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1、 2017年 2月 第 39卷第 2期 当 代 经 济 管 理 CONTEMPORARY ECONOMIC MANAGEMENT Feb. 2017 Vol.39 No.2 DOI ： 10.13253/ki.ddjjgl.2017.02.006 农民资金互助合作社运行效率及影响因素研究 赵锦春，包宗顺 (江苏省社会科学院农村发展研究所，江苏南京 210013) 摘要 基于调研数据，使用数据包络分析方法对 2010年至 2015年江苏农民资金互助合作社的运行效率进行 测算。结果表明，江苏农民资金互助合作社的运行效率处于较高水平，但逐年递减，纯技术效率较低是造成效 率下降的主要原因。政策因素对农
2、民资金互助合作社的规模效率影响较大。进一步的分析表明，发起人股权比 重与互助金投放规模提高均会降低农民资金互助合作社的运行效率，而资产规模、市场份额、农业经济比重以 及经济发展水平对效率均有促进作用。 关键词 农民资金互助合作社；数据包络分析；效率 中图分类号 F321.42 文献标识码 文章编号 1673-0461(2017)02-0032-08 4 弓 I 言 农民资金互助合作社的形成源于农业生产模 式的特殊性以及信息不对称下金融市场的系统性 风险，受传统农业投入资本回报率较低的影响， 发展中国家中农村信贷市场利率相对较高，其信 贷需求差异性较大，季节性因素和农户财富差异 是影响传统农业信
3、贷结构的主要原因，而交易成 本扩大和不确定性提高都会降低农户的借贷需 求。 W在信息不对称条件下，拒绝借贷的潜在借款 者并不会为了获得贷款而增加抵押物，信贷约束 会减少抵押贷款的数量，但不会改变每笔贷款的 抵押比例； 2同时，金融市场的利率管控使银行对 待农户的信贷需求具有普遍的 歧视，农户很难获 得高风险和高杠杆的信贷投放；而在获得银行信 贷时具备的天然优势会进一步加强大企业对银行 信贷的垄断。 3农民资金互助合作社作为一种自发 型农村金融机构，其所具有的信息对称、交易成 本以及道德风险较低的优势使其区别于传统商业 银行和农村信用社，在农村金融市场供给不足的 条件下，缓解了农村地区的金融约束
4、和信贷配给 压力。 4 江苏当前农民资金互助合作社发展的总体 情况良好，各项财务指标均处于良好水平，政府 应当明确省级主管部门、实施农民资金互助合作 社省级地方立法，同时制定财税扶持政策规范农 民资金互助合作社发展。 5也有学者认为，现实中 对农村资金互助社监管问题的关注相对缺乏，应 建立完善风险控制制度，以保证农民专业合作社 资金互助的健康有序运行。 6 国外较多的文献分析了农业合作社以及农村 金融机构的资本运作效率。 Porter和 Scully (1987)测算了农民合作社生产及资本运作效率， 分析结果显示，参与合作社的奶业生产资本运作、 规模生产及技术效率均高于非合作社生产企业， 而以
5、资金互助为主要形式的合作社内部融资有效 解决了合作社的融资困境，提高了社员资本运作 效率。 mFukuyama等 （ 1999)测算了日本合作金融 信贷公司的运作效率，分析结果显示，小型外资 金融机构的规模效率明显高于内资机构，而外资 合作金融机构的发展趋势和整体运营效率同样显 著高于内资金融机构。 8Ueda等 （ 2003)认为，战 略网络是决定合作金融机构运作机制的重要因素， 发展中国家的金融合作机构主要从事社区和社员 金融业务，因此，在其高效率运作的情况下，较 少发生合同风险。 9Reidar等 （ 2014)认为，微型 金融机构的内部治理是影响其运营效率的重要变 量，而股权结构对绩效
