农村普惠金融、资源错配与城乡经济融合——兼论数字新基建的调节效应

康 超

（内江师范学院经济与管理学院，四川内江 641100）

党的十八大以来，中共中央聚焦城乡统筹发展、推进新型城镇化，进行了一系列顶层设计部署，推动国内城乡关系发生了重要变革。2019年4月，中共中央、国务院印发了《关于建立健全城乡融合发展体制机制和政策体系的意见》，提出重塑新型城乡关系、城乡融合发展的战略。城乡融合是破除城乡二元结构、赋能城乡共同富裕、实现城乡共同发展的重要抓手，利于坚持扩大内需方针和实现经济协调发展[1]。城乡融合本质上属于多层次、全方位的系统耦合过程，涵盖经济、社会、治理等多个领域，其中的经济领域融合是城乡深度融合发展的要点所在[2]。值得注意的是，迈入经济高质量发展时期后，城乡要素流动受阻、资源配置失效等问题依然突出，城乡融合发展的体制机制障碍并未消除，这都阻滞了城乡经济融合发展的进程。所谓城乡经济融合，即在城乡经济共同发展的基础上，城乡资源要素双向自由流动，对应的经济功能和结构持续完善[3-4]。《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》强调，建立健全城乡要素平等交换、双向流动政策体系，扎实推进城乡经济协调、融合发展。党的二十大报告进一步强调“坚持农业农村优先发展，坚持城乡融合发展，畅通城乡要素流动”。在多重政策引导下，着力推进全方位、深层次城乡经济融合发展，进一步形成城乡要素均衡配置格局，实现城乡经济发展互利共赢，已成为当前学界、政界热议的话题。

农村普惠金融作为提高金融服务覆盖面、有效性和可持续性的有效手段，是解决城乡发展不平衡不充分问题、促进城乡经济融合的重要手段[5]。一方面，聚焦农村经济发展短板，普惠金融可引导更多信贷资金下沉到农村，积极调整金融资源配置，实现城乡经济融合发展[6]。另一方面，围绕第一、第二、第三产业融合发展要点，普惠金融聚焦全产业链上、中、下游融资需求，以专项信贷、保险产品及服务等多种方式嵌入产业链中，为农村弱势群体提供金融支持，推动城乡经济融合发展[7]。作为促进普惠金融发展的重要支撑，数字新基建凭借其科技力量、平台优势，以载体形式促使普惠金融服务提质增效，赋能普惠金融更好地发挥其在城乡经济融合中的作用[8]。

一、文献综述

当前，关于农村普惠金融对城乡经济融合发展影响的研究相对较少，鲜有学者对二者关系进行直接探讨，更多的是针对普惠金融对城乡统筹发展的宏观影响进行研究。谢升峰等[9]使用格兰杰因果检验和协整回归，就农村普惠金融发展和城乡统筹关系进行实证研究得知，农村普惠金融发展对提升城乡统筹水平具有直接正向效应。杨怡等[10]进一步采用系统广义矩估计方法研究得知，农村数字普惠金融可有效缩小城乡居民收入差距，增大农村数字普惠金融覆盖广度、数字化程度可有效抑制城乡居民收入差距拉大，进一步推进城乡统筹发展。赵（ZHAO）等[11]以初次分配、再分配为切入视角实证研究普惠金融对中国城乡收入差距的影响，得知普惠金融可以充分缩小城乡收入差距的区域差异，实现城乡统筹发展。张远等[12]的实证研究表明，数字普惠金融发展可显著缩小城乡家庭消费差距、推进城乡统筹发展，且这一影响作用对于东部地区最为显著。

学者们一致认为，资源错配是城乡融合发展受阻的主要因素。王全景等[13]的研究表明，金融资源错配会拉大城乡收入差距，对城乡经济融合产生阻碍。周慧等[14]指出，资源错配是导致城乡多维差距的主要因素，且低经济水平主要是由劳动力资源错配所致。

