李曉龍，冉光和

（1. 貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)大數(shù)據(jù)應(yīng)用與經(jīng)濟(jì)學(xué)院，貴州 貴陽(yáng) 550025；2. 重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400044）

現(xiàn)階段，推進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，不僅有利于增強(qiáng)農(nóng)業(yè)發(fā)展效率，拓展農(nóng)民增收領(lǐng)域，同時(shí)還可以培育農(nóng)村新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)，是解決“三農(nóng)”問(wèn)題的重要途徑。如何有效提升農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平是一個(gè)至關(guān)重要的命題，涉及到方方面面的因素，不僅需要消除農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合過(guò)程中面臨的體制機(jī)制障礙，更要突破制約農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的要素供給瓶頸。在這些供給要素中，尤其以金融要素的需求最為旺盛。一方面，隨著農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的不斷推進(jìn)，各方建設(shè)和發(fā)展必定會(huì)產(chǎn)生強(qiáng)烈的資金需求，并且這種需求具有大額化、長(zhǎng)期化的特征；另一方面，伴隨農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展出現(xiàn)的從業(yè)主體多元化、產(chǎn)業(yè)層級(jí)多樣化和經(jīng)營(yíng)復(fù)合化等特征，使得其在金融需求上也相應(yīng)地呈現(xiàn)出多層次金融需求融合特征[1]。這些特征迫切需要深化農(nóng)村金融服務(wù)，通過(guò)擴(kuò)大農(nóng)村金融規(guī)模、優(yōu)化農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)和提高農(nóng)村金融效率等途徑加大對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的金融支持。由此可見，農(nóng)村金融深化是影響農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的關(guān)鍵因素。但從現(xiàn)實(shí)情況來(lái)看，目前中國(guó)農(nóng)村金融產(chǎn)品、服務(wù)和制度環(huán)境均嚴(yán)重滯后，尤其是作為農(nóng)村金融制度重要組成部分的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化融資體系尚未完全建立，致使農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合主體的直接融資渠道狹窄，風(fēng)險(xiǎn)損失補(bǔ)償不足，從而極大地制約了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合的發(fā)展進(jìn)程。那么，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展究竟有何影響？這種影響是否存在區(qū)域差異？如果存在，導(dǎo)致這種差異的原因又是什么？及時(shí)回應(yīng)這些問(wèn)題，對(duì)于完善金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和持續(xù)推進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

從目前的研究進(jìn)展來(lái)看，僅有少量文獻(xiàn)直接研究了金融支持與農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的關(guān)系問(wèn)題[1-2]，國(guó)外有關(guān)研究主要聚焦在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的金融支持上。Davis和Goldberg[3]認(rèn)為，提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)效率需要采取的必要途徑和手段是建立健全投融資體制。Ranis和Fei[4]的二元經(jīng)濟(jì)理論指出，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的實(shí)質(zhì)性發(fā)展必須要完善對(duì)應(yīng)的金融支持與制度保障。隨后，Barry和Lee[5]、Lajos等[6]和Saravanan[7]利用不同國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)證實(shí)，金融供給不足（或信貸約束）是制約農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和產(chǎn)業(yè)化發(fā)展的關(guān)鍵因素。國(guó)內(nèi)相關(guān)研究主要聚焦在對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化與金融服務(wù)體系關(guān)系的探索方面。其研究基本脈絡(luò)為：首先從農(nóng)村金融的供需現(xiàn)狀、農(nóng)村金融運(yùn)行的內(nèi)在邏輯、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化主體融資的特殊性和制度安排等方面定性闡述了金融支持農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展的必要性[8-9]；其次對(duì)金融支持與農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行了定量分析與驗(yàn)證。張玉利和郭永清[10]、王麗娟[11]利用不同層面的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)證實(shí)，金融支持顯著促進(jìn)了農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展水平的提升。進(jìn)一步地，分析了金融服務(wù)支持農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化存在的問(wèn)題及成因，主要包括市場(chǎng)信息不對(duì)稱、信用評(píng)價(jià)擔(dān)保體系不健全、產(chǎn)業(yè)投融資機(jī)制不夠健全、風(fēng)險(xiǎn)管理措施缺乏、民間金融發(fā)展滯后和政府扶持力度過(guò)小等[12-13]。在理論研究與實(shí)證研究的基礎(chǔ)上，一些學(xué)者從打造“信貸+保險(xiǎn)+期貨+基金”政策組合拳、創(chuàng)新金融服務(wù)和改善農(nóng)村金融生態(tài)環(huán)境等方面[14-15]，探索了中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化金融支持模式的創(chuàng)新路徑。

以上相關(guān)研究提供了重要參考與有益借鑒，然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)始終未能揭示農(nóng)村金融深化影響農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的內(nèi)在機(jī)理，同時(shí)少有涉及農(nóng)村金融深化影響農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的實(shí)證研究。此外，現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的實(shí)證研究主要是檢驗(yàn)全國(guó)層面或某一地區(qū)層面的整體效應(yīng)，尚缺乏區(qū)域異質(zhì)性的討論。有鑒于此，基于Mckinnon[16]的金融深化理論與中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展的實(shí)踐，詳細(xì)分析農(nóng)村金融深化作用于農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的內(nèi)在機(jī)理，利用2008—2017年中國(guó)省級(jí)層面的面板數(shù)據(jù)，在客觀測(cè)算農(nóng)村金融深化程度和農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的基礎(chǔ)上，采用FGLS方法和SYS-GMM方法，分析農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響及其區(qū)域差異，采用面板門檻模型詳細(xì)討論造成這種區(qū)域差異的可能原因，以便更加全面地把握農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展過(guò)程中所面臨的金融約束。

