民間金融市場利率：自主性還是反應(yīng)性？
——基于省際非平衡面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

，

(1.重慶大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400044； 2.西南政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，重慶 401120)

民間金融市場利率：自主性還是反應(yīng)性？
——基于省際非平衡面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

邱新國1,2，冉光和1

(1.重慶大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400044； 2.西南政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)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(jìn)行了理論分析，并闡明了民間金融市場利率的形成機(jī)制及影響因素。隨后，本文利用2005～2015年的省際非平衡面板數(shù)據(jù)和動態(tài)面板GMM估計方法對影響民間金融市場利率的各因素進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果顯示，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款實(shí)際利率與法定存款準(zhǔn)備金率在民間金融市場實(shí)際利率的形成中起著主導(dǎo)作用，而反映民間金融市場資金需求的個私部門經(jīng)濟(jì)增長率的作用很小，民間金融市場表現(xiàn)出明顯的“反應(yīng)性”特征。因此，對民間金融的規(guī)制重點(diǎn)應(yīng)是積極引導(dǎo)其進(jìn)入正規(guī)金融市場以構(gòu)建有效的民間金融與正規(guī)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(tài)面板廣義矩估計

1 引言

民間金融因其在中國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的重要作用[1～3]一直受到學(xué)術(shù)界的積極關(guān)注，大量學(xué)者圍繞民間金融的形成機(jī)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(yīng)性”，前者認(rèn)為鑲嵌在熟人社會網(wǎng)絡(luò)之上的民間金融所具有的信息優(yōu)勢與擔(dān)保優(yōu)勢是其形成發(fā)展的主要因素，后者強(qiáng)調(diào)民間金融的興起是對轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體政策扭曲和金融抑制的理性反應(yīng)。民間金融生成理論的兩分法意味著截然相反的監(jiān)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(nèi)生于一定區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會環(huán)境下資金供求的影響，而較少受到諸如正規(guī)金融制度、經(jīng)濟(jì)金融政策等外部沖擊的影響，因此對其進(jìn)行政策規(guī)制的重點(diǎn)應(yīng)是依據(jù)效率原則確立其交易邊界以控制風(fēng)險；相反，若民間金融具有完全的“反應(yīng)性”，那么民間金融對政策扭曲、金融抑制以及宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行等外部環(huán)境的沖擊會非常敏感，則對其進(jìn)行政策規(guī)制的重點(diǎn)應(yīng)是積極引導(dǎo)民間金融進(jìn)入正規(guī)金融市場，探索建立有效的民間金融與正規(guī)金融的共生模式，以提高金融市場的整體運(yùn)行效率。由于民間金融數(shù)據(jù)獲取的困難，對“自主性”和“反應(yīng)性”的爭論更多地體現(xiàn)在理論研究上。顯而易見，對民間金融市場利率形成機(jī)制與影響因素的經(jīng)驗(yàn)研究可以為民間金融生成理論的兩分法爭論提供實(shí)證證據(jù)，從而為政府確立科學(xué)的民間金融政策規(guī)制的方向提供理論支持。

