非正規金融、農業技術創新對鄉村產業升級的動態影響
——基于狀態空間模型的計量分析

聶高輝，嚴 然，彭文祥

（江西財經大學 信息管理學院，江西 南昌 330013）

一、引 言

國家《鄉村振興戰略規劃（2018-2022年）》提出了“產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕”的鄉村振興戰略總要求。其中，產業興旺是鄉村振興的重點，直接關系鄉村經濟的可持續發展與社會的和諧穩定。當前，鄉村產業普遍存在四大特征：創新匱乏、規模分散、效率低下、產業單一，需提升鄉村產業，培育新型商業模式，構建現代化發展體系，推動我國鄉村產業高質量發展。農業技術創新是推動鄉村產業升級的不竭動力，促進科技與產業融合發展，是實現鄉村產業興旺繁榮的必然選擇。付家驥曾在《技術創新學》一書中強調：“沒有技術創新，就沒有產業升級。”從世界鄉村產業發展歷程看，無論是產業提升還是技術創新無不需要大量的資本支撐。

當前，我國鄉村金融市場表現出“二元性”特征，即非正規金融與正規金融并存。我國非正規金融對鄉村產業升級存在怎樣的影響？其影響機制是什么？在當前鄉村振興戰略的大背景下，這方面的研究成果還相當欠缺。本文在已有研究的基礎之上，探討非正規金融、農業技術創新對鄉村產業升級的內在影響，并構建時變參數狀態空間模型實證分析三者之間的互動關系。

文章分為六個部分：第一部分為引言；第二部分為文獻綜述；第三部分為理論機制分析；第四部分為基于時變參數狀態空間模型的計量分析；第五部分結合中介效應檢驗對實證結果進行分析解讀；第六部分為文章結論與政策建議。

二、文獻綜述

從現有文獻資料來看，還未有研究者探討非正規金融對于鄉村產業發展的影響，更多的是直接研究非正規金融與產業結構升級之間的關系。銀行作為天然的風險謹慎性資金供給主體，面對那些信息不透明的高風險、高回報投資項目時，往往會進行信貸配給，而不是提高利率，這在某種程度上阻礙了新興產業的發展［1］。產業結構升級與技術創新均需要資金支持，當正規金融無法滿足新興產業的融資需求時，非正規金融作為一種抵押、擔保較少且無固定還款期限的靈活金融行為，可以較好地填補信貸配給所造成的金融真空［2］。非正規金融本質上是社會儲蓄與資金的吸收再分配，具有優化社會資源配置效應、促進產業競爭效應，可推動社會資本形成并促進地區經濟增長［3］。具體表現為：非正規金融可顯著改觀融資雙方的非信息對稱問題，在金融抑制過程中平滑企業資金運轉周期，解決資本積累不足問題，吸收社會儲蓄并將其轉化為投資，優化社會資源配置，極大地促進社會中小經濟體發展［4］。

對于非正規金融與技術創新的關系，現有研究文獻多是關注非正規金融對于工業制造業、制藥業等高新技術產業技術創新的影響。劉政等（2017）［5］基于中國工業企業數據庫2005-2007年數據構建計量模型進行分析后認為，非正規金融可顯著緩解企業創新融資約束，降低中小經濟體進行創新融資時融資雙方的信息不對稱性；此外，非正規金融還可發揮現金替換功能平滑企業的研發資金波動，最終通過信息處理優勢和現金替換優勢推動制造業企業進行技術創新。吳淑娥等（2016）［6］運用系統GMM估計法，發現內部融資對于存在融資約束的制藥企業的現金持有與研發資金波動起到了調節作用。聶高輝等（2018）［7］利用TVP—VAR模型解析了非正規金融、技術創新對于中國產業結構轉型優化的影響，發現三者之間存在著正相關關系，并提出了非正規金融—技術創新—產業結構升級這一影響傳導路徑的存在。

