農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的異質(zhì)性影響

□ 農(nóng)簫 方俊智

一、引言

全面建設社會主義現(xiàn)代化國家，最艱巨最繁重的任務仍然在農(nóng)村。黨的二十大報告指出全面推進鄉(xiāng)村振興是加快構建新發(fā)展格局，著力推動高質(zhì)量發(fā)展的重要環(huán)節(jié)。全面推進鄉(xiāng)村振興是破解農(nóng)村空心化、農(nóng)業(yè)邊緣化、農(nóng)民老齡化日益嚴重的“新三農(nóng)”問題的重要抓手。農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展是落實鄉(xiāng)村振興的重中之重，全面貫徹落實鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)興旺，離不開巨大的資金和金融服務支持。近年來，我國農(nóng)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(nóng)信貸供給不足等問題。受多重因素的影響，農(nóng)村金融支持鄉(xiāng)村振興發(fā)展難以全面發(fā)揮實效。為切實做好“十四五”時期農(nóng)村金融服務工作，支持鞏固拓展脫貧攻堅成果、持續(xù)提升金融服務鄉(xiāng)村振興能力和水平，人民銀行等六部門曾聯(lián)合發(fā)文，提出要圍繞鞏固拓展脫貧攻堅成果、全面推進鄉(xiāng)村振興，創(chuàng)新金融產(chǎn)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(nóng)”領域?？梢姡∪r(nóng)村金融服務體系、增強農(nóng)村金融服務能力、提升農(nóng)村金融供給質(zhì)量與效率是有效推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要著力點。

從現(xiàn)有相關研究來看，農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展與鄉(xiāng)村振興的研究多數(shù)分布在內(nèi)在邏輯、發(fā)展路徑、異質(zhì)性研究等方面。鮮有學者通過從傳導機制視角對農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展與鄉(xiāng)村振興作用機理進行系統(tǒng)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(tài)面板數(shù)據(jù)，試圖從理論邏輯和實證分析兩個層面揭開農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展影響鄉(xiāng)村振興的內(nèi)在機制，探討鄉(xiāng)村振興動態(tài)演變進程以及異質(zhì)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(zhì)量發(fā)展觀念，引入農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展這一概念，對鄉(xiāng)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(fā)現(xiàn)了農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展可通過優(yōu)化農(nóng)村人力資本結構強化對鄉(xiāng)村振興的促進作用，豐富了農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展對鄉(xiāng)村振興作用的理論框架；第三，從異質(zhì)性角度分析了農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展對鄉(xiāng)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(xiāng)村振興尚未成熟，融資約束仍是“三農(nóng)”發(fā)展的主要問題。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營企業(yè)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(jīng)濟仍存在短板，農(nóng)村金融服務鄉(xiāng)村振興正是補齊這一短板（王彥和田志宏，2020）。實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略首先需要考慮融資渠道問題，滿足農(nóng)村農(nóng)業(yè)多樣化的農(nóng)村金融需求，不斷深化改革農(nóng)村金融體系，是緩解鄉(xiāng)村振興中資金緊缺的主要途經(jīng)（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(yōu)化金融發(fā)展環(huán)境，也是為實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興提供了資金保障（溫濤和何茜，2020）。農(nóng)村金融作為農(nóng)村經(jīng)濟的血脈，農(nóng)村經(jīng)濟社會發(fā)展的重要領域。以促進農(nóng)村金融機構多元化為前提，推進金融組織體系進一步創(chuàng)新，深化普惠金融服務，為實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略建立了良好輔助機制和配套設施（何文廣和何倩，2018）。農(nóng)村金融支持鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施，其要義就是擴大農(nóng)村金融服務覆蓋面積，發(fā)展農(nóng)村金融高質(zhì)量服務體系。農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展是推進鄉(xiāng)村振興的重要抓手，通過優(yōu)化農(nóng)村金融資源配置，刺激了農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，縮小了城鄉(xiāng)收入差距，進而為鄉(xiāng)村振興的發(fā)展奠定了基礎（謝琳，2020；肖端和楊琰軍，2020）。此外，當?shù)剞r(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展的發(fā)展不僅推進了當?shù)剞r(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化，提供農(nóng)戶收入水平，也輻射了鄰近地區(qū)，為推進鄉(xiāng)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(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)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(xiàn)鄉(xiāng)村振興最優(yōu)途徑?；诖耍岢龅谝粋€研究假說：

