金融資源配置對鄉村產業振興的非線性影響

戴文嬌

（中國社會科學院 工業經濟研究所，北京 100005）

一、引言

鄉村產業是提升農業、繁榮農村、富裕農民的基石[1]。2019年2月中共中央國務院印發《關于促進鄉村產業振興的指導意見》，提出產業振興是解決鄉村問題的基礎和前提，并指出要不斷提高鄉村產業發展水平，加快實現產業興旺。2020年7月，農業農村部為加強引導鄉村產業發展，進一步印發《全國鄉村產業發展規劃（2020—2025年）》，指出發展鄉村產業是鄉村全面振興的重要根基。2022年中央一號文件，重點強調“聚焦產業促進鄉村發展”。新發展格局下，只有不斷推進鄉村產業發展，實現鄉村產業振興，才能充分激發鄉村內生發展動力，激活鄉村各項要素資源，實現鄉村振興戰略與農業農村現代化發展目標[2-4]。金融是推動鄉村產業經濟發展的核心支撐[5]。然而，中國長期以來的城鄉二元化發展，導致鄉村地區金融資源供給缺位、金融服務產品單一、金融支持模式滯后等問題較為突出，使得金融在支持鄉村產業發展過程中面臨抵押難、擔保難以及貸款難等現實制約問題[6，7]。優化金融資源配置可為鄉村弱勢產業主體提供更加有效的金融支持。為鄉村產業振興提供便利化和多樣化的金融服務，已日漸成為推動鄉村產業結構優化、產業技術轉型升級、產業市場化發展的重要推動力。因此，在全面推進鄉村振興戰略和農業農村現代化發展大背景下，研究如何優化調整金融資源配置以適應鄉村產業振興發展，具有現實緊迫性。

梳理學界相關文獻，發現當前學者們多單獨研究金融資源配置與鄉村產業振興[8-12]。對于二者的互動研究，也多局限于金融支持鄉村發展方面，鮮有學者從非線性視角入手探討二者的影響機制[13-16]。考慮到中國幅員遼闊，地區間差異較大，線性特征研究只能得到二者之間的平均影響效應，難以全面描述不同金融資源配置方式對鄉村產業振興的動態效應。有鑒于此，文章選取2012—2020年中國省級面板數據，運用面板門限模型與分位數模型實證檢驗二者間的非線性關系。

二、理論分析與假設

1.金融資源配置與鄉村產業振興

（1）信用催化效應

金融資源主要通過信用創造等手段加速鄉村資本積累，進而對鄉村產業振興發揮信用催化作用。具體而言，金融信用創造的關鍵在于對鄉村閑置、廢舊產業資源的回收再利用，重新整合實體資源與無形資源，使之形成實體資源，支撐鄉村產業發展。在此過程中，金融資源不僅會被配置于鄉村優勢產業之中，還會進一步蔓延至鄉村產業鏈上相關產業中，并通過信用創造促進相關產業整合，大幅提升產業資本總量，促進鄉村產業發展。同時，金融機構在考量信貸對象時，不再像以往僅僅關注其現期盈利能力，而是更注重其發展的可持續性、潛力性與未來收益率，確保金融資源投到鄉村產業后可快速、安全回籠。特別是在城鄉之間，金融資源的信用催化效應可有效改善鄉村非農產業之間、生產性產業中的金融資源配置狀態，推動信貸到資本的轉變，為鄉村產業發展提供充足、多元的資金支持，促進鄉村產業振興。

（2）要素集聚效應

在鄉村產業發展過程中，人才、技術、資本、能源等要素的投入與流轉發揮著至關重要的作用。作為一種支撐性資源，金融資源既是被配置的對象，又是引導配置其他資源的關鍵紐帶。具體而言，在優化金融資源配置過程中，政府通過資金調配、產品創新、利率優惠等手段，可將大量金融要素聚攏于一定區域范圍，驅動人才、技術等各項資源要素向鄉村產業振興重點領域和薄弱環節集聚，促進鄉村產業振興。對此，姜輝等(2020)亦提出，金融資源配置可通過自身社會屬性，引導其他要素重新流動和配置，為鄉村產業振興提供必要的要素支撐[17]。

