廖桂蓉 盛偉

（西南民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 四川成都 610041）

一、引言

近二三十年城鄉(xiāng)差距拉大，主要原因在于要素的單向流動。人力資本由農(nóng)村單向地流到城市，金融資本也單向地從農(nóng)村流向城市，兩個單向流動幾乎掏空了農(nóng)村，導(dǎo)致城鄉(xiāng)差距拉大[1]。面對城鄉(xiāng)發(fā)展不均衡不充分的矛盾問題，黨的十九大提出實施優(yōu)先發(fā)展農(nóng)業(yè)農(nóng)村和全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興的路徑，而不是城鎮(zhèn)化的單一路徑，為全面脫貧之后的農(nóng)村發(fā)展作出了新的制度安排。在全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中，我國政府十分強(qiáng)調(diào)鄉(xiāng)村振興的金融服務(wù)功能。

2022 年，中央一號文件明確強(qiáng)調(diào)“強(qiáng)化鄉(xiāng)村振興金融服務(wù)”。在金融扶貧與金融服務(wù)鄉(xiāng)村振興的有效銜接過程中，金融資源仍需要配置到農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的重點領(lǐng)域和薄弱環(huán)節(jié)，這就需要繼續(xù)保持一定程度的政策性金融支持，進(jìn)一步鞏固拓展脫貧攻堅戰(zhàn)成果[2]。2023年，中央一號文件則更明確指出“撬動金融按市場化原則更多投向農(nóng)業(yè)農(nóng)村，推動金融機(jī)構(gòu)增加鄉(xiāng)村振興相關(guān)領(lǐng)域貸款投放”?？梢姡谌嫱七M(jìn)鄉(xiāng)村振興的戰(zhàn)略中，地方政府作為投入責(zé)任主體，需要獲得大量的資金支持，必然產(chǎn)生對國有專業(yè)銀行等金融機(jī)構(gòu)和中國人民銀行地方分支機(jī)構(gòu)進(jìn)行干預(yù)的動機(jī)。那么，在強(qiáng)化鄉(xiāng)村振興的金融服務(wù)中，地方政府干預(yù)會帶來怎樣的影響效果呢？這值得我們深入研究。

自鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提出后，學(xué)者們紛紛展開了金融發(fā)展與鄉(xiāng)村振興的相關(guān)研究。也有少數(shù)學(xué)者通過構(gòu)建面板門檻回歸模型，實證分析了金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的門檻效應(yīng)。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，隨著農(nóng)村人均可支配收入的不斷提高，金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的促進(jìn)作用也不斷增強(qiáng)[3]。另一些學(xué)者則發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響呈現(xiàn)非線性特征。當(dāng)數(shù)字普惠金融發(fā)展水平低于特定門檻值時，其對鄉(xiāng)村振興存在正向促進(jìn)作用；而當(dāng)其發(fā)展水平高于該門檻值時，其正向促進(jìn)作用可以大幅提升[4-5]。當(dāng)前，在門檻效應(yīng)視角下開展的金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興影響研究，幾乎都是基于中國省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行的，基于縣域數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究相當(dāng)缺乏。中國有2000 多個縣級行政區(qū)劃，且每個省份的縣域單元也較多，不同縣域單元之間的社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異性較大，因而從縣域單元來檢驗金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的門檻效應(yīng)有著積極的實踐意義，而且其在民族地區(qū)的適用性也值得檢驗。

