金融發(fā)展、產業(yè)結構優(yōu)化與農村經濟增長關聯(lián)性研究

陳龍 王楠 馮麗麗

[摘要] 以2009—2017年中國30個省市自治區(qū)（西藏和港澳臺地區(qū)除外）的面板數(shù)據(jù)為研究基礎，從金融發(fā)展、金融扶貧力度和產業(yè)結構優(yōu)化等方面入手，基于面板VAR模型，運用脈沖響應函數(shù)和方差分解法對我國金融發(fā)展、產業(yè)結構優(yōu)化與農村經濟增長之間的關聯(lián)性進行了實證分析。研究發(fā)現(xiàn)：三者之間尚未達到協(xié)調發(fā)展的程度，其中金融扶貧力度和產業(yè)優(yōu)化能夠顯著促進農村經濟的增長，但金融發(fā)展規(guī)模對農村經濟來說仍然具有很強的外部性，即金融規(guī)模對農村經濟增長具有負向影響;其次，農村經濟增長一方面會促進金融規(guī)模的擴大，另一方面也會減少貧困度，進而導致金融扶貧力度的降低。另外，金融規(guī)模的擴大也為產業(yè)結構優(yōu)化提供了充足的資金支持，而當產業(yè)結構優(yōu)化優(yōu)勢發(fā)揮出來后，其又會對金融規(guī)模產生顯著的反哺作用。

[關鍵詞] 金融扶貧力度;金融規(guī)模;產業(yè)結構優(yōu)化;農村經濟增長

[中圖分類號]F832;F1213;F323 [文獻標識碼]A [文章編號]1673-0461（2020）03-0090-08

一、引 言

黨的十八大以來我國經濟建設取得了巨大的成就，國內生產總值穩(wěn)步提升，達到了80萬億元的水平，對世界經濟增長的貢獻度也超過了30%，并且隨著供給側結構性改革和現(xiàn)代化經濟體系的逐步完善，我國經濟仍將保持良好的發(fā)展趨勢。與此同時，隨著一大批惠民政策的實施，我國的鄉(xiāng)村脫貧攻堅戰(zhàn)也取得了決定性的進展，人們生活狀況得到了顯著的改善，農村經濟也取得了較大的發(fā)展，這都為我國全面建成小康社會打下了堅實的基礎。但城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡、不充分，鄉(xiāng)村脫貧不致富，產業(yè)發(fā)展急需調整優(yōu)化，區(qū)域經濟發(fā)展質量亟待提升等問題仍然突出，這成為我國現(xiàn)階段工作的重點和難點。金融業(yè)一直以來通過調動經濟資源和經濟剩余為產業(yè)結構優(yōu)化和經濟發(fā)展提供了強有力的支撐 [12]。建國以后我國將經濟發(fā)展的重點放到了工業(yè)化和城市化建設上，而農村金融作為我國金融系統(tǒng)的組成部分，一直以來都服從國家經濟發(fā)展的整體規(guī)劃，為工業(yè)和城市發(fā)展輸送了大量的經濟資源 [3]。并且緊接著之后第三產業(yè)的發(fā)展又是以城鎮(zhèn)為基礎展開的，更進一步造成了農村發(fā)展明顯滯后的情況。這些都嚴重制約了我國農村經濟的增長 [4]。可以看出：這種外生于農村經濟的金融體系和落后的農村產業(yè)發(fā)展模式是無法滿足農村經濟發(fā)展需求的，進而造成了城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡和農村發(fā)展不充分的現(xiàn)狀 [56]。

