亓 浩, 馬九杰, 李軍偉

(1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 金融學(xué)院,南京 210095;2.中國人民大學(xué) 農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院,北京100872 ;3.廣東省人民政府辦公廳,廣州 510000)

一、問題提出

國務(wù)院部署實施《推進普惠金融發(fā)展規(guī)劃(2016—2020年)》以來,普惠金融上升為國家戰(zhàn)略,金融服務(wù)的覆蓋率和可得性顯著提升,人民群眾對金融服務(wù)的獲得感和滿意度也明顯增強。2022年中央全面深化改革委員會審議通過《推進普惠金融高質(zhì)量發(fā)展的實施意見》,要求“深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革,加快補齊縣域、小微企業(yè)、新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體等金融服務(wù)短板”。通過上述政策文件不難看出,普惠金融服務(wù)的主戰(zhàn)場集中在縣域和“三農(nóng)”領(lǐng)域。農(nóng)村商業(yè)銀行(以下簡稱農(nóng)商行)是縣域地區(qū)重要的法人銀行機構(gòu),也是銀行業(yè)支持“三農(nóng)”和中小企業(yè)的主力軍。因此,推動農(nóng)商行回歸本源,改善農(nóng)村及小微金融服務(wù),增加對“三農(nóng)”和中小企業(yè)的金融支持,對于深化縣域普惠金融發(fā)展至關(guān)重要。

近年來,我國直接融資取得了長足進步,股票市場和債券市場規(guī)模已經(jīng)位居全球第二。發(fā)展直接融資對于拓寬企業(yè)融資渠道、優(yōu)化實體經(jīng)濟融資結(jié)構(gòu)和提高資源配置效率具有重要意義[1-2]。黨的十九大和黨的二十大報告均明確指出,要提高直接融資比重,促進多層次資本市場發(fā)展。然而,直接融資發(fā)展在增強金融服務(wù)實體經(jīng)濟能力的同時,也通過金融脫媒對我國以銀行為主體的金融體制造成巨大沖擊。圖1描繪了2002—2020年我國人民幣貸款以及股票與企業(yè)債券融資占社會融資規(guī)模比重的變動趨勢?？梢钥闯?隨著股票市場和債券市場等直接融資渠道的發(fā)展,貸款在社會融資中的重要性不斷降低,所占份額從2002年的91.86%下降到2020年的57.46%。根據(jù)西方發(fā)達國家的經(jīng)驗,直接融資發(fā)展會加大銀行的經(jīng)營壓力,促使其轉(zhuǎn)而重視小微客戶、拓展零售業(yè)務(wù)[3-4]。那么,直接融資發(fā)展能否推動我國農(nóng)商行回歸本源,擴大“三農(nóng)”和中小企業(yè)金融覆蓋面,進而深化縣域普惠金融服務(wù)?

圖1 不同融資渠道融資規(guī)模占社會融資規(guī)模的比重

為回答這一問題,本文基于1 020家縣域農(nóng)商行的樣本數(shù)據(jù),探討直接融資發(fā)展能否促進農(nóng)商行調(diào)整信貸結(jié)構(gòu),增加對農(nóng)戶和中小企業(yè)的信貸供給。結(jié)果發(fā)現(xiàn),直接融資發(fā)展促進了農(nóng)商行調(diào)整信貸結(jié)構(gòu),為農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款提供更多的金融支持。經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗后,基準回歸結(jié)果依然成立。機制分析表明,直接融資發(fā)展通過金融脫媒的渠道促使農(nóng)商行回歸本源,提高農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款比重。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn),農(nóng)商行市場份額越大、所在地區(qū)土地確權(quán)進度越快,直接融資發(fā)展對其回歸本源的促進作用越大。

