金融發展對鄉村振興發展影響的實證研究

蔡興 蔡海山 趙家章

[摘 要]文章從理論和實證兩方面研究了金融發展對鄉村振興發展的影響。首先構建了鄉村振興發展的測度指標體系，并運用熵權法測度了各省份的鄉村振興發展水平。繼而，對金融發展與鄉村振興發展之間的關系進行實證研究。研究結果顯示，金融發展顯著地促進了鄉村振興發展，但該效應存在明顯的地區差異，表現為自東部向中部、西部地區依次減弱。門檻效應模型檢驗結果表明，該效應存在門檻特征，即隨著農村人均可支配收入的提高，該效應將不斷增強。

[關鍵詞]鄉村振興;金融發展;熵權法;門檻效應模型

[中圖分類號]F832;F320[文獻標識碼]A[文章編號]1673-0461（2019）08-0091-07

一、引言及文獻綜述

改革開放以來，中國經濟發展取得了舉世矚目的成就，人均生產總值由1978年的381元上升到2017年的59 660元，增長了近156倍。與此同時，我國農村農業發展事業也取得了歷史性成績，糧食生產能力突飛猛進，農民收入水平連年上升，生產和生活條件大幅提高，農村社會和諧穩定。2017年，我國農林牧漁總產值達到109 331.7億元，糧食總產量達到66 160.7萬噸，農村居民人均可支配收入達到13 432.4元，分別為1978年的78倍、2.2倍和100倍。不僅如此，農村地區的教育、醫療條件也明顯提高，交通、通訊、供水供電等基礎設施也得到了極大的改善。2017年，我國農村每萬人醫療衛生機構床位數達到41.9張，公路總里程數達到400.93萬公里，農村地區實現100%通郵，寬帶接入用戶數達到9 377.3萬戶。

雖然取得了巨大的進步，但中國農村農業發展相對滯后的狀況并未得到改變，許多尖銳問題逐步顯現，“農村空心化”“農業邊緣化”和“農民老齡化”已成為當前的“新三農”問題（廖彩榮和陳美球，2017）[1]。城鄉收入差距以及公共服務水平、生活條件差異，導致大量農村青壯年勞動力涌入城市工作和生活，農村常住人口多為老人、婦女和兒童。越來越多的農村地區出現了“凋敝癥”現象，人口稀少，農田、房屋荒蕪，環境污染嚴重等等。為了有效解決現階段我國農村農業發展中的突出問題，黨的十九大十分及時地提出了鄉村振興戰略，這標志著我國農村農業工作進入轉型發展的新時期。與過去的“三農”政策主要強調農業發展不同，鄉村振興戰略提出了更為全面、更具綜合性的要求，具體包括“產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效和生活富裕”五項任務。可以說，鄉村振興戰略的提出為我國新時期農村農業發展指明了方向，也為實現“兩個一百年”奮斗目標和中華民族偉大復興奠定了堅實的戰略基礎。

自鄉村振興戰略提出以來，眾多國內學者就探討和研究了“如何促進鄉村振興發展”這一核心問題。部分學者認為鄉村凋敝的根源在于農村精英人才和青壯年勞動力流失，因此他們試圖從人才培養和人力資源開發的視角，探討鄉村振興發展的道路。趙秀玲（2018）認為農村人才缺乏是鄉村振興發展的最大瓶頸，并建議通過樹立新型的鄉村人才觀念、創新鄉村人才成長模式等方式，實現鄉村人才發展戰略的轉型[2]。孫學立（2018）認為實施鄉村振興戰略必須培育農村優質人力資源，而優質人力資源的培育又需要創新適應于鄉村振興戰略的人力資源培訓體系和鄉村教育振興長效機制[3]。人才隊伍建設和人力資源開發很大程度依賴于鄉村教育的發展，由此另一部分學者探討了教育發展與鄉村振興的關系。杜育紅和楊小敏（2018）認為鄉村教育發展是鄉村振興的重要戰略支撐。一方面，鄉村教育作為公共服務資源，是鄉村振興戰略的內容和要求;另一方面，鄉村教育發展既能促進生態和文明繁榮，也能豐富鄉村居民的知識與技能，從而全面推動鄉村振興發展[4]。一些學者也提出了鄉村教育發展的對策，如紀德奎（2018）提出應通過城鄉義務教育一體化來促進鄉村教育發展[5]，楊璐璐（2018）則建議構建新型職業農民培育體系，來助推鄉村振興發展[6]。土地是農村農業發展的根本，因此，部分學者從土地整治和利用方式轉型視角，提出了實現鄉村振興的對策建議。龍花樓等（2018）認為鄉村土地整治與鄉村振興之間存在“人口-土地-產業”的互饋關系，并以此為基礎提出了促進鄉村振興的綜合土地整治新模式[7]。龍花樓和屠爽爽（2018）則深入分析了土地轉型利用與鄉村振興的關系，并提出通過重構鄉村生產空間、生態空間和生活空間等來實現鄉村振興[8]。