1 理論分析與研究假說(shuō)

1.1 農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響機(jī)理

針對(duì)農(nóng)村金融深化作用于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在機(jī)理，經(jīng)典的金融深化理論與內(nèi)生金融發(fā)展理論均已經(jīng)做過(guò)系統(tǒng)闡釋。在借鑒Mckinnon[16]的金融深化理論基礎(chǔ)上，結(jié)合中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展的實(shí)踐，分析農(nóng)村金融深化作用于農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的內(nèi)在機(jī)理。具體而言，農(nóng)村金融深化主要通過(guò)儲(chǔ)蓄效應(yīng)、投資效應(yīng)和資源配置效應(yīng)作用于農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。

1）農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的儲(chǔ)蓄效應(yīng)。農(nóng)村儲(chǔ)蓄是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展投資的重要資金來(lái)源，只有儲(chǔ)蓄規(guī)模達(dá)到一定程度，才能夠確保有足夠的資金來(lái)支持農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。在過(guò)去普遍存在金融抑制的情況下，中國(guó)農(nóng)村之所以難以實(shí)現(xiàn)社會(huì)儲(chǔ)蓄規(guī)模的大幅增長(zhǎng)，其根本原因在于利率管制[17]。利率管制人為地壓低了農(nóng)村金融市場(chǎng)利率，在一定程度上抑制了農(nóng)村居民收入向農(nóng)村社會(huì)儲(chǔ)蓄的轉(zhuǎn)化效率。隨著農(nóng)村金融深化的加強(qiáng)，利率管制政策逐步放松，在利率市場(chǎng)化的大力推動(dòng)之下，農(nóng)村金融市場(chǎng)的實(shí)際利率水平將逐步靠齊均衡利率水平，農(nóng)村地區(qū)甚至城鎮(zhèn)地區(qū)的閑置富余資金受到各種高利率儲(chǔ)蓄產(chǎn)品的吸引紛紛進(jìn)入農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)，從而使得農(nóng)村地區(qū)的儲(chǔ)蓄總量大大提升，有助于擴(kuò)大農(nóng)村金融體系內(nèi)的信貸資金規(guī)模。隨著農(nóng)村地區(qū)信貸資金規(guī)模的不斷擴(kuò)大，也將匯聚成向農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展投資的巨大資金池。與此同時(shí)，農(nóng)村金融中介機(jī)構(gòu)的種類和數(shù)量將隨著農(nóng)村金融的持續(xù)深化而不斷豐富，其信用中介職能將得以充分發(fā)揮，資本的流動(dòng)性和透明度不斷增強(qiáng)，融資渠道更加多元化和便利化[18]，由此使儲(chǔ)戶與投資者的風(fēng)險(xiǎn)系數(shù)得到極大降低，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)個(gè)體的儲(chǔ)蓄信心和意愿得到有效提升，使得農(nóng)村大量閑置、分散的資金能夠轉(zhuǎn)化為支持農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的長(zhǎng)期資本。

2）農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的投資效應(yīng)。從理論上來(lái)看，有效運(yùn)轉(zhuǎn)的農(nóng)村金融體系，一方面可以動(dòng)員農(nóng)村儲(chǔ)蓄并實(shí)現(xiàn)農(nóng)村資金的大規(guī)模集聚，另一方面可以實(shí)現(xiàn)農(nóng)村儲(chǔ)蓄向農(nóng)村投資的高效轉(zhuǎn)化。隨著農(nóng)村金融深化的持續(xù)推進(jìn)和農(nóng)村金融市場(chǎng)的完善發(fā)展，農(nóng)村領(lǐng)域的投融資渠道、金融產(chǎn)品和金融工具日漸豐富與多樣化，為新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體進(jìn)行產(chǎn)業(yè)融合投資拓寬融資渠道、擴(kuò)大融資規(guī)模和解決資金難題，提高儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資的比例，最終帶動(dòng)全社會(huì)資金使用效率的有效提升。與此同時(shí)，農(nóng)村金融深化不僅可以提升農(nóng)村經(jīng)濟(jì)個(gè)體運(yùn)用系統(tǒng)內(nèi)在信息的能力，還能夠提高其向金融體系提供外部信息的能力，促使農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)、資金需求者與儲(chǔ)蓄者之間的信息不對(duì)稱性得到一定程度上的緩解[19]，在有效降低農(nóng)村儲(chǔ)蓄者資金風(fēng)險(xiǎn)的同時(shí)，也明顯減少了農(nóng)村儲(chǔ)蓄資金轉(zhuǎn)化為投資資金所耗費(fèi)的交易成本，極大地提高了農(nóng)村儲(chǔ)蓄資金向投資資金轉(zhuǎn)化的效率，有助于提升農(nóng)村金融對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展領(lǐng)域投資的水平和質(zhì)量。此外，隨著農(nóng)村金融知識(shí)的大力宣傳和廣泛普及，農(nóng)村資金閑置者的投資理財(cái)知識(shí)逐漸豐富，投資理財(cái)能力日益提升，同樣有利于農(nóng)村儲(chǔ)蓄資金向投資資金的高效轉(zhuǎn)化[20]，進(jìn)而為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展提供充足的資金支持。

