基于中國鄉村振興板塊的公司資本配置效率研究

茍潤菲 崔友川 廖波 李梅芳

摘要 在Jeffrey Wurgler 資本配置效率測度方法的基礎上進行改進，運用中國鄉村振興概念板塊上市公司2010—2019年度面板數據，從上市公司總體和產業細分的維度，對其資本配置效率進行靜態和動態面板數據分析。結果表明：中國鄉村振興概念上市公司整體資本配置效率為 0.23，各時期波動性大;個體公司自發資本配置效率差異明顯，且有50%以上公司的自發資本配置效率小于0;第一、二、三產業的鄉村振興板塊上市公司的資本配置效率存在較大差距，與第二、三產業相比，農林牧漁業資本的低聚集性使得第一產業的鄉村振興概念上市公司資本配置效率較為低下。

關鍵詞 鄉村振興概念;資本配置效率;面板數據;變截距回歸模型;產業特征

中圖分類號 F 275? 文獻標識碼 A

文章編號 0517-6611（2022）08-0207-06

doi：10.3969/j.issn.0517-6611.2022.08.056

開放科學（資源服務）標識碼（OSID）：

Research on the Efficiency of Corporate Capital Allocation Based on China’s Rural Revitalization Sector

GOU Run-fei，CUI You-chuan，LIAO Bo et al （Yantai Research Institute， China Agricultural University， Yantai，Shandong 264670）

Abstract Based on Jeffrey Wurgler’s capital allocation efficiency measurement method， this paper uses the 2010-2019 panel data of listed companies in China’s rural revitalization concept sector to analyze the capital allocation efficiency of listed companies from the overall and industry segmentation dimensions. The results show that the overall capital allocation efficiency of listed companies in China’s in the concept of rural revitalization is 0.23， which is highly volatile in each period. The efficiency of spontaneous capital allocation of individual companies is significantly different， and the efficiency of spontaneous capital allocation of more than half of the companies is less than zero. When it comes to primary， secondary， and tertiary industries， there is a large gap in the capital allocation efficiency of listed companies in the rural revitalization sector. Compared with the secondary and tertiary industries， the low agglomeration of agricultural capital makes the capital allocation efficiency of listed companies in the rural revitalization concept of the primary industry relatively low.

Key words Rural revitalization;Capital allocation efficiency;Panel data;Variable intercept regression model;Industrial characteristics

實施鄉村振興戰略，是以習近平總書記為核心的黨中央為應對我國農業發展實際問題、實現傳統農業向現代農業轉型做出的戰略抉擇。鄉村產業振興是鄉村振興戰略的重要內容，也是發展現代農業的必然選擇 [1]。近年來，鄉村振興相關產業發展取得了積極成效，但是資本投入不足問題一直沒有得到很好的解決，始終制約著鄉村振興產業發展的提質增效。在資本不足的前提下，提升資本配置效率是增強資本要素活力、提高質量效益的關鍵 [2]。因此，在測度中國鄉村振興概念上市公司資本配置效率的基礎上，研究如何在有限的金融資源供給下實現更高的資本配置效率，就具有非常重要的現實意義。筆者借鑒相關研究成果及方法，對中國鄉村振興概念上市公司的資本配置效率進行討論。

國內外學者運用不同的度量方法、從不同的研究層面對資本配置效率展開實證分析研究。在研究領域層面，可以分為全國整體層面的研究、區域或行業層面的研究以及公司個體層面的研究等。在度量方法層面，主要采用兩種方法：一種是通過資本邊際收益率的方差來研判資本配置效率的差異 [3]。根據新古典經濟學“資本邊際收益率均一化”原則，只有滿足要素價格等于其邊際生產率這一條件時，才能實現完全有效的資源配置，由此形成了通過衡量資本的邊際產出來研判資本配置效率的方法。另一種方法將資本投資對行業產值增長的彈性系數作為衡量資本配置效率的指標，這一方法由Jeffery Wurgler [4]首次提出，通過資本是否從高資本回報率的部門繼續流入，從低資本回報率的部門適時退出的標準來衡量資本配置效率。

