基于did模型的農(nóng)信社改制農(nóng)行的效果評(píng)價(jià)

基于did模型的農(nóng)信社改制農(nóng)行的效果評(píng)價(jià)

一、改革對(duì)農(nóng)行整體效率的影響中國(guó)農(nóng)村信用合作社（以下簡(jiǎn)稱農(nóng)業(yè)信用合作社）經(jīng)歷了幾次改革，但在20世紀(jì)末沒有償還貸款?！吧虡I(yè)可持續(xù)是農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)能夠有效滿足農(nóng)村地區(qū)金融需求的前提”(謝平等,2006),在政府主導(dǎo)下,以提升農(nóng)信社的效率、改善自身經(jīng)營(yíng)狀況為首要目的的農(nóng)信社改革試點(diǎn)工作于2000年在江蘇省展開。內(nèi)容之一就是在有條件的地區(qū)1將農(nóng)信社改革成為農(nóng)村商業(yè)銀行(以下簡(jiǎn)稱農(nóng)商行)2。到目前為止,江蘇省共有9家農(nóng)商行宣告成立3,這也是農(nóng)信社改革“根據(jù)各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平選擇不同改革模式”的開始。農(nóng)信社改革成為農(nóng)商行是我國(guó)政府主導(dǎo)的農(nóng)信社持續(xù)性改革的階段性產(chǎn)物,改革能否使其自身的效率得到真正提升是評(píng)價(jià)發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)信社改革政策效果的一個(gè)重要標(biāo)準(zhǔn),然而已有研究主要集中在理論研究領(lǐng)域,進(jìn)行系統(tǒng)而嚴(yán)格的實(shí)證研究較少:謝平等(2006)對(duì)新一輪農(nóng)信社改革進(jìn)行評(píng)價(jià),認(rèn)為改革后雖然信用社的盈利水平不斷增長(zhǎng),但盈利主要是來(lái)自優(yōu)惠政策;“內(nèi)部人”問題仍未得到解決;改革在降低費(fèi)用方面沒有產(chǎn)生影響,支農(nóng)力度并未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化。冉璐(2006)認(rèn)為目前的信用社改革重點(diǎn)主要集中在明晰產(chǎn)權(quán)關(guān)系和解決由于歷史原因造成的農(nóng)信社資產(chǎn)質(zhì)量問題,對(duì)于農(nóng)村信用社的職能定位問題仍未達(dá)成共識(shí)。周脈伏(2006)認(rèn)為改革方向之一的農(nóng)商行的商業(yè)性目標(biāo)與支農(nóng)任務(wù)仍然捆綁在一起,多元目標(biāo)的沖突未能得到徹底解決,而“缺乏單一目標(biāo)的金融機(jī)構(gòu)必然造成經(jīng)營(yíng)思維混亂和經(jīng)營(yíng)者的機(jī)會(huì)主義問題”。本文提出假設(shè)如下:假設(shè)一:改革能使農(nóng)商行整體效率出現(xiàn)一定程度的凈增長(zhǎng)。農(nóng)商行在國(guó)務(wù)院于2003年和2004年分別頒布的《深化農(nóng)村信用社改革試點(diǎn)方案的通知》、《關(guān)于進(jìn)一步深化農(nóng)村信用社改革試點(diǎn)的意見》的指導(dǎo)下,進(jìn)行了明晰產(chǎn)權(quán)關(guān)系、完善管理體制和改善經(jīng)營(yíng)狀況等方面的改革,農(nóng)商行的整體效率能夠得到提升。假設(shè)二:管理效率在改革作用下出現(xiàn)較大凈增長(zhǎng)是整體效率能夠得到提升的動(dòng)力。新一輪改革為農(nóng)商行帶來(lái)的是現(xiàn)代公司治理理念,這包括明晰產(chǎn)權(quán)、優(yōu)化委托代理關(guān)系、改善股權(quán)結(jié)構(gòu)、健全激勵(lì)約束措施等,這將使農(nóng)商行的管理效率得以提升。