金融发展对乡村振兴发展影响的实证研究

蔡兴 蔡海山 赵家章

[摘 要]文章从理论和实证两方面研究了金融发展对乡村振兴发展的影响。首先构建了乡村振兴发展的测度指标体系，并运用熵权法测度了各省份的乡村振兴发展水平。继而，对金融发展与乡村振兴发展之间的关系进行实证研究。研究结果显示，金融发展显著地促进了乡村振兴发展，但该效应存在明显的地区差异，表现为自东部向中部、西部地区依次减弱。门槛效应模型检验结果表明，该效应存在门槛特征，即随着农村人均可支配收入的提高，该效应将不断增强。

[关键词]乡村振兴;金融发展;熵权法;门槛效应模型

[中图分类号]F832;F320[文献标识码]A[文章编号]1673-0461（2019）08-0091-07

一、引言及文献综述

改革开放以来，中国经济发展取得了举世瞩目的成就，人均生产总值由1978年的381元上升到2017年的59 660元，增长了近156倍。与此同时，我国农村农业发展事业也取得了历史性成绩，粮食生产能力突飞猛进，农民收入水平连年上升，生产和生活条件大幅提高，农村社会和谐稳定。2017年，我国农林牧渔总产值达到109 331.7亿元，粮食总产量达到66 160.7万吨，农村居民人均可支配收入达到13 432.4元，分别为1978年的78倍、2.2倍和100倍。不仅如此，农村地区的教育、医疗条件也明显提高，交通、通讯、供水供电等基础设施也得到了极大的改善。2017年，我国农村每万人医疗卫生机构床位数达到41.9张，公路总里程数达到400.93万公里，农村地区实现100%通邮，宽带接入用户数达到9 377.3万户。

虽然取得了巨大的进步，但中国农村农业发展相对滞后的状况并未得到改变，许多尖锐问题逐步显现，“农村空心化”“农业边缘化”和“农民老龄化”已成为当前的“新三农”问题（廖彩荣和陈美球，2017）[1]。城乡收入差距以及公共服务水平、生活条件差异，导致大量农村青壮年劳动力涌入城市工作和生活，农村常住人口多为老人、妇女和儿童。越来越多的农村地区出现了“凋敝症”现象，人口稀少，农田、房屋荒芜，环境污染严重等等。为了有效解决现阶段我国农村农业发展中的突出问题，党的十九大十分及时地提出了乡村振兴战略，这标志着我国农村农业工作进入转型发展的新时期。与过去的“三农”政策主要强调农业发展不同，乡村振兴战略提出了更为全面、更具综合性的要求，具体包括“产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效和生活富裕”五项任务。可以说，乡村振兴战略的提出为我国新时期农村农业发展指明了方向，也为实现“两个一百年”奋斗目标和中华民族伟大复兴奠定了坚实的战略基础。

自乡村振兴战略提出以来，众多国内学者就探讨和研究了“如何促进乡村振兴发展”这一核心问题。部分学者认为乡村凋敝的根源在于农村精英人才和青壮年劳动力流失，因此他们试图从人才培养和人力资源开发的视角，探讨乡村振兴发展的道路。赵秀玲（2018）认为农村人才缺乏是乡村振兴发展的最大瓶颈，并建议通过树立新型的乡村人才观念、创新乡村人才成长模式等方式，实现乡村人才发展战略的转型[2]。孙学立（2018）认为实施乡村振兴战略必须培育农村优质人力资源，而优质人力资源的培育又需要创新适应于乡村振兴战略的人力资源培训体系和乡村教育振兴长效机制[3]。人才队伍建设和人力资源开发很大程度依赖于乡村教育的发展，由此另一部分学者探讨了教育发展与乡村振兴的关系。杜育红和杨小敏（2018）认为乡村教育发展是乡村振兴的重要战略支撑。一方面，乡村教育作为公共服务资源，是乡村振兴战略的内容和要求;另一方面，乡村教育发展既能促进生态和文明繁荣，也能丰富乡村居民的知识与技能，从而全面推动乡村振兴发展[4]。一些学者也提出了乡村教育发展的对策，如纪德奎（2018）提出应通过城乡义务教育一体化来促进乡村教育发展[5]，杨璐璐（2018）则建议构建新型职业农民培育体系，来助推乡村振兴发展[6]。土地是农村农业发展的根本，因此，部分学者从土地整治和利用方式转型视角，提出了实现乡村振兴的对策建议。龙花楼等（2018）认为乡村土地整治与乡村振兴之间存在“人口-土地-产业”的互馈关系，并以此为基础提出了促进乡村振兴的综合土地整治新模式[7]。龙花楼和屠爽爽（2018）则深入分析了土地转型利用与乡村振兴的关系，并提出通过重构乡村生产空间、生态空间和生活空间等来实现乡村振兴[8]。

