广西县域普惠金融支持乡村振兴的效应研究

康 立 韦雅乘

（中南财经政法大学金融学院，湖北 武汉 430073；长城证券股份有限公司研究所，广东 深圳 518034）

一、引言

2020 年我国顺利打赢脱贫攻坚战，下一阶段需推进乡村振兴战略，实现乡村高质量发展。广西作为西部后发地区，一直是乡村振兴战略实施的重难点区域。作为我国传统农业大区，广西糖料蔗、蚕桑等优势特色农业稳居全国第一，亚热带水果总产量跨入千万吨省区行列，更有富硒农业、休闲农业、生态循环农业等特色产业蓬勃发展，但广西农业也面临着农产品附加值低、部分农民生活水平低等问题。2020年底，广西如期完成贫困县摘帽任务，但乡村振兴的基础尚不牢靠，农村发展不平衡问题依旧存在。因此，如何巩固拓展当前脱贫成果，推动乡村振兴和区域高质量发展将是广西“十四五”期间的重点任务。

普惠金融是农村供给侧结构性改革和乡村振兴战略布局的重要着力点（王曙光和王丹莉，2018；宋玉茹，2022；李新和汤恒运，2022）。普惠金融影响乡村振兴的路径有产业带动、生态改善、文明教化、治理规范和生活富裕等。普惠金融为农业从业者拓宽融资渠道，纾解融资困境，稳定农业经营生产，促进农业与其他产业融合，实现乡村地区产业结构升级（郭国峰和张颖颖，2021）。普惠金融在发展过程中，创新出绿色债券、绿色信贷、绿色基金等金融产品和服务，用以支持绿色农村和低碳农业融资需要、农业循环经济发展的筹资需求及农产品绿色升级（刘世波等，2020）。普惠金融提升了农民收入，并通过消费升级使农村地区文化娱乐活动支出增加。同时，普惠金融也为乡村文化产业项目提供资金支持，开发文化消费信贷产品，促进乡村文化消费（黄鸿星，2021）。普惠金融在深入农村地区的过程中，还促进了当地信用体系建设，提升了农民信用意识，形成诚实守信的良好风气（马俊，2020）。另外，普惠金融理念指导助推乡村振兴法律体系的构建，有助于完善乡村法律体系（车亮亮，2019）。普惠金融还通过精准扶贫、产业帮扶使农民获得稳定的收入来源（刘世波等，2020）。马俊（2022）研究发现，普惠金融对乡村振兴不同维度均有影响，其中对生活富裕的作用效果最为明显，对治理有效和产业兴旺的作用效果依次减弱，对生态宜居的作用效果最弱。程惠霞等（2022）研究表明，我国普惠金融全面推进乡村振兴的积极性受到城乡经济循环堵点、断点与农村金融结构不佳的制约，有必要通过持续性制度变革和结构优化等方式畅通普惠金融动力机制。

普惠金融与乡村振兴的定量研究主要以普惠金融对乡村农业发展、农民收入、城乡收入差距、乡村经济增长、多维相对贫困等单一指标的影响为主。章成等（2021）运用空间计量模型和面板门槛模型研究发现，普惠金融对促进农业产业化有显著的空间溢出效应，且随着经济发展水平的提升而增强。温玉卓和刘楠（2021）采取分位数回归模型发现，普惠金融的增收效应随着农民收入增长而提高。郭国峰和张颖颖（2021）通过构建VAR 时间序列模型，证明普惠金融和农民收入存在长期正向效应。童纪新和曹越美（2018）研究表明，普惠金融明显缩小了城乡居民和农村居民的收入差距。崔占峰等（2023）以山东省为例研究发现，普惠金融与农民收入呈现出正相关的关系。雷汉云等（2019）研究表明，在普惠金融发展水平较高的地方，对农村经济的包容性增长促进作用更强。齐红倩和张佳馨（2023）研究发现，农村普惠金融能有效缓解农村家庭的多维相对贫困和轻度贫困脆弱性。戴鹏和何佳（2022）研究表明，普惠金融通过直接机制和间接机制缩小城乡收入差距。

