資金流對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的影響

王修華 ，魏念穎

［摘要］ 基于2006—2019年全國722個脫貧縣和1058個非貧困縣的非平衡面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興指數(shù)，實證檢驗了金融資金流動對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的影響效果及作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：金融資金流入能顯著促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，且對脫貧縣的促進效果強于非貧困縣；金融資金流動主要通過帶動“實物流”“技術(shù)流”和“人才流”發(fā)揮促進作用，實現(xiàn)鄉(xiāng)村生產(chǎn)體系、經(jīng)營體系及產(chǎn)業(yè)體系的現(xiàn)代化，進而推動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興；新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)發(fā)展的需求端、普惠金融發(fā)展的供給端和精準扶貧政策實施的政策端均能對促進作用產(chǎn)生正向效應(yīng)。

［關(guān)鍵詞］ 資金流；鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興；脫貧縣；作用機制

［中圖分類號］? F324［文獻標識碼］ Ａ［文章編號］ 1008-1763（2024）02-0049-09

How Capital Flow Can Affect the Development of Rural Industry

WANG Xiuhua， WEI Nianying

（College of Finance and Statistics， Hunan University， Changsha 410079， China）

Abstract：Using the unbalanced panel data of 722 counties lifted out of poverty and 1058 non-poor counties from 2006 to 2019， this study constructs the rural industry revitalization index and investigates the influence and mechanisms of capital flow on the index. The results show that capital inflow can significantly promote rural industry revitalization， and the promotion effect in counties lifted out of poverty is stronger than that in non-poor counties. The mechanism test shows that capital inflow mainly plays a promoting role by driving “material flow”， “technology flow” and “talent flow”， which can help realize the modernization of rural production system， management system and industrial system， and finally promote rural industry revitalization. The development of new rural industries and new business form， the inclusive development of finance and the implementation of targeted poverty alleviation policy can all improve the promotion effect of capital inflow on rural industry revitalization.

Key words： capital flow; rural industry revitalization; counties lifted out of poverty; working mechanism

一引言

習(xí)近平總書記在中央農(nóng)村工作會議上強調(diào)，全面實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的深度、廣度、難度都不亞于脫貧攻堅，鄉(xiāng)村振興涉及領(lǐng)域更廣、內(nèi)涵更多、目標更高，將產(chǎn)生巨大的投資需求。產(chǎn)業(yè)振興是鄉(xiāng)村振興的經(jīng)濟基礎(chǔ)，也是鄉(xiāng)村五大振興之首，產(chǎn)業(yè)振興對全面鄉(xiāng)村振興具有決定性意義。對脫貧地區(qū)來說，更是推動脫貧攻堅與鄉(xiāng)村振興有效銜接的物質(zhì)保障與動力來源[1]。隨著鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的不斷深化，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生了巨大的金融需求和資金缺口。解決“錢從哪里來”是脫貧地區(qū)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興至關(guān)重要的問題。為此，中國人民銀行等部門聯(lián)合印發(fā)了《關(guān)于金融服務(wù)鄉(xiāng)村振興的指導(dǎo)意見》等政策文件，旨在引導(dǎo)更多金融資源投入鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)。然而，有研究發(fā)現(xiàn)，我國存在著城鄉(xiāng)資金流動的“盧卡斯之謎”，即使農(nóng)村地區(qū)的資金邊際收益率高于城鎮(zhèn)地區(qū)，資金仍然從農(nóng)村地區(qū)向城鎮(zhèn)地區(qū)流動[2，3]。在接續(xù)推進脫貧地區(qū)鄉(xiāng)村振興的背景下，這一發(fā)現(xiàn)要求我們重新審視脫貧地區(qū)的資金流動情況，這關(guān)乎脫貧地區(qū)產(chǎn)業(yè)振興能否吸引足夠的資金投入。據(jù)初步測算，2000—2013年我國脫貧縣金融資金均為凈流出，14年間金融渠道累計凈流出資金達9851億元，脫貧地區(qū)資金外流問題嚴重。而在2014年隨著金融精準扶貧政策的實施，脫貧縣首次出現(xiàn)金融資金凈流入，并在隨后5年表現(xiàn)出金融資金凈流入和凈流出的交替變化，呈現(xiàn)出與以往不同的資金流動規(guī)律

