金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興發(fā)展影響的實證研究

蔡興 蔡海山 趙家章

[摘 要]文章從理論和實證兩方面研究了金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興發(fā)展的影響。首先構建了鄉(xiāng)村振興發(fā)展的測度指標體系，并運用熵權法測度了各省份的鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平。繼而，對金融發(fā)展與鄉(xiāng)村振興發(fā)展之間的關系進行實證研究。研究結果顯示，金融發(fā)展顯著地促進了鄉(xiāng)村振興發(fā)展，但該效應存在明顯的地區(qū)差異，表現(xiàn)為自東部向中部、西部地區(qū)依次減弱。門檻效應模型檢驗結果表明，該效應存在門檻特征，即隨著農村人均可支配收入的提高，該效應將不斷增強。

[關鍵詞]鄉(xiāng)村振興;金融發(fā)展;熵權法;門檻效應模型

[中圖分類號]F832;F320[文獻標識碼]A[文章編號]1673-0461（2019）08-0091-07

一、引言及文獻綜述

改革開放以來，中國經濟發(fā)展取得了舉世矚目的成就，人均生產總值由1978年的381元上升到2017年的59 660元，增長了近156倍。與此同時，我國農村農業(yè)發(fā)展事業(yè)也取得了歷史性成績，糧食生產能力突飛猛進，農民收入水平連年上升，生產和生活條件大幅提高，農村社會和諧穩(wěn)定。2017年，我國農林牧漁總產值達到109 331.7億元，糧食總產量達到66 160.7萬噸，農村居民人均可支配收入達到13 432.4元，分別為1978年的78倍、2.2倍和100倍。不僅如此，農村地區(qū)的教育、醫(yī)療條件也明顯提高，交通、通訊、供水供電等基礎設施也得到了極大的改善。2017年，我國農村每萬人醫(yī)療衛(wèi)生機構床位數(shù)達到41.9張，公路總里程數(shù)達到400.93萬公里，農村地區(qū)實現(xiàn)100%通郵，寬帶接入用戶數(shù)達到9 377.3萬戶。

雖然取得了巨大的進步，但中國農村農業(yè)發(fā)展相對滯后的狀況并未得到改變，許多尖銳問題逐步顯現(xiàn)，“農村空心化”“農業(yè)邊緣化”和“農民老齡化”已成為當前的“新三農”問題（廖彩榮和陳美球，2017）[1]。城鄉(xiāng)收入差距以及公共服務水平、生活條件差異，導致大量農村青壯年勞動力涌入城市工作和生活，農村常住人口多為老人、婦女和兒童。越來越多的農村地區(qū)出現(xiàn)了“凋敝癥”現(xiàn)象，人口稀少，農田、房屋荒蕪，環(huán)境污染嚴重等等。為了有效解決現(xiàn)階段我國農村農業(yè)發(fā)展中的突出問題，黨的十九大十分及時地提出了鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，這標志著我國農村農業(yè)工作進入轉型發(fā)展的新時期。與過去的“三農”政策主要強調農業(yè)發(fā)展不同，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提出了更為全面、更具綜合性的要求，具體包括“產業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風文明、治理有效和生活富?！蔽屙椚蝿铡？梢哉f，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的提出為我國新時期農村農業(yè)發(fā)展指明了方向，也為實現(xiàn)“兩個一百年”奮斗目標和中華民族偉大復興奠定了堅實的戰(zhàn)略基礎。

自鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提出以來，眾多國內學者就探討和研究了“如何促進鄉(xiāng)村振興發(fā)展”這一核心問題。部分學者認為鄉(xiāng)村凋敝的根源在于農村精英人才和青壯年勞動力流失，因此他們試圖從人才培養(yǎng)和人力資源開發(fā)的視角，探討鄉(xiāng)村振興發(fā)展的道路。趙秀玲（2018）認為農村人才缺乏是鄉(xiāng)村振興發(fā)展的最大瓶頸，并建議通過樹立新型的鄉(xiāng)村人才觀念、創(chuàng)新鄉(xiāng)村人才成長模式等方式，實現(xiàn)鄉(xiāng)村人才發(fā)展戰(zhàn)略的轉型[2]。孫學立（2018）認為實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略必須培育農村優(yōu)質人力資源，而優(yōu)質人力資源的培育又需要創(chuàng)新適應于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的人力資源培訓體系和鄉(xiāng)村教育振興長效機制[3]。人才隊伍建設和人力資源開發(fā)很大程度依賴于鄉(xiāng)村教育的發(fā)展，由此另一部分學者探討了教育發(fā)展與鄉(xiāng)村振興的關系。杜育紅和楊小敏（2018）認為鄉(xiāng)村教育發(fā)展是鄉(xiāng)村振興的重要戰(zhàn)略支撐。一方面，鄉(xiāng)村教育作為公共服務資源，是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的內容和要求;另一方面，鄉(xiāng)村教育發(fā)展既能促進生態(tài)和文明繁榮，也能豐富鄉(xiāng)村居民的知識與技能，從而全面推動鄉(xiāng)村振興發(fā)展[4]。一些學者也提出了鄉(xiāng)村教育發(fā)展的對策，如紀德奎（2018）提出應通過城鄉(xiāng)義務教育一體化來促進鄉(xiāng)村教育發(fā)展[5]，楊璐璐（2018）則建議構建新型職業(yè)農民培育體系，來助推鄉(xiāng)村振興發(fā)展[6]。土地是農村農業(yè)發(fā)展的根本，因此，部分學者從土地整治和利用方式轉型視角，提出了實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的對策建議。龍花樓等（2018）認為鄉(xiāng)村土地整治與鄉(xiāng)村振興之間存在“人口-土地-產業(yè)”的互饋關系，并以此為基礎提出了促進鄉(xiāng)村振興的綜合土地整治新模式[7]。龍花樓和屠爽爽（2018）則深入分析了土地轉型利用與鄉(xiāng)村振興的關系，并提出通過重構鄉(xiāng)村生產空間、生態(tài)空間和生活空間等來實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興[8]。

事實上，鄉(xiāng)村凋敝并不是中國獨有的現(xiàn)象和問題。伴隨著城鎮(zhèn)化的高度發(fā)展，許多發(fā)達國家也出現(xiàn)了類似現(xiàn)象，因此許多國外學者在早期也提出“鄉(xiāng)村復興”（Rural Revitalizing）等類似概念，并深入研究了這一現(xiàn)象。Gladwin等（1989）在研究了弗洛里達的鄉(xiāng)村后，認為企業(yè)家精神對于鄉(xiāng)村復興極其關鍵[9]。Pitzel等（2007）從美國新墨西哥州的教育局項目出發(fā)，認為教育培養(yǎng)人才對于鄉(xiāng)村地區(qū)的發(fā)展起到首要作用[10]。Johnson（1989）則認為金融業(yè)發(fā)展對鄉(xiāng)村的發(fā)展復興起到推動作用，發(fā)展金融業(yè)是刺激鄉(xiāng)村經濟復興的方法之一[11]。Zeller和Sharma（1998）則在研究了包括中國、埃及等多個發(fā)展中國家后，從非正式制度的角度出發(fā)，認為政府應適度的干涉鄉(xiāng)村金融市場[12]。

綜上所述，自鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提出以來，已有大量文獻從不同視角對促進鄉(xiāng)村振興發(fā)展的對策措施進行探討，但從金融視角進行研究的文獻相對較少，而規(guī)范、科學的實證研究更是鳳毛麟角。鑒于此，本研究試圖從理論和實證兩方面，對金融發(fā)展與鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平進行深入研究，以期為促進鄉(xiāng)村振興發(fā)展的金融政策措施的出臺提供理論參考。相對于以往研究，本研究主要進行了以下幾方面的工作：一是從理論上闡釋了金融發(fā)展與鄉(xiāng)村振興發(fā)展的關系;二是基于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的基本任務以及數(shù)據(jù)的可得性，構建省級鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平的測度指標體系，雖然已有文獻以村為單位構建了測度指標體系（張挺等，2018）[13]，但針對于省級層面的測度指標體系則幾乎沒有;三是利用2008至2015年的省級面板數(shù)據(jù)，對各省份的鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平進行測度，并以此為基礎對金融發(fā)展與鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平之間關系進行實證檢驗。

