金融滲透、金融獲得與農業產業化

何婧 蔡新怡 趙亞雄(

摘 要：在鄉村振興戰略背景下，從普惠金融的滲透性和使用效用性兩個維度入手，利用湖南省2010-2018年87個縣市的面板數據，探究金融滲透、金融獲得和農業產業化三者之間的作用機制。研究發現：金融滲透不僅能直接促進農業產業化發展，還能通過影響金融獲得進而影響農業產業化發展，金融獲得的中介效應大小為58.8%。金融獲得對農業產業化的促進作用受到金融滲透單一門檻效應的影響;高金融滲透水平情況下，金融獲得對于農業產業化發展的促進作用更強。

關鍵詞： 金融滲透;金融獲得;農業產業化;中介效應;門檻效應

一、引 言

“三農”問題關系國計民生，實施鄉村振興戰略是做好“三農”工作的總抓手、是解決“三農”問題的關鍵。鄉村振興戰略提出的產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕總要求中，產業興旺位于首位，可見，推進農業現代化、產業化發展是實現鄉村振興的重要要求之一。2020年1月中央《關于抓好“三農”領域重點工作確保如期實現全面小康的意見》指出，要想全面建設小康社會、全面打贏脫貧攻堅戰，“三農”領域中突出的短板必須補上，要支持各地立足資源優勢打造特色農業產業鏈，建立健全農民分享產業鏈增值收益機制，推動農業產業化發展。對此，在加大中央和地方財政“三農”投入力度的同時，應穩妥擴大農村普惠金融改革試點，加快構建“銀保擔”風險共擔的普惠金融服務體系，推出更多普惠金融產品。

農業產業化是以市場為導向，以經濟效益為中心，以主導產業、產品為重點，優化組合各種生產要素的現代化經營方式和產業組織形式，其本質就是優化農業組織形式和提升農業發展程度[1]。在農業產業化發展過程中，龍頭企業的發展與農戶的生產均離不開大量的資金支持，農業科技創新與農業產業化所需要的標準化、信息化建設也會產生金融需求，僅靠農戶自有資本積累和民間融資難以滿足，加大正規金融機構的金融支持是十分必要的。普惠金融概念的提出，目的就是提高金融滲透性，力求讓經濟體中每一成員尤其是農村貧困地區的個體都能以可負擔的成本，通過透明公平的方式接觸、獲取并有效使用金融產品與服務。普惠金融發展至今，已取得了較大成績，但縣域金融排斥現象仍然存在。從普惠金融的滲透性和使用效用性兩個維度來看，金融使用的前提是金融滲透，若農戶缺乏接觸和獲取有效的金融產品與服務的渠道，則無需再談金融服務的使用程度;但金融滲透即使從供給的角度保證了金融機構網點的有效設立及相關從業人員的配備等，也不意味著金融服務使用效用的必然提高。金融滲透和金融獲得如何影響農業產業化發展水平值得探討。

有學者考察了普惠金融的基礎層，即金融滲透對農業產業化的影響作用，認為促進農業產業化發展的主要因素有科技支撐、金融滲透、人力資本、產業價值鏈升級以及消費方式轉變五個方面[2];銀行集中度的降低不僅會增加農戶使用正規借貸的可能性，還有利于增加農戶正規借貸規模在總融資規模中所占的比例[3]。當前，我國金融對于農業的支持更多仍停留在擴大規模這一層面，在金融結構和金融服務深度等方面的發展上還有欠缺[4]。農村金融規模擴大給農村產業優化提供了資金支持，并且當產業優化達到一定的水平后，會對金融產生反向促進作用[5]。農村地區金融深化對產業融合發展水平的促進作用存在顯著的地域差異，相較于中西部，這種提升促進作用在東部地區更加顯著[6]。

也有學者將普惠金融的使用層，即金融獲得與農業產業化聯系起來思考，認為農業信貸有效促進了農業產出，促進了農業產業化和現代化發展[7];農業價值鏈有利于農戶獲得持續的金融服務和融資，且農業價值鏈的融資方式可以降低交易成本、增加農業產業附加值，有利于農業產業轉型[8];農村信貸投入的增加能有效促進農業生產的機械化和產業化發展，使城鄉收入差距縮小[9];涉農貸款的配置效率存在差異且普遍較低，并且由于涉農貸款主要投入于基礎設施，產業鏈缺乏龍頭產業的帶頭，發展較慢，因此，短期內難以體現貸款的配置效率[10]。農村的信貸額度低、利息高，使得農業企業的中長期借款需要難以得到滿足，主要依賴短期借款實現農業生產，而短期借款的投入不利于農村的中小型企業進行深層次的產業升級[11]。

