戴文嬌

（中國社會科學(xué)院 工業(yè)經(jīng)濟(jì)研究所，北京 100005）

一、引言

鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)是提升農(nóng)業(yè)、繁榮農(nóng)村、富裕農(nóng)民的基石[1]。2019年2月中共中央國務(wù)院印發(fā)《關(guān)于促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的指導(dǎo)意見》，提出產(chǎn)業(yè)振興是解決鄉(xiāng)村問題的基礎(chǔ)和前提，并指出要不斷提高鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，加快實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)興旺。2020年7月，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部為加強(qiáng)引導(dǎo)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展，進(jìn)一步印發(fā)《全國鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃（2020—2025年）》，指出發(fā)展鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)是鄉(xiāng)村全面振興的重要根基。2022年中央一號文件，重點強(qiáng)調(diào)“聚焦產(chǎn)業(yè)促進(jìn)鄉(xiāng)村發(fā)展”。新發(fā)展格局下，只有不斷推進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展，實現(xiàn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，才能充分激發(fā)鄉(xiāng)村內(nèi)生發(fā)展動力，激活鄉(xiāng)村各項要素資源，實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略與農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化發(fā)展目標(biāo)[2-4]。金融是推動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心支撐[5]。然而，中國長期以來的城鄉(xiāng)二元化發(fā)展，導(dǎo)致鄉(xiāng)村地區(qū)金融資源供給缺位、金融服務(wù)產(chǎn)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(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中面臨抵押難、擔(dān)保難以及貸款難等現(xiàn)實制約問題[6，7]。優(yōu)化金融資源配置可為鄉(xiāng)村弱勢產(chǎn)業(yè)主體提供更加有效的金融支持。為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興提供便利化和多樣化的金融服務(wù)，已日漸成為推動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、產(chǎn)業(yè)技術(shù)轉(zhuǎn)型升級、產(chǎn)業(yè)市場化發(fā)展的重要推動力。因此，在全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化發(fā)展大背景下，研究如何優(yōu)化調(diào)整金融資源配置以適應(yīng)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興發(fā)展，具有現(xiàn)實緊迫性。

梳理學(xué)界相關(guān)文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)當(dāng)前學(xué)者們多單獨研究金融資源配置與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興[8-12]。對于二者的互動研究，也多局限于金融支持鄉(xiāng)村發(fā)展方面，鮮有學(xué)者從非線性視角入手探討二者的影響機(jī)制[13-16]?？紤]到中國幅員遼闊，地區(qū)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(yīng)，難以全面描述不同金融資源配置方式對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的動態(tài)效應(yīng)。有鑒于此，文章選取2012—2020年中國省級面板數(shù)據(jù)，運用面板門限模型與分位數(shù)模型實證檢驗二者間的非線性關(guān)系。

二、理論分析與假設(shè)

1.金融資源配置與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興

（1）信用催化效應(yīng)

金融資源主要通過信用創(chuàng)造等手段加速鄉(xiāng)村資本積累，進(jìn)而對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興發(fā)揮信用催化作用。具體而言，金融信用創(chuàng)造的關(guān)鍵在于對鄉(xiāng)村閑置、廢舊產(chǎn)業(yè)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(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展。在此過程中，金融資源不僅會被配置于鄉(xiāng)村優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)之中，還會進(jìn)一步蔓延至鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)鏈上相關(guān)產(chǎn)業(yè)中，并通過信用創(chuàng)造促進(jìn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)整合，大幅提升產(chǎn)業(yè)資本總量，促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展。同時，金融機(jī)構(gòu)在考量信貸對象時，不再像以往僅僅關(guān)注其現(xiàn)期盈利能力，而是更注重其發(fā)展的可持續(xù)性、潛力性與未來收益率，確保金融資源投到鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)后可快速、安全回籠。特別是在城鄉(xiāng)之間，金融資源的信用催化效應(yīng)可有效改善鄉(xiāng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)之間、生產(chǎn)性產(chǎn)業(yè)中的金融資源配置狀態(tài)，推動信貸到資本的轉(zhuǎn)變，為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供充足、多元的資金支持，促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。

