江蘇省農村信用社結構對縣域經濟的影響

◇秦 杰

江蘇省農村信用社結構對縣域經濟的影響

◇秦 杰

本文選用江蘇省1994～2014年45個縣(市、區)為研究對象,運用斷點回歸模型分析江蘇省農村信用社結構對縣域經濟的影響,研究表明:隨著農村信用社結構的完善,江蘇省縣域經濟有著顯著增長,從地域角度來看,農村信用社結構對縣域經濟的影響效果為蘇南gt;蘇中gt;蘇北.

農村信用社;縣域經濟;斷點回歸

一、引言

在我國經濟體系中,縣域經濟作為基礎層次的區域經濟,對本地區的發展有著重要影響(厲以寧,2000).深入研究縣域問題,對于推動縣域經濟的發展,乃至帶動國民經濟,具有重要的意義(李小三和徐鳴,2000).壯大縣域經濟,以縣域經濟推動整體經濟是當前發展縣域經濟的重要目標(袁立科,2010),壯大縣域經濟為解決quot;三農問題quot;,推進工業化、城鎮化以及全面建設小康社會提供了新思路(饒芬,2003).為了推動縣域經濟的發展,2003年以來,中央持續推出政策對農村信用社進行改革,經多年的努力,農村信用社通過對自身結構的調整與完善,逐漸成為服務于三農事業以及提高縣域經濟水平的重要力量.立足于江蘇省實際,本文將探索江蘇省農村信用社對縣域經濟的影響,并提出相應的政策建議.

二、文獻綜述

縣域經濟在新農村建設中發揮重要作用,國內關于縣域經濟的文獻,王振華等(2015)以遼寧省為例,建立空間計量模型,分析產業結構升級及技術進步對縣域經濟的影響,產業結構及技術進步與縣域經濟呈現正向關系.繆小林等(2014)以云南省為例,通過實證分析研究地方財政分權對縣域經濟增長的影響,得出:地方財政分權對縣域經濟增長呈倒quot;Uquot;型.趙衛紅等(2008)以河北保定市為例,用綜合評價法,發現空間差異對縣域經濟的影響.劉以安等(2005)通過建立理論模型,分析非經濟因素對縣域經濟的影響,認為社會資本對于提高縣域經濟有著重要影響.

從2000年開始,國家對農村信用社進行深化改革,同時農村信用社也逐漸成為農村金融市場的主力軍.農村信用社對于縣域經濟的發展有著重要影響(黃惠春等,2011).到目前為止,關于農村信用社與縣域經濟增長的研究已有一定成果.陳曉樂(2015)以云南省為例,通過構建固定效應模型來研究云南省的金融發展與經濟增長間的關系,認為農村信用社的發展對于云南省縣域經濟的發展有著顯著作用,能充分發揮其支農quot;主力軍quot;的作用.朱軍林(2003)以桂林恭城縣農村信用社作為研究對象,研究發現通過對農村信用社的產業結構進行調整,能夠促進縣域經濟的發展,同時,為當地金融發展創造了良好的外部環境.李斐斐等(2009)認為農村信用社對于縣域經濟的發展有著重要作用,通過優化自身的金融環境、改善管理模式等方式,在縣域經濟中完善自身發展.

在上述研究的基礎上,本文以江蘇省為例,進一步考察農村信用社結構對縣域經濟的影響,并做出以下兩點延伸:第一,在農村信用社發展的衡量上,為了消除江蘇省農村信用社結構的內生性,將江蘇省農村信用社結構的外生沖擊因素作為其工具變量,如2006年中央quot;一號文件quot;對于促進江蘇農村信用社改革取得的重大突破,不僅產權制度改革得到穩步推進,而且國家在中央銀行資金支持、財政補貼、稅收減免三方面對農村信用社予以支持.第二,考慮到江蘇省縣域經濟的地域特點,在考慮經濟整體性的同時,也將其分為蘇南、蘇中、蘇北分別進行考察.

三、實證研究設計

為了研究農村信用社結構對縣域經濟的影響,本文采用斷點回歸的方法,將影響農村信用社結構的外生沖擊因素作為農村信用社結構的工具變量,如2006年quot;一號文件quot;的實施,驗證農村信用社結構對縣域經濟的影響.以2006年中央quot;一號文件quot;實施對縣域經濟的影響為例,RD方法的基本思想可以概括為:江蘇省縣域經濟是否受quot;一號文件quot;部分或者完全影響取決于農村信用社的結構在quot;一號文件quot;實施前后的變化.假設農村信用社對縣域經濟的影響具有連續性,那么,衡量江蘇省農村信用社結構變量的條件分布函數在斷點處的跳躍即可視為quot;一號文件quot;實施對縣域經濟的影響.RD方法常用來研究處理效應,即對相應的政策效果進行評價.一般有兩種形式:一是精確斷點回歸,在斷點處,個體得到處理的概率從0跳躍到1;二是模糊斷點回歸,在斷點處,個體得到處理的概率由a跳躍到b.