3）農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的資源配置效應(yīng)。隨著農(nóng)村金融深化程度的不斷提升，其對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的資源配置效應(yīng)主要表現(xiàn)在二個(gè)方面：一是資金導(dǎo)向機(jī)制。伴隨農(nóng)村金融中介和金融市場(chǎng)的日益發(fā)育和不斷完善，農(nóng)村金融資源的配置效率得以優(yōu)化和改善，使得農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)可以利用信息收集功能甄別和評(píng)估出投資效率相對(duì)較高的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合主體或項(xiàng)目，優(yōu)先為其提供有限的資金支持。同時(shí)，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)還能夠通過(guò)其信用籌資功能，促進(jìn)城鄉(xiāng)之間和農(nóng)村內(nèi)部的資金融通，優(yōu)化和改善農(nóng)村金融資源的空間配置[18]，為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展拓寬融資渠道。二是產(chǎn)業(yè)整合機(jī)制。一方面，農(nóng)村金融深化創(chuàng)新了農(nóng)村的金融產(chǎn)品與金融工具，使得農(nóng)村大量的金融資本可以實(shí)現(xiàn)快速流動(dòng)和有效積聚，這也恰好與農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展對(duì)資金的巨大需求相適應(yīng)，有利于促進(jìn)休閑旅游農(nóng)業(yè)、農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)和農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)等快速發(fā)展，從而推動(dòng)了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的步伐。另一方面，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)通過(guò)合理配置金融資源可以推動(dòng)農(nóng)村創(chuàng)新活動(dòng)的開展，而創(chuàng)新成果一旦為農(nóng)業(yè)所吸收便可以迅速擴(kuò)散至整個(gè)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈，不僅能夠有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，同時(shí)可以優(yōu)化農(nóng)村領(lǐng)域的生產(chǎn)要素配置并帶動(dòng)農(nóng)村二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展[2]，從而也有利于提升農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平?；谝陨侠碚摲治?，提出農(nóng)村金融深化有利于農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。

1.2 農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展影響的區(qū)域差異

由于中國(guó)幅員遼闊，區(qū)域之間農(nóng)村的自然條件、生產(chǎn)力水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)等方面各不相同，農(nóng)村金融深化程度和農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平也因此呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域差異。從農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平來(lái)看，相對(duì)于中西部地區(qū)而言，由于東部地區(qū)在農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸、多功能拓展、新業(yè)態(tài)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)融合主體培育方面整體表現(xiàn)較為出色，其農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平也處于領(lǐng)先地位，由此也產(chǎn)生了較高的金融需求。同時(shí)，東部地區(qū)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)較多，農(nóng)村金融產(chǎn)品和金融服務(wù)也較豐富，可以較好地滿足當(dāng)?shù)剞r(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的需要。此外，除了農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)，東部地區(qū)的城市金融對(duì)農(nóng)村也會(huì)有一定的資金支持，這種金融反哺有利于完善當(dāng)?shù)剞r(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的金融支持系統(tǒng)。

與東部地區(qū)相比，雖然中西部地區(qū)的農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展在近些年取得了顯著成效，但其發(fā)展層次和水平依舊明顯滯后。同時(shí)，目前中西部地區(qū)的農(nóng)村金融服務(wù)較為薄弱，農(nóng)村金融發(fā)展尚普遍存在著諸如金融供給缺口大、供給結(jié)構(gòu)不合理和服務(wù)供給不到位等現(xiàn)象[21]，由此不管是在農(nóng)村金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)還是金融效率方面，均難以為當(dāng)?shù)剞r(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展提供充足的金融支持。綜上，鑒于農(nóng)村金融深化程度和農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平固有的區(qū)域異質(zhì)性特征，不同區(qū)域農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展受到來(lái)自農(nóng)村金融深化的影響也可能存在一定差異?；谝陨侠碚摲治觯岢鲛r(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響效應(yīng)在不同區(qū)域存在一定差異。

2 研究方法

2.1 模型設(shè)定與估計(jì)方法

為了檢驗(yàn)農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響及其區(qū)域差異，借鑒目前學(xué)術(shù)界有關(guān)農(nóng)村（或農(nóng)業(yè)）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整影響因素研究的通常做法[22-23]，設(shè)定基本計(jì)量模型為：

式中：i、t分別表示省份和時(shí)間；CON、FIN分別為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展和農(nóng)村金融深化；a0為常數(shù)項(xiàng)，a1為農(nóng)村金融深化變量的回歸系數(shù)。MEC為農(nóng)村金融深化影響農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的內(nèi)在機(jī)理變量，包括反映儲(chǔ)蓄效應(yīng)的農(nóng)戶儲(chǔ)蓄、投資效應(yīng)的農(nóng)村投資和資源配置效應(yīng)的農(nóng)村投資效率。CTL為控制變量組。ui為不可觀測(cè)的地區(qū)效應(yīng)，eit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

式（1）屬于靜態(tài)面板模型，其估計(jì)方法可以綜合運(yùn)用F檢驗(yàn)、LM檢驗(yàn)與Hausman檢驗(yàn)在混合效應(yīng)（POLS）、固定效應(yīng)（FE）和隨機(jī)效應(yīng)（RE）3種模型中進(jìn)行選擇[24]。此外，還有必要對(duì)靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)和自相關(guān)檢驗(yàn)。若面板估計(jì)模型存在異方差與自相關(guān)，則需要改用可行廣義最小二乘法（FGLS）重新進(jìn)行估計(jì)，以盡可能地消除異方差與自相關(guān)問(wèn)題。