有部分学者指出，数字新基建在推进城乡经济融合过程中具有重要支撑作用。高喆等[15]认为，数字新基建可以破解城乡数字鸿沟、提升城乡消费水平，推动农村经济高质量发展。李海刚[16]通过构建邻接、经济、距离三种空间权重矩阵，实证得知，数字新基建不仅可以推动本地区经济高质量发展，也可以凭借空间溢出效应促进邻近地区经济高质量发展。杨江华等[17]强调，数字物流新基建可重构城乡空间关系、加速城乡要素流通，是农村经济发展的必要硬件支撑。陈宗胜等[18]实证得知，融合基础设施可有效缓解城乡二元差距，进一步拉动农村经济增长。在一定程度上，数字新基建既是构建智慧农业、促进农业生产提质增效的核心支撑，也是推进农村经济发展、深化城乡融合的必由之路。

综上，现有研究多侧重于农村普惠金融对城乡统筹发展的影响、资源错配对城乡融合发展的影响，鲜有研究统一考量农村普惠金融、资源错配、城乡经济融合三者间的相互联系，以及数字新基建的具体作用。因此，本研究将农村普惠金融、资源错配、城乡经济融合置于同一框架展开深入探讨，多角度验证农村普惠金融对城乡经济融合的影响，以及资源错配、数字新基建在此过程中的具体作用，提出推进城乡经济融合的政策建议，赋能城乡经济一体化发展。

二、理论分析与研究假设

（一）农村普惠金融与城乡经济融合

城乡经济融合并非简单的经济“相加”，而是推动城乡经济结构、生产布局进行优化，构建全面、系统的经济融合发展格局[19]。作为城乡经济融合发展的重要支撑，金融可为经济活动提供基础资金保障，并通过提高社会资源利用率、提升弱势经济效益来驱动经济稳定发展[20]。然而，农业生态脆弱、金融生态恶化、农村居民金融素养偏低等各类问题长期存在，以致产生农村金融排斥现象[21]，金融发展无法在驱动城乡经济融合进程中充当主力，甚至对城乡经济融合造成阻碍。农村普惠金融可有效解决此类问题。一方面，农村普惠金融通过缓解农村金融排斥，增强农村金融服务可得性、便利性、价格合理性，为城乡金融均衡发展提供有效路径和有力支撑[22]。2015 年，国务院印发的《推进普惠金融发展规划（2016—2020年）》强调，以可负担成本为前提发展普惠金融，为农村弱势群体提供适当、有效的金融服务，增强金融广泛性、包容性，进而驱动城乡金融均衡发展。进一步打造“商业银行+投资企业+农业合作社+小微农户”的城乡产业链金融支持模式，促进城乡经济融合发展。另一方面，农村普惠金融通过发挥经济长尾效应，助力开发惠农金融产品，为城乡产业融合发展提供契机。具体来讲，城市商业银行通过农村普惠金融支持乡村旅游、观光农业、休闲农业等现代农业发展，满足城市多样化消费需求。同时，通过现代农业与城市消费的联动，实现城乡产业融合发展，驱动城乡经济融合发展。据此，提出如下研究假设：

H1：农村普惠金融可有效驱动城乡经济融合。

（二）资源错配的中介效应

城市地区对农村地区的“虹吸效应”长期存在，劳动、资本、技术、数据等要素聚集于城市地区，而乡村地区却陷入“资源沉睡”状态[23]。此现象被称为资源错配。资源错配会在一定程度上导致农村地区面临人力、资本、技术等多种要素稀缺，限制城乡经济融合发展。农村普惠金融可通过调节城乡金融资源错配、技术要素资源错配来驱动城乡经济融合发展。一方面，农村普惠金融通过调节城乡金融资源错配驱动城乡经济融合发展。农村普惠金融的核心功能是拓展农村地区金融服务可得性，使城市金融机构通过开发普惠性金融产品下沉至农村地区，实现城乡金融服务均衡化，解决城乡金融资源错配问题。城乡金融资源均衡化可进一步吸引社会资本参与入股，为农业发展提供可持续性资金，实现城乡经济融合发展。另一方面，农村普惠金融通过调节技术要素资源错配来驱动城乡经济融合发展。作为普惠金融的实施主体，政策性银行和商业银行近年在金融科技方面取得长足发展，而数字技术、金融科技等又是普惠金融发展的核心技术要素。农村普惠金融发展促使技术要素逐渐流入农村，有效弥补了农村金融技术要素缺陷。因此，城乡技术要素均衡化有利于城乡经济融合发展。据此，提出如下研究假设：

