数字普惠金融助推乡村振兴的机制及效果研究*

王刚贞，钱慧慧，朱家明

（安徽财经大学）

0 引言

进入新世纪，中国所面临的主要矛盾已经从生产上的落后转向了发展的不均衡和不充分.其中，城乡居民收入差距过大已经成为中国社会普遍存在的一大特点，也是制约中国实现共同富裕的主要因素.推进乡村振兴，是中国共产党的十九大作出的重要部署，是全面建成小康社会、建设社会主义现代化国家和新时期“三农”工作的重要内容.

2021年中央一号文件首次提出“发展农村数字普惠金融”.数字普惠金融是普惠金融与互联网结合发展而成的一种新型金融形式，移动互联网的迅猛发展和智能手机的普及为其奠定了坚实的数字技术基础，在这一基础上，数字金融凭借其便捷、安全等优点，迅速在金融市场占领一席之地，对整个金融系统造成了巨大冲击.数字普惠金融的重点对象是那些被传统金融所排斥的弱势人群，收入水平较低的农村人口正是其中一部分，它被广泛用于扶贫、改善收入与消费差距、改善农村地区经济发展等方面的研究，是实施乡村振兴战略的重要推力［1］.因此，应以数字普惠金融助力乡村振兴，推动农村经济社会发展.

1 文献综述

1.1 关于乡村振兴

自十九大全面提出乡村振兴战略，学者们关于乡村振兴开展了大量研究，主要集中在：乡村振兴的内涵解读［2］、评价体系［3－4］及实现路径［5－6］等方面.关于乡村振兴的内涵.中国共产党的十九大提出了“产业兴旺，生态宜居，乡风文明，治理有效，生活富裕”的总体要求，系统概括了新时代乡村振兴的丰富内涵.魏后凯解读为：通过大力发展，使乡村逐渐兴盛繁荣［7］.在新时代，人们对美好生活的追求越来越强烈，所要求的乡村振兴不仅仅是一个领域、一个方面的振兴，它包括经济、社会、文化等各个方面的复兴，以及国家治理体制的改革和生态文明的发展.在乡村振兴指标体系的构建方面.张挺、贾晋、毛锦凰和王林涛等学者出于对乡村振兴内涵的深刻理解，从“产业兴旺、生态宜居、文明乡风、治理有效、生活富裕”等5个维度出发，筛选出若干个三级或四级指标，构建乡村振兴的综合评价指标体系［3－4，8］.而对于乡村振兴战略的实现.第一，要解决农村人才紧缺问题.当前，中国农村发展的“空心化”、“老龄化”、“低学历”等问题日益突出［9］.造成“人才瓶颈”的原因主要是：认为从事农业没有发展前景，不想回乡村；农业效益比较低，不敢投资于乡村；乡村生活条件差，不愿意留在乡村［10］；第二，要解决农村地区融资困难的问题.当前，中国农村经济发展面临着资金短缺、投资单一、缺乏财政支持、缺乏保障的问题［11］，农村的基础建设和公共服务水平依然落后，远远不能满足广大农民对美好生活的需求；第三，要解决农民收入持续增加的问题.近年来，尽管农村居民收入连续多年比城市居民增长速度更快，但是农民的收入主要依赖于工资性收入，特别是外出务工的工资收入，农业和财产收入对农民增收的贡献却很小［7］.

1.2 关于数字普惠金融与乡村振兴

在乡村振兴战略实施的难题方面，数字普惠金融表现出了积极作用：（1）数字普惠金融能够改善包括人才短缺等资源短缺的问题.数字普惠金融的发展，激发农村市场创新与活力，就业岗位增多，进一步吸引更多的对口人才，本地人口构成得到相应调整［12］.数字普惠金融利用金融资本将产业、人才、技术等要素资源聚集到乡村，从而有效地促进农村的资源配置［13］.（2）数字普惠金融能够破解资金不足的难题.数字普惠金融的发展能够整合市场中零散分布的小规模投资者，利用自身平台、场景、应用优势，扩充资金来源渠道，扩大融资规模，缓解创新创业过程中的资金约束问题［14－15］.（3）数字普惠金融能够破解农民持续增收的难题.数字普惠金融不仅通过能够促进农业产业发展、创造农业就业机会提高农民的农业经营性收入和工资性收入［16］，还可以通过提供多元的金融产品和服务拓宽居民的投资渠道，提高农民的财产性收入［17－18］，对于转移性收入也有促进作用［19］.

