民間金融市場利率：自主性還是反應性？
——基于省際非平衡面板數據的實證分析

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(1.重慶大學 經濟與工商管理學院，重慶 400044； 2.西南政法大學 經濟學院，重慶 401120)

民間金融市場利率：自主性還是反應性？
——基于省際非平衡面板數據的實證分析

邱新國1,2，冉光和1

(1.重慶大學 經濟與工商管理學院，重慶 400044； 2.西南政法大學 經濟學院，重慶 401120)

本文在金融雙軌制的理論框架下對民間金融市場的資金供求進行了理論分析，并闡明了民間金融市場利率的形成機制及影響因素。隨后，本文利用2005～2015年的省際非平衡面板數據和動態面板GMM估計方法對影響民間金融市場利率的各因素進行了實證檢驗。實證結果顯示，正規金融機構貸款實際利率與法定存款準備金率在民間金融市場實際利率的形成中起著主導作用，而反映民間金融市場資金需求的個私部門經濟增長率的作用很小，民間金融市場表現出明顯的“反應性”特征。因此，對民間金融的規制重點應是積極引導其進入正規金融市場以構建有效的民間金融與正規金融的共生模式，提高金融市場整體效率。

民間金融；市場利率；動態面板廣義矩估計

1 引言

民間金融因其在中國經濟運行中的重要作用[1～3]一直受到學術界的積極關注，大量學者圍繞民間金融的形成機制展開研究并形成了民間金融生成理論的兩分法——“自主性”和“反應性”，前者認為鑲嵌在熟人社會網絡之上的民間金融所具有的信息優勢與擔保優勢是其形成發展的主要因素，后者強調民間金融的興起是對轉型經濟體政策扭曲和金融抑制的理性反應。民間金融生成理論的兩分法意味著截然相反的監管啟示，若民間金融具有完全的“自主性”，那么熟人社會的本地化特征將使得民間金融更多地受到內生于一定區域經濟社會環境下資金供求的影響，而較少受到諸如正規金融制度、經濟金融政策等外部沖擊的影響，因此對其進行政策規制的重點應是依據效率原則確立其交易邊界以控制風險；相反，若民間金融具有完全的“反應性”，那么民間金融對政策扭曲、金融抑制以及宏觀經濟運行等外部環境的沖擊會非常敏感，則對其進行政策規制的重點應是積極引導民間金融進入正規金融市場，探索建立有效的民間金融與正規金融的共生模式，以提高金融市場的整體運行效率。由于民間金融數據獲取的困難，對“自主性”和“反應性”的爭論更多地體現在理論研究上。顯而易見，對民間金融市場利率形成機制與影響因素的經驗研究可以為民間金融生成理論的兩分法爭論提供實證證據，從而為政府確立科學的民間金融政策規制的方向提供理論支持。

現有的文獻多從理論上分析民間金融市場利率的形成機制。國外學者將民間金融利率的決定因素歸納為機會成本、風險報酬、交易成本、壟斷利潤、高壞賬率以及季節性需求等[4]。國內學者主要從信息不對稱角度對民間金融的高利率進行了理論解釋[5,6]，也有學者認為民間金融利率取決于借款人談判能力及正規金融市場利率[7]。在實證研究方面，一些學者圍繞民間金融市場利率的影響因素展開了討論，但并未就民間金融市場利率形成的 “自主性”和“反應性”達成一致結論。部分學者利用溫州民間金融的調查數據分析后認為，民間金融具有很強的獨立性，其利率主要受市場分割、資金供求的影響，而受宏觀經濟政策及銀行信貸的影響較少[8～10]。與以上結論相反，另外一些學者利用溫州民間金融監測數據研究發現，銀行信貸和貨幣政策對民間金融利率具有顯著影響[11～13]。