事實上，鄉村凋敝并不是中國獨有的現象和問題。伴隨著城鎮化的高度發展，許多發達國家也出現了類似現象，因此許多國外學者在早期也提出“鄉村復興”（Rural Revitalizing）等類似概念，并深入研究了這一現象。Gladwin等（1989）在研究了弗洛里達的鄉村后，認為企業家精神對于鄉村復興極其關鍵[9]。Pitzel等（2007）從美國新墨西哥州的教育局項目出發，認為教育培養人才對于鄉村地區的發展起到首要作用[10]。Johnson（1989）則認為金融業發展對鄉村的發展復興起到推動作用，發展金融業是刺激鄉村經濟復興的方法之一[11]。Zeller和Sharma（1998）則在研究了包括中國、埃及等多個發展中國家后，從非正式制度的角度出發，認為政府應適度的干涉鄉村金融市場[12]。

綜上所述，自鄉村振興戰略提出以來，已有大量文獻從不同視角對促進鄉村振興發展的對策措施進行探討，但從金融視角進行研究的文獻相對較少，而規范、科學的實證研究更是鳳毛麟角。鑒于此，本研究試圖從理論和實證兩方面，對金融發展與鄉村振興發展水平進行深入研究，以期為促進鄉村振興發展的金融政策措施的出臺提供理論參考。相對于以往研究，本研究主要進行了以下幾方面的工作：一是從理論上闡釋了金融發展與鄉村振興發展的關系;二是基于鄉村振興戰略的基本任務以及數據的可得性，構建省級鄉村振興發展水平的測度指標體系，雖然已有文獻以村為單位構建了測度指標體系（張挺等，2018）[13]，但針對于省級層面的測度指標體系則幾乎沒有;三是利用2008至2015年的省級面板數據，對各省份的鄉村振興發展水平進行測度，并以此為基礎對金融發展與鄉村振興發展水平之間關系進行實證檢驗。

二、理論分析與待檢驗假設

黨的十九大提出了鄉村振興的5項要求，因此，金融發展對鄉村振興發展的影響主要通過這5方面產生。產業興旺是解決農村農業問題的基礎和關鍵。而當前的農村產業普遍存在產業鏈短、產品附加值低、無序競爭等問題，農業生產亟需轉型升級，從粗放式、家庭作坊式生產向集約化、規?；l展轉變。在這個轉型過程中，金融發展可以起到重要的推動作用，包括為農業企業、專業合作社和農業大戶提供經營資金，引導人才、資金和技術流向有潛力的農業發展項目，保險業為農業規模生產分散風險等等。生態宜居方面，綠色金融理念的推行使金融經營活動與生態環境保護和環境污染治理有效結合，金融發展能通過資源配置手段，引導資金流向更注重環境保護的農業項目以及致力于改善農村生態環境的項目，從而改善農村地區的生態環境。生活富裕主要體現為農民收入水平和公共服務水平兩方面。從收入水平來看，農村地區實現了產業興旺，農民就有了穩定的收入來源，收入水平就能穩步提高。從公共服務來看，政策性金融支持則能有效緩解農村地區財政資金的不足，促進教育、醫療衛生、文化體育等公共服務設施的建設。金融發展與鄉風文明和治理有效的聯系不緊密，但也會產生間接的影響。金融發展會促進農村地區產業的發展以及受教育水平的提高，從而間接帶來鄉風文明的改善。同時，金融業市場化進程的加速發展，能夠倒逼鄉村治理更開明，信息更公開，服務更民主。由此可見，金融發展能有效推動鄉村振興的五項任務的落實。