國外學者Jeffery Wurgler [4]從產業資本配置效率這一研究層面，運用65個國家28個行業的不同國家產業數據對各國的資本配置效率進行測度和比較。國內學者則更多從全國整體、地域或行業差異等層面進行研究。李青原等 [5]基于Wurgler模型，運用1999—2006年中國30個地區的面板數據對中國實體經濟總體資本配置效率進行測度，并對國有經濟比重與中國地區實體經濟資本配置效率的相關性進行分析，研究結果顯示中國實體經濟資本配置效率在省際和年度間的差異顯著，且地區國有經濟比重與相應的地區實體經濟資本配置效率負相關。韓立巖等 [6]也測度了1993—2002年中國實體經濟整體資本配置效率，采用面板數據處理后，中國資本配置效率為0.081，處于低水平。蒲艷萍等 [7]運用2001—2006年中國32個工業行業的面板數據測度了工業行業資本配置效率，通過研究得出中國工業的資本配置效率整體低、波動大且存在很大的區域差異，中部地區工業資本配置效率最高，西部次之，東部地區最低，同時發現工業內部各行業的資本配置效率差異顯著，能源資源產業資本配置效率高，傳統制造業和裝備制造業配置效率低。張國富 [8]則運用中國36個行業的面板數據通過實證分析得出行業的產出水平、技術特質、市場結構、開放程度等因素對資本配置效率行業差異具有顯著正向影響，大中型企業比重對資本配置效率具有顯著負向影響。

總結發現，以上研究主要是針對中國宏觀層面的跨產業部門的資本配置效率研究，并沒有深入到細分行業，也很少具體到行業的基本組成單位——公司的資本配置效率，研究的針對性不強。目前對中國鄉村振興概念上市公司資本配置效率的研究還是空白。因此，結合鄉村振興相關產業發展特性研究上市公司資本配置效率，并測度和比較第一、二、三產業的鄉村振興板塊上市公司的資本配置效率，可以為中國鄉村振興產業相關研究提供更加充分的經驗證據，對中國鄉村振興上市公司有效盤活資本要素、完善產業鏈條及促進產業振興有著重要的理論和現實意義 [9]。

基于此，筆者在對資本配置效率理論分析的基礎上，運用2010—2019年中國鄉村振興概念上市公司面板數據，對其資本配置效率進行測度，最后進行年度動態分析，得出相關研究結論及建議。

1 中國鄉村振興概念上市公司發展現狀

1.1 中國鄉村振興概念上市公司資產規模概況 企業的總資產規模影響著投資活動的水平和范圍。固定資產是企業創造價值的基礎，也是反映上市公司投資及盈利情況的一項重要的研究指標 [10]。固定資產在總資產中的比重反映了企業對固定資產的重視程度，適當調整固定資產在總資產中所占的份額，能夠提高企業的資本配置效率 [11]。因此，通過分析總資產、固定資產總額這2個資產規模指標，對鄉村振興概念上市公司的投資和盈利概況進行初步了解，分析結果如圖1所示。

由圖1可知，鄉村振興概念上市公司2010—2019年各年的固定資產總額上升幅度較為一致，呈現穩定上升的趨勢。鄉村振興概念上市公司的總資產也逐年穩步上升，2014—2016年的上升幅度更大，增長更為明顯。總資產相對固定資產總額而言增長更快，固定資產在總資產中所占的份額逐漸減小，上市公司對固定資產的重視程度仍有待提高。

1.2 中國鄉村振興概念上市公司經營狀況 為了從經營能力、現金保障能力和盈利成長能力等方面進一步了解我國鄉村振興概念上市公司資本配置現狀，從營業收入增長率、經營活動現金流量增長率、銷售現金比率來分析上市公司的經營狀況。分析結果見圖2。

營業收入增長率能夠較快地反映公司盈利的變化趨勢，是衡量企業經營效益的一項重要指標。由圖2可知，2010—2019年中國鄉村振興概念上市公司的營業收入增長率變化不大，營業收入增長趨勢較為平穩，表明樣本上市公司總體上經營良好。銷售現金比率反映了每元銷售收入得到的凈現金流入，該數值越大表明企業資金利用越有效，若為負值則說明現金保障性較差 [12]。樣本上市公司近年來的銷售現金比率較低，但未出現負值，表明其資金利用效果存在缺陷，但現金保障較為穩定。經營活動現金流量增長率越高說明企業的成長性越好，而經營活動現金流量凈額增長率的波動尤為明顯，在2012、2013、2015、2016、2019年為正值，其余年份增長率為負值，這表明企業的盈利成長波折反復，缺乏連續性 [13]。