另有学者通过构建多层次乡村发展综合评价体系，开展与普惠金融相关的研究。蔡兴等（2019）从产业、生态、福祉、文化和政治五个方面选取9个乡村测度指标，运用熵权法获取综合指标，分析得出普惠金融的促进作用随着农村人均可支配收入的提高而不断增强。熊正德等（2021）构建涵盖11个指标的乡村综合评价体系，运用因子分析法提炼出乡村经济发展因子、文化发展因子和社会发展因子，研究表明，普惠金融广度和深度分别对经济发展因子和文化建设因子贡献更大，但对乡村社会发展因子贡献都很小。马俊和李季刚（2021）选取16 个指标，运用熵值法构建乡村综合评价指数，并使用系统GMM 法研究我国30个省份普惠金融对该指数的影响，结果证明，我国普惠金融对乡村振兴的影响呈现倒“U”型特征和显著的区域差异性，东部较弱、中西部则较强。俞彤晖和汪道峰（2023）构建包含16个基础指标的乡村振兴综合评价体系，研究发现，普惠金融对乡村振兴的促进作用具有随着经济发展水平及财政支农强度的提高而不断增强的非线性特征。陈文婷等（2023）利用耦合协调度和空间回归模型，通过研究发现绿色普惠金融与乡村振兴之间存在耦合协调机制，某一地区的耦合协调度可以促进本地及周边地区经济增长，且耦合协调度的经济效应具备空间外溢性和地区异质性。

已有文献关于普惠金融与乡村振兴的研究大多针对全国及省级层面，关注欠发达地区并聚焦县域层面的文献较为鲜见。鉴于此，文章运用变异系数法构建普惠金融及乡村振兴综合指数，分别采用基准回归、异质性回归和分位数回归，考察广西县域普惠金融对乡村振兴的直接支持效应和间接影响效应，并采用动态面板回归、分时段回归和替换赋权法回归，检验实证结果的稳健性，在此基础上，为提升广西普惠金融服务水平和促进乡村振兴建设提出针对性建议。

二、研究设计

（一）研究假说

普惠金融助推广西乡村振兴的直接作用机制包括促进现代农业转型升级、稳定生产经营、帮助贫困群体增收、完善公共服务等。普惠金融拓宽了融资渠道，引导民间资本投入现代农业建设，有效缓解流动性约束问题。同时，普惠金融针对农业新业态发展开发出针对性、便利优惠的产品与服务，以更低的成本促进新型农业的可持续经营。普惠金融通过不断创新农产品保险险种、期货品种及两者相结合的创新服务，提升农业风险管理水平，让农民更放心地增加农业生产投入、尝试新技术和新产品研发（何婧等，2021）。普惠金融通过个体行为效应和示范效应，提高贫困群体收入水平（马俊和李季刚，2021），如提供储蓄服务和理财产品，优化贫困群体财产配置，增强自身抵御风险能力，避免因意外冲击而返贫。同时，成功脱贫致富的一部分群体可提升周边其他群体对普惠金融的接触意愿，带动更多群体致富。普惠金融还利用多种筹资工具聚集资金，投入农村教育文化、医疗卫生、公共交通、水利水电、通信设施等重大工程项目建设，缓解财政资金的不足（蔡兴等，2019）。

普惠金融助推广西乡村振兴的间接作用机制体现为，随着普惠金融发展，群众享受的金融服务和种类越多，资金储蓄率越高，可投放信贷金额也越高，群众通过借贷满足更多消费和投资需求，从而刺激经济增长。一方面，经济增长带动富裕阶层发展，富裕阶层又通过消费、投资等活动创造更多就业机会，使贫困群体收入增加，此为“涓滴效应”。另一方面，经济增长增加了当地政府财政收入，经由个税、财产税、社会福利等转移支付途径及基础设施建设、产业帮扶等举措，使农民享受到经济发展的成果并缩小城乡差距，避免经济增长“涓滴效应”带来的减贫效果被抵消，最终有助于乡村振兴，此为“亲贫式增长”。基于上述分析，提出研究假说H1。

H1：县域普惠金融对广西乡村振兴具有显著的支持效应。

由于广西各县域金融资源的便利程度、规模大小和使用效用存在显著差异，各县域普惠金融发展水平也呈现出空间异质性。不同的普惠金融水平下，普惠金融对乡村振兴的支持效应也有所不同。在普惠金融高水平地区，金融资源的供给越丰富，对农业产业发展和农民民生的金融服务覆盖面越广，越能激发乡村振兴的活力，普惠金融的支持效应就越强。基于此，提出研究假说H2。

H2：普惠金融支持广西乡村振兴的效应随着普惠金融水平的提高而增强。

普惠金融的支持效应不仅受到地区普惠金融水平的影响，还与乡村自身发展水平有关。在广西乡村发展较好的地区，利用金融资源的效率会更高，因而产出增加水平也会更高。同理，在广西发展较为落后的乡村，利用金融资源的效率较低，普惠金融的促进作用发挥不足，因而产出增加也较低。鉴于此，提出研究假说H3。