本文的學(xué)術(shù)貢獻體現(xiàn)在以下兩點:第一,利用具有全國代表性的農(nóng)商行樣本數(shù)據(jù),探討了直接融資發(fā)展對于農(nóng)商行信貸結(jié)構(gòu)調(diào)整以及金融普惠程度的影響,發(fā)現(xiàn)直接融資發(fā)展有利于提高農(nóng)商行的農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款投放力度、提升金融普惠程度,從而完善了這一領(lǐng)域的研究;第二,有助于厘清直接融資影響農(nóng)戶和中小企業(yè)融資狀況的作用途徑。盡管農(nóng)戶和中小企業(yè)很難達到直接融資門檻,但是本文研究發(fā)現(xiàn)直接融資通過金融脫媒作用于農(nóng)商行,能夠促使農(nóng)商行回歸本源,加大對農(nóng)戶和中小企業(yè)的金融支持。

二、理論分析與研究假設(shè)

長期以來我國直接融資發(fā)展滯后,形成了以間接融資為主體的金融體系,銀行貸款成為各經(jīng)濟主體獲取金融資源的主要渠道[5]。特別是20世紀90年代銀行商業(yè)化改革后,大型商業(yè)銀行相繼退出縣級地區(qū),農(nóng)商行在縣域金融市場占據(jù)了較大的市場份額(1)此處農(nóng)商行也包括股份化改制前的農(nóng)信社,根據(jù)亓浩等[6]的測算,2010—2016年農(nóng)商行在縣域貸款市場的份額為47%。,擁有比較強的市場勢力。農(nóng)商行偏好存在政府隱形信用背書的國有企業(yè),或者能夠提供優(yōu)質(zhì)抵押擔保品的大型民營企業(yè),而缺乏動力向商業(yè)形態(tài)粗放、難以提供合格抵押擔保品的農(nóng)戶和中小企業(yè)提供貸款,導(dǎo)致了“離農(nóng)脫小”的現(xiàn)象[7-9]。近年來,直接融資發(fā)展為促使農(nóng)商行回歸本源、改善農(nóng)戶和中小企業(yè)的融資困境提供了契機。盡管農(nóng)戶和中小企業(yè)難以利用直接融資方式獲取金融服務(wù),但是直接融資發(fā)展改變了農(nóng)商行經(jīng)營環(huán)境和經(jīng)營決策,促使其加大對農(nóng)戶和中小企業(yè)的信貸服務(wù)。

第一,直接融資發(fā)展導(dǎo)致國有企業(yè)和大型民營企業(yè)對農(nóng)商行的貸款需求下降。直接融資發(fā)展豐富了企業(yè)的外部融資選擇,達到直接融資門檻的企業(yè)可以通過權(quán)衡自身的融資金額、成本及便利性,在直接融資與銀行貸款之間作出選擇。國有企業(yè)和大型民營企業(yè)普遍規(guī)模大、盈利能力強,滿足直接融資條件的可能性較高,進行直接融資的概率也較大。因此,隨著直接融資發(fā)展,國有企業(yè)和大型民營企業(yè)對農(nóng)商行資金依賴度降低,農(nóng)商行原有的優(yōu)質(zhì)信貸客戶資源被搶奪。第二,直接融資發(fā)展導(dǎo)致國有企業(yè)和大型民營企業(yè)融資成本降低,擠壓了農(nóng)商行的利潤空間。直接融資繞開了金融中介,實現(xiàn)了資金供需雙方的直接對接,具有一定的成本優(yōu)勢,為企業(yè)提供了成本更低且更加便利的融資渠道[10-11]。面對直接融資的價格優(yōu)勢,農(nóng)商行不得不降低貸款利率,以更加優(yōu)惠的價格進行客戶競爭,從而維護這部分客戶資源。但是,這也將導(dǎo)致農(nóng)商行從國有企業(yè)和大型民營企業(yè)信貸中獲取的收益下降,此類信貸業(yè)務(wù)的吸引力也將逐漸降低。