綜上可見，學者們多從普惠金融的單一維度研究其與農業產業化的關系，少有將普惠金融的基礎層和核心層結合起來剖析金融滲透是否直接影響農業產業化，或是通過影響金融獲得進而間接影響農業產業化的路徑。另外，現有文獻多使用省級或市級數據，在縣域層面研究較少，且多選擇截面分析或時間序列分析，在提供個體的動態行為信息上有所不足。

湖南省是全國農業大省，是全國13個糧食主產區之一，稻谷總產量連續40多年居全國首位，為國家糧食安全和經濟發展作出重要貢獻。十九大以來，湖南省以鄉村振興戰略為抓手，大力發展三農事業，著力推進農業產業化，這其中尤其注重發揮金融造血和輸血功能，以金融服務鄉村振興。目前，農村融資約束問題依然存在。有研究經過對湖南省農戶實地調研后發現，由于正規金融機構借貸門檻較高，無法滿足貸款條件或者雖然獲得貸款但貸款額度并不能滿足實際需要而遭受供給型約束的農戶占77%以上，農戶正規金融的約束成為湖南省農村產業化發展的一大阻礙[12]。鑒于此，本文以2010-2018年湖南省87個縣市為研究對象，深入研究金融滲透、金融獲得和農業產業化之間的作用機制，以期為發展普惠金融、更好地服務于鄉村振興的產業興旺要求提供參考。

二、理論分析與研究假設

我國農業生產側重于產出導向型，農戶在既定成本下通過各生產要素的配比，以達到產出的最大化。金融獲得對于農戶有重大意義，當農戶從金融機構取得貸款后，可以增加生產投入，在生產要素價格和技術水平不變的條件下，等成本線向右平移，可以與更高的等產量曲線相切，此時，農戶的最大產量增加，農業生產水平的效率提高，進而提高了農業產業化發展水平。農戶或企業在獲得足夠的資金情況下，也會更傾向于采用先進的農業生產技術，促使農業企業朝著綠色農產品、有機農產品等方向發展，拓寬農產品產業鏈、提高農產品附加值。

金融滲透在帶來充足資金之外，也有助于農業發展的專業化人才成長，帶來先進的技術，通過產業間技術溢出效應推動農業產業技術創新。同時，隨著金融滲透程度的提升，會有更多的金融機構愿意將資金投放到規模化、品牌化、產業化和特色化的農業產業，推動農業產業發展。另外，金融滲透會增加農戶對農業保險的接觸意愿。在金融滲透度高的地區，金融知識普及的力度更大，農業生產經營者主動了解的概率更大，當農戶獲得正規信貸后，對農業保險的需求也會增加。農業保險使農業生產者可以更放心地增加農業投入、擴大農業再生產，更大膽地試驗新技術和新品種，科學規劃，穩步推進農業產業化發展。

然而，我國農村地區金融排斥程度仍然較深[13]，嚴重制約了農村產業的發展。金融滲透水平的提高則可以在供給和需求兩個方面促進金融獲得的配置效率和均衡水平，進而推動農業產業發展，如圖1所示。

首先，在供給層面上，逐利性使金融機構將營業網點從營利性低的縣域或農村撤出，在經濟發達地區設置網點[14]，造成了金融的地理排斥。以湖南省古丈縣和長沙縣為例，截至2019年末，長沙縣的金融機構數目為134家，而相對不發達的古丈縣僅有31家①，這也側面印證了金融機構的逐利性。同時，由于農業產業風險高、周期長、收益低的弱質性，本就稀缺的農村金融資源可能會流向其他行業，農業獲得的資金配置與轉化效率大打折扣。隨著金融滲透程度的提升，農村金融機構數量的增加和服務的完善都會促進金融對于特色化農業產業的支持，金融排斥造成的資金不足情況得到緩解，金融獲得的資金供給數量提高。

在需求層面，一方面，金融滲透提高了農戶申請貸款的便利度、擴大了銀行的服務范圍，信貸便利性和良好的服務直觀感受釋放了金融有效需求，在減少金融排斥的情況下優化了資源配置，帶動技術、人才和資金等資源向農業產業聚集，提高全要素生產率，促進農業產業化發展;另一方面，金融滲透有利于農民金融素養的提升，加強農戶對金融產品和金融工具的了解，使農戶主動找尋生產過程中的風險分擔機制，在農業生產過程中更加具有主動意識，有利于長效合作機制的形成和發展，這也激活了金融獲得需求。金融獲得的供給和需求的雙重增加使得其均衡水平提高，進而推動農業產業化發展。