二、理論分析與待檢驗假設

黨的十九大提出了鄉(xiāng)村振興的5項要求，因此，金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興發(fā)展的影響主要通過這5方面產生。產業(yè)興旺是解決農村農業(yè)問題的基礎和關鍵。而當前的農村產業(yè)普遍存在產業(yè)鏈短、產品附加值低、無序競爭等問題，農業(yè)生產亟需轉型升級，從粗放式、家庭作坊式生產向集約化、規(guī)?；l(fā)展轉變。在這個轉型過程中，金融發(fā)展可以起到重要的推動作用，包括為農業(yè)企業(yè)、專業(yè)合作社和農業(yè)大戶提供經營資金，引導人才、資金和技術流向有潛力的農業(yè)發(fā)展項目，保險業(yè)為農業(yè)規(guī)模生產分散風險等等。生態(tài)宜居方面，綠色金融理念的推行使金融經營活動與生態(tài)環(huán)境保護和環(huán)境污染治理有效結合，金融發(fā)展能通過資源配置手段，引導資金流向更注重環(huán)境保護的農業(yè)項目以及致力于改善農村生態(tài)環(huán)境的項目，從而改善農村地區(qū)的生態(tài)環(huán)境。生活富裕主要體現(xiàn)為農民收入水平和公共服務水平兩方面。從收入水平來看，農村地區(qū)實現(xiàn)了產業(yè)興旺，農民就有了穩(wěn)定的收入來源，收入水平就能穩(wěn)步提高。從公共服務來看，政策性金融支持則能有效緩解農村地區(qū)財政資金的不足，促進教育、醫(yī)療衛(wèi)生、文化體育等公共服務設施的建設。金融發(fā)展與鄉(xiāng)風文明和治理有效的聯(lián)系不緊密，但也會產生間接的影響。金融發(fā)展會促進農村地區(qū)產業(yè)的發(fā)展以及受教育水平的提高，從而間接帶來鄉(xiāng)風文明的改善。同時，金融業(yè)市場化進程的加速發(fā)展，能夠倒逼鄉(xiāng)村治理更開明，信息更公開，服務更民主。由此可見，金融發(fā)展能有效推動鄉(xiāng)村振興的五項任務的落實。

但是，金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的促進作用可能存在地區(qū)間差異。從資金需求方面來看，在經濟發(fā)展水平相對較低的地區(qū)，大多數(shù)農業(yè)企業(yè)和農戶缺乏金融借貸的意愿和能力，也沒有有效的抵押物。因此，在出現(xiàn)資金需求時，他們往往通過非正式借貸的方式來獲得資金。而從資金供給方面來看，由于受到經濟、文化等各個方面因素的影響，經濟相對欠發(fā)達的農村地區(qū)的金融交易成本更高、風險更大，因此金融機構不愿意向這些地區(qū)的企業(yè)和農戶發(fā)放貸款。武麗娟和徐璋勇（2018）的實證研究發(fā)現(xiàn)，普惠金融對經濟發(fā)展的促進效應存在明顯的地區(qū)差異，具體表現(xiàn)為自東部地區(qū)向中部、西部地區(qū)依次遞減[14]。他們認為導致這一現(xiàn)象的原因是三大區(qū)域農村地區(qū)的金融市場環(huán)境具有明顯的差異，而西部農村地區(qū)仍未形成良性市場環(huán)境。基于以上理論分析，得到了本文的待檢驗理論假設：

金融發(fā)展能促進鄉(xiāng)村振興發(fā)展，但在經濟發(fā)展水平不同的地區(qū)，該效應存在顯著差異，具體而言，隨著經濟發(fā)展水平的提高，該促進效應將不斷增強。

三、模型設定、指標測度與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設定

為了檢驗金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平的影響，本文設定如下實證研究模型：

rurali，t=α1+α2financei，t+α3X+εit（1）

模型（1）中rurali，t表示第i個省份、第t年的鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平;financei，t表示第i個省份、第t年的金融發(fā)展水平，是本文關注的核心解釋變量;X代表一系列影響鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平的控制變量;εit表示隨機擾動項。其中，鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平（rural）將在后文利用指標體系測度得到，金融發(fā)展水平（finance）則用金融機構各項貸款余額占GDP的比重來衡量。

