还取决于与效率无关的其他因素,市场集中度并不直接影响企业绩效。

Schmalensee（1988提出了“混合的共谋及有效结构假说”,认为由于市场势力存在,市场集中度会影响企业经营绩效,而且大多数高效率的企业能获取更多利润,市场份额的影响则可以忽略不计。

Timme&Yang（1991以及Berger（1995利用以下模型验证银行绩效、经营效率与银行业市场结构之间的关系:

（ititititititZEFMSCRfPε+=,,,（1

（1式中,itP为银行i在t时期的经营绩效,itCR代表银行i所在地区t时期的金融市场集中度水平,itMS为银行i在t时期的市场份额,itEF代表银行i在t时期的经营效率,itZ代表有关的控制变量。

按照（1式,如果传统共谋假说成立,则

PCR∂∂>0,PMS∂∂=0,PEF

∂∂=0;如果有效结构假说成立,则PCR∂∂=0,PMS∂∂=0,PEF∂∂>0;如果修正的有效结构假说成立,则PCR∂∂=0,PMS∂∂>0,

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PEF∂∂>0;如果混合的共谋及有效结构假说成立,则PCR∂∂>0,PMS∂∂=0,PEF

∂∂>0。

（二中国县域农村金融市场结构的决定

中国农村金融市场一直受到政府部门的严格管制,历次农村金融体制改革和农村金融组织调整均是在政府主导之下展开的。

1996年行（中国农业银行社（农村信用社分家、1997年四大国有商业银行撤离农村、1999年关闭农村合作基金会等政策和组织调整,使农村信用社成为中国农村金融市场上唯一的正规金融机构。

2000年的农村信用社改革使农村信用社在农村金融市场上的垄断主体地位最终确立,然而,农村信用社的垄断很大程度上是源于政府的推动和政策的扶持。

因此,在中国自上而下的农村金融改革过程中,尤其是农村信用社改革时期,县域农村金融市场结构主要是由农村金融机构以外的因素所决定的,即是外生的。

2006年底开放农村金融市场以后,进入门槛的降低使农村金融市场供给主体日益多元化,竞争加剧。

农村金融机构的行为和绩效水平直接影响各家金融机构的市场份额,农村金融市场集中度的变化是各家金融机构竞争的结果。

县域农村金融市场结构不再简单地由政策决定,同时也受到农村金融机构行为和经营绩效的影响,因此具有内生性。

（三县域农村金融市场结构与农村信用社经营行为和经营绩效的关系

农村信用社属于区域性金融机构,受政策限制,目前大部分农村信用社尚不能实现跨地区经营,其服务范围仅限于县域。

与一般的商业性金融机构相比,农村信用社具有典型的社区银行特征:

资产规模有限,组织形式简单,服务区域本地化,市场功能特定化。

同时,区域性特征也使农村信用社容易形成“社区性”的垄断,拥有一定的市场势力（孟建华,2006。

作为类似社区银行的金融机构,农村信用社的绩效水平除了受自身资产规模、管理效率和公司治理结构等内在因素的影响之外,还受到县域经济环境、县域金融产业发展状况、县域金融市场结构和政策等外部因素的影响。

一般来说,经营效率、权益资本比例、利息收入水平等与农村信用社经营绩效存在正向关系,并且经济越发达的县域,农村信用社的经营绩效越高。

根据产业组织理论的分析框架,县域农村金融市场结构及其竞争状况会影响农村信用社的经营行为进而影响其绩效。

这种影响的方向和程度由各类农村金融机构不同的资源禀赋以及由此引致的不同的比较优势和市场定位所决定。

其影响机制主要有以下三个方面:

第一,市场竞争程度会影响农村信用社对贷款对象的选择。

市场竞争限制了农村信用社的贷款对象选择权,企业贷款市场竞争加剧促使农村信用社增加对农户的贷款投放（黄惠春,2011。

第二,市场结构和市场竞争程度决定了农村信用社的产品定价权,包括贷款条件和贷款利率。

市场竞争会削弱农村信用社的贷款定价权,而市场垄断使农村信用社具有更强的市场操纵力,从而获得更高的垄断利润。

第三,市场竞争程度对农村信用社的创新行为也有影响。

竞争会激发农村信用社的创新动力,从而采用新的信贷技术以降低贷款风险和交易成本,扩大贷款面。

三、模型设定、变量与数据来源

（一模型设定

与以往研究采用面板数据回归模型不同,考虑到农村信用社当期的经营绩效可能会受到前一期经营绩效的影响,本文在Berger（1995的研究模型中加入了被解释变量的滞后项,建立模型如下:

（ititititittiiteZEFMSCRPfP+=−,,,,1,（2

（2式是一个动态面板数据模型。

如果采用最小二乘法估计,会存在三种内生性问题:

一是存

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-66-在于误差项中的固定个体特征可能与解释变量相关所导致的内生性问题;二是在误差项存在自相关条件下,滞后的被解释变量与误差项相关而导致的内生性问题;三是市场结构变量与经营绩效可能存在反向因果关系所产生的市场结构变量的内生性问题。

这三种内生性问题都会造成最小二乘法估计偏误。

运用Arellano&Bond（1991所建议的一阶差分法消去固定的个体特征,形成如下方程:

,1,1,21,,12,,13,,14,,1,,1（（（

（（（ititititititititititititititPPPPCRCRMSMSEFEFZZαββββεε−−−−−−−−−=−+−+−+−+−+−（3

该方法解决了第一种内生性问题。

但是,（3式中引入了新的误差项（1,,−−titiεε,该误差项仍然与滞后的被解释变量相关,因此,上述的第二种内生性问题仍然存在,第三种内生性问题也没有解决。

Arellano&Bond（1991提出使用内生变量的滞后项作为工具变量,即所谓差分广义矩方法（first-differenceGMM来解决后两种内生性问题。

但是,有时内生变量的滞后项为弱工具变量,Arellano&Bover（1995建议可同时估计差分方程和水平方程,以提高估计量的有效性,此即所谓系统广义矩方法（systemGMM。

（二变量选择

在变量的选择上,本文以农村信用社资产收益率（ROA①作为被解释变量。

解释变量中,县域农村金融市场集中度（CR②以赫芬达尔指数（HHI来衡量（不乘10000;市场份额（MS以农村信用社在县域金融市场上存款和贷款所占份额的均值来衡量;经营效率（EF运用随机边界法（SFA,通过嵌入风险因素构建的利润边界函数③估计得出;模型中还包含了一些表示农村信用社自身特征以及县域经济特征的控制变量。

各变量的说明和描述性统计如表1所示。

表1模型变量定义及描述性统计

变量名称

变量定义均值标准差ROA

资产收益率=净收益/平均总资产0.0040.000CR

按照县域金融机构存款额与贷款额计算的HHI的均值0.2090.002MS

农村信用社存款额和贷款额占县域存款总额和贷款总额比重的均值0.2670.004EF

经营效率0.3920.017LA

贷款与总资产之比=贷款总额/平均总资产0.6740.009EA

权益比=权益资本/平均总资产0.0290.002MIX

收入结构=利息收入/总收入0.8770.005ASSE

平均总资产=（年初数+年末数/2;单位:

万元439587.43431741.172AGDP

第一产业比重=县域第一产业增加值/地区生产总值0.2150.009PGDP

县域人均生产总值=县域地区生产总值/县域人口数;单位:

万元2.3840.161①在Berger（1995的相关研究中,所选择的被解释变量分别为金融机构的资产收益率和资本收益率,但在2000~2004年农村信用社改制的过程中,增资扩股使得其资本规模变化很大,一些样本信用社资本金由负转正,导致资本收益率指标存在较大的系统性偏差,因此,本文仅以资产收益率作为被解释变量。

②在本文中,由于县域经济主要是农村经济,而且实际中很难将农村金融的有关数据同县域金融的有关数据截然分开,因此在本文中,县域农村金融市场集中度等同于县域金融市场集中度。

③结合中介法和资产法,本文以总利润（TP为因变量,贷款（Y1、存款（Y2、非利息收入（Y3三项为产出变量,以劳动力价格（I1、固定资产净值价格（I2、可贷资金价格（I3为投入要素价格变量,以不良贷款率（R为风险变量,在Battese&Coelli（1995模型的基础上,构建如下的利润函数基础方程:

333333*********1

1122iijjijijitntnikkjkkkijikjkijLnTPLnYLnILnYLnYLnILnILnYLnILnRvuαβδϕφϑρ=========+++

++++−∑∑∑∑∑∑

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-67-（三样本选择与数据来源

作为中国最早进行农村金融改革试点的省份,江苏在2000年就开展了农村信用社改革,2003年参与了农村利率市场化试点,2006年开始在全省建立新型农村金融机构,中国农村金融改革的各项措施和成果均在此得到了较全面的反映。

同时,苏南和苏北的农村经济和金融发展格局,对于中国沿海地区和中西部地区经济发展的差异状况具有一定的典型性。

因此,以江苏为例,从农村区域经济差异的视角分析中国县域农村金融市场结构与农村信用社经营绩效的关系,所得结论更加客观且有代表性。

本文从江苏省选取了37个县（市的37家农村信用社①作为样本,其中,苏南14个县（市,苏北23个县（市。

本文以2000~2009年为考察期。

相关研究数据来源于各家农村信用社2000~2009年的财务报表与相关年份的《江苏省统计年鉴》②和《中国金融年鉴》③。

四、实证分析结果与讨论

（一县域农村金融市场结构分析

本文主要采用市场集中度和市场份额两个指标来测度江苏县域农村金融市场结构。

从江苏县域农村金融市场集中度和农村信用社市场份额的变化趋势可以看出（见图1、图2,2000~2009年间,江苏县域农村金融市场集中度总体上稳中有降,但从苏南和苏北两类不同经济发展水平的县域样本来看,2005年以后苏北县域农村金融市场集中度明显上升,直至2008年显现出下降的趋势,而苏南则一直显著下降。

农村信用社市场份额的变化趋势和县域农村金融市场集中度基本一致。

图1江苏县域农村金融市场集中度变化情况

图2江苏县域农村信用社市场份额变化情况①本文中农村信用社是对农村合作性金融机构的统称。

2003年以后江苏省部分农村信用社陆续改制为农村商业银行或农村合作银行。

本文所选的37家样本农村信用社中包含7家农村商业银行、12家农村合作银行和18家农村信用社。

②数据来源:

江苏省统计局网站（。

③中国金融年鉴编辑部:

《中国金融年鉴》（2000~2009年,历年,中国金融出版社。

县域农村金融市场结构与农村信用社绩效关系检验由此可见，开放农村金融市场对不同经济发展水平县域农村金融市场结构的影响是不同的。

苏南地区经济发达，农村金融市场商业化和城市化程度更高，商业性金融机构的进入，降低了县域农村金融市场集中度，农村信用社凭借独特的区域优势始终保持稳定的市场份额；苏北地区经济相对落后，商业性金融缺乏，农村信用社凭借改革中的各种优惠政策，不断提高市场份额，市场集中度不断提高。

（二）县域农村金融市场结构与农村信用社经营绩效关系分析为了确保模型估计结果的准确性和可靠性，本文运用Stata10软件，分别利用普通最小二乘法回归、固定效应面板数据回归、差分GMM估计和系统GMM估计对江苏省37家样本农村信用社的相关数据进行回归，不同估计方法所得的回归结果如表2所示。

普通最小二乘法回归和固定效应面板数据回归的调整R2值分别为0.6424和0.6074，说明模型拟合效果较好。

从其回归结果来看，被解释变量的滞后项都是显著的，说明农村信用社前一期的收益对当期收益有影响。

GMM估计的两个重要诊断统计量Hansen检验值和AR（2检验值表明，模型工具变量的使用在整体上是有效的，差分方程的残差项不存在二阶自相关。

运用差分GMM估计和系统GMM估计的结果基本相近，对其具体分析如下：

第一，江苏样本县域农村金融市场集中度和农村信用社市场份额对农村信用社经营绩效的影响均不显著，说明市场集中度和市场份额不是影响农村信用社经营绩效的主要因素。

对市场集中度和市场份额这两个变量进行联合检验，结果均不能拒绝其系数同时为零的零假设，进一步证明县域农村金融市场集中度和农村信用社市场份额对农村信用社经营绩效没有影响。