数字普惠金融与乡村振兴之间的关系得到了越来越多的学者的重视.葛和平、钱宇实证分析发现，数字普惠金融发展对乡村振兴的影响表现为“U”形，其作用拐点为16.51－18.11，目前中国普惠金融总体水平已经超过了转折点，主要是对乡村振兴的推动作用［20］.谢地、苏博的研究结果也显示，数字普惠金融对推进乡村振兴战略的有效实施具有重要意义［21］.李季刚和马俊的实证结果表明，数字普惠金融的发展的确能帮助建设乡村振兴，其覆盖广度和数字化程度的推动作用较显著；乡村振兴与数字普惠金融的关系表现出单一门槛特性，即数字普惠金融发展水平低于一定阈值时，会对乡村振兴产生积极影响，但如果发展水平超过一定阈值，则会使推动作用其得到显著提高［22］.

综合上述文献，数字普惠金融能够解决“人才短缺”、“资金短缺”、“农民持续增收”三大问题，在推动乡村振兴中起到了积极的促进作用，但对数字普惠金融在乡村振兴作用机理的研究，学者们存在着不同的看法.该文首先从“产业兴旺，生态宜居，文明乡风，治理有效，生活富裕”的总体目标出发，建立了包含29 个三级指标的乡村振兴综合评价指标体系；其次，运用面板回归与中介效应模型，对数字普惠金融在乡村振兴中的作用机理进行了系统探讨；最后，考虑了数字普惠金融与乡村振兴的空间溢出效应，利用空间计量模型分析其空间异质性.

2 数字普惠金融对乡村振兴的作用机理及研究假设

2.1 数字普惠金融对乡村振兴影响的直接机制

第一，数字普惠金融为乡村振兴提供资金支持.数字普惠金融利用数字技术，降低农村金融成本，减少农村金融排斥，构建了一套低成本、便捷、覆盖广的金融信用体系，为农村产业发展提供了有力的资金支撑［23］，有助于“产业兴旺”；此外，通过投入教育经费，可以有效保证农村孩子接受优质教育，提高他们的文化素养和劳动能力，从而推动“乡风文明”［20］.

第二，数字普惠金融优化乡村振兴的资源配置.在为乡村引入资金的基础上，一方面，资本的投入会使人力资本、先进技术等农业产业现代化所必需的生产要素资源流入，成为农村产业发展的必需要素保障［24］，促进“产业兴旺”；另一方面，可以促进资金、技术和人才流向绿色农业和环境污染防治［25］，改善农村生活条件，改善农村医疗卫生条件，有利于建设“生态宜居”的美丽乡村，更好地吸引客流，留住人才.

第三，数字普惠金融利用其数字化信用体系推进乡村振兴.数字普惠金融系统的建立，一方面可以降低产业发展中的信息不对称性，丰富农业保险产品，挖掘农业金融工具的创新潜力，进而全面提升中国农业发展的风险控制能力［21］，助力“产业兴旺”；另一方面，通过建立信用信息采集、信息平台和信息共享，有利于建立农户守信、企业守责的全社会互信共赢的乡村发展新风貌［26］，推动“乡风文明”.

据此，提出该文第一个假设：数字普惠金融的发展能够推进乡村振兴的发展.

2.2 数字普惠金融对乡村振兴影响的间接机制：收入增长与收入分配

第一，数字普惠金融能够通过促进收入增长间接推进乡村振兴.首先，数字普惠金融对农村居民增收起到了推动作用：一是数字普惠金融为农村居民提供更多的金融服务，使更多的农村居民能够通过农业生产、从事商贸活动、增加个体自我技能培训和投资等方式来改善经济环境，提供更多的就业岗位、激发了农村居民自我提升的动力，促进经营性收入和工资性收入水平的提高［27］；二是数字普惠金融通过线上服务等方式为农村地区提供一系列资产管理和配置服务，包括储蓄存款、理财及债券、基金、股票等的购买服务，农民根据自身的偏好进行资产配置，拓宽农民财产性收入的渠道和可能性，进而提升农民的财产性收入［17］；三是农民在利用数字金融的同时，还可以利用网络获取政府、企业、社团等部门的经常性转移支付信息，及时掌握有关信息和政策，增加农户的转移性收入［19］.其次，农民收入的提高，有利于拉动内需和农业产业发展，对村庄规划改造、提高村民的生活品质；促进乡村社会的和谐，提升乡风，加强乡村治理的效果；有利于缩小城乡收入差距，实现农民生活富裕［28］.

