金融發展對農村產業結構升級的推動作用——基于河北省135個縣域面板數據的實證研究

王 華

金融發展對農村產業結構升級的推動作用——基于河北省135個縣域面板數據的實證研究

王 華

（唐山師范學院 經濟管理系，河北 唐山 063000）

農村產業結構升級需要多種因素驅動，金融作為經濟發展的血脈，發揮著重要作用。基于2013-2017年河北省135個縣域的面板數據，運用雙向固定效應模型，實證研究了金融發展對農村產業結構升級的影響，研究發現：金融發展對農村產業結構升級具有顯著的正向影響，擴大金融發展規模，提升金融發展效率均能推動農村產業結構升級，金融發展規模對農村產業結構升級的邊際推動作用強于金融發展效率的邊際推動作用。建議深化農村金融領域改革，加強政策扶持力度，創新農村金融產品與服務，提升農村金融供給效率，完善農村金融服務體系。

金融發展；農村產業結構升級；金融發展規模；金融發展效率

新中國成立70余年來，中國農村發展取得了舉世矚目的成就，僅用不足世界9%的耕地養活了世界近20%的人口，農民的生活水平穩步提高。農村經濟發展離不開產業的支撐，近年來，中國不斷調整優化農村產業結構，第一產業占GDP的比重逐漸下降，第二、三產業占比穩步提升，截至2018年末，中國農村第二、三產業占GDP的比重已提升至92.8%。中國高度重視金融在服務“三農”中的重要作用，先后出臺多項扶持政策，健全農村金融服務體系，加快農村金融創新發展，農村金融服務能力顯著增強。自2007年創立涉農貸款統計以來，中國金融機構涉農貸款余額累計增長534.4%，11年間平均增速16.5%，截至2018年末，全部金融機構涉農貸款余額達32.7萬億元。金融發展與農村產業結構升級同步發生，二者的關系如何？金融發展能夠推動農村產業結構升級嗎？厘清上述問題，對破解農村產業發展難題，實現鄉村振興具有重要意義。

1 文獻綜述

國外金融發展與產業升級關系的研究起源于金融發展理論，Gruley和Shaw（1955）在《經濟發展中的金融方面》中開啟了金融發展與經濟增長之間相關關系的研究，“金融結構論”（Goldsmith，1969）、“金融抑制論”（Mckinnon，1973）、“金融深化論”（Shaw，1973）拓展了金融發展理論的研究框架。此后，金融發展與經濟增長理論逐步延伸到產業層次，學者們開始關注金融發展與產業升級之間的相關關系。Wurgler基于65個國家投資和產業增加值數據，得出了金融發展有助于提高資本配置效率，促進產業結構升級的結論[1]。Beck和Levine認為金融發展能夠降低中小企業融資門檻和成本，為企業發展提供資金支持，進而促進產業結構調整[2]。Binh通過實證研究發現，金融發展對產業結構升級的影響存在門檻效應，當金融發展超過門檻值后能夠更好的促進產業升級[3]。

近年來，國內有關金融發展與產業升級的相關研究逐步深化，王立國、趙婉妤運用VAR模型實證研究了金融發展與產業結構升級之間的相關關系，研究發現，金融規模擴大、金融結構合理有助于產業結構升級[4]。肖文等利用30個省份面板數據進行實證研究，研究表明，完善的金融結構是推動中國各地區產業升級的重要力量，不同地區金融結構對產業升級的影響顯著不同[5]。李文艷、吳書勝基于中國271個城市面板數據，研究了金融發展對產業結構升級的影響效應和區域差異，發現金融規模對產業升級的影響存在異質性，中部地區的影響為負，東西部地區的影響為正[6]。任碧云、賈賀敬將金融發展促進產業升級的視角聚焦在制造業層面，從金融規模、金融結構和金融效率三個維度實證檢驗了金融發展對制造業產業升級的影響效應，研究表明，中國的金融體系并未有效支持制造業產業升級[7]。

