数字普惠金融对乡村振兴的影响效应与机制分析

李志慧 仝 杰 杜 静 吴鑫成

（成都理工大学 商学院，四川 成都 610059）

党的十九大报告强调“农业农村农民问题是关系国计民生的根本性问题，必须始终把解决好‘三农’问题作为全党工作重中之重”，而乡村振兴战略正是破解我国“三农”问题的关键，为农业农村现代化建设指明了方向。2022 年1 月14 日，为稳步推进乡村振兴工作，农业农村部发布的《关于落实党中央国务院2022 年全面推进乡村振兴重点工作部署的实施意见》进一步提出“必须强化金融支持作用，拓宽农业农村投入渠道”，“为‘四稳四提’贡献更多金融力量”。依托互联网等数字技术加持而生的数字普惠金融蕴含着强大的创新动能与增长潜力，数字普惠金融业务具备的普惠性、便捷性与农业农村的发展所需不谋而合，正逐步成为乡村振兴工作的重要驱动力。数字普惠金融通过何种机制促进乡村振兴？地方政府该如何强化这种促进机制？这些问题尚需进一步探索和分析。本文尝试测度各省乡村振兴指数，以实证方式探究数字普惠金融对乡村振兴的影响，以更好发挥数字普惠金融积极作用，助力乡村振兴战略实施。

一、文献回顾

普惠金融的发展对经济可持续增长、控制碳排放、提高科技创新水平、增强战略性企业价值等方面具有重要意义。Yang sun&Xinwei Tang 认为数字普惠金融能够通过增加金融机构贷款、居民储蓄量和居民消费量来促进经济可持续增长[1]；以一定的经济规模为前提，数字普惠金融也能通过调整产业结构、促进绿色科技创新的方式减少碳排放强度[2]，但这种“碳减排效应”在发达国家更为明显[3]；此外，数字普惠金融还能通过提高资金配置效率、降低资金使用成本的渠道缓解企业的融资难问题，进而提升区域科技创新水平[4]；在此基础上，Xuan Tang 等人又指出数字普惠金融也能通过类似渠道影响到战略性企业的市场价值[5]。他们的研究方法和研究结论对探究数字普惠金融影响中国乡村振兴的路径分析有着重要的指引作用。

自乡村振兴战略提出以来，学者们就乡村振兴内涵及其水平测度、金融对乡村振兴的影响作用研讨较多。有关乡村振兴内涵的研究多是围绕乡村振兴战略五大维度中其中一个或几个维度展开探讨。李重、林中伟从乡村思想道德振兴、乡村特色文化振兴、乡村公共文化生活振兴和中华优秀传统文化振兴四个方面扩充了乡村文化振兴的内涵，并分析了乡村文化振兴亟待解决的三组矛盾[6]；胡高强和孙菲指出，乡村产业振兴既要强调“如何振兴”也要关注“振兴谁”，进而提出了“产业富民”的理念，分析了乡村产业振兴过程中的利益分配问题[7]。关于乡村振兴水平测度的研究多以“20 字方针”（即“产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕”）为统一标准，选取相关3 级指标进行评价。贾晋和李雪峰等人以“五位一体”理论框架为依据，在构建“六化四率三风三治三维”指标体系的基础上，测度了2015 年度我国30 个省的乡村振兴发展指数并进行了区域归类分析[8]。而有关金融助力乡村振兴的文献，学者们多运用Hansen 提出的静态面板门限模型分析数字普惠金融对乡村振兴的非线性促进作用。李季刚等人的研究结果显示，数字普惠金融对乡村振兴的助推作用存在着单一门槛，并且门槛右侧区间的估计系数大于左侧区间，意味着随数字普惠金融发展程度跃升至单一门槛值后，这种促进作用将会增强[9]；而田霖等人则认为这种促进作用存在双门槛效应，越过第一个门槛值时这种促进作用会变小，位于第一门槛值以下或者超过第二门槛值时，这种促进作用才会更加显著，原因是普惠金融的发展中期风险因素会随之增强，而在中后期风险抑制作用能够通过风险监管得到相应缓解[10]。这些研究为科学衡量我国乡村振兴发展水平、探究数字普惠金融驱动中国乡村振兴的路径提供了重要参考。

通过文献梳理可以发现，目前有关数字普惠金融的研究多集中在“碳减排”和“企业发展”方面，有关乡村振兴的文献多是对区域乡村振兴水平的测度，同时将数字普惠金融和乡村振兴作为研究对象的文献较少，且这类文献多是通过门限效应模型探究二者间的非线性促进关系，进一步分析数字普惠金融促进乡村振兴机制的文献比较匮乏。在整理归纳文献的基础上，本文尝试构建中介效应和调节效应模型，厘清数字普惠金融驱动乡村振兴背后的理论机制，以期丰富金融助力乡村振兴的深刻内涵。

二、理论分析与实证假设

（一）数字普惠金融对乡村振兴的直接影响

1.产业兴旺是乡村振兴的基石，数字普惠金融有利于实现产业兴旺。我国农村地区产业发展仍以农业为主，农业产业特有的强时效性、周期性和季节性对融资速度要求较高；此外，产业兴旺的基本内涵包括农村产业的规模化和现代化，数字普惠金融能通过建立、完善和简化授信体系，推出“闪贷”系列产品能够“足额、方便且快捷”地满足农村产业多元化的融资需求，助力乡村产业兴旺。

