Inclusive Finance Effect under the Asymmetric Allocation of Equity and Control Rights of Rural Commercial Banks
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摘要: 农村信用社省联合社(简称省联社)的存在改变了农村商业银行的公司治理结构，呈现了省联社、大小股东和高级管理人员共同参与的公司治理模式，但鲜有研究对此进行精准刻画并分析其影响。由省联社通过省政府的行政授权获得了原属于农村商业银行股东部分控制权的现象，提炼为农村商业银行股权和控制权非对称配置理论，并通过农村商业银行董事会中省联社委派董事的数量占比，精确衡量非对称配置程度，实证检验股权和控制权非对称配置对农村商业银行开展普惠金融的影响，发现：股权和控制权非对称配置会增强农村商业银行的普惠金融效应，促进涉农贷款和小微贷款的发放。利用农村商业银行IPO引发的股权和控制权非对称配置程度变化这一外生事件，检验其对普惠金融的影响，结果仍然稳健。进一步研究表明，相比于民营企业，当第一大股东为同业农村商业银行时，会强化非对称配置下的普惠金融效应；省联社委派董事是否持股不会影响股权和控制权非对称配置下的普惠金融水平。不同于以往对省联社的批判性研究，结果表明省联社模式对助力农村商业银行开展普惠金融服务具有一定的积极意义。
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关键词:
- 农村商业银行 /
- 股权和控制权非对称配置 /
- 普惠金融 /
- 公司治理
Abstract: The provincial associations has changed the corporate governance structure of rural commercial banks, presenting a corporate governance model including provincial associations, major shareholders, minority shareholders and senior managers, but there are few studies have accurately characterized this and analyzed its influences.This paper defines the phenomenon that the provincial association obtains partial control rights of shareholders through the administrative authorization of the provincial government as the theory of asymmetric allocation of equity and control rights in rural commercial banks for the first time, measures the degree of asymmetric allocation through the proportion of appointed directors by provincial associations, and tests the impact of asymmetric allocation of equity and control rights on the inclusive finance in rural commercial banks empirically. The study found that the asymmetric allocation of equity and control rights will enhance the financial inclusion effect, increase agriculture-related loans and small micro loans of rural commercial banks. This paper also used the IPO of rural commercial banks as an exogenous event to identify the influence of asymmetric allocation about equity and control rights on financial inclusion, the results are still robust. Further research shows that, compared with private enterprises, when the largest shareholder is rural commercial bank, the financial inclusion effect under asymmetric allocation will be strengthened. Whether the directors appointed by provincial association hold shares or not will have no effect on the level of financial inclusion under the asymmetric allocation of equity and control rights. Different from the previous critical research on the provincial associations, this paper shows that the provincial association has a certain positive significance in developing inclusive finance of rural commercial banks. -
一. 问题提出
农村商业银行是我国践行普惠金融的主力军，成立伊始就肩负服务“三农”和小微企业的社会责任。为完善农村商业银行服务普惠金融的制度保障，2003年，银监会发文《农村信用社省(自治区、直辖市)联合社管理暂行规定》(银监发〔2003〕14号)，规定各省政府组建专项机构省联社。在省联社的职能要求中，第一条就是督促各行社贯彻执行国家及部委制定的金融方针、政策、法规，落实支农工作。但在现实实践中，农村商业银行是形式上具有完整公司治理结构的商业性金融机构，省联社的干预与股东对自身权利行使的要求是并存的，不同于上级机构对下级机构的单方面行政指令，农村商业银行的股东会对省联社的安排进行抵制。比如2017年，常熟银行董事会就以投票形式否决了省联社提名的两名高级管理人员。那么，省联社的存在能否构成农村商业银行对普惠金融履行持续性承诺的重要力量呢？