現(xiàn)有的文獻(xiàn)多從理論上分析民間金融市場利率的形成機(jī)制。國外學(xué)者將民間金融利率的決定因素歸納為機(jī)會成本、風(fēng)險報酬、交易成本、壟斷利潤、高壞賬率以及季節(jié)性需求等[4]。國內(nèi)學(xué)者主要從信息不對稱角度對民間金融的高利率進(jìn)行了理論解釋[5,6]，也有學(xué)者認(rèn)為民間金融利率取決于借款人談判能力及正規(guī)金融市場利率[7]。在實(shí)證研究方面，一些學(xué)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(yīng)性”達(dá)成一致結(jié)論。部分學(xué)者利用溫州民間金融的調(diào)查數(shù)據(jù)分析后認(rèn)為，民間金融具有很強(qiáng)的獨(dú)立性，其利率主要受市場分割、資金供求的影響，而受宏觀經(jīng)濟(jì)政策及銀行信貸的影響較少[8～10]。與以上結(jié)論相反，另外一些學(xué)者利用溫州民間金融監(jiān)測數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，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(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有的實(shí)證研究主要是圍繞溫州的樣本數(shù)據(jù)并運(yùn)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(fā)達(dá)的地區(qū)，其利率形成機(jī)制也就難以解釋中西部地區(qū)民間金融市場的實(shí)際運(yùn)行狀況。事實(shí)上，民間金融具有明顯的內(nèi)生性[14]，是鑲嵌于熟人社會網(wǎng)絡(luò)之上的[15]，各地區(qū)不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、社會習(xí)俗和制度環(huán)境可能會深刻影響民間金融市場的運(yùn)行機(jī)制；另一方面，已有文獻(xiàn)已經(jīng)闡明中國的金融抑制和正規(guī)金融體系的低效率事實(shí)。因此，“自主性”和“反應(yīng)性”似乎都可以找到現(xiàn)實(shí)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(jī)制，利用覆蓋各省份的民間金融利率面板數(shù)據(jù)對“自主性”和“反應(yīng)性”進(jìn)行嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證檢驗(yàn)無疑具有重要的現(xiàn)實(shí)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(shù)據(jù)，并運(yùn)用動態(tài)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(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。本文的貢獻(xiàn)主要表現(xiàn)在三個方面：第一，在金融雙軌制的理論框架下，本文對正規(guī)金融部門的信貸投放邏輯做了更接近現(xiàn)實(shí)的理論假設(shè)，在此基礎(chǔ)上對民間金融市場的資金供求及影響因素進(jìn)行了理論分析，本文的實(shí)證結(jié)果支持了這一關(guān)鍵假設(shè)。第二，本文利用全國的樣本數(shù)據(jù)對民間金融市場利率形成機(jī)制進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)的研究，區(qū)別于已有研究結(jié)論的模糊性[8]，研究結(jié)果為民間金融生成理論中的“反應(yīng)性”提供了充分的實(shí)證支持。第三，已有的研究側(cè)重于對“反應(yīng)性”的分析，而本文同時搜集了反映“反應(yīng)性”和“自主性”的數(shù)據(jù)，并對二者進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，因而結(jié)論更為穩(wěn)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(chǔ)：金融雙軌制

長期存在的行政干預(yù)和金融管制(利率管制、信貸配給以及銀行業(yè)市場準(zhǔn)入)為國有金融機(jī)構(gòu)和國有企業(yè)創(chuàng)造了壟斷地位，通過壓低資金成本(存款利率)，國有商業(yè)銀行向國有企業(yè)提供了充裕的廉價信貸資金，而個私經(jīng)濟(jì)部門(包括家戶經(jīng)濟(jì)部門、個體經(jīng)濟(jì)部門和私營經(jīng)濟(jì)部門)則被排斥在正規(guī)金融市場之外。因此，不斷發(fā)展壯大的個私經(jīng)濟(jì)部門的融資需求就引致了民間金融部門的發(fā)展，從而形成了正規(guī)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(yè)市場準(zhǔn)入也開始放松，但是，國有金融機(jī)構(gòu)的壟斷地位和國有企業(yè)在信貸配給中的優(yōu)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(jīng)濟(jì)部門的融資邏輯也并未發(fā)生根本變化。下文將通過對正規(guī)金融部門的信貸發(fā)放和個私經(jīng)濟(jì)部門的融資邏輯進(jìn)行分析，以厘清民間金融市場的資金供求機(jī)制。

由于政府隱性擔(dān)保的存在，銀行在發(fā)放貸款時會首先滿足國有企業(yè)的信貸需求，因?yàn)榇祟愘J款即使發(fā)生違約也有政府的隱性擔(dān)保因而更具安全性。因此，本文假設(shè)正規(guī)金融部門(銀行)優(yōu)先將信貸資金投向國有企業(yè)，然后才會考慮將信貸資金投向個私經(jīng)濟(jì)部門。與已有文獻(xiàn)相比，這一假設(shè)更符合正規(guī)金融部門的運(yùn)行邏輯[16]，其利潤函數(shù)為(為簡化分析，本文將銀行的資產(chǎn)負(fù)債進(jìn)行了簡化處理，也未考慮其他運(yùn)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(fā)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(shí)，RS低于市場均衡利率。同時，由于沒有政府的隱性擔(dān)保，即使其他條件相同，向個私部門發(fā)放的貸款也會要求更高的風(fēng)險溢價，即RS小于RP。