（2）要素集聚效應(yīng)

在鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中，人才、技術(shù)、資本、能源等要素的投入與流轉(zhuǎn)發(fā)揮著至關(guān)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(dǎo)配置其他資源的關(guān)鍵紐帶。具體而言，在優(yōu)化金融資源配置過程中，政府通過資金調(diào)配、產(chǎn)品創(chuàng)新、利率優(yōu)惠等手段，可將大量金融要素聚攏于一定區(qū)域范圍，驅(qū)動人才、技術(shù)等各項資源要素向鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興重點領(lǐng)域和薄弱環(huán)節(jié)集聚，促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)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(dǎo)其他要素重新流動和配置，為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興提供必要的要素支撐[17]。

（3）風(fēng)險分散效應(yīng)

中國鄉(xiāng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和自然環(huán)境往往較為滯后，使得鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)在發(fā)展過程中不僅可能面臨自然災(zāi)害風(fēng)險，而且需要面對政策風(fēng)險、貿(mào)易風(fēng)險等市場風(fēng)險。在此背景下，如何有效規(guī)避和化解各項風(fēng)險因素，提升鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的抗風(fēng)險能力，成為當(dāng)下扎實推進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的關(guān)鍵。通過優(yōu)化金融資源配置，可有效對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中的各類風(fēng)險進(jìn)行防范、化解和轉(zhuǎn)移，為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)穩(wěn)步推進(jìn)提供充足的資金支持，驅(qū)動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興發(fā)展。一方面，金融機(jī)構(gòu)可通過優(yōu)化金融資源配置方式，吸收鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)主體或農(nóng)戶個體的流動性資金，并向欠缺資金支持的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)主體或個體提供資金支持，化解鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興過程中可能存在的流動性風(fēng)險。另一方面，金融機(jī)構(gòu)可通過調(diào)配各類鄉(xiāng)村金融資源，創(chuàng)新金融產(chǎn)品和金融服務(wù)模式，將相關(guān)風(fēng)險逐步分解到各類金融產(chǎn)品和服務(wù)上，以化解鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)風(fēng)險。

綜上，文章提出如下假設(shè)：

假設(shè)H1：金融資源配置可有效促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。

2.金融資源配置對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的異質(zhì)性影響

根據(jù)上述分析可知，金融資源可能對產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有積極的促進(jìn)作用，即金融資源配置可能通過信用催化效應(yīng)、要素集聚效應(yīng)以及風(fēng)險分散效應(yīng)促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。然而值得關(guān)注的是，上述作用效應(yīng)的發(fā)揮依賴于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)行業(yè)結(jié)構(gòu)、集聚模式與農(nóng)村實際需求結(jié)構(gòu)相匹配。如果金融資源配置與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)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(xiāng)村產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域，不利于鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。一方面，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較高時，可憑借市場規(guī)模、基礎(chǔ)設(shè)施等優(yōu)勢吸引大量資本集聚，有利于充分發(fā)揮金融支持效應(yīng)。但在此過程中，伴隨鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)資本不斷集聚，惡性競爭、市場擁擠等發(fā)展性問題將逐步制約金融支持效應(yīng)，促使資本積累速度逐步放緩，最終導(dǎo)致金融資源配置對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的影響效應(yīng)放緩。另一方面，當(dāng)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平較低時，金融資源配置難以充分發(fā)揮金融資源優(yōu)勢，對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的驅(qū)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(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的支持效應(yīng)將快速提升。

基于以上分析，文章進(jìn)一步提出：

假設(shè)H2：金融資源配置對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的驅(qū)動效應(yīng)會因鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的高低而存在異質(zhì)性。

三、研究設(shè)計1.模型構(gòu)建

（1）面板門限模型

文章構(gòu)建門限模型從非線性視角探究金融資源配置對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的作用效應(yīng)。具體模型如下：