測算數(shù)據(jù)來自《中國縣域統(tǒng)計年鑒》。。資金作為重要的生產(chǎn)要素，其流量與流向極大程度影響著脫貧地區(qū)產(chǎn)業(yè)振興與經(jīng)濟發(fā)展。因此，上述資金流動狀況對脫貧地區(qū)產(chǎn)業(yè)振興會產(chǎn)生何種影響？其作用機制是什么？在共同富裕背景下，能否縮小脫貧地區(qū)與非貧困地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距？這些問題都有待探討和檢驗。

基于此，本文利用2006—2019年全國722個脫貧縣和1058個非貧困縣的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了金融資金流動對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的作用效果及機制。與現(xiàn)有文獻相比，本文的邊際貢獻主要有：（1）將研究視域下沉至縣域，定量評估了金融資金流動對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的作用效果，彌補了以往研究多是定性分析的缺陷；（2）揭示了金融資金流動促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的間接路徑，從實物流、技術(shù)流和人才流三方面驗證了金融資金流動影響鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的作用機制，豐富了實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)振興的思路；（3）發(fā)現(xiàn)了金融資金流動對脫貧縣和非貧困縣產(chǎn)業(yè)振興的作用效果與作用機制差異，有助于準確定位脫貧地區(qū)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展特性，為接續(xù)期金融支持脫貧地區(qū)產(chǎn)業(yè)振興提供更有針對性的政策建議。

二理論分析與研究假說

鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興需要大量資金的投入。已有研究表明，金融資金流入能夠緩解鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)參與主體的融資約束，提升產(chǎn)業(yè)發(fā)展資金使用效率，進而保障鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的有效資本投入，推動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，因此，可以認為金融資金流入能促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。但與非貧困地區(qū)相比，脫貧地區(qū)金融發(fā)展程度較低，金融渠道引致資金流能力較差，致使其生產(chǎn)過程中的資本要素積累與投入水平遠不及非貧困地區(qū)[4]。根據(jù)生產(chǎn)要素的邊際產(chǎn)量遞減規(guī)律，要素投入水平越高，其邊際產(chǎn)出越低，從這一角度看，金融資金流入脫貧地區(qū)產(chǎn)業(yè)可能帶來更大的促進作用。但資本投入的邊際效益不僅受到其投入情況的影響，也會受到脫貧地區(qū)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)落后、人力資源不足、政府治理能力較弱等因素的限制[5]，進而削弱金融資金流入對脫貧地區(qū)產(chǎn)業(yè)振興的促進作用。因此，盡管從整體來看，金融資金流入能夠促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，但對脫貧縣和非貧困縣而言，金融資金流入的產(chǎn)業(yè)振興促進效果可能存在差異，兩者孰強孰弱需要進一步驗證。據(jù)此，本文提出如下假說：

H1：金融資金流入能促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，但對脫貧縣與非貧困縣產(chǎn)業(yè)振興的促進效果存在差異。

實現(xiàn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興需要構(gòu)建現(xiàn)代化的鄉(xiāng)村生產(chǎn)體系、經(jīng)營體系和產(chǎn)業(yè)體系。“三大體系”各有側(cè)重，但又相輔相成。鄉(xiāng)村生產(chǎn)體系現(xiàn)代化重在從生產(chǎn)手段和生產(chǎn)技術(shù)層面提升農(nóng)村生產(chǎn)力，鄉(xiāng)村經(jīng)營體系現(xiàn)代化重在通過激活農(nóng)村經(jīng)營主體來完善農(nóng)村生產(chǎn)關(guān)系，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)體系的現(xiàn)代化則是鄉(xiāng)村生產(chǎn)體系和經(jīng)營體系現(xiàn)代化有機融合的外在表現(xiàn)。因此，要實現(xiàn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，就需要全面推動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)手段、生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)關(guān)系轉(zhuǎn)型升級。

