资金流对乡村产业振兴的影响

王修华 ，魏念颖

［摘要］ 基于2006—2019年全国722个脱贫县和1058个非贫困县的非平衡面板数据，构建乡村产业振兴指数，实证检验了金融资金流动对乡村产业振兴的影响效果及作用机制。研究发现：金融资金流入能显著促进乡村产业振兴，且对脱贫县的促进效果强于非贫困县；金融资金流动主要通过带动“实物流”“技术流”和“人才流”发挥促进作用，实现乡村生产体系、经营体系及产业体系的现代化，进而推动乡村产业振兴；新产业新业态发展的需求端、普惠金融发展的供给端和精准扶贫政策实施的政策端均能对促进作用产生正向效应。

［关键词］ 资金流；乡村产业振兴；脱贫县；作用机制

［中图分类号］  F324［文献标识码］ Ａ［文章编号］ 1008-1763（2024）02-0049-09

How Capital Flow Can Affect the Development of Rural Industry

WANG Xiuhua， WEI Nianying

（College of Finance and Statistics， Hunan University， Changsha 410079， China）

Abstract：Using the unbalanced panel data of 722 counties lifted out of poverty and 1058 non-poor counties from 2006 to 2019， this study constructs the rural industry revitalization index and investigates the influence and mechanisms of capital flow on the index. The results show that capital inflow can significantly promote rural industry revitalization， and the promotion effect in counties lifted out of poverty is stronger than that in non-poor counties. The mechanism test shows that capital inflow mainly plays a promoting role by driving “material flow”， “technology flow” and “talent flow”， which can help realize the modernization of rural production system， management system and industrial system， and finally promote rural industry revitalization. The development of new rural industries and new business form， the inclusive development of finance and the implementation of targeted poverty alleviation policy can all improve the promotion effect of capital inflow on rural industry revitalization.

Key words： capital flow; rural industry revitalization; counties lifted out of poverty; working mechanism

一引言

习近平总书记在中央农村工作会议上强调，全面实施乡村振兴战略的深度、广度、难度都不亚于脱贫攻坚，乡村振兴涉及领域更广、内涵更多、目标更高，将产生巨大的投资需求。产业振兴是乡村振兴的经济基础，也是乡村五大振兴之首，产业振兴对全面乡村振兴具有决定性意义。对脱贫地区来说，更是推动脱贫攻坚与乡村振兴有效衔接的物质保障与动力来源[1]。随着乡村产业振兴的不断深化，乡村产业发展产生了巨大的金融需求和资金缺口。解决“钱从哪里来”是脱贫地区乡村产业振兴至关重要的问题。为此，中国人民银行等部门联合印发了《关于金融服务乡村振兴的指导意见》等政策文件，旨在引导更多金融资源投入乡村产业。然而，有研究发现，我国存在着城乡资金流动的“卢卡斯之谜”，即使农村地区的资金边际收益率高于城镇地区，资金仍然从农村地区向城镇地区流动[2，3]。在接续推进脱贫地区乡村振兴的背景下，这一发现要求我们重新审视脱贫地区的资金流动情况，这关乎脱贫地区产业振兴能否吸引足够的资金投入。据初步测算，2000—2013年我国脱贫县金融资金均为净流出，14年间金融渠道累计净流出资金达9851亿元，脱贫地区资金外流问题严重。而在2014年随着金融精准扶贫政策的实施，脱贫县首次出现金融资金净流入，并在随后5年表现出金融资金净流入和净流出的交替变化，呈现出与以往不同的资金流动规律

测算数据来自《中国县域统计年鉴》。。资金作为重要的生产要素，其流量与流向极大程度影响着脱贫地区产业振兴与经济发展。因此，上述资金流动状况对脱贫地区产业振兴会产生何种影响？其作用机制是什么？在共同富裕背景下，能否缩小脱贫地区与非贫困地区的产业发展差距？这些问题都有待探讨和检验。