梳理既有文獻可知，眾多學者的研究方向主要體現在非正規金融對于高新技術產業發展的影響，還未有學者對非正規金融對于鄉村產業的影響進行考察。已有研究多是就非正規金融、技術創新、產業升級之間的兩兩關系進行分析，鮮有學者從農業技術創新角度就非正規金融對于鄉村產業升級的影響效應做進一步的探討。對此，本文擬從以下兩個方面彌補現有研究的不足：第一，在研究內容上，本文在研究農村非正規金融影響鄉村產業升級的基礎上，將其拆分為直接效應與農業技術創新中介效應，并進一步進行實證檢驗。第二，在研究方法上，現有研究多是采用固定參數模型進行分析，難以準確刻畫在國家財政、金融政策的調整中非正規金融與鄉村產業升級的長期動態關系，導致實證結果可靠性不足，為此，本文選擇時變參數狀態空間模型來克服這一缺陷。此外，本文在厘清非正規金融、農業技術創新對鄉村產業升級的傳導機制之后，采用中介效應檢驗來定量分析各自占比，以便反映出兩者的長期結構特征。

三、理論機制分析

以何廣文和劉甜（2019）［8］為代表的學者，對鄉村振興戰略下金融發展與鄉村產業振興之間的關系進行了研究，發現銀行等正規金融機構通過信貸等方式為農業技術創新與企業產品研發提供資金支持，繼而推動鄉村產業轉型優化。非正規金融作為正規金融的補充，對農業技術創新與鄉村產業升級同樣發揮著至關重要的作用。為揭示非正規金融、農業技術創新對于鄉村產業升級的動態影響，首先需理清非正規金融對于農業技術創新的影響機制，然后通過實證驗證非正規金融、農業技術創新對于鄉村產業升級的影響效應。

（一）非正規金融與鄉村產業升級

鄉村產業升級是指以鄉村居民消費需求為出發點，提高鄉村產業競爭力與全要素生產率，突破單純以農業為主的傳統發展模式，開發農業衍生功能，培育農村新興產業發展，促進農村多產業融合的過程［9-10］，其結果表現為農業現代化（1）與鄉村產業融合（2），非正規金融在此過程中扮演著重要角色。在信息不對稱的鄉村信貸市場，銀行等正規金融機構在借貸過程中承擔著較大壞賬壓力，在對鄉村中小經濟體發放貸款時，“信息不對稱”“道德風險”等問題十分突出，本著降低風險的原則，正規金融常常選擇進行信貸配給而非調整利率［11］，從而使得鄉村中小經濟體將融資需求投向非正規金融。故非正規金融對鄉村產業升級存在著重要作用［12］。現有文獻研究表明，非正規金融主要通過促進鄉村二、三產業和農業發展繼而推動鄉村產業升級［13-15］。具體影響路徑主要表現如下：

（1）農業方面。農戶是農業現代化發展的基本力量，但國家政策的偏斜與金融抑制，使得農村正規金融市場規模緊縮，農戶生產性融資需求無法得到滿足，資金短缺已成為限制農戶革新生產技術、擴大生產規模與實現產業轉型優化的重要因素［16］。中國農業生產普遍存在技術落后、缺乏創新、模式單一、地塊分散等缺陷，部分偏遠地區農業生產甚至還停留在小農經濟時代。而非正規金融憑借信息獲取優勢，放寬對農民的融資門檻，為鄉村產業建設提供了資金支撐，幫助農戶從小農經濟向現代化、規模化產業經濟發展躍進［17］。

（2）鄉村第二、三產業方面。在以農業為基礎的第二、三產業中存在著大量鄉村中小企業，對這些企業來說融資困難是一個世界性難題，正處于轉軌經濟的中國，正規金融在資源配置上具有明顯的城市化特征與國有制偏好，鄉村中小企業長期受到正規金融的信貸歧視［18］。非正規金融有效緩解了鄉村中小經濟體融資困難，促進了社會資本的形成，還在這個過程中作為金融中介，吸收儲蓄和分配資金，提高了資本配置效率與產業競爭力［19］，推動了鄉村各產業的融合發展。

（二）非正規金融與農業技術創新

金融支持是企業進行技術創新的重要支持，在技術創新過程中，企業無論是改進還是創造新技術都需要資金支持。非正規金融作為一種不依賴正式法律實施機制，僅靠自我契約執行和社會規范來確保融資合同得以執行的融資途徑［20］，具有獨特的軟信息處理優勢和現金替換優勢［21］。這兩大優勢使得非正規金融對缺乏信息對稱和存在資金波動的鄉村中小企業農業技術創新活動的促進作用尤為明顯。