假設1：農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展能夠促進鄉(xiāng)村振興。

前文闡釋了農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響機理，但有沒有某種除農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展之外的因素，與農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展協(xié)同作用，會進一步增強或削弱鄉(xiāng)村振興。農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展“普惠”這一特征，會改善農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的融資條件，降低了農(nóng)村居民的融資門檻，提高了農(nóng)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(fā)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(yè)的發(fā)展，同時人力資本結構配置的優(yōu)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(nóng)戶金融知識、健康人力資本等投資強化了信貸資金對農(nóng)村經(jīng)濟的促進作用，增強了農(nóng)村金融對農(nóng)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(nóng)戶更強的信貸資金運用的能力與動機，有助于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的創(chuàng)收發(fā)展，進而增強了農(nóng)村金融的支農(nóng)效應（陳治國和辛沖沖，2023）。另一方面，人力資本對鄉(xiāng)村振興產(chǎn)生促進作用，新增長理論論證了人力資本可以通過內(nèi)生效應、外溢效應和聚合效應推動經(jīng)濟增長，加大對鄉(xiāng)村基礎教育投資，充分開發(fā)農(nóng)村人力資本，使農(nóng)村人力資本提質(zhì)增效，發(fā)展以人力資本為主導的農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展模式，推進農(nóng)村農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程（張金山和彭述華，2019）。人力資本結構對鄉(xiāng)村振興具有異質(zhì)性影響，中級、高級人力資本對鄉(xiāng)村振興的促進作用可以從本地擴散到鄰近的農(nóng)村地區(qū)（姚旭兵和鄧曉霞，2022），加快農(nóng)村人力資本的戰(zhàn)略性投入是推進全面鄉(xiāng)村振興的首要環(huán)節(jié)（溫濤和何茜，2018）?；诖?，提出第二個研究假說：

假設2：農(nóng)村人力資本結構在農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展對鄉(xiāng)村振興影響中發(fā)揮著正向調(diào)節(jié)作用。

三、研究設計

（一）變量說明

1.核心解釋變量

農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)（AFIN），借鑒李海央（2021）并結合數(shù)據(jù)可得性，本研究從農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展覆蓋廣度、覆蓋深度和可持續(xù)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(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展指標體系

2.被解釋變量

鄉(xiāng)村振興指數(shù)（COU），借鑒夏龍（2022）、孟令國（2022）等相關研究，考慮數(shù)據(jù)可獲得性，本研究將從產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居等五個維度，構建如表2所示的指標體系。

表2 鄉(xiāng)村振興指標體系

3.調(diào)節(jié)變量

農(nóng)村人力資本結構（HUM），選取農(nóng)村大專以上人口數(shù)占農(nóng)村總人口比重表示。

4.控制變量

為更全面地分析農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展與鄉(xiāng)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(jīng)濟規(guī)模（GDP），用地區(qū)生產(chǎn)總值對數(shù)予以衡量；（2）產(chǎn)業(yè)結構（IND），第二產(chǎn)業(yè)值占經(jīng)濟規(guī)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?shù)厝丝跀?shù)的比值測算；（4）年齡結構（OLD），用老年人口撫養(yǎng)比予以衡量；（5）農(nóng)村數(shù)字化基礎（INTER）,用農(nóng)村寬帶接入用戶個數(shù)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(xiāng)村振興的滯后項，反映鄉(xiāng)村振興進程中的疊加效應，即前一期鄉(xiāng)村振興成效對當前鄉(xiāng)村振興推進的影響。模型設計如下：

2.調(diào)節(jié)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(nóng)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(shù)據(jù)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(shù)據(jù)。其中，鄉(xiāng)村振興和農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展指標體系中二級指標、調(diào)節(jié)變量及控制變量的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國教育年鑒》、Wind數(shù)據(jù)庫及各省市統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)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(shù)據(jù)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(diào)節(jié)變量及控制變量的統(tǒng)計性描述結果詳見表3。

