梁富程 周 威 嚴靜蕾

（浙江工商大學，浙江 杭州 310018）

一、引言

黨的十九大報告指出，三農問題是關系國計民生的根本性問題，必須始終把解決好三農問題作為全黨工作重中之重。目前我國農村地區(qū)信貸市場嚴重的信息不對稱使得金融服務存在抑制現(xiàn)象，在此背景下，農村經(jīng)濟要得到發(fā)展，就要高度重視農村金融機構如何為農村建設、農民消費及農業(yè)產業(yè)企業(yè)提供有效貸款問題。歷年來，我國政府出臺了大量促進農村經(jīng)濟及農村信貸發(fā)展的政策，其中財政支農與金融支農的良好協(xié)作使得財政手段成為引導金融資源向農村配置的有效創(chuàng)新手段。財政支農政策旨在利用有限的財政獎補引導金融支農，起到財政支農資金的杠桿撬動作用，真正發(fā)揮其“四兩撥千斤”的效果。本文研究的縣域金融機構涉農貸款增量獎勵政策正是財政支農政策的創(chuàng)新舉措之一。

縣域金融機構涉農貸款增量獎勵政策于2009年首次提出并在部分地區(qū)進行試點，2010年，中央一號文件再次完善與落實該政策，引導更多信貸資金投向三農領域；2013年，全國性擴大試點范圍；2020年，普惠金融發(fā)展專項資金提前下達預算指標，政策支持力度不斷加強。該激勵政策正是我國促進農村經(jīng)濟發(fā)展政策的創(chuàng)新之舉，是解決三農問題及促進鄉(xiāng)村振興的有效舉措。

二、文獻綜述

（一）涉農貸款相關研究

國內外眾多研究表明發(fā)展中國家存在嚴重的農村金融抑制現(xiàn)象（Kochar，1997）。金融抑制現(xiàn)象影響有政府干預行業(yè)的發(fā)展結構，從而抑制農業(yè)發(fā)展及農民收入水平的提高，其明顯體現(xiàn)在涉農貸款發(fā)放量的不足。關于涉農貸款對于農村經(jīng)濟發(fā)展及農民收入水平提高的重要性，王向楠（2011）通過分析指出涉農貸款能顯著增加我國農業(yè)產出；孫同全和潘忠（2019）發(fā)現(xiàn)不同階段的農業(yè)貸款均對農業(yè)發(fā)展具有正向影響；行偉波和張思敏（2021）針對涉農貸款增量的研究指出涉農貸款在一定條件下能夠顯著促進農村經(jīng)濟的發(fā)展與收入水平的提高?？梢?，涉農貸款增量獎勵政策對農村地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展有著極為重要的支持作用。

（二）財政支農政策相關研究

國內外學者普遍認為財政政策在支持農業(yè)發(fā)展中具有重要意義。Hartarska et al.（2015）認為政府的各項財政支農政策以及低息貸款是彌補農村資金不足和促進農業(yè)可持續(xù)發(fā)展及提升發(fā)展水平的重要途徑。謝平和徐忠（2006）認為政府對利率政策的調控會導致農村信貸市場價格扭曲與資金短缺，降低農村金融服務水平，此時公共財政應當發(fā)揮應有的作用，以促進農村金融的可持續(xù)發(fā)展。羅東和矯?。?014）認為應加大財政支農資金量，同時優(yōu)化資金結構和完善資金導向。杜興端和徐萬剛（2011）認為財政支農、金融支農與農業(yè)發(fā)展之間存在協(xié)整關系，財政支農是農業(yè)發(fā)展的格朗杰原因，對農業(yè)發(fā)展具有長期的正向支持作用。