銀行面臨的預(yù)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(chǎn)，RR為法定存款準(zhǔn)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(zhǔn)備金率RR及流動性準(zhǔn)備LL，當(dāng)央行實(shí)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(jīng)濟(jì)部門的信貸投放LP。

個私經(jīng)濟(jì)部門的利潤函數(shù)為

ΠN=F(LP+L)-(1+RP)LP-(1+R)L-W

(3)

其中ΠN表示個私企業(yè)利潤，F(xiàn)(K)為生產(chǎn)函數(shù)(已將勞動力標(biāo)準(zhǔn)化為1)，L表示個私經(jīng)濟(jì)部門從民間金融市場獲得的借款，R為對應(yīng)的借款利率，W為工資支出。由于民間金融市場不受政府監(jiān)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(shè)個私經(jīng)濟(jì)部門的生產(chǎn)函數(shù)在一定時期內(nèi)保持不變，則其資金需求K(K=LP+L)由產(chǎn)出規(guī)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?？紤]到良好的區(qū)域市場制度環(huán)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(guī)金融利率水平，因此，民間金融市場的需求函數(shù)可設(shè)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(chǎn)選擇。家庭部門需要在正規(guī)金融市場和民間金融市場之間進(jìn)行投資選擇。正規(guī)金融市場的存款利率低，幾乎無風(fēng)險(政府隱性擔(dān)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(fēng)險(甚至高風(fēng)險)。因此家庭的資產(chǎn)選擇取決于收入水平(Y)、正規(guī)金融機(jī)構(gòu)存款利率(RB)、民間金融市場的投資利率(R)、個體的風(fēng)險偏好(λ)等。因此，民間金融市場的供給函數(shù)可設(shè)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(shù)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(guī)金融市場的存貸款利率、正規(guī)金融市場向個私經(jīng)濟(jì)部門提供的貸款數(shù)量、個私部門經(jīng)濟(jì)增長率、家庭收入、法定存款準(zhǔn)備金率、家庭風(fēng)險偏好以及市場制度環(huán)境等因素的影響。不難發(fā)現(xiàn)，RB和RS反映的是商業(yè)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(guān)。RP和RS之差反映了所有制歧視所造成的風(fēng)險溢價，這一溢價包含在R對RS的溢價之中。由于實(shí)證分析中難以刻畫RS和RP，本文在以下的實(shí)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(shù)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(zhǔn)備金率，但其他貨幣政策工具變量對R的作用機(jī)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(guī)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(jìn)而影響民間金融市場利率R。第二，正規(guī)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(zhǔn)的作用。由于民間金融市場的資金需求方是被正規(guī)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(jī)會成本的角度考慮，處于市場壟斷地位的放貸人會以區(qū)域內(nèi)正規(guī)金融市場利率作為定價基準(zhǔn)再加以風(fēng)險溢價進(jìn)行定價[17]。第三，市場制度環(huán)境對正規(guī)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(huán)境意味著商業(yè)銀行可以市場化配置信貸資金而較少受到政府干預(yù)[18]，從而增加正規(guī)金融部門對個私經(jīng)濟(jì)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(huán)境也意味著金融交易過程中具有更少的交易費(fèi)用(各種公關(guān)費(fèi)用、行賄成本等)[19]及壟斷租金，融資的實(shí)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(guī)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(yīng)性”的體現(xiàn)；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(xiàn)。下文將通過實(shí)證分析檢驗(yàn)(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(yīng)性”做出事實(shí)判斷。

3 民間金融市場利率影響因素的實(shí)證分析

3.1 模型、變量與數(shù)據(jù)