H3：普惠金融支持乡村振兴受到乡村发展水平的影响，乡村发展水平越高，支持效应越强。

（二）变量选取、数据来源和指标构建

结合数据可得性，以乡村振兴指数为被解释变量，以普惠金融指数为解释变量，为减少遗漏变量造成的误差，引入宏观、社会、结构、政府等层面的控制变量，变量设定如表1所示。考虑到市辖区乡村更具有明显的城市管理特征，与周边县级市乡村的发展差距较大，本文选取广西69 个县级市作为观测样本。同时，根据各县级市地理位置分布（参考依据：《珠江-西江经济带发展规划》《广西北部湾经济区发展规划》《桂西资源富集区发展规划》），将69个县级市划分为西江经济带县域①西江经济带县域：本文指柳城县、鹿寨县、融安县、融水苗族自治县、三江侗族自治县、阳朔县、灵川县、全州县、兴安县、永福县、灌阳县、龙胜各族自治县、资源县、平乐县、恭城瑶族自治县、荔浦市、藤县、蒙山县、岑溪市、平南县、桂平市、昭平县、钟山县、富川瑶族自治县、忻城县、象州县、武宣县、金秀瑶族自治县、合山市。、北部湾经济区县域②北部湾经济区县域：本文指隆安县、马山县、上林县、宾阳县、横县、合浦县、上思县、东兴市、灵山县、浦北县、容县、陆川县、博白县、兴业县、北流市、扶绥县、宁明县、龙州县、大新县、天等县、凭祥市。及桂西北资源富集区县域③桂西北资源富集区县域：本文指田东县、平果市、德保县、那坡县、凌云县、乐业县、田林县、西林县、隆林各族自治县、靖西市、南丹县、天峨县、凤山县、东兰县、罗城仫佬族自治县、环江毛南族自治县、巴马瑶族自治县、都安瑶族自治县、大化瑶族自治县。。基于数据可获取性，时间跨度为2004—2021 年。数据来源于《广西统计年鉴》和《广西县域统计年鉴》，以及各县市政府网站等，少数县级市部分数据缺失，通过计算年均增长率补全。

表1 变量选取与说明

测度普惠金融最常用的指标维度包括金融服务渗透性、可获得性、使用效用性及可负担性。由于广西各个县域经济发展较为落后，普惠金融建设起步晚，部分县域征信体系不完善、统计数据缺失，结合普惠金融内涵与数据可获得性，从普惠金融服务可得性及使用效用性两个维度，构建普惠金融指标。服务可得性反映普惠金融服务群体接受金融服务的规模大小，从广度上衡量普惠金融的发展水平。由于传统银行存贷款业务依旧在广西县域普惠金融业务中占据主要地位，因此以居民人均储蓄存款余额和金融机构人均贷款余额，分别测度广西县域存款服务和贷款服务可得情况，两项指标均为正向关系。使用效用性衡量普惠金融在国民经济发展中的使用程度，从深度上体现普惠金融发展水平。选取居民储蓄存款余额和金融机构贷款余额占GDP 比重，分别反映广西县域存款使用效用情况和贷款使用效用情况，两项指标也均为正向关系。具体指标说明如表2所示。

表2 广西县域普惠金融与乡村振兴评价体系

为确保乡村振兴战略落地落实，广西政府编制了《广西乡村振兴战略规划（2018—2022 年）》，按照产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕五个层面，设定了27 项指标。由于研究样本为广西县域层级乡村，有关生态、文明、治理层面的统计数据披露较少，因此无法构建涵盖“五位一体”总要求的乡村振兴评价体系。当前聚焦现代特色农业高质量发展、改善农村民生福祉，巩固拓展脱贫攻坚成果，依旧是推动广西县域可持续发展中的重中之重，所以从产业兴旺和生活富裕两个维度，构建广西县域乡村振兴指标体系。其中，产业兴旺维度包括单位面积主要农作物产量和人均农林牧渔业产值两个指标，衡量农业土地生产效率和劳动生产效率，均为正向指标。生活富裕维度包括农民人均纯收入和城乡收入差距两个指标，分别反映农民收入的绝对水平和相对水平，其中农民人均纯收入为正向指标，城乡收入差距指标为负向指标。具体指标说明如表2所示。

使用变异系数法测度广西县域普惠金融水平。首先，分别计算指标权重wi：

式中，cvi为变异系数，cvi=；σi为标准差；Xˉi为平均值。

其次，对每个指标的观测数据进行归一化处理，记为dij，公式为：

式（2）中：Xij为第i个指标第j个观测值；mini为第i个指标的最小值；maxi为第i个指标的最大值。

考虑到多维空间性，第j个观测样本的普惠金融水平可以表示为四维空间中的点Dj=(d1j,d2j,d3j,d4j)。在这个空间中，点O=()0,0,0,0 表示普惠金融发展水平最低，点W=()w1,w2,w3,w4表示普惠金融发展水平最高。由此，第j个观测样本的普惠金融指数IFIj可以表示为点Dj与点W 之间的归一化反欧氏距离，公式为：