通過文獻梳理發現，國內外有關金融發展與產業升級相關關系的研究取得了豐碩成果，但是鮮有學者關注金融發展對農村產業結構升級的影響效應。鑒于此，選取2013-2017年河北省135個縣域的面板數據，運用雙向固定效應模型，實證研究金融發展對農村產業結構升級的影響效應，為農村產業結構升級提供政策依據。相比已有研究，本研究試圖在以下兩方面進行拓展：一是在研究對象上，將研究對象設定為農村產業結構升級，利用縣域面板數據，考察金融發展對農村產業結構升級的影響效應；二是在研究方法上，建立雙向固定效應模型，控制遺漏變量對模型的影響，通過替換核心解釋變量和工具變量法驗證模型穩健性。

2 模型設定與變量選擇

2.1 模型設定

為了研究金融發展與農村產業結構升級的關系，選取2013-2017年河北省135個縣域的面板數據，構建了一個金融發展對農村產業結構升級影響的實證模型，具體模型構建如下：

其中表示縣域，表示年份，it表示農村產業結構升級，0為常數項，表示金融發展水平，為控制變量，包括經濟發展水平、政府財政支持、人力資本水平、第二產業發展水平、第三產業發展水平，i用來控制個體固定效應，t用來控制時間固定效應，it用來表示誤差項。系數1衡量金融發展對農村產業結構升級的影響，如果1顯著大于零，則表明金融發展能夠推動農村產業結構升級。

2.2 變量選擇

2.2.1 被解釋變量

產業結構升級主要表現為第一產業在國民經濟中的比重逐漸下降，第二、三產業的比重逐漸上升。關于產業結構升級的測度，學界的看法不一，有的學者采用第二、三產業增加值之和占國內生產總值的比重表示，如錢水土等[8]；有的學者采用第三產業增加值與第二產業增加值之比表示，如干春暉等[9]；考慮到農村產業結構升級的復雜性，借鑒徐敏、姜勇[10]的做法，選取產業結構指數作為衡量農村產業結構升級的指標，計算方法如下：

其中，i表示第產業增加值占GDP的比重，表示產業結構指數，取值范圍為1～3，產業結構指數越小，農村產業結構層次越低，產業結構指數越大，農村產業結構層次越高。

2.2.2 核心解釋變量

Goldsmith是“金融結構論”的代表人物，他提出用金融相關比率衡量一個國家的金融發展程度，國內學者在進行相關研究時沿襲了這一作法。基于數據可得性，從兩個維度衡量金融發展水平，一是金融發展規模（），采用（居民儲蓄存款余額+年末各項金融機構貸款余額）/GDP表示。二是金融發展效率（），采用年末各項金融機構貸款余額/居民儲蓄存款余額表示。

2.2.3 控制變量

為了減少遺漏變量對模型的影響，基于以往研究成果及數據可得性，將可能影響農村產業結構升級的因素加入模型，選取的控制變量X包括：（1）經濟發展水平（），采用人均GDP表示；（2）政府財政支持（），用政府財政支出占GDP的比重表示；（3）人力資本水平（），用縣域內中等職業教育學校在校學生數表示；（4）第二產業發展水平（），用第二產業增加值占GDP的比重表示，第三產業發展水平（），用第三產業增加值占GDP的比重表示。

表1 變量的描述性統計（N=675）

以上數據均來源《中國縣域統計年鑒》，考慮數據可得性，剔除了部分數據缺失的縣域，最終得到2013-2017年河北省135個縣域的面板數據，為減少異方差對模型的影響，以上數據均作取對數處理。

2.3 實證分析

2.3.1 模型檢驗

面板數據建模可以選擇混合面板數據模型（POOL）、固定效應模型（FE）、隨機效應模型（RE）。模型選擇可以根據相關理論、權威文獻做定性分析，得出截距項是隨個體、時點、個體時點變化，也可以采用面板模型理論設定步驟進行檢驗。通過定性分析，初步建立個體時點雙固定效應模型，為確保設定模型的科學性，采用面板模型設定步驟進行檢驗，模型設定的檢驗邏輯是：從復雜到簡單，逐步檢驗。

先進行原假設是POOL模型，備擇假設是個體時點雙固定效應模型的檢驗，回歸結果顯示P值為0，拒絕原假設，表明不適合建立POOL模型，再進行如下檢驗：

檢驗（1）H0:POOL模型；H1：個體固定效應模型

檢驗（2）H0:POOL模型；H1：時點固定效應模型

檢驗（1）的回歸結果顯示P值為0，拒絕原假設，表明存在個體效應。檢驗（2）的回歸結果顯示，F統計量值為4.432 4，大于臨界值2.385 3，拒絕原假設，表明存在時點效應，故應選擇個體時點雙固定效應模型進行建模。

