民间金融市场利率：自主性还是反应性？——基于省际非平衡面板数据的实证分析

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(1.重庆大学 经济与工商管理学院，重庆 400044； 2.西南政法大学 经济学院，重庆 401120)

民间金融市场利率：自主性还是反应性？
——基于省际非平衡面板数据的实证分析

邱新国1,2，冉光和1

(1.重庆大学 经济与工商管理学院，重庆 400044； 2.西南政法大学 经济学院，重庆 401120)

本文在金融双轨制的理论框架下对民间金融市场的资金供求进行了理论分析，并阐明了民间金融市场利率的形成机制及影响因素。随后，本文利用2005～2015年的省际非平衡面板数据和动态面板GMM估计方法对影响民间金融市场利率的各因素进行了实证检验。实证结果显示，正规金融机构贷款实际利率与法定存款准备金率在民间金融市场实际利率的形成中起着主导作用，而反映民间金融市场资金需求的个私部门经济增长率的作用很小，民间金融市场表现出明显的“反应性”特征。因此，对民间金融的规制重点应是积极引导其进入正规金融市场以构建有效的民间金融与正规金融的共生模式，提高金融市场整体效率。

民间金融；市场利率；动态面板广义矩估计

1 引言

民间金融因其在中国经济运行中的重要作用[1～3]一直受到学术界的积极关注，大量学者围绕民间金融的形成机制展开研究并形成了民间金融生成理论的两分法——“自主性”和“反应性”，前者认为镶嵌在熟人社会网络之上的民间金融所具有的信息优势与担保优势是其形成发展的主要因素，后者强调民间金融的兴起是对转型经济体政策扭曲和金融抑制的理性反应。民间金融生成理论的两分法意味着截然相反的监管启示，若民间金融具有完全的“自主性”，那么熟人社会的本地化特征将使得民间金融更多地受到内生于一定区域经济社会环境下资金供求的影响，而较少受到诸如正规金融制度、经济金融政策等外部冲击的影响，因此对其进行政策规制的重点应是依据效率原则确立其交易边界以控制风险；相反，若民间金融具有完全的“反应性”，那么民间金融对政策扭曲、金融抑制以及宏观经济运行等外部环境的冲击会非常敏感，则对其进行政策规制的重点应是积极引导民间金融进入正规金融市场，探索建立有效的民间金融与正规金融的共生模式，以提高金融市场的整体运行效率。由于民间金融数据获取的困难，对“自主性”和“反应性”的争论更多地体现在理论研究上。显而易见，对民间金融市场利率形成机制与影响因素的经验研究可以为民间金融生成理论的两分法争论提供实证证据，从而为政府确立科学的民间金融政策规制的方向提供理论支持。

现有的文献多从理论上分析民间金融市场利率的形成机制。国外学者将民间金融利率的决定因素归纳为机会成本、风险报酬、交易成本、垄断利润、高坏账率以及季节性需求等[4]。国内学者主要从信息不对称角度对民间金融的高利率进行了理论解释[5,6]，也有学者认为民间金融利率取决于借款人谈判能力及正规金融市场利率[7]。在实证研究方面，一些学者围绕民间金融市场利率的影响因素展开了讨论，但并未就民间金融市场利率形成的 “自主性”和“反应性”达成一致结论。部分学者利用温州民间金融的调查数据分析后认为，民间金融具有很强的独立性，其利率主要受市场分割、资金供求的影响，而受宏观经济政策及银行信贷的影响较少[8～10]。与以上结论相反，另外一些学者利用温州民间金融监测数据研究发现，银行信贷和货币政策对民间金融利率具有显著影响[11～13]。

通过梳理文献可以发现，现有的实证研究主要是围绕温州的样本数据并运用时间序列分析方法展开的，对民间金融市场利率影响因素的研究还存在明显的分歧。由于温州是我国民间金融最发达的地区，其利率形成机制也就难以解释中西部地区民间金融市场的实际运行状况。事实上，民间金融具有明显的内生性[14]，是镶嵌于熟人社会网络之上的[15]，各地区不同的经济发展水平、社会习俗和制度环境可能会深刻影响民间金融市场的运行机制；另一方面，已有文献已经阐明中国的金融抑制和正规金融体系的低效率事实。因此，“自主性”和“反应性”似乎都可以找到现实支持。有鉴于此，为了更好地理解中国民间金融市场利率的形成机制，利用覆盖各省份的民间金融利率面板数据对“自主性”和“反应性”进行严谨的实证检验无疑具有重要的现实意义。

