馬 俊 李季剛

（新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)，新疆 烏魯木齊 830012）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

習(xí)近平總書記提出，“中國要強(qiáng)，農(nóng)業(yè)必須強(qiáng)；中國要美，農(nóng)村必須美；中國要富，農(nóng)民必須富”，著重強(qiáng)調(diào)農(nóng)業(yè)、農(nóng)村和農(nóng)民對于中國實(shí)現(xiàn)繁榮強(qiáng)盛的重大意義；用“小康不小康，關(guān)鍵看老鄉(xiāng)”的全新判斷突出農(nóng)民群體在全面建成小康社會中所處的主體地位，將農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化作為評判社會主義現(xiàn)代化的根本標(biāo)準(zhǔn)。中國共產(chǎn)黨的十九大報(bào)告中提出“實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略”，首次將農(nóng)業(yè)農(nóng)村工作上升為國家戰(zhàn)略，這將成為指導(dǎo)當(dāng)前乃至今后一個(gè)時(shí)期“三農(nóng)”工作的基本遵循。然而，根據(jù)中國社科院公布的《中國“三農(nóng)”互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展報(bào)告（2017）》，中國“三農(nóng)”領(lǐng)域金融缺口較大，缺口金額高達(dá)3.05萬億元，這表明在我國農(nóng)村地區(qū)金融服務(wù)嚴(yán)重欠缺，亟待普惠金融的大力支持（趙洪丹和陳麗爽，2018）。因此，2018年中央層面發(fā)布的《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018-2022年）》中提出：“健全整個(gè)社會的金融體系建設(shè)，提高金融服務(wù)效率，以適應(yīng)當(dāng)前鄉(xiāng)村振興建設(shè)中產(chǎn)生的各類金融需求?！被诖?，本文從普惠金融視角研究鄉(xiāng)村振興的影響因素，為我國鄉(xiāng)村振興建設(shè)和普惠金融發(fā)展提供參考性的政策借鑒。

對于我國實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意義，國內(nèi)眾多學(xué)者已經(jīng)對此進(jìn)行詳盡的闡述。黃祖輝（2018）指出，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是平衡新時(shí)代中國發(fā)展尤其是城鄉(xiāng)融合發(fā)展的重大舉措，旨在促進(jìn)農(nóng)村充分發(fā)展，戰(zhàn)略背后蘊(yùn)含深刻的政治和經(jīng)濟(jì)含義。王曙光和王丹莉（2018）通過研究發(fā)現(xiàn)，實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略可以促進(jìn)農(nóng)業(yè)興旺、農(nóng)村發(fā)展和農(nóng)民富裕，是破解當(dāng)前三農(nóng)難題的良策。黨十九大再次強(qiáng)調(diào)糧食安全對于保障國家安全的重要性，而“藏糧于地”“藏糧于民”與“藏糧于技”極大地依賴于鄉(xiāng)村振興。我國當(dāng)前農(nóng)村人口較多且城鄉(xiāng)收入差距顯著，2018 年末人口城鎮(zhèn)化率為59.58%，鄉(xiāng)村常住人口約為5.64億，中國城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之比為2.69：1，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的提出具有現(xiàn)實(shí)意義。

從現(xiàn)有研究來看，有關(guān)普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興影響的實(shí)證研究文章，主要是從普惠金融發(fā)展對農(nóng)村減貧效應(yīng)和城鄉(xiāng)收入差距的影響這兩個(gè)方面展開實(shí)證分析，形成兩種主流的觀點(diǎn)：一種是線性均衡論。Jeanneney &Kpodar（2011）的研究發(fā)現(xiàn)普惠金融發(fā)展會抑制農(nóng)村減貧，而羅荷花和駱伽利（2019）使用中國省際數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究得出普惠金融發(fā)展可以促進(jìn)農(nóng)村貧困減緩的結(jié)論，張益明和李慧（2018）通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)普惠金融發(fā)展有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距；另一種是非線性相關(guān)論。黃敦平等（2019）研究發(fā)現(xiàn)普惠金融發(fā)展對農(nóng)村減貧效應(yīng)的影響呈現(xiàn)先減小后擴(kuò)大的U 型特征，張建波（2018）考察我國31 個(gè)?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的城鄉(xiāng)收入差距問題，得出普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響呈現(xiàn)倒U 型特征的結(jié)論。此外，蔡興等（2019）就金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響展開實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與鄉(xiāng)村振興之間確實(shí)存在非線性相關(guān)關(guān)系。以上研究雖然從金融視角對農(nóng)村減貧效應(yīng)、城鄉(xiāng)收入差距及鄉(xiāng)村振興問題展開嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證研究，但并未直接就普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響進(jìn)行實(shí)證分析。