投資信息不對稱問題貫穿于農戶與鄉村中小企業的農業技術創新融資過程之中，是制約這些中小經濟體進行創新融資的主要瓶頸，對于缺少抵押品的鄉村中小經濟體來說，創新與投資的信息不對稱性所導致的資金缺口極大地制約了其技術創新能力［22］。此外，技術創新投資是一項長期投資，其收益在短期內往往難以衡量。為了保障研發活動的持續性，財務波動大且缺乏長期融資渠道的鄉村中小企業，更傾向于選擇調整成本較低的短期資本、現金等，以此平滑研發支出并確保技術創新活動的可持續性［6］。相較于正規金融，非正規金融在處理鄉村中小企業信息方面具有先天優勢，其更容易消除技術創新融資過程中借貸雙方的信息不對稱問題。并且非正規金融作為一種靈活的融資工具，其可通過商業信用資源，在鄉村中小企業購買商品時通過延期付款的方式，為企業提供低息乃至無息短期貸款，降低企業的財務波動幅度。因此，非正規金融綜合現金替換優勢和信息處理優勢，有效地解決了鄉村中小企業農業技術創新融資的信息非對稱問題和對資金周期的平滑需求，顯著推動了農業技術創新。

（三）農業技術創新與鄉村產業升級

過去，我國鄉村產業主要以勞動密集型農業為主，但隨著人口老齡化進程的加快以及鄉村勞動力向城市的不斷流動，農村空心化與老齡化等問題日益凸顯。以廉價勞動力為基礎的傳統農業亟待轉型升級，需尋求新的發展契機以形成差異化優勢。除本文中提到的金融傳導路徑以外，農業技術創新也是推動鄉村產業升級以及要素稟賦結構優化的關鍵途徑，其內在機理主要表現為：

其一，農業技術創新優化了鄉村勞動力就業結構，通過提升農業生產者素質與勞動生產率，從傳統農業生產中解放了大量勞動力，為農業生產鏈中各產業間的有效鏈接提供了必要的勞動力要素供給［23］。同時，勞動力等生產要素在不同行業間的流動，會促進鄉村各產業間要素配置更加合理、聯系更加緊密，從而推動鄉村產業融合與發展。

其二，農業技術創新刺激了消費需求的轉變，從而推動鄉村產業結構的優化升級。農業技術創新帶來的勞動生產率提高，抬高了區域內城鄉居民的收入水平，刺激了新的消費與生產需求，由技術創新產生的“供給效應”會促進新興產業的出現與發展［24］。

其三，農業技術創新促進了農村產業鏈滲透與延伸，有助于不同產業之間的技術融合并形成新興產業，引發新一輪產業革命。技術創新作為產業鏈滲透與融合的內驅動力，打破了傳統農業的封閉性現狀，將傳統農業從單一生產環節擴展到包括生產、銷售、服務的全產業鏈經營，實現產業規模、領域、層次的擴張，整體上提高了資源利用率與產業競爭力，進而促進鄉村產業的擴張升級［25］。

四、非正規金融、農業技術創新促鄉村產業升級效應計量分析

（一）變量定義和統計性描述

考察非正規金融、農業技術創新對鄉村產業升級的動態影響，需選取有效的可觀測變量來構造狀態空間模型。涉及的變量有非正規金融信貸規模、農業技術創新和鄉村產業升級，數據時間跨度為1993-2017年。

1.鄉村產業升級（NSY）

賈晉等（2018）［9］基于鄉村振興戰略的客觀要求，將鄉村產業升級定義為“六化”的統一，即推動農業機械化、科技化、效率化發展；突出農民組織化，加快發展多種農業生產模式；落實農產品品質化、農業融合化，深挖鄉村產業的“價值洼地”。本文借鑒其評價標準，構建了鄉村產業升級評價體系，具體見表1所列。

表1 鄉村產業升級評價指標體系

本文采用熵權Topsis綜合評價法計算了鄉村產業升級系數作為衡量鄉村產業升級的代理指標，測算方法如下：

（1）構建評價矩陣。本文以中國為評價對象，存在6個評價指標，時間跨度為1993-2017年，故構建評價矩陣X=(xij)25×6。

（2）歸一化處理。由于本文選取的產業升級評價指標存在不同的量綱，不適用于進行綜合評價。本文使用無量綱化公式轉化為指標wij，以此形成規范化矩陣W=(wij)25×6。

