農村金融高質量發展對鄉村振興的異質性影響

□ 農簫 方俊智

一、引言

全面建設社會主義現代化國家，最艱巨最繁重的任務仍然在農村。黨的二十大報告指出全面推進鄉村振興是加快構建新發展格局，著力推動高質量發展的重要環節。全面推進鄉村振興是破解農村空心化、農業邊緣化、農民老齡化日益嚴重的“新三農”問題的重要抓手。農村經濟發展是落實鄉村振興的重中之重，全面貫徹落實鄉村振興戰略，促進鄉村產業興旺，離不開巨大的資金和金融服務支持。近年來，我國農村金融資源配置水平得到了顯著提升，但仍普遍存在組織體系結構單一、基礎金融資源覆蓋范圍有限、涉農信貸供給不足等問題。受多重因素的影響，農村金融支持鄉村振興發展難以全面發揮實效。為切實做好“十四五”時期農村金融服務工作，支持鞏固拓展脫貧攻堅成果、持續提升金融服務鄉村振興能力和水平，人民銀行等六部門曾聯合發文，提出要圍繞鞏固拓展脫貧攻堅成果、全面推進鄉村振興，創新金融產品和服務，健全金融組織體系，完善基礎金融服務，引導更多金融資源投入“三農”領域?？梢?，健全農村金融服務體系、增強農村金融服務能力、提升農村金融供給質量與效率是有效推進鄉村振興戰略的重要著力點。

從現有相關研究來看，農村金融高質量發展與鄉村振興的研究多數分布在內在邏輯、發展路徑、異質性研究等方面。鮮有學者通過從傳導機制視角對農村金融高質量發展與鄉村振興作用機理進行系統分析，這為本研究提供了充分的思路指導和邏輯借鑒。鑒于此，本文利用2011-2020年29個省份的動態面板數據，試圖從理論邏輯和實證分析兩個層面揭開農村金融高質量發展影響鄉村振興的內在機制，探討鄉村振興動態演變進程以及異質性。與已有文獻相比，本文的邊際貢獻主要在于：第一，結合高質量發展觀念，引入農村金融高質量發展這一概念，對鄉村振興進行實證分析，一定程度上拓寬了研究的視野；第二，探討并發現了農村金融高質量發展可通過優化農村人力資本結構強化對鄉村振興的促進作用，豐富了農村金融高質量發展對鄉村振興作用的理論框架；第三，從異質性角度分析了農村金融高質量發展對鄉村振興的影響，為政府因地制宜制定政策提供了理論基礎。

二、理論與假說

中國鄉村振興尚未成熟，融資約束仍是“三農”發展的主要問題。新型農業經營企業融資難、融資慢等問題越來越突出，側面折射出金融服務實體經濟仍存在短板，農村金融服務鄉村振興正是補齊這一短板（王彥和田志宏，2020）。實現鄉村振興戰略首先需要考慮融資渠道問題，滿足農村農業多樣化的農村金融需求，不斷深化改革農村金融體系，是緩解鄉村振興中資金緊缺的主要途經（廖紅偉和楊良平，2019）。同時加強金融體系頂層設計、完善金融體系的配套制度，優化金融發展環境，也是為實現鄉村振興提供了資金保障（溫濤和何茜，2020）。農村金融作為農村經濟的血脈，農村經濟社會發展的重要領域。以促進農村金融機構多元化為前提，推進金融組織體系進一步創新，深化普惠金融服務，為實施鄉村振興戰略建立了良好輔助機制和配套設施（何文廣和何倩，2018）。農村金融支持鄉村振興戰略的實施，其要義就是擴大農村金融服務覆蓋面積，發展農村金融高質量服務體系。農村金融高質量發展是推進鄉村振興的重要抓手，通過優化農村金融資源配置，刺激了農村經濟發展，縮小了城鄉收入差距，進而為鄉村振興的發展奠定了基礎（謝琳，2020；肖端和楊琰軍，2020）。此外，當地農村金融高質量發展的發展不僅推進了當地農業產業化，提供農戶收入水平，也輻射了鄰近地區，為推進鄉村振興的全面實施提供了有力的支持（章成和洪錚，2021；楊東和鄭家喜）。因此，農村金融高質量發展需求的快速增長也必將成為金融投資的新起點，成為實現鄉村振興最優途徑?；诖?，提出第一個研究假說：