關(guān)于普惠金融發(fā)展影響鄉(xiāng)村振興的路徑，主要通過以下五種效應(yīng)實(shí)現(xiàn)：一是產(chǎn)業(yè)帶動效應(yīng)。普惠金融發(fā)展，一方面可以紓解中小微企業(yè)融資困境，同時(shí)有利于增加鄉(xiāng)村就業(yè)崗位（王修華和關(guān)鍵，2014）；另一方面通過提高金融服務(wù)的覆蓋廣度促進(jìn)鄉(xiāng)村地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，改變我國農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)薄弱、工業(yè)大而不強(qiáng)和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后的現(xiàn)狀（Bruhn &Love，2014）。二是生態(tài)改善效應(yīng)。普惠金融發(fā)展主要通過經(jīng)濟(jì)效應(yīng)帶動綠色健康經(jīng)濟(jì)發(fā)展，促進(jìn)鄉(xiāng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，從而改善農(nóng)村生活環(huán)境（徐明偉等，2018）。三是文明教化效應(yīng)。普惠金融發(fā)展通過普及金融教育，有助于提升鄉(xiāng)村人口金融素養(yǎng)和人力資本水平（劉西川和程恩江，2014），并通過消費(fèi)升級效應(yīng)間接增加農(nóng)村文化娛樂的供給與消費(fèi)（董云飛等，2019）。四是治理規(guī)范效應(yīng)。普惠金融發(fā)展，一方面通過完善金融法律法規(guī)和征信體系產(chǎn)生規(guī)范效應(yīng)，進(jìn)一步規(guī)范農(nóng)村地區(qū)金融秩序，培養(yǎng)村民誠信和法律意識，從而提升鄉(xiāng)村治理水平（星焱，2016）；另一方面通過提高金融包容性減小城鄉(xiāng)在收入、消費(fèi)等方面的差距（錢水土和毛紹俊，2019）。五是貧困減緩效應(yīng)。普惠金融發(fā)展通過直接層面和間接層面促進(jìn)農(nóng)村人口增收脫貧：從直接層面來看，主要是通過個(gè)體行為效應(yīng)和示范效應(yīng)，發(fā)展普惠金融可以增加貧困群體的信貸可獲得性，以此提高貧困人口的收入水平（何學(xué)松和孔榮，2017），同時(shí)通過示范效應(yīng)帶動周邊農(nóng)村減貧（譚燕芝和彭千芮，2018）；從間接層面來看，通過提高經(jīng)濟(jì)增長的中介作用來減少農(nóng)村地區(qū)貧困問題，該作用存在門檻效應(yīng)，減貧效果受人均收入水平的影響（羅斯丹等，2016）。

綜合來看，雖然現(xiàn)有學(xué)者就鄉(xiāng)村振興問題展開廣泛深入的研究，并豐富現(xiàn)有鄉(xiāng)村建設(shè)理論體系，但仍存在一些不足之處：一是對于鄉(xiāng)村振興發(fā)展的現(xiàn)有研究仍以定性分析為主，運(yùn)用定量分析方法對鄉(xiāng)村振興影響因素進(jìn)行研究的文獻(xiàn)較少；二是從金融視角出發(fā)，分析普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興影響的實(shí)證研究較為匱乏。鑒于此，本文主要進(jìn)行以下研究和創(chuàng)新：一是構(gòu)建較為全面的鄉(xiāng)村振興和普惠金融綜合評價(jià)指標(biāo)體系，并對我國各?。ㄊ?、自治區(qū)）的鄉(xiāng)村振興和普惠金融發(fā)展水平分別進(jìn)行客觀測度與分析；二是創(chuàng)新性地將普惠金融與鄉(xiāng)村振興聯(lián)系起來，運(yùn)用動態(tài)回歸分析方法實(shí)證研究普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響作用，完善有關(guān)鄉(xiāng)村振興影響因素方面的理論。以期為下階段如何實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的全面均衡發(fā)展，提供重要的對策依據(jù)。