但是，目前財政支農政策對促進農業(yè)發(fā)展與提升農村經(jīng)濟水平的作用有限（黃壽峰，2016）。王峰虎和謝小平（2010）認為財政支農的“失位”及投入不足導致農村金融供給不足，使得農村金融發(fā)展滯后；劉天琦和宋俊杰（2020）認為多部門政策的分散化、碎片化以及項目預算績效管理不健全，制約財政支農政策發(fā)揮作用。王謙和李超（2016）研究發(fā)現(xiàn)財政支農效率存在區(qū)域異質性，因此各地區(qū)應結合自身不足，有針對性地從資金管理水平和使用效率上縮小地區(qū)差異。馬九杰等（2020）認為現(xiàn)階段農村金融機構改革顯著提高了金融支農的水平，但由于其服務對象差異，普通農戶的融資問題仍未得到充分解決。

（三）文獻評述

金融抑制是導致農村金融發(fā)展滯后的重要原因之一，多數(shù)學者認為涉農貸款與農村經(jīng)濟增長間存在緊密關系，通過增加涉農貸款發(fā)放能夠有效緩解金融抑制，促進農村經(jīng)濟增長和提高農民收入。國內外學者對財政支農、涉農貸款采取不同的研究方法，認為涉農貸款受財政政策力度影響，推動財政支農與金融支農相結合能夠有效緩解貸款錯配?；诖?，本文致力于研究財政獎補政策對涉農貸款增量的促進作用，同時依據(jù)國家政策試點的推進歷程，分析政策的區(qū)域異質性，比較不同區(qū)域的實施效果。

三、制度背景與研究假說

（一）制度背景

近年來，我國政府頒布了大量支持三農的政策，近期開始嘗試利用財政政策手段引導金融資源流向農村地區(qū)。2009年，財政部印發(fā)《財政縣域金融機構涉農貸款增量獎勵資金管理暫行辦法》，首次將黑龍江、山東、河南、湖南、新疆、云南納入試點范圍。2010年，《財政縣域金融機構涉農貸款增量獎勵資金管理辦法》出臺，在首批6個省份的基礎上擴大范圍，增設河北、內蒙古、遼寧、吉林、江蘇、安徽、江西、湖北、廣西、四川、陜西、甘肅等12 個省份。隨后，《關于進一步擴大財政縣域金融機構涉農貸款增量獎勵試點范圍的通知》中明確表示，自2013 年起，政策試點范圍新增山西、福建、海南、重慶、貴州、西藏、青海等7地。2016年，《普惠金融發(fā)展專項資金管理辦法》中提出，實施涉農貸款增量獎勵政策的地區(qū)包括河北、山西、內蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、江蘇、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣西、海南、四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、新疆等25 個省份。金融機構增量獎勵政策試點范圍如表1所示。

表1 縣域金融機構增量獎勵政策試點范圍

經(jīng)過多地試點實踐，貸款增量獎勵政策已初見成效。2019年，關于修訂發(fā)布《普惠金融發(fā)展專項資金管理辦法》的通知，提出農村金融機構定向費用補貼政策。這一政策有助于引導和鼓勵金融機構主動填補農村金融服務空白，專項資金安排支出用于對符合條件的新型農村金融機構（指經(jīng)銀保監(jiān)會批準設立的村鎮(zhèn)銀行、貸款公司、農村資金互助社3 類農村金融機構）和西部基礎金融服務薄弱地區(qū)的銀行業(yè)金融機構（網(wǎng)點）給予一定補貼，支持農村金融組織體系建設，擴大農村金融服務覆蓋面。2010年，財政部就已經(jīng)發(fā)布基礎金融服務薄弱地區(qū)名單，涉及2255 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，涵蓋內蒙古、廣西、四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆在內的12個省份。

嵌入式計算機在接到指定任務后，必須在規(guī)定時間內給出實時應答，這是區(qū)別嵌入式計算機與通用計算機的一個重要特征，實時性涉及到硬件的性能、軟件的中斷管理和調度算法等。