已有关注省联社的研究主要集中在两个方面。一是将省联社作为具有行政属性的准政府机构，从政府干预金融市场的视角展开研究。周立认为，省联社的行政属性能够有效保证农村商业银行在商业化运营的同时兼顾政策性目标的实现[1]。张正平等证明了省联社在“亚政府”性质下对农村商业银行的行政干预，能够有效提高其涉农贷款和小微贷款的投放水平[2]。然而，仅仅将省联社作为一项外部干预的行政力量研究省联社的影响是不够的，省联社的干涉会影响农村商业银行内部的公司治理，引发省联社和股东之间的控制权矛盾。农村商业银行本应按照现代公司治理体制运作，但省联社却通过“政府授权”下的权力扩张，不同程度上控制了辖内农村商业银行的股东选择、高管选聘、薪酬设定、分红派息甚至信贷审批等事宜，获得了本该属于股东的多项权利，造成农村商业银行内部的股权和控制权非对称配置现象。二是目前大部分文献均关注省联社模式对农村商业银行财务绩效的影响，认为省联社模式制约了农村商业银行的自主经营和长远发展[3-5]。但仅仅研究财务绩效并不能很好地体现农村商业银行的功能定位，社会绩效也是农村商业银行功能的重要方面。然而，现有研究农村商业银行社会绩效的文献或是从农村商业银行内部的股权性质角度出发[6]，或是将省联社作为外在的行政干预力量进行分析[2]，均未能将省联社纳入农村商业银行公司治理体系的内部框架，对这种独特的股权和控制权非对称配置下农村商业银行的社会绩效进行研究。
因此，本文首次研究农村商业银行股权和控制权非对称配置下的普惠金融效应。作者手工收集了2010—2020年89家农村商业银行的非平衡面板数据，通过农村商业银行董事会中省联社委派董事的数量占比，量化股权和控制权非对称配置程度。实证研究表明，股权和控制权非对称配置增强了农村商业银行的普惠金融效应，提升了农村商业银行涉农贷款和小微贷款的发放水平。利用农村商业银行IPO引发的股权和控制权非对称配置程度变化这一外生事件，检验其对普惠金融的影响。研究发现，伴随着IPO后股东权力增强，省联社对农村商业银行控制权剥夺程度降低，农村商业银行的股权和控制权非对称配置程度减弱，农村商业银行的普惠金融服务水平也随之显著降低，证实了结论的稳健性。进一步研究表明，相比于民营企业，当第一大股东为同业农村商业银行时，会强化非对称配置下的普惠金融效应。同时，省联社委派的董事是否持股不会影响股权和控制权非对称配置下农村商业银行的普惠金融水平。
本文的创新之处有以下三点。第一，不同于以往将省联社管理作为单纯政府性质的行政干预，本文开创性地将省联社与股东之间的博弈提炼为农村商业银行的股权和控制权非对称配置理论，刻画了不同于国有企业和我国其他类型银行的特殊公司治理模式。即省联社通过省政府的行政授权，获得了原属于农村商业银行股东的多项权利，造成农村商业银行的股东无法享受与所持股份相匹配的控制权，而不持有农村商业银行股份的省联社却可以享受一定程度的控制权。本文从公司治理的视角为分析农村商业银行中省联社的作用搭建了基本的理论框架。第二，本文创新性地衡量了农村商业银行的股权和控制权非对称配置程度。农村商业银行股权和控制权非对称配置程度的衡量具有挑战性，不同于双重股权结构中股权和控制权的非对称程度可以直接用现金流权和投票权展开比较，
省联社拥有的农村商业银行股权数均为零，但对各农村商业银行股东控制权的剥夺程度却不尽相同，难以量化。因此，本文聚焦于农村商业银行董事会的数量结构，从省联社和股东各自委派的董事数量规模对比衡量两者对农村商业银行的控制权大小，并透过农村商业银行IPO后股权和控制权非对称配置程度发生变化这一外生事件，严谨地论证股权和控制权非对称配置造成的影响。第三，本文从股权和控制权非对称配置视角研究农村商业银行的普惠金融效应，从公司治理的角度出发丰富了农村商业银行社会绩效的研究文献，拓展了农村商业银行社会绩效影响因素的相关研究。
本研究具有很强的现实意义。随着省联社行政管理职能和农村商业银行商业化运营模式之间矛盾的日益凸显，深化省联社改革问题刻不容缓。2022年1月，银保监会召开工作会议指出，要“一省一策”，加快推进农信社改革。随后各省的省联社改革迈入实质性阶段，广东、浙江、江苏等省份率先完成省联社改革路径选择，部分农村商业银行如东莞农村商业银行、普宁农村商业银行也相继脱离省联社的管控。本文的研究对优化省联社职能、完善农村商业银行公司治理、进一步促进农村商业银行提升普惠金融服务水平具有较强的参考价值。
二. 概念提出和理论假设
一 农村商业银行股权和控制权非对称配置概念的提出
控制权安排问题是公司治理领域的核心内容。Grossman和Hart[7]、Harris和Raviv[8-9]提出，最优的公司股权结构是现金流权(股权)和投票权(控制权)等比例配置，因为在“一股一票”的公司治理架构下，股东的权责相匹配，能够有效抑制内部人控制问题，保护投资者，尤其是中小投资者的权利。但是，随着双重股权结构、金字塔结构、交叉持股等股权和控制权分离形式的兴起，学者们产生了不同的观点[10-13]，其中，以双重股权结构的研究最为丰富[14]。实践中，谷歌、脸书、百度、京东等公司均采用双重股权结构成功上市。双重股权结构打破了“一股一票”的公司治理规则，在现金流权相等的情况下，创始人和发起人持有的股票享有超额投票权，而普通投资者持有的股票不享有超额投票权。双重股权结构虽能防止恶意收购的发生，让公司构筑起免受投资者短视压力影响的防御机制而更聚焦于长期战略的发展[15]，但却会导致企业内部私人控制权收益的膨胀，增加公司的代理成本[16]。可见，股权和控制权非对称配置对企业经营的影响尚无定论。
我国农村商业银行的股东也存在控制权缺失的状况。2003年国务院出台的《深化农村信用社改革试点方案的通知》(国发〔2003〕15号)和2004年中国人民银行、银监会印发的《关于明确对农村信用社监督管理职责分工的指导意见》两份文件，确立了省联社对农村商业银行的管理职权。省联社由辖内基层农信社“自下而上”入股组成，却根据省政府授权“自上而下”对各农信社进行管理和指导。各省省联社通过省政府的行政授权，拥有对辖内农村商业银行股东选择、高管任命、薪酬指导、股利政策等多项权利，甚至可以直接插手信贷投放。省联社的行政管理在农村商业银行的发展初期，起到了健全内控、化解风险等方面的积极作用，然而随着我国农信系统的改革与发展，省联社的行政性过度干涉与农村商业银行的市场化发展路径之间的矛盾日益加深。其中，人事提名权分歧是农村商业银行和省联社矛盾公开化的重要体现。2017年4月，常熟银行超过三分之二的董事联袂否决了江苏省联社提名的副行长人选；同年5月，张家港农村商业银行董事会上也举手否决了江苏省联社的高管提名。