文章以藏羌彝走廊核心區(qū)①藏羌彝走廊是指我國西部歷史上以藏羌彝族群先民為主體、縱貫大西北和大西南的民族遷徙和休養(yǎng)生息的地區(qū)，其核心區(qū)域參見2014年3月文化部和財政部聯(lián)合發(fā)布《藏羌彝文化產(chǎn)業(yè)走廊總體規(guī)劃》。藏羌彝走廊是國家鄉(xiāng)村振興的重點區(qū)域，其核心區(qū)域涉及四川、貴州、云南、西藏、甘肅和青海等6?。▍^(qū)）的107個縣（市、區(qū)），其中國家鄉(xiāng)村振興重點幫扶縣有65個。另外，因拉薩城關(guān)區(qū)數(shù)據(jù)缺失較多，實證分析中剔除了該樣本，只保留了106個樣本縣域）。106個縣域2001～2020年的數(shù)據(jù)為樣本，將“政府干預(yù)—金融發(fā)展—鄉(xiāng)村振興”三者同時納入同一框架中，探討隨著地方政府干預(yù)程度的變化，金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響會表現(xiàn)出怎樣的異質(zhì)性特征，以對強(qiáng)化民族地區(qū)的鄉(xiāng)村振興金融服務(wù)戰(zhàn)略提供有針對性的決策參考。文章一是立足于藏羌彝走廊核心區(qū)特有的縣域特征②2021年8月27日，中央農(nóng)村工作領(lǐng)導(dǎo)小組辦公室和國家鄉(xiāng)村振興局發(fā)布《關(guān)于公布國家鄉(xiāng)村振興重點幫扶縣名單的通知》，幫扶名單囊括了西部10省160個縣（市、區(qū)）。這份名單中沒有新疆、西藏的縣，但當(dāng)時的國家鄉(xiāng)村振興局局長王正譜在國家鄉(xiāng)村振興重點幫扶縣工作會議上的講話中表示，“支持國家鄉(xiāng)村振興重點幫扶縣的政策，對新疆、西藏同樣適用?！备鞑课雠_的支持鄉(xiāng)村振興重點幫扶縣的相關(guān)文件中也明確“新疆、西藏參照本方案執(zhí)行”，相當(dāng)于對兩個自治區(qū)執(zhí)行全域幫扶。，構(gòu)建地方政府干預(yù)在民族地區(qū)鄉(xiāng)村振興金融服務(wù)功能中的作用機(jī)理，拓展了理論應(yīng)用范圍；二是給出了來自藏羌彝走廊核心區(qū)縣域數(shù)據(jù)的實證支持，并基于省際交界縣和非交界縣的樣本劃分，探討在強(qiáng)化鄉(xiāng)村振興金融服務(wù)中政府干預(yù)門檻效應(yīng)的異質(zhì)性；三是在靜態(tài)面板門檻回歸模型的基礎(chǔ)上構(gòu)建了動態(tài)面板門檻回歸模型，并采用FDGMM 估計方法處理了門檻變量的內(nèi)生性問題，得出更為穩(wěn)健的結(jié)論。

二、理論分析

（一）鄉(xiāng)村振興水平測度分析

實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是破解農(nóng)業(yè)農(nóng)村農(nóng)民問題，促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)村繁榮、農(nóng)民增收的治本之策。在鄉(xiāng)村振興指標(biāo)體系構(gòu)建方面，近年來多數(shù)文獻(xiàn)從“生產(chǎn)發(fā)展、生活寬裕、鄉(xiāng)風(fēng)文明、村容整潔、管理民主”5 個方面進(jìn)行指標(biāo)體系構(gòu)建[6]；2018 年以來，越來越多的研究開始把《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018-2022 年）》提出的總要求“產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風(fēng)文明、治理有效、生活富?！?個方面作為鄉(xiāng)村振興指標(biāo)體系的二級指標(biāo)，在此基礎(chǔ)上篩選出三、四級指標(biāo)，構(gòu)建出新的鄉(xiāng)村振興評價指標(biāo)體系[7]。此外，藏羌彝走廊核心區(qū)具有一個共同特征，即其社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)特別薄弱、防止規(guī)模性返貧的任務(wù)特別重；而國家鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的中期目標(biāo)就是要進(jìn)一步緩解相對貧困，推進(jìn)共同富裕進(jìn)程。據(jù)此，我們在借鑒以上學(xué)者的鄉(xiāng)村振興指標(biāo)體系的基礎(chǔ)上，立足于藏羌彝走廊的具體情況，結(jié)合國家鄉(xiāng)村振興的中期目標(biāo)，將構(gòu)建的多維相對貧困指數(shù)（mpi）作為鄉(xiāng)村振興水平的代理變量。