由上可知,直接融資發(fā)展為國有企業(yè)和大型民營企業(yè)提供了低成本的融資渠道,加劇了金融脫媒現(xiàn)象,給農(nóng)商行帶來較大的經(jīng)營壓力。而農(nóng)商行回歸本源,增加對農(nóng)戶和中小企業(yè)的金融支持,有助于其更好地應(yīng)對直接融資發(fā)展導(dǎo)致的金融脫媒的沖擊。第一,農(nóng)民和中小企業(yè)很難達到直接融資的門檻,其外部融資依賴于銀行貸款[12],而農(nóng)村地區(qū)金融機構(gòu)覆蓋率較低,農(nóng)商行是最主要的銀行業(yè)機構(gòu),具有很強的話語權(quán)和議價能力。因此,農(nóng)商行增加農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款發(fā)放可以有效規(guī)避貸款價格競爭,維持一定的利潤空間[3]。第二,農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款具有較高的進入壁壘,而農(nóng)商行在這一領(lǐng)域具有較大優(yōu)勢。由于農(nóng)戶和中小企業(yè)財務(wù)透明度低,缺乏有效的信用信息,并且難以提供合格的抵押品[13-14],現(xiàn)階段開拓這一部分客戶群體需要進行大量的專業(yè)化投入,如加大物理網(wǎng)點建設(shè)、開展農(nóng)戶信用評級以及優(yōu)化貸款審批和監(jiān)督流程等[15-19],這些投入形成了農(nóng)戶和中小企業(yè)信貸的進入門檻。農(nóng)商行作為地方法人銀行,根植于農(nóng)村地區(qū),具有地緣優(yōu)勢和信息優(yōu)勢,在開展農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款業(yè)務(wù)方面具有較大的優(yōu)勢。據(jù)此本文提出如下研究假設(shè):

研究假設(shè)1:直接融資發(fā)展能夠促使農(nóng)商行回歸本源,加大對農(nóng)戶和中小企業(yè)的信貸支持力度。

研究假設(shè)2:直接融資發(fā)展加劇了金融脫媒,從而推動農(nóng)商行回歸本源。

三、研究設(shè)計與數(shù)據(jù)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文主體數(shù)據(jù)為2010—2016年1 020家農(nóng)商行數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來源為中國銀行保險監(jiān)督管理委員會(以下簡稱銀保監(jiān)會)內(nèi)部監(jiān)管數(shù)據(jù),包含了農(nóng)商行的資產(chǎn)負債、貸款結(jié)構(gòu)和經(jīng)營情況等詳細指標。本文的農(nóng)商行樣本分布于全國24個省份(樣本地理分布見表1),具有很強的代表性。本文還涉及縣域企業(yè)的上市和發(fā)債情況,其中上市公司為A股上市公司,企業(yè)債券包括公司債券、企業(yè)債券、中期票據(jù)、短期融資券、資產(chǎn)支持證券和定向工具,原數(shù)據(jù)來自Wind資訊,經(jīng)作者整理得到縣級層面的企業(yè)上市和發(fā)債信息。此外,縣級統(tǒng)計數(shù)據(jù)來自《中國縣域統(tǒng)計年鑒》,通過查閱各省統(tǒng)計年鑒補充其中缺失值。

表1 樣本地理分布

(二)變量選取

1.被解釋變量:對農(nóng)戶和中小企業(yè)的金融支持。本文利用農(nóng)商行農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占總貸款的比重(r_agriloan)來度量農(nóng)商行對農(nóng)戶和中小企業(yè)的金融支持。為了更全面地考察農(nóng)商行對農(nóng)戶和中小企業(yè)的金融支持,本文也利用農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款總量以及農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款增速等指標進行穩(wěn)健性檢驗。數(shù)據(jù)來源為銀保監(jiān)會內(nèi)部監(jiān)管數(shù)據(jù)。

2.核心解釋變量:直接融資。對于縣域企業(yè)而言,其主要的直接融資方式包括股票市場融資和債券市場融資,因此本文利用縣域企業(yè)上市或發(fā)債的狀況來度量直接融資(direct)。當縣域企業(yè)存在直接融資時,則將direct賦值為1。原數(shù)據(jù)來源于Wind資訊,經(jīng)作者整理得到。