H2：农村普惠金融通过调节资源错配驱动城乡经济融合。

（三）数字新基建的调节效应

城乡二元经济结构发展体制是城乡经济融合发展的壁垒[24]。城市经济是以现代工业生产为主，农村经济是以小农经济为主，城乡经济融合过程受到产业跨界限制。城乡经济融合所涉及的要素双向流动不畅，难以为其提供助力。作为数字经济时代的核心载体，数字新基建是经济高质量发展的重要基础。在城乡经济融合过程中，数字新基建承载的区块链、大数据、人工智能、物联网等信息技术，可助力城乡产业和金融实现跨界融合，破除城乡经济二元壁垒[25]。同时，基于数字新基建的“三线入地”、智慧农业可助力封闭、独立的乡村经济发展转型为城乡经济融合发展。在此过程中，作为提升社会信息化、智慧化水平的核心基础设施，数字新基建可填补城乡信息鸿沟、消除城乡经济隔阂，推进城乡经济融合发展。此外，数字新基建为数字产业化、产业数字化奠定了基础，从而促进了城乡实体经济与数字经济的融合发展。

事实上，数字新基建具有典型外溢性特点，借助其承载的数字技术可有效缩短空间距离、降低信息获取成本。近年来，我国政府印发《数字乡村发展战略纲要》《数字乡村标准体系建设指南》等政策文件，持续推进农村数字新基建趋向完善化、合理化布局。在数字新基建的助力下，农村普惠金融覆盖广度、使用深度、数字转型程度均得到有效提升，提高了农村金融服务可得性[26]。具体而言，在数字新基建的助力下，农村普惠金融通过数字信息技术、网络服务模式为广大群众提供了便捷的金融服务，普惠金融的实施不再受时间、空间约束，这大幅提高了金融服务的时效性，扩大了其覆盖范围。同时，城乡各界经济主体的连接越来越紧密，极大地促进了城乡经济融合。一方面，城市金融主体可运用数字新基建中的数字金融平台对供应链上的农业企业、农户提供数字授信、数字担保、数字保险等多样化服务[27]，增强城市资本主体与涉农生产主体间的连接和双向互动，为城乡经济融合提供创新动能。另一方面，数字新基建中的金融科技为城市企业主体提供针对农村电商和物联网产业的贷款投放，帮助其建立城乡直联电商产业，促进城乡经济融合发展。例如，拼多多电商平台所构建的中央处理系统，正是依靠山村产出、城市处理的模式来降低单位成本，实现城乡经济融合发展。据此，提出如下研究假设：

H3：数字新基建在农村普惠金融对城乡经济融合的驱动作用中发挥调节效应。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

普惠金融这一金融服务模式始于2005年联合国小额信贷宣传，随后在2006 年由中国小额信贷联盟引入，表征中国普惠金融进入探索时期。2011年，北京大学开始编撰数字普惠金融指数，覆盖中国内地31 个省市区的2 800 个县。中国人民银行发布的《中国普惠金融指标分析报告（2021年）》对近10年的普惠金融发展情况进行了详细解读。考虑到数据可得性，选取2011—2020 年中国内地31 个省市区的2 800 个县作为研究样本（香港、澳门、台湾普惠金融规划及城乡经济发展体制与大陆存在差异，故不纳入）。全文数据主要来源于《小额贷款公司统计数据报告》《中国普惠金融发展报告》《中国县域数字普惠金融发展指数报告》《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国金融统计年鉴》以及国家统计局、农业农村部官网；部分数据来源于国务院国有资产监督管理委员会官网、工业和信息化部官网及中投顾问《2022—2026年中国新型基础设施建设（新基建）投资分析及前景预测报告》《县域数字乡村指数报告》。对于部分缺少的指标数据使用插值法进行填充。

（二）变量选取

1.被解释变量

城乡经济融合发展（Iuraban）。现有文献对城乡经济融合发展的衡量方式并未形成一致意见。例如，孙永强等[28]以城乡价格趋同度衡量城乡经济融合发展程度；赵康杰等[29]则使用效率和公平衡量城乡经济融合发展程度。考虑到城乡经济融合发展涉及多个层面、多个领域，使用单一指标无法准确反映融合程度。因此，参考颜雅英[30]的研究思路，通过整合城乡二元对比系数、城乡二元反差系数等指标构建指标评价体系，并使用全局主成分分析法测度城乡经济融合发展水平。城乡经济融合发展水平指标评价体系如表1所示。