我国农村商业银行的股权和控制权非对称配置具有特殊性，主要体现在以下三个方面。首先，我国农村商业银行的股权和控制权非对称配置具有强烈的中国特色。这种非对称配置根源于省联社的行政赋权，省政府通过行政化的方式组建省联社来对辖内的农村信用机构进行管理，农村商业银行的股东在省联社行政性的干涉下被迫让渡部分按股权比例理应享有的控制权。其次，省联社可以完全不持有农村商业银行股份而享有一定程度上的控制权，构成了区别于双重股权结构这类传统股权和控制权非对称配置结构的安排。最后，与国外常见的双重股权制度以及我国国有企业的股权和控制权分离均不同的，传统形式的股权和控制权分离聚焦于不同股东之间的博弈，但我国农村商业银行股权和控制权分离聚焦于不持有股份的省联社和持有股份的股东两者之间的控制权争夺。
因此，农村商业银行的股权和控制权非对称配置是指，在省联社的参与下，农村商业银行股东的股权和控制权并不匹配，省联社以零持股比例通过行政赋权拿到了股东应享有的控制权，而股东的控制权小于股权对应的份额，造成了农村商业银行内部公司治理结构层面的股权和控制权非对称配置。
农村商业银行特殊治理模式下的公司委托代理问题，因涉及省联社、股东、高管三方之间的利益博弈而变得更为复杂。在传统公司治理理论中，股东通过董事会间接对经理层进行监督约束。农村商业银行作为独立法人机构，本应按照“三会一层”的制衡机制进行公司治理，由股东大会推举产生董事，再由董事召开董事会选举产生董事长、任命高管，由监事会选举产生监事长。但在现实中，农村商业银行的高管却由省联社行政任命，由省联社按干部考核机制进行官员调动，董事会选举反而流于形式。在经典委托代理理论中，高管的行为决策不会仅以股东利益最大化为出发点，还会考虑自身的私人收益。而农村商业银行的高管不仅是股东的代理人，也是省联社的代理人，因此，在农村商业银行的公司治理结构下，高管的行为决策要在自身收益、股东意愿和省联社意志三者之间进行平衡。具体而言，农村商业银行公司治理模式如图 1所示。
二 理论假设
农村商业银行自成立起就具有经济利益和社会责任的双重目标属性[17]，服务普惠金融是其实现社会目标的重要表现形式。然而，省联社和农村商业银行的股东开展普惠金融的积极程度不尽相同。省联社一直较为重视农村商业银行普惠金融的发展，因为省联社的重要职责就是贯彻落实国家的政策方针。《农村信用社省(自治区、直辖市)联合社管理暂行规定》(银监发〔2003〕14号)明确指出，省联社职能的第一条就是“督促各行社贯彻执行国家及部委制定的金融方针、政策、法规，落实支农工作”。普惠金融已成为国家战略，农业是普惠金融的薄弱领域，因此以县域为服务主体的省联社是普惠金融的重要力量。各省联社也将普惠金融服务水平纳入农村商业银行考核指标体系，以激励农村商业银行社会绩效的实现。但对股东而言，农村商业银行的财务可持续性才是其首要目标。当农村商业银行的社会绩效和经营绩效无法兼顾时，作为理性经济人的股东会更多地追求利润最大化，而相对忽视普惠金融的使命与责任。此时，省联社的控制权优势就会得以体现，省联社的强制性干预能够压制股东的营利性诉求，进而显著提升农村商业银行的普惠金融投放水平。
将经典的公司委托代理理论运用到农村商业银行中可以发现，农村商业银行的高管不仅是股东的代理人，同时也是省联社的代理人。农村商业银行的高管会对普惠金融的政策进行选择性执行[18]，股东和省联社控制权之间的配置程度决定了高管行为模式的倾向性。当农村商业银行的股权和控制权非对称配置程度较强，即省联社在与股东的控制权博弈中处于有利地位时，农村商业银行的高管行为决策会更多地照顾省联社的诉求而相对忽视股东的利益；相反，当农村商业银行的股权和控制权非对称配置程度较弱，即省联社在与股东的控制权博弈中处于不利地位时，农村商业银行的高管行为决策会更多地照顾股东的诉求而相对忽视省联社的意志。因此，在农村商业银行的社会绩效和经营绩效面临选择时，如果农村商业银行股权和控制权非对称配置程度严重，农村商业银行的高管将会偏向于更多地执行省联社的指令，加大农村商业银行普惠金融贷款的投放力度；反之，如果农村商业银行的股权和控制权非对称配置程度较轻，农村商业银行的高管将会倾向于更多地执行股东的指令，减少农村商业银行普惠金融贷款的投放力度。
综上，提出本文的假设：农村商业银行股权和控制权非对称程度越高，普惠金融效应就越强。
三. 研究设计
一 样本与数据
为研究股权和控制权非对称配置对农村商业银行普惠金融效应的影响，本文选取了2010—2020年来自CSMAR、Wind和手工整理的各农村商业银行官网年报的89家农村商业银行的非平衡面板数据作为研究对象。样本涵盖安徽、福建、广东、湖北、吉林、江苏、江西、辽宁、内蒙古、青海、山东、陕西、四川、浙江14个省(自治区)，因各农村商业银行年报公布时间的不连续性、公布内容的不一致性、统计口径的差异性等问题，最后找到共计377个观测值来进行实证研究。为控制极端值的影响，对涉及的连续性变量均在1%和99%水平上进行缩尾处理。
二 变量选择
1 因变量
本文的因变量是农村商业银行的普惠金融效应。现有关于普惠金融发展水平的衡量大多基于宏观区域性范畴，通过地区营业网点数量、存贷款占GDP比重等指标来量化普惠渗透度、使用度和效用度水平[19-23]，鲜有文献单独从微观金融机构的视角出发研究农村商业银行的普惠金融服务水平。本文借鉴张正平等[2]的研究，通过各农村商业银行年报中公布的实际信贷投放方向来衡量其普惠金融效应，具体包括涉农贷款占比和小微贷款占比两个维度。其中：
涉农贷款占比=涉农贷款余额/贷款余额
小微贷款占比=小微贷款余额/贷款余额
在年报中公布涉农贷款余额和小微贷款余额的农村商业银行数量有限，且统计口径存在差异。为更全面系统地进行实证研究，本文采用提取各农村商业银行年报中关键词的方式进行补充分析。具体而言，用“普惠、涉农、三农、支农、小微、支小”这六个关键词在农村商业银行年报中出现的频次来衡量该农村商业银行的普惠服务水平；用“涉农、三农、支农”这三个关键词在农村商业银行年报中出现的频次来衡量该农村商业银行的支农服务水平；用“小微、支小”这两个关键词在农村商业银行年报中出现的频次来衡量该农村商业银行的支小服务水平。其中：
普惠金融服务水平=“普惠、涉农、三农、支农、小微、支小”出现频次/总频次×100
支农服务水平=“涉农、三农、支农”出现频次/总频次×100
支小服务水平=“小微、支小”出现频次/总频次×100。①
2 核心解释变量
本文的核心解释变量是农村商业银行的股权和控制权非对称配置程度。在传统公司治理框架中，股东大会、董事会和经理人员之间的制衡机制构成了所有者对公司控制权实现的基础路径。其中，董事会治理是现代公司治理的核心内容，能够引导监督经理人员管控银行的运行发展。Iliev和Roth[24]的研究证明了董事会中董事类型在传递和实施企业社会责任方面的重要作用。本文借鉴马新啸等[25]、柳学信等[26]和刘汉民等[27]对国企董事会治理的研究，从省联社委派董事进入董事会参与董事会投票的角度，衡量省联社参与农村商业公司治理的程度，以揭示股权和控制权非对称配置影响农村商业银行决策机制的“黑箱”。