根據(jù)前述對民間金融市場利率形成的理論分析以及數(shù)據(jù)的可得性，本文選擇正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款利率(RS)、法定存款準(zhǔn)備金率(RR)、個私部門經(jīng)濟(jì)增長率(G)、正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對個私部門的貸款支持(LP)、市場制度環(huán)境(M)、存款收入比(T)六個解釋變量來實(shí)證檢驗(yàn)民間金融市場利率的形成機(jī)制，計量模型設(shè)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(biāo)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(yùn)行報告》及各期《金融統(tǒng)計與分析》中搜集了各省份的民間借貸利率數(shù)據(jù)作為民間金融市場利率的代理指標(biāo)。由于部分?jǐn)?shù)據(jù)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(shù)據(jù)。(2)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款利率(RS)。本文選擇各類金融機(jī)構(gòu)各期限貸款的平均利率來表示正規(guī)金融機(jī)構(gòu)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(jù)各省份《金融運(yùn)行報告》中的各金融機(jī)構(gòu)貸款利率分類數(shù)據(jù)，通過加權(quán)平均計算得到各省份正規(guī)金融機(jī)構(gòu)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(fèi)價格指數(shù)對民間金融市場利率和正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款利率進(jìn)行了調(diào)整。(3)法定存款準(zhǔn)備金率(RR)。本文從中國人民銀行網(wǎng)站收集了歷年的法定存款準(zhǔn)備金率的數(shù)據(jù)，并就一年內(nèi)法定準(zhǔn)備金率調(diào)整的情形依據(jù)調(diào)整時間計算了加權(quán)平均值。(4)個私部門經(jīng)濟(jì)增長率(G)。個私部門經(jīng)濟(jì)規(guī)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(yè)的產(chǎn)出數(shù)據(jù)，本文選擇各省份個體工商戶和私營企業(yè)的就業(yè)人數(shù)的增長率作為個私部門經(jīng)濟(jì)增長率的代理指標(biāo)。各省份個體工商戶和私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)來自歷年《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。(5)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對個私部門的貸款支持(LP)。由于無法得到完整的正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對個私部門的貸款數(shù)據(jù)，考慮到民間金融市場的融資期限大多在一年以內(nèi)，本文選擇正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對個私部門的貸款占短期貸款的比重來度量正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對個私部門的資金支持力度，其中正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對個私部門的貸款以正規(guī)金融機(jī)構(gòu)短期貸款中對農(nóng)戶、個體工商戶和私營企業(yè)的貸款加總得到，貸款數(shù)據(jù)來自各省份歷年的《統(tǒng)計年鑒》，由于缺乏部分年度的貸款數(shù)據(jù)，本文對相關(guān)貸款數(shù)據(jù)進(jìn)行了估測。(6)市場制度環(huán)境(M)。本文選擇《中國市場化指數(shù)》(2011,2016)報告中的市場化指數(shù)這一綜合指標(biāo)作為市場制度環(huán)境的代理變量。由于《中國市場化指數(shù)》(2016)的指數(shù)編制方法與2011年的編制方法存在差異，我們依據(jù)2016年的編制方法對2005～2007年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了調(diào)整。(7)存款收入比(T)。本文用城鄉(xiāng)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(biāo)，城鄉(xiāng)居民儲蓄存款余額、家庭人均可支配收入以及人口數(shù)據(jù)來自各省歷年的《統(tǒng)計年鑒》。

為了檢驗(yàn)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(guān)系數(shù)及VIF值，結(jié)果表明解釋變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性。