上式中，IndRe表示鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興衡量指標(biāo)；FiRe表示金融資源配置衡量指標(biāo)；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(yīng)與時期固定效應(yīng)。

（2）分位數(shù)模型

考慮到伴隨鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的推進(jìn)，金融資源配置的支撐效應(yīng)將發(fā)生轉(zhuǎn)變，故進(jìn)一步利用分位數(shù)模型探究不同分位水平下二者的作用效應(yīng)。具體模型如下：

模型(2)中，θ表示鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的分位點。

基于上述模型，進(jìn)一步構(gòu)建門限分位數(shù)模型：

其中，qit表示門限變量；γ1和γ2為對應(yīng)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(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興(IndRe)。借鑒相關(guān)文獻(xiàn)[18-20]，文章選取鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(InSt)與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平(InTe)、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)市場化(InMk)三個維度構(gòu)建鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興評價指標(biāo)體系（表1）。

表1 鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興評價指標(biāo)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(guī)模(ESFR)綜合衡量。

金融資源配置規(guī)模借鑒郭華等(2021)[21]的研究，通過債券資金規(guī)模和保險資金規(guī)模的總和加以衡量。債券資金規(guī)模通過銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)各項存款余額/GDP計算得到。保險資金規(guī)模通過保險機(jī)構(gòu)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(jī)構(gòu)貸款與金融機(jī)構(gòu)存款之比加以衡量。

（3）控制變量

控制變量為選取財政支農(nóng)(FSA)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展(ECDE)和外商直接投資(FDI)。其中，財政支農(nóng)通過財政支出總額中涉農(nóng)金額占比衡量。經(jīng)濟(jì)發(fā)展，采用人均GDP的對數(shù)來衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)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(shù)據(jù)與樣本說明

研究采用2012—2020年中國31個省份的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源主要為Wind數(shù)據(jù)庫、《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、統(tǒng)計局報告、智研咨詢報告以及各省份的統(tǒng)計公報。對于少數(shù)不可獲取的數(shù)據(jù)指標(biāo)，以其前后兩年的均值彌補。

四、實證結(jié)果分析

1.面板門限效應(yīng)

（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(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興是否存在非線性關(guān)系。限于篇幅，不對檢驗過程進(jìn)行詳細(xì)描述，最終發(fā)現(xiàn)兩者間存在非線性關(guān)系。其次，為保證結(jié)果嚴(yán)謹(jǐn)、準(zhǔn)確，在回歸前先判斷二者間門限數(shù)量。最后，用網(wǎng)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(guī)則確定門限值（表2）。可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)門限變量為金融資源配置規(guī)模時，其與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)二者間存在單一門限效應(yīng)，門限值是0.905，與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)市場化間，在1%顯著性水平下出現(xiàn)雙重門限效應(yīng)，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(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)市場化在1%顯著性水平下均為單一門限效應(yīng)，得到3.016、4.563、4.785三個門限值。在明確二者間的門限效應(yīng)后，通過似然比函數(shù)可知，金融資源配置規(guī)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(yīng)檢驗結(jié)果

（2）金融資源配置與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興

確定模型形式后，文章通過OLS、GLS和GMM三種方法分別進(jìn)行回歸，分析金融資源配置與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興之間的非線性關(guān)系。值得一提的是，用多種方法回歸是為了達(dá)到以下目的：一是通過對比各回歸方法的結(jié)果，判斷結(jié)論的穩(wěn)健性；二是在綜合考慮內(nèi)生性問題后，判斷結(jié)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(yīng)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(jié)果見表3、表4。

