金融助力鄉(xiāng)村振興的門檻效應(yīng)研究

摘要：

金融高質(zhì)量發(fā)展助力鄉(xiāng)村復(fù)興是時代對金融系統(tǒng)的新要求?；谖覈?1個省級行政單元2007—2022年的面板數(shù)據(jù)，將金融規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率納入同一框架，運(yùn)用雙向固定效應(yīng)模型和門檻回歸模型等方法，全面系統(tǒng)地檢驗金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響方向、作用強(qiáng)度及其異質(zhì)性門檻效應(yīng)。結(jié)果表明，區(qū)域金融供給的三個維度對中國鄉(xiāng)村振興均產(chǎn)生正向促進(jìn)作用，且這種作用具有很好的穩(wěn)健性，金融已成為助力新時代中國鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的重要力量，但也須注意三個維度的作用強(qiáng)度存在差異。盡管金融發(fā)展顯著地推動鄉(xiāng)村振興，但這種驅(qū)動效應(yīng)具有明顯的門檻特征。在全國層面，金融規(guī)模與鄉(xiāng)村振興水平之間存在“倒U型”關(guān)系，而金融結(jié)構(gòu)和金融效率對鄉(xiāng)村振興水平的影響則呈現(xiàn)出顯著的正向促進(jìn)且“邊際效應(yīng)”遞減的非線性特征；在區(qū)域?qū)用?，金融發(fā)展影響鄉(xiāng)村振興的門檻效應(yīng)在東中西部地區(qū)的表現(xiàn)形式也有所不同，即金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的門檻效應(yīng)還具有明顯的空間異質(zhì)性。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；鄉(xiāng)村振興；門檻效應(yīng)；區(qū)域異質(zhì)性

中圖分類號：F323

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：2095-5553 （2025） 03-0343-10

收稿日期：2024年10月20日" 修回日期：2024年12月6日*

基金項目：江蘇省基礎(chǔ)研究專項資金（軟科學(xué)研究）項目（BR2024003）；中國工程院戰(zhàn)略研究與咨詢項目（2024—DFZD—48）

作者簡介：應(yīng)媚，女，1988年生，河南洛陽人，副研究員；研究方向為科技戰(zhàn)略。E-mail： ymmyly@163.com

Research on the threshold effect of financial support for rural revitalization：

Empirical analysis based on the provincial panel data of China

Ying Mei

（Jiangsu Academy of Science and Technology for Development， Nanjing， 210042， China）

Abstract：

Promoting rural rejuvenation with high-quality financial development is a new requirement of the times for financial system. Based on the panel data from 31 provincial administrative regions in China from 2007 to 2022， incorporating three dimensions of finance （i.e. scale， structure and efficiency） into an integrated framework， and applying the panel fixed-effect model and the threshold regression model， this paper comprehensively and systematically examines the direction， intensity and heterogeneity of the impact of financial development on rural revitalization. The main findings are as follows. First， the three dimensions of regional financial supply have all played a positive role in promoting China’s rural revitalization， and this role is very robust， implying that finance has become an important force for high-quality rural development in China in the new era. However， it should also be noted that there are differences in the strength of effects of financial scale， structure and efficiency. Second， although financial development has significantly boosted rural revitalization， this driving effect has obvious threshold characteristics. At the national level， there is an inverse-U shaped relationship between financial scale and rural revitalization index， while there is a significant non-linear characteristic of “marginal effect” diminishing in the impact of financial structure and efficiency on rural revitalization index. At the regional level， the manifestation of the threshold effect also differs across different regions. That is， the threshold effect of financial development on rural revitalization index also has obvious spatial heterogeneity.

Keywords：

financial development; rural revitalization; threshold effect; regional heterogeneity

0 引言

當(dāng)前，我國已進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展新階段，發(fā)展前景整體向好，2023年人均國內(nèi)生產(chǎn)總值接近9萬元，中等收入群體占總?cè)丝诒壤^四分之一，常住人口城鎮(zhèn)化率達(dá)到66.16%。但實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展還有許多短板弱項，其中最為突出的是城鄉(xiāng)不平衡，以及鄉(xiāng)村發(fā)展?jié)摿ξ茨鼙患ぐl(fā)所導(dǎo)致的發(fā)展不充分問題［1］，由此引發(fā)的鄉(xiāng)村空心化和老弱化、水土環(huán)境污損化、鄉(xiāng)村聚落空廢化等“鄉(xiāng)村病”嚴(yán)重阻礙鄉(xiāng)村地區(qū)的可持續(xù)發(fā)展［2］。由此，治理“鄉(xiāng)村病”、探究鄉(xiāng)村振興的實現(xiàn)機(jī)制已成為我國現(xiàn)代化建設(shè)新征程上的重要議題。