④自2016年开始，农民收入指标开始启用新的统计口径，即农民人均可支配收入。该指标与农民人均纯收入的主要区别是可支配收入需从纯收入中扣减转移性支出和财产性支出。由于广西农民的转移性支出和财产性支出均比较低，因而农民人均可支配收入近似等于人均纯收入，故本文取农民人均可支配收入值替代2016年后农民人均纯收入指标进行补充。

由表3可知，广西县域普惠金融服务可得性维度对普惠金融指数的贡献度，较使用效用性维度更大，其中金融机构人均贷款余额权重最大，为0.3544，居民储蓄存款余额占GDP 比重的权重最小，为0.1391。从县域的整体经济发展情况来看，同一县域在研究时段内普惠金融服务规模有较大增长，而不同县域之间普惠金融的服务规模差距也较大，特别是一些少数民族聚集的县域，多属连片贫困地区、大石山区，连续多年被评为国家级贫困县和自治区级贫困县，经济金融基础设施落后，资金流入相较其他县域明显减少，人均获得的金融服务规模也大大减小，因此，赋予服务可得性维度两个指标更大的权重较为合理。

表3 广西县域普惠金融指标描述性统计结果

同理，采用变异系数法对乡村振兴指标体系进行赋权⑤乡村振兴指数RURAL也是相对数，适用于比较同一县域不同年份之间及不同县域之间乡村发展水平的高低，该指数越靠近0代表该县域乡村发展水平越低，越靠近1则代表乡村发展水平越高。。由表4 可知，人均农林牧渔业产值以及农民人均纯收入两个指标的权重较为接近，且明显高于另两个指标的权重。这与两项指标最能直接衡量产业兴旺和生活富裕层面的情况密切相关。由于广西各县级市农村发展水平呈现出明显的时间、空间差异性，造成各县域之间人均农林牧渔业产值、农民人均纯收入绝对值差距显著，因而赋予这两项指标较大的权重较为合理。

表4 广西县域乡村振兴指标描述性统计结果

（三）模型构建

对全样本县域和三个区域县域分别进行F 检验和Hausman检验，统计量均在1%的水平下显著，选择固定效应模型。构建基准回归模型如下：

式（4）中：i为各县级市；t为年份；αi为截距项；βk为待估参数，k=1,2,…,6；εit为随机扰动项。

针对各县域乡村发展的不同水平层次，构建面板分位数回归模型：

式（5）中：τ为因变量RURAL的分位数(0≤τ≤1)；αi(τ)为τ分位数下回归方程的截距项；β(τ)为τ分位数下回归方程的待估参数；εit(τ)为τ分位数下回归方程的误差扰动项；Z为控制变量，即Z={ LNRGDP,UR,SEC,TER,FISCAL}。

对式（5），采用最小化非对称加权残差绝对值之和估计法，得出模型的待估参数值：

三、实证检验

（一）基准回归

表5 回归结果显示，从普惠金融指数看，所有系数均为正且都在1%的置信水平下显著，表明普惠金融能够促进广西县域乡村振兴。从宏观层面看，人均GDP的回归系数都十分显著，说明经济增长对乡村发展的正向作用与“涓滴效应”和“亲贫式增长”有关。从社会层面看，城镇化率通过1%的显著性水平检验，其系数为正，显示广西县域的城镇化能够形成良好的城乡互动，通过为农村提供人才、资本、技术、市场支持带动农村经济增长，为农民收入提升、农业转型升级注入新动能。此外，城镇化的回归系数高于人均GDP的回归系数，反映出广西县域整体经济增长的成果更多惠及城镇地区，而发展落后的乡村受益较小。从结构层面看，第二产业发展程度对乡村振兴有显著负效应，第三产业发展程度对乡村振兴的影响虽为正但不显著。这反映出当前广西产业结构不合理，第二产业和第三产业发展比较落后，难以对乡村振兴起到良好的支撑作用。从政府层面看，财政支出占GDP比重的回归系数为-0.2178，在1%的显著性水平下显著，说明目前政府支出对乡村整体发展的效果没有凸显，这是因为地方财政支出更偏向于城镇地区，支农占比还较少，使得城乡发展差距拉大。