通過梳理文獻可以發現，現有的實證研究主要是圍繞溫州的樣本數據并運用時間序列分析方法展開的，對民間金融市場利率影響因素的研究還存在明顯的分歧。由于溫州是我國民間金融最發達的地區，其利率形成機制也就難以解釋中西部地區民間金融市場的實際運行狀況。事實上，民間金融具有明顯的內生性[14]，是鑲嵌于熟人社會網絡之上的[15]，各地區不同的經濟發展水平、社會習俗和制度環境可能會深刻影響民間金融市場的運行機制；另一方面，已有文獻已經闡明中國的金融抑制和正規金融體系的低效率事實。因此，“自主性”和“反應性”似乎都可以找到現實支持。有鑒于此，為了更好地理解中國民間金融市場利率的形成機制，利用覆蓋各省份的民間金融利率面板數據對“自主性”和“反應性”進行嚴謹的實證檢驗無疑具有重要的現實意義。

本文手工收集了2005～2015年省級民間借貸利率的非平衡面板數據，并運用動態面板廣義矩方法對影響民間金融市場利率水平的主要因素進行了實證檢驗。本文的貢獻主要表現在三個方面：第一，在金融雙軌制的理論框架下，本文對正規金融部門的信貸投放邏輯做了更接近現實的理論假設，在此基礎上對民間金融市場的資金供求及影響因素進行了理論分析，本文的實證結果支持了這一關鍵假設。第二，本文利用全國的樣本數據對民間金融市場利率形成機制進行實證檢驗的研究，區別于已有研究結論的模糊性[8]，研究結果為民間金融生成理論中的“反應性”提供了充分的實證支持。第三，已有的研究側重于對“反應性”的分析，而本文同時搜集了反映“反應性”和“自主性”的數據，并對二者進行了實證檢驗，因而結論更為穩健。

2 民間金融市場利率形成的理論框架

2.1 民間金融市場利率形成的理論基礎：金融雙軌制

長期存在的行政干預和金融管制(利率管制、信貸配給以及銀行業市場準入)為國有金融機構和國有企業創造了壟斷地位，通過壓低資金成本(存款利率)，國有商業銀行向國有企業提供了充裕的廉價信貸資金，而個私經濟部門(包括家戶經濟部門、個體經濟部門和私營經濟部門)則被排斥在正規金融市場之外。因此，不斷發展壯大的個私經濟部門的融資需求就引致了民間金融部門的發展，從而形成了正規與民間金融同時存在的金融雙軌制[16]。雖然利率管制已完全取消，銀行業市場準入也開始放松，但是，國有金融機構的壟斷地位和國有企業在信貸配給中的優先地位并未改變，信貸資源配置的所有制歧視并未消除，個私經濟部門的融資邏輯也并未發生根本變化。下文將通過對正規金融部門的信貸發放和個私經濟部門的融資邏輯進行分析，以厘清民間金融市場的資金供求機制。

由于政府隱性擔保的存在，銀行在發放貸款時會首先滿足國有企業的信貸需求，因為此類貸款即使發生違約也有政府的隱性擔保因而更具安全性。因此，本文假設正規金融部門(銀行)優先將信貸資金投向國有企業，然后才會考慮將信貸資金投向個私經濟部門。與已有文獻相比，這一假設更符合正規金融部門的運行邏輯[16]，其利潤函數為(為簡化分析，本文將銀行的資產負債進行了簡化處理，也未考慮其他運營成本)

ΠB=RS×LS+RP×LP-RB×DB

(1)

其中ΠB為銀行利潤，LS和LP分別為銀行向國有部門、個私部門發放的貸款余額，RS和RP為貸款利率，DB為銀行吸收的存款余額，RB為存款利率。注意到我國長期存在的利率管制事實，RS低于市場均衡利率。同時，由于沒有政府的隱性擔保，即使其他條件相同，向個私部門發放的貸款也會要求更高的風險溢價，即RS小于RP。

銀行面臨的預算約束為

LS+LP+LL≤(1-RR)DB

(2)

其中LL為銀行為保持流動性而持有的無息資產，RR為法定存款準備金率。在存款給定的條件下，銀行信貸資金投放受制于法定存款準備金率RR及流動性準備LL，當央行實行緊縮性貨幣政策收縮流動性時，銀行將首先減少向個私經濟部門的信貸投放LP。

個私經濟部門的利潤函數為

ΠN=F(LP+L)-(1+RP)LP-(1+R)L-W

(3)