模型中添加的控制變量如下：①經濟發(fā)展水平，用人均實際生產總值的對數(shù)（lnrgdp）來衡量。依據(jù)經濟理論可以預期，經濟發(fā)展水平越高的省份，鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平也越高。②貿易開放度（trade），用進出口貿易總額占GDP的比重來衡量。貿易開放對鄉(xiāng)村振興產生了兩方面的影響：一方面，貿易開放會帶動農村人口向城鎮(zhèn)的轉移，從而導致農村人口空心化，不利于鄉(xiāng)村振興發(fā)展;另一方面，貿易開放也能增加農民工收入，并帶動農村地區(qū)的消費和建設發(fā)展。③旅游業(yè)發(fā)展水平（travel），用人均旅行社營業(yè)收入來衡量。農村地區(qū)尤其是貧困落后的鄉(xiāng)村地區(qū)旅游資源十分豐富，旅游業(yè)成為帶動鄉(xiāng)村地區(qū)發(fā)展的重要手段。④人口結構，廖柳文和高曉路（2018）認為人口結構變化會通過鄉(xiāng)村生產、鄉(xiāng)村生活、鄉(xiāng)村生態(tài)等方面來影響鄉(xiāng)村振興發(fā)展[15]，本文加入老年撫養(yǎng)比（odr）和少年撫養(yǎng)比（ydr）兩個控制變量，以考察人口結構變化對鄉(xiāng)村振興發(fā)展的影響。⑤城鎮(zhèn)化水平（city），用人口城鎮(zhèn)化率來衡量。涂麗和樂章（2018）認為城鎮(zhèn)化會對鄉(xiāng)村振興產生正負兩方面的影響，凈效應則取決于兩者的對比[16]。

（二）鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平的測度

鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提出以來，大量文獻對鄉(xiāng)村振興的內涵和實現(xiàn)路徑進行了深入的分析和研究（如廖彩球和陳美球，2017[1];張軍，2018[17];葉興慶，2018[18]等），但鮮有學者構建測度鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平的指標體系，從而導致當前對鄉(xiāng)村振興的研究定性分析居多，定量研究十分匱乏。張挺等（2018）是當前僅有的構建鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平測度指標體系的研究，但該指標體系是以村為單位，其選取的指標不適宜于各省份鄉(xiāng)村振興整體發(fā)展水平的測度[13]。

鑒于此，本文試圖以鄉(xiāng)村振興的內涵和五項總的要求為基礎，綜合考慮省級數(shù)據(jù)的可得性，構建了省級鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平的測度指標體系。依據(jù)鄉(xiāng)村振興的總要求選取5個一級指標：產業(yè)建設、生態(tài)建設、福祉建設、文化建設和政治建設。在保證了數(shù)據(jù)可得的前提下，選取了9個二級指標：產業(yè)建設方面，選取人均農林牧漁產值和人均農業(yè)機械總動力來衡量鄉(xiāng)村地區(qū)的生產能力;生態(tài)建設方面，選取人均沼氣池產氣量和人均太陽能熱水器來衡量清潔能源生產能力;福祉建設方面，選取人均最低生活保障救濟費和農村每千人口醫(yī)療機構床位數(shù);文化建設方面，選取了文化站每萬人占有量和人均教育文化娛樂消費;政治建設方面，由于缺少量化的統(tǒng)計指標，只選取自治人數(shù)一個衡量指標。具體的指標體系見表1。以這一指標體系為基礎，本文運用熵權法測度了2008至2015年全國31個省市自治區(qū)（不包括港澳臺，下同）的鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平。