2.3.2 回歸結果分析

基于河北省2013﹣2017年135個縣域的面板數據進行實證分析，回歸結果如表2所示。

2.3.2.1 金融發展規模（）與農村產業結構升級

模型（1）-（4）的核心解釋變量為金融發展規模。模型（1）為混合面板數據模型的回歸結果；模型（2）為固定效應模型的回歸結果；模型（3）為隨機效應模型回歸結果；模型（4）為雙向固定效應模型的回歸結果。根據定性分析和面板數據模型設定檢驗，表明應選取雙向固定效應模型（4）進行研究，模型（4）回歸結果顯示，核心解釋變量金融發展規模的回歸系數為0.019 2，在5%的統計水平顯著，表明擴大金融發展規模可以促進農村產業結構升級。

2.3.2.2 金融發展效率（）與農村產業結構升級

模型（5）將核心解釋變量替換為金融發展效率，采用雙向固定效應模型進行估計，檢驗金融發展效率對農村產業結構升級的影響，回歸結果顯示，金融發展效率的回歸系數為0.003 5，在10%的統計水平顯著，表明提高金融發展效率可以促進農村產業結構升級。

以上分析可見，無論是以金融發展規模，還是以金融發展效率作為衡量金融發展的變量，其回歸系數均顯著為正，表明金融發展顯著促進了農村產業結構升級。通過對比發現，相較于金融發展效率，金融發展規模對農村產業結構升級的邊際推動效應更大。

表2 金融發展與農村產業結構升級的回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著，括號內為標準誤差。

2.3.2.3 金融發展規模（）與金融發展效率（）作用的聯合檢驗

模型（4）和模型（5）分別用金融發展規模和金融發展效率衡量金融發展水平，考察其對農村產業結構升級的影響，但沒有考慮它們的作用。模型（6）同時將金融發展規模和金融發展效率作為農村產業結構升級的解釋變量加入模型，建立雙向固定效應模型，考察原結果的穩健性。回歸結果顯示，金融發展規模的回歸系數為0.022 3，在1%的統計水平顯著；金融發展效率的回歸系數為0.005 8，在5%的統計水平顯著，再次驗證了金融發展可以促進農村產業結構升級的結論。對比兩者回歸系數，依然是金融發展規模大于金融發展效率，再次表明金融發展規模對農村產業結構升級的邊際推動作用強于金融發展效率。

2.4 穩健性檢驗和內生性處理

應用兩種方法檢驗模型穩健性，一是分別采用混合面板數據模型、固定效應模型、隨機效應模型進行回歸分析，結果顯示核心解釋變量的回歸系數符號和顯著性水平并未發生較大變化，表明模型穩健性良好；二是替換核心解釋變量，分別用金融發展規模（）和金融發展效率（）衡量金融發展水平，作為解釋變量進行回歸分析，并對二者的聯合作用進行檢驗，結果依舊穩健，再次驗證了模型的穩健性。

內生性問題普遍存在于計量方程中，遺漏變量、聯立性、度量誤差均有可能導致內生性問題發生，如果不進行有效控制可能會導致估計結果出現偏差。例如，金融發展能夠增加資金供給，推動農村產業結構升級，農村產業結構升級將擴大金融需求，影響金融發展，二者可能存在雙向因果關系，此外，模型中也可能存在沒有控制的遺漏變量影響回歸結果。鑒于此，采用雙向固定效應模型進行估計，解決了部分因遺漏變量導致的內生性問題，同時借鑒已有學者的研究方法（韓永輝等，2018），選取金融發展規模一階滯后項作為金融發展規模的工具變量，采用2SLS進行回歸檢驗，模型（7）為檢驗結果，結果支持了金融發展顯著推動農村產業結構升級的結論。

4 結論與政策建議

選取2013-2017年河北省135個縣域的面板數據，研究了金融發展對農村產業結構升級影響，發現金融發展對農村產業結構升級具有顯著正向影響，擴大金融發展規模，提升金融發展效率均能推進農村產業結構升級，金融發展規模對農村產業結構升級的邊際推動作用強于金融發展效率的邊際推動作用。基于上述結論，提出以下建議：