因此，本文从农村商业银行董事会治理的视角出发，用董事会中省联社委派董事和股东委派股权董事的数量规模对比来衡量农村商业银行内部省联社和股东的话语权强弱，以明晰股权和控制权非对称配置下农村商业银行的普惠金融效应。本文的核心自变量用省联社委派的董事数量与董事会总数量规模比来直观反映农村商业银行股东的控制权被剥夺程度，即：
股权和控制权非对称配置程度=省联社委派董事数/董事会总人数。
3 控制变量
本文基于现有对农村商业银行进行实证研究的文献[6, 28-29]，控制变量从农村商业银行自身资产人员规模、风险盈利水平等特征方面选取，具体包括银行规模、拨备覆盖率、资产负债率、存贷比、机构员工数、资产收益率和不良贷款率。同时，本文也对本地区经济金融发展情况的区域宏观层面进行控制。具体变量的定义和描述性统计结果详见表 1。
表 1 变量定义和描述性统计结果变量名称 变量定义 数量/个 均值 标准差 最小值 最大值 非对称配置程度 省联社委派董事数/董事会总人数 377 0.273 0.070 0.100 0.636 普惠金融服务水平 “普惠、涉农、三农、支农、小微、支小”出现频次/总频次×100 377 0.111 0.085 0.000 0.401 支农服务水平 “涉农、三农、支农”出现频次/总频次×100 377 0.051 0.045 0.000 0.238 涉农贷款占比 涉农贷款余额/贷款余额 104 0.497 0.299 0.019 0.979 支小服务水平 “小微、支小”出现频次/总频次×100 377 0.041 0.036 0.000 0.160 小微贷款占比 小微贷款余额/贷款余额 95 0.488 0.207 0.007 0.845 银行规模 总资产的对数值 377 15.450 1.214 12.750 18.420 拨备覆盖率 贷款损失准备/不良贷款余额 377 2.665 1.389 0.782 8.595 资产负债率 负债总额/资产总额 377 0.917 0.024 0.848 1.000 存贷比 贷款余额/存款余额 377 0.694 0.101 0.439 1.036 机构员工数 银行员工数的对数值 377 6.989 0.980 4.990 9.076 资产收益率 净利润/总资产 377 0.009 0.003 0.001 0.016 不良贷款率 不良贷款余额/贷款余额 377 0.021 0.012 0.005 0.072 经济发展程度 人均GDP的对数 377 11.560 0.667 10.020 12.840 产业结构 第一产业生产总值/地区生产总值 377 5.157 3.981 0.300 16.270 金融发展水平 区域银行业金融机构贷款余额/地区生产总值 377 1.371 0.584 0.643 4.154 地方政府财政支出 地方政府一般预算支出/地区生产总值 377 0.144 0.061 0.065 0.315 根据表 1的描述性统计结果可知，农村商业银行股权和控制权非对称配置程度的均值是0.273，最低可至0.1，最高可达0.636。也就是说，省联社委派的董事数量最大情况下可以超过董事会总人数规模的一半，平均占比是27.2%，省联社对农村商业银行的干预程度总体较高，不同农村商业银行的股权和控制权非对称配置程度差异明显。在农村商业银行公布的信息中，普惠金融服务水平最小值为0，最大值为0.401%，标准差为0.085%，说明不同农村商业银行对普惠金融的重视程度存在较大的差异，研究影响农村商业银行普惠金融效应的影响因素具有很强的现实意义。支农服务水平的最大值为0.238%，最小值为0;涉农贷款占比最高可达97.9%，最低可至1.9%；支小服务水平的最大值为0.16%，最小值为0；小微贷款占比最高可至84.5%，最低不到1%，说明各农村商业银行的涉农信贷投放和小微信贷投放均存在显著区别。
三 实证模型
本文构建如下双向固定效应模型检验股权和控制权非对称配置对农村商业银行普惠金融效应的影响：
IFit=α0+β0Xit+γ0 Controls it+ Year t+μi+εit 其中，i=1, …，n表示农村商业银行的个体，t表示时间。被解释变量IFit代表农村商业银行的普惠金融效应大小，具体包括农村商业银行的普惠金融服务水平、支农服务水平、涉农贷款占比、支小服务水平和小微贷款占比五个指标。核心解释变量Xit为农村商业银行的股权和控制权非对称配置程度，将用省联社委派董事数与董事会总人数之比这个指标来衡量，以期从董事会数量结构的角度测度省联社和股东的控制权配置程度。Controlsit表示控制变量，主要包含农村商业银行自身的特征变量和地区经济金融发展水平两个维度。Yeart表示年度效应，μi表示个体效应，εit为随机误差项。
四. 实证回归结果
一 基准回归结果
表 2报告了基于上述模型的回归结果，列(1)、(2)、(3)、(4)、(5)分别为普惠金融服务水平、支农服务水平、涉农贷款占比、支小服务水平和小微贷款占比。由表 2可知，在控制了农村商业银行自身特征和区域特征以及银行固定效应和年度固定效应后，股权和控制权非对称配置程度与农村商业银行普惠金融效应显著正相关。具体而言，(1)列普惠金融服务水平在1%的水平上正向显著，(2)列支农服务水平在5%的水平上正向显著，(3)列涉农贷款占比在5%的水平上正向显著，(4)列支小服务水平在10%的水平上正向显著，(5)列小微贷款占比在5%的水平上正向显著。因此，本文的理论假说得以印证，即农村商业银行股权和控制权非对称配置程度越高，普惠金融效应就越强。
表 2 农村商业银行股权与控制权非对称配置下的普惠金融效应回归结果变量 (1)
普惠金融服务水平(2)
支农服务水平(3)
涉农贷款占比(4)
支小服务水平(5)
小微贷款占比股权和控制权非对称
配置程度0.320*** 0.173** 0.482** 0.081* 0.534** (0.117) (0.070) (0.199) (0.047) (0.229) 资产负债率 0.047* 0.010 0.031 0.028* 0.147 (0.027) (0.014) (0.080) (0.016) (0.292) 资产负债率 -0.013*** -0.005* 0.035*** -0.005** 0.018 (0.005) (0.003) (0.01) (0.002) (0.016) 资产负债率 0.087 0.059 -0.036 0.019 -1.011 (0.154) (0.097) (0.305) (0.066) (0.836) 存贷比 -0.105* -0.086** -0.201 -0.018 -0.031 (0.059) (0.036) (0.235) (0.031) (0.313) 机构员工数 0.058 0.034* 0.080 -0.001 0.036 (0.036) (0.018) (0.087) (0.019) (0.262) 资产收益率 -0.218 -0.144 -1.493 0.391 2.967 (2.075) (0.807) (4.616) (1.126) (9.077) 