基于此，本文利用2006—2019年全国722个脱贫县和1058个非贫困县的面板数据，实证检验了金融资金流动对鄉村产业振兴的作用效果及机制。与现有文献相比，本文的边际贡献主要有：（1）将研究视域下沉至县域，定量评估了金融资金流动对乡村产业振兴的作用效果，弥补了以往研究多是定性分析的缺陷；（2）揭示了金融资金流动促进乡村产业振兴的间接路径，从实物流、技术流和人才流三方面验证了金融资金流动影响乡村产业振兴的作用机制，丰富了实现产业振兴的思路；（3）发现了金融资金流动对脱贫县和非贫困县产业振兴的作用效果与作用机制差异，有助于准确定位脱贫地区乡村产业发展特性，为接续期金融支持脱贫地区产业振兴提供更有针对性的政策建议。

二理论分析与研究假说

乡村产业振兴需要大量资金的投入。已有研究表明，金融资金流入能够缓解乡村产业参与主体的融资约束，提升产业发展资金使用效率，进而保障乡村产业的有效资本投入，推动乡村产业振兴，因此，可以认为金融资金流入能促进乡村产业振兴。但与非贫困地区相比，脱贫地区金融发展程度较低，金融渠道引致资金流能力较差，致使其生产过程中的资本要素积累与投入水平远不及非贫困地区[4]。根据生产要素的边际产量递减规律，要素投入水平越高，其边际产出越低，从这一角度看，金融资金流入脱贫地区产业可能带来更大的促进作用。但资本投入的边际效益不仅受到其投入情况的影响，也会受到脱贫地区产业生产技术落后、人力资源不足、政府治理能力较弱等因素的限制[5]，进而削弱金融资金流入对脱贫地区产业振兴的促进作用。因此，尽管从整体来看，金融资金流入能够促进乡村产业振兴，但对脱贫县和非贫困县而言，金融资金流入的产业振兴促进效果可能存在差异，两者孰强孰弱需要进一步验证。据此，本文提出如下假说：

H1：金融资金流入能促进乡村产业振兴，但对脱贫县与非贫困县产业振兴的促进效果存在差异。

实现乡村产业振兴需要构建现代化的乡村生产体系、经营体系和产业体系。“三大体系”各有侧重，但又相辅相成。乡村生产体系现代化重在从生产手段和生产技术层面提升农村生产力，乡村经营体系现代化重在通过激活农村经营主体来完善农村生产关系，乡村产业体系的现代化则是乡村生产体系和经营体系现代化有机融合的外在表现。因此，要实现乡村产业振兴，就需要全面推动乡村产业生产手段、生产技术和生产关系转型升级。

金融是现代经濟的核心，能够带动资金流入乡村产业领域，从生产手段、生产技术和生产关系等方面促进乡村产业发展与经济增长[6]。首先，金融资金流入能够缓解农户与农企在购置农机、更新生产设备等方面的资金约束，促进农村实物资本流入，提高农业的物质装备水平，进而推动乡村生产手段转型升级[7]。其次，金融资金流入能够为农业科技创新活动提供大量资金支持，带动新兴科技进入乡村产业领域，有效提高农业生产效率，改善农村生产经营方式，进而推动乡村生产技术转型升级[8]。最后，金融资金流入为吸引人才返乡下乡提供了资金保障，能够提升乡村产业的人才吸引能力，带动人才流入，激活乡村产业经营主体，进而推动乡村生产关系转型升级[9]。综上，金融渠道的资金流可以通过带动“实物流”“技术流”和“人才流”促进乡村产业生产手段、生产技术和生产关系的全面转型升级，进而推动“三大体系”现代化和乡村产业振兴，如图1所示。但就脱贫县和非贫困县而言，两者面对的发展基础与发展环境不同，相同的金融资金流在两个区域能带动的实物资本、生产技术和人才流动也呈现出不同的效果。据此，本文提出有关作用机制的假说：

H2：资金流能够通过带动“实物流”“技术流”“人才流”促进乡村产业振兴，且三大机制在脱贫县与非贫困县间的作用效果不同，导致了资金流动对脱贫县和非贫困县产业振兴的作用效果差异。

金融市场的主要参与者包括金融需求方、金融供给方及制定政策的政府相关部门，因此，金融资金流动对乡村产业振兴的作用会受到农村金融供需特征变化及政府政策等的影响。从金融需求方来看，农村新产业新业态的发展能显著促进县域产业发展和经济增长，但同时也带来了更大的资金需求和金融需求[10]，因此可能会影响金融资金流动对乡村产业振兴的作用效果。从金融供给方来看，农村金融机构改革和数字金融发展会影响农村地区资金流动的体量与方向，进而影响资金流动对乡村产业的促进作用。从政策来看，精准扶贫政策的全面推进能极大提升脱贫地区的资金吸引力[11]，从而对脱贫地区的金融资金流动及作用效果产生影响。根据上述分析，本文提出如下研究假说：