根據上述理論分析，金融滲透能夠通過供給和需求兩個層面影響金融獲得的配置效率和均衡水平，進而影響農業產業化發展。為此，提出研究假說1。

H1 金融滲透能夠通過影響金融獲得進而影響農業產業化水平。

由于湖南各縣域經濟發展水平、居民受教育程度、人口規模、交通和通信便利程度等均存在著較為顯著的差異，農村地區的金融滲透程度也有較大區別。在不同的金融滲透水平下，金融獲得的均衡水平和配置效率也會有較大的差異，從而對農業產業化發展的作用也會有所不同。在金融滲透程度較高的地區，金融獲得的需求和供給均增加，均衡水平提高，會進一步加強金融獲得對于農業產業化的促進作用。同理，較低的金融滲透程度會導致金融獲得的資金配置效率和均衡水平不足，農業產業化發展受到制約。金融獲得的促進作用與金融滲透程度的高低有關。基于此，提出研究假說2。

H2 金融獲得對于農業產業化發展的促進作用會受到金融滲透門檻作用的影響，并且相較于低金融滲透水平而言，高金融滲透水平下，金融獲得對于農業產業化的促進作用會明顯增強。

三、研究設計

（一）數據來源

選取2010-2018年湖南省87個縣市的相關數據，數據主要來源于《湖南農村統計年鑒》《中國縣域統計年鑒》、中國銀行保險監督管理委員會官網和EPS數據庫。對于部份縣市的數據缺失情況，使用插值法填補缺失數據。

（二）變量選取與測算

1.被解釋變量。農業產業化指數（Agri_index），農業產業化發展最終表現為農業現代化水平的提高、農業生產效率的提升、農業生產規模的增大以及農業產業結構的優化[1]。參考已有學者的相關研究[1，15]，擬從上述四個維度衡量農業產業化的發展水平，構建農業產業化指數。具體產業化指標構建見表1。

首先，對四個維度的原始數據進行標準化處理，消除量綱影響。

2.解釋變量。金融滲透是普惠金融的基礎層，主要體現為縣域金融機構數量與縣域金融服務人員數[16]。由于縣域金融服務人員數一定程度上取決于金融服務機構數量，同時，考慮到湖南省縣域數據可得性，選取縣域人均金融機構數量（bra）衡量縣域金融滲透情況，具體縣域金融機構包括商業銀行、村鎮銀行、農村信用社、郵政儲蓄銀行等。金融獲得是普惠金融的核心層，就縣域層面而言，農戶的金融獲得主要體現為從金融機構獲得的貸款，因此，選用人均貸款余額（Ploan）作為金融獲得的代理變量。

3.控制變量（Control）。為了防止其他相關因素對對象之間關系造成干擾，選取縣域人均GDP（pgdp）、政府經濟活動參與度（fisa）、工業水平（indus）、人口密度（dens）作為控制變量。各變量定義及說明參見表2，其中，對部分變量做了對數處理。

（三）模型設定

1.基準回歸模型。在理論機制分析基礎上，構建基準回歸模型如下：

為驗證H1是否存在，先單獨考察金融獲得對農業產業化的影響，見模型（2），并在模型（2）的基礎上加入金融滲透變量，見模型（3）。同時，為了進一步考察金融獲得的調節效應，在模型（3）的基礎上引入金融滲透與金融獲得的交互項，見模型（4），判斷金融獲得是否在金融滲透作用于農業產業化過程中起調節作用。具體模型如下：

其中，λ1表示金融滲透對農業產業化發展影響的總效應，β1表示直接效應，1β2表示中介效應，中介效應的相對大小可用中介效應在總效應中的占比衡量。若λ1顯著，可進一步檢驗1和β2：若二者都顯著且β1顯著，則存在中介效應;若二者都顯著且β1不顯著，則存在完全中介效應;若二者中至少有一個不顯著，那么，需要使用Sobel統計量及臨界值來進一步判斷。