首先，通過對選取的多維相對貧困指標(biāo)進(jìn)行賦值與賦權(quán)，然后進(jìn)行加總求和得到各縣的多維相對貧困指數(shù)[8]。囿于研究問題中指標(biāo)數(shù)據(jù)的可得性，本文從健康、教育、收入、資產(chǎn)四個維度來衡量藏羌彝走廊106個縣域的多維相對貧困狀況；在各指標(biāo)的權(quán)重設(shè)置上，借鑒汪三貴和孫俊娜[9]的方法，對各個維度以及每個維度內(nèi)指標(biāo)賦予同樣的權(quán)重。多維相對貧困指數(shù)構(gòu)造的方式與評價指標(biāo)選取情況見公式（1）、（2）與表1，mpiit是某縣i 在第t 年的多維相對貧困得分，最大取值為1，最小取值為0。其中，mpi1以國際上通用的相對貧困標(biāo)準(zhǔn)（低于中位數(shù)的60%），采用多維貧困測量方法中相對成熟且應(yīng)用最廣的AF方法進(jìn)行測量而得，其取值越小，表示鄉(xiāng)村振興水平越高；mpi2 是結(jié)合藏羌彝走廊核心區(qū)的具體情況，借鑒王小林[10]的相對貧困標(biāo)準(zhǔn)（低于25%分位點），采用AF方法進(jìn)行測量而得，其取值越小，代表鄉(xiāng)村振興水平越高。

表1 多維相對貧困的評價指標(biāo)體系

（二）政府干預(yù)在強(qiáng)化鄉(xiāng)村振興金融服務(wù)中的影響機(jī)理分析

庫茲涅茨曲線效應(yīng)表明，在一定時期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和金融發(fā)展會拉大收入差距，導(dǎo)致基尼系數(shù)上升；但是在一定階段之后，經(jīng)濟(jì)發(fā)展和金融發(fā)展會通過涓滴效應(yīng)和擴(kuò)散效應(yīng)，導(dǎo)致收入差距縮小。這就是經(jīng)濟(jì)發(fā)展和金融發(fā)展這一變量與收入差距這一變量之間的倒“U”型曲線關(guān)系[11]。換言之，在經(jīng)濟(jì)金融發(fā)展的初期，人均收入將會上升，但是收入不平等現(xiàn)象也在加劇。由于收入差距不斷增大，金融機(jī)構(gòu)會更傾向于在具有較高預(yù)期收益、較高償還能力的城市投資，而不愿意在收入較低的農(nóng)村投資，從而會出現(xiàn)資金由農(nóng)村向城市的凈流動，這就是典型的“系統(tǒng)性負(fù)投資現(xiàn)象”。單向的資金流動和“系統(tǒng)性負(fù)投資”會導(dǎo)致城鄉(xiāng)差距持續(xù)拉大。當(dāng)金融發(fā)展到一定的階段之后，由于城市的生產(chǎn)要素價格上漲，平均利潤率降低，這時農(nóng)村的生產(chǎn)要素成本低的優(yōu)勢就會逐步顯現(xiàn)出來，生產(chǎn)要素就會向農(nóng)村轉(zhuǎn)移，從而促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，進(jìn)而縮小城鄉(xiāng)之間的發(fā)展差距。

但是，皮凱蒂定律[12]則告訴我們，“庫茲涅茨曲線效應(yīng)”是不會自動實現(xiàn)的。皮凱蒂通過對大量歷史數(shù)據(jù)的系統(tǒng)梳理發(fā)現(xiàn)，金融資本市場越完善，資本收益率大于經(jīng)濟(jì)增長率的可能性就越大，如果沒有政府干預(yù)等外力的阻斷，那么貧富分化和城鄉(xiāng)等區(qū)域不平衡就會不斷加劇。當(dāng)前農(nóng)村的緩慢發(fā)展阻滯了我國經(jīng)濟(jì)的整體發(fā)展。因此，在全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興的進(jìn)程中，地方政府不能坐等“庫茲涅茨曲線效應(yīng)”的到來，而是需要因勢利導(dǎo)，積極引導(dǎo)生產(chǎn)要素向農(nóng)村轉(zhuǎn)移，將符合條件的鄉(xiāng)村振興項目納入地方政府債券支持范圍，撬動金融按市場化原則更多投向農(nóng)業(yè)農(nóng)村，推動金融機(jī)構(gòu)增加鄉(xiāng)村振興相關(guān)領(lǐng)域貸款投放，引導(dǎo)信貸擔(dān)保業(yè)務(wù)向農(nóng)業(yè)農(nóng)村領(lǐng)域傾斜。這樣，在政府積極引導(dǎo)下的農(nóng)村金融發(fā)展可以促使資金和資源等生產(chǎn)要素回流農(nóng)村，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長，并通過涓滴效應(yīng)和擴(kuò)散效應(yīng)縮小城鄉(xiāng)收入差距和地區(qū)差距，從而緩解農(nóng)村的相對貧困，推動我國鄉(xiāng)村振興進(jìn)程。