表3 門限效應(yīng)（門限變量：金融資源配置規(guī)模）

表4 門限效應(yīng)（門限變量：金融資源配置效率）

表3是金融資源配置規(guī)模門限變量的回歸結(jié)果。分析可知，金融資源配置規(guī)模與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興間存在門限效應(yīng)。(1)列、(2)列顯示，區(qū)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(guī)模與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正相關(guān)。區(qū)制2中，系數(shù)a1+a2都在10%水平下顯著為正，說明金融資源配置規(guī)模與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)負(fù)相關(guān)。這可能是因為金融資源配置規(guī)模較小時，僅能輔助風(fēng)險低、生產(chǎn)要素需求少的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興項目，而對資金需求大、風(fēng)險高的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的支持能力相對不足。但隨著金融資源配置規(guī)模的不斷擴(kuò)大，不論是金融產(chǎn)品數(shù)量、種類還是金融服務(wù)質(zhì)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(xiāng)村產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到節(jié)能低碳產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更加合理、綠色，加速實現(xiàn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。

表3的(3)列、(4)列顯示，金融資源配置規(guī)模與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平間存在雙重門限效應(yīng)。區(qū)制1中，金融資源配置規(guī)模系數(shù)a1顯著為負(fù)，說明金融資源配置規(guī)模對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平具有負(fù)向影響；區(qū)制2中，回歸系數(shù)a1+a2反映出金融資源配置規(guī)模會顯著促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平；區(qū)制3中，金融資源配置規(guī)模系數(shù)a1+a3顯著為負(fù)，表明金融資源配置規(guī)模會抑制鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平。上述非線性特征表明，二者互動關(guān)系具有動態(tài)性，具體表現(xiàn)為：在發(fā)展初期，金融資源配置主要投入到收益高、見效快的鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)，容易造成環(huán)境污染，故鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興效果不明顯。隨后，金融資源配置規(guī)模不斷擴(kuò)大，為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)綠色技術(shù)、新興技術(shù)提供大量研發(fā)資金，并推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)加速升級技術(shù)，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平得以快速提升。但金融資源配置規(guī)?？焖贁U(kuò)大難免會出現(xiàn)一些問題，需要相對健全的規(guī)范化實施機(jī)制持續(xù)提升鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平。

表3(5)列、(6)列顯示，金融資源配置規(guī)模與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)市場化間存在雙重門限效應(yīng)。三個區(qū)制下的影響效應(yīng)與文章前述的二者關(guān)系相似，故不在此贅述。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因可能是，金融資源配置規(guī)模較小時無法為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)提供足夠的資金開拓市場，僅能幫助企業(yè)降低一些搜索社會閑散資金的成本，因此對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)市場化的促進(jìn)作用不明顯。當(dāng)金融資源配置規(guī)模達(dá)到一定水平后，能加速鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)間開展市場化重組，加快生產(chǎn)要素市場化流動，促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)市場化發(fā)展。但鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)市場化發(fā)展并非僅受金融一項因素影響，還會受限于市場環(huán)境、政策制度、市場競爭等因素，所以金融資源配置規(guī)模對其的影響并不是持續(xù)促進(jìn)的。

表4是金融資源配置效率門限變量的回歸結(jié)果。區(qū)制1中，金融資源配置效率與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)顯著正相關(guān)，系數(shù)分別為1.569、1.756；與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平顯著負(fù)相關(guān)，系數(shù)分別為-1.345、-1.316；與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)市場化顯著負(fù)相關(guān)，系數(shù)分別為-1.113、-1.116。具體來看，當(dāng)金融資源配置效率偏低時，金融資源難以滿足鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興發(fā)展需求，且存在外流問題，無法促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平提高、市場化發(fā)展，但能對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改善發(fā)揮一定的促進(jìn)作用。區(qū)制2中，回歸系數(shù)a1+a2顯示出，金融資源配置效率與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)市場化均正相關(guān)。金融資源配置效率提高，不僅能增強(qiáng)鄉(xiāng)村金融產(chǎn)品質(zhì)效，還能快速對接鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)融資需求，為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施、生產(chǎn)加工、流通運輸?shù)戎攸c領(lǐng)域提供高效且便捷的金融支持，推動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，助力鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。總體而言，不論是金融資源配置規(guī)模還是金融資源配置效率，對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興均具有正向影響，假設(shè)H1得以驗證。

