二元金融體制金融資源配置的定量分析

張永升，冉霞，谷 彬，馬九杰

（1.北京大學 光華管理學院，北京 100871；2.中國人民銀行石家莊中心支行，河北 石家莊 050050；3.中國人民大學 農業與農村發展學院 農村經濟與金融研究所，北京 100874）

一、前言

德布拉吉瑞在其發展經濟學中提出了用二分法來分析城鄉二元經濟，市場經濟在面對貧困現象時更傾向經濟效益，市場的失靈導致發展中國家的政府必須有所為才能跨過中等收入陷阱[1]，厲以寧對農村經濟的發展則是從當時國家發展戰略的角度，強調發展農村經濟不僅關乎國家的共同富裕和國家強大，更關乎百姓民生。沒有農村金融的支持就沒有農村經濟的繁榮，因此，2014年初中央政府便頻出金融新政，以促進農村金融體系的盡快完善。

然而，回顧過去30多年的經濟發展，簡單來說，農村的國民儲蓄通過金融系統被大量地吸走[2]，用于發展城市經濟。與此同時，大量的人才也通過各種方式流向城市，尤其近幾年某些地區農村的凋敝引起了中央政府的高度重視。在新政之初，我們有必要用定量來分析一下，我們的農村究竟走過了一個什么樣的發展歷程，因此，本文分別選取農業貸款、信用社農民貸款余額和農行農業貸款作為被解釋變量，農林牧漁業總產值、鄉村私營企業年末從業人員數、鄉村個體年末從業人員數、鄉村年末從業人員數作為解釋變量。為檢驗2003年工農中建交等大銀行撤出農村對農村貸款的影響，在解釋變量中加入虛擬變量，用虛擬變量表示2003年前后大銀行是否在農村，2003年以前年份用1表示，之后用0表示。

二、農業貸款的影響因素分析

本部分選擇農業貸款作為被解釋變量，選擇農林牧漁業總產值（lnnlmy）、鄉村私營企業年末從業人員數（lnxcsy）、鄉村個體年末從業人員數（lnxcgt）和鄉村年末從業人員數（lnxc）作為解釋變量，根據經濟學的基本常識，解釋變量由于是構成經濟增長的主要指標，因此從理論角度來看，解釋變量與被解釋變量之間理應存在因果關系。

（一）單位根檢驗

對農業貸款（lnnydk）、農林牧漁業總產值（lnnlmy）、鄉村私營企業年末從業人員數（lnxcsy）、鄉村個體年末從業人員數（lnxcgt）和鄉村年末從業人員數（lnxc）進行單位根檢驗。

由表1可知，原始序列農業貸款（lnnydk）、農林牧漁業總產值（lnnlmy）、鄉村私營企業年末從業人員數（lnxcsy）、鄉村個體年末從業人員數（lnxcgt）均是非平穩序列，一階差分序列均是平穩的，即農業貸款（lnnydk）、農林牧漁業總產值（lnnlmy）、鄉村私營企業年末從業人員數（lnxcsy）、鄉村個體年末從業人員數（lnxcgt）都是一階單整的，而鄉村年末從業人員數（lnxc）是二階單整序列。根據協整檢驗理論，農業貸款（lnnydk）、農林牧漁業總產值（lnnlmy）、鄉村私營企業年末從業人員數（lnxcsy）、鄉村個體年末從業人員數（lnxcgt）變量間可能存在長期的穩定關系。

表1 各序列ADF檢驗結果

（二）協整檢驗

當一個經濟系統達到均衡狀態時將不存在破壞均衡的內在機制，當系統受到干擾后會偏離均衡點，而內在均衡機制（經濟規律）將努力使系統重新回到均衡狀態。協整是對非平穩經濟變量長期均衡關系的統計描述。非平穩經濟變量之間存在的長期穩定的均衡關系稱作協整關系。