事实上，乡村凋敝并不是中国独有的现象和问题。伴随着城镇化的高度发展，许多发达国家也出现了类似现象，因此许多国外学者在早期也提出“乡村复兴”（Rural Revitalizing）等类似概念，并深入研究了这一现象。Gladwin等（1989）在研究了弗洛里达的乡村后，认为企业家精神对于乡村复兴极其关键[9]。Pitzel等（2007）从美国新墨西哥州的教育局项目出发，认为教育培养人才对于乡村地区的发展起到首要作用[10]。Johnson（1989）则认为金融业发展对乡村的发展复兴起到推动作用，发展金融业是刺激乡村经济复兴的方法之一[11]。Zeller和Sharma（1998）则在研究了包括中国、埃及等多个发展中国家后，从非正式制度的角度出发，认为政府应适度的干涉乡村金融市场[12]。

综上所述，自乡村振兴战略提出以来，已有大量文献从不同视角对促进乡村振兴发展的对策措施进行探讨，但从金融视角进行研究的文献相对较少，而规范、科学的实证研究更是凤毛麟角。鉴于此，本研究试图从理论和实证两方面，对金融发展与乡村振兴发展水平进行深入研究，以期为促进乡村振兴发展的金融政策措施的出台提供理论参考。相对于以往研究，本研究主要进行了以下几方面的工作：一是从理论上阐释了金融发展与乡村振兴发展的关系;二是基于乡村振兴战略的基本任务以及數据的可得性，构建省级乡村振兴发展水平的测度指标体系，虽然已有文献以村为单位构建了测度指标体系（张挺等，2018）[13]，但针对于省级层面的测度指标体系则几乎没有;三是利用2008至2015年的省级面板数据，对各省份的乡村振兴发展水平进行测度，并以此为基础对金融发展与乡村振兴发展水平之间关系进行实证检验。

二、理论分析与待检验假设

党的十九大提出了乡村振兴的5项要求，因此，金融发展对乡村振兴发展的影响主要通过这5方面产生。产业兴旺是解决农村农业问题的基础和关键。而当前的农村产业普遍存在产业链短、产品附加值低、无序竞争等问题，农业生产亟需转型升级，从粗放式、家庭作坊式生产向集约化、规模化发展转变。在这个转型过程中，金融发展可以起到重要的推动作用，包括为农业企业、专业合作社和农业大户提供经营资金，引导人才、资金和技术流向有潜力的农业发展项目，保险业为农业规模生产分散风险等等。生态宜居方面，绿色金融理念的推行使金融经营活动与生态环境保护和环境污染治理有效结合，金融发展能通过资源配置手段，引导资金流向更注重环境保护的农业项目以及致力于改善农村生态环境的项目，从而改善农村地区的生态环境。生活富裕主要体现为农民收入水平和公共服务水平两方面。从收入水平来看，农村地区实现了产业兴旺，农民就有了稳定的收入来源，收入水平就能稳步提高。从公共服务来看，政策性金融支持则能有效缓解农村地区财政资金的不足，促进教育、医疗卫生、文化体育等公共服务设施的建设。金融发展与乡风文明和治理有效的联系不紧密，但也会产生间接的影响。金融发展会促进农村地区产业的发展以及受教育水平的提高，从而间接带来乡风文明的改善。同时，金融业市场化进程的加速发展，能够倒逼乡村治理更开明，信息更公开，服务更民主。由此可见，金融发展能有效推动乡村振兴的五项任务的落实。

但是，金融发展对乡村振兴的促进作用可能存在地区间差异。从资金需求方面来看，在经济发展水平相对较低的地区，大多数农业企业和农户缺乏金融借贷的意愿和能力，也没有有效的抵押物。因此，在出现资金需求时，他们往往通过非正式借贷的方式来获得资金。而从资金供给方面来看，由于受到经济、文化等各个方面因素的影响，经济相对欠发达的农村地区的金融交易成本更高、风险更大，因此金融机构不愿意向这些地区的企业和农户发放贷款。武丽娟和徐璋勇（2018）的实证研究发现，普惠金融对经济发展的促进效应存在明显的地区差异，具体表现为自东部地区向中部、西部地区依次递减[14]。他们认为导致这一现象的原因是三大区域农村地区的金融市场环境具有明显的差异，而西部农村地区仍未形成良性市场环境。基于以上理论分析，得到了本文的待检验理论假设：