假設1：農村金融高質量發展能夠促進鄉村振興。

前文闡釋了農村金融高質量發展對鄉村振興的影響機理，但有沒有某種除農村金融高質量發展之外的因素，與農村金融高質量發展協同作用，會進一步增強或削弱鄉村振興。農村金融高質量發展“普惠”這一特征，會改善農村經濟發展的融資條件，降低了農村居民的融資門檻，提高了農村金融的可得性，緩解了金融約束，能否充分利用還取決于個體對金融服務的獲取和利用能力。一方面，有些學者認為人力資本促進了金融發展，基礎人力資本投入與金融人才資本投入能夠顯著地推動金融業的發展，同時人力資本結構配置的優化，也會加快金融部門的擴張速度（謝非和聶宇賢，2018；張成思和劉貫春，2022）。提高農戶金融知識、健康人力資本等投資強化了信貸資金對農村經濟的促進作用，增強了農村金融對農戶的增收效應與扶貧效應（夏振洲，2018；劉丹和陸佳瑤，2019）。此外，人力資本投資將賦予農戶更強的信貸資金運用的能力與動機，有助于農業生產活動的創收發展，進而增強了農村金融的支農效應（陳治國和辛沖沖，2023）。另一方面，人力資本對鄉村振興產生促進作用，新增長理論論證了人力資本可以通過內生效應、外溢效應和聚合效應推動經濟增長，加大對鄉村基礎教育投資，充分開發農村人力資本，使農村人力資本提質增效，發展以人力資本為主導的農村經濟發展模式，推進農村農業現代化進程（張金山和彭述華，2019）。人力資本結構對鄉村振興具有異質性影響，中級、高級人力資本對鄉村振興的促進作用可以從本地擴散到鄰近的農村地區（姚旭兵和鄧曉霞，2022），加快農村人力資本的戰略性投入是推進全面鄉村振興的首要環節（溫濤和何茜，2018）。基于此，提出第二個研究假說：

假設2：農村人力資本結構在農村金融高質量發展對鄉村振興影響中發揮著正向調節作用。

三、研究設計

（一）變量說明

1.核心解釋變量

農村金融高質量發展指數（AFIN），借鑒李海央（2021）并結合數據可得性，本研究從農村金融高質量發展覆蓋廣度、覆蓋深度和可持續性三個維度構建指標體系（見表1），最后采用熵值法測度各二級指標的權重，并計算總得分。

表1 農村金融高質量發展指標體系

2.被解釋變量

鄉村振興指數（COU），借鑒夏龍（2022）、孟令國（2022）等相關研究，考慮數據可獲得性，本研究將從產業興旺、生態宜居等五個維度，構建如表2所示的指標體系。

表2 鄉村振興指標體系

3.調節變量

農村人力資本結構（HUM），選取農村大專以上人口數占農村總人口比重表示。

4.控制變量

為更全面地分析農村金融高質量發展與鄉村振興的影響效應，借鑒已有研究，本文選擇以下變量作為控制變量：（1）經濟規模（GDP），用地區生產總值對數予以衡量；（2）產業結構（IND），第二產業值占經濟規模比重；（3）人均公共服務支出（COM），通過地方財政一般公共服務支出與當地人口數的比值測算；（4）年齡結構（OLD），用老年人口撫養比予以衡量；（5）農村數字化基礎（INTER）,用農村寬帶接入用戶個數表示。

（二）模型構建

1.基準回歸模型

為驗證本研究的假設1，在建立計量模型時，引入鄉村振興的滯后項，反映鄉村振興進程中的疊加效應，即前一期鄉村振興成效對當前鄉村振興推進的影響。模型設計如下：

2.調節效應模型

為驗證假設2，本文在模型（1）的基礎上分別引入農村人力資本（HUM）變量與解釋變量的交互項，同時對相關變量進行去中心化處理。模型設計如下：

（三）數據來源

本文研究對象是中國大陸的29個省份（不含港澳臺西藏海南）2011-2020年的年度面板數據。其中，鄉村振興和農村金融高質量發展指標體系中二級指標、調節變量及控制變量的數據來源于《中國統計年鑒》、《中國教育年鑒》、Wind數據庫及各省市統計年鑒和統計公報；同時，本文采用線性插值法對部分省市部分年份的數據進行補齊。

（四）變量描述

本研究所建立計量模型的被解釋變量、核心解釋變量、調節變量及控制變量的統計性描述結果詳見表3。

表3 變量描述性統計結果

（五）鄉村振興差異的動態演進

圖1是由Stata軟件繪制的全國、東部、中西部不同區域的核密度估計結果。首先，從中心位置和分布區間來看，樣本期內全國和中西部地區都隨著時間推移向右移動，2020年曲線在最右側，這說明鄉村振興呈現出持續上升趨勢；東部地區的中心位置和分布區間隨時間的推移向左移動，2020年曲線在最左側，同時曲線距離較近，這說明東部地區的鄉村振興水平隨著時間推移在緩慢下降。其次，從分布曲線波峰高度和寬度來說，全國、東部與中西部地區都出現峰值降低、寬度加大的現象，這說明大部分省份鄉村振興水平較低，少數省份鄉村振興水平較高，出現了一定的兩極分化現象，省際差異逐步擴大。最后，從波峰個數來看，前期全國、東部和中西部區域均為雙峰甚至多峰的形態，后期波峰個數逐漸下降，甚至變為單峰，說明省際鄉村振興水平多極分化或兩極分化的現象在逐步減弱，中國鄉村振興水平存在一定的階梯性。