6、的影响较大，行业内竞争 收 稿日期： 2016-10-06 网络出版网址： http:/ 网络出版时间： 2017-1-18 13:08:42 基金项目：国家社会科学基金项目发展农村小型金融组织：江苏农民资金互助合作社研宄 （ 12BJY095);国家自然科学基 金青年项目职业流动视角下我国农民工社会分化与市民化研宄 （ 71503107);江苏省社会科学应用研究精品工程普惠金 融视角下江苏金融扶贫创新的实践与探索 （ 16SYB-006);江苏省社会科学院青年项目后人口转变时期中国对外贸易格局 调整与演化的预测研宄 （ QN1606)。 作者简介：赵锦春（ 1986-)，男，安徽蚌埠人，江苏
7、省社会科学院农村发展研宄所助理研宄员，经济学博士，研究方向是农 村金融与收入分配；包宗顺（ 1956-)，男，江苏东台人，江苏省社会科学院农村发展研宄所所长，研宄员，博导，研宄方向 是农村金融与农业发展。 32 赵锦春，包宗顺：农民资金互助合作社运行效率及影响因素研究 激烈程度高会降低贷款利率，针对小微农户的集 团贷款则能够提高贷款稳健性。 林乐芬等 (2013)运用 DEA方法测算农民资金互助合作社 的技术效率、纯技术效率和规模效率，结论显示， 江苏农民资金互助合作社运行效率随资金规模增 加呈先增后减的趋势，理事会成员持股比例、社 员大会召开频率以及主管部门检查频率均与资金 互助社运营效率显
8、著正相关。 11 国内外学者对农村金融以及农村金融机构运 行效率都有大量的研究，但前人的研究仍存在以 下不足：首先，结合事实数据针对新型农村金融 机构尤其是农民资金互助合作社运行效率的研究 较少；其次，在统一的分析框架下，从宏微观经 济以及机构自身运行角度考察农民资金互助合作 社运行效率影响因素的研究较少。江苏农民资金 互助合作社的运行效率如何？其效率影响因素有 哪些？这些问题的回答不仅是农村金融理论层面 需要解决的重大问题，同样也能为指导农民资金 互助合作社发展实践提供政策依据。本文以 2013 年江苏农村金融市场供求服务与 农村融资环境以 及 2016年 5月江苏农村金融改革试验区评估的两
9、 次调研数据为基础，运用 2010年至 2015年东台 市 23家农民资金互助合作社的面板数据，结合数 据包络分析效率方法测算并评价江苏农民资金互 助合作社的运行效率，同时对农民资金互助合作 社效率的影响因素进行实证检验，以期丰富江苏 农民资金互助合作社效率研究。 二、模型设定与实证方法 (一）效率测算模型设计 假定国内有 :=1， .幻个农民资金互助合作社 在时期屮 =1， .7)期使用 ( =1， . 种 投 入 生 产 种产出 ，进一步定义 期每 个农民资 金互助合作社的生产可能性集为： F 1)= ： X X , 0) ( 1) = 1 = 1 其中， X户 ； )1分别表示农民资金互
10、助合 作社的规模报酬递减（不变或递增），因此， 表示一个封闭且有界的凸集，满足投入 -产 出强可处置性，同时满足可变规模报酬的凸集条 件：产 =1，其中， W为尺 XI阶向量。于 是，分别定义规模报酬不变和规模报酬可变条件 下的两类距离函数坟和坟如下 : k,t k,t ( -)=i rf k,t ， . JA k,t (2) 0 )= v k,t k.t FK) 两者同时满足约束条件： k,t t k,t k,t k,t t k,t ym e IsoF (xn )=ym :ym e F xn), k,t t k,t 进一步定义规模效率为： DXxy%mi(e/ek) e F x)lt=U.T
11、 (3) (4) (5) 其中， IsoF为 期每个农民资金互助合作 社的等产量曲线，综合 （ 2) （ 4)式可得： k,t k,t k,t k,t k,t k,t Dc(xn， )=D,xn ,ym ) Ds(xn ,ym )( 6) 其中 ， (Efficiency Chane)表 7K规模 报酬不变时的效率，本文将其界定为总效率。在 规模报酬可变条件下，总效率可以进行分解， ( Technical Change )表不纯技术效率； ,= SCEF为规模效率 0于是有， TEFF=TECH-SCEF， 即总效率 =纯技术效率 规模效率。 (二） 效率影响因素检验模型设定 本文釆用面板数据