近年來，我國逐漸加大了對農村發(fā)展的重視程度。在黨的十九大報告中更是跨時代地提出了鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，并且把“產業(yè)興旺”放到了鄉(xiāng)村振興發(fā)展總體要求的首要位置，凸顯了產業(yè)結構優(yōu)化調整的必要性。緊接著2018年的中央一號文件也依然聚焦于“三農”問題，并且再次把金融充分發(fā)揮作用的問題放到了極其重要的位置，這也對我國金融體系的建設和發(fā)展提出了更高的要求。因此，隨著金融體系逐步向農村經濟發(fā)展傾斜和城鄉(xiāng)產業(yè)結構不斷優(yōu)化整合，明確金融發(fā)展、產業(yè)結構優(yōu)化與農村經濟增長的關聯(lián)性成為了促進三者協(xié)調發(fā)展的首要問題。文章第二部分簡要對金融發(fā)展、產業(yè)結構優(yōu)化與農村經濟增長的相關文獻進行梳理，為進一步研究三者關系奠定了理論基礎;第三部分就研究模型的設定、指標選取、數(shù)據(jù)來源與分析方法進行說明;第四部分則是依次采用穩(wěn)定性檢驗、格蘭杰因果檢驗、面板VAR分析、脈沖響應函數(shù)和方差分解法對三者之間的關聯(lián)性進行了實證研究;最后一部分是研究結論與建議部分，對實證結果進行了進一步的說明，并提出了相應的對策與建議。

二、文獻綜述

（一）金融發(fā)展與農村經濟增長

1969年Goldsmith首次基于金融相關率（FIR）研究了金融發(fā)展與經濟增長的關系以來，越來越多的國內外學者就兩者之間的關系進行了研究，取得了豐富的研究成果。但是基于農村發(fā)展角度來探討二者關系的研究卻還比較少，結論主要有以下幾點。首先，政府主導下具有明顯外部性的金融發(fā)展體系對農村經濟發(fā)展具有顯著的抑制作用 [7]，相反如果金融與農村經濟發(fā)展目標的匹配性越高，那么金融對農村經濟發(fā)展將會越有利 [8]。其次，金融供需失衡是抑制農村經濟發(fā)展的重要原因 [9]。其中金融供給不足主要表現(xiàn)為農村金融體系不健全、服務較差、效率較低和金融工具過于單一等 [1013]，而金融需求不足主要表現(xiàn)為農村現(xiàn)代化建設不足、投融資環(huán)境較差、借貸習慣較為傳統(tǒng)、風險與補償機制不健全和農民受教育程度較低等方面 [9]。最后，研究結論受研究方法和研究模型的影響，有時會得到截然相反的結論。其中，江美芳和朱冬梅（2011） [14]基于OLS和灰色關聯(lián)模型，譚崇臺和唐道遠（2015） [15]基于空間Moran指數(shù)模型都實證證明了農村金融發(fā)展與農村經濟增長之間的正相關關系。然而，趙洪丹和朱顯平（2015） [16]運用協(xié)整檢驗，王淑英等（2016） [17]基于空間面板Durbin模型都得出了農村金融發(fā)展不利于農村經濟增長的結果。除此之外，劉金全等（2016） [18]運用PLSTR模型得出了不同農村金融發(fā)展階段會對農村經濟產生不同影響的結論。

（二）產業(yè)結構優(yōu)化與農村經濟增長

產業(yè)結構的變化是推動國家經濟發(fā)展的核心因素 [19]，改革開放以來，我國產業(yè)結構經歷了“一、二、三”到“二、一、三”再到“三、二、一”的發(fā)展歷程，凸顯出我國經濟發(fā)展逐漸由“工業(yè)+商業(yè)”向著“商業(yè)+技術”方面轉變 [20]。并且，隨著新技術革命的發(fā)展，走技術及服務型發(fā)展道路，也成為了我國經濟走向高質量發(fā)展和實現(xiàn)長期可持續(xù)發(fā)展的必然要求 [21]。在這樣的背景下，產業(yè)興旺自然而然成為了鄉(xiāng)村振興的關鍵基礎，而加快農村產業(yè)培育和產業(yè)結構調整又是實現(xiàn)農村產業(yè)興旺的重要內容 [22]。因此，在二者關系明確后，大部分學者都將怎樣實現(xiàn)農村產業(yè)優(yōu)化轉型和產業(yè)相互融合發(fā)展作為了研究的重點。現(xiàn)階段相關研究主要從農業(yè)產業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展和農村第三產業(yè)發(fā)展展開討論。提出了從人才培養(yǎng)、科技創(chuàng)新、金融支持、優(yōu)化機制、政策扶植等方面來實現(xiàn)農村產業(yè)優(yōu)化轉型和融合發(fā)展的建議 [2324]。