二、中國普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興影響的模型構(gòu)建

（一）鄉(xiāng)村振興評價(jià)指標(biāo)體系的構(gòu)建

本文參考國家建設(shè)小康社會指標(biāo)體系、新農(nóng)村建設(shè)村級評級指標(biāo)體系等相關(guān)研究成果，以鄉(xiāng)村振興的內(nèi)涵和五項(xiàng)總要求為基礎(chǔ)，選擇16個(gè)代表性指標(biāo)，建立省級鄉(xiāng)村振興評價(jià)指標(biāo)體系，如表1所示。

表1 鄉(xiāng)村振興評價(jià)指標(biāo)體系

（二）普惠金融評價(jià)指標(biāo)體系的構(gòu)建

國內(nèi)有關(guān)普惠金融指標(biāo)體系的構(gòu)建，具有代表性的有焦瑾璞等（2015）、王婧和胡國暉（2013）、鐘潤濤（2018）等的相關(guān)研究成果?；谏鲜鰧W(xué)者對于普惠金融指標(biāo)體系構(gòu)建的研究成果，選取12個(gè)相應(yīng)指標(biāo)，構(gòu)建省級普惠金融評價(jià)指標(biāo)體系，如表2所示。

表2 普惠金融評價(jià)指標(biāo)體系

（三）模型設(shè)定

通過建立以下基礎(chǔ)模型實(shí)證研究中國普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響，設(shè)定模型的具體表達(dá)式如公式（1）所示：

在上述模型中，RURALit是被解釋變量，表示鄉(xiāng)村振興程度；IFIit是核心解釋變量，表示普惠金融發(fā)展水平；CONTROLit是一組控制變量構(gòu)成的向量；下標(biāo)i表示各省（市、自治區(qū)）、t 表示年份；β1和αit為待估參數(shù)；β0為截距項(xiàng)；εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

考慮到普惠金融發(fā)展與鄉(xiāng)村振興之間可能存在非線性關(guān)系，因此在模型（1）中加入普惠金融的平方項(xiàng)得到模型（2）：

若平方項(xiàng)系數(shù)β2通過顯著性檢驗(yàn)，則意味著普惠金融與鄉(xiāng)村振興之間并非線性關(guān)系，而是U 型（β2為正數(shù)）或倒U型（β2為負(fù)數(shù)）關(guān)系。

（四）變量說明

被解釋變量與核心解釋變量：被解釋變量與核心解釋變量分別為鄉(xiāng)村振興指數(shù)（RURAL）和普惠金融指數(shù)（IFI），由于主觀確權(quán)法難以避免主觀隨意性，因此本文采用熵值法這一客觀確權(quán)方法對各指標(biāo)進(jìn)行確權(quán)，并計(jì)算出各?。ㄊ?、自治區(qū)）鄉(xiāng)村振興指數(shù)和普惠金融指數(shù)。

控制變量：本文引入經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（LNPGDP）、貿(mào)易開放度（TRADE）、老年撫養(yǎng)比（ODR）、旅游業(yè)發(fā)展水平（LNTRAVEL）等變量作為控制變量，緩釋由于變量遺漏造成的內(nèi)生性問題，從而提高實(shí)證分析結(jié)果的準(zhǔn)確性。其中經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平用各地區(qū)人均地區(qū)生產(chǎn)總值取對數(shù)來表示，貿(mào)易開放度用各地區(qū)進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來表示，老年撫養(yǎng)比用總?cè)丝谥蟹莿趧幽挲g老年人口數(shù)與勞動年齡人口數(shù)的比值來表示，旅游業(yè)發(fā)展水平用人均旅行社營業(yè)收入取對數(shù)來表示。