但是，金融發展對鄉村振興的促進作用可能存在地區間差異。從資金需求方面來看，在經濟發展水平相對較低的地區，大多數農業企業和農戶缺乏金融借貸的意愿和能力，也沒有有效的抵押物。因此，在出現資金需求時，他們往往通過非正式借貸的方式來獲得資金。而從資金供給方面來看，由于受到經濟、文化等各個方面因素的影響，經濟相對欠發達的農村地區的金融交易成本更高、風險更大，因此金融機構不愿意向這些地區的企業和農戶發放貸款。武麗娟和徐璋勇（2018）的實證研究發現，普惠金融對經濟發展的促進效應存在明顯的地區差異，具體表現為自東部地區向中部、西部地區依次遞減[14]。他們認為導致這一現象的原因是三大區域農村地區的金融市場環境具有明顯的差異，而西部農村地區仍未形成良性市場環境?；谝陨侠碚摲治?，得到了本文的待檢驗理論假設：

金融發展能促進鄉村振興發展，但在經濟發展水平不同的地區，該效應存在顯著差異，具體而言，隨著經濟發展水平的提高，該促進效應將不斷增強。

三、模型設定、指標測度與數據說明

（一）模型設定

為了檢驗金融發展對鄉村振興發展水平的影響，本文設定如下實證研究模型：

rurali，t=α1+α2financei，t+α3X+εit（1）

模型（1）中rurali，t表示第i個省份、第t年的鄉村振興發展水平;financei，t表示第i個省份、第t年的金融發展水平，是本文關注的核心解釋變量;X代表一系列影響鄉村振興發展水平的控制變量;εit表示隨機擾動項。其中，鄉村振興發展水平（rural）將在后文利用指標體系測度得到，金融發展水平（finance）則用金融機構各項貸款余額占GDP的比重來衡量。

模型中添加的控制變量如下：①經濟發展水平，用人均實際生產總值的對數（lnrgdp）來衡量。依據經濟理論可以預期，經濟發展水平越高的省份，鄉村振興發展水平也越高。②貿易開放度（trade），用進出口貿易總額占GDP的比重來衡量。貿易開放對鄉村振興產生了兩方面的影響：一方面，貿易開放會帶動農村人口向城鎮的轉移，從而導致農村人口空心化，不利于鄉村振興發展;另一方面，貿易開放也能增加農民工收入，并帶動農村地區的消費和建設發展。③旅游業發展水平（travel），用人均旅行社營業收入來衡量。農村地區尤其是貧困落后的鄉村地區旅游資源十分豐富，旅游業成為帶動鄉村地區發展的重要手段。④人口結構，廖柳文和高曉路（2018）認為人口結構變化會通過鄉村生產、鄉村生活、鄉村生態等方面來影響鄉村振興發展[15]，本文加入老年撫養比（odr）和少年撫養比（ydr）兩個控制變量，以考察人口結構變化對鄉村振興發展的影響。⑤城鎮化水平（city），用人口城鎮化率來衡量。涂麗和樂章（2018）認為城鎮化會對鄉村振興產生正負兩方面的影響，凈效應則取決于兩者的對比[16]。

（二）鄉村振興發展水平的測度

鄉村振興戰略提出以來，大量文獻對鄉村振興的內涵和實現路徑進行了深入的分析和研究（如廖彩球和陳美球，2017[1];張軍，2018[17];葉興慶，2018[18]等），但鮮有學者構建測度鄉村振興發展水平的指標體系，從而導致當前對鄉村振興的研究定性分析居多，定量研究十分匱乏。張挺等（2018）是當前僅有的構建鄉村振興發展水平測度指標體系的研究，但該指標體系是以村為單位，其選取的指標不適宜于各省份鄉村振興整體發展水平的測度[13]。