本文手工收集了2005～2015年省级民间借贷利率的非平衡面板数据，并运用动态面板广义矩方法对影响民间金融市场利率水平的主要因素进行了实证检验。本文的贡献主要表现在三个方面：第一，在金融双轨制的理论框架下，本文对正规金融部门的信贷投放逻辑做了更接近现实的理论假设，在此基础上对民间金融市场的资金供求及影响因素进行了理论分析，本文的实证结果支持了这一关键假设。第二，本文利用全国的样本数据对民间金融市场利率形成机制进行实证检验的研究，区别于已有研究结论的模糊性[8]，研究结果为民间金融生成理论中的“反应性”提供了充分的实证支持。第三，已有的研究侧重于对“反应性”的分析，而本文同时搜集了反映“反应性”和“自主性”的数据，并对二者进行了实证检验，因而结论更为稳健。

2 民间金融市场利率形成的理论框架

2.1 民间金融市场利率形成的理论基础：金融双轨制

长期存在的行政干预和金融管制(利率管制、信贷配给以及银行业市场准入)为国有金融机构和国有企业创造了垄断地位，通过压低资金成本(存款利率)，国有商业银行向国有企业提供了充裕的廉价信贷资金，而个私经济部门(包括家户经济部门、个体经济部门和私营经济部门)则被排斥在正规金融市场之外。因此，不断发展壮大的个私经济部门的融资需求就引致了民间金融部门的发展，从而形成了正规与民间金融同时存在的金融双轨制[16]。虽然利率管制已完全取消，银行业市场准入也开始放松，但是，国有金融机构的垄断地位和国有企业在信贷配给中的优先地位并未改变，信贷资源配置的所有制歧视并未消除，个私经济部门的融资逻辑也并未发生根本变化。下文将通过对正规金融部门的信贷发放和个私经济部门的融资逻辑进行分析，以厘清民间金融市场的资金供求机制。

由于政府隐性担保的存在，银行在发放贷款时会首先满足国有企业的信贷需求，因为此类贷款即使发生违约也有政府的隐性担保因而更具安全性。因此，本文假设正规金融部门(银行)优先将信贷资金投向国有企业，然后才会考虑将信贷资金投向个私经济部门。与已有文献相比，这一假设更符合正规金融部门的运行逻辑[16]，其利润函数为(为简化分析，本文将银行的资产负债进行了简化处理，也未考虑其他运营成本)

ΠB=RS×LS+RP×LP-RB×DB

(1)

其中ΠB为银行利润，LS和LP分别为银行向国有部门、个私部门发放的贷款余额，RS和RP为贷款利率，DB为银行吸收的存款余额，RB为存款利率。注意到我国长期存在的利率管制事实，RS低于市场均衡利率。同时，由于没有政府的隐性担保，即使其他条件相同，向个私部门发放的贷款也会要求更高的风险溢价，即RS小于RP。

银行面临的预算约束为

LS+LP+LL≤(1-RR)DB

(2)

其中LL为银行为保持流动性而持有的无息资产，RR为法定存款准备金率。在存款给定的条件下，银行信贷资金投放受制于法定存款准备金率RR及流动性准备LL，当央行实行紧缩性货币政策收缩流动性时，银行将首先减少向个私经济部门的信贷投放LP。

个私经济部门的利润函数为

ΠN=F(LP+L)-(1+RP)LP-(1+R)L-W

(3)

其中ΠN表示个私企业利润，F(K)为生产函数(已将劳动力标准化为1)，L表示个私经济部门从民间金融市场获得的借款，R为对应的借款利率，W为工资支出。由于民间金融市场不受政府监管，因此R代表了市场均衡利率，故有R>RP>RS。

2.2 民间金融市场的资金供求与利率影响因素

在上述框架下，假设个私经济部门的生产函数在一定时期内保持不变，则其资金需求K(K=LP+L)由产出规模(增长率G)决定。其中LP由银行提供，L由民间金融市场满足，也即民间金融市场的资金需求。考虑到良好的区域市场制度环境(M)会缓解各种行政管制造成的信贷配置扭曲，从而影响正规金融利率水平，因此，民间金融市场的需求函数可设为

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

(4)

