■ 嚴海玲冉曉東(、綿陽師范學院商學院 四川綿陽 6000 、四川省社會科學院 成都 60074)
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市場結構與資本結構對農村信用社經營績效的影響研究
■ 嚴海玲1冉曉東2(1、綿陽師范學院商學院 四川綿陽 621000 2、四川省社會科學院 成都 610074)
內容摘要:本文運用四川省159個縣及縣域內農村信用社2010-2014年相關數據,從理論和實證層面分析了資本結構、市場結構對農村信用社經營績效的影響,并得出相關結論。
關鍵詞:農村信用社 市場結構 資本結構 經營績效
(一)一般金融機構模型
基于Mon ti-Klein模型,假設縣域農村金融市場上存在N家銀行類金融機構(以下簡稱金融機構),并假定任意一家金融機構(i)的資產負債結構如圖1所示。
第i家金融機構的所有股東投入資本金為Ei,并以存款回報率rD(D)向社會吸收存款Di。由于在一般情況下存款利率會隨著存款規模的增大而有所提升,因此,可將存款利率看作存款規模的單調遞增函數,即rD(D)滿足rD`(D)>0,且存款利率通常為正,即存在不小于0的最小值,所以有rD``(D)>0,并假定rD(0)=0,rD(∞)=∞。單位資本金的成本為ρ,由于包含股東額外的風險溢價,因此高于存款利率,即ρ>rD(D)。同時,假定第i家金融機構的法定存款準備金和存款準備金各為Ri、Si,法定存款準備金和存款準備金的收益率各為ry、rs;且該金融機構以貸款利率rL(L)向社會發放貸款Li。且若用R、α、K分別表示法定存款準備金、法定存款準備金率、權益資本與貸款余額比,則第i家金融機構的財務關系平衡式如下:

若將金融機構i看作是一個追求盈利最大化的獨立企業,并且將盈利高低作為衡量金融機構經營績效的指標,則第i家金融機構的利潤函數(經營績效)可表述如下:
πi=πi( D,L,S,E ) = rL i( Li) Li+rsiSi+rrRi-rDi(Di)Di-ρiEi-Ci(4)
(4)式中,π表示金融機構的利潤,C為管理成本。由(1)、(2)和(3)式可得:
Si=(1-α)Di-(1-Ki)Li(5)
將(5)式代入(4)式整理可得:
πi=[rLi(Li)-rs(1-ki)-ρki]Li+[rs(1-α)-rDi(Di)+rrα]Di-Ci(6)
通常而言,盈利性的金融機構與盈利性企業一樣,其利潤函數具有最大值,所以,可假定金融機構利潤函數具有凸性。同時,為了分析簡化,若假設市場上N家金融機構具有相同的線性成本函數。即:
Ci=C(Di,Li,…) i=1,2,…N (7)
其一階條件為:

因為在通常情況下,即不存在信貸配給、行政干預等情況下,存款供給與存款利率呈正相關關系,而貸款需求與貸款利率負相關,因此,表現為向上的存款供給曲線和向下的貸款需求曲線,即存款供給彈性系數和貸款的需求彈性系數。將εD、εL代入(8)式和(9)式,整理可得:

進一步地,若將金融機構的利差收入近似作為金融機構的收益率(經營績效)。

在(12)式中法定存款準備金利率rr、存款準備金利率rs及法定存款準備金率α,一般均由央行直接規定,故可看作為常數;C`L、C`D分別為金融機構貸款和存款的邊界管理成本。因金融機構受盈利的驅動和約束,故可假設金融機構在規模經濟范圍內配置資源,即其貸款、存款邊界管理成本可近似看作為0。因此,(12)式可簡化為如下關系式:

(13)式中A1、A2、A3分別為常數,若用權益資本與貸款余額比ki(根據資本充足率的定義,可將ki近似地看作資本充足率)代表資本結構,用金融機構數N(N越大表明市場的競爭程度越大)表示市場結構。因為有(ρ-rs)>0,,因此,由(13)式可見,金融機構經營績效與其資本充足程度呈正相關關系,而與金融市場的競爭程度呈反相關關系。其作用效果的強弱取決于各自系數(ρrs)、ε的大小,即資本金成本ρ,存款準備金利率rs(可近似看作無風險利率)及貸款、存款彈性系數的大小。