其中ΠN表示個私企業利潤，F(K)為生產函數(已將勞動力標準化為1)，L表示個私經濟部門從民間金融市場獲得的借款，R為對應的借款利率，W為工資支出。由于民間金融市場不受政府監管，因此R代表了市場均衡利率，故有R>RP>RS。

2.2 民間金融市場的資金供求與利率影響因素

在上述框架下，假設個私經濟部門的生產函數在一定時期內保持不變，則其資金需求K(K=LP+L)由產出規模(增長率G)決定。其中LP由銀行提供，L由民間金融市場滿足，也即民間金融市場的資金需求。考慮到良好的區域市場制度環境(M)會緩解各種行政管制造成的信貸配置扭曲，從而影響正規金融利率水平，因此，民間金融市場的需求函數可設為

L=Ld(R,RP,RS,LP,G,RR,M)

(4)

民間金融市場的資金供給主要來自家庭部門的資產選擇。家庭部門需要在正規金融市場和民間金融市場之間進行投資選擇。正規金融市場的存款利率低，幾乎無風險(政府隱性擔保及存款保險制度)；而民間金融市場的投資利率高，但是具有一定風險(甚至高風險)。因此家庭的資產選擇取決于收入水平(Y)、正規金融機構存款利率(RB)、民間金融市場的投資利率(R)、個體的風險偏好(λ)等。因此，民間金融市場的供給函數可設為

L=Ls(R,RB,Y,λ,M)

(5)

綜合(4)式和(5)式，民間金融市場的利率決定函數為

R=R(RB,RS,RP,LP,Y,G,RR,λ,M)

(6)

從(6)式可知，民間金融市場的均衡利率R受到正規金融市場的存貸款利率、正規金融市場向個私經濟部門提供的貸款數量、個私部門經濟增長率、家庭收入、法定存款準備金率、家庭風險偏好以及市場制度環境等因素的影響。不難發現，RB和RS反映的是商業銀行的存貸款利差，在長期利率管制的條件下，利差幾乎不變，二者之間高度相關。RP和RS之差反映了所有制歧視所造成的風險溢價，這一溢價包含在R對RS的溢價之中。由于實證分析中難以刻畫RS和RP，本文在以下的實證分析中忽略RP，以RS代理銀行貸款平均利率。此外，由于難以刻畫λ，為了反映民間金融市場的資金供給，本文以銀行存款余額與家庭部門收入之比(T)近似反映民間金融市場的資金供給。綜上所述，民間金融市場利率決定函數可簡化為

R=R(RS,LP,T,G,RR,M)

(7)

除上述分析外，在(7)式中還需要注意：第一，RR有著更寬泛的貨幣政策意義。RR雖然只表示法定存款準備金率，但其他貨幣政策工具變量對R的作用機制均與之相同，即央行通過貨幣政策工具緊縮流動性時，正規金融部門會首先減少甚至提前收回LP，從而增加了民間金融市場的資金需求，進而影響民間金融市場利率R。第二，正規金融市場貸款利率RS在民間金融市場利率的形成中起著定價基準的作用。由于民間金融市場的資金需求方是被正規金融市場排斥的資信狀況相對不佳的借款人，因此從貸款人機會成本的角度考慮，處于市場壟斷地位的放貸人會以區域內正規金融市場利率作為定價基準再加以風險溢價進行定價[17]。第三，市場制度環境對正規金融市場及民間金融市場的利率形成均具有重要作用。良好的市場制度環境意味著商業銀行可以市場化配置信貸資金而較少受到政府干預[18]，從而增加正規金融部門對個私經濟部門的信貸投放，這會減少民間金融市場的資金需求；良好的市場制度環境也意味著金融交易過程中具有更少的交易費用(各種公關費用、行賄成本等)[19]及壟斷租金，融資的實際成本更低。