3.控制變量。本文從農(nóng)商行和縣級兩個層面選取控制變量:農(nóng)商行層面選取改制狀況(reform)、資產(chǎn)規(guī)模(asset)、資本充足率(car)、存貸比(ldr)及法人股占比(holding);縣級層面選取均國內(nèi)生產(chǎn)總值(gdppc)、第二產(chǎn)業(yè)占比(secondary)、第三產(chǎn)業(yè)占比(tertiary)、政府財政自給(fiscal)及農(nóng)戶人均農(nóng)業(yè)機械總動力(tav)。農(nóng)商行層面的控制變量來源于銀保監(jiān)會內(nèi)部監(jiān)管數(shù)據(jù),縣級層面控制變量來源于《中國縣域統(tǒng)計年鑒》和各省統(tǒng)計年鑒。

(三)基準回歸模型設(shè)定

本文基準回歸方程設(shè)定如下:

r_agriloanit=α0+α1directit+α2controlit+τi+λt+εit

(Ⅰ)

在(Ⅰ)式中,i表示農(nóng)商行及其所在的縣級地區(qū),t表示年份。被解釋變量r_agriloan表示農(nóng)商行對農(nóng)戶和中小企業(yè)的金融支持;核心解釋變量direct表示直接融資發(fā)展;control表示農(nóng)商行和縣級層面控制變量。為解決不可觀測的遺漏變量問題,本文控制了農(nóng)商行個體固定效應(yīng)τi和年份固定效應(yīng)λt,通過控制雙向固定效應(yīng),可以消除不隨時間變化的農(nóng)商行異質(zhì)性、縣級異質(zhì)性和宏觀周期的影響。為控制面板數(shù)據(jù)潛在的自相關(guān)和異方差問題,本文將回歸系數(shù)的標準誤聚類到農(nóng)商行層面。估計系數(shù)α1即為本文關(guān)注的直接融資發(fā)展對農(nóng)商行農(nóng)戶和中小企業(yè)金融支持的影響。表2匯報了基準回歸中涉及的主要變量定義及描述性統(tǒng)計,其中12.50%的樣本存在直接融資,分布于22個省份。

表2 主要變量定義及描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果

(一)基準回歸結(jié)果

表3匯報的基準回歸結(jié)果,顯示了直接融資發(fā)展對農(nóng)商行信貸結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響。(1)列僅控制了個體固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng),回歸結(jié)果顯示直接融資發(fā)展與本地區(qū)農(nóng)商行的農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占比存在顯著的正相關(guān)性,表明直接融資發(fā)展能夠促進農(nóng)商行調(diào)整信貸結(jié)構(gòu),增進金融普惠。(2)列進一步控制縣級特征變量,(3)列則同時控制住縣級特征變量和銀行特征變量,結(jié)果一致表明,在1%的顯著性水平下,直接融資發(fā)展能夠促進農(nóng)商行農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占比提升。并且,在(1)(2)(3)三列逐步添加控制變量的過程中,direct估計系數(shù)的顯著性和大小均未發(fā)生明顯變化,說明基準回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。進一步考察基準回歸結(jié)果的經(jīng)濟顯著性,樣本期內(nèi)直接融資發(fā)展導(dǎo)致農(nóng)商行的農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占比增加了4.7%,具有較大的經(jīng)濟意義。