（二）研究假說

長期以來，我國金融支農整體效率較低，農村地區(qū)金融資源配置失衡（黃壽峰，2016），農村金融機構支農積極性較低，壓抑農戶有效貸款需求，加重農村金融的薄弱性；農村發(fā)展的緩慢更加削弱縣域金融機構發(fā)放涉農貸款的積極性，造成縣域金融機構貸款發(fā)放有顧慮，農村貸款需求不能充分滿足，打壓農戶貸款欲望，進一步削弱金融機構支農積極性，形成惡性循環(huán)。大量研究表明，財政支農和農村金融兩者之間具有較強的功能互補性，兩者有機結合，可以解決農村資金大量外流而導致農村融資需求難以得到有效滿足的困境（杜興端和徐萬剛，2011）。理論上，財政對縣域金融機構涉農貸款方面的獎勵能夠激發(fā)金融機構服務三農的積極性，有效抑制農村金融資源的外流，緩解農村地區(qū)金融服務抑制現(xiàn)象，在金融資源配置中起到虹吸作用。因此，為促進農村經(jīng)濟的穩(wěn)步發(fā)展，我國頒布了一系列支農政策，利用財政政策引導金融資源流向農村，發(fā)揮涉農貸款增量獎勵政策作用，緩解農村金融服務抑制現(xiàn)象，促進財政支農與金融支農相互協(xié)調。這種通過引導金融機構的行為實現(xiàn)間接支農的措施，相比于財政直接支農，能夠更加放大支農效應。綜上，本文提出第一個研究假設：

假設1：涉農貸款增量獎勵政策對金融機構涉農貸款發(fā)放量具有正向激勵作用，能夠有效引導金融資源流向農村地區(qū)。

我國地域廣闊，不同地區(qū)間自然地理和經(jīng)濟社會方面差距較大，對政策的反應程度不盡相同，且我國公共財政投入長期以來存在著明顯的區(qū)域差異（王謙和李超，2016）。蔣俊朋等（2011）研究表明，東中西三大區(qū)域財政支農投入在區(qū)域分布上明顯呈“東高中低”的基本格局，中部地區(qū)財政支農投入規(guī)模較小、力度較弱。因此，中西部地區(qū)對農村經(jīng)濟發(fā)展關注度普遍較高，當?shù)亟鹑跈C構對該獎勵政策的反應程度更大，能夠促使當?shù)亟鹑跈C構改變“嫌貧愛富”的作風與態(tài)度，在中西部地區(qū)，該政策更能以有限的財政資金激發(fā)金融機構服務低收入人群的熱情，加大貸款發(fā)放量。所以不可否認，不同地區(qū)金融機構對該獎勵政策的反應程度有所不同。據(jù)此，本文提出第二個研究假設：

假設2：涉農貸款增量獎勵政策對金融機構涉農貸款發(fā)放量的促進作用具有區(qū)域異質性，并且中西部地區(qū)政策實施效果更為顯著。

四、政策評估模型設計

（一）準自然實驗設計和模型構建

本文采用雙重差分模型（DID）對政策實施效果進行評估，使用嚴格外生的政策實施虛擬變量作為核心解釋變量，同時控制省份和年份固定效應，避免模型內生性問題。考慮到政策在不同省份實施年份不同（6個省份在2009年開始實施，12個省份在2010年開始實施，7個省份在2013年開始實施），故本文借鑒Beck et al.（2010）的研究方法，建立多期DID模型：

其中，ln_Arg_loanst,i為被解釋變量，表示第t個省份第i年涉農貸款余額的對數(shù)；treatt,i為核心解釋變量，系數(shù)β為評估涉農貸款增量獎勵政策效果的主要依據(jù)，如果β顯著為正，則說明該政策對涉農貸款發(fā)放量具有明顯的促進作用；Controlst,i為控制變量；μt為省份固定效應；τt為年份固定效應；εt,i為隨機擾動項。

（二）變量體系

1.被解釋變量。涉農貸款，是指依據(jù)《涉農貸款專項統(tǒng)計制度》統(tǒng)計的農戶貸款、農村企業(yè)及各類組織貸款。財政支農旨在發(fā)揮財政政策的指引促進作用，有效緩解因當前金融機構“嫌貧愛富”現(xiàn)狀而造成的金融服務不均衡（丁攀等，2020）。本文選取31 個省份歷年涉農貸款余額數(shù)據(jù)作為被解釋變量，并對原數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理。