然而，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施涉及領(lǐng)域廣、投資數(shù)額大，僅通過鄉(xiāng)村地區(qū)的自我積累與投入恐舉步維艱，須借助外界資金以解決“錢從哪里來”的問題［3］。從理論層面來看，金融作為現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的核心要素，具備資本融通、風(fēng)險管理、資源配置等多重功能，被認(rèn)為是促進(jìn)鄉(xiāng)村振興和鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展不可或缺的關(guān)鍵變量［4］。圍繞金融對鄉(xiāng)村的影響這一主題，學(xué)者們也取得較豐碩的研究成果。一方面，很多學(xué)者肯定了金融發(fā)展對鄉(xiāng)村發(fā)展的推動作用。例如，王修華［3］從金融功能理論的角度出發(fā)，認(rèn)為金融功能的發(fā)揮所帶來的產(chǎn)業(yè)帶動效應(yīng)、社會規(guī)范效應(yīng)和環(huán)境改善效應(yīng)等是鄉(xiāng)村復(fù)興的重要保障。也有學(xué)者基于小額信貸理論和普惠金融理論，證實了金融發(fā)展能夠降低農(nóng)村融資成本，提高農(nóng)村居民收入，顯著改善貧困問題［5-7］。還有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)區(qū)域金融供給水平的提升能夠推動農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步，縮小城鄉(xiāng)收入差距，進(jìn)而促進(jìn)城鄉(xiāng)高質(zhì)量融合發(fā)展［8， 9］。但另一方面，也有一些學(xué)者對上述觀點持反對意見。例如，謝瓊等［10］研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村正規(guī)金融是外生于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的，且農(nóng)村金融發(fā)展對其經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)向作用。還有一些研究從金融排斥的角度出發(fā)，認(rèn)為金融發(fā)展會使城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大［11］，并讓很多貧困人群落入更難脫貧的“貧困陷阱”［12， 13］?？梢钥闯觯瑖鴥?nèi)外學(xué)者基于不同理論視角解析金融發(fā)展對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響方向和作用強(qiáng)度，但在結(jié)論上并未達(dá)成共識。

從區(qū)域發(fā)展實際來看，隨著“三農(nóng)”問題成為政府的施政重點，金融發(fā)展對鄉(xiāng)村建設(shè)的催化劑作用日益受到關(guān)注。尤其是鄉(xiāng)村振興上升為國家戰(zhàn)略之后，金融服務(wù)對鄉(xiāng)村發(fā)展的支撐作用被提到新的高度。自2018年起，鄉(xiāng)村振興連續(xù)成為中央一號文件的主題，而“金融”則是歷年文件中頻頻提及的關(guān)鍵詞，國務(wù)院甚至專門制定了《關(guān)于金融服務(wù)鄉(xiāng)村振興的指導(dǎo)意見》。在國家政策的支持下，全國涉農(nóng)金融機(jī)構(gòu)種類日趨增多［14］，涉農(nóng)貸款也從2007年的6.1萬億元增長到2023年的56.6萬億元，增幅達(dá)827.87%，農(nóng)村資金短缺問題得到持續(xù)改善。然而，與高速增長的農(nóng)村金融市場規(guī)模形成鮮明對比的是，同期的農(nóng)村人均可支配收入從4327元增長到21691元，但城鄉(xiāng)收入之比僅從3.14∶1下降到2.39∶1，仍遠(yuǎn)高于世界大多數(shù)國家。可以發(fā)現(xiàn)，鄉(xiāng)村居民收入增長并未呈現(xiàn)與區(qū)域金融發(fā)展相協(xié)調(diào)的景象。

綜上可知，無論是理論層面的文獻(xiàn)研究，還是現(xiàn)實層面的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，在金融供給與鄉(xiāng)村發(fā)展的關(guān)系上均未形成定論。這很可能會引致相關(guān)研究的具體政策意義不清晰，難以為現(xiàn)實問題的解決提供指向性明確的操作意見。少量學(xué)者從“精英俘獲”、資源錯配、金融功能扭曲等經(jīng)濟(jì)學(xué)視角［7， 15］對上述對立的現(xiàn)象進(jìn)行解讀，但從地理空間視角來進(jìn)行解釋分析還比較罕見。中國不同地區(qū)的資源稟賦差異顯著，使得金融和鄉(xiāng)村發(fā)展水平都存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性［16］，故金融發(fā)展對鄉(xiāng)村的影響可能也存在區(qū)域異質(zhì)性；再者，中國鄉(xiāng)村發(fā)展以及農(nóng)村金融改革都呈現(xiàn)出明顯的階段性特征［17］，所以鄉(xiāng)村發(fā)展金融需求與供給的匹配程度在時間維度上也可能有所差異。因此，在時空異質(zhì)性效應(yīng)的作用下，金融發(fā)展對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響方式呈現(xiàn)出不確定性。當(dāng)然，這只是理論層面的定性分析，更深層次的分析需要定量化的實證檢驗。此外，就研究方法而言，大多數(shù)相關(guān)研究傾向于采用VAR及其衍生模型、固定效應(yīng)模型、最小二乘回歸、多元線性回歸等計量手段來探析金融對鄉(xiāng)村的影響。然而這些方法的核心仍屬于線性模型，只能分析在一定時間范圍內(nèi)平均意義上的影響關(guān)系，其暗含的假設(shè)是金融發(fā)展對鄉(xiāng)村的影響固定不變。但是如上所述，這種影響存在時空異質(zhì)性，因此，僅借助線性模型探析金融發(fā)展對鄉(xiāng)村的影響并不能完整闡釋二者的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性。這很可能也是已有研究結(jié)論不一致的原因之一。