表3 基準回歸結(jié)果

根據(jù)(3)列的回歸結(jié)果,農(nóng)信社改制(reform)對農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占比有正向的促進作用,與馬九杰等[20]的研究結(jié)論一致,農(nóng)信社市場化改制有助于金融支農(nóng)。存貸比(ldr)對農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占比存在顯著的負面作用,表明存貸比越高的農(nóng)商行非農(nóng)傾向越為嚴重。法人股占比(holding)對農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占比有顯著的正向影響,說明穩(wěn)步提升法人股比例、優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)有助于促進農(nóng)商行回歸本源。人均GDP(lngdppc)與農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占比存在顯著的負向關(guān)系,可能是因為經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)農(nóng)商行可選擇的非農(nóng)客戶較多,因此其服務(wù)“三農(nóng)”與中小企業(yè)的意愿較低。農(nóng)戶人均農(nóng)機總動力(lntav)對農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占比存在顯著的促進作用,一方面可能是因為現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程催生了大量的資金需求,另一方面是因為農(nóng)機設(shè)備為農(nóng)商行發(fā)放涉農(nóng)貸款提供了合格抵押物。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢與動態(tài)效應(yīng)檢驗。本文的研究設(shè)計要求是,直接融資發(fā)生之前,存在直接融資與不存在直接融資地區(qū),或者利用直接融資較早與較晚地區(qū)的農(nóng)商行,在農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占比的變動趨勢上保持一致。為驗證上述假定,并考察直接融資對農(nóng)商行信貸結(jié)構(gòu)調(diào)整的動態(tài)效應(yīng),本文參考已有研究采用事件研究法(Event Study)進行檢驗,回歸方程設(shè)定如下:

(Ⅱ)

圖2 平行趨勢與動態(tài)效應(yīng)檢驗

2.PSM-DID回歸。本文在探討直接融資發(fā)展對農(nóng)商行回歸本源的影響過程中,可能會面臨不可觀測的遺漏變量或者反向因果等內(nèi)生性問題,為了增強基準回歸結(jié)論的穩(wěn)健性,更換匹配方式,采用PSM-DID進行檢驗。首先,利用Probit 模型,估計每個縣域使用直接融資的傾向得分;其次,通過核匹配法(Kernel Matching)確定權(quán)重,并施加“共同支持”(Common Support)條件;最后,使用PSM方法匹配好的樣本進行DID檢驗。表4匯報了PSM-DID的回歸結(jié)果,其中(1)列僅控制個體和年份固定效應(yīng),(2)列進一步控制了縣級特征變量,(3)列在此基礎(chǔ)上又控制了銀行特征變量。上述三列的回歸結(jié)果表明,直接融資發(fā)展能夠顯著促使農(nóng)商行提高農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占比,推動其回歸本源;觀察回歸系數(shù)的經(jīng)濟顯著性,與基準回歸結(jié)果差別不大,進一步說明本文的基準回歸結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性。

表4 PSM-DID回歸

3.變量替換。為確保變量度量的準確性,對核心解釋變量和被解釋變量進行了替換,確保回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。第一,將核心解釋變量替換為direct 滯后1期(direct _1),回歸結(jié)果見表5中(1)列。這樣做的好處有兩點:一是緩解農(nóng)商行信貸結(jié)構(gòu)對地區(qū)直接融資發(fā)展存在的潛在反向因果問題;二是圖2的動態(tài)效應(yīng)分析顯示直接融資發(fā)展的效應(yīng)存在滯后性,滯后1期的直接融資發(fā)展對農(nóng)商行的農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占比的估計系數(shù)更大,證明了滯后效應(yīng)的存在。第二,將被解釋變量分別替換為農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款對數(shù)值(lnagriloan)、農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款增速(g_agriloan)以及農(nóng)戶貸款戶數(shù)對數(shù)值(lnhushu),回歸結(jié)果見(2)(3)(4)三列。近年來,中小銀行的金融市場業(yè)務(wù)不斷擴張,信貸資產(chǎn)總量持續(xù)縮水,出現(xiàn)了金融“脫實向虛”現(xiàn)象[21-22]。由此可能會出現(xiàn)銀行對農(nóng)戶和中小企業(yè)的實際信貸供給沒有變化,但是農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占比卻上升的現(xiàn)象。為了規(guī)避這種現(xiàn)象的干擾,本文用農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款對數(shù)值、農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款增速兩個指標進行替換檢驗。利用農(nóng)戶貸款戶數(shù)對數(shù)值進行替換檢驗,可以更好地衡量農(nóng)商行的農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款的覆蓋面。表5中進行變量替換的回歸結(jié)果一致表明,直接融資發(fā)展對農(nóng)商行農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款投放具有顯著的促進作用。