表1 城乡经济融合发展水平指标评价体系

2.解释变量

农村普惠金融（Rifinance）。通常情况下，麦氏指标及戈氏指标属于衡量金融发展水平的重要方式[31]。然而，农村普惠金融数据资料并未系统统计，无法以麦氏指标和戈氏指标进行测算。因此，借鉴张宇等[32]、郑家喜等[33]的研究，构建农村普惠金融发展水平指标评价体系，并使用熵值法进行测度。农村普惠金融发展水平指标评价体系如表2所示。

表2 农村普惠金融发展水平指标评价体系

3.中介变量

资源错配（Rmismatch）。参照林东杰等[34]的研究，使用劳动力要素绝对价格扭曲系数和资本要素绝对价格扭曲系数之和的对数进行表征。

4.调节变量

数字新基建（Dnfrastructure）。2020 年4 月，国家发展和改革委员会创新和高技术发展司就数字新基建进行范围界定，包括信息基础设施、融合基础设施及创新基础设施三大类别。因此，将三大类型基础设施总数量作为数字新基建衡量指标。同时，为消除变量数值量纲问题，将指标进行对数化处理。

5.控制变量

其他因素对城乡经济融合也会产生一定影响，为避免实证结果出现偏差，参考温涛等[35]的研究，选取政策干预程度（Dpintervention）、城镇化率（Urbanization）、公共服务水平（Pservice）、人力资本结构（Hcstructure）、农村土地流转（Rlcirculation）作为控制变量。各变量定义如表3所示。

表3 变量定义

（三）模型设定

为检验H1，考察农村普惠金融与城乡经济融合的内在联系，借鉴岳喜优等[36]的研究方法，构建如下模型：

式中，α0为截距项，α1、α2、α3、α4、α5、α6、α7为各变量的影响系数；j为地区，t为年份；μj为地区固定效应，ψt为时间固定效应；εjt为随机干扰项。

若H1成立，则模型（1）中Rifinance的系数α1应当显著为正。

为检验H2，考察资源错配的中介效应，借鉴刘继兵等[37]的研究方法，构建如下中介效应模型：

式中，v0为截距项，v1、v2、v3为各变量的影响系数；Controljt为控制变量集合。

若υ2显著，表明资源错配在农村普惠金融影响城乡经济融合过程中产生中介效应。若υ1显著，表明产生部分中介效应；若υ1不显著，表明产生完全中介效应。

为检验H3，考察数字新基建的调节效应，构建如下模型：

式中，Rifinance×Dnfrastructure表示农村普惠金融和数字新基建的交互项。

四、实证分析

（一）描述性统计与相关性分析

使用SPSS22.0 软件进行描述性统计分析，结果如表4所示。城乡经济融合发展均值为3.181 3。农村普惠金融最大值、最小值以及均值之间差距微小，表明农村普惠金融发展水平均衡。数字新基建最大值为8.521 9、最小值为0.000 2，表明部分发达地区可能已经在农村建设了大量新基建，而西部偏远地区的农村则并未建设，这与现实情况相符。政策干预程度的均值为0.186 3，表明在推进城乡融合发展的顶层设计范畴，政策部署已经初步发挥正向推动效应。城镇化率均值达到0.476 6，表明城镇化正在有序推进，已经获得初步进展。公共服务水平、人力资本结构的极差较大，表明城乡公共服务水平、人力资本结构存在显著差异，这与现实情况相符，也说明样本选取具有代表性。农村土地流转均值为0.156 8，表明农村土地流转的整体情况并不理想。资源错配的最大值为4.842 2、最小值为0.004 3，表明资源错配情况存在明显差异，指标选取在合理范围。

表4 描述性统计结果

进一步展开相关系数检验，结果如表5 所示。农村普惠金融与城乡经济融合发展的关联系数为0.188 1，在1%的水平上显著，表明农村普惠金融发展水平越高，城乡经济融合发展程度越高。数字新基建与城乡经济融合发展也显著正相关，说明数字新基建同农村普惠金融的作用具有等同性。各控制变量均与城乡经济融合显著正相关，说明所选控制变量均有效。中介变量资源错配与城乡经济融合显著负相关，表明资源错配会在一定程度上抑制城乡经济融合发展。在各变量的相关性检验中，系数绝对值的最大值为0.341 8，小于临界值0.6，表明变量之间并不存在多重共线性问题，即变量选择有效。