12、计量经济模型对农民资金 互助合作社运行效率的影响因素进行实证检验并 建立基础模型如下： lnEFFit=a+ X InEFF +pinM it+sit (7) ；=1 使用 （ 7)式检验农民资金互助合作社运行效 率的影响因素；其中， 7； ;表示合作社运行效率， 表示影响效率的一组因素向量， /3为解释变量的 系数向量； a和 分别表示常数项和残差项；同时 考虑到企业运行效率的滞后性和相关性，在基础 模 型 中 引 入 被 解 释 变 量 的 滞 后 项 构 建 动态面板数据模型进行分析，其中， 7表示效率滞 后项的系数和。 三、 数据说明及指标选取 (一）样本的选取 2013年 5月，江苏
13、农民资金互助合作社研究 课题组专门组织实施了一项以农村金融市场供求 服务和农村融资环境为主题的大型问卷调查（以 下简称课题组）。其中，针对江苏盐城市的调研资 料最为详细，年度跨度为 2010年至 2015年，内 容涵盖盐城市 9个县级市及开发区辖区内134家 农民资金合作社的运行基本情况、互助金投放情 况以及资产负债情况等共计 52个财务业务指标。 33 赵锦春，包宗顺：农民资金互助合作社运行效率及影响因素研究 2016年 5月课题组参与江苏省农工办 “ 十二五 ” 江苏农村金融改革试验区的评估工作，再次对盐 城东台市 23家农民资金互助合作社进行专题调 研，获得了 2013年至 2015年
14、23家农民资金互助 合作社完整的财务数据。本文将两次调研获得的 数据样本进行整合，时间跨度 2010年至 2015年， 截面个数 23个，共 138个观察值作为本研究的样 本面板数据。 (二） 指标确定及变量选取 1. 效率测算中投入产出指标选取 投入指标包括：货币资金 P7； ,;固定资产用 各年度农民资金互助合作社的固定资产净值，用 表示；而投入中的负债类指标为：社员互助 金 。 产 出 指 标 包 括 ： 应 付互助金利 息和 投放互助金 总额 LFit。 2. 效率影响因素指标选取 影响因素包括 3个层面：一是微观因素。包 括资产总额 F/ 。 放贷规模 14/，使用互助金 投放总额与
15、货币资金的比重表示，即 Z/?=LCl4i)/ CURRENCY， 以及股权结构 SrSy， 使用发起人股 份占总股份的比重表示股权结构，反映发起人决 策对合作社效率的影响。预判资产规模或资产总 量越大、放贷能力越强，农民资金互助合作社运 行效率越高；而发起人股份占总股份的比重越高， 效率越低 。二 是中观因素。用历年东台市农业贷 款占金融贷款总额的比重表示其农村信贷市场份 额 7? ; ;以及第一产业占 GDP比重的产业结构 表示产业结构并预期市场规模越大，第一产 业占比越高，农村资金互助社运行效率越高 。三 是宏观因素。用人均国内生产总值表示的经济发 展 水 平 期 经 济 发 展 水 平
16、 越 高 、 农 村 资 金 互助合作社的效率越高。文中效率测算使用的所 有数据均来自课题组调查数据和历年江苏省统 计年鉴及盐城统计年鉴 。表 1提供了本文实 证分析所需的指标名称、代码以及数据来源，表 2是样本描述性统计分析结果。 表 1 变量说明及数据来源 变量名称 符号 变量说明 数据来源 效 投入指标 率 测 算 产出指标 货币资金 / 固定资产净值 FC 社员互助金 应付互助金利息 4/? 投放互助金总额 微观因素 资产总额 FIN 放贷规模 L4/? 影 股权结构 srs 响 因 中观因素 市场份额 / 素 产业结构 MS 宏观因素 经济发展水平 PGDP 互助社社员在机构内投入的
17、资金总额，反映互助社可用资本总额 固定资产总额减去累计折旧，反映互助社运营投入的实物资产 互助社社员存入机构的资金总额，反映互助社的资金融通能力 对使用社员互助金所支付的资金费用，反映互助社对被使用资金社员的利息偿付 互助社能够用于贷款项目的资金总额，反映互助社提供贷款的供给能力 互助社流动资产和固定资产总和，反映资产规模对运行效率的影响 互助金投放总额与资产总额比重，反映农民资金互助合作社的运行稳健性 用发起人股金占社员股金比重表示，反映资金合作社发起人对合作社发展的影响 用农业贷款占东台市年末贷款余额比重表示，反映地区金融市场份额 用农业在地区 GDP中占比表示，反映产业结构变迀对效率的影