假設(shè)三:規(guī)模效率在改革作用下凈增長(zhǎng)為負(fù)成為整體效率提升的阻力。企業(yè)往往在資本總量得到極大提升后急于搶占市場(chǎng)、擴(kuò)大機(jī)構(gòu)規(guī)模,造成規(guī)模效率遞減,這將造成對(duì)整體效率的拖累。二、江蘇信社改革的基本情況江蘇省是我國(guó)最早進(jìn)行試點(diǎn)改革并且是成立農(nóng)商行數(shù)量最多的省份(全國(guó)共14家),對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)信社改革進(jìn)行研究,江蘇無(wú)疑是最合適的樣本選擇區(qū)域。本文使用的數(shù)據(jù)涵蓋了江蘇省60家縣、區(qū)聯(lián)社4,時(shí)間跨度為2001—2006年,共360個(gè)樣本。其中改革成為農(nóng)商行的7家5,未進(jìn)行此改革的有53家。數(shù)據(jù)來(lái)源于江蘇省農(nóng)村信用社聯(lián)社、江蘇省及各地級(jí)市2001—2006年的統(tǒng)計(jì)年鑒。三、c改革的效果評(píng)價(jià)本文的研究思路分以下兩個(gè)步驟進(jìn)行:首先使用非參數(shù)DEA方法測(cè)算出改革前后農(nóng)商行的整體效率,并將其分解成管理效率和規(guī)模效率,通過各效率值在改革前后的變化,對(duì)改革的政策效果做出初步評(píng)價(jià);然后使用DID模型(DifferenceinDifferenceModel)、Probit二元選擇模型以及一般化DID模型(GeneralDifferenceinDifferenceModel)計(jì)量分析改革對(duì)農(nóng)商行各效率產(chǎn)生的凈影響,進(jìn)而對(duì)改革的政策效果做出最終評(píng)價(jià)。以下將對(duì)上述方法、模型及指標(biāo)的選擇做具體闡述。(一)dea方法的選取在新一輪農(nóng)信社的改革中,農(nóng)商行成立的法律依據(jù)是《銀行法》和《公司法》,因此被大量用于商業(yè)銀行效率評(píng)估的非參數(shù)的DEA方法(Grigorian,2002;魏煜等,2000;張建華,2003)適用于本文對(duì)農(nóng)商行的整體效率的研究。DEA方法將所有生產(chǎn)決策單元(DMU)的投入和產(chǎn)出項(xiàng)投影到幾何空間中,當(dāng)某個(gè)生產(chǎn)決策單元落在效率前沿面上,則視該DMU為有效率的單位,其相對(duì)效率值為1;否則為非有效單位,其值則位于0～1。由于篇幅所限,對(duì)此方法的具體說明見張建華(2003)。DEA方法中投入和產(chǎn)出指標(biāo)的確定方法有生產(chǎn)法、中介法和資產(chǎn)法等。生產(chǎn)法需要得到金融機(jī)構(gòu)業(yè)務(wù)的具體種類與數(shù)量,這在擁有不同產(chǎn)權(quán)形式的江蘇省是難以全部獲得的。因此本文綜合利用中介法和資產(chǎn)法,參照魏煜等(2000)和褚保金等(2007)分別對(duì)商業(yè)銀行及農(nóng)信社效率研究中投入產(chǎn)出指標(biāo)的選擇并考慮數(shù)據(jù)的可獲得性,選擇該機(jī)構(gòu)固定資產(chǎn)凈值和在建工程、年末存款余額以及員工數(shù)量為投入指標(biāo);營(yíng)業(yè)收入和年末正常貸款余額6為產(chǎn)出指標(biāo)。各指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)特征描述見表1。(二)農(nóng)行效率與農(nóng)信社改革的關(guān)系以改革是一項(xiàng)“自然試驗(yàn)”(NaturalExperiment)為假設(shè)基礎(chǔ)的DID模型被大量使用在發(fā)展中國(guó)家的各類改革執(zhí)行效果的評(píng)估工作。例如,AlbertPark等(2002)對(duì)中國(guó)政府的扶貧工作以及周黎安等(2005)對(duì)農(nóng)村稅費(fèi)改革政策的效果評(píng)估都使用了該方法。