表5 Pearson相关系数检验结果

（二）多元回归分析

为检验H1、H2，使用固定效应法对模型（1）、模型（2）依次进行回归分析。在具体测算过程中，为确保数据测算准确，对年份、地区、个体效应均进行控制。回归分析结果如表6所示。

表6 列（1）对应模型（1）的回归结果。数据显示，农村普惠金融的回归系数为0.307 5，且在1%的水平上显著，表明随着农村普惠金融的发展，城乡经济融合水平也在不断提高。究其原因，农村普惠金融为农村各类群体提供了便利金融服务，帮助其开展生产经营活动，不断助力农村追赶城市，实现城乡经济融合发展。就此，H1得到验证。

表6 多元回归分析结果

表6 列（2）、列（3）对应模型（2）的估计结果。其中，列（2）将资源错配视为被解释变量；列（3）是将资源错配纳入基准模型后的回归结果。列（2）数据显示，农村普惠金融系数显著为负，说明农村普惠金融可有效调节资源错配。列（3）数据显示，农村普惠金融系数显著为负，但绝对值大小有所下降。同时，资源错配系数显著为负，表明资源错配在农村普惠金融影响城乡经济融合过程中产生中介效应。就此，H2得到验证。

以上回归结果显示，所选控制变量政策干预程度、城镇化率、公共服务水平、人力资本结构、农村土地流转均同城乡经济融合发展显著正相关。就政策干预程度而言，在城乡经济融合政策引导下，产业融合发展、收入分配制度的体制机制不断完善，有效赋能城乡经济融合发展。城镇化率、公共服务水平、人力资本结构则通过平衡城乡资源配置来夯实城乡经济融合发展的基础。另外，农村土地流转将土地经营权（使用权）转让给城市经济组织，提升农民经济收入的同时满足城市用地需求，进一步驱动城乡经济融合发展。

（三）稳健性检验

1.考虑内生性问题的稳健性检验

考虑到其他因素对城乡经济融合的影响，本文引入系列控制变量进行回归分析。然而，检验中仍可能遗漏变量，从而导致检验结果蕴含内生性问题。因此，应用GMM 回归方法对所提假设再次实施检验，对应检验结果如表7 所示。结果显示，两个模型中的拆分扰动项存在一阶自相关性，却无二阶自相关性，契合检验需求。另外，Sargan检验结果均大于0，表明所设变量有效。至此，针对模型中可能存在的内生性问题，经由GMM 回归方法检验后仍然支持原假设，表明此次研究结果具备稳定性。

表7 GMM回归方法检验结果

2.考虑替换变量的稳健性检验

以城乡产业融合替代城乡经济融合，使用ACF 自相关检测方法重新检测各变量的影响效应，并使用前文所述方法重复进行固定效应检验和稳健性检验（限于篇幅，不再列表）。结果显示，各变量的影响效应未发生明显变化，仍支持上述假设，表明相关结论具备相当稳健性。

3.bootstrap抽样的稳健性检验

为检验资源错配中介效应的稳健性，采用bootstrap 抽样检验进行中介机制验证，结果如表8所示。结果显示，资源错配的估计系数为-0.483 7，且在1%的水平上显著，H2得到初步验证。

表8 资源错配的中介机制检验结果

进一步对中介效应进行1 000次bootstrap抽样检验，并构建95%的偏差校正区间，结果如表9 所示。结果显示，直接效应、间接效应置信区间均为非零，表明资源错配在农村普惠金融驱动城乡经济融合发展中产生显著中介作用。表8 中数据显示，中介效应检验结果为0.299 6，相比多元回归结果略低，仍在1%的水平上显著，说明资源错配发挥部分中介作用而非完全中介作用，H2 得到样本数据支持。

表9 中介效应bootstrap分析结果

（四）调节效应分析

针对数字新基建在农村普惠金融对城乡经济融合中可能产生的调节效应，应用式（3）对其进行测算，重点关注数字新基建与农村普惠金融的交互项估计系数，结果如表10 所示。结果显示，农村普惠金融、数字新基建两项指标共同作用时，对应的交互项回归系数显著为正，且在1%的水平上显著。就此，H3 得到验证。即在数字新基建的加持下，农村普惠金融发展对城乡经济融合发展的驱动效应更强。具体而言，数字新基建可助力数字技术渗入农村普惠金融，拓宽农村普惠金融服务范围，进而发挥其对城乡经济融合发展的驱动效应。