（三）數(shù)據(jù)說明

為檢驗金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平的影響，本文收集了2008至2015年31個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)。其中，鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平（rural）由上文測算得到，金融發(fā)展水平（finance）來自各年的《中國金融統(tǒng)計年鑒》，經濟發(fā)展水平（rgdp）、貿易開放度（trade）、老年撫養(yǎng)比（ydr）、少年撫養(yǎng)比（odr）以及城鎮(zhèn)化水平（city）來自各年《中國統(tǒng)計年鑒》，旅游業(yè)發(fā)展水平（travel ）來自各年《中國旅游統(tǒng)計年鑒》。上述數(shù)據(jù)中的個別省份、個別年份存在缺失值，本文使用插值法予以補齊。由于鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平（rural）測度結果有3位小數(shù)點位數(shù)，為了避免回歸系數(shù)小數(shù)點位數(shù)過多，本文將鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平（rural）測度結果乘以1 000，再進行回歸。各變量的描述性統(tǒng)計結果見表2。

四、實證研究結果及其分析

本文首先使用最小二乘法來估計模型（1），得到基準回歸結果;然后，利用工具變量方法處理模型可能存在的內生性問題;最后，運用門檻效應方法考察模型的門檻特征。

（一）基準回歸結果

表3顯示了運用最小二乘法估計得到的基準回歸結果，回歸方程（1）至（4）分別是全國、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)樣本的估計結果。從表3結果可以看出，finance的系數(shù)在4個回歸方程中均在1%的顯著性水平下為正，這表明金融發(fā)展顯著地促進了鄉(xiāng)村振興發(fā)展。并且，finance的估計系數(shù)呈現(xiàn)出自東部地區(qū)向中部、西部地區(qū)依次遞減的特征（東部為0.04，中部為0.031，西部為0.009），這可能意味著，在經濟發(fā)展水平越高的地區(qū)，金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興發(fā)展的促進效應越大。上述結果均與前文的理論假設相符。

從回歸方程（1）中控制變量的估計結果來看，lnrgdp的估計系數(shù)顯著為正，表明經濟發(fā)展水平越高的地區(qū)鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平也越高。trade的估計系數(shù)顯著為負，意味著貿易開放導致農村人口向城鎮(zhèn)流動所帶來的負向效應，超過了通過增加農村地區(qū)收入所帶來的正向效應。travel的估計系數(shù)顯著為正，表明旅游業(yè)的發(fā)展能有效促進鄉(xiāng)村地區(qū)的發(fā)展，因此對于旅游資源十分豐富的農村地區(qū)而言，需要采取相應的對策實現(xiàn)旅游業(yè)發(fā)展與鄉(xiāng)村振興之間的良性互動。ydr的估計系數(shù)為正，odr的估計系數(shù)為負，但都不顯著，這意味著人口結構還未對鄉(xiāng)村振興發(fā)展產生顯著的影響。city的估計系數(shù)顯著為負，這表明城鎮(zhèn)化對鄉(xiāng)村地區(qū)發(fā)展的負效應超過了正效應。

（二）工具變量方法的回歸結果

表3的基準回歸結果并未處理模型可能存在的內生性問題，嚴重的內生性問題將導致有偏的估計系數(shù)。為了得到更為穩(wěn)健的估計結果，使用工具變量方法來處理可能存在的內生性問題。然而，嚴格外生的工具變量的選擇也是一件十分困難的事情。鑒于此，本文選擇常規(guī)的處理方法，使用finance的一階滯后項作為工具變量進行再估計。

表4顯示了運用工具變量方法估計得到的結果，其中回歸方程（5）至（8）分別是全國、東部、中部和西部地區(qū)樣本的估計結果。可以看出，在全國樣本下，finance的估計系數(shù)在5%的水平下顯著為正，而在東中西部地區(qū)分樣本下，finance的估計系數(shù)在1%的水平下顯著為正，這一結果再次表明了金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興產生了正向促進效應。與表3相似，finance的估計系數(shù)在東中西部地區(qū)也呈現(xiàn)依次遞減的特征（東部為0.07，中部為0.034，西部為0.01）?？偠灾?，表4的主要估計結果與表3相似，表明以上估計結果是較穩(wěn)健的。

（三）門檻效應模型的回歸結果

前文的實證研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興發(fā)展的促進效應呈現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異。這一結果預示著上述效應可能存在門檻特征，即隨著地區(qū)經濟發(fā)展水平的提高，金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興發(fā)展將產生更大的正向效應。為了考察這一門檻特征是否存在，本文借鑒溫濤等（2017）的方法構建如下門檻效應模型[19]：

rurali，t=α1+α2financei，t（αii，t<β1）+α3financei，t（β1≤αii，t≤β2）+α4financei，t（β2<αii，t）+α5X+εit（2）