為了降低遺漏變量可能造成的估計(jì)偏誤[25]，同時(shí)考慮農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展也可能與過(guò)去因素有關(guān)，在式（1）中加入被解釋變量（農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展）的一階滯后項(xiàng)，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型為：

式中：b0為常數(shù)項(xiàng)；CONi,t-1表示農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展變量的一階滯后項(xiàng)，b1為其回歸系數(shù)；ni為不可觀測(cè)的地區(qū)效應(yīng)，zit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

式（2）屬于動(dòng)態(tài)面板模型，利用系統(tǒng)GMM（SYS-GMM）進(jìn)行估計(jì)。同時(shí)，利用殘差序列相關(guān)性檢驗(yàn)（AR檢驗(yàn)）和過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)（Hansen檢驗(yàn)）對(duì)模型設(shè)定與估計(jì)的有效性進(jìn)行判別。如果兩者均接受原假設(shè)，則說(shuō)明模型設(shè)定與估計(jì)是有效的。此外，SYS-GMM可以分為一步估計(jì)與兩步估計(jì)，兩步估計(jì)由于對(duì)異方差和截面相關(guān)更具穩(wěn)健性，一般情況下要優(yōu)于一步估計(jì)。綜上，將采用兩步SYSGMM對(duì)式（2）進(jìn)行估計(jì)。

2.2 變量選取

1）被解釋變量。被解釋變量為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展（CON）。已有文獻(xiàn)主要采用2種方法對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展指標(biāo)進(jìn)行測(cè)度。一是協(xié)調(diào)發(fā)展指數(shù)法。如譚明交[26]利用協(xié)調(diào)發(fā)展系數(shù)方法，在分別計(jì)算農(nóng)村產(chǎn)業(yè)化實(shí)際值和理想值的基礎(chǔ)之上，測(cè)算了2005—2014年中國(guó)各省份農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展系數(shù)。二是綜合指數(shù)法。如李曉龍和冉光和[27-28]、李曉龍和陸遠(yuǎn)權(quán)[29]在借鑒李蕓等[30]研究的基礎(chǔ)上，從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸、農(nóng)業(yè)多功能性發(fā)揮和農(nóng)業(yè)服務(wù)業(yè)融合發(fā)展3個(gè)方面出發(fā)，構(gòu)建了可以較好反映中國(guó)各省份農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。借鑒李曉龍和冉光和[27]的研究做法，采用綜合指數(shù)法測(cè)算得到了2008—2017年中國(guó)各省份農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平。

2）核心解釋變量。農(nóng)村金融深化（FIN）為考察的核心解釋變量。綜合參考丁志國(guó)等[31]和杜思正等[32]的做法，構(gòu)建了中國(guó)省際農(nóng)村金融深化程度的綜合測(cè)度指標(biāo)體系。其中，用人均農(nóng)戶貸款、人均農(nóng)戶存款和農(nóng)村每萬(wàn)人擁有小型金融機(jī)構(gòu)數(shù)3個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量農(nóng)村金融規(guī)模擴(kuò)張情況，其值越大表示農(nóng)村金融規(guī)模越大，農(nóng)村金融深化程度越高；用農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)深度和農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)密度2個(gè)指標(biāo)反映農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化狀況，其值越大說(shuō)明農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)越趨合理，農(nóng)村金融深化程度越高；用農(nóng)戶存貸款總額與農(nóng)業(yè)增加值之比和農(nóng)戶貸存比2個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量農(nóng)村金融效率提升情況，其值越大意味著農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)吸收的農(nóng)戶存款和發(fā)放的農(nóng)戶貸款越多，同時(shí)農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)將農(nóng)戶存款轉(zhuǎn)化為農(nóng)戶貸款的比例越高，農(nóng)村金融市場(chǎng)效率和服務(wù)質(zhì)量越高，農(nóng)村金融深化程度越高。在構(gòu)建上述綜合測(cè)度指標(biāo)體系的基礎(chǔ)上，采用熵值法和線性加權(quán)求和法計(jì)算得到了中國(guó)省際農(nóng)村金融深化程度的綜合指數(shù)。

3）其他變量。其他變量包括內(nèi)在機(jī)理變量與控制變量。其中，內(nèi)在機(jī)理變量包括：農(nóng)戶儲(chǔ)蓄（SAV），以農(nóng)戶儲(chǔ)蓄的自然對(duì)數(shù)值表示；農(nóng)村投資（INV），用農(nóng)村投資總量的自然對(duì)數(shù)值來(lái)衡量；農(nóng)村投資效率（DIS），用第一產(chǎn)業(yè)增加值與當(dāng)年總投資的比值來(lái)表示[18]?？刂谱兞堪ǎ赫?cái)政支持（GOV），借鑒學(xué)術(shù)界的普遍做法，以各省份政府財(cái)政支農(nóng)支出與第一產(chǎn)業(yè)增加值的比率，來(lái)反映地方政府財(cái)政支出對(duì)“三農(nóng)”問(wèn)題的重視程度；城鎮(zhèn)化進(jìn)程（URB），用非農(nóng)業(yè)就業(yè)人口占總就業(yè)人口的比重來(lái)度量；農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度（ENT），參考古家軍和謝鳳華[33]的研究，選取各省份農(nóng)村私營(yíng)企業(yè)投資者人數(shù)與農(nóng)村個(gè)體戶數(shù)之和占農(nóng)村就業(yè)總數(shù)的比重來(lái)反映農(nóng)村創(chuàng)業(yè)的活躍程度；農(nóng)村人力資本（HUM），以各省份農(nóng)村居民人均受教育年限來(lái)衡量農(nóng)村人力資本水平。其中，農(nóng)村人均受教育年限= 0×文盲和半文盲人口比例+6×小學(xué)文化人口比例+9×中學(xué)文化人口比例+12×高中文化人口比例+16×大學(xué)文化人口比例；交通基礎(chǔ)設(shè)施（FRA），以各省份公路密度（公路運(yùn)營(yíng)總里程/國(guó)土面積）來(lái)衡量交通基礎(chǔ)設(shè)施水平。