（五）數(shù)據(jù)來源及說明

基于數(shù)據(jù)的可得性與可靠性，本文選取我國30個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）2003～2018年共計(jì)16年的年度面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，因數(shù)據(jù)缺失，故樣本不包括西藏以及臺灣、香港和澳門。本文數(shù)據(jù)均來自《中國金融年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、各地金融運(yùn)行報(bào)告、國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站及Wind數(shù)據(jù)庫等。上述數(shù)據(jù)中存在的缺失值，使用插值法進(jìn)行補(bǔ)齊。本文實(shí)證分析部分資料均通過Stata15獲得，各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表3所示。

表3 指標(biāo)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證結(jié)果與分析

由于鄉(xiāng)村振興指數(shù)和普惠金融指數(shù)通過構(gòu)建綜合評價(jià)指標(biāo)體系測算得到，而指標(biāo)體系中包含多項(xiàng)指標(biāo)，因此在實(shí)證分析時(shí)首先需要檢驗(yàn)各變量之間是否存在多重共線性問題。經(jīng)檢驗(yàn)，各變量的方差膨脹因子（VIF）值均遠(yuǎn)小于10，因此模型不存在過度擬合問題。

（一）全國層面的實(shí)證結(jié)果分析

考慮到解釋變量可能具有內(nèi)生性而使模型估計(jì)出現(xiàn)偏差，因此本文運(yùn)用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法（SYSGMM），就普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響進(jìn)行實(shí)證分析，其中工具變量為被解釋變量滯后項(xiàng)，同時(shí)使用AR檢驗(yàn)來驗(yàn)證模型設(shè)定是否合理，采用Hansen檢驗(yàn)來驗(yàn)證工具變量是否有效。實(shí)證分析結(jié)果如表4 所示，回歸結(jié)果中殘差項(xiàng)的一階序列存在一定的相關(guān)性，二階序列則不存在相關(guān)性，故本文模型的設(shè)定具有合理性。解釋變量在加入控制變量后系數(shù)變化不大，故模型具備穩(wěn)健性。此外，Hansen 檢驗(yàn)的P 值均大于0.1，說明模型不存在過度識別問題，故工具變量有效。

從表4 可以知道，四個(gè)方程中普惠金融IFI 系數(shù)均為正，平方項(xiàng)（IFI2）系數(shù)均為負(fù)，且都通過1%統(tǒng)計(jì)水平的顯著性檢驗(yàn)，說明鄉(xiāng)村振興與普惠金融發(fā)展間確實(shí)存在倒U型關(guān)系，普惠金融發(fā)展對于鄉(xiāng)村振興的影響為先促進(jìn)后抑制。究其原因，銀行和保險(xiǎn)行業(yè)均是實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段的產(chǎn)物，當(dāng)其開始增加普惠金融服務(wù)時(shí)，鄉(xiāng)村發(fā)展因長期的金融排斥問題得以緩解而獲得顯著促進(jìn)。然而，普惠金融服務(wù)超過一定程度時(shí)，普惠金融發(fā)展可能對鄉(xiāng)村振興建設(shè)的促進(jìn)作用逐漸減?。弘S著普惠金融服務(wù)廣度和深度的進(jìn)一步加強(qiáng)，普惠金融服務(wù)的邊際報(bào)酬遞減，農(nóng)村資金可能轉(zhuǎn)移到非農(nóng)行業(yè)，致使農(nóng)村金融真空化問題突出，鄉(xiāng)村發(fā)展可能面臨過度開發(fā)的窘境。此時(shí)普惠金融的進(jìn)一步發(fā)展對鄉(xiāng)村振興發(fā)展產(chǎn)生抑制作用，所以需要政府在普惠金融支持鄉(xiāng)村振興建設(shè)的過程中進(jìn)行政策性引導(dǎo)。因此，普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響為先促進(jìn)后抑制的倒U型關(guān)系。