（3）確定指標權重。首先，在規范評價矩陣W的基礎上，計算指標xj的熵值ln(25)。隨后，通過公式算指標其權重。

（4）構建加權評價矩陣。通過rij=ωj×zij將指標wij轉換為指標rij，以此構建加權評價矩陣R=(rij)25×6。

（5）計算鄉村產業升級評價系數。首先，確定加權矩陣R的正理想解向量max(r1j,…,r25j)和負理想解向量min(r1j,…,r25j)，以此為基礎計算出各評價單元與正理想向量、負理想向量的距離和算各年度中國的鄉村產業升級系數。其中Ci越大，表明鄉村產業融合化與現代化程度越高，鄉村產業升級水平越高。

2.農業技術創新（ZKL）

目前，學界還未對技術創新指標衡量達成共識。在此，本文采用羅洎等（2008）［26］、Argentino（2005）［27］等研究者的方法，將農、林、牧、漁業專利授權數作為農業技術創新的衡量指標。

3.非正規金融信貸規模（NOL）

非正規金融是指處于國家銀行和金融監管當局規制和監察之外的金融行為［28］。中國金融體制長期存在政策扭曲與金融抑制現象［29］，鄉村中小企業與農戶的信貸可獲得性極低，迫使部分農戶、企業通過非正規渠道籌集資金，以滿足金融服務這一剛性需求。有效測算非正規金融規模有利于正確判斷非正規金融對農業技術創新以及鄉村產業振興的影響程度。在此，結合田光寧等（2008）［30］、聶高輝等（2018）［7］的未觀測經濟測量方法與李建軍（2010）［31］的金融統計理論，測算我國非正規金融規模，具體步驟如下：

未觀測經濟是非正規金融的基礎，因而本文首先借鑒李建軍（2020）［31］提出的測量方法計算我國未觀測經濟規模，具體方法如下：

式（1）中，未觀測信貸資金FOC由金融機構信貸資金增量ΔC與國際收支總差額ZEC之間的差額組成。其中，國際收支總差額ZEC等于國際收支經常項目差額UZEC與資本與金融項目差額FZEC之和。

中小微經濟體的生產經營從非正規金融獲得了一定的資金支持，而且部分經濟主體為了利益的最大化，也會將從正規渠道獲得的貸款投向地下生產經營活動。參照聶高輝等（2018）［7］的非正規金融信貸規模計算方法，假定未觀測的經濟活動所需的信貸支持比率與可觀測經濟活動相同，且兩者從非正規金融得到的貸款總量相等。則非正規金融信貸增量ΔNOC可表示為：

其中，ΔL表示正規金融信貸增加額。以1993年為基期，計算當年的非正規金融信貸規模：

由此可得1993年之后每年非正規金融規模為：

非正規金融總規模由城市非正規金融和農村非正規金融兩個部分組成，仍需進一步區分。在此，本文首先假設城市與農村各產業所需未觀測信貸資金支持比率相同，而后利用GDP切割法，分離農村GDP，然后以此為依據計算農村非正規金融資金規模。農村GDP主要來自于農戶部門創造的產值與鄉鎮企業產值，農戶部門所創造的GDP可用第一產業產值代替，將其與鄉鎮企業產業增加值求和便可得到中國農村生產總值HPC。

其中，HLF代表第一產業產值，YL代表鄉鎮企業增加值，兩者之和構成了我國農村生產總值HPC。在此基礎之上，可得到1993-2017年我國各年度農村非正規金融規模NOL：

4.描述統計結果

各變量的統計學描述見表2所列。

表2 統計性描述

（二）單位根檢驗與協整檢驗

在構建狀態空間模型之前，需要利用協整檢驗確定三個變量之間存在長期均衡關系，以保證實證結果的無偏性與有效性。本文對水平變量取對數，得到鄉村產業升級系數（lnNSY）、非正規金融信貸規模（lnNOL）和農業技術創新（lnZKL），然后對變量進行單位根檢驗，檢驗結果見表3所列。