實際上，在時空異質(zhì)性效應(yīng)的作用下，金融供給與鄉(xiāng)村發(fā)展之間的關(guān)系很可能是非線性的，或者金融發(fā)展對鄉(xiāng)村的影響存在門檻特征［18］，即隨著金融發(fā)展水平的提高，其對鄉(xiāng)村發(fā)展的影響方向和作用強(qiáng)度也是變化的。已有少量學(xué)者發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對減貧、縮小城鄉(xiāng)收入差距等鄉(xiāng)村振興子論題的影響存在非線性效應(yīng)［19， 20］，但分析的深度和結(jié)論的穩(wěn)健性有待加強(qiáng)。

鑒于此，本文基于中國31個省級行政單元2007—2022年的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用數(shù)理統(tǒng)計、雙向固定效應(yīng)模型和門檻回歸模型等手段，在解析金融發(fā)展水平對鄉(xiāng)村振興水平影響效應(yīng)的基準(zhǔn)估計后，著重探討金融發(fā)展與鄉(xiāng)村振興水平之間的非線性關(guān)系（即門檻效應(yīng)），更深刻、更全面地認(rèn)知金融供給對鄉(xiāng)村發(fā)展的作用，以期為更好地從金融視角探索助力鄉(xiāng)村振興的對策建議提供理論依據(jù)和決策支撐。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 指標(biāo)測度與說明

1.1.1 鄉(xiāng)村振興水平的測度

鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是一項龐大的系統(tǒng)工程。對于如何評價區(qū)域鄉(xiāng)村振興水平（RRD），學(xué)界尚未形成統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，但有一個共識是，鄉(xiāng)村振興水平的評價應(yīng)多維度，且絕大多數(shù)研究選擇基于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的五大總體要求來構(gòu)建綜合評價指標(biāo)體系［21］。本文遵循指標(biāo)體系構(gòu)建應(yīng)符合國家戰(zhàn)略的原則，結(jié)合系統(tǒng)性、代表性、可操作性、數(shù)據(jù)可得性等要求，參考5位本領(lǐng)域?qū)＜业囊庖?，?gòu)建由產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風(fēng)文明、治理有效、生活富裕5個維度、27個具體指標(biāo)構(gòu)成的鄉(xiāng)村振興水平評價指標(biāo)體系（表1）。運(yùn)用熵值法計算各個細(xì)分指標(biāo)的權(quán)重并進(jìn)行綜合集成，進(jìn)而得到各省域的鄉(xiāng)村振興指數(shù)，并將其作為被解釋變量。

1.1.2 金融發(fā)展水平的測度

對于金融發(fā)展水平，最為普遍的度量指標(biāo)即各項貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值［22］。從本質(zhì)上來看，這一指標(biāo)僅僅反映區(qū)域金融發(fā)展的規(guī)模。當(dāng)前，中國已進(jìn)入到高質(zhì)量發(fā)展新時代，鄉(xiāng)村振興也已上升為國家戰(zhàn)略，相應(yīng)地區(qū)域金融供給應(yīng)更注重質(zhì)量和效率，以適應(yīng)鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在要求。因此，結(jié)合已有文獻(xiàn)［9， 23， 24］，金融發(fā)展至少應(yīng)包括金融規(guī)模擴(kuò)大、金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化、金融效率提升3個維度。具體而言，金融規(guī)模（FS）用金融機(jī)構(gòu)年末貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來度量；金融結(jié)構(gòu)（FC）用股市交易總額與金融機(jī)構(gòu)年末貸款余額的比值來表征；金融效率（FE）用金融機(jī)構(gòu)年末人民幣貸款余額與住戶人民幣存款年末余額的比值來度量。本文未將上述三個維度合成一個綜合指數(shù)，而是將FS、FC和FE均作為核心解釋變量，以期從更微觀的視角考察金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響。目前，也很少有研究將金融規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率納入同一框架來分析其影響效應(yīng)。此外，本研究著眼于探究整個區(qū)域金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響，因此，不同于部分學(xué)者僅考慮農(nóng)村金融數(shù)據(jù)，本研究將城市和鄉(xiāng)村均考慮進(jìn)去，采用整個區(qū)域的金融數(shù)據(jù)，葛和平［25］、王愛萍［26］等在研究類似問題時也曾采用這種處理方法。其原因主要有兩點：一是城市金融機(jī)構(gòu)也能為鄉(xiāng)村居民和企業(yè)提供金融融資、貸款、理財?shù)确?wù)［4］，也能為鄉(xiāng)村振興貢獻(xiàn)力量；二是將城市金融也納入進(jìn)來更符合新時期城鄉(xiāng)融合發(fā)展的本質(zhì)要求。