本文也引入這一模型用以計(jì)量改革能多大程度上對(duì)農(nóng)商行效率產(chǎn)生凈影響。以本文的研究?jī)?nèi)容為例,農(nóng)信社改革成為農(nóng)商行造成了同一地區(qū)的效率在改革前后和同一時(shí)點(diǎn)是否有改進(jìn)的雙向差異。以2002年和2005年分別作為兩批農(nóng)商行改革的起始年份,我們選取的改革組與非改革組的詳細(xì)情況如表2所示。y代表各機(jī)構(gòu)在改革前后的效率均值;令變量dB代表為衡量農(nóng)信社是否改革成農(nóng)商行的虛擬變量,參與則dB為1,否則為0;變量d2代表改革以后的時(shí)期虛擬變量,改革后為1,否則為0;ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。這樣,我們就可以建立DID模型如下:y=β0+δ0d2+β1dB+δ1d2·dB+ε(1)在改革前,d2始終為0,因此模型可簡(jiǎn)化為:y=β0+β1dB+ε(2)可見在改革前改革組與非改革組效率的差異為:dif1=(β0+β1)-β0=β1(3)同理可得出改革后改革組與非改革組效率的差異為:dif2=(β0+δ0+β1+δ1)-(β0+δ0)=β1+δ1(4)綜上所述,改革對(duì)農(nóng)商行效率產(chǎn)生的凈影響為:dif=dif2-dif1=δ1(5)即建立初始模型的兩個(gè)虛擬變量的交互項(xiàng)的系數(shù)。(三)影響改革試點(diǎn)選擇的因素DID模型的缺陷源于其“自然實(shí)驗(yàn)”的基本假設(shè),即改革地區(qū)的選擇是完全隨機(jī)的,且不能考慮組間各樣本差異,而江蘇省農(nóng)商行的成立是有4個(gè)條件的,因此改革組的選擇具有較強(qiáng)的內(nèi)生性,這將直接影響參數(shù)估計(jì)結(jié)果的精確度。由此我們必須將影響改革試點(diǎn)地區(qū)選擇的因素選擇出來(lái)并加以控制。故使用Probit二元選擇模型對(duì)眾多因素進(jìn)行遴選。Probit模型屬于受限因變量模型,具體形式為:Pi=F(a+∑i=1∞βjXij)=1/{1+exp[?a+∑j=1∞βjXij〗}(6)Ρi=F(a+∑i=1∞βjXij)=1/{1+exp[-a+∑j=1∞βjXij〗}(6)其中Pi代表改革發(fā)生與否,分別用1和0表示;Xij為影響改革試點(diǎn)選擇的變量7。選取地區(qū)人均GDP和地區(qū)就業(yè)率來(lái)描述宏觀社會(huì)經(jīng)濟(jì)水平變量;地區(qū)虛擬變量和“沿海城市虛擬變量反映區(qū)域與地理環(huán)境的差異;存、貸款市場(chǎng)份額8反映該機(jī)構(gòu)在當(dāng)?shù)匦袠I(yè)中的競(jìng)爭(zhēng)力;不良貸款率、資產(chǎn)總額和資本充足率描述該機(jī)構(gòu)的經(jīng)營(yíng)狀況。這樣我們就從宏觀、中觀以及微觀三個(gè)層次對(duì)影響改革試點(diǎn)地區(qū)選擇的因素進(jìn)行選擇。各變量的統(tǒng)計(jì)特征描述見表3。通過回歸得出與Pi的發(fā)生高度相關(guān)的控制變量,加入到下文將要介紹的一般化DID模型中。(四)般化did模型一般化DID模型是對(duì)DID模型的擴(kuò)展,在加入控制變量后將時(shí)間序列分為改革前后兩個(gè)時(shí)期,但每個(gè)機(jī)構(gòu)單獨(dú)作為一個(gè)觀測(cè)值,再引入固定效應(yīng)(FixedEffect)模型以控制不可觀察的固定因素,得到一般化DID模型如下:yit=β0+αi+βthi+λ(dihi)+ξ(eihi)+εit(7)其中,yit是第i個(gè)農(nóng)商行(農(nóng)信社)在t時(shí)期的效率;t分別取1或0,表示改革后和改革前;β0為常數(shù)項(xiàng);αi是每個(gè)樣本點(diǎn)的固定因素;hi是時(shí)期虛擬變量,改革后是1,改革前是0;di是改革虛擬變量,參與改革為1,否則為0;由DID模型的介紹可知,虛擬變量hi和di的交互項(xiàng)的系數(shù)λ就是改革產(chǎn)生的凈影響;ei為Probit二元選擇模型選取的控制變量,其對(duì)內(nèi)生因素進(jìn)行控制;εit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。