金融是現(xiàn)代經(jīng)濟的核心，能夠帶動資金流入鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，從生產(chǎn)手段、生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)關(guān)系等方面促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長[6]。首先，金融資金流入能夠緩解農(nóng)戶與農(nóng)企在購置農(nóng)機、更新生產(chǎn)設(shè)備等方面的資金約束，促進農(nóng)村實物資本流入，提高農(nóng)業(yè)的物質(zhì)裝備水平，進而推動鄉(xiāng)村生產(chǎn)手段轉(zhuǎn)型升級[7]。其次，金融資金流入能夠為農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新活動提供大量資金支持，帶動新興科技進入鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，有效提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，改善農(nóng)村生產(chǎn)經(jīng)營方式，進而推動鄉(xiāng)村生產(chǎn)技術(shù)轉(zhuǎn)型升級[8]。最后，金融資金流入為吸引人才返鄉(xiāng)下鄉(xiāng)提供了資金保障，能夠提升鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的人才吸引能力，帶動人才流入，激活鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)經(jīng)營主體，進而推動鄉(xiāng)村生產(chǎn)關(guān)系轉(zhuǎn)型升級[9]。綜上，金融渠道的資金流可以通過帶動“實物流”“技術(shù)流”和“人才流”促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)手段、生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)關(guān)系的全面轉(zhuǎn)型升級，進而推動“三大體系”現(xiàn)代化和鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，如圖1所示。但就脫貧縣和非貧困縣而言，兩者面對的發(fā)展基礎(chǔ)與發(fā)展環(huán)境不同，相同的金融資金流在兩個區(qū)域能帶動的實物資本、生產(chǎn)技術(shù)和人才流動也呈現(xiàn)出不同的效果。據(jù)此，本文提出有關(guān)作用機制的假說：

H2：資金流能夠通過帶動“實物流”“技術(shù)流”“人才流”促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，且三大機制在脫貧縣與非貧困縣間的作用效果不同，導(dǎo)致了資金流動對脫貧縣和非貧困縣產(chǎn)業(yè)振興的作用效果差異。

金融市場的主要參與者包括金融需求方、金融供給方及制定政策的政府相關(guān)部門，因此，金融資金流動對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的作用會受到農(nóng)村金融供需特征變化及政府政策等的影響。從金融需求方來看，農(nóng)村新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)的發(fā)展能顯著促進縣域產(chǎn)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長，但同時也帶來了更大的資金需求和金融需求[10]，因此可能會影響金融資金流動對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的作用效果。從金融供給方來看，農(nóng)村金融機構(gòu)改革和數(shù)字金融發(fā)展會影響農(nóng)村地區(qū)資金流動的體量與方向，進而影響資金流動對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的促進作用。從政策來看，精準扶貧政策的全面推進能極大提升脫貧地區(qū)的資金吸引力[11]，從而對脫貧地區(qū)的金融資金流動及作用效果產(chǎn)生影響。根據(jù)上述分析，本文提出如下研究假說：

H3：需求端的農(nóng)村新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)發(fā)展、供給端的農(nóng)村金融普惠發(fā)展和政策端的精準扶貧政策實施，均會影響金融資金流動對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的作用效果。

三研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與指標選取

本文采用縣域數(shù)據(jù)進行實證研究，數(shù)據(jù)主要來自《中國縣域統(tǒng)計年鑒》及各省統(tǒng)計年鑒、《中國專利數(shù)據(jù)庫》和“企查查”網(wǎng)站。本文依據(jù)行政區(qū)劃代碼對各類區(qū)縣數(shù)據(jù)進行匹配，對部分缺失值采用插值法填補，剔除了部分存在行政區(qū)劃變動的區(qū)縣，對所有連續(xù)變量在1%水平進行了雙縮尾處理。最終，本文確定了2006—2019年全國1780個縣的非平衡面板數(shù)據(jù)作為樣本，其中包括722個脫貧縣和1058個非貧困縣，共計獲得9311條脫貧縣樣本數(shù)據(jù)和13602條非貧困縣樣本數(shù)據(jù)。