3.面板門檻模型。為了驗證H2，借鑒Wang（2015）[18]，將金融滲透作為門檻變量，構建單門檻面板模型：

四、實證分析

（一）基準模型回歸及中介效應模型回歸

表3為基準模型與中介效應模型的回歸結果，其中模型（1）回歸結果表明，金融滲透對于農業產業化發展具有顯著的正向作用，并且在1%水平上顯著，說明金融滲透程度越深，金融需求主體對金融服務的可得性越高，對農業產業化發展越有利;模型（2）顯示，金融獲得對于農業產業化發展具有顯著的正向作用，這種相關關系也與其他學者的研究結果一致[9，19]。

模型（3）在模型（1）的基礎上加入金融獲得變量之后，金融滲透系數仍然顯著，但顯著度和數值均變小。模型（4）結果顯示，交互項系數顯著為正，說明金融獲得對于農業產業化的正向影響會隨著金融滲透程度的提高而不斷加強。模型（1）、模型（3）及模型（6）的核心變量系數均顯著，表明中介效應是顯著的。經計算，中介效應占總效應的比值為58.8%，說明在金融滲透影響農業產業化發展的過程中，金融獲得具有重要的中介作用。具體而言，隨著金融滲透水平的提高，金融獲得的均衡水平和配置效率有效提升，進而促進了農業產業化的發展，從而H1成立。

（二）穩健性分析

1.內生性問題。本文研究對象為湖南省87個縣市，可能會產生樣本選擇偏差，農業產業化和普惠金融可能存在互為因果關系，這些都會導致模型存在內生性問題。為此，將市域內除本縣之外的其他縣域的金融滲透水平的平均值作為金融滲透的工具變量，再次進行模型估計。考慮到在同一市域內，金融機構政策要求具有同質性，縣域的金融滲透程度與本市其他縣域金融滲透水平具有相關性;而市域內其他縣域的金融滲透水平并不會對本縣域的農業產業化發展產生直接的影響，因此，將市域內除本縣之外的其他縣域金融滲透水平的平均值作為本縣域金融滲透的工具變量是合理的。對工具變量的不可識別檢驗和弱工具變量檢驗顯示，LM統計量的P值為0.000，拒絕了不可識別的原假設，Wald F統計量的值為 71.307，大于10%顯著性水平下的臨界值16.38，認為工具變量不是弱有效變量，工具變量的選擇是合理的，此時中介效應依然存在②。

2.更換指數計算方法。以上通過測算各個維度的值與理想值之間的歐式距離，加權得到單維度與多維度的農業產業化指數，權重根據變異系數法確定，可能會存在一定的誤差。為驗證結果是否穩健，采用熵值法對8個指標進行賦權，得到每個縣域每年的農業產業化發展的最終得分，結果顯示②，中介效應依然存在，說明結論是穩健的。

3.傳統普惠金融與數字普惠金融的雙重視角。以上對金融機構滲透、金融獲得與農業產業化之間關系的研究，均是從傳統普惠金融的視角進行的，一方面，是因為數字普惠金融的出現相對較晚，整體來看，農村地區數字支付環境較為落后，部分農村地區移動通信、光纖寬帶等數字化金融基礎設施覆蓋不全;另一方面，農戶的金融素養不高，網絡操作技術不熟練，獲取數字化金融服務的能力較差，農村地區較城市而言更加依賴現金支付手段，農戶的數字普惠金融服務需求相對不足。

隨著數字技術的發展，尤其是2016年G20峰會上中國主導發布了《G20數字普惠金融高級原則》之后，我國數字普惠金融發展的條件不斷優化，但無論數字普惠金融交易形式如何改變，都與傳統金融存在著緊密的聯系，對于傳統金融仍然是繼承而并不是替代的關系[20]。從數字普惠金融與傳統普惠金融的雙重視角下來探究金融滲透、金融獲得和農業產業化的關系能進一步增強本文研究結果的說服力。因此，使用2014-2018年北大數字普惠金融指數中的湖南省縣域的數字金融覆蓋廣度和數字金融使用深度兩個維度的指標值來衡量數字金融滲透與數字金融獲得水平，分別與上文傳統普惠金融的金融滲透與金融獲得指標值使用熵權法賦權，求出綜合的金融滲透與綜合的金融獲得指標值，再次驗證中介效應是否存在，結果顯示②，金融獲得在金融滲透與農業產業化之間的中介效應是穩健的。但加入數字普惠金融層面的指標后，金融獲得的中介效應的大小降為40.06%，說明與傳統普惠金融相比，數字金融滲透通過數字金融獲得作用于農業產業化的機制有所削弱，這是因為只有數字金融的覆蓋廣度達到一定程度，數字金融的使用程度才越來越成為一地指數增長的重要驅動[21]。而北大數字普惠金融指數顯示，湖南省縣域數字金融覆蓋廣度比全國縣域平均值低14.78%，這使數字金融使用程度受限，農戶通過數字金融使用而實現規模化種養殖、提高農業產業運作效率的途徑受到約束。