與DID模型相比,一般化DID模型既引入固定效應(yīng)模型對(duì)不可觀察的固定因素進(jìn)行控制,又加入了決定改革試點(diǎn)地區(qū)選擇的變量,以考察這些變量是否在決定了改革試點(diǎn)地區(qū)選擇的同時(shí)又會(huì)對(duì)改革后各農(nóng)商行的經(jīng)營(yíng)造成不同影響。這樣就可嚴(yán)格地估計(jì)改革對(duì)農(nóng)商行效率所產(chǎn)生的凈影響,以期對(duì)改革的政策效果做出最終評(píng)價(jià)。四、結(jié)果表明和分析(一)整體效率與規(guī)模效率本文以7家改革與53家未改革的農(nóng)信社2001—2006年的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),以投入為導(dǎo)向,利用Coelli(1996)研發(fā)軟件DEAP2.1,對(duì)規(guī)模報(bào)酬可變條件下的農(nóng)商行與農(nóng)信社效率值進(jìn)行測(cè)算9,此處只匯報(bào)我們感興趣的農(nóng)商行的整體效率值(見表4)。由表4可知,對(duì)于首批成立的農(nóng)商行,整體效率均值基本上呈倒“U”型,改革前(2001年)的經(jīng)營(yíng)狀況較差,與效率前沿面的距離竟達(dá)0.49,位于整個(gè)倒“U”型的最低點(diǎn);從改革當(dāng)年開始則逐漸回升,于2004年到達(dá)頂部后有所回落。而第二批成立的農(nóng)商行的整體效率均值呈正“U”型,改革前(2001—2004年)的效率值持續(xù)下降,在改革后的第一年則出現(xiàn)強(qiáng)勁反彈,在迅速到達(dá)頂點(diǎn)后有所回落。對(duì)于整體效率未處于前沿面的農(nóng)商行,可以通過比較管理效率和規(guī)模效率的相對(duì)大小來(lái)判斷整體效率較低原因。如果管理效率>規(guī)模效率,則主要原因在于規(guī)模低效;反之亦然。我們將整體效率分解成管理效率與規(guī)模效率后,由表5可知,農(nóng)商行在改革前整體效率較低的原因是管理效率低下,改革后管理效率的飛躍成為整體效率得到提升的主要?jiǎng)恿?。在樣本考察區(qū)間后期整體效率有所回落的原因是規(guī)模效率的下降。我們?cè)谶@里對(duì)上述現(xiàn)象不做過多解釋。因?yàn)樵诟母镎咦饔玫谋尘跋?盡管農(nóng)商行的整體效率于改革當(dāng)年都出現(xiàn)由低效向高效的轉(zhuǎn)變并且在后期有所波動(dòng),我們也從二級(jí)分解找到上述變動(dòng)的原因,但是這只能說明改革與上述變動(dòng)及原因之間存在相關(guān)性(有可能是微弱甚至負(fù)相關(guān)),而無(wú)法形成關(guān)于這場(chǎng)改革效應(yīng)的因果推斷(周黎安等,2005)。在蘇南地區(qū)優(yōu)越的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下,如不進(jìn)行改革,農(nóng)商行的整體效率于某時(shí)出現(xiàn)提升并發(fā)生上述波動(dòng)是極有可能的。僅由改革對(duì)農(nóng)商行效率所產(chǎn)生的凈影響以及上述變動(dòng)出現(xiàn)的原因的解釋則在下文可知。(二)政策效果評(píng)價(jià)1.DID模型的結(jié)果。由改革造成的處理組與對(duì)比組和時(shí)間序列上前后的雙重差異在表1中已經(jīng)給出,這里使用DID模型對(duì)改革前后的效率均值的混合橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸,計(jì)量結(jié)果見表6。