2 模型構建與數據來源

2.1 模型構建 為測度中國鄉村振興概念上市公司的資本配置效率，該研究借鑒Jeffrey Wurgler提出的彈性系數法，Wurgler資本配置效率測度基本模型如下：

ln（Ii，c，t/Ii，c，t-1）=αc+ηcln（Vi，c，t/Vi，c，t-1）+εi，c，t（1）

式中，I表示固定資產形成額;V表示產業增加值;ε表示隨機誤差項;i、c、t分別代表產業、國家和年份。用資本投資對產業增加值變化的敏感度ηc作為衡量資本配置效率的指標，ηc 為正表明資本得到有效的配置，ηc越大資本配置越有效，ηc為負則表明資本配置缺乏效率。

與基本模型不同，該文是根據上市公司數據進行資本配置效率的研究，所以產業增加值應替換為利潤值。且為避免企業在初創或成長階段出現利潤值為負的情況，要將資本投入關注的重心放在營業收入上 [14]。因此，該研究將Wurgler基本模型中的產業增加值替換為營業收入，構建了如下面板數據模型：

ln（Ii，t/Ii，t-1）=αi，t+ηi，tln（Vi，t/Vi，t-1）+εi，t（2）

式中，I為上市公司固定資產總額;V為上市公司營業收入;i表示某上市公司;t表示某年份。截距項α代表上市公司自發資本配置效率;η的估計值衡量資本配置效率，η>0表示公司的資本配置有效，η越大，公司的營業收入增加越迅速，固定資產投資額的增長速度越快，資本配置效率越高 [15];η<0表示如果公司的營業收入增加，固定資產投資額將減少，資本配置無效。如果不同個體和截面之間都不存在顯著性差異，可以選擇公式（2）建立的混合效應模型。但實際在面板數據中，對于不同截面或不同時間序列、模型中的截距α會發生變化，這時應該選擇變截距模型對整體資本配置效率進行測度 [16]。因此，若不同個體上市公司的時間序列截距不同，應建立如下個體固定效應模型：

ln（Ii，t/Ii，t-1）=α+ηln（Vi，t/Vi，t-1）+γ1W1+γ2W2+…+γ39W39+εi，t（3）

Wi=1，如果屬于第i個個體0，不屬于第i個個體 ，i=1，2，…，39

若對于不同的截面有不同的截距，應建立如下時刻固定效應模型，W1，W2，… ，W10分別代表2010—2019年每年度截面數據的虛擬變量：

ln（Ii，t/Ii，t-1）=α+ηln（Vi，t/Vi，t-1）+γ1W1+γ2W2+…+γ10W10+εi，t（4）

Wj=1，如果屬于第j個個體0，不屬于第j個個體，j=1，2，…，10

2.2 樣本選擇與數據來源 該研究選取上市公司作為資本配置效率研究的樣本，對中國鄉村振興概念上市公司的選取，是對東方財富網及南方財富網的鄉村振興概念板塊所公布和報道的40多家上市公司進行初步篩選，剔除ST公司和數據缺失的公司后，最終選取了39家上市公司樣本。在具體行業分布上，制造業上市公司有18家，占比46%，數量最多;其次為農林牧漁業12家，占比31%;再次是批發零售業為5家;然后租賃與商務服務業、信息傳輸、軟件和信息技術服務業、房地產業、水利、環境與公共管理業各有1家。

基于數據的完整性和可得性，選擇鄉村振興概念上市公司2010—2019年的數據進行測度。資本投入I取固定資產總額，V取當期營業收入，數據來自Wind數據庫，使用的計量分析軟件為Eviews 10.0。

3 實證分析

3.1 回歸模型的檢驗與選擇

3.1.1 單位根檢驗。在通過回歸分析對鄉村振興概念上市公司總體和分產業的資本配置效率進行測算之前，為了保證面板數據的平穩性，避免出現無效的回歸結果，需要對模型中的變量進行單位根檢驗 [17]。該研究采用相同根單位根檢

驗LLC和不同根單位根檢驗ADF-Fisher這兩種檢驗方法，檢驗結果如表1、2所示。樣本上市公司總體和分產業的資本配置效率測度模型中的變量都拒絕了存在單位根的原假設，解釋變量與被解釋變量的序列都是平穩的，不需要進行一階差分處理，可以直接進行下一步檢驗。