3.2 回歸分析及結(jié)果討論

表1 靜態(tài)面板模型估計結(jié)果

注：未匯報常數(shù)項的估計結(jié)果；括號內(nèi)數(shù)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(jìn)行了靜態(tài)面板估計。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明應(yīng)該使用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計，同時也考慮了個體的時間效應(yīng)，但結(jié)果表明時間效應(yīng)并不顯著。按照通常做法，本文估計了多個方程，估計結(jié)果如表1所示，模型(1)、(2)和(3)分別是隨機(jī)效應(yīng)、混合效應(yīng)和固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果。由表1可知，RS和RR的系數(shù)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(guī)金融機(jī)構(gòu)實(shí)際貸款利率與民間金融市場實(shí)際利率存在顯著的正向關(guān)系，即區(qū)域內(nèi)正規(guī)金融市場實(shí)際利率越高，則民間金融市場實(shí)際利率也越高；而存款準(zhǔn)備金率的調(diào)整也會引致民間金融市場實(shí)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(shù)估計值也符合理論預(yù)期，市場制度環(huán)境與民間金融市場實(shí)際利率至少在5%的顯著性水平下存在負(fù)向關(guān)系，即市場制度環(huán)境的改善可以帶來民間金融市場實(shí)際利率的降低；存款收入比與民間金融市場實(shí)際利率在5%的顯著性水平下存在正向關(guān)系，即存款收入比的提高會帶來民間金融市場實(shí)際利率的同向變動。但是，LP的系數(shù)符號與預(yù)期不相符，G的系數(shù)估計值也不顯著，這可能是因?yàn)殪o態(tài)面板隨機(jī)效應(yīng)模型未考慮內(nèi)生性問題造成的。

因此，為了克服可能的內(nèi)生性問題，本文將采用動態(tài)面板GMM估計方法對回歸方程進(jìn)行估計，以揭示各解釋變量與民間金融市場實(shí)際利率的關(guān)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(jié)果中未包含時間變量，表2是動態(tài)面板GMM的估計結(jié)果。

表2 動態(tài)面板GMM估計結(jié)果

注：由于面板數(shù)據(jù)的非平衡性及LP的數(shù)據(jù)缺失導(dǎo)致動態(tài)面板回歸的樣本數(shù)減少；圓括號內(nèi)數(shù)值為z值，方括號內(nèi)數(shù)值為p值。

本文先對方程(8)進(jìn)行了差分GMM估計，表2中模型(4)是其估計結(jié)果。模型(4)的估計結(jié)果顯示各變量的系數(shù)估計值符號均符合理論預(yù)期，其中RS、RR、G和T的系數(shù)估計值均為正且至少在10%的顯著性水平下顯著，說明正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款實(shí)際利率、法定存款準(zhǔn)備金率、個私部門經(jīng)濟(jì)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(shí)際利率；LP和M的系數(shù)估計值均為負(fù)且分別在1%和10%的顯著性水平下顯著，說明正規(guī)金融機(jī)構(gòu)向個私部門的貸款比率的提高和市場制度環(huán)境的改善都可以顯著降低民間金融市場實(shí)際利率。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，模型(4)通過了Sargan檢驗(yàn)，即差分GMM估計接受Sargan檢驗(yàn)“所有工具變量均有效”的原假設(shè)；但模型(4)拒絕了“擾動項沒有二階序列相關(guān)”的原假設(shè)，這說明差分GMM估計量不是一致的。由此可知，以上結(jié)論并不具穩(wěn)健性。

相較于動態(tài)面板差分GMM估計，動態(tài)面板系統(tǒng)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(jìn)一步對回歸方程(8)進(jìn)行了系統(tǒng)GMM估計，回歸結(jié)果見表2中模型(5)、(6)和(7)，其中模型(5)為全樣本回歸結(jié)果，模型(6)和模型(7)分別為東部和中西部省區(qū)的回歸結(jié)果。由表2可知，模型(5)至模型(7)均通過了Sargan檢驗(yàn)，即系統(tǒng)GMM估計接受Sargan檢驗(yàn)“所有工具變量均有效”的原假設(shè)；各模型也都通過了擾動項無自相關(guān)的檢驗(yàn)，即系統(tǒng)GMM估計不能拒絕模型中 “擾動項沒有二階序列相關(guān)”的原假設(shè)，系統(tǒng)GMM估計量是一致的。以上結(jié)果表明，模型(5)至模型(7)使用系統(tǒng)GMM估計是合適的。此外，各變量的系數(shù)估計符號均符合理論預(yù)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(shí)際利率的影響均是穩(wěn)健的。