金融发展能促进乡村振兴发展，但在经济发展水平不同的地区，该效应存在显著差异，具体而言，随着经济发展水平的提高，该促进效应将不断增强。

三、模型设定、指标测度与数据说明

（一）模型设定

为了检验金融发展对乡村振兴发展水平的影响，本文设定如下实证研究模型：

rurali，t=α1+α2financei，t+α3X+εit（1）

模型（1）中rurali，t表示第i个省份、第t年的乡村振兴发展水平;financei，t表示第i个省份、第t年的金融发展水平，是本文关注的核心解释变量;X代表一系列影响乡村振兴发展水平的控制变量;εit表示随机扰动项。其中，乡村振兴发展水平（rural）将在后文利用指标体系测度得到，金融发展水平（finance）则用金融机构各项贷款余额占GDP的比重来衡量。

模型中添加的控制变量如下：①经济发展水平，用人均实际生产总值的对数（lnrgdp）来衡量。依据经济理论可以预期，经济发展水平越高的省份，乡村振兴发展水平也越高。②贸易开放度（trade），用进出口贸易总额占GDP的比重来衡量。贸易开放对乡村振兴产生了两方面的影响：一方面，贸易开放会带动农村人口向城镇的转移，从而导致农村人口空心化，不利于乡村振兴发展;另一方面，贸易开放也能增加农民工收入，并带动农村地区的消费和建设发展。③旅游业发展水平（travel），用人均旅行社营业收入来衡量。农村地区尤其是贫困落后的乡村地区旅游资源十分丰富，旅游业成为带动乡村地区发展的重要手段。④人口结构，廖柳文和高晓路（2018）认为人口结构变化会通过乡村生产、乡村生活、乡村生态等方面来影响乡村振兴发展[15]，本文加入老年抚养比（odr）和少年抚养比（ydr）两个控制变量，以考察人口结构变化对乡村振兴发展的影响。⑤城镇化水平（city），用人口城镇化率来衡量。涂丽和乐章（2018）认为城镇化会对乡村振兴产生正负两方面的影响，净效应则取决于两者的对比[16]。

（二）乡村振兴发展水平的测度

乡村振兴战略提出以来，大量文献对乡村振兴的内涵和实现路径进行了深入的分析和研究（如廖彩球和陈美球，2017[1];张军，2018[17];叶兴庆，2018[18]等），但鲜有学者构建测度乡村振兴发展水平的指标体系，从而导致当前对乡村振兴的研究定性分析居多，定量研究十分匮乏。张挺等（2018）是当前仅有的构建乡村振兴发展水平测度指标体系的研究，但该指标体系是以村为单位，其选取的指标不适宜于各省份乡村振兴整体发展水平的测度[13]。

鉴于此，本文试图以乡村振兴的内涵和五项总的要求为基础，综合考虑省级数据的可得性，构建了省级乡村振兴发展水平的测度指标体系。依据乡村振兴的总要求选取5个一级指标：产业建设、生态建设、福祉建设、文化建设和政治建设。在保证了数据可得的前提下，选取了9个二级指标：产业建设方面，选取人均农林牧渔产值和人均农业机械总动力来衡量乡村地区的生产能力;生态建设方面，选取人均沼气池产气量和人均太阳能热水器来衡量清洁能源生产能力;福祉建设方面，选取人均最低生活保障救济费和农村每千人口醫疗机构床位数;文化建设方面，选取了文化站每万人占有量和人均教育文化娱乐消费;政治建设方面，由于缺少量化的统计指标，只选取自治人数一个衡量指标。具体的指标体系见表1。以这一指标体系为基础，本文运用熵权法测度了2008至2015年全国31个省市自治区（不包括港澳台，下同）的乡村振兴发展水平。

（三）数据说明

为检验金融发展对乡村振兴发展水平的影响，本文收集了2008至2015年31个省市自治区的面板数据。其中，乡村振兴发展水平（rural）由上文测算得到，金融发展水平（finance）来自各年的《中国金融统计年鉴》，经济发展水平（rgdp）、贸易开放度（trade）、老年抚养比（ydr）、少年抚养比（odr）以及城镇化水平（city）来自各年《中国统计年鉴》，旅游业发展水平（travel ）来自各年《中国旅游统计年鉴》。上述数据中的个别省份、个别年份存在缺失值，本文使用插值法予以补齐。由于乡村振兴发展水平（rural）测度结果有3位小数点位数，为了避免回归系数小数点位数过多，本文将乡村振兴发展水平（rural）测度结果乘以1 000，再进行回归。各变量的描述性统计结果见表2。