其中Diff表示改革組與非改革組在改革前后的效率均差,兩個(gè)Diff的交叉格即是DID值。由以上計(jì)量結(jié)果可以發(fā)現(xiàn),在改革前,農(nóng)商行整體效率高于農(nóng)信社,但差別較小,僅為7.6%;在改革后,農(nóng)商行的發(fā)展優(yōu)勢(shì)較為明顯,效率差上升到14.4%。兩者的差值6.8%(通過5%水平t檢驗(yàn))就為DID值,它反映的是改革發(fā)生后農(nóng)商行與農(nóng)信社的整體效率都有所增長(zhǎng)。但比較來(lái)看,農(nóng)商行的增長(zhǎng)幅度較大、假設(shè)在沒有改革的情況下,農(nóng)商行與農(nóng)信社的整體效率不發(fā)生系統(tǒng)性變化,那么整體效率凈增長(zhǎng)0.068就可以解釋為由改革對(duì)農(nóng)商行帶來(lái)的凈影響,即改革的實(shí)施效果。從管理效率來(lái)看,DID值為正,且通過10%水平t檢驗(yàn),說明農(nóng)商行在改革前后的效率增加值大于農(nóng)信社,可見改革帶來(lái)的先進(jìn)的公司治理理念對(duì)農(nóng)商行的管理效率的產(chǎn)生了正向影響,進(jìn)而使其成為整體效率提升的動(dòng)力。農(nóng)商行的規(guī)模效率在改革前較接近效率前沿面,但改革后較之前效率值有所下降,與農(nóng)信社規(guī)模效率的正增長(zhǎng)相比,可知改革對(duì)農(nóng)商行規(guī)模效率產(chǎn)生了負(fù)向影響(通過1%水平t檢驗(yàn))。這使得規(guī)模效率成為拖累整體效率提升的主要因素,也可以解釋與改革前比較整體效率為何改革后出現(xiàn)波動(dòng)。從回歸結(jié)果來(lái)看,地區(qū)就業(yè)率、沿海城市虛擬變量、存貸款市場(chǎng)份額和資產(chǎn)總額在兩次回歸結(jié)果中都未通過10%水平的t檢驗(yàn),因此予以舍棄。在眾多變量中,較為顯著且影響力度最大的是地區(qū)虛擬變量,這充分說明了改革試點(diǎn)地區(qū)的選擇是有地域傾向的,這也與事實(shí)相符。不良貸款率與資本充足率在前文試點(diǎn)地區(qū)的選擇條件中已給出,且在兩次回歸中基本通過了10%水平的t檢驗(yàn),因此在一般DID模型中還要加以控制。對(duì)于非線性Probit模型的回歸,目前還沒有公認(rèn)的衡量擬合程度優(yōu)劣的指標(biāo)。一般認(rèn)為調(diào)整后的R2在0.2～0.4擬合程度較高,在本文的兩次回歸中調(diào)整后的R2分別為0.27和0.32,因此可以認(rèn)為地區(qū)人均GDP、地區(qū)虛擬變量、不良貸款率和資本充足率這四個(gè)變量對(duì)改革試點(diǎn)地區(qū)選擇的解釋是足夠強(qiáng)的。將上述控制變量加入到一般化DID模型中便可較大程度地弱化內(nèi)生性影響。2.Probit二元選擇模型的結(jié)果。由于改革試點(diǎn)地區(qū)的選擇具有內(nèi)生性,本文加入表3中選擇的變量加以控制,回歸結(jié)果見表7。3.一般化DID模型的結(jié)果與假說的驗(yàn)證。將四個(gè)控制變量加入到一般化DID模型中,在通過一階差分消除固定效應(yīng)的影響后進(jìn)行回歸,這里只匯報(bào)我們感興趣的時(shí)期虛擬變量與改革虛擬變量交叉項(xiàng),即DID值,其結(jié)果見表8。與表6相比,加入四個(gè)控制變量后DID絕對(duì)值均出現(xiàn)下降,而P值則有所增加(均通過10%水平的t檢驗(yàn)),表明在對(duì)影響改革試點(diǎn)地區(qū)的因素進(jìn)行控制以后,改革的影響力度減弱,但影響方向沒有發(fā)生變化。以下是此次改革的最終政策效果評(píng)價(jià):1.改革使得農(nóng)商行整體效率凈增長(zhǎng)0.8%,即相對(duì)于不參加改革的農(nóng)信社來(lái)說,改革使得農(nóng)商行的整體效率更大程度提升,說明了在發(fā)達(dá)地區(qū)