三、變量選取、數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)定

（一）變量選取

1.被解釋變量：鄉(xiāng)村振興

當(dāng)前，藏羌彝走廊核心區(qū)域的社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)薄弱，防止規(guī)模性返貧的任務(wù)較重。因此，我們將構(gòu)建的多維相對貧困指數(shù)作為各縣域鄉(xiāng)村振興水平的代理變量。（1）mpi1，是參考國際上通用的相對貧困標(biāo)準(zhǔn)，采用AF方法進(jìn)行測量而得，其取值越小，表示鄉(xiāng)村振興水平越高；（2）mpi2，是結(jié)合藏羌彝走廊核心區(qū)的實際情況，采用AF 方法進(jìn)行測量而得，其取值越小，代表鄉(xiāng)村振興水平越高。

2.核心解釋變量：金融發(fā)展

金融發(fā)展的概念最早由Goldsmith 提出，他提出用“某一時點上現(xiàn)存金融資產(chǎn)總額與國民財富之比”[13]來衡量金融發(fā)展。此后，國內(nèi)學(xué)者在金融發(fā)展的相關(guān)研究中結(jié)合中國的實際情況構(gòu)建出多種類似指標(biāo)。這里，我們借鑒鄭志剛和鄧賀斐[14]和馮林等[15]的思路，結(jié)合藏羌彝走廊的實際情況和數(shù)據(jù)可得性，選取“年末金融機(jī)構(gòu)各項貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比”①由于2002-2013年《中國（縣市）社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》沒有提供各縣域2001-2012年的地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)，同時考慮到當(dāng)時藏羌彝走廊核心區(qū)域第三產(chǎn)業(yè)總體發(fā)展水平較低，故2001-2012年都使用第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和近似替代地區(qū)生產(chǎn)總值，后續(xù)相關(guān)指標(biāo)的計算亦是如此。來衡量各縣域的金融發(fā)展水平，該指標(biāo)越大，說明金融體系相對于經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，表明金融發(fā)展水平越高。

3.門檻變量：政府干預(yù)

借鑒張璟和沈坤榮[16]的方法，本文選取了“地方財政支出占當(dāng)年地方財政收入的比值”來衡量藏羌彝走廊各縣域的政府干預(yù)程度，原因在于：（1）由于藏羌彝走廊各縣域的政府干預(yù)是隱性的，不能獲取直接反映政府干預(yù)程度的指標(biāo)；（2）政府干預(yù)程度往往與財政收支壓力的大小正相關(guān)，選用財政壓力指標(biāo)來衡量藏羌彝走廊各縣域的政府干預(yù)程度是一個較好的選擇；（3）藏羌彝走廊各縣域政府干預(yù)的動機(jī)主要來自于政治晉升壓力和財政壓力兩個方面，相對于晉升壓力而言，財政壓力指標(biāo)的計算則較為直接和準(zhǔn)確。