18、响 用历年各地区人均 GDP表示，反映经济发展水平对效率的影响 课题组 同上 同上 同上 同上 同上 同上 同上 历年盐城 市统计年鉴 同上 历年江苏 省统计年鉴 注： 2015年东台市人均 GDP数据来自东台市政府信息公开网站； 2016年东台市政府工作报告显示 2015年东台市二三产占比同比 “ 十二五 ” 末增长 3.4%，按照 2010年东台市第一产业占 16.6%减去 3.4%估算， 2015年第一产业占比为 13.2%。此外， 2015年东台市农业贷 款占比按照2010年至 2014年农业贷款占比的平均变化率估算。 四、实证结果及分析 (一）农民资金互助合作社效率评价 1.总效率分
19、析 使用 2010年至 2015年东台市 23个农民资金 互助合作社的面板数据为样本，以投入为导向， 在可变规模报酬假定下，选择多阶段数据包络分 析 （ Multi-Stage DEA)测算方法，运用 DEAP2.1 软件测算 23家农民资金互助合作社的分年度效率 值，结果见表 3。 从表 3的效率测算结果看，可以得出以下结 论：第一，考察期内江苏东台市农民资金互助合 作社的运行效率较高，但整体呈逐年下降的态势； 第二，各年度农民资金互助合作社总效率的标准 差逐年提升，说明不同的农民资金互助合作社之 间的经营管理整体绩效差距逐步扩大；第三，从 各年度高效率样本占比看，考察期内运行效率低 34
20、赵锦春，包宗顺：农民资金互助合作社运行效率及影响因素研宄 表 2 各变量的描述性统计结果 变量 符号 观察值 均值 标准差 最小值 最大值 货币资金 PT 138 545.045 309.898 50.300 1 853.910 投入要素 固定资产净值 FC 138 17.591 45.079 0.000 299.650 社员互助金 MF 138 2 469.415 944.945 472.250 4 444.310 应付互助金利息 AR 138 98.259 68.861 3.000 308.500 产出要素 贷款总额 LF 138 2 517.746 1 055.100 538.600 4
21、 957.839 资产总额 FIN 138 3 098.736 1 222.176 670.560 5 503.917 放贷规模 LAR 138 81.368 8.807 46.211 95.499 股权结构 STS 138 88.740 5.013 69.134 97.857 效率影响因素 市场份额 MKR 138 19.676 2.661 17.375 23.674 产业结构 MS 138 53 377.770 10 442.020 36 615.800 67 947.800 经济发展水平 PGDP 138 15.017 1.178 13.200 16.600 总效率 TEFF 138 0
22、.932 0.066 0.731 1 效率值 技术效率 TECH 138 0.961 0.054 0.77 1 规模效率 SCEF 138 0.970 0.040 0.799 1 表 3 2010年至 2015年农民资金互助合作社总效率测算结果 2010 年 2011 年 2012 年 2013 年 2014 年 2015 年 均值 0.961 0.944 0.942 0.938 0.932 0.906 标准差 0.037 0.037 0.05 0.057 0.066 0.093 低效率个数 12 12 13 11 12 10 高效率占比 47.8 47.8 43.5 52.2 47.8 56