表5 广西全样本县域基准回归结果

（二）异质性回归

对广西三个区域带分别进行回归，发现普惠金融对乡村振兴的影响存在明显的地区差异性，结果如表6 所示。其中，西江经济带县域的回归系数最高，北部湾经济区县域次之，桂西北资源富集区县域的系数最小，说明随着区域普惠金融平均水平的提升，其促进作用有所增强。从宏观层面看，三个区域县域人均GDP的回归系数均为正数且十分显著，系数之间相差不大，说明当前经济增长的“涓滴效应”与“亲贫式增长”显著存在。从社会层面看，城镇化率也保持显著的积极作用，但桂西北资源富集区县域的系数要明显高于其他两个区域县域，同时也高于该区域人均GDP的回归系数，说明桂西北地区县域更充分地发挥了城乡融通融合、要素双向流动、一体化发展机制的协同效应。从结构层面看，桂西北资源富集区县域第二产业发展程度和第三产业发展程度均对乡村发展具有抑制作用，其他两个区域县域第二产业发展程度也具有显著的消极影响，第三产业发展程度回归系数虽为正，但不显著。这说明当前各区域县域产业结构布局并不理想，使得二、三产业基础薄弱、发展滞后、为第一产业深加工和增值的效率低下、效益不高等问题突出。从政府层面看，财政支出程度同样具有显著的负向作用，其中，西江经济带县域回归系数的绝对值最高，桂西北资源富集区回归系数的绝对值次之，北部湾经济区县域的绝对值最小。这反映了各区域县域财政支出对乡村振兴的效果不佳。

表6 三个区域县域回归结果

（三）分位数回归

选取25%、50%和75%三个具有代表性的分位数水平进行回归分析，结果如表7 所示，普惠金融对乡村振兴的支持效应均显著为正，全样本县域、西江经济带县域、北部湾经济区县域及桂西北资源富集区县域的普惠金融指数回归系数分别在0.6274～0.6823、0.7224～0.7548、0.5430～0.6226和0.3992～0.5546之间，与基准回归结果、异质性回归结果保持一致。此外，在同一分位点上，西江经济带县域普惠金融的回归系数＞北部湾经济区县域的回归系数＞桂西北资源富集区县域的回归系数，也验证了基准回归结果。在乡村发展水平的不同分位点上，普惠金融的支持效应呈现出动态变化，对于较高发展水平的县域农村，普惠金融的促进作用更高。这折射出乡村发展水平的差异会造成金融资源的利用效率有所不同。一方面，农业产业综合生产能力越高，产业集群化、规模化趋势越明显，生产要素的集聚使得经营成本大大降低，产业链更完善，产品价值转化率会更高。同时，农业机械化水平也会更高，精准化、自动化生产使得投入产出效率大大提升。另一方面，农民收入水平越高，越有利于农民技术水平与知识素养提升，从而有助于资金对乡村建设的功能从“输血式”向“造血式”转变。

表7 全样本县域及三个区域县域分位数回归结果

从宏观层面看，除西江经济带县域外，人均GDP的回归系数均通过1%的显著性水平检验，且从低分位点到高分位点，人均GDP 的作用程度均有所降低。这揭示了当前县域经济增长带动乡村农业做大做强、农民贫困减缓效力在发展程度更低的地区更强，而受资源倾斜、制度安排、物质基础因素的限制，经济增长的“涓滴效应”与“亲贫式增长”有所减弱。从社会层面看，除西江经济带县域外，城镇化率均有明显的扶持作用，但随着乡村发展程度提高，这种作用影响呈现递减趋势。这与县域发展过程中城乡分割趋势加剧、差距扩大等问题有关。从结构层面看，整体上第二产业发展程度影响显著为负，呈递减趋势，而第三产业发展程度影响不显著，呈正向递增趋势。从各区域来看，西江经济带县域第二产业和第三产业发展程度的系数均不显著，其中第二产业发展程度的抑制效应逐渐减弱，第三产业发展程度的作用方向从低分位点到高分位点出现了由负转正的变化。北部湾经济区县域两个结构层面控制变量的影响均显著，其中第二产业发展程度的抑制作用变化不大，而第三产业发展程度较其他区域有明显的积极效应并呈递增趋势。这与该区域第三产业与第一产业关联协作较密切有关，如北部湾经济区依托区位和深水良港优势，建立便捷的沿海和城市保税物流体系，为农产品高效流通奠定了良好的基础。同时该区还有丰富且开发较早的“旅游+农业”体系等，乡村发展程度更高，与第三产业的联动效益更好。桂西北资源富集区县域第二产业发展程度的回归系数均在1%的水平下显著，抑制作用也逐渐减小，而第三产业发展程度在25%和50%的分位点上显著，在75%的高分位点上并不显著，较其他区域表现出明显的遏制效应，但这种效应随着分位数的增大逐渐减弱，说明乡村发展水平提升有助于缓解产业结构不合理带来的消极影响。从政府层面看，随着分位点水平从25%增加到75%，政府财政支出力度的约束效应整体呈现下降趋势。不同区域县域相应的回归系数有不同变化，西江经济带县域回归系数的绝对值有所减小，但系数均不显著；北部湾经济区县域和桂西北资源富集区县域回归系数的绝对值随着分位数的提高而显著增大，表明在乡村发展水平更低的县域，政府财政对农村的干预效用要高于乡村发展水平更高的县域。