表3 變量描述性統(tǒng)計結果

（五）鄉(xiāng)村振興差異的動態(tài)演進

圖1是由Stata軟件繪制的全國、東部、中西部不同區(qū)域的核密度估計結果。首先，從中心位置和分布區(qū)間來看，樣本期內(nèi)全國和中西部地區(qū)都隨著時間推移向右移動，2020年曲線在最右側，這說明鄉(xiāng)村振興呈現(xiàn)出持續(xù)上升趨勢；東部地區(qū)的中心位置和分布區(qū)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(qū)的鄉(xiāng)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(qū)都出現(xiàn)峰值降低、寬度加大的現(xiàn)象，這說明大部分省份鄉(xiāng)村振興水平較低，少數(shù)省份鄉(xiāng)村振興水平較高，出現(xiàn)了一定的兩極分化現(xiàn)象，省際差異逐步擴大。最后，從波峰個數(shù)來看，前期全國、東部和中西部區(qū)域均為雙峰甚至多峰的形態(tài)，后期波峰個數(shù)逐漸下降，甚至變?yōu)閱畏澹f明省際鄉(xiāng)村振興水平多極分化或兩極分化的現(xiàn)象在逐步減弱，中國鄉(xiāng)村振興水平存在一定的階梯性。

圖1 鄉(xiāng)村振興分地區(qū)差異的動態(tài)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(xiāng)村振興滯后項、控制變量與固定效應，重點關注農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展發(fā)展指數(shù)對鄉(xiāng)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(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展影響鄉(xiāng)村振興的基準回歸結果

表5 穩(wěn)健性與內(nèi)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(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展估計系數(shù)為0.297，且通過了顯著性檢驗，說明我國農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展對鄉(xiāng)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(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展影響鄉(xiāng)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(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展與鄉(xiāng)村振興滯后項的回歸系數(shù)分別為0.297、0.262，且均通過了顯著檢驗，進一步說明了農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展促進了鄉(xiāng)村振興，同時證實了我國鄉(xiāng)村振興的深化存在明顯的連續(xù)性和階段性，即前一期鄉(xiāng)村振興的成效對當期鄉(xiāng)村振興的推進有顯著的推動作用。

（二）穩(wěn)健性與內(nèi)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(shù)據(jù)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(qū)間

借鑒相關研究，將2011-2013年的樣本數(shù)據(jù)剔除，對 2014-2020年的樣本數(shù)據(jù)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(nèi)生性問題，將核心變量農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展和所有的控制變量都使用滯后一期值，結果顯示未出現(xiàn)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(nóng)村人力資本結構（HUM）以及其與農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展的交互項進行分析?；貧w結果見表6，根據(jù)列（1）與列（2）的結果顯示，農(nóng)村人力資本結構交互項估計系數(shù)為6.336，且通過了1%顯著水平檢驗，說明農(nóng)村人力資本結構在農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展推動鄉(xiāng)村振興的過程中起到正向調(diào)節(jié)作用，政府可以進一步推進農(nóng)村教育深化改革，提高農(nóng)村人力資本水平，優(yōu)化農(nóng)村人力資本結構，進而強化農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的促進作用。

表6 調(diào)節(jié)效應回歸結果

（四）異質(zhì)性分析

1.地區(qū)異質(zhì)性

整體來看，中部與西部農(nóng)村金融發(fā)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(shù)據(jù)，對東部和中西部地區(qū)進行分樣本回歸。回歸結果見表7，根據(jù)主效應估計結果顯示，東部地區(qū)農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展估計系數(shù)為0.00928，但未通過顯著性檢驗，中西部地區(qū)農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展估計系數(shù)為0.324，且通過了1%顯著性水平檢驗，說明中西部地區(qū)農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展能夠顯著地推動鄉(xiāng)村振興。根據(jù)調(diào)節(jié)效應估計結果顯示，東部地區(qū)農(nóng)村人力資本結構和農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展的交互項系數(shù)為-4.201，且為通過顯著性檢驗，中西部地區(qū)農(nóng)村人力資本結構與農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展的交互項系數(shù)為8.184，且通過了1%顯著性水平檢驗顯著，說明中西部地區(qū)農(nóng)村人力資本結構對農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展影響鄉(xiāng)村振興具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用，因此，政府應該加大對中西部地區(qū)的資金投入與政策支持的力度，提高農(nóng)村教育基礎設施與師資隊伍水平，提高農(nóng)村地區(qū)教育水平，進而強化農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的促進作用。