鑒于此，本文試圖以鄉村振興的內涵和五項總的要求為基礎，綜合考慮省級數據的可得性，構建了省級鄉村振興發展水平的測度指標體系。依據鄉村振興的總要求選取5個一級指標：產業建設、生態建設、福祉建設、文化建設和政治建設。在保證了數據可得的前提下，選取了9個二級指標：產業建設方面，選取人均農林牧漁產值和人均農業機械總動力來衡量鄉村地區的生產能力;生態建設方面，選取人均沼氣池產氣量和人均太陽能熱水器來衡量清潔能源生產能力;福祉建設方面，選取人均最低生活保障救濟費和農村每千人口醫療機構床位數;文化建設方面，選取了文化站每萬人占有量和人均教育文化娛樂消費;政治建設方面，由于缺少量化的統計指標，只選取自治人數一個衡量指標。具體的指標體系見表1。以這一指標體系為基礎，本文運用熵權法測度了2008至2015年全國31個省市自治區（不包括港澳臺，下同）的鄉村振興發展水平。

（三）數據說明

為檢驗金融發展對鄉村振興發展水平的影響，本文收集了2008至2015年31個省市自治區的面板數據。其中，鄉村振興發展水平（rural）由上文測算得到，金融發展水平（finance）來自各年的《中國金融統計年鑒》，經濟發展水平（rgdp）、貿易開放度（trade）、老年撫養比（ydr）、少年撫養比（odr）以及城鎮化水平（city）來自各年《中國統計年鑒》，旅游業發展水平（travel ）來自各年《中國旅游統計年鑒》。上述數據中的個別省份、個別年份存在缺失值，本文使用插值法予以補齊。由于鄉村振興發展水平（rural）測度結果有3位小數點位數，為了避免回歸系數小數點位數過多，本文將鄉村振興發展水平（rural）測度結果乘以1 000，再進行回歸。各變量的描述性統計結果見表2。

四、實證研究結果及其分析

本文首先使用最小二乘法來估計模型（1），得到基準回歸結果;然后，利用工具變量方法處理模型可能存在的內生性問題;最后，運用門檻效應方法考察模型的門檻特征。

（一）基準回歸結果

表3顯示了運用最小二乘法估計得到的基準回歸結果，回歸方程（1）至（4）分別是全國、東部地區、中部地區和西部地區樣本的估計結果。從表3結果可以看出，finance的系數在4個回歸方程中均在1%的顯著性水平下為正，這表明金融發展顯著地促進了鄉村振興發展。并且，finance的估計系數呈現出自東部地區向中部、西部地區依次遞減的特征（東部為0.04，中部為0.031，西部為0.009），這可能意味著，在經濟發展水平越高的地區，金融發展對鄉村振興發展的促進效應越大。上述結果均與前文的理論假設相符。

從回歸方程（1）中控制變量的估計結果來看，lnrgdp的估計系數顯著為正，表明經濟發展水平越高的地區鄉村振興發展水平也越高。trade的估計系數顯著為負，意味著貿易開放導致農村人口向城鎮流動所帶來的負向效應，超過了通過增加農村地區收入所帶來的正向效應。travel的估計系數顯著為正，表明旅游業的發展能有效促進鄉村地區的發展，因此對于旅游資源十分豐富的農村地區而言，需要采取相應的對策實現旅游業發展與鄉村振興之間的良性互動。ydr的估計系數為正，odr的估計系數為負，但都不顯著，這意味著人口結構還未對鄉村振興發展產生顯著的影響。city的估計系數顯著為負，這表明城鎮化對鄉村地區發展的負效應超過了正效應。

（二）工具變量方法的回歸結果

表3的基準回歸結果并未處理模型可能存在的內生性問題，嚴重的內生性問題將導致有偏的估計系數。為了得到更為穩健的估計結果，使用工具變量方法來處理可能存在的內生性問題。然而，嚴格外生的工具變量的選擇也是一件十分困難的事情。鑒于此，本文選擇常規的處理方法，使用finance的一階滯后項作為工具變量進行再估計。

表4顯示了運用工具變量方法估計得到的結果，其中回歸方程（5）至（8）分別是全國、東部、中部和西部地區樣本的估計結果?？梢钥闯?，在全國樣本下，finance的估計系數在5%的水平下顯著為正，而在東中西部地區分樣本下，finance的估計系數在1%的水平下顯著為正，這一結果再次表明了金融發展對鄉村振興產生了正向促進效應。與表3相似，finance的估計系數在東中西部地區也呈現依次遞減的特征（東部為0.07，中部為0.034，西部為0.01）?？偠灾?的主要估計結果與表3相似，表明以上估計結果是較穩健的。