（三）金融發(fā)展與產業(yè)結構優(yōu)化

金融業(yè)是現(xiàn)代市場經濟的核心組成部分，為產業(yè)結構調整和各個產業(yè)的健康發(fā)展提供了巨大的動力，發(fā)揮著極其重要的作用 [2]。而產業(yè)結構的優(yōu)化與發(fā)展又會增加對金融服務與產品的需求，反過來促進了金融業(yè)的發(fā)展?？梢钥闯龆呤窍嗷ビ绊?、共同發(fā)展的關系。研究表明：金融業(yè)能夠根據(jù)其趨利性的特點將金融資本分配到高附加值的產業(yè)中去，這自然而然的與產業(yè)結構變化相吻合。于是，金融發(fā)展水平越高，其資源配置就會越高效、越合理，進而更進一步推動了產業(yè)結構的優(yōu)化升級 [25]。通常金融業(yè)會通過其體系的有效性，金融發(fā)展的規(guī)模、效率與結構直接促進了產業(yè)結構的優(yōu)化升級 [2627]。并且金融業(yè)還會通過促進科技進步，提升人力資本，擴大市場需求等方式間接促進產業(yè)結構的變化 [2829]。反過來看，產業(yè)結構反映了一個國家的經濟發(fā)展水平，其優(yōu)化轉型會對經濟發(fā)展產生顯著的促進作用 [20]，而經濟的增長也必然會從需求側和供給側對金融業(yè)的發(fā)展產生巨大的影響。另外，產業(yè)結構優(yōu)化所產生的技術變革效應和新興產業(yè)的出現(xiàn)也必將會對金融業(yè)提出更高的發(fā)展要求，導致其不斷的變革與升級 [2]。

總體而言，現(xiàn)有文獻為研究金融發(fā)展、產業(yè)結構優(yōu)化與農村經濟增長的問題奠定了扎實的基礎，但大多數(shù)研究僅僅只選取其中兩個方面進行分析，缺乏關于三者之間相互影響關系、影響路徑及影響效果的研究。并且在分析金融發(fā)展與農村經濟增長時，往往僅從金融發(fā)展規(guī)模、效率和結構角度入手展開研究，忽略了金融扶貧力度等有針對性的指標，降低了研究結果的適用性。另外，在對產業(yè)結構與農村經濟增長分析時，相關研究大多把研究的重點放到了第一產業(yè)和第二產業(yè)的調整上，忽略了第三產業(yè)在農村經濟增長中的重要作用。最后，在研究方法的選擇上也沒考慮數(shù)據(jù)的特點和模型的適用性，具有一定的局限性。

因此本文以前人的研究為基礎，以農村振興戰(zhàn)略為背景，從金融扶貧、產業(yè)扶貧角度選取相關數(shù)據(jù)，采用面板VAR模型，實證分析了我國金融發(fā)展、產業(yè)結構優(yōu)化與農村經濟增長之間的相互關系，并在此基礎上結合鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提出了促進三者協(xié)調發(fā)展的具體措施。

三、指標選取與模型設定

Holtz等（1988）提出的面板VAR模型由于放松了對時間序列平穩(wěn)性的假設，和其他模型相比能夠更準確的對向量自回歸進行估計，因此在經濟問題實證分析中得到了廣泛的應用。所以本文選取2009—2017年間（2008年我國正式提出要建立現(xiàn)代農村金融體系）中國30個省市（西藏和港澳臺地區(qū)除外，下同）的相關數(shù)據(jù)，采用面板VAR模型來進行分析。

（一）指標選取

1.農村經濟增長

在我國整體經濟發(fā)展趨勢帶動下，現(xiàn)階段我國農村的產業(yè)結構也發(fā)生了巨大的變化，第一產業(yè)在農村整體經濟中所占的比重不斷下降。因此，使用農村人均GDP（第一產業(yè)GDP/農村人口數(shù)）來反映農村經濟的發(fā)展情況是不恰當?shù)摹Ｋ?，本文選擇以各省農村居民人均可支配收入（NPCDI）指標來反映各省農村經濟增長水平，該指標淡化了產業(yè)的劃分，直接從收入角度綜合反映了各省農村經濟發(fā)展的現(xiàn)狀，具有較強的現(xiàn)實意義。

2.金融發(fā)展

能夠反映金融發(fā)展的指標有很多，但從金融扶貧角度來看，涉農貸款這一指標更適合用來研究金融發(fā)展對農村經濟增長的支持情況。因此，本文選擇各省歷年涉農貸款占比來反映各省金融扶貧的力度，該指標計算公式如式（1）。