一是深化農村金融領域改革。繼續深化農村金融領域改革，破除農村金融發展障礙，改革農村土地制度、金融監管制度、信貸管理制度，引導更多的金融資本向農村重點產業發展領域傾斜。

二是加強政策扶持力度。設立農村產業發展扶持基金，對重點發展的農村產業給予資金支持，積極推出財政、稅收惠農措施，綜合運用稅收優惠、保費補貼、貼息等手段，為農村產業結構升級提供資金支持。

三是創新農村金融產品與服務。圍繞農村產業結構升級、農業現代化等鄉村振興重點領域，強化金融產品和服務創新。積極推動農村土地產權抵押貸款、農業供應鏈貸款、綠色金融債券等農村金融服務模式，增加農村資金供給。

四是提升農村金融供給效率。推進農村金融市場化進程，逐步完善農村金融市場，增加農村金融機構，大力發展互聯網+金融，通過市場競爭，增強農村金融市場活力，促進金融機構提升金融服務效率，服務農村產業結構升級發展。

五是完善農村金融服務體系。扎實推進農村金融基礎設施建設，加快建設農村土地評估中心、流轉中心，引導涉農評估公司、擔保公司、保險公司、融資租賃公司在農村成立分支機構，提升農村金融服務效率。

[1] Wurgler J. Financial Markets and the Allocation of Capital [J]. Journal of Financial Economics, 2000(5): 187-214.

[2] Beck T, Levine R. Industry Growth and Capital Allocation: Does Having a Market- or Bank-Based System Matter?[J]. Journal of Financial Economics, 2002, 64(2): 147-180.

[3] Binh K B, Park S Y, Shin S. Financial Structure and Industrial Growth: A Direct Evidence from OECD Coun- tries[Z]. Working Paper, 2005: 17-38.

[4] 王立國,趙婉妤.我國金融發展與產業結構升級研究[J].財經問題研究,2015(1):22-29.

[5] 肖文,薛天航,潘家棟.金融結構對產業升級的影響效應分析——基于東中西部地區差異的比較研究[J].浙江學刊, 2016(3):174-180.

[6] 李文艷,吳書勝.金融發展與產業結構升級-基于金融危機視角的實證研究[J].金融論壇,2016(3):18-29.

[7] 任碧云,賈賀敬.金融有效支持中國制造業產業升級了嗎？——基于金融規模,金融結構和金融效率的實證檢驗[J].財經問題研究,2019(4):45-52.

[8] 錢水土,周永濤.金融發展,技術進步與產業升級[J].統計研究,2011(1):68-74.

[9] 干春暉,鄭若谷,余典范.中國產業結構變遷對經濟增長和波動的影響[J].經濟研究,2011(5):4-16.

[10] 徐敏,姜勇.中國產業結構升級能縮小城鄉消費差距嗎？[J].數量經濟技術經濟研究,2015(3):3-21.

The Role of Financial Development in Promoting the Upgrading of Rural Industrial Structure——An Empirical Study Based on the Panel Data of 135 Counties in Hebei Province

WANG Hua

(Department of Economic andManagement, Tangshan Normal University, Tangshan 063000, China)

The upgrading of rural industrial structure needs a variety of factors. Finance, as the blood of economic development, plays an important role. Based on the panel data of 135 counties in Hebei Province from 2013 to 2017, an empirical study is made about the impact of financial development on the upgrading of rural industrial structure by using the bi-directional fixed effect model. It is found that: financial development has a significantly positive impact on the upgrading of rural industrial structure. Expanding the scale of financial development and improving the efficiency of financial development can promote the upgrading of rural industrial structure and financial development. The marginal role of scale in promoting the upgrading of rural industrial structure is stronger than that of financial development efficiency. It is suggested to deepen the reform of rural finance, strengthen policy support, innovate rural financial products and services, improve the efficiency of rural financial supply, and perfect the rural financial service system.

financial development; upgrading of rural industrial structure; financial development scale; financial development efficiency

F832.0

A

1009-9115(2021)06-0129-05

10.3969/j.issn.1009-9115.2021.06.030

河北省科技計劃軟科學研究專項資助項目（20557668D）

2021-01-28

2021-10-05

王華（1983-），男，河北唐山人，碩士，講師，研究方向為宏觀經濟與金融。

（責任編輯、校對：劉俊萍）