1.1.3 控制變量

為更加全面地分析鄉(xiāng)村振興過程中金融要素的驅(qū)動效應(yīng)，還需要設(shè)定對鄉(xiāng)村振興水平可能產(chǎn)生影響的控制變量。主要考慮5個控制變量：（1）區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（ED），各地區(qū)的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對鄉(xiāng)村振興有較大影響［15］，因此，以各地區(qū)的人均GDP的自然對數(shù)來表征地區(qū)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境，并將其加以控制。（2）貿(mào)易開放度（TO），已有研究表明，經(jīng)濟(jì)開放能顯著提升農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的韌性，有助于加速鄉(xiāng)村振興，因此，本文以農(nóng)業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易總額比地區(qū)生產(chǎn)總值來表征地區(qū)貿(mào)易開放度，并將其加以控制。（3）人口結(jié)構(gòu)，用老年人口撫養(yǎng)比（OR）和少年兒童撫養(yǎng)比（JR）兩個具體指數(shù)來表征。人口結(jié)構(gòu)主要用于反映農(nóng)村有效勞動力的占比情況，因為在“劉易斯拐點”之后，可能存在農(nóng)村有效勞動力不足，進(jìn)而影響農(nóng)村脫貧和發(fā)展［6］，因此，需要對其加以控制。（4）城鎮(zhèn)化水平（UR），用人口城鎮(zhèn)化率來表征，因為城鄉(xiāng)是一個有機(jī)的統(tǒng)一體，鄉(xiāng)村的繁榮昌盛離不開所在城市的溢出和支持［2， 8］。（5）財政支農(nóng)水平（FA），用農(nóng)林水務(wù)支出額比區(qū)域財政總支出來表征，財政支農(nóng)水平在很大程度上直接影響著農(nóng)村硬件建設(shè)，而良好的農(nóng)村硬件建設(shè)又能為鄉(xiāng)村振興奠定堅實的物質(zhì)基礎(chǔ)［11， 18］。

1.2 計量模型構(gòu)建

為探究金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響規(guī)律，構(gòu)建基準(zhǔn)模型如式（1）所示。

RRDit=

β0+β1FSit+β2FCit+β3FEit+

ρcontrolit+λi+ηt+εit

（1）

式中： i——地區(qū)；

t——年份；

RRDit——鄉(xiāng)村振興水平；

FSit、FCit、FEit——

核心解釋變量，分別代表金融規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率；

controlit——

一系列控制變量；

λi、ηt——

地區(qū)和時間固定效應(yīng)，用于控制地區(qū)和時間層面不可觀測因素的干擾；

εit——隨機(jī)誤差項；

β0、β1、β2、β3、ρ——待估參數(shù)。

此外，為檢驗金融發(fā)展與鄉(xiāng)村振興之間的門檻效應(yīng)，將核心解釋變量作為門檻變量是很多研究經(jīng)常采用的研究范式［27］，比較符合核心訴求，借鑒Hansen提出的面板數(shù)據(jù)門檻模型理論［28］，構(gòu)建面板門檻回歸模型如式（2）所示。

HQRDit=

φ0+φ1FDit×I（thit≤q）+φ2FDit×

I（thitgt;q）+δcontrolit+λi+εit

（2）

式中： FDit——

金融發(fā)展水平，包括金融規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率三個維度；

thit——

門檻變量，用金融發(fā)展水平的三個維度表示，即FSit、FCit、FEit；

式（2）僅考慮單門檻情形，具體分析時，可根據(jù)樣本數(shù)據(jù)的檢驗結(jié)果拓展至多門檻情形。

1.3 數(shù)據(jù)來源

研究樣本為我國31個省級行政單元2007—2022年的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來源于2008—2023年《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國城鄉(xiāng)建設(shè)統(tǒng)計年鑒》《中國文化文物和旅游統(tǒng)計年鑒》《中國社會統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村貧困檢測報告》《中國金融年鑒》以及各省域統(tǒng)計年鑒。此外，還對少數(shù)極端值進(jìn)行winsorize處理，個別缺失值通過三次樣條插值法予以補(bǔ)充。

2 結(jié)果分析

2.1 變量的描述性統(tǒng)計

表2報告主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。可以看出，鄉(xiāng)村振興指數(shù)（RRD）的最大值為0.680，最小值為0.079，均值為0.235，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.106，表明不同省域間鄉(xiāng)村振興成效差異較大。金融規(guī)模（FS）、金融結(jié)構(gòu)（FC）和金融效率（FE）基本上也呈現(xiàn)“均值小、標(biāo)準(zhǔn)誤大”的特點，各控制變量在不同地區(qū)也存在明顯的差異。此外，還計算各變量的方差膨脹因子（VIF），用以診斷它們的共線性。顯然，模型中的所有回歸變量都沒有共線性，因為方差膨脹因子均小于5。為減少數(shù)據(jù)分散度和異方差性的干擾，還對老年人口撫養(yǎng)比（OR）這一變量進(jìn)行自然對數(shù)處理，對城鎮(zhèn)化水平（UR）這一變量進(jìn)行差分處理，然后利用HT檢驗方法對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗。結(jié)果顯示，預(yù)處理后的變量均是平穩(wěn)的，這保證后續(xù)回歸結(jié)果的有效性。