3.1.2 協整檢驗。經單位根檢驗，在解釋變量與被解釋變量為同階單整的前提下，接著進行協整檢驗，繼續判斷上市公司總體和分產業的資本配置效率測度模型各變量之間是否存在協整關系。該研究采用的是建立在Engle and Granger二步法檢驗基礎上的Pedroni檢驗方法，檢驗結果如表3所示。結果表明，樣本上市公司總體和分產業的資本配置效率測度模型的變量之間都存在長期的均衡關系，可以進一步選擇模型類型進行回歸分析，對資本配置效率進行測算。

3.1.3 模型類型檢驗。進一步，通過Hausman檢驗判斷模型是固定效應模型還是隨機效應模型，檢驗結果如表4所示。Hausman檢驗的原假設為模型中個體影響與解釋變量之不相關，若接受原假設則采用隨機效應模型，若拒絕原假設則采用固定效應模型。根據表4的檢驗結果可知，檢驗的P值均小于0.1，拒絕了采用隨機效應模型的原假設，測度模型應選擇固定效應面板數據模型。

為進一步確定模型是變截距模型還是變系數模型，進行F檢驗，主要有以下兩個假設：

假設1：在不同的截面和時間序列上，截距α和斜率η都相同。

假設2：在不同的截面和時間序列上，斜率η相同，但截距α不同。

顯然，如果接受假設1，則選擇不變參數模型，檢驗結束;如果拒絕假設1，則應對假設2進行檢驗。若接受假設2，則模型為變截距模型;若拒絕假設2，則模型為變參數模型。

檢驗假設1的F統計量：

F1=（S3-S1）/[（N-1）（k+1）]S1/（NT-N（k+1））～F[（N-1）（k+1），N（T-k-1）]

檢驗假設2的F統計量：

F2=（S3-S1）/[（N-1）k]S1/（NT-N（k+1））～F[（N-1）（k+1），N（T-k-1）]

其中，S1、S2、S3分別是采用變參數模型、變截距模型和不變參數模型時得到的殘差平方和。S1=34.003 53，S2=39.928 99，S3=46.755 75，N=39，k=1，T=10。經計算得出F檢驗的2個統計量：

F1=（S3-S1）/76S1/312=0.167 7920.108 986=1.54

F2=（S2-S1）/38S1/312=0.155 9330.108 986=1.43

在Excel中使用FINV函數，可以返回F分布的臨界值。通過比較兩個假設的F統計量與相應的臨界值，對兩個假設進行判斷。給定顯著性水平為0.05，α=0.05，求得：

Fα1（76，313）=1.33;Fα2（38，312）=1.44。

因為F1>1.33，假設1的F統計量大于臨界值，所以拒絕假設1，進一步檢驗假設2;又因為F2<1.44，假設2的F統計量小于臨界值，所以接受假設2，應采用變截距模型進行擬合 [18]。

3.2 回歸模型分析

3.2.1 鄉村振興概念板塊上市公司整體資本配置效率。從F檢驗結果來看，不同截面或時間序列的模型截距存在差異，應該采用變截距模型。該研究分別運用個體固定效應模型和時期固定效應模型進行擬合，分別運用2個模型的參數估計結果如下。

模型（3）的應用分析結果如下：

ln（Ii，t/Ii，t-1）=0.130 423+0.237 417ln（Vi，t/Vi，t-1）

t-value? 6.723 082? 3.458 399

P-Value? 0.000 0? 0.000 6

標準誤? ?0.019 399? 0.068 649

R 2=0.774 603，F=1.898 419，D.W.=2.196 077。

根據檢驗結果，以上個體固定效應模型的F檢驗值為1.898 419，F值的相伴概率小于0.01，截距α和斜率η估計值的P值均小于顯著性水平 0.01，通過了顯著性檢驗。模型的擬合優度R 2為0.774 603，擬合優度相對較好，鄉村振興概念上市公司的資本投入與營業收入存在線性關系。

模型（4）的應用分析結果如下：

ln（Ii，t/Ii，t-1）=0.119 347+0.234 357ln（Vi，t/Vi，t-1）

t-Value? 6.200 033? 4.919 918

P-Value? 0.000 0? 0.000 0

標準誤 ?0.019 249? 0.065 927

R 2=0.705 752，F=4.481 962，D.W.=1.994 033。

根據檢驗結果，以上時刻固定效應模型截距α和斜率η估計值的P值均小于顯著性水平 0.01，也通過了顯著性檢驗。但與個體固定效應模型相比，時期固定效應模型的擬合優度較低。而個體固定效應模型的擬合優度較好，參數估計值的顯著性水平也較高，因此該研究選擇個體固定效應模型的斜率η估計值作為整體資本配置效率。中國鄉村振興概念板塊上市公司2010—2019年整體資本配置效率值為0.237 4。