表3 單位根檢驗

由表3可知，三個變量均為一階單整序列。為了確保建模結果的穩健、有效，在此對變量進行協整檢驗，檢驗結果見表4和表5所列。

表4 Johansen協整跡檢驗

表5 Johansen協整最大特征值檢驗

結果表明，三個變量之間存在長期均衡關系，預示了非正規金融可能通過直接效應與農業技術創新中介效應共同對鄉村產業升級產生影響。

（三）狀態空間模型構建

由于我國鄉村體制改革的不斷深入以及地方政策、金融政策等因素的不斷變化，傳統固定參數模型已無法準確反映非正規金融、農業技術創新對于鄉村產業升級的影響，而狀態空間模型通過將狀態變量（時變參數）納入可觀測模型中進行聯合估計，精準刻畫了不同階段各變量之間的時變特征，克服了傳統固定參數模型的估計偏誤問題。

綜合后續將進行的中介效應檢驗，本文在此構建遞推方程，用以擬合非正規金融、農業技術創新與鄉村產業升級之間的動態關系。

狀態空間模型1：

以上三個狀態空間模型中，上式為量測方程，下式為狀態方程。NSY代表鄉村產業升級系數，為被解釋變量；NOL代表非正規金融信貸規模，為解釋變量；ZKL代表農業技術創新，為中介變量；svi（i=1，2，3，4）為狀態變量，代表解釋變量對被解釋變量以及中介變量的時變系數。其中，sv1代表農業技術創新對鄉村產業升級的提升彈性；sv2代表非正規金融對鄉村產業升級的提升彈性（非正規金融對鄉村產業升級的直接效應）；sv3和sv4分別代表非正規金融對鄉村產業升級的可變系數（非正規金融對鄉村產業升級包括直接效應和農業技術創新中介效應在內的總效應）和非正規金融對農業技術創新的可變系數。

可變系數全部設置為遞歸形式，ci（i=1，2，3）為常數項，εi為隨機擾動項。

五、實證結果分析解讀

通過迭代算法對模型（6）-（8）進行估計，表6報告了估計結果，狀態變量系數均在5%顯著水平下顯著，各狀態空間模型AIC值與SC值較小，模型擬合效果良好。

模型殘差的單位根與自相關檢驗均表明，各模型的殘差序列平穩且不存在自相關性。以上估計結果的顯著性，說明了非正規金融—農業技術創新—鄉村產業升級這一傳導路徑的存在。

表6 狀態空間模型回歸結果

為了更好地觀察可變系數的變化趨勢，在時變參數估計結果之上，運用Kalman濾波生成狀態變量svi(i=1,2,3,4)的時變參數曲線，分析非正規金融、農業技術創新對鄉村產業升級的動態影響。

（一）狀態空間模型的估計分析

由圖1中的（a）和（b）可知，非正規金融、農業技術創新對鄉村產業升級存在長期影響，且非正規金融、農業技術創新的影響系數呈現出了此消彼長的態勢。農業技術創新對鄉村產業升級提升彈性（sv1）呈減弱趨勢，非正規金融對鄉村產業升級的提升彈性（sv2）呈增強趨勢。具體而言，在樣本時段內，農業技術創新的提升彈性系數都為正值，發揮正向推動作用，但其在不同時點存在不同的變化趨勢。1997年之前sv1的數值在波動中上升，由1994年的0.17上升到1997年的0.29；在此之后，sv1的數值逐漸下降最終維持在0.08左右；直到2006年后sv1的數值逐步回升，到2014年sv1的數值達到0.15并趨于穩定。在樣本時段早期，我國農業生產技術落后急需換代升級，農業技術創新對鄉村產業升級推動作用逐漸增大；但隨著生產技術的提升，技術創新陷入瓶頸，1997年后此推動作用日益下降；直到“十一五”期間，國家逐漸重視農業技術創新，加大了人、財、物的投入，農業技術創新的提升彈性系數回升并穩定在了0.10左右。與此同時，非正規金融對于鄉村產業升級的直接效應在不斷增強，雖然在早期sv2的數值出現了下降，由1995年的0.52下降到1997年的0.47，但在此之后，sv2的數值快速上升并穩定在了［0.55，0.62］的區間內。1997年前農村金融業正處于第一次轉型改革階段，金融的重要性與敏感性使得政府對鄉村非正規金融采取歧視與壓制政策，致使非正規金融對鄉村產業發展的直接推動作用減弱；但隨著鄉村金融市場體制的完善，政府及利益相關主體對于非正規金融的重視程度逐漸提升，開始鼓勵與引導民間資本加入鄉村產業建設，技術、管理經驗也隨著資本進入得到大量引進，農村產業規模化步幅加快，非正規金融促進鄉村產業升級的直接效應得到增強。