表7 分地區(qū)回歸結果

2.經(jīng)濟發(fā)展水平異質(zhì)性

為考察農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響以及內(nèi)在機制影響是否因經(jīng)濟發(fā)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(shù)將樣本分為經(jīng)濟發(fā)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(jù)主效應估計結果顯示，經(jīng)濟發(fā)展高水平地區(qū)農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展估計系數(shù)均為0.0848，且通過了10%顯著性水平檢驗，說明農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展能夠顯著地促進經(jīng)濟發(fā)展高水平地區(qū)的鄉(xiāng)村振興；經(jīng)濟發(fā)展低水平地區(qū)農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展估計系數(shù)均為0.363，且通過了1%顯著性水平檢驗，說明農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展能夠顯著地促進經(jīng)濟發(fā)展低水平地區(qū)的鄉(xiāng)村振興。通過估計系數(shù)比較，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展對經(jīng)濟發(fā)展低水平的地區(qū)鄉(xiāng)村振興的促進效應大于經(jīng)濟發(fā)展高水平的地區(qū)。根據(jù)調(diào)節(jié)效應估計結果顯示，經(jīng)濟發(fā)展高水平的地區(qū)農(nóng)村人力資本結構與農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展交互項系數(shù)顯著為負，說明優(yōu)化農(nóng)村人力資本結構反而削弱了農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的促進作用，其原因可能為經(jīng)濟發(fā)展高水平地區(qū)農(nóng)村人力資本結構已經(jīng)趨于完善，進一步提升農(nóng)村人力資本將導致成本上升與資源浪費，進而削弱了農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響；經(jīng)濟發(fā)展低水平地區(qū)農(nóng)村人力資本結構與農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展交互項估計系數(shù)均顯著為正，說明農(nóng)村人力資本結構增強了農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的促進作用。

表8 不同經(jīng)濟發(fā)展水平回歸結果

3.政府干預程度異質(zhì)性

為考察農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響以及內(nèi)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(chǎn)總值予以衡量，并按照政府干預程度的中位數(shù)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(jù)主效應估計結果顯示，農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展估計系數(shù)均顯著為正，說明農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展能夠有效促進這兩個地區(qū)的鄉(xiāng)村振興，但該作用效果在政府干預程度較高的地區(qū)更大。根據(jù)調(diào)節(jié)效應估計結果顯示，政府干預程度較高地區(qū)農(nóng)村人力資本結構與農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展交互項估計系數(shù)均顯著為正，說明農(nóng)村人力資本結構增強了農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的促進作用，具有顯著的正向調(diào)節(jié)效應。相反，政府干預程度較低地區(qū)農(nóng)村人力資本結構與農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展交互項估計系數(shù)均不顯著，說明農(nóng)村人力資本結構不存在調(diào)節(jié)作用。

五、結論與建議

基于2011-2020年全國29個省份的面板數(shù)據(jù)，運用核密度估計法分析了鄉(xiāng)村振興的動態(tài)演技過程，并構建雙向固定效應模型、調(diào)節(jié)效應模型實證分析了農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響以及農(nóng)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(xiāng)村振興動態(tài)演進來看，大部分省份鄉(xiāng)村振興處于低水平狀態(tài)，但多極分化或兩極分化的態(tài)勢逐漸減弱。（2）從基準回歸結果來看，農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展能夠顯著地促進鄉(xiāng)村振興。（3）從作用機制回歸結果來看，農(nóng)村人力資本結構對農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展影響鄉(xiāng)村振興具有正向調(diào)節(jié)作用。（4）從異質(zhì)性回歸結果來看，農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展能夠顯著地促進中西部、經(jīng)濟發(fā)展高水平地區(qū)、經(jīng)濟發(fā)展低水平地區(qū)、政府干預程度較高地區(qū)以及政府干預程度較低地區(qū)的鄉(xiāng)村振興。農(nóng)村人力資本結構在中西部、經(jīng)濟發(fā)展低水平地區(qū)及政府干預程度較高地區(qū)發(fā)揮著調(diào)節(jié)作用，同時農(nóng)村人力資本結構在經(jīng)濟發(fā)展高水平地區(qū)削弱了農(nóng)村金融高質(zhì)量發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響，在其他地區(qū)未產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應。

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