將估計結果與其他不同的研究所得結果進行對比，此估計值高于李青原等 [5]運用1999—2006年中國30個地區的面板數據測度的中國總體資本配置效率值0.126、韓立巖等 [6]測度的1993—2002年中國整體資本配置效率值0.160，表明中國鄉村振興概念板塊上市公司整體資本配置是有效率的。但是，資本配置效率水平還較低，此估計值與Wurgler [4]測算的65個國家資本配置效率平均值0.429 0相比還有較大差距。

3.2.2 鄉村振興概念板塊上市公司個體自發資本配置效率。采用個體固定效應模型得到的斜率η相同，但截距α不同。因此，39家上市公司的整體資本配置效率相同，但是個體自發資本配置效率會發生變化，樣本上市公司的自發資本配置效率如表5所列。39家中有21家公司的自發資本配置效率為負值，18家公司的自發資本配置效率為正值。自發資本配置效率大于0.15的公司有：梅安森（300275）、嶺南股份（002717）、新研股份（300159）、牧原股份（002714）。其中，自發資本配置效率最高的是新研股份（300159），為0.448 555，新研股份所在行業為鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業，屬于第二產業。自發資本配置效率小于-0.15的公司有：東方集團（600811）、中糧糖業（600737）、北大荒（600598）。

由表5可以看出，有一半以上的樣本上市公司自發資本配置效率小于0。主要原因是鄉村振興概念上市公司所在行業大多具有盈利低、投入大、周期長、風險高的特性，吸引資金注入的能力較弱，資金與產業相融合的難度較大。樣本上市公司在資本自我增殖的過程中受到約束，資本無法得到更有效的配置，導致其自發資本配置效率較低。

3.2.3 分產業資本配置效率對比分析。促進鄉村振興背景下的三大產業協同發展，實現價值增值，是鄉村振興尚未破解的難題。中國鄉村振興概念板塊上市公司跨度22個細分行業，在三大產業各有分布，但第一、二、三產業的產業基礎與發展程度存在較大差異，資本配置效率也會產生差距。本文在區分產業的基礎上，分別測度第一、二、三產業的鄉村振興概念板塊上市公司資本配置效率，將不同產業的面板數據分別代入模型（3）中進行回歸，結果如表6所示。

在區分產業的基礎上，分別測度屬于第一、二、三產業的鄉村振興概念板塊上市公司資本配置效率，回歸結果如表6所示。由表6可知，第一、二、三產業的鄉村振興概念上市公司資本配置效率都為正值，且都通過了顯著性檢驗。第二產業的鄉村振興概念上市公司資本配置效率最高，達到了0.331，其次是第三產業的鄉村振興概念上市公司資本配置效率值為0.303。第一產業的鄉村振興概念上市公司資本配置效率最低，只有0.131。

通過比較發現，第二、三產業的鄉村振興概念上市公司資本配置效率測度值均高于上市公司總體測度值，而第一產業的測度結果遠低于總體測度值，這是主要是由農業資本的高稀缺性和低聚集性決定的。比較利益偏低的第一產業往往難以得到金融機構的青睞，資本投入到農林牧漁業這種弱質產業的意愿較低，農業資本較為稀缺。同時，農業資本具有低聚集性，即使資本與第一產業融合，也會存在資本聚集在無效領域的現象 [19]，很難為鄉村振興背景下的第一產業帶來發展。若長期處于低效的資本配置狀態，趨于衰落的領域占用過多的資金，高成長性行業無法得到足夠的資金支持，必然會阻礙產業興旺目標的實現，阻礙鄉村振興的推進。

3.2.4 資本配置效率年度動態分析。上面采用固定效應模型，對靜態水平下的上市公司整體和分產業的資本配置效率進行了測算。隨著鄉村振興戰略的實施，相關產業也不斷發展，為了研究中國鄉村振興概念上市公司資本配置效率的年度動態變化，這里在模型（2）的基礎上引入時間變量t，得到模型（5）：

ln（Ii，t/Ii，t-1）=αt+ηtln（Vi，t/Vi，t-1）+εi，t（5）

將39家上市公司樣本的截面數據代入模型（5）中，測度得到鄉村振興概念上市公司2010—2019年每年度的資本配置效率，回歸結果如圖3所示。

根據圖3，2010—2019年中國鄉村振興概念上市公司資本配置效率不同年度波動較大，總體呈現波動下降的趨勢。在2010年發展初期，資本配置效率最高，隨后在2011年有較大幅度的下降，經過2012年的回彈之后，數值在2013年驟降出現負值，資本配置效率值在2015年回升到0.5以上，緊接著逐年下降。