23、.5 注：均值为各年度 23家农民资金互助合作社的效率均值；低效率个数为年度效率指标低于均值的农民资金互助合作社个数。高效 率占比使用分年度合作社运行效率高于总效率均值的个体个数占样本总数比重表示；限于篇幅没有报告所有 23个个体的总效率分析结 果，如需请直接与作者联系 :21130_)411(311111 8388.0. 10 于均值的低效率互助社个数逐年减少，而高效率 运行农民资金互助合作社占比逐年递增。 2.效率分解分析 (1)纯技术效率分析。纯技术效率是剔除规 模影响后的技术进步情况，反映互助社的资金管 理和运作能力，而规模效率则可以表示合作社的 资金规模。效率分解后的纯技术效率分析结
24、果 见表 4。 表 4 2010年至 2015年农民资金互助合作社纯技术效率测算结果 2010 年 2011 年 2012 年 2013 年 2014 年 2015 年 均值 0.984 0.977 0.958 0.981 0.961 0.947 标准差 0.025 0.038 0.05 0.027 0.054 0.71 低效率个数 7 7 9 9 8 7 高效率占比 69.6 69.6 60.9 60.9 65.2 69.6 注：低效率个数计算方式同表 3;高效率占比为高于纯技术效率均值的农民资金互助合作社的个数占样本总数表示 首先，剔除规模影响后，农民资金互助合作 社的纯技术效率均有所改善
25、，纯技术效率变化呈 现波动下降态势，表明考察期内样本的资本运作 及管理能力逐年递减；其次，逐年提高的纯技术 效率标准差同样表明不同农民资金互助合作社之 间的资金管理和运作能力正逐步扩大；第三，纯 技术效率达到高效率运作的样本占比要高于总效 率较高的样本占比，说明纯技术效率的样本分布 优于总效率。 (2)规模效率分析。进一步分析规模效率变 动情况（见表 5)，结论显示，样本的规模效率依 然呈现波动下降趋势；其次，规模效率标准差逐 年扩大，也反映出东台市农民资金互助合作社的 发展规模已经超过其最优规模状态，持续的扩大 经营会进一步降低经营绩效；再次，从样本规模 报酬变动情况看， 2013年之前，规
26、模报酬递增样 35 赵锦春，包宗顺：农民资金互助合作社运行效率及影响因素研究 本个数占比逐年提升， 2013年达到峰值的 13个， 而 2014年之后，规模报酬递 增样本个数迅速下降 至 4个。 2014年中央一号文件第 26条明确： “ 发展新型农村合作金融组织。在管理民主、运行 规范、带动力强的农民合作社和供销合作社基础 上，培育发展农村合作金融，不断丰富农村地区 金融机构类型。坚持社员制、封闭性原则，在不 对外吸储放贷、不支付固定回报的前提下，推动 社区性农村资金互助组织发展。完善地方农村金 融管理体制，明确地方政府对新型农村合作金融 监管职责，鼓励地方建立风险补偿基金，有效防 范金融风
27、险。适时制定农村合作金融发展管理办 法。 ” 2015年中央农村工作领导小组办公室表示： “ 允许农民合作社开展资金互助，但必须严格限制 在社区内部。 ” 上述政策规范了农民资金互助的 “ 合法边界 ” ，遏制了农民资金互助合作社的盲 目扩张，降低了其最优规模上限，继而引起较 多样本出现了规模报酬递减。 表 5 2010年至 2015年农民资金互助合作社规模效率变化情况 2010 年 2011 年 2012 年 2013 年 2014 年 2015 年 均值 0.977 0.966 0.985 0.957 0.971 0.956 标准差 0.028 0.033 0.028 0.05 0.04
28、0.053 低效率个数 9 11 7 7 9 9 高效率占比 60.9 52.2 69.6 69.6 60.9 60.9 规模报酬不变个数 9 4 7 6 7 7 规模报酬递减个数 4 5 4 4 12 12 规模报酬递增个数 10 14 12 13 4 4 注：均值为各年度 23家农民资金互助合作社的效率均值；低效率个数和高效率占比计算同表 3和表 4。 3. 总效率下降的成因 比较规模效率和纯技术效率的相对大小， 可以判断造成农民资金互助合作社总效率下 降的原因。若纯技术效率 规模效率，则低效 率主要原因在于规模低效；反之，则认为纯 技术低效是总效率较低的主因。表 6的分析 表明， 201