涉農貸款占比=各省涉農貸款總額/各省貸款總額 （1）

由于沒有考慮各省產業(yè)結構之間的差距，涉農貸款占比會低估農業(yè)占比較小省份的金融扶貧力度，高估農業(yè)占比較高省份的金融扶貧力度。所以需要使用各省份歷年第一產業(yè)占比對涉農貸款進行修正，如式（2）。

修正后涉農貸款占比（RFS）=涉農貸款占比/第一產業(yè)占比 （2）

另外，為了反映金融發(fā)展對金融扶貧力度和農村經濟增長的影響，即檢驗金融發(fā)展是否還外生于農村經濟，本文又選擇了代表金融規(guī)模的金融相關率（存貸款總額/GDP）指標來反映金融發(fā)展情況。

3.產業(yè)結構優(yōu)化

現(xiàn)階段走技術及服務型發(fā)展道路是產業(yè)結構升級的重要表現(xiàn)，而這一過程最顯著的特點就是第三產業(yè)增長率要高于第二產業(yè) [19]。因此本文選擇用第三產業(yè)產值與第二產業(yè)產值的比值來衡量產業(yè)結構是否朝著“技術+服務化”方向發(fā)展，即反映了產業(yè)結構高級化（TS）的情況。

最終本文選擇了農村人均可支配收入（NPCDI），修正后涉農貸款占比（RFS）、金融相關率（FIR）和產業(yè)結構高級化（TS）4個指標。這些指標都是正向指標，具體含義及說明如表1所示。

（二）模型設定

在選取指標的基礎上，本文根據(jù)經濟增長理論構建了面板VAR模型，模型具體如式（3）、式（4）所示：

其中Yit為模型被解釋變量，主要包括lnNPCDI（農村居民人均可支配收入的對數(shù)）、lnRFS（金融扶貧力度的對數(shù)）、lnFIR（金融相關率的對數(shù)）和lnTS（產業(yè)結構高級化的對數(shù)）4個變量。i和t分別表示省份與時間，n為滯后期數(shù)，αit反映地區(qū)固定效應，ft反映時間效應，Πnt是待估系數(shù)矩陣，uit是服從獨立同分布的誤差項。

本文根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》和《中國金融統(tǒng)計年鑒》等資料搜集了2009—2017年間中國30個省市的面板數(shù)據(jù)。在具體分析中，考慮到變量的平穩(wěn)性特征，本文對上述變量進行差分處理，下文提到的變量均為差分處理后的變量。

四、實證分析

（一）模型校準

本文面板數(shù)據(jù)時間跨度較短，截面?zhèn)€數(shù)較多，都可以視為平穩(wěn)數(shù)據(jù)，并且對本模型進行平穩(wěn)性檢驗也可以看出，各變量的特征根都分布在單位圓內（圖1），所以可以說本模型數(shù)據(jù)滿足穩(wěn)定性條件。

另外，本文根據(jù)MBIC、MAIC和MQIC指標最小的原則，選擇了滯后1階的PanelVAR模型，如表2所示。

并且，在平穩(wěn)性檢驗和滯后階數(shù)選擇后，本文又進行了格蘭杰因果檢驗，其結果如表3所示。

通過表3可以看出，變量中金融扶貧力度不是金融規(guī)模的格蘭杰原因，農村經濟增長也不是產業(yè)結構高級化的格蘭杰原因，而其他變量均互為格蘭杰原因。即金融規(guī)模、金融扶貧力度和產業(yè)結構高級化是農村經濟增長的原因，同時農村經濟增長也是引起金融扶貧力度和金融規(guī)模變化的原因。另外，金融發(fā)展和產業(yè)結構之間也存在著相互影響的關系?？梢钥闯觯疚乃x變量間大多存在著因果關系，所以可以進一步進行相關分析。