2.3 數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文研究樣本包含30個(gè)省份2008—2017年的面板數(shù)據(jù)（港澳臺(tái)地區(qū)、西藏自治區(qū)由于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)存在不同程度的缺失，未被納入研究樣本）。其中，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展原始數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)年鑒》《中國(guó)休閑農(nóng)業(yè)年鑒》《中國(guó)工商行政管理年鑒》、全國(guó)溫室數(shù)據(jù)系統(tǒng)、各省份休閑農(nóng)業(yè)發(fā)展報(bào)告、政府報(bào)告和相關(guān)新聞報(bào)道，個(gè)別缺失數(shù)據(jù)采用線性插值法予以補(bǔ)齊處理；農(nóng)村金融深化原始數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)金融年鑒》《中國(guó)保險(xiǎn)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村金融服務(wù)報(bào)告》《中國(guó)區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告》和《“三農(nóng)”貸款與縣域金融統(tǒng)計(jì)報(bào)告》；各省份農(nóng)村私營(yíng)企業(yè)投資者人數(shù)與農(nóng)村個(gè)體戶數(shù)來(lái)源于各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；財(cái)政支農(nóng)支出、城鄉(xiāng)人口數(shù)量、公路里程和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值等數(shù)據(jù)主要來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；農(nóng)村居民人均受教育年限原始數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了確保統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的可比性，以2008年作為基期，對(duì)涉及到用貨幣計(jì)量的相關(guān)變量均作了平減處理。

圖1 2008—2017年農(nóng)村金融深化程度和農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的變動(dòng)趨勢(shì)Fig. 1 Change dynamic of enhanced rural financial services and the integrated development of agricultural industry during 2008-2017

3 結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)村金融深化與農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展分析

圖1描繪了2008—2017全國(guó)及分區(qū)域農(nóng)村金融深化程度和農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的變動(dòng)趨勢(shì)?？梢钥闯?，在樣本期間，農(nóng)村金融深化的基本走勢(shì)較好，總體上有了非常明顯的提升，農(nóng)村金融深化程度從2008年的1.029 5，提升到2017年的2.717 4，年均增長(zhǎng)率高達(dá)11.39%，均值為1.822 2。分區(qū)域來(lái)看，樣本期間東部地區(qū)農(nóng)村金融深化程度均值較高，為2.316 4，明顯高于中西部地區(qū)（1.536 1）。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的變動(dòng)趨勢(shì)與農(nóng)村金融深化程度有著高度的相似性，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平由2008年的1.039 3上升到2017年的2.604 8，樣本期間的年均增長(zhǎng)率為10.75%，但略微低于農(nóng)村金融深化程度的提升速度。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平也存在明顯的區(qū)域差異，與中西部地區(qū)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平均值（1.249 8）相比，東部地區(qū)明顯更高，達(dá)2.784 9。綜上可以初步判斷，農(nóng)村金融深化程度與農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平存在著較高的正向相關(guān)性，為了有效測(cè)度兩者之間的關(guān)系，將采用計(jì)量分析方法進(jìn)行嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證檢驗(yàn)。

3.2 農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響分析

在對(duì)靜態(tài)面板模型進(jìn)行估計(jì)之前，首先進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。從檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，整體回歸模型的方差膨脹因子（VIF）總值為2.88，單個(gè)解釋變量的VIF 值最大為4.52，遠(yuǎn)低于臨界值10，這表明解釋變量之間不存在多重共線性問(wèn)題，可以展開下一步分析。在對(duì)靜態(tài)面板模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)，需要對(duì)模型設(shè)定的具體形式進(jìn)行選擇。從檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)看，F(xiàn)檢驗(yàn)、LM檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)均在1%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)，說(shuō)明固定效應(yīng)模型最為合適。對(duì)面板模型進(jìn)行了異方差檢驗(yàn)（Wald檢驗(yàn)）和自相關(guān)檢驗(yàn)（Wooldrige檢驗(yàn)）。兩項(xiàng)檢驗(yàn)的P值均為0.000，強(qiáng)烈拒絕“不存在異方差”和“不存在自相關(guān)”的原假設(shè)，說(shuō)明面板模型存在明顯的異方差和自相關(guān)，為此，需要采用改進(jìn)的FGLS方法對(duì)靜態(tài)面板模型進(jìn)行估計(jì)。而在對(duì)動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)，結(jié)合前文的估計(jì)方法說(shuō)明，采用了SYSGMM方法。綜上所述，分別采用FGLS方法和SYS-GMM方法的估計(jì)結(jié)果。