29、2年之后，纯技术效率下降是造成 考察期内样本效率下降的主因，农民资金互 助合作社效率下降主要是由纯技术效率下降 所引起的。 表 6 农民资金互助合作社运行效率下降的原因分析 2010 年 2011 年 2012 年 2013 年 2014 年 2015 年 纯技术低效（个数 ） 13 11 17 17 17 16 规模低效（个数 ） 10 12 6 6 6 7 总计 23 23 23 23 23 23 (二） 农民资金互助合作社效率的影响因素分析 1.基础模型回归 选取总效率、纯技术效率和规模效率 3个变 量（效率指标的描述性统计分析结果见表 2)作 为本文效率影响因素的被解释变量指标，选取上
30、 文提到的宏观、中观以及微观影响因素，对所有 变量取对数以消除异方差和自相关的影响；同时 在模型中引入被解释变量的一阶滞后项利用 （ 7) 式的动态面板数据模型进行实证检验。对截面效 应分别使用固定效应和随机效应估计，先使用豪 斯曼检验确定最终的估计方法，同时报告截面效 应 F检验的统计值、伴随概率以及豪斯曼检验结 果，确定具体估计方法之后进一步使用异方差稳 健型方法直接估计，具体的实证分析结果见表 7。 从表 7的实证结果可以看出，总效率、纯技 术效率和规模效率的一阶滞后项均对当期的运行 效率产生显著地正向促进影响。农民资金互助合 作社是自发型的农村金融组织，其融通社员资本 的功能决定了其特
31、有的投入产出过程，进而造成 资金规模以及运营和管理水平具有较强的跨期效 应。在不同的回归模型中，各解释变量对效率的 影响方向和显著性均没有发生显著改变，表明计 量模型设定合理，分析结果可信。首先 ，资产总 额对效率值存在显著促进作用，表明农民资金互 助合作社的资产存量越多，运行效率水平越高。 其次，互助社放贷规模越大，其运行效率越低， 贷款规模扩大不利于风险控制，会增加预留风险 准备和信贷成本，从而降低运行效率；而较高股 权结构集中程度提高会造成农民资金互助合作社 运行效率下降，说明 “ 垒大户 ” 不仅不利于农民 36 赵锦春，包宗顺：农民资金互助合作社运行效率及影响因素研究 表 7 基础模
32、型 （ 6)实证分析结果 被解释变量设定 总效率 TEFF 纯技术效率 规模效率 SEFF (FE) (FE) (FE) (FE) (FE) (FE) L-) 0.188* 0.412* 1.006* 1.197* 1.109* 1.162* (0.108) (0.109) (0.007) (0.021) (0.029) (0.049) FIN 1.001* 0.985* 0.025* 0.028* 0.119* 0.121* (0.002) (0.002) (0.003) (0.002) (0.002) (0.003) LAR -0.004* -0.002* -0.003* -0.002*
33、-0.006* -0.006* (0.001) (0.001) (0.001) (0.001) (0.001) (0.001) STS -0.008* -0.007* -0.006* -0.007* -0.006* -0.007* (0.001) (0.002) (0.001) (0.001) (0.001) (0.001) MKR 0.016* 0.017* 0.011* (0.005) (0.005) (0.004) MS 0.118* 0.066* 0.052* (0.038) (0.034) (0.027) PGDP 0.005* 0.007* 0.003* (0.001) (0.00