H3：需求端的农村新产业新业态发展、供给端的农村金融普惠发展和政策端的精准扶贫政策实施，均会影响金融资金流动对乡村产业振兴的作用效果。

三研究设计

（一）数据来源与指标选取

本文采用县域数据进行实证研究，数据主要来自《中国县域统计年鉴》及各省统计年鉴、《中国专利数据库》和“企查查”网站。本文依据行政区划代码对各类区县数据进行匹配，对部分缺失值采用插值法填补，剔除了部分存在行政区划变动的区县，对所有连续变量在1%水平进行了双缩尾处理。最终，本文确定了2006—2019年全国1780个县的非平衡面板数据作为样本，其中包括722个脱贫县和1058个非贫困县，共计获得9311条脱贫县样本数据和13602条非贫困县样本数据。

1.被解释变量

本文被解释变量为乡村产业振兴指数（index）。参考张挺等［12］、曾建中等［13］的指标体系，本文选取了产业规模、产业结构、产业质量3个一级指标，并在其下共设立了10个二级指标，用以构建乡村产业振兴指数。指数测度采用熵权TOPSIS法，计算出的指数值位于0到1区间，越接近于0说明产业振兴水平越低，越接近于1说明产业振兴水平越高。指数具体构成见表1。

2.核心解释变量

本文核心解释变量为县域金融资金流动（capflow）。县域市场参与主体的融资活动以银行借贷等间接融资为主，因此，在考察县域资金流动情况时，可以用银行类金融机构的资金流动情况来衡量。本文综合考虑金融发展与经济发展间的正相关关系，采用本期期末县域金融机构的贷款与存款余额之差减去上一期期末（即本期期初）的贷款与存款余额之差，作为度量本期金融资金流动的指标。该指标为正向指标，正值代表金融资金净流入，负值代表金融资金净流出，绝对值表示金融资金流量大小。

3.机制变量

根据前文理论分析，本文选取“实物流”“技术流”和“人才流”作为机制变量。在“实物流”维度，乡村产业领域的大量实物资本投入以厂房、农机设备、配套设施等固定资产的形式被保留下来，因此，固定资产投资水平可以大致衡量乡村产业振兴中的实物资本投入水平。本文参考张军等[14]和徐现祥等[15]的做法，选用每年的全社会固定资产投资额衡量县域的实物资本流入水平，用fixinv表示。在“技术流”维度，专利作为技术创新活动的重要产出，其数量和变化趋势在很大程度上反映了产业在新兴技术创新和应用上的活跃程度。本文借鉴陈德球等［16］的研究，选用每万人专利申请受理数

专利申请受理总数由发明专利、实用新型专利和外观设计专利的申请受理量加总得到。衡量县域的新兴技术流入水平，用tech表示。在“人才流”维度，国家政策近年来大力提倡人才下乡返乡创业，吸引了大量有志于创业的人才投身乡村产业领域，使得人才流入与创业活跃度之间存在着密切的正相关关系。因此，在乡村产业领域流入人才数据不可得的情况下，乡村创业活动的活跃程度成为考察乡村产业“人才流”的良好替代指标。本文参考王正位等[17]的做法，将每万人注册的个体工商户数量作为县域人才流入的替代指标，用talent表示。

4.控制变量

为提高回归结果的准确性，本文将以下变量作为控制变量：（1）财政支出水平（fiscal），以各县域人均公共财政支出来表示；（2）劳动力投入水平（labor），以各县域劳动就业人数

由于《中国县域统计年鉴》中劳动就业人员数量相关指标的统计口径在2013 年发生了变化，为最大限度地避免数据偏差带来的影响，本文参考张珩等[18]的计算方式，以“年末单位从业人员数+乡村从业人员数-农林牧渔业从业人员数”计算2008—2012年的劳动就业人数，以“第二产业从业人员数+第三产业从业人员数”计算2013—2016年的劳动就业人数。来表示；（3）居民消费水平（consume），以各县域人均社会消费品零售额来表示；（4）农村居民收入水平（ruralincome），以农村居民人均可支配收入的自然对数来表示；（5）信息化水平（inform），以各县域固定电话用户数占年末总户数的比例来表示；（6）教育水平（education），以各縣域在校学生人数占年末总人口的比例来表示，其中在校学生人数等于小学和中学在校学生人数之和；（7）人口密度（popdensity），以年末总人口与行政区划面积的比值来表示。