（四）稳健性检验

1.动态面板回归。乡村发展水平具有一定的固化和延续性，引入乡村振兴指数的一阶滞后项作为解释变量，代表基准回归模型中遗漏的可能影响乡村发展水平的其他因素。为解决由此产生的内生性问题，运用两阶段系统GMM 模型进行动态面板回归，结果如表8 所示。乡村振兴指数的一阶滞后项均在10%的置信水平下显著为正，说明前期乡村的发展会显著地影响后期乡村的发展情况。其中，桂西北资源富集区县域系数的绝对值大于其他区域县域的系数，表明该区域乡村发展存在强烈的固化和延续效应。普惠金融指数的估计结果与基准回归和异质性回归结果一致。从全样本县域回归结果看，普惠金融指数每提高1个单位，乡村振兴指数上升0.4734个单位。从三个区域县域回归结果来看，西江经济带县域的系数最高，这反映出近年来西江经济带县域大力招商引资、提高普惠金融水平对于振兴农业、改善人民生活具有显著成效；其次为北部湾经济区县域；桂西北资源富集区县域的系数最小。这说明基准回归和异质性回归的内生性问题并不严重，所得结果是稳健的。从控制变量来看，人均GDP 的回归系数依旧显著为正，意味着乡村农业的发展和农民生活确实能够享受到县域经济增长带来的红利；而城镇化率和财政支出力度的回归系数只在西江经济带县域下通过10%显著性水平的检验，整体来看，作用方向不明确；除北部湾经济区县域外，其他区域县域第二产业发展程度的回归系数均通过显著性检验，而第三产业发展程度只在西江经济带县域的回归中通过5%的显著性水平检验，但两个变量整体的作用方向均为负向，反映出当前二、三产业还不够完善，需要加快构建融合发展的产业体系，推动现代农业提质增效。

表8 系统GMM模型回归结果

2.分时段回归。对2004—2012 年和2013—2021年两个期间的样本进行回归，结果如表9 所示，2013—2021年普惠金融的回归系数明显高于2004—2012年。其中，全样本县域普惠金融的回归系数提高了63.01%；西江经济带县域、北部湾经济区县域和桂西北资源富集区的系数分别提升57.68%、38.20%和203.01%。比较同一期间三个区域县域普惠金融指数的回归系数，发现普惠金融水平越高、乡村发展越好的地区普惠金融的促进效应就越强，这印证了基准回归结果具有稳健性。从控制变量来看，人均GDP 的回归系数也随着时间的推移而提高；城镇化率的回归系数在全样本县域、西江经济带县域和北部湾经济区县域的模型中由负转正，在桂西北资源富集区县域的模型中积极作用显著提高；而结构层面的两个控制变量，除西江经济带县域外，对乡村振兴指数的抑制作用都大大增加；对于财政支出，除桂西北资源富集区外，其他模型的回归系数都由负转正。

表9 分时段回归结果

3.替换赋权法回归。为验证回归结果稳健性，采用熵权法重新构建乡村振兴指数和普惠金融指数，过程如下：

首先，对每个指标的观测数据进行标准化，记为Xij，以消除量纲差异：

其次，计算第i个指标中第j项数据所占的比重，记为pij：

然后，计算出每项指标的信息冗余度，记为di：

由此，可以得出每个指标的权重：

最后，第j个观测样本的指数为：

基于以上步骤，得到新的普惠金融和乡村振兴指数。对全样本县域和三个区域县域分别采用固定效应模型再次进行基准回归和异质性回归，结果如表10 所示。从普惠金融指数来看，回归系数与变异系数法下的回归结果相比有所变化，但均在1%的显著性水平下显著为正。其中，全样本下普惠金融每提高1%，乡村振兴指数就上升0.6457%。从不同区域来看，西江经济带县域回归系数最高，北部湾经济区县域次之，桂西北资源富集区县域的回归系数最小。从其他控制变量来看，所得结果与变异系数法下的回归结果无较大差异。这印证了普惠金融对乡村振兴具有支持作用，且普惠金融水平越高，支持作用越大。