四、实证研究结果及其分析

本文首先使用最小二乘法来估计模型（1），得到基准回归结果;然后，利用工具变量方法处理模型可能存在的内生性问题;最后，运用门槛效应方法考察模型的门槛特征。

（一）基准回归结果

表3显示了运用最小二乘法估计得到的基准回归结果，回归方程（1）至（4）分别是全国、东部地区、中部地区和西部地区样本的估计结果。从表3结果可以看出，finance的系数在4个回归方程中均在1%的显著性水平下为正，这表明金融发展显著地促进了乡村振兴发展。并且，finance的估计系数呈现出自东部地区向中部、西部地区依次递减的特征（东部为0.04，中部为0.031，西部为0.009），这可能意味着，在经济发展水平越高的地区，金融发展对乡村振兴发展的促进效应越大。上述结果均与前文的理论假设相符。

从回归方程（1）中控制变量的估计结果来看，lnrgdp的估計系数显著为正，表明经济发展水平越高的地区乡村振兴发展水平也越高。trade的估计系数显著为负，意味着贸易开放导致农村人口向城镇流动所带来的负向效应，超过了通过增加农村地区收入所带来的正向效应。travel的估计系数显著为正，表明旅游业的发展能有效促进乡村地区的发展，因此对于旅游资源十分丰富的农村地区而言，需要采取相应的对策实现旅游业发展与乡村振兴之间的良性互动。ydr的估计系数为正，odr的估计系数为负，但都不显著，这意味着人口结构还未对乡村振兴发展产生显著的影响。city的估计系数显著为负，这表明城镇化对乡村地区发展的负效应超过了正效应。

（二）工具变量方法的回归结果

表3的基准回归结果并未处理模型可能存在的内生性问题，严重的内生性问题将导致有偏的估计系数。为了得到更为稳健的估计结果，使用工具变量方法来处理可能存在的内生性问题。然而，严格外生的工具变量的选择也是一件十分困难的事情。鉴于此，本文选择常规的处理方法，使用finance的一阶滞后项作为工具变量进行再估计。

表4显示了运用工具变量方法估计得到的结果，其中回归方程（5）至（8）分别是全国、东部、中部和西部地区样本的估计结果。可以看出，在全国样本下，finance的估计系数在5%的水平下显著为正，而在东中西部地区分样本下，finance的估计系数在1%的水平下显著为正，这一结果再次表明了金融发展对乡村振兴产生了正向促进效应。与表3相似，finance的估计系数在东中西部地区也呈现依次递减的特征（东部为0.07，中部为0.034，西部为0.01）。总而言之，表4的主要估计结果与表3相似，表明以上估计结果是较稳健的。

（三）门槛效应模型的回归结果

前文的实证研究发现，金融发展对乡村振兴发展的促进效应呈现出明显的地区差异。这一结果预示着上述效应可能存在门槛特征，即随着地区经济发展水平的提高，金融发展对乡村振兴发展将产生更大的正向效应。为了考察这一门槛特征是否存在，本文借鉴温涛等（2017）的方法构建如下门槛效应模型[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）中门槛标量为农村人均可支配收入（用αi表示），以此来反映农村地区的经济发展水平和收入水平。β1为第一个门槛值，β2为第二个门槛值。首先，对模型（2）进行估计，并根据得出的F统计量和boostrap自举法的p值结果，判断模型的门槛个数，检验结果由表5显示。从表5可以看出，单一门槛通过了1%的显著水平检验，而在双重门槛下则通过5%下的显著水平检验，但是三重门槛未通过显著性检验，所以本文选择了使用双重门槛模型进行报告。

完成门槛效应检验后，再对具体的门槛值进行识别，识别结果由图1和图2显示。从图1和图2可以看出，两个门槛值分别为9 118.69和15 352.6，这两个门槛值将农村人均可支配收入（αi）划分为3个样本区间（即小于9 118.69、大于9 118.69且小于15 352.6以及大于15 352.6）。由图中可以看出两个门槛值都在似然比值的下方，因此两个门槛值估计准确。

表6显示了门槛效应模型的估计结果。从结果可以看出，无论农村人均可支配收入（αi）处于什么水平，金融发展水平的估计系数都为正，即地区金融发展将促进乡村振兴发展。但估计系数的大小和显著性，在农村人均可支配收入（αi）的不同区间存在显著差异。

具体而言，在第一个区间，即农村人均可支配收入低于9 118.69元时，finance的估计系数为0.006 6;在第二个区间，即农村人均可支配收入高于9 118.69元且低于15 352.6元时，finance的估计系数为0.008;而当农村人均可支配收入跨过15 352.6元后，进入第三个区间，此时finance的估计系数为0.011 3，3个估计系数均在1%的显著性水平下显著。由此可见，金融发展对乡村振兴发展的影响呈现出明显的门槛特征，即随着农村人均可支配收入的不断提高，金融发展对乡村振兴发展的促进作用也不断增强。