（三）進一步分析：門檻效應與區域異質性

1.門檻效應檢驗。使用Hansen（2000）[22]提出的固定效應面板門檻模型檢驗。首先，為確立門檻數量及其對應的門檻值，依次在單一門檻、雙重門檻及三重門檻的假設下進行模型估計。表4顯示，金融獲得對農業產業化發展的作用受到金融滲透單重門檻的影響，門檻值為0.9776，所對應的Bootstrap方法抽樣300次得到的P值為0.04，在5%水平上顯著，選擇單重面板門檻模型進行分析。表5結果說明，相較于低金融滲透水平，高金融滲透水平下金融獲得對于農業產業化發展的促進作用更強，即證實了H2。此時，由于模型納入金融獲得變量，金融排斥變量的系數不再顯著，更加印證了H1中的間接傳導機制。

2.發達縣域與非發達縣域的比較。由于湖南省內不同縣域經濟發展水平參差不齊，普惠金融水平與農業發展水平均存在較大差異，那么，對于不同區域，金融獲得的中介效應及金融滲透的門檻效應是否存在呢？為了回答這一問題，按照2010-2018年各縣域人均GDP平均值的中位數分為兩組，高于或等于中位數水平的縣域為發達縣域，低于中位數水平的縣域為非發達縣域。表6顯示，在發達縣域，金融獲得在金融滲透與農業產業化發展之間依舊扮演著中介作用，且中介作用大小高達67.90%;檢驗門檻值后發現，金融滲透的門檻效應依然存在，回歸結果見表5。在非發達縣域，這種中介效應和門檻效應均不存在。說明金融滲透通過金融獲得進而影響農業產業化的機制是建立在一定的經濟基礎之上的。在經濟發展水平較低的地區，其經濟基礎較差、金融機構的滲透性不高、農業產業化水平較低，普惠金融和產業化之間并沒有形成相輔相成、相互促進的良性循環。非發達縣域更多的是依賴傳統農作方式，生產規模較小，農業基礎薄弱，僅通過金融滲透和涉農貸款難以實現質的飛躍，更多的是需要制度的設計和政府的引導。

五、結論與政策建議

以上研究顯示，湖南省金融滲透和金融獲得對農業產業化發展的影響均是正向的，金融滲透不僅能直接促進農業產業化發展，同時，還能通過金融獲得間接影響農業產業發展，其中介效應占總效應的58.8%，在考慮數字普惠金融層面的金融滲透與金融獲得、更換指數計算方法以及考慮內生性問題后，結果依然穩健。同時還發現，金融獲得對農業產業化的顯著正向促進作用受到金融滲透門檻效應的影響，高金融滲透水平情況下金融獲得對農業產業化發展的促進作用更強。分組樣本檢驗顯示，在經濟發達的縣域，中介效應占比達67.90%，門檻效應依舊存在，而在經濟不發達的縣域，上述效應均不存在。為此，提出政策建議如下：

首先，從金融滲透角度來看，應提高金融滲透水平，完善農村金融體系。湖南省仍存在金融滲透嚴重不足的地區，如2018年末金融滲透水平最低的邵陽縣，每萬人僅擁有0.7家金融機構，其下轄的安樂鄉有2.8萬人口卻只擁有一家金融機構。除邵陽縣外，人均金融機構數量較少的還有岳陽縣、隆回縣、平江縣、華容縣等。對于這些金融滲透嚴重不足的地區，應合理增設金融網點，致力于消除“金融沙漠”，使普惠金融政策在縣以下的地區得以有效落實。同時，應重視數字普惠金融設施的建設，提高數字終端在農村的普及率。

其次，從金融可得性角度來看，應緩解正規金融約束，引導信貸資金流入農業。一方面，政府應加大涉農金融機構的扶持力度，對于金融機構的涉農貸款應給予稅收優惠或財政補貼;應因地制宜地調整信貸結構，對于有資源優勢的主導性企業重點發展，增加信貸資金投入。另一方面，鼓勵各金融機構積極推出農業特色小鎮貸款等金融創新產品，金融機構應特色化地設計不同金融產品和金融服務，支持打造當地群眾參與程度高、對周邊鄉村發展有示范和輻射帶動作用的特色農業小鎮，如寧鄉市流沙河花豬小鎮、衡陽縣臺源烏蓮小鎮等。