顯而易見的是，在(7)式中，RS，LP，RR反映了貨幣政策及正規金融部門對民間金融市場的沖擊，是民間金融市場利率形成中“反應性”的體現；T和G反映了民間金融市場本身對其利率形成的影響，是民間金融市場利率形成中“自主性”的體現。下文將通過實證分析檢驗(7)式中各變量對民間金融市場利率的決定作用是否顯著，并對“自主性”和“反應性”做出事實判斷。

3 民間金融市場利率影響因素的實證分析

3.1 模型、變量與數據

根據前述對民間金融市場利率形成的理論分析以及數據的可得性，本文選擇正規金融機構貸款利率(RS)、法定存款準備金率(RR)、個私部門經濟增長率(G)、正規金融機構對個私部門的貸款支持(LP)、市場制度環境(M)、存款收入比(T)六個解釋變量來實證檢驗民間金融市場利率的形成機制，計量模型設定如下

Ri,t=c+βRi,t-1+α1RSi,t+α2RRi,t+α3Gi,t+

α4LPi,t+α5Mi,t+α6Ti,t+ηi+γt+εi,t

(8)

各變量的指標選擇詳述如下：

(1)民間金融市場利率(R)。本文從2005～2015年各省份《金融運行報告》及各期《金融統計與分析》中搜集了各省份的民間借貸利率數據作為民間金融市場利率的代理指標。由于部分數據缺失，本文共搜集了29個省份2005～2015年共147個樣本觀察值的非平衡面板數據。(2)正規金融機構貸款利率(RS)。本文選擇各類金融機構各期限貸款的平均利率來表示正規金融機構貸款利率。由于沒有公開的各省份的平均貸款利率，本文根據各省份《金融運行報告》中的各金融機構貸款利率分類數據，通過加權平均計算得到各省份正規金融機構的平均貸款利率。為了消除通貨膨脹率的影響，本文用居民消費價格指數對民間金融市場利率和正規金融機構貸款利率進行了調整。(3)法定存款準備金率(RR)。本文從中國人民銀行網站收集了歷年的法定存款準備金率的數據，并就一年內法定準備金率調整的情形依據調整時間計算了加權平均值。(4)個私部門經濟增長率(G)。個私部門經濟規模直接決定了民間金融市場的資金需求。由于缺乏各省份個體和私營企業的產出數據，本文選擇各省份個體工商戶和私營企業的就業人數的增長率作為個私部門經濟增長率的代理指標。各省份個體工商戶和私營企業就業人數數據來自歷年《中國人口和就業統計年鑒》。(5)正規金融機構對個私部門的貸款支持(LP)。由于無法得到完整的正規金融機構對個私部門的貸款數據，考慮到民間金融市場的融資期限大多在一年以內，本文選擇正規金融機構對個私部門的貸款占短期貸款的比重來度量正規金融機構對個私部門的資金支持力度，其中正規金融機構對個私部門的貸款以正規金融機構短期貸款中對農戶、個體工商戶和私營企業的貸款加總得到，貸款數據來自各省份歷年的《統計年鑒》，由于缺乏部分年度的貸款數據，本文對相關貸款數據進行了估測。(6)市場制度環境(M)。本文選擇《中國市場化指數》(2011,2016)報告中的市場化指數這一綜合指標作為市場制度環境的代理變量。由于《中國市場化指數》(2016)的指數編制方法與2011年的編制方法存在差異，我們依據2016年的編制方法對2005～2007年的數據進行了調整。(7)存款收入比(T)。本文用城鄉居民的人均儲蓄存款余額與家庭人均可支配收入之比作為民間金融市場資金供給的代理指標，城鄉居民儲蓄存款余額、家庭人均可支配收入以及人口數據來自各省歷年的《統計年鑒》。