不良贷款率 0.400 0.412 3.787* 0.084 5.294 (0.547) (0.315) (1.873) (0.264) (5.725) 经济发展程度 -0.030 -0.050 0.277* 0.026 0.036 (0.066) (0.038) (0.16) (0.030) (0.136) 产业结构 0.012 0.005 0.089** 0.007 0.055 (0.01) (0.006) (0.039) (0.004) (0.119) 金融发展水平 -0.023 0.005 -0.218* -0.018 -0.162 (0.035) (0.023) (0.123) (0.014) (0.229) 地方政府财政支出 -0.452 -0.450*** 2.207* -0.058 -0.036 (0.275) (0.154) (1.093) (0.139) (1.649) 常数项 -0.771 0.173 -4.261* -0.709* -1.898 (0.888) (0.478) (2.158) (0.424) (4.361) 银行固定效应 YES YES YES YES YES 年度固定效应 YES YES YES YES YES 观测值/个 377 377 104 377 95 R2 0.759 0.731 0.434 0.691 0.499 注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的统计水平上显著，括号内为标准误，下表同。 从控制变量来看，在农村商业银行自身特征层面，银行资产规模越大，普惠金融服务水平就越高；银行拨备覆盖率越高，涉农贷款占比就越大；机构员工数量越多，越会促进支农服务水平的提升。在地区经济金融特征层面，产业结构对农村商业银行的涉农贷款占比具有显著的正向影响，说明在第一产业占比较高的地区，涉农贷款的投放也会增多；而金融发展水平与农村商业银行的涉农贷款占比负向相关，这可能是因为当该地区金融发展水平较高时，对涉农贷款的信贷投放需求减少。
二 稳健性检验
1 更换自变量的稳健性检验
本文对自变量的度量方法进行了稳健性检验。具体地，由于董事会中独立董事在省联社和股东博弈中态度的不确定性，因此在衡量农村商业银行股权和控制权非对称配置程度时，将上文所用的“农村商业银行股权和控制权非对称配置程度=省联社委派董事数/董事会总人数”替换为“农村商业银行股权和控制权非对称配置程度替换变量=省联社委派董事数/(董事会总人数—独立董事总人数)”，重新进行实证回归，结果如表 3所示。可以看到，除(4)列支小服务水平的系数不显著外，(1)列普惠金融服务水平、(2)列支农服务水平、(5)列小微贷款占比均在5%的水平上显著为正，(3)列涉农贷款占比在1%的水平上显著为正，进一步支持了本文的假说是基本稳健的，同时可以说明独立董事的存在并不会影响省联社和农村商业银行股东在普惠金融投放方面的博弈。
表 3 更换变量回归结果变量 (1)
普惠金融服务水平(2)
支农服务水平(3)
涉农贷款占比(4)
支小服务水平(5)
小微贷款占比股权和控制权非对称
配置程度替换变量0.158** 0.092** 0.368*** 0.031 0.627** (0.073) (0.044) (0.131) (0.026) (0.245) 控制变量 YES YES YES YES YES 银行固定效应 YES YES YES YES YES 年度固定效应 YES YES YES YES YES 观测值/个 377 377 104 377 95 R2 0.756 0.729 0.422 0.689 0.516 2 更换样本的稳健性检验
本文还对样本的选取进行了稳健性检验。现阶段，农村商业银行的运行和管理多种模式并行，除了受省联社管理的农村商业银行外，还有部分农村商业银行不受省联社的管控。比如2022年，东莞农村商业银行、普宁农村商业银行就响应省联社改革的号召, 相继脱离广东省联社而选择独立。此外，地处四大直辖市的北京农村商业银行、上海农村商业银行、天津农村商业银行和重庆农村商业银行并未成立省联社，这四家农村商业银行的股权和控制权非对称配置程度为0。由于上述研究样本不包含不存在省联社的情况，因此这部分的稳健性检验加入了在本文窗口期(即2010—2020年)提到的四家直辖市的农村商业银行部分数据，将实证研究的样本量扩展到存在股权和控制权非对称配置为0的情况。由表 4的分析结果可知，股权和控制权非对配置对农村商业银行的普惠金融服务水平、支农服务水平、涉农贷款占比、支小服务水平和小微贷款占比仍然具有显著的正向影响，再次印证了前文结果是稳健的。
表 4 更换样本回归结果变量 (1)
普惠金融服务水平(2)
支农服务水平(3)
涉农贷款占比(4)
支小服务水平(5)
小微贷款占比股权和控制权非对称
配置程度0.308*** 0.166** 0.349** 0.079* 0.451** (0.114) (0.0691) (0.166) (0.0460) (0.205) 控制变量 YES YES YES YES YES 银行固定效应 YES YES YES YES YES 年度固定效应 YES YES YES YES YES 观测值/个 413 413 132 413 105 R2 0.749 0.724 0.376 0.677 0.506 五. 进一步分析
一 IPO事件冲击下的农村商业银行普惠金融效应
上文通过董事会席位的角度，虽能将农村商业银行的股权和控制权非对称配置程度进行量化，但也存在以下两个方面的问题。一是，由于省联社委派给农村商业银行的董事数量在一定时期内基本保持不变，因此难以精准识别股权和控制权非对称配置的变动对普惠金融效应的影响。二是，用董事会数量结构来衡量股权和控制权非对称配置程度有一定的局限性，省联社和股东在农村商业银行控制权上的博弈是多维度的，不仅仅体现在董事会的席位上。因此，需要更明确的识别策略来验证股权和控制权非对称配置对农村商业银行普惠金融效应的影响。
为更严谨地论证上文的研究结论，进一步选取了农村商业银行IPO事件这项外生冲击来更好地检验股权和控制权非对称配置程度变化对农村商业银行普惠金融效应的影响。在农村商业银行IPO事件发生后，农村商业银行的股权和控制权非对称配置程度会显著降低，因为已上市的农村商业银行市场化程度相对更高，受到省联社的干涉力度更小，并且农村商业银行IPO与否和自身服务普惠金融的水平并无直接性关联。因此，选取农村商业银行IPO事件来看股权和控制权非对称配置程度的变化是合适的。由于各农村商业银行上市的时间节点不同，本部分构筑多期DID模型进行实证检验，公式如下：