第二，数字普惠金融能够通过改善收入分配间接推进乡村振兴.首先，数字普惠金融可以改善居民收入分配：一方面，数字普惠金融能突破地域上的局限，有效地解决区域间的资金分配差距［29］；另一方面，大数据、云计算、人工智能等现代化的数字技术，也为金融机构收集贫困地区的信贷数据提供了方便，而征信系统则可以进一步完善金融系统的风险管理，使其能够更好地为低收入和脆弱人群提供金融服务，从而推动公平分配［30］.其次，改善收入分配可以充分调动农民的积极性和创造性、增强农民幸福感、促进社会公平正义，促进乡村“治理有效”.

据此，提出该文第二个假设：数字普惠金融的发展能够通过促进收入增长和改善收入分配推进乡村振兴的发展.

综上，数字普惠金融对乡村的影响机制可归纳为如图1所示.

图1 数字普惠金融对乡村振兴的影响机制

3 研究设计

3.1 变量选取与数据来源

通过文献综述和机制探讨，从理论角度阐述了数字普惠金融与乡村振兴之间的联系，在此基础上，以2011 ～2020 年30 个省市（不含港澳台和西藏自治区）为样本，对数字普惠金融在乡村振兴中的作用进行了实证分析和检验.有关变量的设定见表1，资料主要来自于不同地区的统计资料和Wind数据库.

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（1）被解释变量

借鉴张挺等［3］、毛锦凰和王林涛［8］的数据指标，通过SPSS软件进行主成分分析，对乡村振兴的5个二级指标进行测算，同时测算乡村振兴综合指标，见表2.

（2）解释变量

以北京大学互联网中心2011 ～2020 年《数字普惠金融发展指标》为依据，对数据进行了对数化处理.以数字普惠金融的总体指标为基础，并将其覆盖广度、使用深度、数字化程度等指标纳入衡量指标，对各个维度的影响进行了研究.

（3）中介变量

收入增长，参照黄倩等［30］学者的做法，采用“农村居民人均可支配收入取对数”来表示；收入分配，泰尔指数同时考虑了城乡人口结构与收入的整体变化，能较好地反映城乡二元经济的发展背景，并且对高低两端收入群体的收入变动较为敏感［31］，因此该文用“泰尔指数”来代表收入分配.

（4）控制变量

根据以往研究［32－34］，选取以下控制变量：①经营规模（Scale）.农业的经营规模会影响农业的生产效益和农村居民的收入，从产业兴旺、生活富裕维度影响乡村振兴的发展，采用“区域农业种植面积／区域第一产业就业人数”表示；②受教育水平（Edu）.农村居民受教育水平的高低会影响其对政策和新兴知识的接受程度，从乡风文明、治理有效维度影响乡村振兴的发展，采用“每十万人高等教育学校平均在校生数对数”来代表；③对外开放程度（Open）.地区的开放程度一方面会导致农村人口的流出，不利于乡村振兴的发展，一方面能增加农村居民的收入水平和消费水平，从生活富裕维度促进乡村振兴的发展，采用“外商直接投资额对数”表示；④消费水平（Pcon）.消费是拉动经济增长的三驾马车之一，经济的增长能从整体上推动乡村振兴的发展，采用“农村居民人均消费支出对数”表示.

3.2 模型设计

（1）基准模型

为验证假设1的结论，该文以乡村振兴作为被解释变量，以数字普惠金融作为解释变量，建立模型（1）：

若α1显著，则数字普惠金融对乡村振兴有显著影响，若α1显著且大于0，则数字普惠金融可以有效推进乡村振兴，假设1得证.

（2）中介模型

为验证假设2的结论，分析收入增长和收入分配在数字普惠金融与乡村振兴之间的作用机制，加入中介变量收入增长和收入分配，建立模型（2）～（4）：

其中，Mi，t代表中介变量收入增长（Pgdi）和收入分配（Theil）.β6是直接效应，β3×β7是间接效应，直接效应与间接效应的和为总效应，若β1、β3、β6、β7显著，且间接效应与总效应同号，则中介效应成立，数字普惠金融会通过收入增长和收入分配影响乡村振兴，中介效应所占比例为，则假设2得证.

（3）空间计量模型

由于中国各省经济一般存在空间效应，所以在研究乡村振兴时，也应该考虑一个地区对周边地区的影响.该文选取地理距离权重矩阵作为空间加权矩阵，加入空间效应，引入空间权重W，建立空间模型（5）.

如果回归结果显示λ1显著，则中国各省乡村振兴的发展存在空间效应，若λ3显著，则数字普惠金融可以通过影响本地区的乡村振兴发展进而影响周边地区乡村振兴发展.

4 实证分析

4.1 基准模型回归结果

通过随机效应模型、个体固定效应模型和个体时间固定效应模式验证数字普惠金融对乡村振兴的影响，得到表3的结果.