由圖1（c）可知，非正規金融對鄉村產業升級的可變系數（sv3）始終為正值，其經歷了迅速上升—緩慢下降—逐步回升的動態過程。具體而言，由1994年的0.734上升到1997年的0.771；之后出現了突變性減弱，從最高值下降到了2001年的0.759；此后5年內，非正規金融對于鄉村產業升級的影響系數始終穩定在［0.75，0.76］區間內；然后在2006年又開始小幅度回升，直到2017年穩定在了0.761左右。盡管總影響效應在前期有所下降，但降幅僅為0.012，后期仍可帶來正向影響。并且隨著鄉村振興戰略的實施，這一影響逐漸增強。

圖1（d）顯示了非正規金融對農業技術創新的可變系數（sv4）的變化趨勢。具體而言，1993-2001年，非正規金融對農業技術創新的推動作用不斷增強，但增長幅度不斷放緩；2001年之后可變系數變化趨于平穩，并有略微下降趨勢。總體來看，其變化趨勢存在尖峰性特征［32］，這符合生產者行為理論中的邊際報酬遞減規律：鄉村金融體制的完善，農業技術創新得到金融支持的不斷增加，使得非正規金融對于農業技術創新的促進效率有所降低。但可以確定的是，非正規金融對農業技術創新起推動作用，技術的創新離不開資本的投入。這也進一步證實了農業技術創新中介效應的存在。

圖1 狀態變量動態變化趨勢

（二）技術創新中介效應檢驗與估算

實證結果表明，非正規金融會以農業技術創新為中介促進鄉村產業升級，為進一步刻畫三者的動態關系，本文借鑒MacKinnon et al（1995）［33］所提出中介效應檢驗程序（圖2）來進行分析。

圖2 中介效應檢驗程序

首先，對sv3進行顯著性檢驗發現，發現各時點sv3對應的t統計量在1%的顯著性水平下顯著。因此，下一步依次進行sv4與sv1的顯著性檢驗。檢驗結果表明，sv4對應t統計量均在1%顯著水平下顯著，而sv1對應的t統計量在1993年、1994年兩個時點上不顯著，其余時點在5%顯著水平下顯著。之后，對1993年、1994年兩個不顯著時點的系數進行sobel檢驗，發現1993年sobel檢驗z值均小于5%顯著水平下的臨界值1.96。以上檢驗結果表明，除了1993年的農業技術創新中介效應不顯著外，1994-2017年各時點都存在農業技術創新中介效應。與此同時，1994-2017年的sv2的t統計量均在5%顯著水平下顯著，說明該中介效應類型為部分中介效應，即非正規金融對于鄉村產業升級的促進作用是通過直接效應與農業技術創新中介效應共同實現的。對此，借鑒溫忠麟的方法，通過g=sv1×sv4/(sv1×sv4+sv3)計算中介效應占比。根據各時段計算結果，得到1994-2017年中介效應占比變化趨勢圖（圖3）。

圖3 農業技術創新中介效應占比

總體上，在所考察的時間段中，非正規金融推動鄉村產業升級的總效應中平均有20%來自農業技術創新產生的中介效應。具體而言，1994-1997年時段內，農業技術創新中介效應占總效應比重不斷增加并在1997年達到了38.06%的頂峰。究其原因，1994-1997年正值“聯產承包責任制”實施中期，鄉村生產雖有一定起色，但生產技術依然落后，急需資金進行技術創新與產業升級。同時國家正進行第一次農業銀行商業化改革，大量網點從基層撤出，銀行有選擇性地針對經營效益有保障的大客戶繼續放貸。無法從正規渠道得到貸款進行技術升級的企業與農戶自然會轉向非正規金融尋求資金，故該時段內農業技術創新中介效應不斷增強。此后，國家啟動了以農村信用社為重點的第二輪鄉村金融體制改革，農村融資需求逐漸得到滿足，農村信貸供給的增加導致非正規金融對于農業技術創新的促進效率下降，這也使得1998-2005年時段內農業技術創新中介效應占比不斷下降。直到“十一五”時期，國家開始正視民間資本在鄉村建設中的作用，制定了有針對性的政策鼓勵與引導民間資本加入鄉村產業建設，此時段內中介效應占比重新上升至15%以上。此后，隨著鄉村振興戰略的逐漸深入，技術創新成為促進鄉村產業升級的一個重要手段和途徑，農業技術創新促進作用日益增大，“十二五”時期農業技術中介效應占總效應比例進一步提升至22%左右。雖然受非正規金融直接效應上升與農業技術創新效率下降的影響，“十三五”時期該比例有所下降。但不可否認的是，農業技術創新已然成為民間資本參與鄉村產業建設的重要途徑之一。