表10 基于熵权法指标构建的基准回归和异质性回归结果

选取25%、50%、75%的分位点，对熵权法下全样本县域和三个区域县域的乡村振兴指数再次进行分位数回归，除西江经济带县域外，其他模型中普惠金融对乡村振兴的支持效应均显著为正。西江经济带县域中随着分位数提升至50%、75%，回归系数也通过了1%的显著性水平检验。比较同一分位点下不同区域普惠金融的系数大小，依旧是西江经济带县域最大，北部湾经济区县域次之，桂西北资源富集区县域最小。从系数趋势变化来看，无论全样本还是三个区域，普惠金融指数对乡村振兴指数的影响都越来越大，说明随着乡村发展水平的提升，普惠金融的支持效应越明显。这验证了基于变异系数法构建指数回归所得的结论。

（五）普惠金融间接作用机制分析

以人均GDP 的对数值作为被解释变量，引入人均GDP 对数值的滞后项代表遗漏变量，以普惠金融指数作为解释变量，以城镇化率、第二产业发展程度、第三产业发展程度和财政支出力度作为控制变量，对全样本县域采用系统GMM 模型进行回归估计，并以混合OLS 回归和固定效应模型来检验人均GDP 对数值的滞后项系数是否处于上下界内，便于证明模型设定是否正确，回归结果如表11所示。列（1）回归结果显示，AR（2）统计量均在10%的显著性水平上不拒绝原假设，因此GMM模型不存在偏误。同时Hansen 检验值也没有拒绝原假设，因而工具变量有效。将列（1）被解释变量滞后项的估计值与列（2）和列（3）中被解释变量滞后项估计值进行对比，也在两者范围之内，说明列（1）设定是合理的。列（1）中普惠金融指数的回归系数为0.6728，通过1%的显著性水平检验，表明普惠金融推动经济增长，经济增长又通过“涓滴效应”和“亲贫式增长”对乡村振兴产生正向效应，进而验证了普惠金融的间接作用机制。

表11 普惠金融间接作用机制回归分析结果

四、结论与政策建议

（一）主要结论

广西是我国的西部后发省份，在广大欠发达地区中具有典型性和代表性。文章基于2004—2021年广西69个县域的数据，通过基准回归、异质性回归和分位数回归，考察广西普惠金融对乡村振兴的直接和间接支持效应，并运用动态面板回归、分时段回归、替换赋权法等方法进行稳健性检验。研究发现：

第一，广西县域普惠金融通过直接和间接效应对乡村振兴有显著的支持作用。普惠金融通过为乡村注入资金“活水”，解决农业集群化和培育龙头企业过程中的融资难题，促进农业装备更新迭代、生产效率提升，为农业与其他产业的融合、拓展产业链条创造条件，有利于加大营销宣传力度，助力一批“桂”字号品牌的创建，吸引一批能够经营现代农业的人才，为农村居民稳定就业、增加收入以及完善乡村公共服务创造良好的基础。同时，普惠金融也能够更好地推动当地经济增长，间接促进乡村发展，最终实现对乡村兴农富民的支撑作用，为乡村振兴创造源源不断的内生动力。

第二，广西县域普惠金融的支持效应表现出明显的空间异质性。地区普惠金融服务水平越高，越能够焕发乡村振兴的活力，因而支持效应越显著。西江经济带县域普惠金融整体水平最高，主要由于2015 年以来该区域一些县级市引资硕果振奋人心，加之区域内有良好的农业发展环境，使得普惠金融支持效应最高。北部湾经济区县域也有较好的农业培育潜力，但可能受区域内市辖区虹吸效应影响，普惠金融的增长速度较西江经济带县域缓慢，因而普惠金融整体水平较低，其支持效应也相应减小。桂西北资源富集区普惠金融整体水平最低，主要系该区域经济发展较落后，农业经营不稳定且风险偏高，金融排斥更严重，因而对于乡村振兴的促进作用也是最低的。

第三，广西县域普惠金融的支持效应随着乡村发展水平的提高而增强。从实证结果来看，全样本县域和三个区域县域的普惠金融指数系数在乡村振兴指数低分位点上都较低，而在高分位点上回归系数都更高。这反映了发展水平更高的乡村对普惠金融资源的利用效率会更充分，从而投入产出回报更高，因而普惠金融支持效应更强。