4.控制變量

綜合現(xiàn)有的關(guān)于鄉(xiāng)村振興宏觀計量研究文獻(xiàn)，本文設(shè)定若干可能影響鄉(xiāng)村振興的控制變量，包括：（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，以地區(qū)生產(chǎn)總值與總?cè)丝诘谋戎当硎?。文章將?jīng)濟(jì)發(fā)展水平以各縣所在省份各年度CPI 指數(shù)折算成2001 年不變價的數(shù)值，而后又將數(shù)值取對數(shù)②在實證分析中，為了盡可能地消除異方差、增強(qiáng)回歸參數(shù)的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義，消除因數(shù)據(jù)單位不同對參數(shù)估計的巨大影響，需將變量取自然對數(shù)。；（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，以第二產(chǎn)業(yè)增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值取對數(shù)表示，反映第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平；（3）人口聚集度，以總?cè)丝谂c行政區(qū)域面積的比值取對數(shù)表示，反映各縣域的人口密度；（4）公路密度，由于《中國（縣市）社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》中沒有公路密度等相關(guān)指標(biāo)，這里采用各縣域所在的地級市公路密度（公路里程/行政區(qū)域面積）取對數(shù)來近似替代；（5）教育水平，以各縣域每千人中小學(xué)在校學(xué)生數(shù)的對數(shù)值來衡量；（6）健康水平，以各縣域每千人床位數(shù)的對數(shù)值來衡量。

（二）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文原始數(shù)據(jù)主要來源于2002～2021 年《中國（縣市）社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》和中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）特色數(shù)據(jù)庫；囿于數(shù)據(jù)的可得性，我們剔除了拉薩城關(guān)區(qū)。最終樣本包括藏羌彝走廊核心區(qū)的106個縣（市、區(qū)）。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計分析詳見表2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

（三）門檻模型設(shè)定

本文采用三維立體曲面圖來初步觀察主要變量之間可能存在的非線性特征（圖1）。圖1是采用數(shù)據(jù)格點插值的方法，模擬政府干預(yù)、金融發(fā)展與鄉(xiāng)村振興代理變量之間的關(guān)系?？梢钥吹?，當(dāng)政府干預(yù)和金融發(fā)展水平變化時，鄉(xiāng)村振興的代理變量變化呈現(xiàn)出非線性的變化特征，需要構(gòu)建非線性回歸模型。

圖1 政府干預(yù)、金融發(fā)展與鄉(xiāng)村振興代理變量關(guān)系的三維立體曲面圖

借鑒Hansen[17]的面板門檻回歸模型思路和方法，這里將政府干預(yù)作為門檻變量，構(gòu)建基準(zhǔn)靜態(tài)面板門檻回歸模型以研究金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的門檻效應(yīng)，具體公式如下：

在回歸中，首先對式（3）、（4）采用組內(nèi)去均值的方法消除個體效應(yīng)μi的影響，并引入時間虛擬變量消除時間效應(yīng)ηt的影響；而后，對給定的任一門檻值γ，通過OLS 估計得到相應(yīng)的參數(shù)估計值和殘差平方和；再進(jìn)一步用柵格搜索法（Grid Search）挑選最小殘差平方和對應(yīng)的最優(yōu)門檻值；得到最優(yōu)門檻值后，就可進(jìn)行門檻模型的參數(shù)估計，從而得到各模型的估計結(jié)果。篇幅所限，本文只列出了單門檻面板回歸模型的公式。

四、基準(zhǔn)面板門檻模型實證結(jié)果與分析

表3 是設(shè)置了400 個網(wǎng)格搜尋點，分別根據(jù)公式（3）、（4）進(jìn)行的單門檻、雙重門檻和三重門檻的檢驗，在進(jìn)行300次“自舉法”反復(fù)抽樣后，得到了具體的F統(tǒng)計量、臨界值、門檻估計值及其置信區(qū)間。根據(jù)門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果可知，當(dāng)以政府干預(yù)作為門檻變量時，各模型的雙重門檻效應(yīng)在95%的置信水平下均通過了顯著性檢驗，而三重門檻均未通過顯著性檢驗，證實了金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響存在著非線性關(guān)系，可以構(gòu)建雙重面板門檻模型進(jìn)行估計。圖2則為基準(zhǔn)面板門檻模型回歸結(jié)果的門檻個數(shù)檢驗LR圖，它能更為形象而直觀地展示出門檻效應(yīng)的檢驗效果。相應(yīng)的雙重門檻效應(yīng)估計結(jié)果如表4所示。