2.2 基準(zhǔn)回歸分析

基準(zhǔn)回歸僅考慮影響鄉(xiāng)村發(fā)展的基礎(chǔ)性變量，即金融規(guī)模、結(jié)構(gòu)、效率和控制變量對鄉(xiāng)村振興水平的影響。由于樣本的F檢驗和豪斯曼檢驗的P值均為0，選擇雙向固定效應(yīng)模型（BFEM）對31個省級行政單元的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，表3報告基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果。模型（1）是沒有加入控制變量的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，金融規(guī)模（FS）、金融結(jié)構(gòu)（FC）和金融效率（FE）的估計系數(shù)分別為0.034、0.013和0.017，且至少在5%以上水平上顯著。這表明金融規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率三個維度均能明顯驅(qū)動鄉(xiāng)村振興，是我國鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展不可或缺的重要因素。當(dāng)然也要看到金融規(guī)模對鄉(xiāng)村振興水平的驅(qū)動效應(yīng)明顯高于金融結(jié)構(gòu)和金融效率，這說明現(xiàn)階段我國的金融發(fā)展仍然以數(shù)量型增長為主要特征，其助力鄉(xiāng)村發(fā)展的作用仍然體現(xiàn)在金融規(guī)模擴(kuò)張上，金融結(jié)構(gòu)和金融效率的作用有待提升。在加入控制變量的模型（2）中，三個核心解釋變量的估計系數(shù)略有下降，但依然顯著為正，即各地區(qū)金融發(fā)展與鄉(xiāng)村振興水平之間仍具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，且此時金融效率的作用更為強(qiáng)勁。

從控制變量的回歸結(jié)果來看，對于所有省域而言，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（ED）和少年兒童撫養(yǎng)比（JR）的估計系數(shù)均顯著為正，意味著二者對促進(jìn)鄉(xiāng)村振興具有顯著的正向作用。貿(mào)易開放度（TO）和財政支農(nóng)水平（FA）的估計系數(shù)不顯著，說明在統(tǒng)計學(xué)意義上貿(mào)易開放和財政支農(nóng)目前對鄉(xiāng)村振興還無顯著影響，這與肖育才等［29］的研究結(jié)論比較吻合。老年人口撫養(yǎng)比（lnOR）的估計系數(shù)顯著為負(fù)，這是因為日趨嚴(yán)重的老齡化問題會進(jìn)一步加劇農(nóng)村勞動力數(shù)量不足、質(zhì)量下降的不利局面，引致勞動生產(chǎn)率下降，從而直接影響鄉(xiāng)村發(fā)展。城鎮(zhèn)化水平（dUR）的估計系數(shù)也顯著為負(fù)，其原因可能在于受長期城市發(fā)展偏向的影響，鄉(xiāng)村的勞動力、土地等主要生產(chǎn)要素被城市化進(jìn)程快速吸納，并產(chǎn)生較強(qiáng)的極化效應(yīng)［9］，從而抑制鄉(xiāng)村的發(fā)展進(jìn)程。這也進(jìn)一步體現(xiàn)出重塑城鄉(xiāng)關(guān)系、推動城鄉(xiāng)融合發(fā)展的必要性。

為矯正樣本個體擾動項可能存在的異方差和自相關(guān)等問題對估計結(jié)果的影響，放寬獨立分布的隨機(jī)擾動項的假設(shè)，并使用可行廣義最小二乘法（FGLS）進(jìn)行回歸（模型（3））。結(jié)果表明，金融發(fā)展與鄉(xiāng)村振興水平的顯著正相關(guān)關(guān)系依然存在。此外，考慮到鄉(xiāng)村發(fā)展具有慣性，上一期鄉(xiāng)村振興成效可能會對本期的鄉(xiāng)村發(fā)展產(chǎn)生影響，在模型（2）的基礎(chǔ)上加入上一期的鄉(xiāng)村振興水平（L.RRD）作為控制變量，并利用BFEM進(jìn)行回歸分析（模型（4））。結(jié)果表明，金融規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率對鄉(xiāng)村振興水平仍具有顯著的正向影響，這也進(jìn)一步驗證了基準(zhǔn)模型估計的穩(wěn)健性。最后，在模型（1）的基礎(chǔ)上加入核心解釋變量的二次項，對二者之間的非線性關(guān)系進(jìn)行初步的實證檢驗（模型（5））。根據(jù)回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，金融規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率的二次項系數(shù)均顯著，由此可以看出，金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興水平的影響確實存在非線性關(guān)系。例如，F(xiàn)S的系數(shù)為正，F(xiàn)S2的系數(shù)為負(fù)，這表明金融規(guī)模對鄉(xiāng)村振興水平的影響效應(yīng)很可能呈“倒U型”變化。但加入二次項進(jìn)行回歸只是初步證實變量間存在非線性關(guān)系，至于具體的門檻值及其約束強(qiáng)度等更深層次的問題需要通過門檻回歸模型進(jìn)行實證分析。

2.3 異質(zhì)性門檻效應(yīng)分析

2.3.1 門檻效應(yīng)檢驗

表3模型（5）回歸結(jié)果初步表明金融發(fā)展與鄉(xiāng)村振興水平之間存在非線性關(guān)系，即門檻效應(yīng)。因此，首先基于stata16.0統(tǒng)計軟件，對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行Bootstrap自抽樣門檻檢驗，以此來確定門檻的存在性及其數(shù)量。在反復(fù)抽樣500次之后得到表4的門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果。