1.被解釋變量

本文被解釋變量為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興指數(shù)（index）。參考張挺等［12］、曾建中等［13］的指標體系，本文選取了產(chǎn)業(yè)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)質(zhì)量3個一級指標，并在其下共設(shè)立了10個二級指標，用以構(gòu)建鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興指數(shù)。指數(shù)測度采用熵權(quán)TOPSIS法，計算出的指數(shù)值位于0到1區(qū)間，越接近于0說明產(chǎn)業(yè)振興水平越低，越接近于1說明產(chǎn)業(yè)振興水平越高。指數(shù)具體構(gòu)成見表1。

2.核心解釋變量

本文核心解釋變量為縣域金融資金流動（capflow）。縣域市場參與主體的融資活動以銀行借貸等間接融資為主，因此，在考察縣域資金流動情況時，可以用銀行類金融機構(gòu)的資金流動情況來衡量。本文綜合考慮金融發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展間的正相關(guān)關(guān)系，采用本期期末縣域金融機構(gòu)的貸款與存款余額之差減去上一期期末（即本期期初）的貸款與存款余額之差，作為度量本期金融資金流動的指標。該指標為正向指標，正值代表金融資金凈流入，負值代表金融資金凈流出，絕對值表示金融資金流量大小。

3.機制變量

根據(jù)前文理論分析，本文選取“實物流”“技術(shù)流”和“人才流”作為機制變量。在“實物流”維度，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的大量實物資本投入以廠房、農(nóng)機設(shè)備、配套設(shè)施等固定資產(chǎn)的形式被保留下來，因此，固定資產(chǎn)投資水平可以大致衡量鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興中的實物資本投入水平。本文參考張軍等[14]和徐現(xiàn)祥等[15]的做法，選用每年的全社會固定資產(chǎn)投資額衡量縣域的實物資本流入水平，用fixinv表示。在“技術(shù)流”維度，專利作為技術(shù)創(chuàng)新活動的重要產(chǎn)出，其數(shù)量和變化趨勢在很大程度上反映了產(chǎn)業(yè)在新興技術(shù)創(chuàng)新和應(yīng)用上的活躍程度。本文借鑒陳德球等［16］的研究，選用每萬人專利申請受理數(shù)

專利申請受理總數(shù)由發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設(shè)計專利的申請受理量加總得到。衡量縣域的新興技術(shù)流入水平，用tech表示。在“人才流”維度，國家政策近年來大力提倡人才下鄉(xiāng)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，吸引了大量有志于創(chuàng)業(yè)的人才投身鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，使得人才流入與創(chuàng)業(yè)活躍度之間存在著密切的正相關(guān)關(guān)系。因此，在鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域流入人才數(shù)據(jù)不可得的情況下，鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)活動的活躍程度成為考察鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)“人才流”的良好替代指標。本文參考王正位等[17]的做法，將每萬人注冊的個體工商戶數(shù)量作為縣域人才流入的替代指標，用talent表示。

4.控制變量

為提高回歸結(jié)果的準確性，本文將以下變量作為控制變量：（1）財政支出水平（fiscal），以各縣域人均公共財政支出來表示；（2）勞動力投入水平（labor），以各縣域勞動就業(yè)人數(shù)