第四，由于广西县域乡村发展存在一定的惯性，前期乡村的发展会显著地影响后期乡村发展情况，因而出台支农激励政策、完善支农服务对打破乡村发展固性是十分重要的。县域经济增长可以通过“涓滴效应”和“亲贫式增长”惠及乡村农业发展和农民民生福祉。同时，产业结构不合理会阻碍乡村快速发展，应尽快完善二、三产业体系，加快与现代农业融合，促进农业提质增效。

研究结论表明要高质量推进乡村振兴战略离不开普惠金融的支撑。同时为了使普惠金融发挥更好的成效，不仅需要持续完善普惠金融的服务水平，还要多方面推动乡村建设以提高资源利用效率。另外也要注重各地普惠金融和乡村发展的均衡性，缓解发展不平衡不充分的问题，一、二、三产业协同发展仍是广西亟待攻克的堡垒。

（二）政策建议

第一，持续完善普惠金融支农服务，因地制宜实施差异化策略。当前广西普惠金融的水平还比较低，尚有较大的发展空间，需要在总结已有经验的基础上汲取精华，加大力度推动普惠金融支农服务发展。持续完善顶层设计与激励机制，特别是已成功在区内百色市田东县试验成功的农村金融改革“田东模式”，争取在全区全面推广，深化改革创新。继续推进普惠金融基础设施建设，包括农村信用“四级联创”工作的开展以及引导已有信用成果服务信贷市场、优化农村支付结算服务等。服务机构建设方面，鼓励银行类机构的网点向金融资源比较匮乏的县域和偏远落后农村地区延伸，加大对林业、糖业等广西特色农业领域的信贷支持；健全保险类服务组织，逐步扩大农业保险覆盖面，并根据广西特色农业推出适合的保险产品；完善农业信贷融资担保体系，积极开展农业信贷融资担保服务，推动银保担合作以支持区内做专做精特色农业产业。服务质量方面，可以加大对金融科技的投入，借助互联网的发展降低农村居民获取金融服务的成本并享受更加便利的服务；同时根据群众需求变化不断扩展金融产品和服务的种类，更好地满足不同群体对金融服务的多元化需求。

此外，广西各区域县域普惠金融水平和乡村发展情况存在显著差异，为了使各县域发展更具均衡性，不能机械地照搬所有政策，必须根据各区域县域的发展情况实施差异化普惠金融策略。对西江经济带县域，普惠金融可得性相对较高，后续在继续保持良好的服务覆盖面的同时，更应注重于提升服务质量，创新金融产品与服务，助力有影响力的农业品牌和龙头企业进一步成长。在北部湾经济区县域，金融资源可能受周边城市虹吸效应的影响，近年增长缓慢，因而后续要加大招商引资力度，持续扩大服务规模，防止可得性倒退阻碍乡村发展。对于桂西北地区县域，金融市场环境较差，服务可得性和深度在全区内都最低，需要通过政府引导加快完善金融基础设施建设，营造良好的信贷环境，拓宽资金融通渠道。

第二，多政策促进农村全方位发展，提高金融支持效率。乡村发展水平提升是普惠金融规模扩张的主要动力，也是盘活资金促进普惠金融支持成效提升的重要原因。采取多方面政策深化农村综合改革，可以提升农村经济对金融发展的承载能力。当前，广西农业整体发展水平滞后，产业规模化程度低，高层次人才匮乏，交通水利等基础设施不完善。这些因素直接对普惠金融的发展及作用发挥造成影响。因此，不仅要为乡村发展提供资金，还需要其他政策助力农村全方位发展，以乡村发展为引领为普惠金融深化服务提供发展空间，包括持续建设现代特色农业示范区，为全区树立榜样，总结成功经验；加快研发适宜的农业机械设备；积极开展技术培训，落实失德惩戒措施，提升农民道德素养等。

第三，引导普惠金融推进产业融合，助力农业升价值农民增收益。引导普惠金融推进一、二、三产业深度融合，使产业相互间发挥好协同作用。加大对农产品加工业提升工程的服务支持，包括助力农产品加工专用原料基地建设、农产品加工产业园建设、农产品精深加工示范基地。加强对休闲农业和乡村旅游的金融支持，充分利用广西独特的乡村风光、农业文化景观、农事生产活动、农村民俗风情等特殊资源，积极开发集度假休闲、疗养娱乐、科普修学和美食购物等休闲活动于一体的新型旅游项目。创新金融服务以适应基于“互联网+”的农业新业态新模式，推动信息科技融入农业，推进电子商务进农村综合示范县建设。此外还要保障农产品流通设施建设，包括冷链物流网点拓展、农产品主产区冷库建设和田头储藏设施建设，重点支持“南菜北运”“西菜东运”和粤港澳优质“菜篮子”工程建设。