（3）風險分散效應

中國鄉村地區經濟發展和自然環境往往較為滯后，使得鄉村產業在發展過程中不僅可能面臨自然災害風險，而且需要面對政策風險、貿易風險等市場風險。在此背景下，如何有效規避和化解各項風險因素，提升鄉村產業的抗風險能力，成為當下扎實推進鄉村產業振興的關鍵。通過優化金融資源配置，可有效對鄉村產業發展過程中的各類風險進行防范、化解和轉移，為鄉村產業穩步推進提供充足的資金支持，驅動鄉村產業振興發展。一方面，金融機構可通過優化金融資源配置方式，吸收鄉村產業主體或農戶個體的流動性資金，并向欠缺資金支持的鄉村產業主體或個體提供資金支持，化解鄉村產業振興過程中可能存在的流動性風險。另一方面，金融機構可通過調配各類鄉村金融資源，創新金融產品和金融服務模式，將相關風險逐步分解到各類金融產品和服務上，以化解鄉村產業風險。

綜上，文章提出如下假設：

假設H1：金融資源配置可有效促進鄉村產業振興。

2.金融資源配置對鄉村產業振興的異質性影響

根據上述分析可知，金融資源可能對產業發展具有積極的促進作用，即金融資源配置可能通過信用催化效應、要素集聚效應以及風險分散效應促進鄉村產業振興。然而值得關注的是，上述作用效應的發揮依賴于農業產業行業結構、集聚模式與農村實際需求結構相匹配。如果金融資源配置與鄉村產業發展之間的“供給”與“需求”不匹配，將會促使有限的金融資源配置到低效的鄉村產業領域，不利于鄉村產業振興。一方面，鄉村產業發展水平較高時，可憑借市場規模、基礎設施等優勢吸引大量資本集聚，有利于充分發揮金融支持效應。但在此過程中，伴隨鄉村產業資本不斷集聚，惡性競爭、市場擁擠等發展性問題將逐步制約金融支持效應，促使資本積累速度逐步放緩，最終導致金融資源配置對鄉村產業振興的影響效應放緩。另一方面，當鄉村產業發展水平較低時，金融資源配置難以充分發揮金融資源優勢，對鄉村產業振興的驅動作用無法完全凸顯。一旦金融資源配置水平突破臨界值，其對鄉村產業振興的支持效應將快速提升。

基于以上分析，文章進一步提出：

假設H2：金融資源配置對鄉村產業振興的驅動效應會因鄉村產業發展水平的高低而存在異質性。

三、研究設計1.模型構建

（1）面板門限模型

文章構建門限模型從非線性視角探究金融資源配置對鄉村產業振興的作用效應。具體模型如下：

上式中，IndRe表示鄉村產業振興衡量指標；FiRe表示金融資源配置衡量指標；qit代表本次門檻研究的門限變量；Xit為選取的控制變量；ζit為誤差項；μi、ηt分別表征個體固定效應與時期固定效應。

（2）分位數模型

考慮到伴隨鄉村產業振興的推進，金融資源配置的支撐效應將發生轉變，故進一步利用分位數模型探究不同分位水平下二者的作用效應。具體模型如下：

模型(2)中，θ表示鄉村產業振興的分位點。

基于上述模型，進一步構建門限分位數模型：

其中，qit表示門限變量；γ1和γ2為對應門限變量的門限值。

2.變量說明

（1）被解釋變量

被解釋變量為鄉村產業振興(IndRe)。借鑒相關文獻[18-20]，文章選取鄉村產業結構(InSt)與鄉村產業技術水平(InTe)、鄉村產業市場化(InMk)三個維度構建鄉村產業振興評價指標體系（表1）。

表1 鄉村產業振興評價指標體系

（2）解釋變量

解釋變量為金融資源配置(FiRe)。通過金融資源配置效率(EFRA)和金融資源配置規模(ESFR)綜合衡量。

金融資源配置規模借鑒郭華等(2021)[21]的研究，通過債券資金規模和保險資金規模的總和加以衡量。債券資金規模通過銀行業金融機構各項存款余額/GDP計算得到。保險資金規模通過保險機構保險費收入/GDP計算得到。

金融資源配置效率借鑒周亞軍、吉萍(2019)[22]的研究，采用金融機構貸款與金融機構存款之比加以衡量。

（3）控制變量

控制變量為選取財政支農(FSA)、經濟發展(ECDE)和外商直接投資(FDI)。其中，財政支農通過財政支出總額中涉農金額占比衡量。經濟發展，采用人均GDP的對數來衡量經濟發展水平。外商直接投資用實際利用外商直接投資額/GDP表示。