圖2 基準(zhǔn)面板門檻回歸模型的政府干預(yù)門檻個數(shù)檢測LR圖

表3 基準(zhǔn)面板門檻回歸模型的政府干預(yù)門檻效應(yīng)顯著性檢驗和置信區(qū)間

表4 金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的基準(zhǔn)門檻效應(yīng)（以政府干預(yù)為門檻變量）

在表4中，我們估計了金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興代理變量（mpi1、mpi2）的雙重門檻效應(yīng)模型。估計結(jié)果表明，若考慮政府干預(yù)的作用，藏羌彝走廊核心區(qū)的金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興影響存在明顯的“階梯特征”。即，在藏羌彝走廊核心區(qū)，隨著政府干預(yù)度的加強(qiáng)，金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的推動作用也由弱變強(qiáng)。具體就mpi1 而言，當(dāng)政府干預(yù)水平未跨過門檻值7.838 時，金融發(fā)展對相對貧困的影響系數(shù)為0.020，這表明當(dāng)政府干預(yù)不足時，金融發(fā)展會在一定程度加劇相對貧困，不利于鄉(xiāng)村振興。當(dāng)政府干預(yù)程度跨過第一門檻值時（7.83824.877），金融發(fā)展對相對貧困的緩解作用得到明顯增強(qiáng)，影響系數(shù)為-0.082 且在1%水平下顯著，這有利于加快推進(jìn)鄉(xiāng)村振興的進(jìn)程。此外，我們也檢驗和估計了金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興代理變量mpi2的門檻效應(yīng)，得到的結(jié)論與mpi1一致，表明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

綜合表明，在地方政府干預(yù)程度較高的縣域，金融發(fā)展對相對貧困的緩解效應(yīng)更大，有助于推進(jìn)鄉(xiāng)村振興進(jìn)程；而在政府干預(yù)程度較低的縣域，金融發(fā)展不僅不能緩解相對貧困，反而會加劇相對貧困，從而不利于鄉(xiāng)村振興的推進(jìn)。在控制變量中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、公路密度、教育水平和健康水平對相對貧困都發(fā)揮著顯著的緩解作用，也有助于推動鄉(xiāng)村振興。但人口集聚度卻沒有發(fā)揮出應(yīng)有的作用，表明藏羌彝走廊核心區(qū)的人口質(zhì)量還有較大的提升空間。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）異質(zhì)性檢驗

藏羌彝走廊核心區(qū)位于六省交界地帶，這里將106 個縣域劃分為省際交界縣和省際非交界縣兩類。由表5 可知，在省際交界縣和省際非交界縣，金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興也存在著明顯的政府干預(yù)門檻效應(yīng)。相較而言，省際非交界縣的金融發(fā)展對相對貧困的緩解作用更為明顯，對鄉(xiāng)村振興的推動作用也更為明顯；而在省際交界縣，只有當(dāng)政府干預(yù)跨過第二門檻值時才呈現(xiàn)出顯著的緩解相對貧困的作用；這表明處于各省邊緣地帶的省際交界縣需要各級政府更多的支持，才能發(fā)揮出金融服務(wù)鄉(xiāng)村振興的功能。表5 的異質(zhì)性檢驗估計結(jié)果與基準(zhǔn)回歸估計結(jié)果基本一致，表明結(jié)論仍然穩(wěn)健。

表5 區(qū)域異質(zhì)性下金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的門檻效應(yīng)（以政府干預(yù)為門檻變量）