（二）模型构建与描述性统计

为验证假说1，本文构建了如下固定效应模型：

indexit=β0+β1 capflowit+β2 controlit+δi+

μt+λiFt+εit（1）

其中，β0表示常数项，εit表示随机误差项，δi和μt分别表示个体固定效应和年份固定效应，λiFt表示个体和年份的交互固定效应。被解释变量indexit表示第i个县第t年的乡村产业振兴指数，核心解释变量capflowit表示第i个县第t年的金融资金流动量，控制变量controlit包括了前文所选的7个指标。

进一步的，为了验证假说2，本文构建了如下模型：

mechanismit=α0+α1 capflowit+α2 controlit+δi+μt+λiFt+εit（2）

其中，α0表示常数项，εit表示随机误差项。被解释变量mechanismit表示第i个县第t年的机制变量指标，具体包括fixinvit、techit和talentit。控制变量与固定效应变量设置同模型（1）。以上两个模型所涉变量描述性统计详见表2。

四实证结果分析

（一）基准回归分析

表3汇报了资金流动影响乡村产业振兴水平的回归结果。结果显示，金融资金流入能显著促进县域的乡村产业振兴，从第（2）～（3）列的系数大小来看，金融资金流入对脱贫县的促进效果明显强于对非贫困县的促进效果。这可能是因为相对于非贫困县，脱贫县产业生产的资金投入较少，由于生产要素边际收益递减，脱贫县产业单位资金流入的边际收益更高，促进作用更强；且随着脱贫攻坚战的胜利与乡村振兴战略的推进，脱贫县乡村产业的金融承载能力进一步提升，降低了其他因素对脱贫县资金要素边际产出的负面影响。这一结果验证了本文的假说1。

（二）稳健性检验

1.内生性问题处理

内生性问题会导致以上回归结果有偏和不一致，因此需要对其进行讨论，以验证本文结果的稳健性。本文研究的内生性问题可能有如下来源：一是反向因果问题，虽然前文验证了金融资金流入能显著促进乡村产业发展，但反之，乡村产业的良好发展也会吸引更多的金融资金流入，因此本文的解释变量与被解释变量之间可能互为因果；二是遗漏变量问题，尽管本文从多个维度控制了影响乡村产业发展的关键变量，但仍然会存在部分不可观测或数据不可得的遗漏变量，从而导致核心解释变量与误差项相关；三是测量误差问题，由于数据统计过程中可能出现统计方法不科学、指标设计不合理、统计对象谎报等问题，因此本文使用的统计年鉴数据可能与真实数据存在差距，从而带来测量误差。

为尽量降低内生性问题的干扰，本文选取样本县所在省份其他县的金融资金流动量平均值作为工具变量，采用工具变量法对以上回归结果进行稳健性检验。本文选取上述工具变量主要基于以下考量：首先，同一省份县域金融机构引致的资金流动情况往往受到相同省级政策和金融发展水平的影响，其资金流量与方向具有同质性，样本县的金融资金流动情况必然与其所在省份其他县的资金流动平均水平相关；其次，样本县的产业振兴水平不会直接受到其所在省份其他县域金融资金流动平均水平的影响，故可以认为所选工具变量与样本县乡村产业振兴程度无关。因此，本文选取的工具变量满足相关性和外生性条件，是有效的工具变量。不可识别检验和弱工具变量检验结果也支持了上述结论。

表4汇报了工具变量法下金融资金流动影响乡村产业振兴指数的回归结果。结果显示，在工具变量法下，金融资金流入对乡村产业振兴水平的促进作用仍显著存在，且其对脱贫县产业振兴的支持作用仍强于对非贫困县的支持作用。因此，前文结论依然成立。