3.控制變量。參考已有的研究方法（丁攀等，2020），控制變量體系由經(jīng)濟發(fā)展、金融發(fā)展和農村生活三個層面構成。其中，經(jīng)濟發(fā)展層面包括各省份GDP、社會零售總額、財政支出、農村農戶固定投資支出、第一產業(yè)增加值數(shù)據(jù)；金融發(fā)展層面包括金融機構歷年存款和貸款分別占當年GDP 比重；農村生活層面包括農村居民生活消費支出、農村居民可支配收入和農村人口占總人口比重。同時為了控制變量的異方差，在進行回歸時對部分數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理。

（三）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

基于數(shù)據(jù)有效性和可得性，本文采用2009—2018年省級面板數(shù)據(jù)，控制變量數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國金融年鑒》及各省份歷年統(tǒng)計年鑒，涉農貸款數(shù)據(jù)均來自《中國農村金融服務報告》。各變量描述性統(tǒng)計如表2所示，所有數(shù)據(jù)單位均為億元。

表2 描述性統(tǒng)計

五、涉農貸款增量獎勵政策實施效果實證檢驗及結果分析

（一）平行趨勢檢驗

雙重差分的重要前提是政策實施前試點省份和非試點省份具有相同的變化趨勢。借鑒Beck et al.（2021）的方法，構建雙向固定模型進行檢驗：

其中，treat-j表示政策實施前j年；treat+j表示政策實施后j年。在控制省份和年份固定效應的前提下，如果政策實施前的時間點系數(shù)均與0無顯著差異，則可以認為在政策實施前滿足平行趨勢。

如圖1所示，政策實施前試點省份和非試點省份無明顯區(qū)別，滿足平行趨勢。政策實施后，系數(shù)顯著為正，表明涉農貸款增量獎勵政策對金融機構涉農貸款發(fā)放量有正向刺激作用，且這一作用在政策實施后的前4年有明顯上升趨勢。

圖1 平行趨勢檢驗

（二）基準回歸

利用省級面板數(shù)據(jù)進行回歸，同時控制省份和年份固定效應，結果如表3所示。列（1）至（4）分別報告了依次加入各層面控制變量后的回歸結果。從結果來看，隨著控制變量的加入，核心解釋變量回歸系數(shù)不斷減小但始終顯著為正，可見涉農貸款增量獎勵政策的實施確實對當?shù)厣孓r貸款量的增加有顯著的促進作用，且政策實施的省份涉農貸款額平均增加10.29%。

表3 基準回歸結果

從控制變量角度看，在經(jīng)濟發(fā)展層面，社會消費零售總額的增長會對涉農貸款發(fā)放量有促進作用，而其他變量回歸系數(shù)均不顯著。在金融服務發(fā)展層面，當前金融機構存款余額占GDP 比重越高，當?shù)厣孓r貸款的發(fā)放量隨之增加。在農村生活層面，農村居民消費性支出的增長對涉農貸款的發(fā)放額具有顯著的正向作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證上述結論的穩(wěn)健性，本文選用不同統(tǒng)計口徑下的農林牧漁業(yè)貸款和農戶貸款替換原被解釋變量進行回歸分析。表4報告了回歸結果，列（1）為基準回歸結果，列（2）和列（3）分別為以農林牧漁業(yè)貸款和農戶貸款的自然對數(shù)為被解釋變量的回歸結果。結果顯示，在替換被解釋變量后核心解釋變量系數(shù)依然顯著為正，與前文結論一致。因此，該政策顯著促進各地金融機構涉農貸款發(fā)放量的結論是穩(wěn)健的。