表10 数字新基建的调节效应检验结果

五、进一步分析：空间溢出效应

农村普惠金融发展可提高农村居民金融服务可得性，减少农村贫弱现象，缩小城乡差距，驱动城乡经济融合发展[38]。然而，当前研究中还有诸多问题尚未厘清。第一，李海刚[39]的研究表明，数字新基建对经济高质量发展的影响具有空间溢出效应。也就是说，数字新基建不仅可以推动本地区经济发展，也可以通过溢出效应推动其他地区经济高质量发展。那么，数字新基建对城乡经济融合的推动作用是否具有空间溢出效应呢？第二，陈啸等[40]的研究表明，普惠金融在数字化过程中会对经济增长产生空间溢出效应。在数字新基建的助力下，农村普惠金融正向数字化转型，那么，农村普惠金融是否可凭借技术链接特性突破空间局限、助力城乡经济深度融合？厘清以上问题有助于充分发挥数字新基建、农村普惠金融对城乡经济融合的跨空间推动作用。因此，本文构建空间计量模型对空间效应进行进一步研究。

（一）模型构建

在当前经济学领域的实证研究中，普遍采用空间误差模型（SEM）、空间杜宾模型（SDM）以及空间滞后模型（SAR）。其中，空间杜宾模型可兼顾解释变量和被解释变量的空间相关性，在空间影响研究中更具代表性。故此，借鉴张东晴等[41]的研究，构建空间杜宾模型如下：

其中，β0为常数项，β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7、β8为待估系数；Wjt为空间权重矩阵。

在模型（4）中纳入地理距离权重矩阵（W1）进行空间相关检验及模型分析，采用0-1邻接权重矩阵（W2）进行稳健性检验，公式如下：

式（5）中，dij表示地区i和地区j之间的欧氏距离。

（二）空间相关性检验

为确定是否可以采用空间计量模型进行检验，先行采用全局莫兰指数对变量空间的自相关性进行检验。若莫兰指数值大于0，则研究对象具有空间正相关关系；若莫兰指数值小于0，则研究对象具有空间负相关关系；若莫兰指数值等于0，则研究对象无空间相关关系。使用Stata17.0 软件测算城乡经济融合发展（Iuraban）全局莫兰指数，结果如表11 所示。结果显示，2006—2020 年城乡经济融合发展的全局莫兰指数均为正，且均在1%的水平上显著，表明城乡经济融合发展存在显著空间正相关关系。因此，可使用空间计量模型进行研究。

表11 城乡经济融合发展全局莫兰指数测算结果

（三）空间模型分析

在开展具体检验之前，需应用LR 检验方法来判断应该使用时间固定效应模型、空间固定效应模型还是时空双固定效应模型。结果表明，时间、空间固定效应模型均在1%的水平上拒绝原假设，因而选择时空双固定效应模型。为进一步检验农村普惠金融、数字新基建对城乡经济融合发展的空间影响效应，使用极大似然估计法对模型（4）进行回归，结果如表12所示。

由表12可知，在模型（4）中引入地理距离权重矩阵W1 以后，农村普惠金融的系数为-0.015 8，且不显著；对应W×lnRifinance的系数为-0.002 8，同样不显著。这说明，农村普惠金融对城乡经济融合发展并不存在空间影响。可能原因在于，相关法律规定“地方金融组织原则上不得跨省级行政区域开展业务”[42]，这在一定程度上限制了农村普惠金融对城乡经济融合发展的推动作用。数字新基建的影响系数为0.001 4、W×lnDnfrastructure的影响系数为0.002 7，均在5%的水平上显著，表明数字新基建对本地区及相邻地区城乡融合发展产生显著正向影响。事实上，数字新基建可利用跨空间特性构筑面向全国的服务网络，有效破除区域壁垒，实现共同发展。农村普惠金融和数字新基建的交互项影响系数为0.106 9，在1%的水平上显著。对应的W×ln（Rifinance×Dnfrastructure）影响系数为0.147 3，也在1%的水平上显著。这说明，农村普惠金融和数字新基建的融合可以有效推动城乡经济融合发展，且具有显著空间溢出效应。事实上，数字新基建嵌入农村普惠金融后，农村普惠金融服务便利性、空间拓展性得到显著提升，农村普惠金融对城乡经济融合发展的助力作用得以充分发挥，城乡经济融合发展的战略布局得以进一步落实。