（二）模型檢驗結果及分析

在相關模型校準通過后，本文使用stata14統(tǒng)計軟件進行面板VAR模型分析，模型分析結果如表4所示。

通過表4可以看出，首先，當農村經濟增長作為被解釋變量時，上一期的涉農貸款比重和產業(yè)結構高級化均對農村人均可支配收入具有顯著的正向影響，即金融扶貧力度和產業(yè)結構優(yōu)化能夠促進農村經濟增長。而從整體金融規(guī)模來看，上一期的金融相關率卻對農村人均可支配收入具有顯著負相關影響，這體現(xiàn)出現(xiàn)階段我國金融體系對于農村經濟增長來說仍然具有很強外生性的特點。其次，對于以金融扶貧力度作為被解釋變量來說，上一期的所有變量都對其有著顯著的影響，其中產業(yè)結構優(yōu)化產生的是正相關影響，而其他兩個指標則產生的是負相關影響。另外，以金融規(guī)模作為被解釋變量時，其與上一期的農村經濟增長顯著正相關，與上一期的產業(yè)結構優(yōu)化卻顯著負相關。最后，當產業(yè)結構優(yōu)化作為被解釋變量時，金融扶貧力度和金融發(fā)展規(guī)模都與其顯著正相關。

為了更好地對單個變量的參數(shù)估計值進行解釋，本文引入了脈沖響應函數(shù)。該函數(shù)以Cholesky分解為基礎，對模型的誤差項進行了正交化處理，并利用GMM估計和Monte Carlo模擬得出脈沖響應函數(shù)的置信區(qū)間。具體結果如圖2所示，其中橫軸為響應期，縱軸為響應的強度，中間實線為脈沖的估計線，兩側的實線為脈沖區(qū)間。圖中左側變量為沖擊變量，而右側變量為響應變量。

圖2中第4列體現(xiàn)了農村經濟增長對各個變量沖擊的反應。首先，農村經濟增長對金融扶貧力度的沖擊呈現(xiàn)出先增后減的發(fā)展趨勢。其在第2至第3期達到峰值（符號為正）后迅速衰減為0。這意味著金融扶貧力度的效應會對農村經濟增長產生較大的正向促進作用，但這種效應的持續(xù)時間卻較短。第二，農村經濟增長對金融規(guī)模的沖擊在第1期反應為負，緊接著負向反應逐漸增強，最高達到-0013，之后逐漸減弱，并于第5期左右降低為0。結合金融扶貧力度來看，現(xiàn)階段我國金融體系雖然加大了對涉農貸款的支持力度，但其整體定位仍然是為工業(yè)化、信息化和城鎮(zhèn)化建設服務為主。金融規(guī)模擴大的好處并沒有對農村經濟增長起到應有的支撐作用，表明我國金融業(yè)對于農村經濟發(fā)展具有很強外部性的特點并沒有得到顯著的改善。第三，農村經濟增長對產業(yè)結構優(yōu)化的沖擊也呈現(xiàn)出先增后減的正向反應。其在第3期左右達到最高值，在第5期變?yōu)?。表明產業(yè)結構優(yōu)化調整在推動我國整體經濟發(fā)展的同時也給農村和農民帶來了巨大的發(fā)展機會，促進了農村經濟的發(fā)展。

圖2中第3列體現(xiàn)了金融扶貧力度對各個變量沖擊的反應。第一，金融扶貧力度對于農村經濟增長沖擊的反應在第一期就達到了峰值（符號為正），之后迅速衰減，并在第2期后變?yōu)樨撓蝽憫?，直到?期才逐漸減弱為0。這說明金融扶貧力度的導向性比較明確，其目標就是要幫助農民擺脫貧困，而人均可支配收入又是衡量貧困與否的重要標志，所以農村經濟增長才會對金融扶貧力度產生負向的影響。而這種現(xiàn)象也嚴重制約了農村脫貧后的致富進程。第二，金融扶貧力度對于金融規(guī)模的沖擊呈現(xiàn)出負向的響應，第1期達到最高值-01，并在第4期后消失，表明隨著金融規(guī)模的擴大，涉農貸款占比不但沒有保持原有水平，反而還呈現(xiàn)出越來越低的發(fā)展趨勢，表明現(xiàn)階段金融業(yè)支持農村經濟增長的力度仍然不足。第三，對于產業(yè)結構優(yōu)化的沖擊，金融扶貧力度具有正向的先增后減的效應，且于第2期達到頂峰。表明產業(yè)結構的高級化能夠促進涉農貸款占比的提升，即第三產業(yè)的快速發(fā)展為農村經濟增長提供了新的發(fā)展方向，進而進一步促進了對金融貸款的需求。