圖1 鄉村振興分地區差異的動態演變

四、實證結果與分析

（一）基準回歸分析

基準回歸模型分為三種情況：回歸1不考慮鄉村振興滯后項、控制變量與固定效應，重點關注農村金融高質量發展發展指數對鄉村振興的影響；回歸2是在回歸1的基礎上加入控制變量與固定效應；回歸3對模型（1）中所有變量進行擬合。對不同變量情況擬合前，首先進行Hausman檢驗，以確定回歸1至3是隨機效應或是固定效應形式，Hausman檢驗結果表明這3種情形均采用固定效應，具體回歸結果詳見表4。

表4 農村金融高質量發展影響鄉村振興的基準回歸結果

表5 穩健性與內生性檢驗回歸結果

結合基準回歸模型，從列（1）回歸結果得知，農村金融高質量發展估計系數為0.297，且通過了顯著性檢驗，說明我國農村金融高質量發展對鄉村振興具有顯著的正向促進作用，為進一步驗證假設1，探討我國農村金融高質量發展影響鄉村振興的作用路徑，進行回歸2和回歸3的分析，從列（2）、（3）的結果顯示，農村金融高質量發展與鄉村振興滯后項的回歸系數分別為0.297、0.262，且均通過了顯著檢驗，進一步說明了農村金融高質量發展促進了鄉村振興，同時證實了我國鄉村振興的深化存在明顯的連續性和階段性，即前一期鄉村振興的成效對當期鄉村振興的推進有顯著的推動作用。

（二）穩健性與內生性檢驗

1.剔除特殊樣本

借鑒相關研究，將上海、北京、天津和重慶四個直轄市的數據剔除，對樣本進行重新估計，回歸結果依然顯著。

2.構建樣本子區間

借鑒相關研究，將2011-2013年的樣本數據剔除，對 2014-2020年的樣本數據進行模型估計，顯著性和相關性的結果與基準回歸差異不大。

3.工具變量法

借鑒相關研究，為了排除當期的影響，消除部分反向因果關系帶來的內生性問題，將核心變量農村金融高質量發展和所有的控制變量都使用滯后一期值，結果顯示未出現明顯差異。

（三）作用機制分析

為了驗證前面理論假設，本文在模型（2）的基礎上分別引入農村人力資本結構（HUM）以及其與農村金融高質量發展的交互項進行分析。回歸結果見表6，根據列（1）與列（2）的結果顯示，農村人力資本結構交互項估計系數為6.336，且通過了1%顯著水平檢驗，說明農村人力資本結構在農村金融高質量發展推動鄉村振興的過程中起到正向調節作用，政府可以進一步推進農村教育深化改革，提高農村人力資本水平，優化農村人力資本結構，進而強化農村金融高質量發展對鄉村振興的促進作用。

表6 調節效應回歸結果

（四）異質性分析

1.地區異質性

整體來看，中部與西部農村金融發展情況差異并不大，相較于東部而言，處于較低水平。本文合并中部和西部樣本數據，對東部和中西部地區進行分樣本回歸。回歸結果見表7，根據主效應估計結果顯示，東部地區農村金融高質量發展估計系數為0.00928，但未通過顯著性檢驗，中西部地區農村金融高質量發展估計系數為0.324，且通過了1%顯著性水平檢驗，說明中西部地區農村金融高質量發展能夠顯著地推動鄉村振興。根據調節效應估計結果顯示，東部地區農村人力資本結構和農村金融高質量發展的交互項系數為-4.201，且為通過顯著性檢驗，中西部地區農村人力資本結構與農村金融高質量發展的交互項系數為8.184，且通過了1%顯著性水平檢驗顯著，說明中西部地區農村人力資本結構對農村金融高質量發展影響鄉村振興具有顯著的正向調節作用，因此，政府應該加大對中西部地區的資金投入與政策支持的力度，提高農村教育基礎設施與師資隊伍水平，提高農村地區教育水平，進而強化農村金融高質量發展對鄉村振興的促進作用。