表12 基于时空双固定的空间杜宾模型回归结果

纳入0-1 邻接权重矩阵（W2）的检验结果显示，农村普惠金融、W×lnRifinance系数均为负，且不显著。其他变量情况也与W1 检验结果基本一致，说明空间影响结果具有稳健性。

六、结论与建议

本文以2006—2020 年中国内地31 个省（市、区）的2 800 个县为样本，采用固定效应模型研究农村普惠金融对城乡融合发展的影响，用中介效应模型研究资源错配的中介作用，用调节效应模型研究数字新基建的调节作用。研究表明，农村普惠金融能够显著提升城乡经济融合水平；资源错配在农村普惠金融驱动城乡经济融合发展的过程中造成阻碍；数字新基建在农村普惠金融助力城乡经济融合中具有调节效应。在此基础上，进一步研究农村普惠金融、数字新基建对城乡经济融合的空间影响效应。研究表明，农村普惠金融对城乡经济融合发展并不具有空间溢出效应；农村普惠金融和数字新基建的交互项对城乡经济融合发展具有显著正向空间溢出效应，可能原因在于数字新基建的跨时空联通特性有助于破除区域壁垒，实现正向空间溢出效应。据此，提出以下政策建议：

第一，深化农村数字普惠金融，弥补农村新基建服务短板。实证得知，农村普惠金融对城乡经济融合发展具有显著推动作用，且数字新基建具有调节效应。作为农村普惠金融及数字新基建融合的产物，农村数字普惠金融成为城乡经济融合发展的核心动能。一方面，全面构建农村数字普惠金融基础设施。以财政部、工业和信息化部、农业农村部为领导核心，全面加强农村地区的网络基础设施建设及其升级改造，全面提高农村光纤、5G网络覆盖面和信号强度，消除网络覆盖盲点；另一方面，全面深化金融科技创新。地方政府应引导城市金融机构下沉至农村，利用自身资源优势，同农村金融机构合作开发有效的数字金融产品，积极服务农村地区“长尾客户”。同时，积极对农村产权抵押类、林权抵押类、活体抵押类信贷产品进行创新，提升农村金融服务质量。

第二，调整城乡要素资源配置格局，谋求统一市场建设。研究表明，农村普惠金融可通过调整资源错配驱动城乡经济融合。因此，解决城乡资源错配问题可夯实城乡经济融合基础。首先，建立产业融资平台，合理配置城乡资本要素。中央和地方政府应当牵头构筑产业融资平台，引导城市金融资本、社会资本下沉至农村，深化资本要素的统筹协调。同时，政府部门也可利用此平台发布产业合作信息，鼓励城乡产业融合发展，进而构建城乡统一的资本要素市场。其次，完善人才引进激励机制，提升农村内生发展动力。地方人力资源和社会保障局应当充分提升人才下乡的激励水平，鼓励人才投身农村发展，为城乡经济融合发展增添新动能。最后，全面促进土地要素流转，推动城乡土地要素市场一体化。加快推进集体经营性建设用地入市、宅基地管理制度改革，增加农村居民财产性收入，助力城乡土地要素自由流转，夯实城乡经济融合发展基础。

第三，推进城乡产业协调发展，健全城乡经济融合发展体制机制。数字新基建可推进城乡产业协调发展、夯实城乡经济融合基础。一方面，打造城乡经济融合发展示范区。全面构建国家级和省级城乡经济融合发展试验区、城乡产业协同发展先行区，形成示范带动效应。将特色小镇作为城乡经济融合的典型载体，铺设数字新基建网络，打造极具产业特色的创业生态圈。另一方面，借力数字新基建，助推城乡第一、第二、第三产业融合发展。通过要素集聚、技术渗透、机制完善来增强农业产业竞争力、创新力，提升农业产业链、价值链发展水平，培育农村高质量发展新业态、新动能。