表4 穩(wěn)健性檢驗

（四）安慰劑檢驗

為進一步驗證試點省份涉農貸款增長是由涉農貸款增量獎勵政策引起的，借鑒王立勇等（2020）的方法進行反事實檢驗。從樣本中隨機抽取25個省份作為處理組，并從2009—2018 年中隨機抽取一個年份作為政策實施年份進行基準回歸。重復500 次隨機試驗，得到對應的系數(shù)和p 值矩陣，通過二維圖形可視化，結果如圖2 所示。可以看到，大部分p 值在1%顯著水平下都不顯著，真實政策效應明顯異于安慰劑檢驗結果，因此可以判定試點省份涉農貸款增長是由涉農貸款增量獎勵政策引起。

圖2 安慰劑檢驗

（五）區(qū)域異質性分析

長期以來，我國公共財政投入存在著明顯的區(qū)域差異。在中西部農村地區(qū)尤其是縣級以下地區(qū)，常年依靠財政補貼維持政府機構的運行。在自然地理和社會經(jīng)濟條件具有明顯差異的現(xiàn)實背景下，我國財政金融支農政策效應存在明顯的區(qū)域差異（溫濤和董文杰，2011）。因此，考慮到政策在不同地區(qū)的實施效果可能存在差異性，按照國家經(jīng)濟地理將總樣本分為東、中、西部三個子樣本分別進行回歸分析。

區(qū)域異質性回歸結果如表5 所示。從回歸結果來看，該政策在東部地區(qū)實施效果并不顯著，在中西部地區(qū)實施效果顯著。從刺激效果來看，該政策的實施使中部地區(qū)涉農貸款平均增長13%、西部地區(qū)涉農貸款平均增長22%，說明該政策的刺激效果在西部地區(qū)更強。這一結果產生的原因，一方面在于東部地區(qū)經(jīng)濟較為發(fā)達，其發(fā)展重心在于城市金融體系建設，同時因為后期管理不當導致大量農業(yè)貸款被移作他用，導致財政金融支農政策效果在東部表現(xiàn)不佳（溫濤和董文杰，2011）；另一方面，由于長期以來中西部地區(qū)金融排斥和金融抑制程度高于東部地區(qū)，所以對當?shù)亟鹑跈C構發(fā)放涉農貸款予以財政獎勵的政策能夠迅速提高當?shù)厣孓r貸款發(fā)放量。因此，在經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，財政政策在財政與金融協(xié)調發(fā)展中的主導地位和作用突出。

六、結論及政策建議

本文采用2009—2018 年省級面板數(shù)據(jù)，構建多期雙重差分模型對涉農貸款增量獎勵政策實施效果進行評估?；貧w結果顯示：第一，涉農貸款增量獎勵政策能夠有效刺激試點省份金融機構涉農貸款發(fā)放量，實現(xiàn)財政獎補撬動金融支農“四兩撥千斤”的作用。第二，穩(wěn)健性檢驗和安慰劑檢驗結果顯示，涉農貸款增量獎勵政策促進試點省份涉農貸款增量這一結論是穩(wěn)健的。第三，政策實施效果存在區(qū)域一致性，對中西部地區(qū)影響較大，而東部地區(qū)金融水平發(fā)展較高，金融支農體系較為完善，財政獎補作用并不顯著，刺激效果自西向東遞減。

由本文實證分析可見，財政獎補政策能夠有效利用財政政策調動金融機構積極性，引導金融資源流向農村地區(qū)和中西部地區(qū)，實現(xiàn)財政與金融的良好循環(huán)。因此，本文提出以下政策建議：一是持續(xù)實行財政獎補政策并逐步推廣至全國，實時追蹤獎勵資金，自下而上反饋，確保獎勵資金的及時到位，切實發(fā)揮獎勵政策作用。二是中央財政與地方財政緊密配合，充分發(fā)揮財政政策杠桿作用，實施針對性財政補貼、財政獎補、稅收優(yōu)惠等政策，扶持農村地區(qū)金融機構發(fā)展。三是針對各地區(qū)金融發(fā)展水平不同實施差異化獎補政策，獎補力度和中央財政出資比例向中西部地區(qū)傾斜，支持中西部地區(qū)農村經(jīng)濟發(fā)展。