2.穩(wěn)健性檢驗

為保證研究結(jié)論的準(zhǔn)確性，進(jìn)一步對上述結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)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(shù)據(jù)后，重新檢驗門限效應(yīng)。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(jié)果如表5所示，金融資源配置規(guī)模、金融資源配置效率門限變量的門限個數(shù)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(jìn)而檢驗二者間門限效應(yīng)（限于篇幅，僅列示金融資源配置規(guī)模門限變量的回歸結(jié)果）。由表6可知，任一區(qū)制、任一門限變量下，金融資源配置與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興關(guān)系均未發(fā)生變化，驗證上述結(jié)論具有可靠性以及準(zhǔn)確性。

表6 門限穩(wěn)健性回歸結(jié)果

3.分位數(shù)檢驗

文章用面板門限分位數(shù)模型分析金融資源配置與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的差異化驅(qū)動效應(yīng)。以金融資源配置規(guī)模為門限變量，對面板門限分位數(shù)模型(4)進(jìn)行回歸，結(jié)果見表7。(1)～(3)列顯示，在每個分位點上金融資源配置規(guī)模的影響均不同。區(qū)制1中，二者僅在25%分位點處顯著，系數(shù)為-1.078，具有負(fù)向作用。這說明鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)只有達(dá)到一定水平后，才能借助金融資源配置規(guī)模的力量快速改進(jìn)。區(qū)制2中，二者在任一分位點處均出現(xiàn)顯著促進(jìn)作用。以上結(jié)果表明，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平持續(xù)提升，與金融資源配置規(guī)模的匹配度將隨之提高。(4)～(6)列為金融資源配置規(guī)模對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平的分層影響結(jié)果。不同的分位點水平上，二者之間的影響效應(yīng)具有動態(tài)性。隨著鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平提高，二者協(xié)調(diào)匹配程度進(jìn)一步提升。區(qū)制1中，二者負(fù)相關(guān)但不顯著。區(qū)制2中，不同分位點上二者都顯著正相關(guān)。二者匹配度隨鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平提升而增加。區(qū)制3中，不同的分位點水平上回歸結(jié)果均不顯著。以上結(jié)果說明，金融資源配置規(guī)模只有達(dá)到門限值時，才能促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平。同理，從(7)～(9)列可知，金融資源配置規(guī)模與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)市場化的匹配度隨鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)市場化程度提高而提高。因此，政府應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步深化改革，完善市場化的利率形成、調(diào)控和傳導(dǎo)機(jī)制，加速鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)市場化進(jìn)程，充分發(fā)揮金融資源的規(guī)模效應(yīng)，助力鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。

表7 金融資源配置規(guī)模的分層影響

當(dāng)門限變量為金融資源配置效率時，回歸結(jié)果如表8所示。(1)～(3)列顯示，區(qū)制1中，金融資源配置效率對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響作用不大且不顯著；區(qū)制2中，二者顯著正相關(guān)。這說明只有當(dāng)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(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改進(jìn)，且此作用會隨著鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(fēng)險型、高新技術(shù)型企業(yè)發(fā)展。(4)～(6)列顯示，區(qū)制1中，金融資源配置效率與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平在1%的水平下顯著負(fù)相關(guān)，并且隨著分位點增大，影響效應(yīng)逐漸變大。這一結(jié)論表明，伴隨鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平持續(xù)提高，其與金融資源配置效率的協(xié)調(diào)水平亦在不斷提升。區(qū)制2中，金融資源配置效率的影響效應(yīng)均不顯著。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因可能是，樣本期內(nèi)金融資源配置效率尚未達(dá)到可以使二者關(guān)系產(chǎn)生質(zhì)變的水平，因此有待進(jìn)一步提升金融資源配置效率。(7)～(9)列顯示，區(qū)制1中，金融資源配置效率與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)市場化僅在25%分位點處具有顯著負(fù)向作用，其余分位點處是負(fù)相關(guān)但不顯著。區(qū)制2中，二者顯著正相關(guān)。這表明金融資源配置效率的影響會隨鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)市場化水平的提高而增強(qiáng)。由上述分析可知，金融資源配置對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的影響隨鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平的高低而存在差異，假設(shè)H2得以驗證。