最后，從加強金融滲透與金融獲得促進農業產業化發展的機制來看，對于發達縣域應不斷擴大產業鏈，發展產業鏈金融，針對產業鏈的各個環節加強金融服務。對于非發達縣域，要更加注重普惠金融基礎設施建設，積極鼓勵引導農村金融機構服務下沉，增加服務網點，豐富產品形式，加強金融宣傳等。還需繼續加強制度建設，通過制度的設計和政府財政引導，調動市場主體活力，促進生態農業、特色產業形成，以產業興旺推動鄉村振興。

注釋：

① 數據來源：中國銀行保險監督管理委員會官網。

② 限于篇幅，具體回歸結果省略，如有需要，可聯系作者。

參考文獻：

[1] 彭建剛，徐軒.農業產業化與普惠金融的耦合關系及協調發展——以湖南省為例[J].財經理論與實踐，2019，40（5）：19-26.

[2] Briggeman B C， Gray A W， Morehart M J. A new U.S. farm household typology： Implications for agricultural policy [J].Review of Agricultural Economics， 2007，29（4）：765-782.

[3] 何廣文，王力恒.銀行業結構變遷對農戶融資渠道選擇行為的影響——基于中國7省18縣的農戶調查數據[J].華南師范大學學報（社會科學版），2017（1）：86-93+190.

[4] 劉立軍，王健，秦偉.金融發展對我國現代農業的影響分析——基于結構方程模型和31省份的實證分析[J].經濟問題，2017（4）：70-75.

[5] 陳龍，王楠，馮麗麗.金融發展、產業結構優化與農村經濟增長關聯性研究——基于面板VAR模型的實證分析[J].當代經濟管理，2020，42（3）：90-97.

[6] 李曉龍，冉光和.農村金融深化促進了農村產業融合發展嗎？——基于區域差異視角的實證分析[J].農業現代化研究，2020，41（3）：453-463.

[7] Hartarska V， Nadolnyak D， Shen X. Agricultural credit and economic growth in rural areas[J].Agricultural Finance Review，2015，75（3）：302-312.

[8] Swamy V， Dharani M.Analyzing the agricultural value chain financing：Approaches and tools in India[J].Agricultural Finance Review，2016，76（2）：211-232.

[9] 劉賽紅，王志飛.農村信貸投入、農業振興與城鄉居民收入差距研究[J].云南財經大學學報，2019，35（3）：94-104.

[10]高國運，魏莉紅，雷小寧，等.甘肅省涉農貸款配置效率差異化探析——基于普惠金融視角[J].金融理論與實踐，2019（12）：111-115.

[11]王延濤，郭泓黎.我國農村金融的供求分析[J].農業經濟，2019（11）：119-120.

[12]葉慧敏.農戶面臨的融資約束及影響因素分析——基于湖南省7縣236戶農戶的調查[J].安徽農業大學學報（社會科學版），2020，29（2）：37-44.

[13]王修華，傅勇，賀小金，等.中國農戶受金融排斥狀況研究——基于我國8省29縣1547戶農戶的調研數據[J].金融研究，2013（7）：139-152.

[14]譚燕芝，陳彬，田龍鵬，等.什么因素在多大程度上導致農村金融排斥難題——基于2010年中部六省667縣（區）數據的實證分析[J].經濟評論，2014（1）：25-37.

[15]劉樹.農業產業化指標體系研究[J].農業技術經濟，1997（3）：9-12.

[16]王修華，關鍵.中國農村金融包容水平測度與收入分配效應[J].中國軟科學，2014（8）：150-161.

[17]溫忠麟，侯杰泰，張雷.調節效應與中介效應的比較和應用[J].心理學報，2005（2）：268-274.

[18]Wang Q Y. Fixed-Effect panel threshold model using stata[J].The Stata Journal，2015（1）：121-134.

[19]趙俊英.金融支持農業產業化經營的實證研究[J].商業經濟研究，2010（30）：131-133.

[20]張暉.縣域數字金融發展評價體系和普惠特征研究——兼論與傳統普惠金融發展的關系[J].農業經濟問題，2020（11）：120-130.

[21]郭峰，王靖一，王芳，等.測度中國數字普惠金融發展：指數編制與空間特征[J].經濟學（季刊），2020，19（4）：1401-1418.

[22]Hansen B E. Sample splitting and threshold estimation[J]. Econometric，2000，68（3）：575-603.

（責任編輯：寧曉青）