（1）進行最小二乘法回歸，回歸如下：

（2）殘差序列單位根檢驗。

表2 殘差序列檢驗

通過表2檢驗可知，殘差序列是平穩序列，在10%的水平下顯著，表明各變量具有協整關系，即各變量存在長期的均衡關系。

（三）模型回歸

為了考察大型商業銀行在農村撤離對農村信貸市場的影響，我們加入虛擬變量xnbl，對全部變量進行回歸得到表3結果。

表3 加入虛擬變量的回歸結果

由回歸結果可知，鄉村私營企業年末從業人員數（lnxcsy）系數顯著為正，說明在其他變量保持不變的情況下，鄉村私營企業年末從業人員數增長率變化1個點，農業貸款增長率變化0.570939個點；鄉村個體年末從業人員數（lnxcgt）的系數顯著為負，說明在其他變量保持不變的情況下，鄉村個體年末從業人員數增長率變化1個點，農業貸款增長率反向變化0.805433個點；結論是商業銀行對私營企業的授信優于對個體企業的授信。證明自20世紀90年代國家經濟體制改革后，民營經濟成為商業銀行的主要目標客戶，個體經濟在農村發展較慢，同時規模較小，商業銀行考慮到其風險以及由于金融資源的稀缺性，因此造成了對個體經濟的金融排斥。

虛擬變量（xnbl）的系數不顯著，說明工農中建交等大型商業銀行撤出農村對農村貸款增長率沒有影響，這一回歸結果很有意義。

2003年前后工農中建交等商業銀行大規模從農村撤離，主要是因為縣域營業網點的費用和成本難以覆蓋其收益。從貸款市場看，回歸結果顯示縣域貸款市場并未隨著縣域網點的大規模減少而受到影響，這說明大銀行并未放棄縣域好的優質客戶；從存款市場看，縣域網點的大規模撤離必將導致其儲蓄的減少，之所以大型商業銀行放棄農村儲蓄是因為從銀行個體的角度來看，雖然農村儲蓄占據國民儲蓄的半壁江山，但對于大銀行的貸款市場，農村儲蓄的減少并不會對其造成太大的影響，這也突出暴露了我國二元金融制度下，大銀行已經在城市形成自己的內循環，農村對它們來說更多的是部分優質貸款客戶的保留，而且這些優質客戶雖然屬于規模相對較小的民營經濟[3]，但這些小規模的民營經濟在縣域內可以說得上是支柱企業或者龍頭企業。

三、農村信用社農民貸款的影響因素分析

農村信用社的貸款主要針對縣域的經濟主體，本部分選擇農村信用社農民貸款額度作為被解釋變量，解釋變量為農林牧漁業總產值（lnnlmy）、鄉村私營企業年末從業人員數（lnxcsy）、鄉村個體年末從業人員數（lnxcgt）和鄉村年末從業人員數（lnxc）。之所以選擇這些變量是為了一方面考察這些基本經濟變量對農村信用社農民貸款的影響程度，另一方面，通過引入虛擬變量試圖了解2003年的大型商業銀行大規模撤離縣域和農信社自身體制改革是否會影響到農信社對農戶的貸款。

（一）對信用社農民貸款余額（lnnhnydk）序列進行單位根檢驗（表4）

表4 信用社農民貸款余額（lnxysdk）序列的ADF檢驗結果

單位根檢驗結果顯示，lnxysdk序列是一階單整的，與自變量是同階單整序列。

（二）協整檢驗

1.進行最小二乘法回歸

回歸如下：

2.殘差序列單位根檢驗

表5 殘差序列檢驗

表5表明信用社農民貸款余額（lnxysdk）序列與其他變量具有長期的穩定關系。

（三）模型回歸

加入虛擬變量，對全部變量進行回歸，見表6。

表6 加入虛擬變量的回歸結果

由回歸結果可知，鄉村私營企業年末從業人員數（lnxcsy）系數顯著為正，說明在其他變量保持不變的情況下，鄉村私營企業年末從業人員數增長率變化1個點，信用社農民貸款余額增長率變化0.607028個點；鄉村個體年末從業人員數（lnxcgt）的系數顯著為負，說明在其他變量保持不變的情況下，鄉村個體年末從業人員數增長率變化1個點，信用社農民貸款余額增長率反向變化1.206963個點；結果同上，不再贅述。

虛擬變量（xnbl）的系數不顯著，說明工農中建交等大型銀行撤出農村以及農村信用社自身體制改革對信用社農民貸款余額增長率沒有影響。一方面，大型商業銀行在縣域撤離營業網點只會影響到在縣域的儲蓄水平，我們模型考察的是其貸款市場，虛擬變量不顯著證明了大型商業銀行并未放棄原來在縣域的優質客戶，并未給農信社留出更多的優質客戶以增加農信社的貸款規模；另一方面，虛擬變量不顯著也證明農信社的改制并未引起農信社貸款市場規模的顯著變化。