根據(jù)檢驗統(tǒng)計量的P值可以看出，金融規(guī)模和金融結(jié)構(gòu)均顯著通過雙重門檻檢驗，而金融效率僅通過單一門檻檢驗。此外，中國幅員遼闊，不同地區(qū)的金融發(fā)展水平和鄉(xiāng)村振興水平均存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性，這種異質(zhì)性難免會映射到上述門檻效應(yīng)上。因此，在門檻效應(yīng)分析過程中，進(jìn)一步考察不同區(qū)域是否存在相似的閾值特征，即將31個省級行政單元劃分為東部、中部和西部地區(qū)3個子樣本進(jìn)行門檻效應(yīng)的檢驗與分析。門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示（表4）：在東部地區(qū)，金融規(guī)模通過了三重門檻檢驗，金融結(jié)構(gòu)和金融效率均通過雙重門檻檢驗；在中部地區(qū)，金融規(guī)模通過單一門檻檢驗，金融結(jié)構(gòu)通過雙重門檻檢驗，但金融效率未通過任何檢驗；在西部地區(qū)，金融規(guī)模通過了雙重門檻檢驗，金融結(jié)構(gòu)和金融效率均通過單一門檻檢驗。在此基礎(chǔ)上，根據(jù)式（2）設(shè)定相應(yīng)門檻個數(shù)的回歸模型，得到表5和表6的門檻回歸結(jié)果。

2.3.2 基于全國層面的門檻效應(yīng)分析

從表5回歸（1）可以看出，對于全部省域而言，金融規(guī)模（FS）通過雙重門檻檢驗，門檻值分別為0.553、1.974。從回歸系數(shù)看，隨著金融規(guī)模的擴(kuò)大，其對鄉(xiāng)村振興水平的影響呈現(xiàn)出從正向不顯著到正向顯著，再到顯著為負(fù)的變化態(tài)勢。具體而言，當(dāng)金融規(guī)模小于0.553時，其對鄉(xiāng)村振興水平的影響是正的但不顯著；當(dāng)金融規(guī)模介于0.553～1.974時，其對鄉(xiāng)村振興有促進(jìn)作用且在1%的顯著水平上顯著；當(dāng)金融規(guī)模大于1.974時，估計系數(shù)由正轉(zhuǎn)負(fù)，此時金融規(guī)模不利于鄉(xiāng)村振興。簡而言之，金融規(guī)模與鄉(xiāng)村振興水平之間存在“倒U型”關(guān)系，金融規(guī)模并不是越大越好。金融結(jié)構(gòu)（FC）也通過雙重門檻檢驗，門檻值分別為0.166、2.386（回歸（2））。不同于金融規(guī)模，金融結(jié)構(gòu)對鄉(xiāng)村振興水平的影響一直是正向且顯著的，但其回歸系數(shù)逐漸下降，顯著性也在下降。當(dāng)金融結(jié)構(gòu)值小于0.166時，其估計系數(shù)為0.120；當(dāng)金融結(jié)構(gòu)值介于0.166～2.386時，其對鄉(xiāng)村振興水平的影響降低至0.055；當(dāng)金融結(jié)構(gòu)值大于2.386時，其估計系數(shù)為0.026。這表明金融結(jié)構(gòu)對鄉(xiāng)村振興水平的影響具有顯著的“邊際效應(yīng)”遞減的非線性特征。

金融效率（FE）僅通過單一門檻檢驗（回歸（3））。當(dāng)金融效率小于2.381時，其估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明這一階段金融效率可以驅(qū)動鄉(xiāng)村振興。但是，當(dāng)金融效率大于2.381時，其估計系數(shù)為0.028，但在統(tǒng)計上不顯著，即金融效率對鄉(xiāng)村振興水平的影響也具有一定程度的“邊際效應(yīng)”遞減的非線性特征。

由于使用的是宏觀經(jīng)濟(jì)年度數(shù)據(jù)，且數(shù)據(jù)跨度較大，為檢驗門檻效應(yīng)的穩(wěn)健性，借鑒劉賽紅等［8］的檢驗方法，以金融規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率的滯后一期（即FSt-1、FCt-1和FEt-1）作為新的門檻變量，結(jié)果如表5的回歸（1r）、回歸（2r）和回歸（3r）所示。這種處理方法能較好地解決門檻變量的內(nèi)生性問題。從結(jié)果來看，調(diào)整門檻變量后，三大地區(qū)的門檻模型仍通過了檢驗，且門檻數(shù)量與原模型相同，但多數(shù)模型的門檻值略有上升。就回歸系數(shù)而言，盡管大小都有所波動，但變化幅度均較小，并且在整體趨勢上仍與原模型回歸結(jié)果吻合。以金融規(guī)模為例，在回歸（1r）中，其對鄉(xiāng)村振興水平的影響表現(xiàn)為“倒U型”的特征。因此，總體來看，上述門檻效應(yīng)分析具有較好的穩(wěn)健性。