筆者認為，出現這樣的波動是多種因素共同作用的結果。首先，中國鄉村振興概念上市公司所從事的生產性活動大多生產周期較長，投資回報周期也相應較長，產業發展具有周期波動性，產業資本的運動周期性特征比較顯著，這都會使資本配置效率呈現波動狀態。其次，宏觀經濟形勢和產業融資生態環境也是資本配置效率的影響因素，2008年經濟危機帶來的國內外經濟波動會累及資本配置效率。最后，雖然在鄉村振興戰略實施之后，各項財政和金融支持政策的出臺提振了資本注入鄉村振興概念板塊的信心，但政府政策引導和金融機構資金支持缺乏連續性，容易導致資本配置效率的波動。

4 結論與建議

該研究基于改進的Wurgler資本配置效率測度方法，從上市公司總體、產業差異、年度動態變化三方面對中國鄉村振興概念板塊上市公司2010—2019年的資本配置效率進行測算與分析。現對研究結論進行歸納，并結合中國鄉村振興概念上市公司的發展現狀，提出相應建議：

第一，中國鄉村振興概念上市公司總體資本配置效率相對較低。運用2010—2019年中國鄉村振興概念板塊上市公司的面板數據，對其上市公司總體資本配置效率進行測度。從得到的結果來看，資本配置效率為正值，但該值遠低于Wurgler [4]測算的65個國家資本配置效率平均值0.429，水平仍然較低，鄉村振興概念上市公司整體資本配置效率仍有很大提高空間。

改善產業整體資本配置狀況與實現產業興旺的目標是相輔相成的。產業生態化與產業多樣化能夠有效促進鄉村振興相關產業融合發展，推動產業結構調整，使產業發展升級的路徑更為明確，最終使資本穩定地流向具有發展前景的行業。因此，產業生態化與產業多樣化是鄉村振興概念上市公司必須關注的問題。而產業生態化是指發展精細化的精準農業、智能化的智慧農業、創意化的創意農業等，產業多樣化則指農業與其他產業在整體鏈條上實現技術、產品、服務、市場的相互融合 [20]。

第二，從區別產業的鄉村振興概念上市公司的資本配置效率測度結果來看，第一產業與第二、三產業相比差距較大。這表明相比第二、三產業，第一產業的鄉村振興概念上市公司的資金更容易沉淀在一些無效的領域，阻礙鄉村振興概念上市公司的長期健康發展，不利于實現產業振興。

因此，要發展現代化農業，吸引資本投入，促進資本的有效集聚與自我增殖，優化第一產業資本配置。加大科研創新投入，推動現代技術在農業領域的革新與應用，提升產業化程度 [21]，從而提高農業經濟發展水平，增強第一產業吸引資本投入的能力。同時，積極推動農業產業結構調整，提升產業附加值，是提高第一產業競爭力和比較利益的強大動力，能夠有效促進資本在農業產業鏈條上的形成集聚與高效利用，減少投資領域的低效現象。

第三，從年度動態測度結果來看，鄉村振興概念上市公司資本配置效率的年度間波動變化較大。而資本配置效率的多次的大幅度變動是由鄉村振興產業的發展特性、宏觀經濟形勢的影響、政府和金融機構的支持力度等多種因素共同造成的。

因此，政府與金融機構要根據鄉村振興產業的發展特性，找準穩定的著力點，支持鄉村振興產業的健康可持續發展。首先，鄉村振興中的弱質產業具有政策引導性 [19]，要充分發揮政府的引導作用。一方面，政府要加大財政資金投入，并通過精準施策正確引導資金的投放與流動，使資金得到更加合理有效的利用。另一方面，政府行為對市場配置具有引導功能，政府可以通過帶動社會其他資本投入來拓寬產業融資渠道。其次，金融機構要加大支持力度，有效緩解產業融資困境。鼓勵國家開發銀行等金融機構推出針對鄉村振興產業的金融產品，開展符合鄉村振興融資特點的信貸業務。完善信貸制度，通過建立靈活且具有針對性的信貸保障機制，降低金融機構投資風險，增強其投資意愿，更好地滿足鄉村振興的融資需求。

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