為了檢驗解釋變量間可能存在的多重共線性，本文計算了各解釋變量間的簡單相關系數及VIF值，結果表明解釋變量間不存在嚴重的多重共線性。

3.2 回歸分析及結果討論

表1 靜態面板模型估計結果

注：未匯報常數項的估計結果；括號內數值為t(z)值，*，**和***分別表示10%，5%和1%的顯著性水平。下同。

本文首先對回歸方程(8)進行了靜態面板估計。Hausman檢驗結果表明應該使用隨機效應模型進行估計，同時也考慮了個體的時間效應，但結果表明時間效應并不顯著。按照通常做法，本文估計了多個方程，估計結果如表1所示，模型(1)、(2)和(3)分別是隨機效應、混合效應和固定效應模型的回歸結果。由表1可知，RS和RR的系數在各模型中的估計值均為正，且至少在1%的顯著性水平下顯著，這說明正規金融機構實際貸款利率與民間金融市場實際利率存在顯著的正向關系，即區域內正規金融市場實際利率越高，則民間金融市場實際利率也越高；而存款準備金率的調整也會引致民間金融市場實際利率的同向變動，這與前文的理論分析是一致的。此外，M和T的系數估計值也符合理論預期，市場制度環境與民間金融市場實際利率至少在5%的顯著性水平下存在負向關系，即市場制度環境的改善可以帶來民間金融市場實際利率的降低；存款收入比與民間金融市場實際利率在5%的顯著性水平下存在正向關系，即存款收入比的提高會帶來民間金融市場實際利率的同向變動。但是，LP的系數符號與預期不相符，G的系數估計值也不顯著，這可能是因為靜態面板隨機效應模型未考慮內生性問題造成的。

因此，為了克服可能的內生性問題，本文將采用動態面板GMM估計方法對回歸方程進行估計，以揭示各解釋變量與民間金融市場實際利率的關系。由于時間虛擬變量在回歸方程中并不顯著，所以最終的回歸結果中未包含時間變量，表2是動態面板GMM的估計結果。

表2 動態面板GMM估計結果

注：由于面板數據的非平衡性及LP的數據缺失導致動態面板回歸的樣本數減少；圓括號內數值為z值，方括號內數值為p值。

本文先對方程(8)進行了差分GMM估計，表2中模型(4)是其估計結果。模型(4)的估計結果顯示各變量的系數估計值符號均符合理論預期，其中RS、RR、G和T的系數估計值均為正且至少在10%的顯著性水平下顯著，說明正規金融機構貸款實際利率、法定存款準備金率、個私部門經濟增長率以及存款收入比的提高都可以顯著提高民間金融市場實際利率；LP和M的系數估計值均為負且分別在1%和10%的顯著性水平下顯著，說明正規金融機構向個私部門的貸款比率的提高和市場制度環境的改善都可以顯著降低民間金融市場實際利率。進一步發現，模型(4)通過了Sargan檢驗，即差分GMM估計接受Sargan檢驗“所有工具變量均有效”的原假設；但模型(4)拒絕了“擾動項沒有二階序列相關”的原假設，這說明差分GMM估計量不是一致的。由此可知，以上結論并不具穩健性。

相較于動態面板差分GMM估計，動態面板系統GMM估計能夠克服前者可能存在的弱工具變量問題，并且估計量更有效率，因此本文進一步對回歸方程(8)進行了系統GMM估計，回歸結果見表2中模型(5)、(6)和(7)，其中模型(5)為全樣本回歸結果，模型(6)和模型(7)分別為東部和中西部省區的回歸結果。由表2可知，模型(5)至模型(7)均通過了Sargan檢驗，即系統GMM估計接受Sargan檢驗“所有工具變量均有效”的原假設；各模型也都通過了擾動項無自相關的檢驗，即系統GMM估計不能拒絕模型中 “擾動項沒有二階序列相關”的原假設，系統GMM估計量是一致的。以上結果表明，模型(5)至模型(7)使用系統GMM估計是合適的。此外，各變量的系數估計符號均符合理論預期，且至少在10%的顯著性水平下顯著，表明各變量對民間金融市場實際利率的影響均是穩健的。