34、1) (0.001) 常数项 -1.848* 0.953* -1.746* 1.003* 1.809* 1.145* (0.993) (0.240) (0.883) (0.232) (0.712) (0.172) 个体数 23 23 23 23 23 23 观察值 115 115 115 115 115 115 R2 0.457 0.250 0.397 0.291 0.244 0.127 F检验 3.28 5.81 4.13 2.84 2.61 2.47 (尸） 0.000 0.000 0.000 0.002 0.001 0.002 豪斯曼 36.35 22.36 46.88 26.44 34
35、.83 31.92 检验结果 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 注 :L(-l)项表示滞后一期的被解释变量；括号内数值为标准差； *、 *、 *分别表示系数统计值在 1%、 5%、 10%的水平上通过显著性 检验；表中第二行为回归时选取的被解释变量指标，第三行是具体的模型估计方法，经检验，所有模型均为固定效应回归；同时提供豪斯曼 检验结果及伴随概率以及 F模型设定检验结果。 资金互助合作社内部的民主管理制度的建立，也 同样会抑制运行效率的提升。这一结论也与较多 的文献结果一致 （ Reidar等， 2014;包宗顺等， 2014)。市场份额、农业为主的产业
36、结构以及经济 发展水平均与效率之间存在显著正相关关系。市 场占有率的提升有利于农民资金互助合作社充分 吸收农村金融市场，更好地满足农村金融客户的 需求；而农业经济比重越高，农民资金互助合作 社运行效率越高；地区经济发展水平越高也会提 高农民资金互助合作社的运行效率。 2.稳健性检验 使用差分 GMM和系统 GMM进行稳健性检 验。将当期的效率值设定为严格外生变量，使用 滞后一期的效率值作为工具变量，采用异方差稳 健两步法检验估计，具体的实证结果见表 8。 表 8的动态面板回归模型实证分析的结论表 明：首先，从动态面板模型适用性看，在各个动 态面板计量模型估计中，差分 GMM和系统 GMM 估计
37、的一阶残差自相关检验值均显著，表明各个 方程的残差项满足一阶自相关，同时，二阶残差 自相关检验值均不显著，说明选取动态 GMM方 法进行估计是合适的；其次，进一步观察工具变 量过度识别的萨根检验结果，系统 GMM和差分 GMM估计的萨根检验结果的概率值较大，均不能 拒绝所有工具变量都有效的原假设，表明选取的 工具变量并不存在过度识别 问题；最后，实证结 果表明，各个解释变量对三类效率值回归系数的 显著性和作用方向均与普通 OLS回归中的结论一 致，表明本文的实证分析结果稳健。 五、结论与启示 运用 2010年至 2015年盐城东台市 23家农民 资金互助合作社的调研数据，结合 DEA效率方法
38、37 赵锦春，包宗顺：农民资金互助合作社运行效率及影响因素研究 表 8 动态面板差分和系统 GMM分析结果 系统 GMM 差分 GMM 被解释变量 TEFF TECH SEFF TEFF TECH SEFF (1) (2) (3) (5) (6) (7) L(-l) 0.562* 0.304* 0.349* 0.215* -0.117 0.103* (0.084) (0.049) (0.037) (0.070) (0.091) (0.033) FIN 0.023* 0.019* 0.027* 0.026* 0.029* 0.031* (0.001) (0.0001) (0.002) (0.00
39、1) (0.002) (0.001) LAR -0.003* -0.003* -0.005* -0.003* -0.002* -0.005* (0.001) (0.001) (0.001) (0.001) (0.001) (0.001) STS -0.002* -0.003* -0.003* -0.003* -0.002* -0.002* (0.001) (0.001) (0.001) (0.001) (0.001) (0.001) MKR 0.017* 0.012* 0.004* 0.013* 0.012* 0.005* (0.002) (0.002) (0.001) (0.002) (0.