3.數據與樣本說明

研究采用2012—2020年中國31個省份的面板數據，數據來源主要為Wind數據庫、《中國統計年鑒》《中國農業統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國農村統計年鑒》、統計局報告、智研咨詢報告以及各省份的統計公報。對于少數不可獲取的數據指標，以其前后兩年的均值彌補。

四、實證結果分析

1.面板門限效應

（1）模型形式檢驗

首先，開始門限模型回歸前，需先判斷金融資源配置與鄉村產業振興是否存在非線性關系。限于篇幅，不對檢驗過程進行詳細描述，最終發現兩者間存在非線性關系。其次，為保證結果嚴謹、準確，在回歸前先判斷二者間門限數量。最后，用網格搜索法對門限變量的每個值分別回歸，通過殘差平方和最小規則確定門限值（表2）。可以發現，當門限變量為金融資源配置規模時，其與鄉村產業結構二者間存在單一門限效應，門限值是0.905，與鄉村產業技術水平、鄉村產業市場化間，在1%顯著性水平下出現雙重門限效應，分別得到0.412、1.675和0.326、1.424兩組門限值。同理可知，門限變量為金融資源配置效率時，金融資源配置與鄉村產業結構、鄉村產業技術水平、鄉村產業市場化在1%顯著性水平下均為單一門限效應，得到3.016、4.563、4.785三個門限值。在明確二者間的門限效應后，通過似然比函數可知，金融資源配置規模和金融資源配置效率的LR估計值都小于臨界值，表明門限值具有一致性以及有效性。

表2 門限值與效應檢驗結果

（2）金融資源配置與鄉村產業振興

確定模型形式后，文章通過OLS、GLS和GMM三種方法分別進行回歸，分析金融資源配置與鄉村產業振興之間的非線性關系。值得一提的是，用多種方法回歸是為了達到以下目的：一是通過對比各回歸方法的結果，判斷結論的穩健性；二是在綜合考慮內生性問題后，判斷結果的可靠性。其中，GMM工具變量為金融資源配置的滯后一期。通過對應的檢驗方法判斷GMM是否存在過度識別、弱工具變量問題（限于篇幅，表中僅列示P值），實證結果見表3、表4。

表3 門限效應（門限變量：金融資源配置規模）

表4 門限效應（門限變量：金融資源配置效率）

表3是金融資源配置規模門限變量的回歸結果。分析可知，金融資源配置規模與鄉村產業振興間存在門限效應。(1)列、(2)列顯示，區制1中，兩種方法下a1都在10%水平下顯著，分別為-1.026、-1.067，表明金融資源配置規模與鄉村產業結構正相關。區制2中，系數a1+a2都在10%水平下顯著為正，說明金融資源配置規模與鄉村產業結構負相關。這可能是因為金融資源配置規模較小時，僅能輔助風險低、生產要素需求少的鄉村產業振興項目，而對資金需求大、風險高的鄉村產業的支持能力相對不足。但隨著金融資源配置規模的不斷擴大，不論是金融產品數量、種類還是金融服務質量均會得到顯著提升，從而更高效地將金融資源從高污染鄉村產業轉移到節能低碳產業，促進鄉村產業結構更加合理、綠色，加速實現鄉村產業振興。

表3的(3)列、(4)列顯示，金融資源配置規模與鄉村產業技術水平間存在雙重門限效應。區制1中，金融資源配置規模系數a1顯著為負，說明金融資源配置規模對鄉村產業技術水平具有負向影響；區制2中，回歸系數a1+a2反映出金融資源配置規模會顯著促進鄉村產業技術水平；區制3中，金融資源配置規模系數a1+a3顯著為負，表明金融資源配置規模會抑制鄉村產業技術水平。上述非線性特征表明，二者互動關系具有動態性，具體表現為：在發展初期，金融資源配置主要投入到收益高、見效快的鄉村產業，容易造成環境污染，故鄉村產業振興效果不明顯。隨后，金融資源配置規模不斷擴大，為鄉村產業綠色技術、新興技術提供大量研發資金，并推動傳統產業加速升級技術，鄉村產業技術水平得以快速提升。但金融資源配置規模快速擴大難免會出現一些問題，需要相對健全的規范化實施機制持續提升鄉村產業技術水平。