除市場制度環境外，其他變量均為百分數，因此各回歸系數反映了各解釋變量對民間金融市場實際利率影響的相對大小。從模型(5)可知，正規金融機構貸款實際利率的回歸系數遠大于其他變量的系數估計值，說明正規金融機構貸款利率在民間金融市場的價格形成中起著重要的基準作用；存款準備金率的調整也會對民間金融市場實際利率形成較大沖擊。而正規金融機構對個私部門的貸款比率與存款收入比對民間金融市場實際利率的影響相對較小，可能的原因是正規金融機構對個私部門的資金支持力度總體較小，因而其對民間金融市場實際利率的抑制作用也比較小；存款收入比只是衡量了民間金融市場資金供給的上限，不能精確刻畫民間金融市場資金供給的數量，因而導致其回歸系數較小。尤其需要指出的是，反映民間金融市場資金需求的變量個私部門經濟增長率的回歸系數只有0.087，遠小于其他變量的系數估計值，這說明與存款準備金率等其他變量相比，個私部門經濟增長引致的資金需求在民間金融市場的價格形成中作用微弱，民間金融市場實際利率的變化更多來自于正規金融、貨幣政策等外部因素的沖擊。

此外，為了揭示東部和中西部地區民間金融市場利率形成機制可能存在的差異，本文將樣本劃分為東部和中西部兩個子樣本分別進行了系統GMM估計，表2的模型(6)和(7)報告了回歸結果。不難發現，LP和M的回歸系數在兩個模型中存在很大差異，這表明東部和中西部地區民間金融市場利率形成機制確實存在一些差異。正規金融機構對個私部門的資金支持力度(LP)在模型(6)和模型(7)中的回歸系數分別為-0.663和-0.383，這表明在中西部地區正規金融機構對個私部門的資金支持力度對民間金融市場利率的抑制作用遠小于其在東部地區的影響，可能的原因是中西部地區的正規金融機構對個私部門的資金支持力度要遠小于東部地區(這一比率在東部地區的均值為13%，而在中西部地區僅為6.4%)，因而其在中西部地區的作用顯得較為微弱。市場制度環境(M)的回歸系數在模型(6)和(7)中分別為-0.514和-0.269，這表明在東部地區市場制度環境對民間金融市場利率的抑制作用要遠大于其在中西部地區的影響，本文分析可能的原因是東部地區的市場制度環境遠優于中西部地區(市場制度環境在東部和中西部地區的均值分別為9.4和5.9)，因而其在東部地區對民間金融市場利率的影響更明顯。

綜上所述，第一，在民間金融市場實際利率的形成中，正規金融機構貸款實際利率和存款準備金率的調整起著主導性作用，而反映民間金融市場內生需求的個私部門經濟增長率的作用很小，這充分表明就本文的樣本區間而言，民間金融市場具有典型的“反應性”特征而“自主性”表現不足。第二，正規金融機構對個私部門的融資支持對民間金融市場實際利率的抑制作用比較小。第三，市場制度環境的改善可以顯著降低民間金融的市場溢價。第四，正規金融機構對個私部門的資金支持力度和市場制度環境對民間金融市場利率的抑制作用在東部和中西部地區存在很大差異。與已有文獻對民間金融生成理論的“自主性”與“反應性”的模糊結論不同[9]，以上的實證結果為民間金融市場利率的“反應性”特征提供了充分的經驗支持。

4 研究結論與政策建議

本文首先在金融雙軌制的理論框架下對民間金融市場的資金供求進行了理論分析，并就民間金融市場利率的形成機制及影響因素進行了理論闡釋。隨后，本文利用2005～2015年的省際非平衡面板數據和動態面板GMM估計方法，實證分析了民間金融市場利率的影響因素。實證結果顯示，正規金融機構貸款利率、法定存款準備金率、個私部門經濟增長率、正規金融機構對個私部門的貸款支持、市場制度環境以及存款收入比都對民間金融市場的實際利率有顯著影響,其中正規金融機構貸款利率、法定存款準備金率起著主導作用，民間金融市場利率表現出顯著的“反應性”特征。此外，東部地區正規金融機構對個私部門的貸款支持及市場制度環境在民間金融市場利率的形成中起著更大的抑制作用。