表8 金融資源配置效率的分層影響

五、結(jié)論與建議

1.研究結(jié)論

文章選取2012—2020年中國31個省份面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了金融資源配置對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的非線性影響，研究發(fā)現(xiàn)：

第一，金融資源配置規(guī)模與金融資源配置效率對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興均具有門限效應(yīng)，且這一結(jié)論在經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗后仍然成立。金融資源配置規(guī)模與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)間有單一門限效應(yīng)，與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)市場化間存在雙重門限效應(yīng)。金融資源配置效率與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)市場化均為單一門限效應(yīng)。

第二，金融資源配置規(guī)模、金融資源配置效率對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)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(guī)模來看，隨著鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)市場化水平的提高，金融資源配置與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的匹配度越高。從金融資源配置效率來看，隨著鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)市場化水平提高，金融資源配置效率的作用將更強(qiáng)，且與鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的匹配度更高。

2.對策建議

（1）持續(xù)擴(kuò)大金融資源配置規(guī)模

適宜的金融資源配置規(guī)模是驅(qū)動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的重要因素。因此，有關(guān)部門應(yīng)當(dāng)積極推動鄉(xiāng)村金融發(fā)展，擴(kuò)大農(nóng)村金融的服務(wù)范圍和業(yè)務(wù)數(shù)量，引導(dǎo)金融資源向鄉(xiāng)村流入，充分發(fā)揮金融資源的規(guī)模效應(yīng)，助力鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。一方面，政府可推動政府、企業(yè)和銀行之間的對接，增加對鄉(xiāng)村優(yōu)勢企業(yè)、種業(yè)及基建類企業(yè)、農(nóng)業(yè)綠色技術(shù)企業(yè)等企業(yè)的投資力度，加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、技術(shù)水平提升、市場化程度提高，實現(xiàn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。另一方面，金融機(jī)構(gòu)可通過合理應(yīng)用大數(shù)據(jù)、人工智能等新興技術(shù)，創(chuàng)新鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)金融產(chǎn)品和服務(wù)，擴(kuò)大金融資源配置規(guī)模，為鄉(xiāng)村購置新農(nóng)業(yè)設(shè)備、企業(yè)升級生產(chǎn)技術(shù)、開拓市場等業(yè)務(wù)擴(kuò)寬融資渠道，加快鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)興旺發(fā)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(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興發(fā)揮顯著促進(jìn)效應(yīng)。因此，有關(guān)部門應(yīng)當(dāng)持續(xù)優(yōu)化金融資源配置結(jié)構(gòu)，提升金融資源配置效率，促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。政府層面，可根據(jù)本地鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展特色出臺惠農(nóng)政策，引導(dǎo)金融資源不斷流向?qū)嶓w鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)，以市場發(fā)展為導(dǎo)向均衡鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)資金供需兩方，促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、技術(shù)升級、市場化發(fā)展，助力鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)全面振興。金融機(jī)構(gòu)層面，應(yīng)充分發(fā)揮金融機(jī)構(gòu)專業(yè)性，推行“一對多”管理模式，使金融資源高效貫穿到鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)鏈各個環(huán)節(jié)中，促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。

（3）扎實推進(jìn)鄉(xiāng)村核心產(chǎn)業(yè)項目

從研究結(jié)論可知，隨著鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)市場化水平提高，金融資源配置規(guī)模、金融資源配置效率與其匹配度將提升，可發(fā)揮更大的促進(jìn)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(shù)、人才等要素向鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興核心領(lǐng)域傾斜，加大對核心項目的支持力度，全面促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，充分發(fā)揮金融資源配置的正向效應(yīng)。另一方面，可根據(jù)各地區(qū)要素資源稟賦，建設(shè)鄉(xiāng)村特色產(chǎn)業(yè)體系，扎實推進(jìn)鄉(xiāng)村旅游、養(yǎng)老、創(chuàng)業(yè)等鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)核心項目，完善鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)體系，加速實現(xiàn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。