（二）內(nèi)生性問題處理

考慮到金融發(fā)展可能與鄉(xiāng)村振興代理變量之間存在雙向因果關(guān)系，我們以鄰接縣域的金融發(fā)展、政府干預(yù)作為本縣域金融發(fā)展、政府干預(yù)的工具變量進(jìn)行估計。根據(jù)地理學(xué)第一定律“任何事物都相關(guān)，相近的事物關(guān)聯(lián)更緊密”，各縣域的金融發(fā)展、政府干預(yù)之間存在著空間相關(guān)性（Spatial Dependence），且離得越近的縣域關(guān)聯(lián)更緊密。同時，由于各縣域之間長期存在著競爭行為，相鄰縣域間往往具有相似的金融結(jié)構(gòu)和財政結(jié)構(gòu)，即，鄰接縣域的金融發(fā)展、政府干預(yù)對本縣的金融發(fā)展、政府干預(yù)存在著影響；而且鄰接縣域的金融發(fā)展、政府干預(yù)又與本縣的鄉(xiāng)村振興水平無直接關(guān)聯(lián)，所以將鄰接縣域的教金融發(fā)展、政府干預(yù)作為工具變量具有一定的合理性。因此，本文參考Anselin[18]的理論與方法，將基于行政區(qū)劃相鄰的一階Queen鄰接空間權(quán)重矩陣（w）生成的鄰接縣域金融發(fā)展（wfin）和鄰接縣域政府干預(yù)（wgov），分別作為核心解釋變量和門檻變量的潛在工具變量①空間權(quán)重矩陣（w）用來反映變量之間的空間相關(guān)性。本文借鑒Anselin方法設(shè)置鄰接空間權(quán)重矩陣來反映各縣域金融發(fā)展、政府干預(yù)的空間相關(guān)性，該矩陣元素在各縣域相鄰時取值為1，不相鄰時取值為0，對角線元素設(shè)置為0。實證過程中本文對空間權(quán)重矩陣進(jìn)行行標(biāo)準(zhǔn)化處理（Row Standardization），從而使空間權(quán)重矩陣每一行元素之和均為1。本文鄰接空間權(quán)重矩陣和工具變量是利用GeoDa 1.18.0.0軟件生成的。。并在此基礎(chǔ)上，借鑒Seo 和Shin[19]、Seo 等[20]的估計方法①最新動態(tài)面板門檻模型發(fā)展了允許解釋變量和門檻變量同時為內(nèi)生變量的動態(tài)面板門檻回歸模型，并依據(jù)門檻變量是否具有內(nèi)生性提出了FD-GMM和FD-2SLS兩種估計方法。，將因變量的滯后項（mpi1it-1、mpi2it-1）納入面板門檻回歸模型，以政府干預(yù)為門檻變量，構(gòu)建動態(tài)面板門檻回歸模型，來估計金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的門檻效應(yīng)，其基本形式為：

通過相關(guān)性檢驗發(fā)現(xiàn)，公式（5）、（6）中核心解釋變量、門檻變量與其工具變量之間均存在強(qiáng)相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)符號符合理論預(yù)期且通過了顯著性檢驗；通過內(nèi)生性檢驗發(fā)現(xiàn)，公式（5）、（6）中的核心解釋變量（lnfin）不存在內(nèi)生性問題（P 值接近于1），但門檻變量（gov）存在內(nèi)生性問題（P<0.1）②Weak identification test 的最小特征值>Stock-Yogo 檢驗的15% maximal IV size所對應(yīng)的臨界值，就可認(rèn)定“工具變量不存在弱相關(guān)”。若Endogeneity test的p<0.1，則拒絕原假設(shè)，表明潛在內(nèi)生變量存在內(nèi)生性問題；反之，則不存在內(nèi)生性問題。。因此，這里只需要處理門檻變量的內(nèi)生性問題，我們將wgov作為gov的工具變量，并對動態(tài)面板門檻回歸模型進(jìn)行FD-GMM 估計（FD-GMM 估計方法可以同時處理解釋變量和門檻變量的內(nèi)生性），以避免門檻變量內(nèi)生性造成的回歸結(jié)果偏誤。在表6中，內(nèi)生性問題處理的估計結(jié)果與基準(zhǔn)面板門檻回歸模型的估計結(jié)果基本一致，也呈現(xiàn)出當(dāng)政府干預(yù)度不足時，金融發(fā)展將不利于鄉(xiāng)村振興的推進(jìn)（加劇了相對貧困）；當(dāng)政府干預(yù)度超過門檻值時，金融發(fā)展明顯有助于推進(jìn)鄉(xiāng)村振興（顯著緩解相對貧困），表明前文結(jié)論依然穩(wěn)健。

表6 內(nèi)生性處理下金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的動態(tài)門檻效應(yīng)（以政府干預(yù)為門檻變量）