IFit=α1+β1 Bank i× Time t+γ1 Controls it+ Year t+μi+εit 其中，i=1, …，n表示农村商业银行的个体，t表示时间。被解释变量IFit代表农村商业银行的普惠金融效应指标，具体包括普惠金融服务水平、支农服务水平、涉农贷款占比、支小服务水平和小微贷款占比五个方面。核心解释变量Banki×Timet为一项交互项，当某农村商业银行发生IPO事件时，Banki则赋值为1，其余为0；当年份大于等于某农村商业银行IPO事件的年份时，Timet则赋值为1，其余为0。Banki和Timet两项相乘得到模型的核心自变量，主要关注该交叉项前的系数。Controlsit表示控制变量，主要包含农村商业银行自身的特征变量和地区经济金融发展水平两个维度。Yeart和μi分别表示年份层面和银行层面的固定效应，εit为误差项。
由表 5的回归结果可知，IPO事件发生后，即当农村商业银行股权和控制权非对称配置程度降低时，(1)列普惠金融服务水平、(2)列支农服务水平和(3)列支小服务水平的系数均显著为负，说明农村商业银行的普惠金融效应与股权和控制权的非对称配置程度是正向相关的。②这再次印证了本文的假设，即农村商业银行的股权和控制权非对称程度越高，普惠金融效应就越强；反之，农村商业银行的股权和控制权非对称配置程度越低，普惠金融效应就越弱。
表 5 IPO事件冲击下的农村商业银行普惠金融效应回归结果变量 (1)
普惠金融服务水平(2)
支农服务水平(3)
支小服务水平银行上市分组虚拟变量×
上市完成时间虚拟变量-0.045*** -0.024*** -0.017** (0.015) (0.009) (0.008) 控制变量 YES YES YES 银行固定效应 YES YES YES 年度固定效应 YES YES YES 观测值/个 377 377 377 R2 0.754 0.726 0.691 二 股权性质会否影响股权和控制权非对称配置下农村商业银行的普惠金融效应
省联社对农村商业银行普惠金融效应的施加效果在自身意愿之外，更加受自身能力的掣肘。省联社并非农村商业银行完全意义上的行政控制机构，不能构成稳定影响农村商业银行服务普惠金融等经营行为的制度性力量。因此，随着股东权利意识的觉醒，拥有所有权的农村商业银行股东并不赋予省联社不受约束的控制权，不同股权结构下的农村商业银行股东会同省联社就普惠金融服务的开展进行程度不一的反抗，最终影响农村商业银行的普惠金融效应大小。
在我国农村商业银行内部存在多种形式的股权性质，包括同业股权、国企股权、民企股权和境外股权，不同类型的股东对省联社关于普惠金融激励政策的反应程度存在差异，从而影响农村商业银行股权和控制权非对称配置下的普惠金融水平。其中，同业股权反映了农村商业银行彼此之间的交叉持股和互相投资，省联社积极鼓励辖域内的各农村商业银行交叉持股。比如，2020年1月，四川遂宁农村商业银行投资609.5万股入股四川大英农村商业银行获批；同年9月，江西新建农村商业银行、江西赣昌农村商业银行入股江西横峰农村商业银行。由于同一省份内的各农村商业银行都归属于同一家省联社管理，因此省联社可以通过省内的各农村商业银行互相投资以提高省联社在省农信系统内的话语权，进而影响股权和控制权的非对称配置程度。为衡量股权性质对股权和控制权非对称配置下农村商业银行普惠金融效应的调节作用，本文参考Reich等[30]的研究方法，通过构建以下模型，以农村商业银行的第一大股东属于民企股权为参照组，对比当农村商业银行的第一大股东为同业股权时，是否会对股权和控制权非对称配置下的普惠金融效应产生不同程度的影响。
IFit=α2+∑s≠mcβ2[Π{ type =s}×Xit]+γ2 Controls it+ Year t+μi+εit (3) 其中，i=1, …，n表示农村商业银行的个体，t表示时间。被解释变量IFit代表农村商业银行的普惠金融效应指标，具体包括普惠金融服务水平、支农服务水平、涉农贷款占比、支小服务水平和小微贷款占比五个方面。核心解释变量为股权和控制权非对称配置×同业股权这个交互项，主要关注交互项前的系数。Controlsit表示控制变量，主要包含农村商业银行自身的特征变量和地区经济金融发展水平两个维度。Yeart和μi分别表示年度层面和银行层面的固定效应，εit为误差项。
表 6的回归结果显示，在(1)列普惠金融服务水平和(2)列支农服务水平中，同业股权与股权和控制权非对称配置程度的乘积在5%的水平上正向显著，说明相比于民企股权，同业股权由于归属同一省联社管理，更加倾向于遵从省联社关于增强普惠金融服务水平的决策。
表 6 股权性质的调节作用回归结果变量 (1)
普惠金融服务水平(2)
支农服务水平(3)
涉农贷款占比(4)
支小服务水平(5)
小微贷款占比股权和控制权非对称
配置×同业股权0.080** 0.042** 0.011 0.014 -0.023 (0.036) (0.021) (0.061) (0.013) (0.096) 控制变量 YES YES YES YES YES 银行固定效应 YES YES YES YES YES 年度固定效应 YES YES YES YES YES 观测值/个 377 377 104 377 95 R2 0.759 0.732 0.407 0.692 0.489 三 省联社委派董事是否持股会否影响股权和控制权非对称配置下农村商业银行的普惠金融效应
省联社委派的董事能否完全代表省联社的意志值得研究。由省联社任命的董事，尤其是兼任农村商业银行高管的董事虽根据省联社的行政任命进行考核和调动，受到省联社政治晋升激励的影响，但按照现代公司治理理论，高管的行为理应以股东的权益最大化为原则，当农村商业银行的高管持有农村商业银行的股份时，受到经济激励的高管同股东之间利益的一致性会愈发增强，造成高管普惠金融行为决策的不确定性。因此，本部分主要研究省联社委派的董事在省联社政治激励和股东经济激励双重影响下的选择问题，实证检验了省联社委派董事是否持股对股权和控制权非对称配置下普惠金融的调节作用。
根据表 7的回归结果可知，从(1)列到(5)列的所有列中，股权和控制权非对称配置×省联社委派董事是否持股这项交叉项前的系数均不显著，说明省联社委派董事是否持股并不会构成股权和控制权非对称配置对普惠金融效应影响的因素。这可能是由于省联社委派的董事持股比例普遍较小，构成的经济激励力度较弱，且省联社委派的董事年龄普遍较小，政治晋升的激励作用相对更强，因此省联社委派的董事是否持股不会影响股权和控制权非对称配置下农村商业银行的普惠金融效应。
表 7 省联社委派董事是否持股的调节作用回归结果变量 (1)
普惠金融服务水平(2)
支农服务水平(3)
涉农贷款占比(4)
支小服务水平(5)
小微贷款占比股权和控制权非对称配置 0.202 0.116 0.001 0.054 0.019 (0.132) (0.076) (0.202) (0.066) (0.380) 省联社委派董事是否持股 -0.077* -0.027 -0.039 -0.022 0.109 (0.046) (0.023) (0.120) (0.020) (0.101) 股权和控制权非对称配置