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由表3可知，数字普惠金融的影响系数均呈现出显著的正向，说明数字普惠金融助推乡村振兴的作用是显而易见的.数字普惠金融利用互联网等数字平台为农村提供大量的金融服务，为农业生产提供资金支持，增加农民收入，推动乡村振兴，假设1得证.从控制变量来看，经济规模系数和受教育水平系数均显著为正，说明经济规模越大，农村居民的受教育受教育水平越高，对乡村振兴的发展越有利；对外开放程度在随机效应模型和个体固定模型中也显著为正，表明对外开放也是有利于乡村振兴的发展的.Hausman检验表明，随机效应模型的建立更为合理，故下文模型均使用随机模型.

4.2 稳健性及内生性检验

从替换被解释变量和解释变量两个角度进行稳健性检验，进一步证实了数字普惠金融对乡村振兴的促进作用.

（1）替换被解释变量

该文进一步验证数字普惠金融对乡村振兴“产业兴旺、生态宜居、文明乡风、治理有效、生活富裕”五个不同层面的作用.结果显示（见表4），数字普惠金融的发展可以有效地推动“生态宜居”、“治理有效”、“乡风文明”、“生活富裕”四个方面，但对“产业兴旺”的影响却不明显，或许是数字普惠金融与农村产业发展之间并非单纯的线性关系.

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（2）替换解释变量

由表5可知，数字普惠金融的覆盖广度、使用深度和数字化程度对乡村振兴均表现出显著的促进作用，其中使用深度的影响最大，回归系数为0.130，数字化程度对乡村振兴的影响程度相对较小.

（3）内生性检验

参考邱晗等的研究，以互联网宽带普及率（internet）为工具变量进行内生性检验.采用两步工具变量法，利用互联网宽带普及率对数字普惠金融的影响进行了第一阶段的OLS回归，其结果见表6中（1）.结果表明，工具变量对数字普惠金融指标的解释能力较强，存在着正相关，与理论分析一致.（1）中F 值是166.14，大于经验标准值10，拒绝弱工具变量假设［35］.因此，该文选取互联网宽带普及率作为工具变量合理.

表6中第二阶段Wald检验结果为67.17，P值为0.001，通过了1%的显著性水平检验，说明模型的确存在内生性.考虑内生性问题后，Dif的系数为0.529.引入工具变量后，Dif 系数的显著程度和方向没有改变，结果仍然是稳健的，证实了发展数字普惠金融对于推动乡村振兴的积极作用.

4.3 区域异质性分析

在中国的地理位置上，存在着一条将全国分成东南和西北两大地区的“胡焕庸线”.两个区域自然与人文特征、经济发展水平有明显的差别，反映出中国地域间的人口分布差异和资源环境差异［36］.在“胡焕庸线”所划分的两大区域，数字普惠金融对乡村振兴的作用将表现出怎样的差异？该文采用“胡焕庸线”对各省份进行划分，回归结果见表7.

从表7可见，在“胡焕庸线”的东南和西北区域，数字普惠金融对乡村振兴都具有明显的推动效应，尤其是“胡焕庸线”西部区域，数字普惠金融发展对乡村振兴的推动作用更加明显.主要是由于“胡焕庸线”东部地区经济发展水平高，基础设施完备，人才集聚，金融服务业发展迅速，传统的金融机构已经形成了一个完整的、规模较大的服务网络，这可能会对数字普惠金融这样的新型金融模式产生一定的挤压效应.而在“胡焕庸线”西部区域，近年来，数字普惠金融得到快速的发展，并迅速渗透到农村的各个产业，以低门槛、低成本的优势，将普惠性发挥到了极致，促进乡村振兴.

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4.4 中介效应检验

为检验数字普惠金融对乡村振兴的影响中，收入增长与收入分配是否起到中介作用，采用中介效应模型对其实证分析，结果见表8（收入增长）和表9（收入分配）.结果显示以收入增长和收入分配为中介变量建立的模型，均存在显著的中介效应.具体而言：由表8可知，以收入增长为中介变量，得到的数字普惠金融对乡村振兴的总效应为0.151，直接效应为0.104，间接效应为0.047，中介效应所占比例为31.13%；由表9可知，以收入分配为中介变量，得到的数字普惠金融对乡村振兴的总效应为0.138，直接效应为0.100，间接效应为0.038，中介效应所占比例为27.54%.可知，作为数字普惠金融推进乡村振兴的中介作用机制，收入增长的中介作用强于收入分配.