采用FGLS方法的Wald值通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)（表1），說(shuō)明計(jì)量模型設(shè)定較為合理，估計(jì)結(jié)果具有較好的可信度；而采用SYS-GMM方法的AR(2)檢驗(yàn)說(shuō)明一階差分后的殘差不存在二階序列自相關(guān)性，Hansen檢驗(yàn)的P值明顯大于0.10，說(shuō)明選取的工具變量是有效的，因此設(shè)定的動(dòng)態(tài)面板模型基本合理。從不含交互項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，在不同估計(jì)方法下，農(nóng)村金融深化（FIN）對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響系數(shù)始終顯著為正，說(shuō)明農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的正向作用是較為穩(wěn)健的，即農(nóng)村金融深化有利于提升農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平。從包含交互項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果來(lái)看（限于篇幅，僅列出采用SYS-GMM方法的估計(jì)結(jié)果），農(nóng)戶儲(chǔ)蓄（SAV）、農(nóng)村投資（INV）和農(nóng)村投資效率（DIS）對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響系數(shù)全部顯著為正，且至少通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明農(nóng)戶儲(chǔ)蓄水平、農(nóng)村投資水平和農(nóng)村投資效率的提升均有利于推進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。同時(shí)，農(nóng)村金融深化與農(nóng)戶儲(chǔ)蓄、農(nóng)村投資、農(nóng)村投資效率的交互項(xiàng)（FIN×SAV、FIN×INV、FIN×DIS）對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響系數(shù)均顯著為正，且至少通過(guò)了10%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明農(nóng)村金融深化可以強(qiáng)化農(nóng)戶儲(chǔ)蓄、農(nóng)村投資和農(nóng)村投資效率對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的正向作用，從而驗(yàn)證了農(nóng)村金融深化主要通過(guò)儲(chǔ)蓄效應(yīng)、投資效應(yīng)和資源配置效應(yīng)作用于農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。

表1 農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響檢驗(yàn)結(jié)果Table 1 Test results of the impact of enhanced rural financial services on the integrated development of agricultural industry

從其他控制變量的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，政府財(cái)政支持（GOV）對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展具有促進(jìn)作用，且系數(shù)均通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)（表1），說(shuō)明政府財(cái)政支持可以緩解農(nóng)業(yè)生產(chǎn)建設(shè)所需資金壓力，為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)提供物質(zhì)基礎(chǔ)，進(jìn)而推動(dòng)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。城鎮(zhèn)化進(jìn)程（URB）對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響系數(shù)大部分顯著為正，表明城鎮(zhèn)化作為農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的重要依托，為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展提供了空間，由此也有效地提升了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平。農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度（ENT）與農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展正相關(guān)，且在FGLS方法下通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活躍度越高，越有利于形成新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)和新模式，從而加快農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的速度，并擴(kuò)大農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的規(guī)模。農(nóng)村人力資本（HUM）對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響系數(shù)顯著為正，且在采用SYS-GMM方法下通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明隨著農(nóng)村教育普及的速度加快，接受各類教育的農(nóng)村居民也逐漸增多，而科技知識(shí)的豐富和管理技能的提升無(wú)疑會(huì)催生更多的產(chǎn)業(yè)融合主體，推動(dòng)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。交通基礎(chǔ)設(shè)施（FRA）對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展具有促進(jìn)作用，且系數(shù)至少通過(guò)了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善可以改善農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展環(huán)境，推動(dòng)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。從被解釋變量的一階滯后項(xiàng)來(lái)看，上一年農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展（L.CON）與當(dāng)期農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展（CON）之間的正向關(guān)系十分顯著，這表明農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展是一個(gè)長(zhǎng)期持續(xù)的累計(jì)過(guò)程，當(dāng)期農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展會(huì)受到前期農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的積極影響。

3.3 區(qū)域差異分析

表2和表3匯報(bào)了東部和中西部地區(qū)農(nóng)村金融深化影響農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的檢驗(yàn)結(jié)果。根據(jù)Wald值、AR(2)檢驗(yàn)和Hansen檢驗(yàn)結(jié)果可以判定，模型設(shè)定具有合理性，估計(jì)結(jié)果較為可靠，并且工具變量選擇是有效的。從核心解釋變量的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，在分別采用FGLS方法、SYS-GMM方法時(shí)，農(nóng)村金融深化（FIN）的估計(jì)系數(shù)在東部地區(qū)分別為0.438 6和0.511 8，且都通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)；農(nóng)村金融深化的估計(jì)系數(shù)在中西部地區(qū)分別為0.306 2和0.202 3，也都通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。農(nóng)村金融深化與農(nóng)戶儲(chǔ)蓄、農(nóng)村投資、農(nóng)村投資效率的交互項(xiàng)（FIN×SAV、FIN×INV、FIN×DIS）對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響系數(shù)均顯著為正，其系數(shù)在東部地區(qū)分別為0.035 7、0.102 7和0.007 6，中西部地區(qū)分別為0.010 4、0.087 2和0.006 2。上述結(jié)果表明，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響存在顯著的區(qū)域差異特征，相對(duì)于中西部地區(qū)省份而言，農(nóng)村金融深化對(duì)東部地區(qū)省份農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的提升作用更大。

表2 東部地區(qū)農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響檢驗(yàn)結(jié)果Table 2 Test results of the impact of enhanced rural financial services on the integrated development of agricultural industry in the eastern region