2.替换变量

本文还可能面临指标选择和测算方法带来的回归结果不稳健的问题。考虑到金融资金流动的测算方法可能会对回归结果产生影响，本文参考杨国中等[19]的做法，改用存贷款增量比（capflowNew）衡量金融资金流动情况，其计算公式为当期贷款增量除以当期存款增量，该指标为正向指标。由表5可知，解释变量替换后的回归结果与前文一致。

此外，为避免乡村产业振兴指数的权重计算方式对回归结果的影响，本文将熵权TOPSIS法替换为变异系数法重新计算指数值。被解释变量替换后的回归结果如表6所示，系数符号及大小情况与前文基本一致，说明前文研究结论对指数计算方法保持稳健。

（三）作用机制检验

上述实证结果表明，金融资金流入能够促进乡村产业振兴，且其对脱贫县产业振兴的促进效果更强。为进一步考察其中的作用机制，本文基于模型（2）进行了实证检验。表7汇报了全样本的机制检验结果。结果显示，金融资金流能够通过带动“实物流”“技术流”和“人才流”来促进县域的乡村产业振兴。这一结果初步驗证了本文假说2中关于三大作用机制的假设。

表8汇报了脱贫县和非贫困县的机制检验结果。结果显示，金融资金流入对脱贫县“实物流”“技术流”和“人才流”的回归系数均显著为正，但仅对非贫困县的“实物流”回归系数显著为正，这说明虽然整体来看金融资金流入能够通过带动“实物流”“技术流”和“人才流”促进乡村产业振兴，但其对脱贫县的机制作用效果更强，从而导致了金融资金流入对脱贫县产业振兴的促进效果强于对非贫困县的促进效果。本文假说2得以验证。

五进一步分析

（一）需求端：农村新产业新业态发展

由前文理论分析可知，农村新产业新业态的发展情况会影响金融资金流动对乡村产业振兴的作用效果。为了验证以上假说，本文构造了代表各区县拥有淘宝村情况的虚拟变量TBvillage，有淘宝村取值为1，否则取值为0淘宝村数据提取自阿里研究院发布的《中国淘宝村研究报告》。，以此衡量县域农村新产业新业态的发展情况，并通过在模型（1）中引入capflow与TBvillage的交乘项进一步考察农村新产业新业态发展的异质性影响。表9汇报了引入交乘项后的回归结果。第（1）列和第（3）列的回归结果显示，对全样本和非贫困县样本而言，淘宝村的建设不仅能显著提升县域的乡村产业振兴水平，还能带动金融资金流入更好地促进乡村产业发展。但第（2）列脱贫县样本的回归结果显示，淘宝村建设对脱贫县的乡村产业振兴水平并无显著影响，对金融资金流入的促进效果也无明显正向作用。造成这一结果的原因可能是脱贫地区电子商务等新兴业态的发展配套仍不够成熟，受到较多外在因素制约，因此对脱贫县乡村产业的整体带动作用有限。

（二）供给端：农村金融普惠发展

1.农村金融机构改革

为进一步完善农村金融体系、提升农村金融机构服务效率，我国推行了一系列农村金融机构改革举措，其中，以2010年开始全面推进的农信社股份制改革最为典型。因此，为检验农信社股份制改革的影响情况，本文将样本进一步划分成2010年前和2010年后两个子样本分别进行回归，回归结果见表10。结果显示，2010年前，金融资金流动对全样本、脱贫县样本和非贫困县样本的乡村产业振兴水平均无显著影响，而2010年全面推进农信社股份制改革后，金融资金流入在1%水平上显著带动了县域的乡村产业发展。这可能是因为农信社股份制改革提升了农信系统的支农能力与效率，降低了运营成本，激发了其服务农村的积极性，使得金融资金供给能更好地匹配乡村产业振兴的融资需求。

2.数字普惠金融发展

为验证数字普惠金融发展对金融资金流入带动乡村产业振兴的影响，本文采用北京大学数字金融研究中心发布的北京大学数字普惠金融指数来衡量各县数字金融发展水平（digitalfin），通过在模型（1）中引入交乘项capflow×digitalfin来考察数字金融究竟是促进还是削弱了传统金融渠道资金流入对乡村产业振兴的带动作用。表11汇报了引入数字金融发展水平后的回归结果。由表11可知，数字金融发展对全样本、脱贫县和非贫困县的乡村产业振兴都有促进作用，但仅能增强全样本和非贫困县样本下传统金融渠道资金流入对乡村产业振兴的正向影响，对脱贫县样本的传统金融渠道影响则不显著。以上结果表明，在县域层面，数字金融发展对传统金融机构的互补效应可能大于其竞争效应，能够进一步补充传统金融渠道的资金流量，但由于脱贫地区数字金融与传统金融的协作机制仍有待健全，因此，数字金融发展对脱贫地区乡村产业的影响更多地表现为其独立的促进作用，而非对传统金融机构的带动作用。