四、農業銀行農業貸款的影響因素分析

農業銀行是支持“三農”的重要的大型商業銀行，在服務“三農”中理應扮演重要角色。考慮到其服務“三農”的企業文化與大型商業銀行兩種性質，本部分以農業銀行為例，選擇農業銀行農業貸款額度作為被解釋變量，解釋變量依然為農林牧漁業總產值（lnnlmy）、鄉村私營企業年末從業人員數（lnxcsy）、鄉村個體年末從業人員數（lnxcgt）和鄉村年末從業人員數（lnxc），除想考察基本經濟指標與農業銀行在縣域的貸款之間的關系外，通過引入虛擬變量我們還想考察農業銀行2003年撤離縣域網點前后其貸款市場是否發生了重要的變化。

（一）對農業銀行農業貸款（lnnhnydk）序列進行單位根檢驗

表7 農業銀行農業貸款（lnnhnydk）序列的ADF檢驗結果

表7單位根檢驗顯示，農業銀行農業貸款（lnnhnydk）序列是一階單整的，與自變量是同階單整序列。

（二）協整檢驗

1.進行最小二乘法回歸

回歸如下：

2.殘差序列單位根檢驗

表8 殘差序列檢驗

表8結果顯示，農業銀行農業貸款（lnnhnydk）序列與其他變量具有長期的穩定關系。

（三）加入虛擬變量，對全部變量進行回歸

表9 加入虛擬變量的回歸結果

由表9回歸結果可知，鄉村私營企業年末從業人員數（lnxcsy）的系數顯著為正，說明在其他變量保持不變的情況下，鄉村私營企業年末從業人員數增長率變化1個點，農業銀行農業貸款增長率變化0.213992個點；鄉村個體年末從業人員數（lnxcgt）的系數顯著為正，說明在其他變量保持不變的情況下，鄉村個體年末從業人員數增長率變化1個點，農業銀行農業貸款增長率反向變化0.776888個點；模型此次回歸結果明顯與前兩個模型的回歸結果出現差異，這說明鄉村私營企業與鄉村個體企業對農業銀行的影響都為正向，且回歸結果顯著，證明農業銀行在縣域的目標客戶市場除鄉村私營企業外還包括鄉村個體企業，這也體現了農業銀行服務“三農”的力度要大于其他大型商業銀行，農業銀行服務縣域的群體更廣泛。

虛擬變量（xnbl）的系數不顯著，說明農業銀行撤出農村對農業銀行農業貸款增長率沒有影響，證明農業銀行2003年前后從縣域撤離網點并未對其縣域貸款市場產生影響，也證明了農村金融市場的供給主體缺位是由來已久的客觀事實。

五、主要結論分析

通過以上分析，不難發現農村正面臨著越來越嚴峻的金融服務環境，這里面有農業本身盈利能力低風險大的原因，也有商業銀行處于追求自身利益最大化風險最小化的商業化行為的原因。

但農村作為一個區域，在承載國民農業安全糧食安全的同時，也需要發展二、三產業，30多年金融資源配置格局注定了農村就像輸血一樣為城市提供營養，大中型商業銀行一方面進行商業化改制，一方面卻享受著壟斷地位帶來的優越發展條件，缺乏競爭機制成了大中型商業銀行商業化改制后面臨的最大的問題，金融資源配置效率低下，嚴重影響了農村經濟以及民營經濟的發展。30多年后的今天，政府提出城市反哺農村這個決定是正確。

六、對策建議

（1）向金融體系內注入競爭機制，鼓勵發展多層次多種性質的金融服務機構。（2）金融改革向農村傾斜，降低農村金融機構的準入門檻，允許發展合作金融、股份制等多種性質的農村小微金融機構。（3）地方政府應該在發展地方性小微金融機構中扮演重要角色，不僅要管理還要積極培育。（4）通過財政補貼以及金融保險降低農業本身的風險，并增加農業的技術投入。

[1]ArgentNM&FRolley.Financial Exclusion in Ruraland Remote New South Wales,Australia a Geography of Bank Branch Rationalisation,1981-98[J].Australian GeographicalStudies.38(2):182-203,2000.

[2]克拉克、菲爾德曼、格特勒.牛津經濟地理學手冊（中譯本）[M].北京：商務印書館，2005.

[3]龔明華，馬九杰，等.我國農村金融需求與金融供給問題研究[M].北京：經濟科學出版社，2009.