民间金融市场的资金供给主要来自家庭部门的资产选择。家庭部门需要在正规金融市场和民间金融市场之间进行投资选择。正规金融市场的存款利率低，几乎无风险(政府隐性担保及存款保险制度)；而民间金融市场的投资利率高，但是具有一定风险(甚至高风险)。因此家庭的资产选择取决于收入水平(Y)、正规金融机构存款利率(RB)、民间金融市场的投资利率(R)、个体的风险偏好(λ)等。因此，民间金融市场的供给函数可设为

L=Ls(R,RB,Y,λ,M)

(5)

综合(4)式和(5)式，民间金融市场的利率决定函数为

R=R(RB,RS,RP,LP,Y,G,RR,λ,M)

(6)

从(6)式可知，民间金融市场的均衡利率R受到正规金融市场的存贷款利率、正规金融市场向个私经济部门提供的贷款数量、个私部门经济增长率、家庭收入、法定存款准备金率、家庭风险偏好以及市场制度环境等因素的影响。不难发现，RB和RS反映的是商业银行的存贷款利差，在长期利率管制的条件下，利差几乎不变，二者之间高度相关。RP和RS之差反映了所有制歧视所造成的风险溢价，这一溢价包含在R对RS的溢价之中。由于实证分析中难以刻画RS和RP，本文在以下的实证分析中忽略RP，以RS代理银行贷款平均利率。此外，由于难以刻画λ，为了反映民间金融市场的资金供给，本文以银行存款余额与家庭部门收入之比(T)近似反映民间金融市场的资金供给。综上所述，民间金融市场利率决定函数可简化为

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

(7)

除上述分析外，在(7)式中还需要注意：第一，RR有着更宽泛的货币政策意义。RR虽然只表示法定存款准备金率，但其他货币政策工具变量对R的作用机制均与之相同，即央行通过货币政策工具紧缩流动性时，正规金融部门会首先减少甚至提前收回LP，从而增加了民间金融市场的资金需求，进而影响民间金融市场利率R。第二，正规金融市场贷款利率RS在民间金融市场利率的形成中起着定价基准的作用。由于民间金融市场的资金需求方是被正规金融市场排斥的资信状况相对不佳的借款人，因此从贷款人机会成本的角度考虑，处于市场垄断地位的放贷人会以区域内正规金融市场利率作为定价基准再加以风险溢价进行定价[17]。第三，市场制度环境对正规金融市场及民间金融市场的利率形成均具有重要作用。良好的市场制度环境意味着商业银行可以市场化配置信贷资金而较少受到政府干预[18]，从而增加正规金融部门对个私经济部门的信贷投放，这会减少民间金融市场的资金需求；良好的市场制度环境也意味着金融交易过程中具有更少的交易费用(各种公关费用、行贿成本等)[19]及垄断租金，融资的实际成本更低。

显而易见的是，在(7)式中，RS，LP，RR反映了货币政策及正规金融部门对民间金融市场的冲击，是民间金融市场利率形成中“反应性”的体现；T和G反映了民间金融市场本身对其利率形成的影响，是民间金融市场利率形成中“自主性”的体现。下文将通过实证分析检验(7)式中各变量对民间金融市场利率的决定作用是否显著，并对“自主性”和“反应性”做出事实判断。

3 民间金融市场利率影响因素的实证分析

3.1 模型、变量与数据

根据前述对民间金融市场利率形成的理论分析以及数据的可得性，本文选择正规金融机构贷款利率(RS)、法定存款准备金率(RR)、个私部门经济增长率(G)、正规金融机构对个私部门的贷款支持(LP)、市场制度环境(M)、存款收入比(T)六个解释变量来实证检验民间金融市场利率的形成机制，计量模型设定如下

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

α4LPi,t+α5Mi,t+α6Ti,t+ηi+γt+εi,t

(8)