表4 全樣本模型回歸結(jié)果

但是，普惠金融IFI系數(shù)為正，而普惠金融平方項(xiàng)（IFI2）系數(shù)為負(fù)，意味著我國普惠金融發(fā)展水平較低，尚未達(dá)到倒U 型頂部，仍有較大的提升空間，因此普惠金融的進(jìn)一步發(fā)展仍可以推動鄉(xiāng)村振興。表4 方程（3）和方程（4），分別是在方程（1）和方程（2）的基礎(chǔ)上加入控制變量，可以看出普惠金融和普惠金融平方項(xiàng)的符號和顯著性均無明顯變化，進(jìn)一步驗(yàn)證了模型的穩(wěn)健性。從控制變量來看，變量系數(shù)均為正，并通過1%統(tǒng)計(jì)水平的顯著性檢驗(yàn)，意味著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、貿(mào)易開放度、老年撫養(yǎng)比和旅游業(yè)發(fā)展水平均對鄉(xiāng)村振興具有顯著的促進(jìn)作用。

（二）區(qū)域?qū)用娴幕貧w分析

考慮到普惠金融發(fā)展對于鄉(xiāng)村振興的影響作用可能存在區(qū)域性差異，本文按照“七五”計(jì)劃劃分標(biāo)準(zhǔn)，將全國劃分為東部、中部和西部地區(qū)，進(jìn)一步探究普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興影響的區(qū)域性差異，分區(qū)域回歸的實(shí)證結(jié)果詳見表5。

表5 分區(qū)域模型回歸結(jié)果

從表5 的區(qū)域樣本回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，東部、中部和西部地區(qū)普惠金融一次項(xiàng)（IFI）系數(shù)均為正數(shù)且通過統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性檢驗(yàn)，其系數(shù)值從大到小依次為：中部、西部、東部，而普惠金融二次項(xiàng)（IFI2）系數(shù)均顯著為負(fù)，可以得出如下結(jié)論。一是三大區(qū)域的普惠金融發(fā)展與鄉(xiāng)村振興之間確實(shí)都存在先促進(jìn)后抑制的倒U型關(guān)系，且目前普惠金融發(fā)展水平均處于較低水平，尚未到達(dá)倒U型頂部，就全國而言，繼續(xù)發(fā)展區(qū)域普惠金融，可以大力促進(jìn)當(dāng)?shù)剜l(xiāng)村振興；二是促進(jìn)普惠金融發(fā)展對于中部地區(qū)鄉(xiāng)村振興的效果最為明顯，西部次之、東部最弱，大力發(fā)展普惠金融對于提高中、西部地區(qū)鄉(xiāng)村振興水平意義更大。

通過控制變量的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，分區(qū)域回歸方程的實(shí)證結(jié)果表明，三大區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和旅游業(yè)發(fā)展水平的提高均能對鄉(xiāng)村振興發(fā)揮促進(jìn)作用。但是，貿(mào)易開放度對于東部和中部地區(qū)的鄉(xiāng)村振興影響效果為正，而對中部地區(qū)的鄉(xiāng)村振興影響作用不顯著。老年撫養(yǎng)比對中、西部地區(qū)的鄉(xiāng)村振興存在促進(jìn)作用，而對東部地區(qū)的鄉(xiāng)村振興影響作用不顯著。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

常見的穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法主要有三種：替換核心變量、變換回歸分析方法和數(shù)據(jù)分組回歸。因此，本文主要進(jìn)行以下三種方式的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：第一，采用變異系數(shù)方法重新計(jì)算普惠金融指數(shù)并進(jìn)行系統(tǒng)GMM的回歸分析，回歸結(jié)果如表6 第（1）列所示；第二，使用固定效應(yīng)模型對采用熵值法和變異系數(shù)法測算所得的核心解釋變量分別進(jìn)行回歸分析，表6 第（2）、（3）列分別為對應(yīng)的回歸結(jié)果；第三，表5分區(qū)域回歸相當(dāng)于數(shù)據(jù)分組回歸分析，進(jìn)一步說明本文的實(shí)證研究具備穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