×省联社委派董事是否持股0.260 0.118 -0.223 0.063 -0.634 (0.168) (0.085) (0.588) (0.075) (0.617) 控制变量 YES YES YES YES YES 银行固定效应 YES YES YES YES YES 年度固定效应 YES YES YES YES YES 观测值/个 377 377 104 377 95 R2 0.763 0.733 0.393 0.694 0.492 六. 结论与建议
本文实证研究了农村商业银行股权和控制权非对称配置下的普惠金融效应，将省联社通过行政赋权剥夺农村商业银行股东部分控制权的现象，提炼为农村商业银行的股权和控制权非对称配置理论，从公司董事会内部数量结构的角度量化了省联社和股东之间的权力配比。实证研究结果表明，股权和控制权非对称配置会显著增强农村商业银行的普惠金融效应。通过IPO事件发生后农村商业银行的普惠金融效应显著减弱，更严谨地论证了股权和控制权非对称配置对普惠金融效应的积极影响。进一步研究发现，不同的股权性质会对农村商业银行股权和控制权非对称配置下的普惠金融水平产生不同的调节作用，相比于民企股权，同业股权会显著增强股权和控制权非对称配置对普惠金融服务水平和支农服务水平的正向影响。此外，省联社委派的董事是否持股不会影响股权和控制权非对称配置下的普惠金融效应，这是因为其更多地受到省联社的政治晋升激励而非经济激励。
本文的研究结论具有较强的实践指导价值。首先，有助于深入理解省联社改革问题。省联社改革作为2003年农信社改革的重要遗留问题，正处于进行时，截至2022年12月，浙江、河南和辽宁改革方案获批，分别选择了省级联合银行模式和省级农商行模式，其他省市也在陆续制定改革方案。现有关于省联社的批判多从股东权益的视角出发，利用经典的公司治理分析框架，强调需减少省联社的“不当干预”。但银行类金融机构不同于传统公司，省联社对农村商业银行的行政管理虽一直饱受诟病，但也应看到省联社的存在并非全无是处，其能够在一定程度上保证农村商业银行践行服务普惠金融的初衷和使命。应辩证看待省联社的价值，在改革中有效发挥省联社的积极作用。
其次，本研究结论为普惠金融实践提供参考意义。如何在以商业性金融为主体的金融体系中提升普惠金融的服务深度和广度，一直是我国实践中的难题。现有文献多关注金融科技等技术手段对普惠金融服务能力的创新，但技术创新依然难以有效解决普惠金融服务中存在的“使命偏移”现象，也难以保证普惠金融的可持续性。本研究的结论表明，非市场化的约束机制一定程度上可以发挥有效作用，能够对股东可能存在的“唯利是图”予以纠偏。农村商业银行普惠金融的发展需要在省联社参与下发挥更大效用，省联社应在明确自身职能范围的前提下引导农村商业银行的普惠金融发展。
最后，本研究结论也有助于更好地思考和理解农村商业银行应该引入什么类型的股东。随着农村商业银行同业股权投资的频频发生，各省农信系统内农村商业银行的交叉持股成为普遍现象。以农村商业银行为代表的农信系统内的股东不能完全以追求利润最大化为经营目标，股东的选择除利润外应兼具社会责任感和情怀。从践行社会责任的视角来看，农村商业银行之间的交叉持股和并购有利于当地县域普惠金融服务的提升。因此，未来应鼓励农村商业银行之间交叉持股，在理顺省联社对农村商业银行股权控制的基础上，更好地促进农村商业银行服务普惠金融和推动乡村振兴。
①考虑到各农村商业银行年报公布的总字数存在较大差异，为更好地对比不同农村商业银行的普惠金融效应，故将各个关键词出现的总频次除以年报全文的总频次来进行更精确地刻画。将所得结果乘以100，是为了防止得到的数值过小而难以进行量化分析，因此普惠金融服务水平、支农服务水平、支小服务水平这三个变量的单位是百分比。
②没有汇报农村商业银行涉农贷款占比和小微贷款占比的回归结果是因为，在本文的样本中公布涉农贷款占比和小微贷款占比的银行在报告期内均不曾上市。
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表 1 变量定义和描述性统计结果
变量名称 变量定义 数量/个 均值 标准差 最小值 最大值 非对称配置程度 省联社委派董事数/董事会总人数 377 0.273 0.070 0.100 0.636 普惠金融服务水平 “普惠、涉农、三农、支农、小微、支小”出现频次/总频次×100 377 0.111 0.085 0.000 0.401 支农服务水平 “涉农、三农、支农”出现频次/总频次×100 377 0.051 0.045 0.000 0.238 涉农贷款占比 涉农贷款余额/贷款余额 104 0.497 0.299 0.019 0.979 支小服务水平 “小微、支小”出现频次/总频次×100 377 0.041 0.036 0.000 0.160 小微贷款占比 小微贷款余额/贷款余额 95 0.488 0.207 0.007 0.845 银行规模 总资产的对数值 377 15.450 1.214 12.750 18.420 拨备覆盖率 贷款损失准备/不良贷款余额 377 2.665 1.389 0.782 8.595 资产负债率 负债总额/资产总额 377 0.917 0.024 0.848 1.000 存贷比 贷款余额/存款余额 377 0.694 0.101 0.439 1.036 机构员工数 银行员工数的对数值 377 6.989 0.980 4.990 9.076 资产收益率 净利润/总资产 377 0.009 0.003 0.001 0.016 不良贷款率 不良贷款余额/贷款余额 377 0.021 0.012 0.005 0.072 经济发展程度 人均GDP的对数 377 11.560 0.667 10.020 12.840 产业结构 第一产业生产总值/地区生产总值 377 5.157 3.981 0.300 16.270 金融发展水平 区域银行业金融机构贷款余额/地区生产总值 377 1.371 0.584 0.643 4.154 地方政府财政支出 地方政府一般预算支出/地区生产总值 377 0.144 0.061 0.065 0.315 
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表 2 农村商业银行股权与控制权非对称配置下的普惠金融效应回归结果
变量 (1)
普惠金融服务水平(2)
支农服务水平(3)
涉农贷款占比(4)
支小服务水平(5)
小微贷款占比股权和控制权非对称