各变量的指标选择详述如下：

(1)民间金融市场利率(R)。本文从2005～2015年各省份《金融运行报告》及各期《金融统计与分析》中搜集了各省份的民间借贷利率数据作为民间金融市场利率的代理指标。由于部分数据缺失，本文共搜集了29个省份2005～2015年共147个样本观察值的非平衡面板数据。(2)正规金融机构贷款利率(RS)。本文选择各类金融机构各期限贷款的平均利率来表示正规金融机构贷款利率。由于没有公开的各省份的平均贷款利率，本文根据各省份《金融运行报告》中的各金融机构贷款利率分类数据，通过加权平均计算得到各省份正规金融机构的平均贷款利率。为了消除通货膨胀率的影响，本文用居民消费价格指数对民间金融市场利率和正规金融机构贷款利率进行了调整。(3)法定存款准备金率(RR)。本文从中国人民银行网站收集了历年的法定存款准备金率的数据，并就一年内法定准备金率调整的情形依据调整时间计算了加权平均值。(4)个私部门经济增长率(G)。个私部门经济规模直接决定了民间金融市场的资金需求。由于缺乏各省份个体和私营企业的产出数据，本文选择各省份个体工商户和私营企业的就业人数的增长率作为个私部门经济增长率的代理指标。各省份个体工商户和私营企业就业人数数据来自历年《中国人口和就业统计年鉴》。(5)正规金融机构对个私部门的贷款支持(LP)。由于无法得到完整的正规金融机构对个私部门的贷款数据，考虑到民间金融市场的融资期限大多在一年以内，本文选择正规金融机构对个私部门的贷款占短期贷款的比重来度量正规金融机构对个私部门的资金支持力度，其中正规金融机构对个私部门的贷款以正规金融机构短期贷款中对农户、个体工商户和私营企业的贷款加总得到，贷款数据来自各省份历年的《统计年鉴》，由于缺乏部分年度的贷款数据，本文对相关贷款数据进行了估测。(6)市场制度环境(M)。本文选择《中国市场化指数》(2011,2016)报告中的市场化指数这一综合指标作为市场制度环境的代理变量。由于《中国市场化指数》(2016)的指数编制方法与2011年的编制方法存在差异，我们依据2016年的编制方法对2005～2007年的数据进行了调整。(7)存款收入比(T)。本文用城乡居民的人均储蓄存款余额与家庭人均可支配收入之比作为民间金融市场资金供给的代理指标，城乡居民储蓄存款余额、家庭人均可支配收入以及人口数据来自各省历年的《统计年鉴》。

为了检验解释变量间可能存在的多重共线性，本文计算了各解释变量间的简单相关系数及VIF值，结果表明解释变量间不存在严重的多重共线性。

3.2 回归分析及结果讨论

表1 静态面板模型估计结果

注：未汇报常数项的估计结果；括号内数值为t(z)值，*，**和***分别表示10%，5%和1%的显著性水平。下同。

本文首先对回归方程(8)进行了静态面板估计。Hausman检验结果表明应该使用随机效应模型进行估计，同时也考虑了个体的时间效应，但结果表明时间效应并不显著。按照通常做法，本文估计了多个方程，估计结果如表1所示，模型(1)、(2)和(3)分别是随机效应、混合效应和固定效应模型的回归结果。由表1可知，RS和RR的系数在各模型中的估计值均为正，且至少在1%的显著性水平下显著，这说明正规金融机构实际贷款利率与民间金融市场实际利率存在显著的正向关系，即区域内正规金融市场实际利率越高，则民间金融市场实际利率也越高；而存款准备金率的调整也会引致民间金融市场实际利率的同向变动，这与前文的理论分析是一致的。此外，M和T的系数估计值也符合理论预期，市场制度环境与民间金融市场实际利率至少在5%的显著性水平下存在负向关系，即市场制度环境的改善可以带来民间金融市场实际利率的降低；存款收入比与民间金融市场实际利率在5%的显著性水平下存在正向关系，即存款收入比的提高会带来民间金融市场实际利率的同向变动。但是，LP的系数符号与预期不相符，G的系数估计值也不显著，这可能是因为静态面板随机效应模型未考虑内生性问题造成的。

因此，为了克服可能的内生性问题，本文将采用动态面板GMM估计方法对回归方程进行估计，以揭示各解释变量与民间金融市场实际利率的关系。由于时间虚拟变量在回归方程中并不显著，所以最终的回归结果中未包含时间变量，表2是动态面板GMM的估计结果。