（三）門檻效應模型的回歸結果

前文的實證研究發現，金融發展對鄉村振興發展的促進效應呈現出明顯的地區差異。這一結果預示著上述效應可能存在門檻特征，即隨著地區經濟發展水平的提高，金融發展對鄉村振興發展將產生更大的正向效應。為了考察這一門檻特征是否存在，本文借鑒溫濤等（2017）的方法構建如下門檻效應模型[19]：

rurali，t=α1+α2financei，t（αii，t<β1）+α3financei，t（β1≤αii，t≤β2）+α4financei，t（β2<αii，t）+α5X+εit（2）

模型（2）中門檻標量為農村人均可支配收入（用αi表示），以此來反映農村地區的經濟發展水平和收入水平。β1為第一個門檻值，β2為第二個門檻值。首先，對模型（2）進行估計，并根據得出的F統計量和boostrap自舉法的p值結果，判斷模型的門檻個數，檢驗結果由表5顯示。從表5可以看出，單一門檻通過了1%的顯著水平檢驗，而在雙重門檻下則通過5%下的顯著水平檢驗，但是三重門檻未通過顯著性檢驗，所以本文選擇了使用雙重門檻模型進行報告。

完成門檻效應檢驗后，再對具體的門檻值進行識別，識別結果由圖1和圖2顯示。從圖1和圖2可以看出，兩個門檻值分別為9 118.69和15 352.6，這兩個門檻值將農村人均可支配收入（αi）劃分為3個樣本區間（即小于9 118.69、大于9 118.69且小于15 352.6以及大于15 352.6）。由圖中可以看出兩個門檻值都在似然比值的下方，因此兩個門檻值估計準確。

表6顯示了門檻效應模型的估計結果。從結果可以看出，無論農村人均可支配收入（αi）處于什么水平，金融發展水平的估計系數都為正，即地區金融發展將促進鄉村振興發展。但估計系數的大小和顯著性，在農村人均可支配收入（αi）的不同區間存在顯著差異。

具體而言，在第一個區間，即農村人均可支配收入低于9 118.69元時，finance的估計系數為0.006 6;在第二個區間，即農村人均可支配收入高于9 118.69元且低于15 352.6元時，finance的估計系數為0.008;而當農村人均可支配收入跨過15 352.6元后，進入第三個區間，此時finance的估計系數為0.011 3，3個估計系數均在1%的顯著性水平下顯著。由此可見，金融發展對鄉村振興發展的影響呈現出明顯的門檻特征，即隨著農村人均可支配收入的不斷提高，金融發展對鄉村振興發展的促進作用也不斷增強。

五、研究結論與政策建議

本文實證研究了金融發展對鄉村振興發展的影響。首先，構建省級鄉村振興發展水平的測度指標體系，并利用2008至2015年的數據對各省市自治區的鄉村振興發展水平進行了測度。隨后，運用實證研究檢驗了金融發展對鄉村振興發展的影響。實證研究結果顯示：金融發展對鄉村振興發展產生了顯著的正向促進效應，但該效應存在明顯的區域變化特征，表現為東部最強、中部次之、西部最弱。進一步運用門檻效應模型進行檢驗，發現金融發展對鄉村振興發展的影響存在門檻效應，具體而言，隨著門檻變量農村人均可支配收入的提高，金融發展對鄉村振興發展的促進效應不斷增強。

基于上述研究結論，提出以下促進鄉村振興發展的政策建議。首先，因地制宜地采取金融措施促進鄉村振興發展。在東部經濟發達地區，金融體系和市場環境相對完善，金融資源的配置可由市場來完成，無需政府過多干預。而對于中西部地區，由于金融市場不完善，農村地區的借款人往往難以獲得貸款，因此需要通過普惠金融制度和產品創新來打通農村新型經營主體和農戶獲得資金的渠道，同時，國家政策性貸款適當向中西部地區傾斜。其次，政府要構建針對鄉村振興相關金融機構貸款的風險防控體系。比如建立農村新型經營主體和農戶的信用評級制度、小組聯保制度、政府風險補償基金和風險熔斷機制等。再次，優化農村地區的金融生態環境。加大金融知識的宣傳力度，大力宣揚講誠信的社會風氣，推行守信聯合激勵和失信聯合懲戒機制，逐步提高農戶的信用意識。

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