表3(5)列、(6)列顯示，金融資源配置規模與鄉村產業市場化間存在雙重門限效應。三個區制下的影響效應與文章前述的二者關系相似，故不在此贅述。出現這種現象的原因可能是，金融資源配置規模較小時無法為鄉村產業提供足夠的資金開拓市場，僅能幫助企業降低一些搜索社會閑散資金的成本，因此對鄉村產業市場化的促進作用不明顯。當金融資源配置規模達到一定水平后，能加速鄉村產業間開展市場化重組，加快生產要素市場化流動，促進鄉村產業市場化發展。但鄉村產業市場化發展并非僅受金融一項因素影響，還會受限于市場環境、政策制度、市場競爭等因素，所以金融資源配置規模對其的影響并不是持續促進的。

表4是金融資源配置效率門限變量的回歸結果。區制1中，金融資源配置效率與鄉村產業結構顯著正相關，系數分別為1.569、1.756；與鄉村產業技術水平顯著負相關，系數分別為-1.345、-1.316；與鄉村產業市場化顯著負相關，系數分別為-1.113、-1.116。具體來看，當金融資源配置效率偏低時，金融資源難以滿足鄉村產業振興發展需求，且存在外流問題，無法促進鄉村產業技術水平提高、市場化發展，但能對產業結構改善發揮一定的促進作用。區制2中，回歸系數a1+a2顯示出，金融資源配置效率與鄉村產業結構、鄉村產業技術水平、鄉村產業市場化均正相關。金融資源配置效率提高，不僅能增強鄉村金融產品質效，還能快速對接鄉村產業融資需求，為鄉村產業基礎設施、生產加工、流通運輸等重點領域提供高效且便捷的金融支持，推動鄉村產業高質量發展，助力鄉村產業振興。總體而言，不論是金融資源配置規模還是金融資源配置效率，對鄉村產業振興均具有正向影響，假設H1得以驗證。

2.穩健性檢驗

為保證研究結論的準確性，進一步對上述結論進行穩健性檢驗。參考郭杰等(2022)[23]研究方法，把研究樣本改為2019—2020年面板數據后，重新檢驗門限效應。為便于比較，研究方法與實證變量均與前文一致。門限值檢驗結果如表5所示，金融資源配置規模、金融資源配置效率門限變量的門限個數與上文一致，僅門限值略有變化。

表5 門限值檢驗

明確門限值后，再次回歸模型(2)，進而檢驗二者間門限效應（限于篇幅，僅列示金融資源配置規模門限變量的回歸結果）。由表6可知，任一區制、任一門限變量下，金融資源配置與鄉村產業振興關系均未發生變化，驗證上述結論具有可靠性以及準確性。

表6 門限穩健性回歸結果

3.分位數檢驗

文章用面板門限分位數模型分析金融資源配置與鄉村產業振興的差異化驅動效應。以金融資源配置規模為門限變量，對面板門限分位數模型(4)進行回歸，結果見表7。(1)～(3)列顯示，在每個分位點上金融資源配置規模的影響均不同。區制1中，二者僅在25%分位點處顯著，系數為-1.078，具有負向作用。這說明鄉村產業結構只有達到一定水平后，才能借助金融資源配置規模的力量快速改進。區制2中，二者在任一分位點處均出現顯著促進作用。以上結果表明，鄉村產業結構水平持續提升，與金融資源配置規模的匹配度將隨之提高。(4)～(6)列為金融資源配置規模對鄉村產業技術水平的分層影響結果。不同的分位點水平上，二者之間的影響效應具有動態性。隨著鄉村產業技術水平提高，二者協調匹配程度進一步提升。區制1中，二者負相關但不顯著。區制2中，不同分位點上二者都顯著正相關。二者匹配度隨鄉村產業技術水平提升而增加。區制3中，不同的分位點水平上回歸結果均不顯著。以上結果說明，金融資源配置規模只有達到門限值時，才能促進鄉村產業技術水平。同理，從(7)～(9)列可知，金融資源配置規模與鄉村產業市場化的匹配度隨鄉村產業市場化程度提高而提高。因此，政府應當進一步深化改革，完善市場化的利率形成、調控和傳導機制，加速鄉村產業市場化進程，充分發揮金融資源的規模效應，助力鄉村產業振興。