表2 动态面板GMM估计结果

注：由于面板数据的非平衡性及LP的数据缺失导致动态面板回归的样本数减少；圆括号内数值为z值，方括号内数值为p值。

本文先对方程(8)进行了差分GMM估计，表2中模型(4)是其估计结果。模型(4)的估计结果显示各变量的系数估计值符号均符合理论预期，其中RS、RR、G和T的系数估计值均为正且至少在10%的显著性水平下显著，说明正规金融机构贷款实际利率、法定存款准备金率、个私部门经济增长率以及存款收入比的提高都可以显著提高民间金融市场实际利率；LP和M的系数估计值均为负且分别在1%和10%的显著性水平下显著，说明正规金融机构向个私部门的贷款比率的提高和市场制度环境的改善都可以显著降低民间金融市场实际利率。进一步发现，模型(4)通过了Sargan检验，即差分GMM估计接受Sargan检验“所有工具变量均有效”的原假设；但模型(4)拒绝了“扰动项没有二阶序列相关”的原假设，这说明差分GMM估计量不是一致的。由此可知，以上结论并不具稳健性。

相较于动态面板差分GMM估计，动态面板系统GMM估计能够克服前者可能存在的弱工具变量问题，并且估计量更有效率，因此本文进一步对回归方程(8)进行了系统GMM估计，回归结果见表2中模型(5)、(6)和(7)，其中模型(5)为全样本回归结果，模型(6)和模型(7)分别为东部和中西部省区的回归结果。由表2可知，模型(5)至模型(7)均通过了Sargan检验，即系统GMM估计接受Sargan检验“所有工具变量均有效”的原假设；各模型也都通过了扰动项无自相关的检验，即系统GMM估计不能拒绝模型中 “扰动项没有二阶序列相关”的原假设，系统GMM估计量是一致的。以上结果表明，模型(5)至模型(7)使用系统GMM估计是合适的。此外，各变量的系数估计符号均符合理论预期，且至少在10%的显著性水平下显著，表明各变量对民间金融市场实际利率的影响均是稳健的。

除市场制度环境外，其他变量均为百分数，因此各回归系数反映了各解释变量对民间金融市场实际利率影响的相对大小。从模型(5)可知，正规金融机构贷款实际利率的回归系数远大于其他变量的系数估计值，说明正规金融机构贷款利率在民间金融市场的价格形成中起着重要的基准作用；存款准备金率的调整也会对民间金融市场实际利率形成较大冲击。而正规金融机构对个私部门的贷款比率与存款收入比对民间金融市场实际利率的影响相对较小，可能的原因是正规金融机构对个私部门的资金支持力度总体较小，因而其对民间金融市场实际利率的抑制作用也比较小；存款收入比只是衡量了民间金融市场资金供给的上限，不能精确刻画民间金融市场资金供给的数量，因而导致其回归系数较小。尤其需要指出的是，反映民间金融市场资金需求的变量个私部门经济增长率的回归系数只有0.087，远小于其他变量的系数估计值，这说明与存款准备金率等其他变量相比，个私部门经济增长引致的资金需求在民间金融市场的价格形成中作用微弱，民间金融市场实际利率的变化更多来自于正规金融、货币政策等外部因素的冲击。

此外，为了揭示东部和中西部地区民间金融市场利率形成机制可能存在的差异，本文将样本划分为东部和中西部两个子样本分别进行了系统GMM估计，表2的模型(6)和(7)报告了回归结果。不难发现，LP和M的回归系数在两个模型中存在很大差异，这表明东部和中西部地区民间金融市场利率形成机制确实存在一些差异。正规金融机构对个私部门的资金支持力度(LP)在模型(6)和模型(7)中的回归系数分别为-0.663和-0.383，这表明在中西部地区正规金融机构对个私部门的资金支持力度对民间金融市场利率的抑制作用远小于其在东部地区的影响，可能的原因是中西部地区的正规金融机构对个私部门的资金支持力度要远小于东部地区(这一比率在东部地区的均值为13%，而在中西部地区仅为6.4%)，因而其在中西部地区的作用显得较为微弱。市场制度环境(M)的回归系数在模型(6)和(7)中分别为-0.514和-0.269，这表明在东部地区市场制度环境对民间金融市场利率的抑制作用要远大于其在中西部地区的影响，本文分析可能的原因是东部地区的市场制度环境远优于中西部地区(市场制度环境在东部和中西部地区的均值分别为9.4和5.9)，因而其在东部地区对民间金融市场利率的影响更明显。