表5 變量替換

4.加入“地區(qū)—年份”固定效應(yīng)。近年來,黨中央和國務(wù)院高度重視普惠金融的發(fā)展,在2015年政府工作報告中明確提出要讓所有市場主體都能分享金融服務(wù)的雨露甘霖,并出臺了《推進普惠金融發(fā)展規(guī)劃(2016—2020年)》,力爭到2020年,建立與全面建成小康社會相適應(yīng)的普惠金融服務(wù)和保障體系。在中央的大力推動下,各省市可能也會因地制宜,先后出臺一些符合當?shù)貙嶋H情況的政策,促進銀行金融普惠,增加農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款。為了控制不同省市隨時間變化的特征,本文在回歸中加入了“地區(qū)—年份”固定效應(yīng),從而得到更為干凈的因果識別結(jié)果[23]。表6匯報了在基準回歸中加入“地區(qū)—年份”固定效應(yīng)得到的結(jié)果,其中(1)和(2)列控制了“省份—年份”固定效應(yīng),(3)和(4)列控制了“城市—年份”固定效應(yīng)?？梢钥吹?加入“地區(qū)—年份”固定效應(yīng)之后,直接融資發(fā)展對農(nóng)商行農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占比的影響仍然顯著為正,與基準回歸結(jié)果相比,系數(shù)大小也沒有出現(xiàn)顯著變化,進一步增強了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

表6 加入地區(qū)—年份固定效應(yīng)

5.安慰劑檢驗。對于本文的一個潛在威脅是:直接融資發(fā)展對于農(nóng)商行結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響是由某些偶然因素驅(qū)動的。為此,本文參照既有研究[24-25],通過安慰劑檢驗排除這一潛在的質(zhì)疑。首先,從樣本中隨機抽取縣域,假定其存在直接融資,每年抽取的數(shù)量與實際情況保持一致,從而構(gòu)造出虛擬的直接融資發(fā)展狀況。其次,基于虛擬樣本,按照(Ⅰ)式的設(shè)定進行回歸,得到核心估計系數(shù)α1。最后,利用蒙特卡洛模擬將上述操作重復(fù)1 000次,得到回歸系數(shù)α1的分布(見圖3)。由圖3可知,虛擬樣本回歸得到的估計系數(shù)α1大體呈現(xiàn)以0為中心的正態(tài)分布,而基準回歸得到的真實估計系數(shù)α1為0.047,且在1%的顯著性水平下不為零。這說明本文的結(jié)果不是由偶然因素驅(qū)動的,直接融資發(fā)展確實能夠促使農(nóng)商行增加農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占比,提高金融普惠水平。

圖3 安慰劑檢驗

五、進一步分析

(一)機制分析

由理論分析可知,直接融資發(fā)展通過金融脫媒渠道作用于農(nóng)商行的信貸結(jié)構(gòu),促使其加大對農(nóng)戶和中小企業(yè)的信貸供給,進而回歸本源。為實證檢驗金融脫媒這條渠道的存在,本文從縣域企業(yè)的資本市場再融資狀況和企業(yè)從成立到利用資本市場融資的時間兩個方面進行考察。第一,企業(yè)資本市場再融資狀況。資本市場再融資是指上市企業(yè)在證券市場上進行的直接融資,主要包括配股、增發(fā)和發(fā)行可轉(zhuǎn)換債券[26-27]。企業(yè)資本市場再融資越活躍,對銀行貸款的擠出效應(yīng)越大,金融脫媒的程度越高。第二,企業(yè)從成立至利用資本市場融資的時間。關(guān)系型信貸是農(nóng)商行開展信貸業(yè)務(wù)的重要方式,企業(yè)從成立至利用資本市場融資的時間越長,越有可能與農(nóng)商行建立密切的借貸關(guān)系,此時企業(yè)利用資本市場融資對農(nóng)商行的沖擊也越大,金融脫媒的程度也越高?；谏鲜龇治?如果金融脫媒的渠道存在,那么當其他條件相同時,一個地區(qū)的企業(yè)資本市場再融資越活躍、企業(yè)從成立至利用資本市場融資的時間越長,農(nóng)商行的農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占比會越高。具體回歸方程設(shè)定如下:

r_agriloanit=κ0+κ1disinterit+κ2direct_amtit+κ3controlit+τi+λt+εit

(Ⅲ)

其中,disinterit表示i縣t年企業(yè)的資本市場再融資次數(shù)(refinance)或者企業(yè)從成立至利用資本市場融資的時間(duration)?？刂谱兞糠矫?除了基準回歸中控制的銀行特征變量和縣級特征變量,本文還控制了i縣t年企業(yè)的直接融資次數(shù)(direct_amtit),從而確保回歸比較的是在其他條件相同的情況下,縣域企業(yè)的資本市場再融資次數(shù)和企業(yè)從成立至利用資本市場融資的時間對農(nóng)商行信貸結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響。表7匯報了相關(guān)回歸結(jié)果,其中(1)和(2)列顯示資本市場再融資次數(shù)(refinance)在5%的水平下對農(nóng)商行的農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占比具有顯著的促進作用;(3)和(4)列顯示企業(yè)從成立至利用資本市場融資的時間(duration)也在5%的水平下對農(nóng)商行的農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占比存在顯著的正向影響。上述結(jié)果一致表明,直接融資發(fā)展通過金融脫媒的渠道,促使農(nóng)商行回歸本源,增加對農(nóng)戶和中小企業(yè)的金融支持。

表7 機制分析

(二)異質(zhì)性分析

直接融資發(fā)展對于農(nóng)商行回歸本源的作用,也受到農(nóng)商行自身及所在地區(qū)特征的影響,本文從農(nóng)商行市場份額及其所在地區(qū)的土地確權(quán)進度兩個層面進行異質(zhì)性分析。

1.農(nóng)商行市場份額。直接融資的門檻較高,因此能夠利用直接融資的企業(yè)往往規(guī)模大實力強,其在選擇貸款銀行時也會優(yōu)先選擇實力強的銀行。這就意味著,農(nóng)商行在當?shù)氐氖袌鰟萘υ綇?越有可能與這些企業(yè)形成借貸關(guān)系,受直接融資發(fā)展的沖擊也越大。本文利用農(nóng)商行在當?shù)匦刨J市場的份額(share)來度量其市場勢力,進行異質(zhì)性分析。農(nóng)商行市場份額(share)的計算方式為:農(nóng)商行貸款總量/當?shù)亟鹑跈C構(gòu)貸款總量,其中農(nóng)商行貸款總量來自銀保監(jiān)會內(nèi)部監(jiān)管數(shù)據(jù),當?shù)亟鹑跈C構(gòu)貸款總量來自《中國縣域統(tǒng)計年鑒》。表8中(1)列匯報了相關(guān)回歸結(jié)果:在10%的顯著性水平下,直接融資發(fā)展對農(nóng)商行農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占比的影響與農(nóng)商行市場份額有關(guān),市場份額越大,直接融資發(fā)展對農(nóng)商行回歸本源的作用越大。