因此，為了降低民間金融的市場溢價，促進民間金融市場的規范發展，本文提出以下政策建議：

第一，放松對合規性民間金融的監管，充分發揮民間金融市場的融資功能以彌補正規金融的供給缺口。民間金融市場顯著的“反應性”特征表明，在貨幣政策緊縮條件下，受到金融排斥的中小企業大量涌入民間金融市場尋求資金支持，進而導致民間金融市場實際利率的高漲，而過高的融資成本會侵蝕民營經濟部門的利潤并抑制其生產投資和研發支出，從而影響中國經濟的健康發展，最近的民間投資斷崖式下跌就是一個良好的例證。為此，應該進一步放松對合規性民間金融的監管，大力推進金融組織的多元化發展。現階段應加快《非存款類放貸組織條例》的出臺，同時為小額貸款公司等準正規金融組織的經營和發展提供更良好的制度環境和更大的發展空間。通過引入更具市場效率的民間金融部門，增加有效金融供給，從而為中小企業提供更充分的融資支持。

第二，積極推進市場制度環境建設，消除市場分割，降低民間金融的市場溢價。首先，應該進一步推動正規金融部門的市場化改革，抑制各級政府對信貸發放的干預，不斷壓縮和消除正規金融部門的尋租空間，減少“僵尸企業”對信貸資金的侵占，提高正規金融部門的資金配置效率，降低金融市場整體利率水平。其次，要推進民間金融的組織化和規范化發展，組建區域性民間融資登記服務中心和各類民間金融中介機構，提高民間金融市場的競爭水平，從而實現區域間民間金融市場的融合，降低民間金融的市場溢價。最后，探索建立民間金融部門與正規金融部門的業務鏈接機制，充分發揮正規金融的資金、技術和人才優勢以及民間金融的本地化社會網絡所具有的信息優勢，在有效控制信用風險的前提下，實現信貸資金的精準配置。這一措施在中西部地區顯得更為迫切和重要。

第三，構建民間金融市場風險防范機制，減輕緊縮性貨幣政策對民間金融市場的風險沖擊。現階段民間金融市場具有典型的“反應性”特征，緊縮性貨幣政策會引致大量中小企業成為民間金融市場的融資主體。然而，大量資信狀況不佳的中小企業的涌入必然提高民間金融市場的系統性風險，甚至影響社會和諧穩定。因此，一方面要引導正規金融機構真正通過市場化機制有效配置信貸資金，而不是在經濟緊縮期采取“一刀切”的方式對民營企業抽貸、斷貸；另一方面要探索建立有效的民間金融風險防范機制，如通過組建民間金融發展風險基金、建立對民間金融機構的緊急援助機制，以及逐步將符合條件的民間金融機構納入存款保險制度內等措施，以提高民間金融部門的抗風險能力。

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InterestRateofInformalFinancialMarket:AutonomousorReactive? ——AnEmpiricalStudyBasedonProvincialUnbalancedPanelData

QIU Xin-guo1,2, RAN Guang-he1

(1.CollegeofEconomicsandBusinessAdministration,ChongqingUniversity,Chongqing400044,China; 2.SchoolofEconomics,SouthwestUniversityofPoliticalScience&Law,Chongqing401120,China)

By constructing an analysis framework of dual financial market including informal finance and formal financial, this study analyzes the supply and demand of money in the informal financial market, and illustrates the formation mechanism of interest rate of informal financial market and the factors influencing it. Using 2005～2015 provincial unbalanced panel data and dynamic Panel GMM, the empirical analyses state that the real interest rates of formal financial institutions’ loans and the required reserve ratio play a leading role in the formation of real interest rate of informal financial market, but the economic growth of private-sector which reflects the demand of money in the informal financial market plays only a small role. The study supports that the interest rate of informal financial market could be featured by reactiveness. Therefore, the focus of regulation on informal finance should be to actively guide them into the formal financial market to build an effective symbiosis mode including informal and formal finance to improve the overall efficiency of financial markets.

informal finance; interest rate; dynamic panel generalized moment estimation

2016-11-10

國家社會科學基金重大資助項目(11&ZD141)；國家社會科學基金西部資助項目(10XJY024)；教育部人文社會科學研究基金青年資助項目(17YJC790121)；重慶市教育委員會人文社會科學研究一般資助項目(17SKG009)

F832.5

A

1003-5192(2017)06- 0043- 07

10.11847/fj.36.6.43