從各區(qū)域農(nóng)村金融深化程度與農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的實(shí)際情況來(lái)看，在樣本期間，中西部地區(qū)省份農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的均值僅為1.249 8，相比較而言，東部地區(qū)省份農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平更高，其平均水平達(dá)到了2.784 9。樣本期間東部地區(qū)省份農(nóng)村金融深化程度均值為2.316 4，中西部地區(qū)省份農(nóng)村金融深化程度均值僅為1.536 1，可見東部地區(qū)農(nóng)村金融深化程度較中西部地區(qū)明顯更高一些。由此可以發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)省份農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平之所以比較高，其中一個(gè)重要原因可能正是由于該地區(qū)農(nóng)村金融深化程度較高，因而當(dāng)?shù)剞r(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展受到來(lái)自金融深化的推動(dòng)作用也越強(qiáng)。換句話說(shuō)，在農(nóng)村金融深化程度越高的地區(qū)，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的提升作用也越發(fā)明顯。

表3 中西部地區(qū)農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響檢驗(yàn)結(jié)果Table 3 Test results of the impact of enhanced rural financial services on the integrated development of agricultural industry in the central and western regions

3.4 區(qū)域差異影響因素分析

上述研究表明，農(nóng)村金融深化顯著促進(jìn)了農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，且這種影響存在明顯的區(qū)域差異，接下來(lái)，將討論這種區(qū)域差異的可能影響因素。為此，以農(nóng)村金融深化（FIN）、農(nóng)村人力資本（HUM）和交通基礎(chǔ)設(shè)施（FRA）作為門檻變量，以農(nóng)村金融深化作為門檻依賴變量，分別構(gòu)建面板門檻模型，以檢驗(yàn)農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的促進(jìn)效應(yīng)是否存在基于農(nóng)村金融深化、農(nóng)村人力資本和交通基礎(chǔ)設(shè)施等區(qū)域因素的門檻特征。根據(jù) Hansen[34]的思路，在對(duì)面板門檻模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)之前，首先要進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。從門檻效應(yīng)檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)值和對(duì)應(yīng)的P值可以看出，不管以農(nóng)村金融深化、農(nóng)村人力資本還是交通基礎(chǔ)設(shè)施作為門檻變量，全部通過(guò)了雙重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，這充分說(shuō)明：農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響，確實(shí)存在基于農(nóng)村金融深化、農(nóng)村人力資本和交通基礎(chǔ)設(shè)施的雙重門檻效應(yīng)。從門檻值的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，農(nóng)村金融深化的雙重門檻估計(jì)值分別為0.815和1.606，農(nóng)村人力資本的雙重門檻估計(jì)值分別為7.348和8.416，交通基礎(chǔ)設(shè)施的雙重門檻估計(jì)值分別為0.463和1.221，且全部落在相應(yīng)的95%的置信區(qū)間之內(nèi)，可見門檻估計(jì)值與真實(shí)值一致。在門檻效應(yīng)檢驗(yàn)之后，表4列示了分別以農(nóng)村金融深化、農(nóng)村人力資本和交通基礎(chǔ)設(shè)施作為門檻變量的面板門檻模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果。

當(dāng)農(nóng)村金融深化程度低于第一門檻值（0.815）時(shí)，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響系數(shù)為-0.143 1，但并未通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)；當(dāng)農(nóng)村金融深化程度處于第一門檻值（0.815）和第二門檻值（1.606）之間時(shí)，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響系數(shù)由負(fù)變正（0.106 1），依舊沒(méi)能通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)；當(dāng)農(nóng)村金融深化程度高于第二門檻值（1.606）時(shí)，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響系數(shù)顯著為正（0.266 0），且通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)（表4）。這表明，隨著地區(qū)農(nóng)村金融深化程度的不斷提高，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的促進(jìn)作用不斷提升。結(jié)合前文的實(shí)證結(jié)果分析可知，在農(nóng)村金融深化程度越高的地區(qū)，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的提升作用越強(qiáng)，因此，區(qū)域之間農(nóng)村金融深化程度的不同，正是導(dǎo)致農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的促進(jìn)效應(yīng)存在區(qū)域差異的重要因素。截至2017年，還有河南、湖北、廣西和云南等中西部地區(qū)省份尚未跨越農(nóng)村金融深化程度的第二門檻值。

當(dāng)農(nóng)村人力資本水平低于第一門檻值（7.348）時(shí)，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響系數(shù)為0.280 5，且通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)；當(dāng)農(nóng)村人力資本水平高于第一門檻值7.348時(shí)，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響系數(shù)依舊顯著為正（0.387 9），且系數(shù)數(shù)值有所增大；隨著農(nóng)村人力資本水平跨越第二門檻值8.416之后，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響系數(shù)提升到0.595 1，且通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)（表4）。這說(shuō)明農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的促進(jìn)作用會(huì)隨著農(nóng)村人力資本水平的提升而不斷增強(qiáng)。農(nóng)村人力資本增強(qiáng)有助于提高個(gè)體對(duì)金融資源的獲取和運(yùn)用能力。因此，在農(nóng)村人力資本水平越高的地區(qū)，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的提升作用也越強(qiáng)。截至2017年，尚有安徽、重慶、四川、貴州、云南、青海和寧夏等中西部地區(qū)省份未能跨過(guò)農(nóng)村人力資本水平第二門檻值。

表4 面板門檻模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果Table 4 Parameter estimation results of the panel threshold model