模型（2）中門檻標量為農村人均可支配收入（用αi表示），以此來反映農村地區(qū)的經濟發(fā)展水平和收入水平。β1為第一個門檻值，β2為第二個門檻值。首先，對模型（2）進行估計，并根據(jù)得出的F統(tǒng)計量和boostrap自舉法的p值結果，判斷模型的門檻個數(shù)，檢驗結果由表5顯示。從表5可以看出，單一門檻通過了1%的顯著水平檢驗，而在雙重門檻下則通過5%下的顯著水平檢驗，但是三重門檻未通過顯著性檢驗，所以本文選擇了使用雙重門檻模型進行報告。

完成門檻效應檢驗后，再對具體的門檻值進行識別，識別結果由圖1和圖2顯示。從圖1和圖2可以看出，兩個門檻值分別為9 118.69和15 352.6，這兩個門檻值將農村人均可支配收入（αi）劃分為3個樣本區(qū)間（即小于9 118.69、大于9 118.69且小于15 352.6以及大于15 352.6）。由圖中可以看出兩個門檻值都在似然比值的下方，因此兩個門檻值估計準確。

表6顯示了門檻效應模型的估計結果。從結果可以看出，無論農村人均可支配收入（αi）處于什么水平，金融發(fā)展水平的估計系數(shù)都為正，即地區(qū)金融發(fā)展將促進鄉(xiāng)村振興發(fā)展。但估計系數(shù)的大小和顯著性，在農村人均可支配收入（αi）的不同區(qū)間存在顯著差異。

具體而言，在第一個區(qū)間，即農村人均可支配收入低于9 118.69元時，finance的估計系數(shù)為0.006 6;在第二個區(qū)間，即農村人均可支配收入高于9 118.69元且低于15 352.6元時，finance的估計系數(shù)為0.008;而當農村人均可支配收入跨過15 352.6元后，進入第三個區(qū)間，此時finance的估計系數(shù)為0.011 3，3個估計系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著。由此可見，金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興發(fā)展的影響呈現(xiàn)出明顯的門檻特征，即隨著農村人均可支配收入的不斷提高，金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興發(fā)展的促進作用也不斷增強。

五、研究結論與政策建議

本文實證研究了金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興發(fā)展的影響。首先，構建省級鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平的測度指標體系，并利用2008至2015年的數(shù)據(jù)對各省市自治區(qū)的鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平進行了測度。隨后，運用實證研究檢驗了金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興發(fā)展的影響。實證研究結果顯示：金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興發(fā)展產生了顯著的正向促進效應，但該效應存在明顯的區(qū)域變化特征，表現(xiàn)為東部最強、中部次之、西部最弱。進一步運用門檻效應模型進行檢驗，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興發(fā)展的影響存在門檻效應，具體而言，隨著門檻變量農村人均可支配收入的提高，金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興發(fā)展的促進效應不斷增強。

基于上述研究結論，提出以下促進鄉(xiāng)村振興發(fā)展的政策建議。首先，因地制宜地采取金融措施促進鄉(xiāng)村振興發(fā)展。在東部經濟發(fā)達地區(qū)，金融體系和市場環(huán)境相對完善，金融資源的配置可由市場來完成，無需政府過多干預。而對于中西部地區(qū)，由于金融市場不完善，農村地區(qū)的借款人往往難以獲得貸款，因此需要通過普惠金融制度和產品創(chuàng)新來打通農村新型經營主體和農戶獲得資金的渠道，同時，國家政策性貸款適當向中西部地區(qū)傾斜。其次，政府要構建針對鄉(xiāng)村振興相關金融機構貸款的風險防控體系。比如建立農村新型經營主體和農戶的信用評級制度、小組聯(lián)保制度、政府風險補償基金和風險熔斷機制等。再次，優(yōu)化農村地區(qū)的金融生態(tài)環(huán)境。加大金融知識的宣傳力度，大力宣揚講誠信的社會風氣，推行守信聯(lián)合激勵和失信聯(lián)合懲戒機制，逐步提高農戶的信用意識。

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