圖2中第2列體現(xiàn)了金融規(guī)模對各個因素沖擊的反應情況。首先，金融規(guī)模對農村經濟增長的沖擊在期初和第1期具有負向的脈沖效應，之后從第2期開始，就變成了正向的脈沖響應，并與第5期衰減為0。綜合分析來看，農村經濟的快速發(fā)展促進了我國GDP的增長，但農村經濟增長對金融需求的增加卻具有滯后性，所以在期初才會對金融規(guī)模表現(xiàn)出負向的作用，而隨著時間的推移，當農村經濟增長的金融需求發(fā)揮出來后，其對金融規(guī)模就自然而然表現(xiàn)出應有的正向促進作用。另外，金融規(guī)模對產業(yè)結構優(yōu)化的沖擊在1至3期呈現(xiàn)出負向的U型響應，并在第4期后變?yōu)檎虻捻憫?。結合金融相關率的計算公式可以看出，與促進經濟發(fā)展相比，產業(yè)結構優(yōu)化對金融發(fā)展的引致需求也具有明顯的滯后性。因此，產業(yè)結構優(yōu)化才會對金融規(guī)模表現(xiàn)出先抑制后促進的影響效應。

圖2中第1列體現(xiàn)了產業(yè)結構優(yōu)化對各個變量沖擊的反應。第一，產業(yè)結構優(yōu)化對金融扶貧力度在期初有著負向的逐漸減弱的脈沖響應，但在后期變?yōu)檎虻拿}沖響應。表明現(xiàn)階段我國涉農貸款一開始還主要是針對農業(yè)產業(yè)，之后隨著農業(yè)產業(yè)發(fā)展的局限性顯現(xiàn)（增長后勁不足），涉農貸款也逐漸順應發(fā)展趨勢向著第三產業(yè)發(fā)展。第二，產業(yè)結構優(yōu)化對金融規(guī)模有著正向的逐漸減弱的脈沖響應，反映出金融發(fā)展對產業(yè)結構優(yōu)化升級的重要推動作用。

在脈沖分析的基礎上，本文又使用方差分解法進一步分析了各個變量對沖擊響應的貢獻度，具體計算結果如表5所示。

表5反映了1至10期各個變量的方差分解結果。首先，對農村經濟增長的方差分解結果分析發(fā)現(xiàn)，農村經濟增長對其自身在前兩期保持著較大的影響，之后便迅速下降，最終保持在145%左右，另外，金融扶貧力度對農村經濟增長的貢獻度雖然在第3期后略有下降，但農村經濟增長仍然對其有明顯的反饋作用（36%以上）。而隨著時間的推移金融規(guī)模和產業(yè)結構優(yōu)化對農村經濟增長的影響也逐漸顯現(xiàn)，成為了影響農村經濟增長的重要因素。其次，對金融扶貧力度的方差分解結果分析可以發(fā)現(xiàn)，金融扶貧力度在期初主要受到其自身影響，之后隨著預測期的增加，其自身影響略有下降。于此同時，從第2期開始，金融規(guī)模就對金融扶貧力度呈現(xiàn)出較大的貢獻度，[JP+2]并且產業(yè)結構優(yōu)化的貢獻度也逐漸上升，最終保持在11%左右。再次，對金融規(guī)模的方差分解結果分析可以發(fā)現(xiàn)，無論是在初期還是在預測期，金融規(guī)模都主要受其自身的影響。于此同時，金融扶貧力度和產業(yè)結構優(yōu)化也對金融規(guī)模起到了較大的影響效應。最后，對產業(yè)結構優(yōu)化的方差分解結果分析可以發(fā)現(xiàn)，其與金融規(guī)模相類似，在主要受到自身影響的情況下，產業(yè)結構優(yōu)化還對金融規(guī)模和金融扶貧力度有著明顯的反饋作用。

[20]干春暉，王強.改革開放以來中國產業(yè)結構變遷：回顧與展望 [J].經濟與管理研究，2018，39（8）：3-14.

[21]陳曉東，鄧斯月.改革開放40年中國經濟增長與產業(yè)結構變遷 [J].現(xiàn)代經濟探討，2019（2）：11-18.