當(dāng)交通基礎(chǔ)設(shè)施水平低于第一門檻值（0.463）時(shí)，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響系數(shù)為正（0.107 2），僅通過(guò)了10%的顯著性水平檢驗(yàn)；當(dāng)交通基礎(chǔ)設(shè)施水平處于第一門檻值（0.463）和第二門檻值（1.221）之間時(shí)，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響系數(shù)數(shù)值有所增大（0.306 6），且通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)；當(dāng)交通基礎(chǔ)設(shè)施水平高于第二門檻值（1.221）時(shí)，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響系數(shù)依舊在1%的水平上顯著為正，且系數(shù)數(shù)值增大到0.724 6（表4）。這充分表明，隨著交通基礎(chǔ)設(shè)施水平的不斷提高，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的促進(jìn)作用隨之增大。交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善可以為開展農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合創(chuàng)造有利條件，因此，在交通基礎(chǔ)設(shè)施越完善的地區(qū)，越有利于發(fā)揮農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的提升作用。截至2017年，跨過(guò)交通基礎(chǔ)設(shè)施水平第二門檻值的省份有北京、天津、上海、江蘇、安徽、山東、河南、湖北、廣東和重慶，大多數(shù)省份都位于東部地區(qū)。

綜上所述，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響存在明顯的非線性門檻特征。在農(nóng)村金融深化程度、農(nóng)村人力資本和交通基礎(chǔ)設(shè)施水平的不同門檻值區(qū)間，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響存在明顯差異。具體而言，在農(nóng)村金融深化程度、農(nóng)村人力資本水平和交通基礎(chǔ)設(shè)施水平越高的地區(qū)，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的提升作用越大?？梢姡貐^(qū)之間農(nóng)村金融深化程度、農(nóng)村人力資本和交通基礎(chǔ)設(shè)施水平的不同，是造成農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響存在區(qū)域差異的重要原因。這也意味著，各地區(qū)可以根據(jù)自身發(fā)展現(xiàn)狀，在促進(jìn)農(nóng)村金融深化、加快農(nóng)村人力資本積累和完善交通基礎(chǔ)設(shè)施等方面下足功夫，盡可能地創(chuàng)造有利條件，以充分發(fā)揮農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的促進(jìn)效應(yīng)。

4 結(jié)論與政策建議

4.1 結(jié)論

農(nóng)村金融深化是影響農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的關(guān)鍵因素，農(nóng)村金融深化主要通過(guò)儲(chǔ)蓄效應(yīng)、投資效應(yīng)和資源配置效應(yīng)作用于農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。研究表明，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展具有明顯的正向作用，即農(nóng)村金融深化程度的上升有利于提升農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平。農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的提升作用存在明顯的區(qū)域差異，相比于中西部地區(qū)，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的提升作用在東部地區(qū)更加顯著。從造成這種區(qū)域差異的可能因素來(lái)看，在農(nóng)村金融深化程度、農(nóng)村人力資本水平和交通基礎(chǔ)設(shè)施水平不同的地區(qū)，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的影響存在明顯差異。一個(gè)地區(qū)的農(nóng)村金融深化程度、農(nóng)村人力資本和基礎(chǔ)設(shè)施水平越高，農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的提升作用越大。這對(duì)進(jìn)一步推動(dòng)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)的高質(zhì)量融合發(fā)展具有極為重要的參考價(jià)值。

4.2 建議

1）農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的提高，離不開農(nóng)村金融深化的支持。當(dāng)前，應(yīng)以農(nóng)村金融改革為契機(jī)，完善多層次金融支持政策，增加農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的金融供給。具體包括：繼續(xù)保持對(duì)涉農(nóng)金融機(jī)構(gòu)執(zhí)行較低的存款準(zhǔn)備金率政策，引導(dǎo)涉農(nóng)商業(yè)銀行積極“用好增量”和 “盤活存量”，釋放更多資金支持農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展；鼓勵(lì)直接融資發(fā)展政策，促進(jìn)私募投資、股票市場(chǎng)和債券市場(chǎng)發(fā)展，擴(kuò)大農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的直接融資規(guī)模；貫徹落實(shí)《農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)條例》和國(guó)務(wù)院《關(guān)于加快發(fā)展現(xiàn)代保險(xiǎn)服務(wù)業(yè)的若干意見》精神，為農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)服務(wù)業(yè)的良性循環(huán)與健康發(fā)展提供完善的政策環(huán)境，切實(shí)降低農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展風(fēng)險(xiǎn)。

2）農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平的提高，還應(yīng)關(guān)注農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展影響的區(qū)域差異。各地區(qū)政府在制定農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的促進(jìn)政策時(shí)，必須基于當(dāng)?shù)剞r(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀，因地制宜推進(jìn)農(nóng)村金融改革，建立健全農(nóng)村金融市場(chǎng)的制度規(guī)范；尤其是廣大中西部地區(qū)，更應(yīng)該把農(nóng)村金融改革擺在突出位置，加快農(nóng)村金融市場(chǎng)建設(shè)，大力促進(jìn)農(nóng)村金融發(fā)展。

3）各地區(qū)還需要加大交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投資，持續(xù)完善交通基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)；不斷強(qiáng)化農(nóng)村人力資本積累，增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)主體對(duì)金融資源的獲取和運(yùn)用能力，為盡可能地發(fā)揮農(nóng)村金融深化對(duì)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的促進(jìn)作用創(chuàng)造有利條件。