由于《中國縣域統(tǒng)計年鑒》中勞動就業(yè)人員數(shù)量相關(guān)指標的統(tǒng)計口徑在2013 年發(fā)生了變化，為最大限度地避免數(shù)據(jù)偏差帶來的影響，本文參考張珩等[18]的計算方式，以“年末單位從業(yè)人員數(shù)+鄉(xiāng)村從業(yè)人員數(shù)-農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員數(shù)”計算2008—2012年的勞動就業(yè)人數(shù)，以“第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)+第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)”計算2013—2016年的勞動就業(yè)人數(shù)。來表示；（3）居民消費水平（consume），以各縣域人均社會消費品零售額來表示；（4）農(nóng)村居民收入水平（ruralincome），以農(nóng)村居民人均可支配收入的自然對數(shù)來表示；（5）信息化水平（inform），以各縣域固定電話用戶數(shù)占年末總戶數(shù)的比例來表示；（6）教育水平（education），以各縣域在校學(xué)生人數(shù)占年末總?cè)丝诘谋壤齺肀硎荆渲性谛W(xué)生人數(shù)等于小學(xué)和中學(xué)在校學(xué)生人數(shù)之和；（7）人口密度（popdensity），以年末總?cè)丝谂c行政區(qū)劃面積的比值來表示。

（二）模型構(gòu)建與描述性統(tǒng)計

為驗證假說1，本文構(gòu)建了如下固定效應(yīng)模型：

indexit=β0+β1 capflowit+β2 controlit+δi+

μt+λiFt+εit（1）

其中，β0表示常數(shù)項，εit表示隨機誤差項，δi和μt分別表示個體固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，λiFt表示個體和年份的交互固定效應(yīng)。被解釋變量indexit表示第i個縣第t年的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興指數(shù)，核心解釋變量capflowit表示第i個縣第t年的金融資金流動量，控制變量controlit包括了前文所選的7個指標。

進一步的，為了驗證假說2，本文構(gòu)建了如下模型：

mechanismit=α0+α1 capflowit+α2 controlit+δi+μt+λiFt+εit（2）

其中，α0表示常數(shù)項，εit表示隨機誤差項。被解釋變量mechanismit表示第i個縣第t年的機制變量指標，具體包括fixinvit、techit和talentit。控制變量與固定效應(yīng)變量設(shè)置同模型（1）。以上兩個模型所涉變量描述性統(tǒng)計詳見表2。

四實證結(jié)果分析

（一）基準回歸分析

表3匯報了資金流動影響鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，金融資金流入能顯著促進縣域的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，從第（2）～（3）列的系數(shù)大小來看，金融資金流入對脫貧縣的促進效果明顯強于對非貧困縣的促進效果。這可能是因為相對于非貧困縣，脫貧縣產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)的資金投入較少，由于生產(chǎn)要素邊際收益遞減，脫貧縣產(chǎn)業(yè)單位資金流入的邊際收益更高，促進作用更強；且隨著脫貧攻堅戰(zhàn)的勝利與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的推進，脫貧縣鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的金融承載能力進一步提升，降低了其他因素對脫貧縣資金要素邊際產(chǎn)出的負面影響。這一結(jié)果驗證了本文的假說1。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性問題處理

內(nèi)生性問題會導(dǎo)致以上回歸結(jié)果有偏和不一致，因此需要對其進行討論，以驗證本文結(jié)果的穩(wěn)健性。本文研究的內(nèi)生性問題可能有如下來源：一是反向因果問題，雖然前文驗證了金融資金流入能顯著促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展，但反之，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的良好發(fā)展也會吸引更多的金融資金流入，因此本文的解釋變量與被解釋變量之間可能互為因果；二是遺漏變量問題，盡管本文從多個維度控制了影響鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵變量，但仍然會存在部分不可觀測或數(shù)據(jù)不可得的遺漏變量，從而導(dǎo)致核心解釋變量與誤差項相關(guān)；三是測量誤差問題，由于數(shù)據(jù)統(tǒng)計過程中可能出現(xiàn)統(tǒng)計方法不科學(xué)、指標設(shè)計不合理、統(tǒng)計對象謊報等問題，因此本文使用的統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)可能與真實數(shù)據(jù)存在差距，從而帶來測量誤差。