[22]鄒虎.加快調整產業(yè)結構 推動鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略落地見效——甘州區(qū)城郊鄉(xiāng)鎮(zhèn)發(fā)揮區(qū)位優(yōu)勢做大做強優(yōu)勢產業(yè)的調研報告 [J].發(fā)展，2019（3）：74-75.

[23]敖明.鄉(xiāng)村經濟高質量發(fā)展在鄉(xiāng)村振興中的作用機制研究 [J].中國集體經濟，2019（25）：2-3.

[24]沈婷，李偉.“互聯(lián)網+現(xiàn)代農業(yè)”在中國鄉(xiāng)村振興中的途徑研究 [J].中國市場，2019（22）：54-55，64.

[25]鄧晶，管月.內生技術變遷視角下金融發(fā)展與產業(yè)結構升級 [J].科技進步與對策，2019，36（19）：66-73.

[26]RAJ，TILAK，VIKAS. Financial development and industry growth in India： an empirical investigation [J].Journal of commerce & accounting research， 2018，7（3）：1-7.

[27]馮江茹.金融發(fā)展支持產業(yè)結構優(yōu)化的實證研究 [J].財會月刊，2016（5）：87-90.

[28]王定祥，李伶俐，吳代紅.金融資本深化、技術進步與產業(yè)結構升級 [J].西南大學學報：社會科學，2017，43（1）：38-53.

[29]候丁，郭彬.要素集聚下金融發(fā)展與產業(yè)結構升級的非線性關系 [J].管理現(xiàn)代化，2017，37（5）：5-8.

Research on the Relationship between Financial Development， Industrial Structure Optimization and Rural Economic Growth in China

——An Empirical Analysis Based on the Panel VAR Model

Chen Long， Wang Nan， Feng Lili

（School of Accounting， Hebei GEO University， Shijiazhuang 050031， China）

Abstract：This paper uses the panel data of 30 provinces of China in 2009-2017 as the research basis and analyses from the aspects of financial development， financial poverty alleviation and industrial structure optimization. Bases on the panel VAR model， and using impulse response function and variance decomposition method， this paper makes an empirical analysis of the relationship among financial development， industrial structure optimization and rural economic growth in China. The study finds that： Firstly， the three have not yet reached the degree of coordinated development. Among them， financial poverty alleviation and industrial optimization can significantly promote the growth of rural economy， but the scale of financial development still has strong externality to the rural economy， that is， the financial scale has a negative impact on rural economic growth. Secondly， on the one hand， rural economic growth will promote the expansion of financial scale. On the other hand， it will also reduce the degree of poverty， and lead to the reduction of financial poverty alleviation. In addition， the expansion of financial scale also provides sufficient financial support for industrial structure optimization， and when the industrial structure is optimized， it will have a significant feedback effect on the financial scale.

Key words：financial poverty alleviation; financial scale; industrial structure optimization; rural economic growth

（責任編輯：蔡曉芹）

收稿日期： 2019-07-26

網絡出版網址： http：//kns.cnki.net/kcms/detail/13.1356.F.20191021.1319.002.html 網絡出版時間：2019-10-21 14：26：45

基金項目： 國家社會科學基金項目《環(huán)境規(guī)制與企業(yè)環(huán)境責任履行耦合機制及地區(qū)異質性研究》（18BGL185）;河北省高等學校人文社會科學研究重點項目《供給側結構性改革背景下河北省農業(yè)產業(yè)效率評價及優(yōu)化路徑》（SD191041）;河北省軟科學研究專項《金融改革背景下河北省縣域科技創(chuàng)新支持經濟高質量發(fā)展的路徑研究》（194576116D）;河北省引進留學人員資助項目《供給側結構性改革背景下河北省經濟質量評價及優(yōu)化路徑》（C201864）。

作者簡介： 陳龍（1985—），男，河北石家莊人，管理學博士，河北地質大學會計學院講師、碩士生導師，研究方向為財務管理與公司治理;王楠（1985—），女，河北石家莊人，會計學博士，河北地質大學會計學院講師，主要研究方向為金融與財務會計;馮麗麗（1977—），女，河北石家莊人，會計學博士，河北地質大學會計學教授、碩士生導師，主要研究方向為財務與會計管理。