圖1 金融機構資產負債結構
(二)對縣域農村信用社的具體討論
情形一:從我國目前經濟發展水平較低的地區看,農村金融市場結構通常相對較為壟斷(N較小),農村信用社對當地縣域貸款(存款)的市場控制力較強,金融需求者選擇金融機構的機會有限,其存貸款需求彈性也相應較小(εL、εD較小),農信社可通過壟斷定價,獲取壟斷利潤。如從現實情況看,在經濟發展水平不高的地區,許多信用社對廣大農戶股東比照同期銀行存款利率給予股金分紅,權益資本融資成本ρ與無風險利率大致相當,使得ρ-rs→0,農信社股權及參與農信社管理對社會投資者不具吸引力,因此,此時資本結構對農信社的經營績效影響不顯著。
情形二:對于經濟發展水平相對較高的農村地區,金融機構通常較多(N較大),農村金融市場的競爭程度也隨之提高。在該類地區中,金融需求者具有選擇金融機構的較大空間,農村信用社對當地縣域的貸款(存款)的市場控制力較弱,其彈性也相較大(εL、εD較大),金融機構難以通過壟斷定價等壟斷經營獲取壟斷利潤,甚至使得和,由(13)式可見,此時市場結構對農信社的經營績效影響趨于0。同時,對于經濟發展水平較高的地區,隨著經濟發展水平和市場化程度的提升,金融市場的投資機會隨之增加,股權投資的風險溢價回報也通常隨著提高,即(ρ-rs)較大,使得股權投資的激勵作用增強,對社會投資者而言,投資農信社股份并參與其法人治理具有較強的吸引力。因此,此時表現為資本結構對農村信用社經營績效呈明顯的正相關關系。

表1 數據回歸結果
(一)實證模型
用衡量金融市場集中度水平的赫芬達爾指數HH Iit代表當期的農村金融市場結構,用農信社i在t時期的資本充足率CARit代表農信社的資本結構,根據(13)式的關系式,本文借鑒黃惠春等(2010)的模型,構建以下實證模型:
πit=f(HHIit,CARit,Zit)+ei(14)
(14)式中,πit為衡量第i家農信社在t期的經營績效,Zit代表與農村信用社經營績效有關的控制變量。進一步地,可設計具體計量模型如下:
πit=α+β1HHIit+β2CARit+β3HHIit* CARit+β4PERGDPit+eit(15)
其中,選擇資產利潤率ROA作為因變量。在此將凈利潤扣除撥備缺口后計算所得的利潤作為真實利潤,用真實利潤計算所得的資產收益率作為農信社真實資產收益率(RROA)。自變量中HHI依據農信社存款額和貸款額計算的赫芬達爾指數(H指數)的均值,用于衡量當地農信用社所處的市場結構。CAR為農信社資本充足率,用以衡量農信社的資本結構。HH I*CAR為市場壟斷程度與資本充足率的交乘項。PERGDP為當地縣域人均GDP,用于衡量當地經濟發展水平。
(二)樣本選擇與數據來源
本文以四川省159個縣及縣域內信用社為樣本,以2010-2014年為考察期。利用面板數據模型對農村金融市場結構與農信社績效關系進行回歸分析。相關研究數據來源于各家信用社2010-2014年的財務報表與相關年份的《四川省統計年鑒》及四川各地市(州)《統計年鑒》。并以近5年來當地縣域人均GDP平均值大于1萬元和小于等于1萬元將樣本數據分為兩組。
(三)實證分析結果與討論
運用STATA統計軟件,回歸結果如表1所示。根據(15)式的計量模型,可整理如下。
Pit=α+β1HHIit+(β2+β3HHIit)CARit+β4PERGDPit(16)
從回歸結果來看,不同經濟發展水平的地區存在明顯差異。具體分析如下:
1.經濟發展水平較高的地區,市場集中度HHI和HHI*CAR與農信社經營績效RROA的關系均不顯著;而資本結構CAR則與農信社經營績效顯著正相關。這說明在經濟發達地區,提升農村信用社資本實力有助于農信社經營績效的提高,而農村金融市場集中度與農信社經營績效關系不明顯。
2.經濟發展水平較低的地區,市場集中度HHI 和HHI*CAR均與農信社經營績效RROA顯著相關,提高農村金融市場集中度有助于提升農信社經營績效。同時,資本充足率在5%的置信水平上不顯著,而在10%的置信水平上顯著,且系數為正,說明此時資本結構與農信社經營績效呈弱的正相關關系。
3.以全省為樣本,當地經濟發展水平PERGDP、農信社的CAR與經營績效RROA顯著正相關,說明當地經濟發展水平、資本結構是農信社經營績效提升的主要因素,提升資本實力有利于農信社降低經營成本、提高利潤。
綜上所述,對于經濟發展水平較高的縣域地區,在進一步深化農村信用社改革進程中,應注重提升農信社資本實力,優化資本結構,健全法人治理結構以不斷提升農村信用社的經營績效。研究表明,在經濟發展水平較高的地區,資本結構是農村信用社經營績效的重要影響因素。對于部分經濟欠發達的縣域地區,在推進農村信用社改革進程中,應階段性地適度保持壟斷的農村金融市場環境,以維持農信社的經營績效。在經濟欠發達的農村地區,農村信用社的經營能力和競爭力都相對較弱,壟斷的地位有利于其減輕經營壓力,提高市場控制力,從而迅速提升其經營績效。因此,對于部分經濟發展貧弱的欠發達地區,過早引入競爭并不利于該類地區農村信用社經營績效的提高,而應合理構建此類地區的農村金融市場結構,注重階段性地保持適度壟斷的農村金融市場環境,維持農信社的經營績效,保護和促進其可持續發展,以保證農村金融供給,進而達到培育、穩定和推進農村金融市場穩健發展的目的。
參考文獻:
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