表7 分地區回歸結果

2.經濟發展水平異質性

為考察農村金融高質量發展對鄉村振興的影響以及內在機制影響是否因經濟發展水平的不同而存在差異。本文分年度按照人均GDP的中位數將樣本分為經濟發展高水平組與低水平組進行分析?；貧w結果見表8所示，根據主效應估計結果顯示，經濟發展高水平地區農村金融高質量發展估計系數均為0.0848，且通過了10%顯著性水平檢驗，說明農村金融高質量發展能夠顯著地促進經濟發展高水平地區的鄉村振興；經濟發展低水平地區農村金融高質量發展估計系數均為0.363，且通過了1%顯著性水平檢驗，說明農村金融高質量發展能夠顯著地促進經濟發展低水平地區的鄉村振興。通過估計系數比較，發現農村金融高質量發展對經濟發展低水平的地區鄉村振興的促進效應大于經濟發展高水平的地區。根據調節效應估計結果顯示，經濟發展高水平的地區農村人力資本結構與農村金融高質量發展交互項系數顯著為負，說明優化農村人力資本結構反而削弱了農村金融高質量發展對鄉村振興的促進作用，其原因可能為經濟發展高水平地區農村人力資本結構已經趨于完善，進一步提升農村人力資本將導致成本上升與資源浪費，進而削弱了農村金融高質量發展對鄉村振興的影響；經濟發展低水平地區農村人力資本結構與農村金融高質量發展交互項估計系數均顯著為正，說明農村人力資本結構增強了農村金融高質量發展對鄉村振興的促進作用。

表8 不同經濟發展水平回歸結果

3.政府干預程度異質性

為考察農村金融高質量發展對鄉村振興的影響以及內在機制影響是否因政府干預程度的不同而存在差異。本文以一般財政支出除以國民生產總值予以衡量，并按照政府干預程度的中位數將樣本分為干預程度高與低兩組進行回歸分析?；貧w結果由表9所示，根據主效應估計結果顯示，農村金融高質量發展估計系數均顯著為正，說明農村金融高質量發展能夠有效促進這兩個地區的鄉村振興，但該作用效果在政府干預程度較高的地區更大。根據調節效應估計結果顯示，政府干預程度較高地區農村人力資本結構與農村金融高質量發展交互項估計系數均顯著為正，說明農村人力資本結構增強了農村金融高質量發展對鄉村振興的促進作用，具有顯著的正向調節效應。相反，政府干預程度較低地區農村人力資本結構與農村金融高質量發展交互項估計系數均不顯著，說明農村人力資本結構不存在調節作用。

五、結論與建議

基于2011-2020年全國29個省份的面板數據，運用核密度估計法分析了鄉村振興的動態演技過程，并構建雙向固定效應模型、調節效應模型實證分析了農村金融高質量發展對鄉村振興的影響以及農村人力資本結構在其中的作用機制。其研究結果如下：（1）從鄉村振興動態演進來看，大部分省份鄉村振興處于低水平狀態，但多極分化或兩極分化的態勢逐漸減弱。（2）從基準回歸結果來看，農村金融高質量發展能夠顯著地促進鄉村振興。（3）從作用機制回歸結果來看，農村人力資本結構對農村金融高質量發展影響鄉村振興具有正向調節作用。（4）從異質性回歸結果來看，農村金融高質量發展能夠顯著地促進中西部、經濟發展高水平地區、經濟發展低水平地區、政府干預程度較高地區以及政府干預程度較低地區的鄉村振興。農村人力資本結構在中西部、經濟發展低水平地區及政府干預程度較高地區發揮著調節作用，同時農村人力資本結構在經濟發展高水平地區削弱了農村金融高質量發展對鄉村振興的影響，在其他地區未產生調節效應。

基于以上結論，本文提出以下對策建議：其一，農村金融是驅動鄉村振興、促進共同富裕的助推器。政府應重視農村金融高質量發展在推進鄉村振興戰略中發揮的作用，進一步推進農村金融深化改革，完善農村地區的征信系統構建，擴大農村地區的金融覆蓋廣度，提高農村地區居民對金融的使用性與可獲得性，增強農村金融的普惠性。其二，農村金融高質量發展對鄉村振興的影響具有區域和維度異質性，首先因地制宜制定農村金融高質量發展的發展戰略，注重地區、城鄉統籌協調發展，提高鄉村振興水平，進而推進共同富裕。其次注重加強農村金融的頂層設計，優化農村金融發展結構，推進農村金融可持續發展對鄉村振興的作用。其三，重視農村人力資本結構在鄉村振興中的調節作用，引導農村金融高質量發展有效地服務農村教育，增強農村地區師資隊伍力量，提高農村地區高等教育入學率以及吸引更多知識人才投入到農村社會發展中，進而提高農村人力資本結構在農村金融高質量發展推進鄉村振興的調節作用。