六、主要結論與政策建議

（一）主要結論

本文采用時變參數狀態空間模型與中介效應分析方法，研究了非正規金融對鄉村產業升級的直接效應與農業技術創新中介效應。結果表明，非正規金融顯著促進了鄉村產業升級，且在此過程中非正規金融的直接效應與農業技術創新的中介效應并存。樣本時段內直接效應與中介效應變化趨勢存在明顯不同，前者彈性系數穩步上升，從“十一五”時期逐步增長并一直維持著上升趨勢；后者彈性系數逐漸減小，從1997年逐漸下降，到“十一五”時期略微回升并趨于平穩。此外，樣本時段內農業技術創新傳遞的中介效應占總效應比重為20%，且“十一五”以來該比例一直保持在15%以上。因此，農業技術創新已然成為民間資本參與鄉村產業建設的重要中介，非正規金融推動鄉村產業升級是直接效應與農業技術中介效應共同作用的結果。

（二）政策建議

為有效地利用非正規金融、農業技術創新對鄉村產業升級的推動作用，更好更快地實現我國鄉村振興目標，本文提出如下政策建議：

（1）從戰略上正確認識非正規金融對鄉村產業升級的影響。通過完善鄉村金融制度，調動民間資本參與鄉村產業建設，使其成為鄉村振興戰略實施過程中的一部分，實現金融資源利用效應最大化，解決鄉村企業融資難題，推動貧困地區經濟發展。正規金融機構應主動與民間資本開展合作，降低風險，維護農村經濟可持續性發展。

（2）完善農業技術創新資本投入體系，加大對技術創新的金融支持。雖然非正規金融對于農業技術創新具有直接顯著的推動作用，但現階段這種推動作用已陷入瓶頸。政府應充分認識到現有技術創新投資體系的不足，通過完善技術創新投資體系與增加資本投入，提升農業技術創新投入產出效率，保障鄉村產業的繁榮興旺與經濟的平穩發展。

（3）規制鄉村非正規金融市場的運作，防范可能的金融風險，敦促非正規金融的轉型升級與功能重構。現階段非正規金融對鄉村產業升級的總效應增長已陷入瓶頸，明確非正規金融的市場秩序，敦促非正規金融陽光化、健康化發展，不僅有利于增加非正規金融對鄉村產業發展的支持度，而且還能有效防控非正規金融風險，從法律上規制鄉村金融市場上的高利貸與非法集資行為。

（4）正確定位非正規金融在鄉村振興戰略中的角色，積極引導非正規金融與正規金融的合作，推動鄉村產業經濟發展。一方面，正規金融通過與非正規金融的合作，借助非正規金融在鄉村基層的信息優勢，可在加大對鄉村中小企業信貸支持的同時，更好地規避投資風險。另一方面，鄉村振興戰略的實施需要正規金融的支持，長期資本投入仍需依賴正規金融渠道。因此，正規金融應拓展農村金融產品與服務，為鄉村企業轉型發展提供更多的信貸支持，通過增加信貸供給鼓勵鄉村中小企業實現技術創新與產業升級。

注 釋：

（1）農業現代化是指運用科技因素將傳統農業改造為現代農業，是具有完備基礎設施、規模生產體系、先進生產技術、高效組織形式的一種農業發展狀態。見馬曉河：推進農村一二三產業深度融合發展［N］.農民日報，2015-02-10（001）。

（2）鄉村產業融合是指農產品生產、加工、銷售、服務各產業間的有序整合，其最終形式表現為鄉村一二三產業之間的協同發展以及農民收入的穩步提升。見陳錫文：中國特色農業現代化的幾個主要問題［J］.改革，2012（10）：5-8。