40、002) (0.002) MS 0.136* 0.029* 0.034* 0.089* 0.037* 0.038* (0.014) (0.012) (0.016) (0.029) (0.017) (0.015) PGDP 0.145* 0.091* 0.094* 0.152* 0.106* 0.102* (0.001) (0.002) (0.001) (0.001) (0.001) (0.002) 常数项 -3.060* -1.840* 0.838* -1.318* 1.852* 0.997* (0.433) (0.324) (0.326) (0.760) (0.421) (0.353) 观察
41、值 115 115 115 92 92 92 个体数 23 23 23 23 23 23 阶残差自 -2.888 -2.363 -2.856 -2.531 -2.680 -2.781 相关检验 0.002 0.012 0.004 0.001 0.009 0.005 二阶残差自 -1.061 -1.462 -1.544 -1.434 -1.593 -1.859 相关检验 0.289 0.144 0.123 0.151 0.111 0.063 萨根检验 17.115 14.087 16.345 15.210 11.628 14.420 0.194 0.368 0.231 0.085 0.235 0
42、.108 注：括号内数值为标准差； *、 *、 *分别表示系数统计值在 1%、 5%、 10%的水平上通过显著性检验；第一行为估计方法， （ 1) (3)为系 统 GMM，（ 5)(7)为差分 GMM;第二行为被解释变量，表中同时报告了残差自相关检验和萨根工具变量过度识别检验结果。 测算并评价江苏农民资金互助合作社的运行效率 并实证检验其影响因素。本文的主要结论如下： 江苏农民资金互助合作社运行效率处于较高水 平，考察期内，总效率、纯技术效率和规模效率 均高于 90%，但呈逐年递减态势，纯技术效率较 低是造成效率递减的主要原因； 江苏农民资金 互助合作社之间运行效率差距较大，且差距逐年 扩大；
43、 政策因素对农民资金互助合作社的规模 效率影响较大，封闭性原则出台后更多的农民资 金互助合作社规模效率下降并出现规模报酬递减。 同时，江苏农民资金互助合作社的运行效率受较 多因素的影响： 资产规模对效率存在促进作用； 而农民资金互助合作社的放贷规模提升则会降低 效率； “ 一股独大 ” 的集中式股权结构与运行效 率之间同样存在显著负相关关系。 市场份额、 当地经济发展水平以及农业为主的产业结构均会 提升农民资金互助合作社的运行效率。 本文的分析为研究中国农民资金互助合作社 的效率并指导其可持续发展具有重要意义。江苏 第一家农民资金互助合作社于 2006年 在盐城市硕 集镇创立，而苏北地区的产业
44、结构特点和自然条 件具有典型性，因此，建立在苏北样本 （ 主要是 盐城地区）基础上的分析结论更具可信度和代表 性；此外，农民资金互助合作社作为新型农村金 融组织自成立之初就饱受争议，政策层面的抑制 性与基层实践的自发性形成鲜明对比，因此，此 时评价农民资金互助合作社的运行效率并分析其 影响因素更具时效性和应用性。基于前文分析， 我们提出以下措施提升农民资金互助合作社运行 效率并指导其健康发展： (一）健全财务核算体系，改进投入产出结构 从各效率分析结论看，纯技术效率以及规模 38 赵锦春，包宗顺：农民资金互助合作社运行效率及影响因素研究 效率低下造成了当前农民资金互助合作社的资源 浪费，而不同
45、个体效率值较大的差异进一步说明 建立统计规范的投入产出核算体系的必要性；农 民资金互助合作社应当建立统一的财务核算体 系，聘请当地第三方独立审计核算机构，定期对 农民资金互助合作社进行运营财务审计，实现审 计管理的常态化、制度化，改善投入产出结构， 提升效率水平。 (二） 控制资产规模，促进规模报酬提升 应当根据社区社员的信贷资金需求制定农民 资金互助合作社资金规模上限，一方面能够控制农 民资金互助合作社的经营风险；同时也能够减少盲 目扩张对规模效率的负面影响，提升规模效率，促 使农民资金互助合作社回归规模报酬递增区域，在 合理的资金规模下，提升农民资金互助合作社自身 的管理水平、内部治理以及
46、资源配置能力。 (三） 规制股权结构，完善民主决策机制 控制发起人互助金占总互助金的比重，避免 发起人的单方面决策对农民资金互助合作社决策 的决定性影响，杜绝 “ 垒大户 ” 现象发生。逐步 建立投放和吸纳互助金的上限范围，同时，严格 控制向单个农户吸纳和投放互助金规模；利用股 份份额稀释资金大户股份，避免核心社员控制权 参考文献 1 Xie P. Reforms of Chinas Rural Credit Cooperatives and Policy Options J. China Economic Review,2003,14(4):434-442. 2 Stiglitz J E,Weiss A. Credit Rationing in Markets with Imperfect Information J. American Economic Review, 1981,71 (71 ):393-410. 3 Chaudhuri S,Gupta M R. Delayed Informal Credit,Bribing and the Info