為盡量降低內(nèi)生性問題的干擾，本文選取樣本縣所在省份其他縣的金融資金流動量平均值作為工具變量，采用工具變量法對以上回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。本文選取上述工具變量主要基于以下考量：首先，同一省份縣域金融機構(gòu)引致的資金流動情況往往受到相同省級政策和金融發(fā)展水平的影響，其資金流量與方向具有同質(zhì)性，樣本縣的金融資金流動情況必然與其所在省份其他縣的資金流動平均水平相關(guān)；其次，樣本縣的產(chǎn)業(yè)振興水平不會直接受到其所在省份其他縣域金融資金流動平均水平的影響，故可以認為所選工具變量與樣本縣鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興程度無關(guān)。因此，本文選取的工具變量滿足相關(guān)性和外生性條件，是有效的工具變量。不可識別檢驗和弱工具變量檢驗結(jié)果也支持了上述結(jié)論。

表4匯報了工具變量法下金融資金流動影響鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興指數(shù)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，在工具變量法下，金融資金流入對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平的促進作用仍顯著存在，且其對脫貧縣產(chǎn)業(yè)振興的支持作用仍強于對非貧困縣的支持作用。因此，前文結(jié)論依然成立。

2.替換變量

本文還可能面臨指標選擇和測算方法帶來的回歸結(jié)果不穩(wěn)健的問題。考慮到金融資金流動的測算方法可能會對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，本文參考楊國中等[19]的做法，改用存貸款增量比（capflowNew）衡量金融資金流動情況，其計算公式為當(dāng)期貸款增量除以當(dāng)期存款增量，該指標為正向指標。由表5可知，解釋變量替換后的回歸結(jié)果與前文一致。

此外，為避免鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興指數(shù)的權(quán)重計算方式對回歸結(jié)果的影響，本文將熵權(quán)TOPSIS法替換為變異系數(shù)法重新計算指數(shù)值。被解釋變量替換后的回歸結(jié)果如表6所示，系數(shù)符號及大小情況與前文基本一致，說明前文研究結(jié)論對指數(shù)計算方法保持穩(wěn)健。

（三）作用機制檢驗

上述實證結(jié)果表明，金融資金流入能夠促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，且其對脫貧縣產(chǎn)業(yè)振興的促進效果更強。為進一步考察其中的作用機制，本文基于模型（2）進行了實證檢驗。表7匯報了全樣本的機制檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示，金融資金流能夠通過帶動“實物流”“技術(shù)流”和“人才流”來促進縣域的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。這一結(jié)果初步驗證了本文假說2中關(guān)于三大作用機制的假設(shè)。

表8匯報了脫貧縣和非貧困縣的機制檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示，金融資金流入對脫貧縣“實物流”“技術(shù)流”和“人才流”的回歸系數(shù)均顯著為正，但僅對非貧困縣的“實物流”回歸系數(shù)顯著為正，這說明雖然整體來看金融資金流入能夠通過帶動“實物流”“技術(shù)流”和“人才流”促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，但其對脫貧縣的機制作用效果更強，從而導(dǎo)致了金融資金流入對脫貧縣產(chǎn)業(yè)振興的促進效果強于對非貧困縣的促進效果。本文假說2得以驗證。