（三）政策端：精准扶贫政策实施

据假说3分析可知，以精准扶贫为代表的反贫困政策的实施会影响金融资金流动对乡村产业振兴的作用效果。为验证这一假设，本文以2014年为界，将样本进一步划分成精准扶贫前和精准扶贫后两个子样本并分别进行回归，回归结果见表12。结果表明，实施精准扶贫前，金融资金流动对全样本、脱贫县样本和非贫困县样本的乡村产业振兴水平均无显著影响，而2014年精准扶贫政策正式实施后，金融资金流入能在1%水平上显著带动县域乡村产业振兴，假说3关于政策冲击影响的假设得以验证。此外，结合前文对脱贫县金融资金流动的测算，第（3）～（4）列的结果为脱贫地区金融资金流动在2014年前后的特征转变提供了一个可能的解释。2014年前，脱贫地区因发展程度低导致外部资金流入受阻，且其产业金融承载能力弱，使得内部金融资金持续外流，进而表现为金融资金净流出；而实施精准扶贫政策后，脱贫地区资金流动的体制机制障碍被进一步打破，金融机构开始承担起脱贫地区“输血机”的角色，从而出现了金融资金净流入的情况，但由于脱贫地区资金流动的外部障碍并未完全破除，因此部分年份还存在少量的资金净流出。

六研究结论与政策建议

本文基于2006—2019年全国722个脱贫县和1058个非贫困县的非平衡面板数据，实证检验了金融资金流动对脱贫县和非贫困县产业振兴的支持效果和作用机制。研究发现，金融资金流入可以促进乡村产业振兴，且对脱贫县的促进效果强于非贫困县。机制检验表明，金融资金流入可以通过带动“实物流”“技术流”和“人才流”来推动乡村产业振兴，且金融资金流入通过以上机制作用于脱贫县产业振兴的效果更强，而非贫困县“技术流”和“人才流”机制作用路径不畅，因此表现为脱贫县与非贫困县乡村产业振兴之间的支持效果差异。此外，农村新产业新业态的发展能提升金融资金流入对乡村产业振兴的带动作用，但可能扩大脱贫县与非贫困县的产业发展差距；全面推进农信社股份制改革后，金融资金流入对脱贫县和非贫困县产业振兴的支持作用均得到了显著提升；数字金融的发展不仅能促进乡村产业振兴，还能够通过互补效应进一步增强传统金融渠道对乡村产业发展的带动作用；精准扶贫等国家政策的实施进一步打破了金融资金流入脱贫地区的体制机制障碍，提升了乡村产业发展的资金吸引力和金融资源利用能力，使得金融资金流入能够切实促进乡村产业振兴。

基于上述研究结论，为了更好地引导金融资源支持乡村产业振兴，本文认为应从以下几个方面着力：第一，引导更多金融资源投向乡村产业的物质装备升级和创新创业活动，进一步打通“实物流”“技术流”和“人才流”进入脱贫地区的渠道，保证金融支持能够通过有效的机制路径促进乡村产业振兴，缩小脱贫县与非贫困县的产业发展差距。第二，大力支持农村新产业新业态发展，从“需求端”吸引金融资金更加有效地支持乡村产业振兴，但同时应注重提升脱贫地区的相应配套基础设施建设，进一步释放农村新产业新业态的带动作用。第三，继续推进农村金融深化改革，完善分工协作、结构合理的农村金融组织体系，同时加强数字金融发展与县域农村金融机构的互补效应，从“供给端”构建一个有效的金融资源供给体系。第四，加强政策引导，推动“有为政府”与“有效市场”更好地结合，破除金融资金进入脱贫地区的体制机制障碍，构建产业政策、财税政策、金融政策等的协同机制，从“政策端”发挥部门合力效应，推动乡村产业振兴。

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