五、研究结论与政策建议

本文实证研究了金融发展对乡村振兴发展的影响。首先，构建省级乡村振兴发展水平的测度指标体系，并利用2008至2015年的数据对各省市自治区的乡村振兴发展水平进行了测度。随后，运用实证研究检验了金融发展对乡村振兴发展的影响。实证研究结果显示：金融发展对乡村振兴发展产生了显著的正向促进效应，但该效应存在明显的区域变化特征，表现为东部最强、中部次之、西部最弱。进一步运用门槛效应模型进行检验，发现金融发展对乡村振兴发展的影响存在门槛效应，具体而言，随着门槛变量农村人均可支配收入的提高，金融发展对乡村振兴发展的促进效应不断增强。

基于上述研究结论，提出以下促进乡村振兴发展的政策建议。首先，因地制宜地采取金融措施促进乡村振兴发展。在东部经济发达地区，金融体系和市场环境相对完善，金融资源的配置可由市场来完成，无需政府过多干预。而对于中西部地区，由于金融市场不完善，农村地区的借款人往往难以获得贷款，因此需要通过普惠金融制度和产品创新来打通农村新型经营主体和农户获得资金的渠道，同时，国家政策性贷款适当向中西部地区倾斜。其次，政府要构建针对乡村振兴相关金融机构贷款的风险防控体系。比如建立农村新型经营主体和农户的信用评级制度、小组联保制度、政府风险补偿基金和风险熔断机制等。再次，优化农村地区的金融生态环境。加大金融知识的宣传力度，大力宣扬讲诚信的社会风气，推行守信联合激励和失信联合惩戒机制，逐步提高农户的信用意识。

[参考文献]

[1] 廖彩荣，陈美球.鄉村振兴战略的理论逻辑、科学内涵与实现路径[J].农林经济管理学报，2017，16（6）：795-802.

[2] 赵秀玲.乡村振兴下的人才发展战略构想[J].江汉论坛，2018（4）：10-14.

[3] 孙学立.农村人力资源供给视角下乡村振兴问题研究[J].理论月刊，2018（5）：128-132.

[4] 杜育红，杨小敏.乡村振兴：作为战略支撑的乡村教育及其发展路径[J].华南师范大学学报（社会科学版），2018（2）：76-81.

[5] 纪德奎.乡村振兴战略与城乡义务教育一体化发展[J].教育研究，2018，39（7）：79-82.

[6] 杨璐璐.乡村振兴视野的新型职业农民培育：浙省个案[J].改革，2018（2）：132-145.

[7] 龙花楼.乡村重构专辑序言[J].地理科学进展，2018，37（5）：579-580.

[8] 龙花楼，屠爽爽.乡村重构的理论认知[J].地理科学进展，2018，37（5）：581-590.

[9] GLADWIN C H ， LONG B F ， BABB E M .Proceedings issue rural entrepreneurship： one key to rural revitalization[J].American journal of agricultural economics，1989，71（5）：1305-1314.

[10] PITZEL G R，BENAVIDEZ A C，BIANCHI B C.Rural revitalization in new mexico： a grass roots initiative involving school and community[J].Rural educator，2007，28（Spring）：4-11.

[11] JOHNSON T G. Entrepreneurship and development finance： keys to rural revitalization[J].American journal of agricultural economics，1989，71（5）：1324-1326.

[12] ZELLER M，SHARMA M. Rural finance and poverty alleviation[J]. Food policy reports，1998，30（1）：12-21.

[13] 张挺，李闽榕，徐艳梅.乡村振兴评价指标体系构建与实证研究[J].管理世界，2018，34（8）：99-105.

[14] 武丽娟，徐璋勇.我国农村普惠金融的减贫增收效应研究——基于4023户农户微观数据的断点回归[J].南方经济，2018（5）：104-127.

[15] 廖柳文，高晓路.人口老龄化对乡村发展影响研究进展与展望[J].地理科学进展，2018，37（5）：617-626.

[16] 涂丽，乐章.城镇化与中国乡村振兴：基于乡村建设理论视角的实证分析[J].农业经济问题，2018（11）：78-91.

[17] 张军.乡村价值定位与乡村振兴[J].中国农村经济，2018（1）：2-10.

[18] 叶兴庆.新时代中国乡村振兴战略论纲[J].改革，2018（1）：65-73.

[19] 温涛，张梓榆，王定祥.农村金融发展的人力资本门槛效应研究[J].中国软科学，2018（3）：65-75.