五進一步分析

（一）需求端：農(nóng)村新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)發(fā)展

由前文理論分析可知，農(nóng)村新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)的發(fā)展情況會影響金融資金流動對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的作用效果。為了驗證以上假說，本文構(gòu)造了代表各區(qū)縣擁有淘寶村情況的虛擬變量TBvillage，有淘寶村取值為1，否則取值為0淘寶村數(shù)據(jù)提取自阿里研究院發(fā)布的《中國淘寶村研究報告》。，以此衡量縣域農(nóng)村新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)的發(fā)展情況，并通過在模型（1）中引入capflow與TBvillage的交乘項進一步考察農(nóng)村新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)發(fā)展的異質(zhì)性影響。表9匯報了引入交乘項后的回歸結(jié)果。第（1）列和第（3）列的回歸結(jié)果顯示，對全樣本和非貧困縣樣本而言，淘寶村的建設(shè)不僅能顯著提升縣域的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平，還能帶動金融資金流入更好地促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展。但第（2）列脫貧縣樣本的回歸結(jié)果顯示，淘寶村建設(shè)對脫貧縣的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平并無顯著影響，對金融資金流入的促進效果也無明顯正向作用。造成這一結(jié)果的原因可能是脫貧地區(qū)電子商務(wù)等新興業(yè)態(tài)的發(fā)展配套仍不夠成熟，受到較多外在因素制約，因此對脫貧縣鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的整體帶動作用有限。

（二）供給端：農(nóng)村金融普惠發(fā)展

1.農(nóng)村金融機構(gòu)改革

為進一步完善農(nóng)村金融體系、提升農(nóng)村金融機構(gòu)服務(wù)效率，我國推行了一系列農(nóng)村金融機構(gòu)改革舉措，其中，以2010年開始全面推進的農(nóng)信社股份制改革最為典型。因此，為檢驗農(nóng)信社股份制改革的影響情況，本文將樣本進一步劃分成2010年前和2010年后兩個子樣本分別進行回歸，回歸結(jié)果見表10。結(jié)果顯示，2010年前，金融資金流動對全樣本、脫貧縣樣本和非貧困縣樣本的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平均無顯著影響，而2010年全面推進農(nóng)信社股份制改革后，金融資金流入在1%水平上顯著帶動了縣域的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展。這可能是因為農(nóng)信社股份制改革提升了農(nóng)信系統(tǒng)的支農(nóng)能力與效率，降低了運營成本，激發(fā)了其服務(wù)農(nóng)村的積極性，使得金融資金供給能更好地匹配鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的融資需求。

2.數(shù)字普惠金融發(fā)展

為驗證數(shù)字普惠金融發(fā)展對金融資金流入帶動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的影響，本文采用北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心發(fā)布的北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)來衡量各縣數(shù)字金融發(fā)展水平（digitalfin），通過在模型（1）中引入交乘項capflow×digitalfin來考察數(shù)字金融究竟是促進還是削弱了傳統(tǒng)金融渠道資金流入對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的帶動作用。表11匯報了引入數(shù)字金融發(fā)展水平后的回歸結(jié)果。由表11可知，數(shù)字金融發(fā)展對全樣本、脫貧縣和非貧困縣的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興都有促進作用，但僅能增強全樣本和非貧困縣樣本下傳統(tǒng)金融渠道資金流入對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的正向影響，對脫貧縣樣本的傳統(tǒng)金融渠道影響則不顯著。以上結(jié)果表明，在縣域?qū)用妫瑪?shù)字金融發(fā)展對傳統(tǒng)金融機構(gòu)的互補效應(yīng)可能大于其競爭效應(yīng)，能夠進一步補充傳統(tǒng)金融渠道的資金流量，但由于脫貧地區(qū)數(shù)字金融與傳統(tǒng)金融的協(xié)作機制仍有待健全，因此，數(shù)字金融發(fā)展對脫貧地區(qū)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的影響更多地表現(xiàn)為其獨立的促進作用，而非對傳統(tǒng)金融機構(gòu)的帶動作用。