配置程度0.320*** 0.173** 0.482** 0.081* 0.534** (0.117) (0.070) (0.199) (0.047) (0.229) 资产负债率 0.047* 0.010 0.031 0.028* 0.147 (0.027) (0.014) (0.080) (0.016) (0.292) 资产负债率 -0.013*** -0.005* 0.035*** -0.005** 0.018 (0.005) (0.003) (0.01) (0.002) (0.016) 资产负债率 0.087 0.059 -0.036 0.019 -1.011 (0.154) (0.097) (0.305) (0.066) (0.836) 存贷比 -0.105* -0.086** -0.201 -0.018 -0.031 (0.059) (0.036) (0.235) (0.031) (0.313) 机构员工数 0.058 0.034* 0.080 -0.001 0.036 (0.036) (0.018) (0.087) (0.019) (0.262) 资产收益率 -0.218 -0.144 -1.493 0.391 2.967 (2.075) (0.807) (4.616) (1.126) (9.077) 不良贷款率 0.400 0.412 3.787* 0.084 5.294 (0.547) (0.315) (1.873) (0.264) (5.725) 经济发展程度 -0.030 -0.050 0.277* 0.026 0.036 (0.066) (0.038) (0.16) (0.030) (0.136) 产业结构 0.012 0.005 0.089** 0.007 0.055 (0.01) (0.006) (0.039) (0.004) (0.119) 金融发展水平 -0.023 0.005 -0.218* -0.018 -0.162 (0.035) (0.023) (0.123) (0.014) (0.229) 地方政府财政支出 -0.452 -0.450*** 2.207* -0.058 -0.036 (0.275) (0.154) (1.093) (0.139) (1.649) 常数项 -0.771 0.173 -4.261* -0.709* -1.898 (0.888) (0.478) (2.158) (0.424) (4.361) 银行固定效应 YES YES YES YES YES 年度固定效应 YES YES YES YES YES 观测值/个 377 377 104 377 95 R2 0.759 0.731 0.434 0.691 0.499 注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的统计水平上显著，括号内为标准误，下表同。
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表 3 更换变量回归结果
变量 (1)
普惠金融服务水平(2)
支农服务水平(3)
涉农贷款占比(4)
支小服务水平(5)
小微贷款占比股权和控制权非对称
配置程度替换变量0.158** 0.092** 0.368*** 0.031 0.627** (0.073) (0.044) (0.131) (0.026) (0.245) 控制变量 YES YES YES YES YES 银行固定效应 YES YES YES YES YES 年度固定效应 YES YES YES YES YES 观测值/个 377 377 104 377 95 R2 0.756 0.729 0.422 0.689 0.516
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表 4 更换样本回归结果
变量 (1)
普惠金融服务水平(2)
支农服务水平(3)
涉农贷款占比(4)
支小服务水平(5)
小微贷款占比股权和控制权非对称
配置程度0.308*** 0.166** 0.349** 0.079* 0.451** (0.114) (0.0691) (0.166) (0.0460) (0.205) 控制变量 YES YES YES YES YES 银行固定效应 YES YES YES YES YES 年度固定效应 YES YES YES YES YES 观测值/个 413 413 132 413 105 R2 0.749 0.724 0.376 0.677 0.506
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表 5 IPO事件冲击下的农村商业银行普惠金融效应回归结果
变量 (1)
普惠金融服务水平(2)
支农服务水平(3)
支小服务水平银行上市分组虚拟变量×
上市完成时间虚拟变量-0.045*** -0.024*** -0.017** (0.015) (0.009) (0.008) 控制变量 YES YES YES 银行固定效应 YES YES YES 年度固定效应 YES YES YES 观测值/个 377 377 377 R2 0.754 0.726 0.691
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表 6 股权性质的调节作用回归结果
变量 (1)
普惠金融服务水平(2)
支农服务水平(3)
涉农贷款占比(4)
支小服务水平(5)
小微贷款占比股权和控制权非对称
配置×同业股权0.080** 0.042** 0.011 0.014 -0.023 (0.036) (0.021) (0.061) (0.013) (0.096) 控制变量 YES YES YES YES YES 银行固定效应 YES YES YES YES YES 年度固定效应 YES YES YES YES YES 观测值/个 377 377 104 377 95 R2 0.759 0.732 0.407 0.692 0.489
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表 7 省联社委派董事是否持股的调节作用回归结果
变量 (1)
普惠金融服务水平(2)
支农服务水平(3)
涉农贷款占比(4)
支小服务水平(5)
小微贷款占比股权和控制权非对称配置 0.202 0.116 0.001 0.054 0.019 (0.132) (0.076) (0.202) (0.066) (0.380) 省联社委派董事是否持股 -0.077* -0.027 -0.039 -0.022 0.109 (0.046) (0.023) (0.120) (0.020) (0.101) 股权和控制权非对称配置
×省联社委派董事是否持股0.260 0.118 -0.223 0.063 -0.634 (0.168) (0.085) (0.588) (0.075) (0.617) 控制变量 YES YES YES YES YES 银行固定效应 YES YES YES YES YES 年度固定效应 YES YES YES YES YES 观测值/个 377 377 104 377 95 R2 0.763 0.733 0.393 0.694 0.492
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百度学术
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