當年份為2006年時,對于江蘇省農村信用社來說,結構將會得到進一步完善.由此可以推斷在2006年結構變化的可能性將會有很大變化.設x表示年份,斷點;D為處理變量,衡量農村信用社結構:

2006年中央quot;一號文件quot;增加了農村信用社結構改進的概率,隨著時間的推移,中央一號文件對農村信用社結構的影響正逐步增加,借鑒Batistin et al(2009)的思路,我們將年份虛擬變量作為不同年份農村信用社結構的工具變量.為了控制斷點前后的非線性效應,在RD估計中,以年份與斷點之間距離的多階項構造非線性關系.根據斷點回歸設計的思路,如果控制變量的連續性假設成立,則斷點回歸估計的方程式中只需包含衡量斷點的變量和被解釋變量.綜上所述,本文運用的計量模型為:

四、數據來源與變量度量

(一)數據來源

數據來源選用1994～2014年作為樣本區間,選擇江蘇省45個縣(市、區),數據資料取自《江蘇五十年(1949～1999)》、《中國縣市經濟統計年鑒(2001～2015)》和《江蘇省統計年鑒》(2000～2015).考慮到斷點回歸對樣本的要求,以2006年quot;一號文件quot;的實施作為斷點,對于部分缺失值的數據,通過回歸法和缺值法進行補齊.

(二)變量度量

被解釋變量:縣域經濟通常體現縣(市)的經濟運行狀況,本文選取人均地區生產總值作為江蘇省縣域經濟的替代變量.解釋變量:農村信用社結構,由于在2000年國務院決定對江蘇省農村信用社進行改革試點工作,成立省聯社來承擔江蘇省農村信用社的社會管理和服務,并且改革達到了預期效果,推動了江蘇縣域經濟的發展,因此使用江蘇省農村信用社聯合社的機構網點數來反映農村信用社的結構.在模糊斷點回歸設計的框架下,用quot;一號文件quot;的實施作為農村信用社發展的工具變量.

五、實證分析

(一)圖形分析

通過附圖可以看出,江蘇省農村信用社結構在2006年有著明顯的跳躍,因此在2006年的跳躍原因是深化農村信用社改革的處理效應.由此可知,可將這一變化理解為在年份為2006時農村信用社結構對江蘇省縣域經濟的因果效應.

附圖 年份與農村信用社結構的關系

為了進一步驗證附圖,對其進行回歸分析.由表1可知,因變量為農村商業銀行的數目,年數大于2006年作為工具變量,系數是0.131,在1%水平上顯著.這說明農村信用社結構有著顯著變化.F值為53.88gt;10,即年份大于2006年作為工具變量對于農村信用社結構能夠進行可靠的預測.

表1 年份對農村信用社結構的影響

(二)主要結果

表2顯示了江蘇省農村信用社結構對縣域經濟的影響,整體上農村信用社集中前的系數為45267.302,在1%的顯著性水平下顯著,增加了約45267元,說明以2006年為斷點,農村信用社結構的改革使得江蘇省縣域經濟增加了45267元;蘇南地區農村信用社結構的系數為55981.579,在1%的顯著性水平下顯著,增加了約55982元;蘇中地區農村信用社結構的系數為33510.432,在5%的顯著性水平下顯著,增加了約33510.432元;蘇北地區農村信用社結構的系數為13146.985,在1%的顯著性水平下顯著,增加了約11467元.由此可以看出,江蘇省農村信用社結構對縣域經濟有著顯著影響,其中蘇南地區農村信用社結構對縣域經濟的影響最高.

表2 江蘇省農村信用社結構對縣域經濟的影響

六、結論與政策建議

由上述研究可知,江蘇省農村信用社結構對縣域經濟的影響呈上升趨勢,即隨著農村信用社結構的不斷完善,縣域經濟也將會得到提高,但是從地域來看,存在著較大的差距,蘇南地區相對于蘇中、蘇北地區來說,縣域經濟增長的程度更加明顯,蘇中次之,蘇北則是最后.

基于本文的研究,從縣域經濟角度提出政策建議.首先,考慮到農村信用社結構的改善對縣域經濟有著顯著影響,因此,各地區結合自身實際,優化金融要素配置提高生產力,使得本地區經濟增長最大化.其次,政府通過合理引導蘇南經濟與蘇北經濟,可促進江蘇省經濟的持續發展,由于蘇南、蘇北地區集聚效應不同,政府可將經濟建設重心逐步向蘇北地區轉移;再次,政府應盡快建立蘇北地區經濟增長極,使其真正成為蘇北地區經濟增長的核心,輻射、帶動地區的經濟增長.最后,政府通過集群化模式發展縣域經濟,通過集群形成產業發展的多樣化、經濟主體的多樣化,既推動江蘇省縣域經濟的發展,又為江蘇省經濟提供新的動力.

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(作者單位:南京審計大學經濟與貿易學院)

10.13999/j.cnki.scyj.2017.11.011

學術學位研究生科研創新計劃項目quot;江蘇省農信社結構對縣域經濟影響quot;(項目號:MG2016025).