（三）政策端：精準扶貧政策實施

據(jù)假說3分析可知，以精準扶貧為代表的反貧困政策的實施會影響金融資金流動對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的作用效果。為驗證這一假設(shè)，本文以2014年為界，將樣本進一步劃分成精準扶貧前和精準扶貧后兩個子樣本并分別進行回歸，回歸結(jié)果見表12。結(jié)果表明，實施精準扶貧前，金融資金流動對全樣本、脫貧縣樣本和非貧困縣樣本的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平均無顯著影響，而2014年精準扶貧政策正式實施后，金融資金流入能在1%水平上顯著帶動縣域鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，假說3關(guān)于政策沖擊影響的假設(shè)得以驗證。此外，結(jié)合前文對脫貧縣金融資金流動的測算，第（3）～（4）列的結(jié)果為脫貧地區(qū)金融資金流動在2014年前后的特征轉(zhuǎn)變提供了一個可能的解釋。2014年前，脫貧地區(qū)因發(fā)展程度低導(dǎo)致外部資金流入受阻，且其產(chǎn)業(yè)金融承載能力弱，使得內(nèi)部金融資金持續(xù)外流，進而表現(xiàn)為金融資金凈流出；而實施精準扶貧政策后，脫貧地區(qū)資金流動的體制機制障礙被進一步打破，金融機構(gòu)開始承擔(dān)起脫貧地區(qū)“輸血機”的角色，從而出現(xiàn)了金融資金凈流入的情況，但由于脫貧地區(qū)資金流動的外部障礙并未完全破除，因此部分年份還存在少量的資金凈流出。

六研究結(jié)論與政策建議

本文基于2006—2019年全國722個脫貧縣和1058個非貧困縣的非平衡面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了金融資金流動對脫貧縣和非貧困縣產(chǎn)業(yè)振興的支持效果和作用機制。研究發(fā)現(xiàn)，金融資金流入可以促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，且對脫貧縣的促進效果強于非貧困縣。機制檢驗表明，金融資金流入可以通過帶動“實物流”“技術(shù)流”和“人才流”來推動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，且金融資金流入通過以上機制作用于脫貧縣產(chǎn)業(yè)振興的效果更強，而非貧困縣“技術(shù)流”和“人才流”機制作用路徑不暢，因此表現(xiàn)為脫貧縣與非貧困縣鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興之間的支持效果差異。此外，農(nóng)村新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)的發(fā)展能提升金融資金流入對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的帶動作用，但可能擴大脫貧縣與非貧困縣的產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距；全面推進農(nóng)信社股份制改革后，金融資金流入對脫貧縣和非貧困縣產(chǎn)業(yè)振興的支持作用均得到了顯著提升；數(shù)字金融的發(fā)展不僅能促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，還能夠通過互補效應(yīng)進一步增強傳統(tǒng)金融渠道對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展的帶動作用；精準扶貧等國家政策的實施進一步打破了金融資金流入脫貧地區(qū)的體制機制障礙，提升了鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展的資金吸引力和金融資源利用能力，使得金融資金流入能夠切實促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。

基于上述研究結(jié)論，為了更好地引導(dǎo)金融資源支持鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，本文認為應(yīng)從以下幾個方面著力：第一，引導(dǎo)更多金融資源投向鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的物質(zhì)裝備升級和創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動，進一步打通“實物流”“技術(shù)流”和“人才流”進入脫貧地區(qū)的渠道，保證金融支持能夠通過有效的機制路徑促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，縮小脫貧縣與非貧困縣的產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距。第二，大力支持農(nóng)村新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)發(fā)展，從“需求端”吸引金融資金更加有效地支持鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，但同時應(yīng)注重提升脫貧地區(qū)的相應(yīng)配套基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，進一步釋放農(nóng)村新產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)的帶動作用。第三，繼續(xù)推進農(nóng)村金融深化改革，完善分工協(xié)作、結(jié)構(gòu)合理的農(nóng)村金融組織體系，同時加強數(shù)字金融發(fā)展與縣域農(nóng)村金融機構(gòu)的互補效應(yīng)，從“供給端”構(gòu)建一個有效的金融資源供給體系。第四，加強政策引導(dǎo)，推動“有為政府”與“有效市場”更好地結(jié)合，破除金融資金進入脫貧地區(qū)的體制機制障礙，構(gòu)建產(chǎn)業(yè)政策、財稅政策、金融政策等的協(xié)同機制，從“政策端”發(fā)揮部門合力效應(yīng)，推動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。

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