综上所述，第一，在民间金融市场实际利率的形成中，正规金融机构贷款实际利率和存款准备金率的调整起着主导性作用，而反映民间金融市场内生需求的个私部门经济增长率的作用很小，这充分表明就本文的样本区间而言，民间金融市场具有典型的“反应性”特征而“自主性”表现不足。第二，正规金融机构对个私部门的融资支持对民间金融市场实际利率的抑制作用比较小。第三，市场制度环境的改善可以显著降低民间金融的市场溢价。第四，正规金融机构对个私部门的资金支持力度和市场制度环境对民间金融市场利率的抑制作用在东部和中西部地区存在很大差异。与已有文献对民间金融生成理论的“自主性”与“反应性”的模糊结论不同[9]，以上的实证结果为民间金融市场利率的“反应性”特征提供了充分的经验支持。

4 研究结论与政策建议

本文首先在金融双轨制的理论框架下对民间金融市场的资金供求进行了理论分析，并就民间金融市场利率的形成机制及影响因素进行了理论阐释。随后，本文利用2005～2015年的省际非平衡面板数据和动态面板GMM估计方法，实证分析了民间金融市场利率的影响因素。实证结果显示，正规金融机构贷款利率、法定存款准备金率、个私部门经济增长率、正规金融机构对个私部门的贷款支持、市场制度环境以及存款收入比都对民间金融市场的实际利率有显著影响,其中正规金融机构贷款利率、法定存款准备金率起着主导作用，民间金融市场利率表现出显著的“反应性”特征。此外，东部地区正规金融机构对个私部门的贷款支持及市场制度环境在民间金融市场利率的形成中起着更大的抑制作用。

因此，为了降低民间金融的市场溢价，促进民间金融市场的规范发展，本文提出以下政策建议：

第一，放松对合规性民间金融的监管，充分发挥民间金融市场的融资功能以弥补正规金融的供给缺口。民间金融市场显著的“反应性”特征表明，在货币政策紧缩条件下，受到金融排斥的中小企业大量涌入民间金融市场寻求资金支持，进而导致民间金融市场实际利率的高涨，而过高的融资成本会侵蚀民营经济部门的利润并抑制其生产投资和研发支出，从而影响中国经济的健康发展，最近的民间投资断崖式下跌就是一个良好的例证。为此，应该进一步放松对合规性民间金融的监管，大力推进金融组织的多元化发展。现阶段应加快《非存款类放贷组织条例》的出台，同时为小额贷款公司等准正规金融组织的经营和发展提供更良好的制度环境和更大的发展空间。通过引入更具市场效率的民间金融部门，增加有效金融供给，从而为中小企业提供更充分的融资支持。

第二，积极推进市场制度环境建设，消除市场分割，降低民间金融的市场溢价。首先，应该进一步推动正规金融部门的市场化改革，抑制各级政府对信贷发放的干预，不断压缩和消除正规金融部门的寻租空间，减少“僵尸企业”对信贷资金的侵占，提高正规金融部门的资金配置效率，降低金融市场整体利率水平。其次，要推进民间金融的组织化和规范化发展，组建区域性民间融资登记服务中心和各类民间金融中介机构，提高民间金融市场的竞争水平，从而实现区域间民间金融市场的融合，降低民间金融的市场溢价。最后，探索建立民间金融部门与正规金融部门的业务链接机制，充分发挥正规金融的资金、技术和人才优势以及民间金融的本地化社会网络所具有的信息优势，在有效控制信用风险的前提下，实现信贷资金的精准配置。这一措施在中西部地区显得更为迫切和重要。

第三，构建民间金融市场风险防范机制，减轻紧缩性货币政策对民间金融市场的风险冲击。现阶段民间金融市场具有典型的“反应性”特征，紧缩性货币政策会引致大量中小企业成为民间金融市场的融资主体。然而，大量资信状况不佳的中小企业的涌入必然提高民间金融市场的系统性风险，甚至影响社会和谐稳定。因此，一方面要引导正规金融机构真正通过市场化机制有效配置信贷资金，而不是在经济紧缩期采取“一刀切”的方式对民营企业抽贷、断贷；另一方面要探索建立有效的民间金融风险防范机制，如通过组建民间金融发展风险基金、建立对民间金融机构的紧急援助机制，以及逐步将符合条件的民间金融机构纳入存款保险制度内等措施，以提高民间金融部门的抗风险能力。

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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

国家社会科学基金重大资助项目(11&ZD141)；国家社会科学基金西部资助项目(10XJY024)；教育部人文社会科学研究基金青年资助项目(17YJC790121)；重庆市教育委员会人文社会科学研究一般资助项目(17SKG009)

F832.5

A

1003-5192(2017)06- 0043- 07

10.11847/fj.36.6.43