六、研究結(jié)論與政策啟示

（一）研究結(jié)論

本文立足于藏羌彝走廊核心區(qū)特有的縣域特征，構(gòu)建鄉(xiāng)村振興指標(biāo)，采用靜態(tài)面板門檻模型和動態(tài)面板門檻模型，考察了金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興影響的財政干預(yù)門檻效應(yīng)。主要結(jié)論表明：（1）金融的鄉(xiāng)村振興服務(wù)效能會受到政府干預(yù)的顯著影響，在政府干預(yù)程度較低時，金融發(fā)展將會加劇藏羌彝走廊的相對貧困，難以發(fā)揮其鄉(xiāng)村振興服務(wù)效能；當(dāng)政府干預(yù)程度跨過第一個門檻值時，金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的積極作用開始凸顯；當(dāng)跨過第二個門檻值時，其服務(wù)效能得到迅速提升；（2）異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，就省際非交界縣而言，金融服務(wù)鄉(xiāng)村振興的作用更為明顯；而對于更邊緣地帶的省際交界縣，只有在政府干預(yù)跨過第二門檻值時，金融對鄉(xiāng)村振興的服務(wù)效能才出現(xiàn)明顯效果；（3）基于動態(tài)面板門檻回歸模型的內(nèi)生性問題處理結(jié)果表明，回歸結(jié)論仍然穩(wěn)健。

（二）政策啟示

從長遠(yuǎn)機(jī)制看，農(nóng)村要避免衰落，實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，歸根結(jié)底還是要積極引導(dǎo)資金和資源等生產(chǎn)要素回流農(nóng)村。當(dāng)前，藏羌彝走廊等民族地區(qū)的金融發(fā)展還不完善，需要地方政府積極引導(dǎo)，強(qiáng)化金融在鄉(xiāng)村振興中的服務(wù)功能，撬動金融按市場化原則更多投向農(nóng)業(yè)農(nóng)村，引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)加大金融支農(nóng)力度，把更多金融資源配置到農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的重點領(lǐng)域和薄弱環(huán)節(jié)，更好滿足鄉(xiāng)村振興多樣化的金融需求。具體而言：（1）民族地區(qū)蘊(yùn)含著豐富的產(chǎn)業(yè)資源和文化資源，當(dāng)?shù)氐奶厣r(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)、民族民俗手工藝術(shù)產(chǎn)業(yè)、民族特色旅游業(yè)等，都是有待開發(fā)的富礦。當(dāng)?shù)卣煞e極引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)去發(fā)現(xiàn)、挖掘和支持當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)資源和文化資源，構(gòu)建有效率的產(chǎn)業(yè)鏈，為民族地區(qū)鄉(xiāng)村振興提供持久有效保障。（2）民族地區(qū)地域廣大，人口稀少，客戶到金融機(jī)構(gòu)的距離遠(yuǎn)、交往成本高，金融機(jī)構(gòu)服務(wù)客戶的成本也高。政府可以在網(wǎng)絡(luò)通信等基礎(chǔ)設(shè)施方面對民族地區(qū)增進(jìn)財政投入，引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)開展有效的基于互聯(lián)網(wǎng)的金融服務(wù)和金融創(chuàng)新，通過POS機(jī)、手機(jī)銀行等方式突破物理網(wǎng)點的限制，適當(dāng)降低農(nóng)牧民獲取金融服務(wù)的門檻。（3）缺乏面向個體農(nóng)戶和小微工商戶的金融服務(wù)是阻礙民族地區(qū)農(nóng)村發(fā)展的一個重要因素。地方政府應(yīng)積極引導(dǎo)，整合要素建設(shè)“村社內(nèi)置金融”，它能依托農(nóng)村社區(qū)熟人機(jī)制的風(fēng)險防控體系，利用村內(nèi)土地使用權(quán)抵押來促進(jìn)農(nóng)地的流轉(zhuǎn)和集中，在村內(nèi)讓農(nóng)地向種田能手集中并推進(jìn)農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營。通過“村社內(nèi)置金融”，可以把政府、金融機(jī)構(gòu)、農(nóng)民、非政府組織、鄉(xiāng)村建設(shè)知識精英等要素整合起來，引導(dǎo)金融資本、人力資本等生產(chǎn)要素重新回流到鄉(xiāng)村。