2.3.3 基于區(qū)域?qū)用娴拈T檻效應(yīng)分析

從表4門檻檢驗結(jié)果來看，絕大多數(shù)模型通過了不同層級的檢驗，但不同區(qū)域的門檻特征或非線性關(guān)系的表現(xiàn)形式存在差異。分別對東部、中部、西部三大地區(qū)進(jìn)行門檻回歸，結(jié)果如表6所示?？梢钥闯?，金融發(fā)展影響鄉(xiāng)村振興的門檻效應(yīng)具有明顯的區(qū)域異質(zhì)性。在東部地區(qū)，隨著金融規(guī)模和金融結(jié)構(gòu)值的提高，其對鄉(xiāng)村振興水平的驅(qū)動效應(yīng)表現(xiàn)出顯著的正向且“邊際效應(yīng)”遞減的非線性特征。金融效率對鄉(xiāng)村振興水平也有顯著的正向影響，但這種影響具有“邊際效應(yīng)”遞增的非線性特征。這可能是因為東部地區(qū)的城鄉(xiāng)金融體系比較完善，大量的貸款能夠有效地轉(zhuǎn)化為社會投資，可以合理有效地用于鄉(xiāng)村振興建設(shè)。就中部地區(qū)而言，金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)與鄉(xiāng)村振興水平之間總體上體現(xiàn)出“倒U型”關(guān)系，即二者對鄉(xiāng)村發(fā)展呈現(xiàn)先促進(jìn)后抑制的作用，這兩個因素只有在一定范圍內(nèi)才能驅(qū)動鄉(xiāng)村振興。但中部地區(qū)的金融效率未通過門檻檢驗，因為所有P值均大于10%。

在西部地區(qū)，金融規(guī)模和金融結(jié)構(gòu)對鄉(xiāng)村振興水平也具有正向促進(jìn)作用，但這種驅(qū)動效應(yīng)也呈現(xiàn)出“邊際效應(yīng)”遞減的趨勢。但金融效率對鄉(xiāng)村振興的影響則有所不同。當(dāng)金融效率大于2.957時，該地區(qū)的金融效率對鄉(xiāng)村振興起著抑制作用，且在5%的顯著水平上顯著。究其原因，可能是因為西部地區(qū)的金融機(jī)構(gòu)在擴(kuò)大貸款規(guī)模時忽視了貸款質(zhì)量，導(dǎo)致貸存比虛高，從而未能很好地促進(jìn)鄉(xiāng)村發(fā)展，這也比較符合金融抑制理論的觀點。對于門檻效應(yīng)的穩(wěn)健性而言，由于篇幅所限，沒有具體列出，但基本上都與上述結(jié)論一致。

此外，就門檻值的橫向比較來看，在東部地區(qū)，金融規(guī)模和金融結(jié)構(gòu)驅(qū)動鄉(xiāng)村振興的門檻值明顯大于中、西部地區(qū)。以金融規(guī)模為例，其第一重門檻值在東部、中部、西部三地分別是1.974、1.390、0.073（表6）。這可能是因為東部地區(qū)金融和鄉(xiāng)村的整體發(fā)展水平都比較高，要想突破金融規(guī)模和金融結(jié)構(gòu)的瓶頸去促進(jìn)鄉(xiāng)村振興，需要付出更多的努力。而中、西部地區(qū)的整體發(fā)展水平較低，目前金融發(fā)展對鄉(xiāng)村發(fā)展的支撐作用有限，因此，門檻值較低。得益于其在資金有效使用方面的能力和優(yōu)勢，東部地區(qū)的金融效率在驅(qū)動鄉(xiāng)村振興方面的門檻值較低，促進(jìn)作用也更為強(qiáng)勁。此外，在最優(yōu)范圍內(nèi)，金融發(fā)展水平的三個維度對鄉(xiāng)村振興的作用強(qiáng)度也存在區(qū)域差異。具體表現(xiàn)為當(dāng)處于最優(yōu)區(qū)間時，東部地區(qū)的金融結(jié)構(gòu)和金融效率對鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)作用強(qiáng)于中、西部地區(qū)，但其金融規(guī)模的驅(qū)動效應(yīng)較小。例如當(dāng)東部地區(qū)金融結(jié)構(gòu)值在0.711～0.737時，對鄉(xiāng)村振興水平有顯著正向影響，估計系數(shù)可高達(dá)0.195。但是，對于中、西部地區(qū)，最大估計系數(shù)分別為0.165和0.076，均明顯小于東部。

3 結(jié)論與展望

3.1 結(jié)論

1） 金融發(fā)展水平的三個維度均對中國的鄉(xiāng)村振興產(chǎn)生正向促進(jìn)作用，已然成為新時代中國鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的重要力量，在增加控制變量和更換計量方法等穩(wěn)健性檢驗后，該結(jié)論仍然成立。金融規(guī)模對鄉(xiāng)村振興的驅(qū)動作用很多時候明顯大于金融結(jié)構(gòu)和金融效率，表明當(dāng)前我國金融發(fā)展對鄉(xiāng)村發(fā)展的推動作用主要集中在金融規(guī)模擴(kuò)張上。