表7 金融資源配置規模的分層影響

當門限變量為金融資源配置效率時，回歸結果如表8所示。(1)～(3)列顯示，區制1中，金融資源配置效率對鄉村產業結構的影響作用不大且不顯著；區制2中，二者顯著正相關。這說明只有當金融資源配置效率跨過門限值后，金融資源配置效率才會促進鄉村產業結構改進，且此作用會隨著鄉村產業結構水平提升而不斷提高。究其原因可能是，金融資源配置效率更有助于高附加值、高風險型、高新技術型企業發展。(4)～(6)列顯示，區制1中，金融資源配置效率與鄉村產業技術水平在1%的水平下顯著負相關，并且隨著分位點增大，影響效應逐漸變大。這一結論表明，伴隨鄉村產業技術水平持續提高，其與金融資源配置效率的協調水平亦在不斷提升。區制2中，金融資源配置效率的影響效應均不顯著。出現這種現象的原因可能是，樣本期內金融資源配置效率尚未達到可以使二者關系產生質變的水平，因此有待進一步提升金融資源配置效率。(7)～(9)列顯示，區制1中，金融資源配置效率與鄉村產業市場化僅在25%分位點處具有顯著負向作用，其余分位點處是負相關但不顯著。區制2中，二者顯著正相關。這表明金融資源配置效率的影響會隨鄉村產業市場化水平的提高而增強。由上述分析可知，金融資源配置對鄉村產業振興的影響隨鄉村產業振興水平的高低而存在差異，假設H2得以驗證。

表8 金融資源配置效率的分層影響

五、結論與建議

1.研究結論

文章選取2012—2020年中國31個省份面板數據，實證檢驗了金融資源配置對鄉村產業振興的非線性影響，研究發現：

第一，金融資源配置規模與金融資源配置效率對鄉村產業振興均具有門限效應，且這一結論在經過穩健性檢驗后仍然成立。金融資源配置規模與鄉村產業結構間有單一門限效應，與鄉村產業技術水平、鄉村產業市場化間存在雙重門限效應。金融資源配置效率與鄉村產業結構、鄉村產業技術水平、鄉村產業市場化均為單一門限效應。

第二，金融資源配置規模、金融資源配置效率對鄉村產業結構、鄉村產業技術水平、鄉村產業市場化的作用在不同分位點處有所差異。從金融資源配置規模來看，隨著鄉村產業結構、鄉村產業技術水平、鄉村產業市場化水平的提高，金融資源配置與鄉村產業振興的匹配度越高。從金融資源配置效率來看，隨著鄉村產業結構、鄉村產業技術水平、鄉村產業市場化水平提高，金融資源配置效率的作用將更強，且與鄉村產業振興的匹配度更高。

2.對策建議

（1）持續擴大金融資源配置規模

適宜的金融資源配置規模是驅動鄉村產業振興的重要因素。因此，有關部門應當積極推動鄉村金融發展，擴大農村金融的服務范圍和業務數量，引導金融資源向鄉村流入，充分發揮金融資源的規模效應，助力鄉村產業振興。一方面，政府可推動政府、企業和銀行之間的對接，增加對鄉村優勢企業、種業及基建類企業、農業綠色技術企業等企業的投資力度，加速產業結構優化、技術水平提升、市場化程度提高，實現鄉村產業振興。另一方面，金融機構可通過合理應用大數據、人工智能等新興技術，創新鄉村產業金融產品和服務，擴大金融資源配置規模，為鄉村購置新農業設備、企業升級生產技術、開拓市場等業務擴寬融資渠道，加快鄉村產業興旺發展。

（2）不斷提高金融資源配置效率

研究表明，只有金融資源配置效率跨過門檻值后，才會對鄉村產業振興發揮顯著促進效應。因此，有關部門應當持續優化金融資源配置結構，提升金融資源配置效率，促進鄉村產業振興。政府層面，可根據本地鄉村產業發展特色出臺惠農政策，引導金融資源不斷流向實體鄉村產業，以市場發展為導向均衡鄉村產業資金供需兩方，促進鄉村產業結構優化、技術升級、市場化發展，助力鄉村產業全面振興。金融機構層面，應充分發揮金融機構專業性，推行“一對多”管理模式，使金融資源高效貫穿到鄉村產業鏈各個環節中，促進鄉村產業振興。

（3）扎實推進鄉村核心產業項目

從研究結論可知，隨著鄉村產業結構、鄉村產業技術水平、鄉村產業市場化水平提高，金融資源配置規模、金融資源配置效率與其匹配度將提升，可發揮更大的促進作用。由此，一方面，政府除不斷完善金融資源配置外，還需積極推動技術、人才等要素向鄉村產業振興核心領域傾斜，加大對核心項目的支持力度，全面促進鄉村產業振興，充分發揮金融資源配置的正向效應。另一方面，可根據各地區要素資源稟賦，建設鄉村特色產業體系，扎實推進鄉村旅游、養老、創業等鄉村產業核心項目，完善鄉村產業結構體系，加速實現鄉村產業振興。