除市場制度環(huán)境外，其他變量均為百分?jǐn)?shù)，因此各回歸系數(shù)反映了各解釋變量對民間金融市場實(shí)際利率影響的相對大小。從模型(5)可知，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款實(shí)際利率的回歸系數(shù)遠(yuǎn)大于其他變量的系數(shù)估計值，說明正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款利率在民間金融市場的價格形成中起著重要的基準(zhǔn)作用；存款準(zhǔn)備金率的調(diào)整也會對民間金融市場實(shí)際利率形成較大沖擊。而正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對個私部門的貸款比率與存款收入比對民間金融市場實(shí)際利率的影響相對較小，可能的原因是正規(guī)金融機(jī)構(gòu)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(shí)際利率的抑制作用也比較??；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(shù)量，因而導(dǎo)致其回歸系數(shù)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(jīng)濟(jì)增長率的回歸系數(shù)只有0.087，遠(yuǎn)小于其他變量的系數(shù)估計值，這說明與存款準(zhǔn)備金率等其他變量相比，個私部門經(jīng)濟(jì)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(shí)際利率的變化更多來自于正規(guī)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(qū)民間金融市場利率形成機(jī)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(jìn)行了系統(tǒng)GMM估計，表2的模型(6)和(7)報告了回歸結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn)，LP和M的回歸系數(shù)在兩個模型中存在很大差異，這表明東部和中西部地區(qū)民間金融市場利率形成機(jī)制確實(shí)存在一些差異。正規(guī)金融機(jī)構(gòu)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(shù)分別為-0.663和-0.383，這表明在中西部地區(qū)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)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(yuǎn)小于其在東部地區(qū)的影響，可能的原因是中西部地區(qū)的正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對個私部門的資金支持力度要遠(yuǎn)小于東部地區(qū)(這一比率在東部地區(qū)的均值為13%，而在中西部地區(qū)僅為6.4%)，因而其在中西部地區(qū)的作用顯得較為微弱。市場制度環(huán)境(M)的回歸系數(shù)在模型(6)和(7)中分別為-0.514和-0.269，這表明在東部地區(qū)市場制度環(huán)境對民間金融市場利率的抑制作用要遠(yuǎn)大于其在中西部地區(qū)的影響，本文分析可能的原因是東部地區(qū)的市場制度環(huán)境遠(yuǎn)優(yōu)于中西部地區(qū)(市場制度環(huán)境在東部和中西部地區(qū)的均值分別為9.4和5.9)，因而其在東部地區(qū)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(shí)際利率的形成中，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款實(shí)際利率和存款準(zhǔn)備金率的調(diào)整起著主導(dǎo)性作用，而反映民間金融市場內(nèi)生需求的個私部門經(jīng)濟(jì)增長率的作用很小，這充分表明就本文的樣本區(qū)間而言，民間金融市場具有典型的“反應(yīng)性”特征而“自主性”表現(xiàn)不足。第二，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對個私部門的融資支持對民間金融市場實(shí)際利率的抑制作用比較小。第三，市場制度環(huán)境的改善可以顯著降低民間金融的市場溢價。第四，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對個私部門的資金支持力度和市場制度環(huán)境對民間金融市場利率的抑制作用在東部和中西部地區(qū)存在很大差異。與已有文獻(xiàn)對民間金融生成理論的“自主性”與“反應(yīng)性”的模糊結(jié)論不同[9]，以上的實(shí)證結(jié)果為民間金融市場利率的“反應(yīng)性”特征提供了充分的經(jīng)驗(yàn)支持。