2） 盡管金融發(fā)展顯著地促進(jìn)鄉(xiāng)村振興，但這種驅(qū)動作用具有明顯的門檻特征?？傮w上，金融規(guī)模與鄉(xiāng)村振興水平之間存在“倒U型”的非線性關(guān)系，而金融結(jié)構(gòu)和金融效率對鄉(xiāng)村振興水平的影響則呈現(xiàn)出顯著的正向且“邊際效應(yīng)”遞減的非線性特征。在將金融發(fā)展的滯后一期作為新的門檻變量重新回歸估計后，該結(jié)果仍是穩(wěn)健的。此外，金融發(fā)展水平的三個維度影響鄉(xiāng)村振興的門檻效應(yīng)具有明顯的區(qū)域異質(zhì)性。在東部地區(qū)，金融規(guī)模和金融結(jié)構(gòu)對鄉(xiāng)村振興水平的驅(qū)動效應(yīng)呈現(xiàn)出顯著的正向且“邊際效應(yīng)”遞減的非線性特征，但金融效率對鄉(xiāng)村振興水平具有“邊際效應(yīng)”遞增的非線性特征。在中部地區(qū)，金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)與鄉(xiāng)村振興水平之間總體上體現(xiàn)“倒U型”關(guān)系，金融效率則沒有通過門檻效應(yīng)檢驗。在西部地區(qū)，金融規(guī)模和金融結(jié)構(gòu)對鄉(xiāng)村振興水平也具有正向促進(jìn)作用，且這種驅(qū)動效應(yīng)也呈現(xiàn)出“邊際效應(yīng)”遞減的趨勢。但金融效率值超過臨界值時，該地區(qū)的金融效率對鄉(xiāng)村振興反而起著抑制作用。

3.2 展望

1） 金融支持是推進(jìn)鄉(xiāng)村振興的重要驅(qū)動力，因此，需要不斷增加鄉(xiāng)村有效金融供給，提高金融服務(wù)質(zhì)量。具體而言，各級政府及相關(guān)組織須充分利用現(xiàn)代科技推動鄉(xiāng)村金融基礎(chǔ)設(shè)施的轉(zhuǎn)型升級，提高基礎(chǔ)金融服務(wù)的覆蓋率和效率，合力為鄉(xiāng)村振興搭建綜合性、專業(yè)化的金融服務(wù)體系。此外，要鼓勵各類金融機(jī)構(gòu)為鄉(xiāng)村振興提供充足的資金支持。例如，中國農(nóng)業(yè)銀行等政策性金融機(jī)構(gòu)應(yīng)給予符合條件的農(nóng)村居民、農(nóng)業(yè)企業(yè)等農(nóng)村金融主體更優(yōu)惠的貸款利率；鼓勵城市各類商業(yè)銀行根據(jù)自身職能定位和業(yè)務(wù)優(yōu)勢，加大對鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的支持。

2） 鑒于金融供給對鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)作用具有顯著的區(qū)域異質(zhì)性和門檻效應(yīng)，因此，要根據(jù)金融和鄉(xiāng)村發(fā)展的實際水平因地制宜地制定鄉(xiāng)村金融政策。在東部地區(qū)，金融效率對鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)作用更為顯著，提高金融效率應(yīng)該是其鄉(xiāng)村金融發(fā)展規(guī)劃的重中之重。對中、西部地區(qū)而言，要不斷完善金融體系和市場環(huán)境，充分發(fā)揮金融各方面的功能，進(jìn)而更好地助力鄉(xiāng)村全面振興。然而，也須注意，在許多情況下金融供給對鄉(xiāng)村振興水平的影響呈現(xiàn)出“邊際效應(yīng)”遞減的特征。因此，不能夸大金融發(fā)展對鄉(xiāng)村發(fā)展的決定性作用。事實上，鄉(xiāng)村振興是一項系統(tǒng)工程，其實現(xiàn)機(jī)制是多元化的，需要更加深入、廣泛的探索。

3） 囿于研究數(shù)據(jù)的可獲得性，一些非常具有代表性的指標(biāo)未能納入鄉(xiāng)村振興水平評價體系，如農(nóng)業(yè)技術(shù)人員比重、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員占比、人均農(nóng)產(chǎn)品出口額、農(nóng)村居民每百戶年末家用汽車擁有量等，因此，鄉(xiāng)村振興的內(nèi)涵可能未被充分的詮釋和全面的度量。

4） 由于社會融資規(guī)模是從2011年開始公布的，因此，未能用其衡量核心解釋變量金融結(jié)構(gòu)中的總?cè)谫Y規(guī)模。僅考察金融發(fā)展水平三個核心維度對鄉(xiāng)村發(fā)展影響的門檻效應(yīng)，金融對區(qū)域發(fā)展的影響還可能存在財富門檻、利率門檻和人力資本門檻等效應(yīng)，這些都值得進(jìn)一步探究。本文定量解釋金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興具有顯著的正向促進(jìn)作用，未來可進(jìn)一步利用中介效應(yīng)模型、結(jié)構(gòu)方程模型等方法對具體的影響機(jī)制進(jìn)行更為深入的探究。

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