表8 異質(zhì)性分析

2.土地確權(quán)進度。中國農(nóng)村集體土地確權(quán)登記旨在將農(nóng)村集體土地所有權(quán)確認到集體成員,從而提升集體成員的土地承包經(jīng)營權(quán)穩(wěn)定性,這一方面提升了農(nóng)戶的抵押融資能力[28],另一方面也增加了農(nóng)戶的資本投資需求[29]?；谏鲜龇治?土地確權(quán)提升了農(nóng)戶有效資金需求和抵押融資能力,為農(nóng)商行回歸本源創(chuàng)造了條件,因此土地確權(quán)進度越快的地方,直接融資發(fā)展對農(nóng)商行回歸本源的作用越大。我國的農(nóng)地確權(quán)采取試點先行、逐步擴大范圍的方式,農(nóng)地確權(quán)試點可以分為四個階段。第一階段(2009—2010年)以村組為單位,在8個試點村開展;第二階段(2011—2012年)以鄉(xiāng)鎮(zhèn)為單位,在50個縣開展;第三階段(2013年)以縣為單位,在105個縣開展;第 四階段(2014—2016年)以縣為單位,探索整省推進[30]。鑒于此,本文構(gòu)建了指標 landit表示i縣t年是否進行了農(nóng)地確權(quán)試點,由于本文使用的樣本為縣級層面,所以僅考慮第三階段及以后以縣為單位開展的農(nóng)地確權(quán)試點。基于各地土地確權(quán)進度的異質(zhì)性分析結(jié)果見表8中(2)列,結(jié)果表明,在1%的顯著性水平下,直接融資發(fā)展對農(nóng)商行農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占比的影響與土地確權(quán)進度有關(guān),土地確權(quán)進度越快,直接融資發(fā)展對農(nóng)商行回歸本源的作用越大。

六、結(jié)論與政策啟示

隨著我國資本市場發(fā)展提速,直接融資在社會融資中所占比重越來越大,并使我國原有的金融體系發(fā)生巨大改變。其中一個重要改變是,銀行在社會資金融通中的作用逐漸下降,其對公信貸業(yè)務(wù)受到直接融資的擠壓。在此背景下,本文探討了直接融資發(fā)展能否促使農(nóng)商行回歸本源,更多地服務(wù)農(nóng)戶和中小企業(yè),進而提升縣域金融普惠水平。基于1 020家農(nóng)商行的樣本數(shù)據(jù),本文發(fā)現(xiàn):第一,直接融資發(fā)展能夠顯著促使農(nóng)商行回歸本源,增加農(nóng)戶和中小企業(yè)貸款占比;第二,農(nóng)商行市場份額越大、所在地區(qū)土地確權(quán)進度越快,直接融資發(fā)展對農(nóng)商行回歸本源的促進作用越大;第三,直接融資發(fā)展通過金融脫媒的渠道促進了農(nóng)商行回歸本源。

本文的政策啟示體現(xiàn)在以下兩點,第一,健全資本市場功能,提高直接融資比重。本文研究表明,提高直接融資比重,有助于符合條件的企業(yè)享受成本低廉且更加便利的金融服務(wù),同時促使農(nóng)商行擴大普惠金融覆蓋面,更好地滿足農(nóng)戶和中小企業(yè)的資金需求。因此,應(yīng)加快健全中國特色多層次資本市場體系,增強直接融資包容性,拓寬直接融資入口。第二,改善農(nóng)村地區(qū)信貸環(huán)境,引導(dǎo)農(nóng)商行專注于農(nóng)村和小微信貸市場,增強其金融服務(wù)的包容性。面對直接融資的發(fā)展,農(nóng)商行原有的經(jīng)營模式面臨巨大的挑戰(zhàn),唯有回歸本源,專注于農(nóng)村和小微信貸市場,農(nóng)商行才能獲得新發(fā)展。然而,相比于城市地區(qū),農(nóng)村地區(qū)仍然面臨信用體系建設(shè)落后、抵質(zhì)押品缺乏等問題,不利于引導(dǎo)農(nóng)商行回歸本源,加大農(nóng)村地區(qū)信貸投放。為營造農(nóng)村地區(qū)良好的信貸環(huán)境,政府部門應(yīng)進一步加強農(nóng)村地區(qū)信用信息建設(shè)、拓寬農(nóng)村抵質(zhì)押品范圍以及加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村部門大數(shù)據(jù)共享等,從而為農(nóng)商行回歸本源創(chuàng)造良好的條件。