四、結(jié)論及政策建議

（一）主要結(jié)論

本文運(yùn)用2003～2018 年相關(guān)面板數(shù)據(jù)測度國內(nèi)30 個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）的鄉(xiāng)村振興指數(shù)和普惠金融指數(shù)，并在此基礎(chǔ)上實(shí)證分析普惠金融發(fā)展對于鄉(xiāng)村振興的影響。研究表明：普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響呈現(xiàn)倒U 型特征，具體表現(xiàn)為先促進(jìn)后抑制的特征，該特征在東、中、西部地區(qū)均顯著存在；此外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和旅游業(yè)發(fā)展對于各地區(qū)的鄉(xiāng)村振興均產(chǎn)生顯著的正向影響效應(yīng)，而老年撫養(yǎng)和貿(mào)易開放對區(qū)域鄉(xiāng)村振興的影響作用存在差異。

（二）對策建議

1.實(shí)施有差別的普惠金融策略，提高鄉(xiāng)村振興的金融支持效率。首先按照區(qū)域差異來看，東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的金融體系已經(jīng)相對完善，普惠金融策略應(yīng)更多地注重于提升金融服務(wù)的質(zhì)量。對于中、西部地區(qū)，金融市場尚未發(fā)展成熟，需要通過增加金融服務(wù)的覆蓋廣度和人均使用密度來拓寬農(nóng)村新型經(jīng)營主體和農(nóng)戶獲得資金融通的渠道。金融機(jī)構(gòu)需要積極運(yùn)用大數(shù)據(jù)等科技手段來加強(qiáng)金融供給側(cè)改革，積極開發(fā)適應(yīng)農(nóng)村發(fā)展和迎合農(nóng)民需求的金融產(chǎn)品，以提高金融服務(wù)供給的質(zhì)量。政府部門應(yīng)加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、推進(jìn)農(nóng)地產(chǎn)權(quán)分立等政策促進(jìn)農(nóng)戶資產(chǎn)變資本，健全各類資金向農(nóng)業(yè)農(nóng)村流動的體制機(jī)制，為農(nóng)村地區(qū)提供一個(gè)良好的金融生態(tài)環(huán)境。

2.加強(qiáng)鄉(xiāng)村旅游業(yè)發(fā)展的金融支持力度，助推三次產(chǎn)業(yè)深度融合?，F(xiàn)代鄉(xiāng)村旅游業(yè)發(fā)展應(yīng)該充分利用獨(dú)特的鄉(xiāng)村風(fēng)光、農(nóng)業(yè)文化景觀、農(nóng)事生產(chǎn)活動、農(nóng)村民俗風(fēng)情等特殊資源，以國內(nèi)外城市居民群體為主要消費(fèi)群體，積極開發(fā)集度假休閑、療養(yǎng)娛樂、科普修學(xué)和美食購物等休閑活動于一體的新型旅游項(xiàng)目。鄉(xiāng)村旅游集生態(tài)旅游和農(nóng)業(yè)旅游于一體，興起于1989 年，將逐步成為促進(jìn)一、二、三產(chǎn)業(yè)深度融合發(fā)展的代表性產(chǎn)業(yè)和推動我國鄉(xiāng)村振興的重要抓手。

3.鼓勵(lì)農(nóng)村金融產(chǎn)品創(chuàng)新，探索多元化農(nóng)村人口養(yǎng)老模式。截至2018 年末，我國60 周歲及以上人口為2.49億，占全部人口的比重為7.9%，我國人口老齡化問題將會愈加嚴(yán)峻，這種問題在中、西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)更加突出，這使得以農(nóng)村家庭養(yǎng)老為主的傳統(tǒng)養(yǎng)老模式正在面臨挑戰(zhàn)，新型養(yǎng)老模式有待開發(fā)和探索。政府應(yīng)鼓勵(lì)和支持金融機(jī)構(gòu)積極探索老年消費(fèi)市場，設(shè)計(jì)和開發(fā)滿足老年人多樣化需求的銀行理財(cái)和養(yǎng)老保險(xiǎn)等金融產(chǎn)品，并在農(nóng)村地區(qū)建立和完善普惠金融服務(wù)體系，促進(jìn)我國鄉(xiāng)村振興發(fā)展。