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4.5 空间溢出效应

（1）计量模型选择

空间溢出效应检验的前提是存在空间效应.该文通过莫兰指数I判断出2011 ～2020年乡村振兴和数字普惠金融的空间相关性均显著为正，莫兰图显示大部分区域位于一三象限，说明整体呈现空间正相关关系.再通过普通面板模型计算LM和R－LM统计量，检验结果显示SLM和SEM的Robust LM值都在1%的水平下显著，各变量之间具有空间分布属性，误差项和滞后项均存在空间相关性，进一步进行Wald检验，不管是SLM的Wald检验还是SEM 的Wald 检验均通过1%水平的显著性检验，拒绝SDM 可以退化成SLM和SEM的原始假定，所以应采用空间杜宾模型.Hausman检验结果表明，空间杜宾模型的随机效应模型优于固定效应模型.因此，该文选取空间杜宾模型的随机效应模型进行分析.

（2）空间计量模型回归

空间计量模型结果见表10，根据结果可以看出数字普惠金融系数显著为正，这表明发展区域数字普惠金融能够促进乡村振兴，这与前文结果一致，再次证明假设1 的稳健性.对于空间变量而言，空间自回归系数在5%水平下显著为正，说明一个地区乡村振兴越强，也会推进周边地区乡村振兴的实现，一个地区乡村振兴发展越滞后，也会减小周边地区乡村振兴的发展.空间数字普惠金融系数W × dif显著为负，说明一个地区的数字金融普惠的发展通过推进本地区的乡村振兴发展，从而加大了周边地区乡村振兴的发展.

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表11是分为直接效应、间接效应和总体效应的结果，直接效应显著为正，再一次证明了本区域的数字普惠金融能够促进本区域的乡村振兴，同时，间接效应显著为负，说明一个地区的数字普惠金融的发展可以通过推进本地区乡村振兴，促进周边地区的乡村振兴，与上述结果一致，再次证明了结果的准确.

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（3）空间计量模型的稳健性检验

借鉴赵涛等对空间模型进行稳健性检验的方法［37］，对其进行空间加权矩阵的调整，采用邻接权重矩阵取代地理距离权矩阵，得到的结果见表12.替换成邻接权重矩阵后，解释变量的系数符号和显著程度等与表12中的空间自回归系数具有高度一致性，整体估计结果稳定，进一步说明该文所估计的空间杜宾模型结果是稳健的.

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5 结论及建议

5.1 结论

该文以中国2011 ～2020年省级面板数据为基础，从产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕5个方面构建乡村振兴的综合评价体系，并运用面板回归模型、中介效应模型和空间杜宾模型，探讨了数字普惠金融在乡村振兴中的作用.事实证明.

（1）发展数字普惠金融对乡村振兴具有明显的促进作用，对于乡村振兴的“生态宜居、治理有效、生活富裕”等维度的作用较为明显.

（2）数字普惠金融的覆盖广度、使用深度、数字化程度等维度均显示出明显的促进作用，其中使用深度作用效果最佳.

（3）中介效应模型验证了数字普惠金融的发展能通过促进收入增长和优化收入分配来推动乡村振兴的发展.

（4）从区域上看，数字普惠金融对“胡焕庸线”以西地区乡村振兴的推进作用要强于“胡焕庸线”以东地区.

（5）数字普惠金融对乡村振兴的影响具有显著的空间溢出效应，其溢出效应会带动周边区域的乡村振兴.

5.2 建议

（1）加强普及数字普惠金融知识，提高农民群众的金融素质.政府有关部门、金融机构、行业协会等组织要定期开展数字普惠金融宣传，通过在村委会的宣传栏定期发放数字普惠金融刊物，举办相关知识讲座，请专家为农户解答有关问题，通过产品宣讲、免费试用等方式，增强农村居民对数字普惠金融的认识和信任.

（2）强化数字普惠金融体系建设，完善农村普惠金融环境.政府需加强建设农村光纤、5G网络覆盖面和信号强度等方面的基础设施，以促进农村网络的普及.各银行机构要加快更新农村普惠网点中的智能化金融设施，以弥补城乡“数字鸿沟”，增强数字普惠金融的覆盖面.

（3）强化对数字普惠金融的监管，确保农民普惠金融的合法权益.推进农村普惠金融的立法、行业标准的制订等方面的工作.要健全数字普惠金融监管制度，构建协调监管机制，共同防范数字化技术和金融服务交叉所带来的金融风险.通过加强对数字金融市场的监管，降低风险，为农户创造一个安全稳定的交易环境，促进金融服务的普及化、信用化和便利化，进一步深化数字普惠金融.