4 研究結(jié)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(jìn)行了理論分析，并就民間金融市場利率的形成機(jī)制及影響因素進(jìn)行了理論闡釋。隨后，本文利用2005～2015年的省際非平衡面板數(shù)據(jù)和動態(tài)面板GMM估計方法，實(shí)證分析了民間金融市場利率的影響因素。實(shí)證結(jié)果顯示，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款利率、法定存款準(zhǔn)備金率、個私部門經(jīng)濟(jì)增長率、正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對個私部門的貸款支持、市場制度環(huán)境以及存款收入比都對民間金融市場的實(shí)際利率有顯著影響,其中正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款利率、法定存款準(zhǔn)備金率起著主導(dǎo)作用，民間金融市場利率表現(xiàn)出顯著的“反應(yīng)性”特征。此外，東部地區(qū)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對個私部門的貸款支持及市場制度環(huán)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(jìn)民間金融市場的規(guī)范發(fā)展，本文提出以下政策建議：

第一，放松對合規(guī)性民間金融的監(jiān)管，充分發(fā)揮民間金融市場的融資功能以彌補(bǔ)正規(guī)金融的供給缺口。民間金融市場顯著的“反應(yīng)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(yè)大量涌入民間金融市場尋求資金支持，進(jìn)而導(dǎo)致民間金融市場實(shí)際利率的高漲，而過高的融資成本會侵蝕民營經(jīng)濟(jì)部門的利潤并抑制其生產(chǎn)投資和研發(fā)支出，從而影響中國經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)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(yīng)該進(jìn)一步放松對合規(guī)性民間金融的監(jiān)管，大力推進(jìn)金融組織的多元化發(fā)展?，F(xiàn)階段應(yīng)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(zhǔn)正規(guī)金融組織的經(jīng)營和發(fā)展提供更良好的制度環(huán)境和更大的發(fā)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(yè)提供更充分的融資支持。

第二，積極推進(jìn)市場制度環(huán)境建設(shè)，消除市場分割，降低民間金融的市場溢價。首先，應(yīng)該進(jìn)一步推動正規(guī)金融部門的市場化改革，抑制各級政府對信貸發(fā)放的干預(yù)，不斷壓縮和消除正規(guī)金融部門的尋租空間，減少“僵尸企業(yè)”對信貸資金的侵占，提高正規(guī)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(jìn)民間金融的組織化和規(guī)范化發(fā)展，組建區(qū)域性民間融資登記服務(wù)中心和各類民間金融中介機(jī)構(gòu)，提高民間金融市場的競爭水平，從而實(shí)現(xiàn)區(qū)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(guī)金融部門的業(yè)務(wù)鏈接機(jī)制，充分發(fā)揮正規(guī)金融的資金、技術(shù)和人才優(yōu)勢以及民間金融的本地化社會網(wǎng)絡(luò)所具有的信息優(yōu)勢，在有效控制信用風(fēng)險的前提下，實(shí)現(xiàn)信貸資金的精準(zhǔn)配置。這一措施在中西部地區(qū)顯得更為迫切和重要。

第三，構(gòu)建民間金融市場風(fēng)險防范機(jī)制，減輕緊縮性貨幣政策對民間金融市場的風(fēng)險沖擊?，F(xiàn)階段民間金融市場具有典型的“反應(yīng)性”特征，緊縮性貨幣政策會引致大量中小企業(yè)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(yè)的涌入必然提高民間金融市場的系統(tǒng)性風(fēng)險，甚至影響社會和諧穩(wěn)定。因此，一方面要引導(dǎo)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)真正通過市場化機(jī)制有效配置信貸資金，而不是在經(jīng)濟(jì)緊縮期采取“一刀切”的方式對民營企業(yè)抽貸、斷貸；另一方面要探索建立有效的民間金融風(fēng)險防范機(jī)制，如通過組建民間金融發(fā)展風(fēng)險基金、建立對民間金融機(jī)構(gòu)的緊急援助機(jī)制，以及逐步將符合條件的民間金融機(jī)構(gòu)納入存款保險制度內(nèi)等措施，以提高民間金融部門的抗風(fēng)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(xué)基金重大資助項目(11&ZD141)；國家社會科學(xué)基金西部資助項目(10XJY024)；教育部人文社會科學(xué)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(xué)研究一般資助項目(17SKG009)

F832.5

A

1003-5192(2017)06- 0043- 07

10.11847/fj.36.6.43