这一结论与之前的一些研究结论存在差异，其主要原因就在于本文将开放条件下的农村金融市场结构作为内生变量，考虑了变量间可能存在的内生性问题。

改制以后农村信用社的经营规模和经营实力大幅提高，逐步获得了主动占领市场的能力，因而农村信用社的经营绩效会对市场结构产生影响。

表2变量资产收益率（ROAt−1）市场集中度（CR）市场份额（MS）经营效率（EF）贷款与总资产之比（LA）权益比（EA）收入结构（MIX）县域农村金融市场结构与农村信用社经营绩效关系回归结果普通最小二乘法回归0.4263***（0.0450）-0.0061（0.0159）-0.0028（0.0089）0.0059***（0.0009）-0.0015（0.0017）0.0296（0.0102）0.0073**固定效应面板数据回归0.1955***（0.0506）0.0088（0.0211）-0.0040（0.0127）0.0047***（0.0009）-0.0006（0.0020）0.0801***差分GMM估计0.3374***（0.0895）-0.0131（0.0266）0.0078（0.0145）0.0066***（0.0013）-0.0025（0.0017）0.0629***系统GMM估计0.4424***（0.0721）-0.0025（0.0191）-0.0042（0.0103）0.0063***（0.0013）-0.0022（0.0015）0.0295*（0.0174）0.0061**（0.0024）（0.0119）0.0093***（0.0216）0.0043（0.0036）（0.0031）（0.0030）-68-

县域农村金融市场结构与农村信用社绩效关系检验（续表2）总资产（ASSE）第一产业比重（AGDP）人均地区生产总值（PGDP）常数项（C）观测值数调整R20.0004（0.0005）0.0107***-0.0005（0.0014）0.0040（0.0106）0.0004*-0.0033（0.0023）-0.0055（0.0131）0.0005——296—0.55600.34600.8572*0.0003（0.0004）-0.0103**（0.0043）0.0002*（0.0001）-0.0089（0.0078）333—0.92900.60600.6181（0.0038）0.0002（0.0001）-0.0118（0.0077）3330.6424——0.4887（0.0002）-0.0043（0.0186）3330.6074——0.9170（0.0003）Hansen检验值AR（2检验值CR和MS联合检验p值注：

*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著；括号中为标准误。

第二，农村信用社的经营效率对其经营绩效具有显著的正向影响，证明效率提高是农村信用社经营绩效提升的主要因素。

农村信用社经营效率的提高主要有三个方面的原因：

一是农村信用社通过产权改革规范了内部公司治理结构，降低了管理成本；二是受益于农村信用社改革中的各种优惠政策，农村信用社的历史包袱得以减轻；三是由于县域金融市场竞争程度加剧，农村信用社不断采取竞争性策略以扩张业务规模，使得经营成本下降。

经营效率提高有利于农村信用社降低经营成本、提高利润。

第三，从相关控制变量的回归结果来看，它们基本上显著且方向和预期一致。

权益比对农村信用社经营绩效具有显著的正向影响，说明自有资本在总资产中的比重越高，农村信用社的经营绩效越好。

2000年以来的产权改革通过理顺内部产权关系完善了农村信用社的公司治理结构，同时，增资扩股有效充实了农村信用社的自有资本，这不但增强了农村信用社的抗风险能力，更重要的是提升了农村信用社的内部约束和激励水平，使其管理效率提高。

收入结构对农村信用社经营绩效的影响也是显著的。

当前，农村信用社的业务类型仍然以传统的存款和贷款业务为主，较高的存贷利差成为农村信用社最重要的收入来源，而中间业务收入占总收入的比例不到15%。

因此，利息收入占总收入的比重越高，则农村信用社收益越好。

而贷款与总资产之比、总资产均不显著，说明贷款与总资产之比和总资产并不是决定江苏农村信用社经营绩效的主要因素。

衡量县域经济结构的第一产业比重对农村信用社经营绩效具有显著的负向影响，说明工业越发达的地区，农村信用社经营绩效越好；县域人均生产总值代表