2.生态宜居是乡村振兴的保证，数字普惠金融有利于实现生态宜居。农村地区的生态环境建设与产业发展息息相关，产业发展应当兼顾生态环境保护与环境污染治理，才能在农村产业兴旺的同时实现生态宜居。数字普惠金融通过政府授权，在界定绿色产业的基础上，明确生态项目的融资方向，为生态农业、绿色工业和有利于改善农村生态环境的项目提供资金，助力乡村生态宜居。

3.乡风文明是乡村振兴的灵魂，数字普惠金融有利于实现乡风文明。乡风文明意味着农村群众具备更高的金融素养、更为开阔的经济视野和更加丰富的文化生活。数字普惠金融以农村居民为主体、农村文化交流中心为阵地，在满足农村产业融资需求的同时，也向广大群众普及金融知识、培育诚信意识，提高人民群众的金融素养，营造质朴文明的新风貌；数字普惠金融还通过促进农村产业融合，延长产业链条、创新经营方式，形成了诸如淘宝电商与直播带货等网络购销形式，开阔了农村居民的经济视野、丰富了中老年群体的文化生活。

4.治理有效是乡村振兴的核心，数字普惠金融有利于实现治理有效。有效的乡村治理以乡村经济产业为保障，以数字科技为手段。数字普惠金融以金融科技为基础，为农村地区居民和企业搭建起多样化、立体化的信息数据库，有助于缩小城乡“数字鸿沟”，提升农村居民对信息价值的重视程度，也有助于完善乡村治理的新型信用体系，充分发挥信息化在推进乡村治理体系和治理能力现代化中的基础支撑作用。

5.生活富裕是乡村振兴的目标，数字普惠金融有利于实现生活富裕。生活富裕既包括农民群众收入水平和支付能力的提升，也体现为“文教娱疗”等公共产品的供给。数字普惠金融以乡村小微个体为导向、拓展金融服务空间和可及度，覆盖“金融洼地”、服务“长尾群体”，加快资金向农村“文教娱疗”方面倾斜，加强公共物品的供给度，让更多农民的“物质与精神”双双实现富裕。

“20 字方针”是我国实现乡村振兴的应有之义，通过理论分析发现，数字普惠金融的发展在五个方面均能够对我国乡村振兴水平产生正面影响，故提出假设H1：数字普惠金融能显著促进乡村振兴。

（二）数字普惠金融对乡村振兴的间接影响

1.数字普惠金融对产业融合的影响机制。首先，数字普惠金融的“降本”能力有助于更好配置产业转型升级的资金需求。经数字信息技术加持的数字普惠金融依托互联网、移动通信技术和金融科技软件的开发推广，既拓宽了乡村产业转型升级的直接融资渠道，也降低了乡村小微个体的资金匹配时间和借贷成本，进而助力乡村产业融合。其次，数字普惠金融能合理引导产业资金配置。数字普惠金融强化了金融与乡村实体经济的融合，数字普惠金融业务在产业融合发展场景中渗透作用在不断增强，加速了“消费金融”向“产业金融”的迁移进程，引导着产业融合的发展方向。再次，数字普惠金融能深入释放“产业数据价值”从而破除金融机构与融资主体的信息壁垒。数字普惠金融完善了乡村企业征信画像，企业信用成为了数字资产，进而畅通了融资双方的信息渠道，助力乡村产业融合。最后，数字普惠金融能提供政策制度保障。数字普惠金融有着较强的政策导向，更加倾向于为生产端提供低成本资金支持，与之匹配的一系列制度为数字普惠金融支持产业融合发展提供了政策红利，助力乡村产业融合发展。

同时，产业融合对乡村振兴有多维影响。首先，产业融合能够促进产业振兴。产业融合发展不仅能够培训新型职业农民形成新型农业经营主体，同时也能吸引复合型技术人才返乡下乡，助力乡村产业振兴。其次，产业融合促进治理有效。产业融合既能配强农村基层党组织队伍，优化乡村人才结构，提升基层领导的文化素质和经营管理能力，更好发挥基层党组织的领导能力和治理能力，也能深入推进农村集体产权制度改革，促进农村集体经济发展，构建村集体与农户间的利益共同体，助力乡村有效治理。再次，产业融合促进乡风文明。产业融合一方面能保护开发和传承创新农业农村的历史文化和遗产资源，另一方面也能加速发展乡村特色文化产业，打造文化旅游、民宿文化、农事体验、文创开发、民俗节日等乡村文化活动，助力乡风文明。最后，产业融合促进生态宜居。产业融合能培育“生态赋能发展”“发展反哺生态”的绿色发展理念，将绿色发展理念融入产业发展的“产、供、销”环节，既有助于绿色生产技术和生产方式的运用和形成，也有助于促进产业内部融合，延长内部产业链条，保护生态环境，助力乡村生态宜居。

总而言之，数字普惠金融能通过匹配资金需求、引导资金配置、打通破除信息壁垒、提供政策红利等方式助力乡村产业融合，而乡村产业融合又通过优化人才结构、壮大集体经济、倡导绿色生产、打造特色产业等方式驱动着乡村振兴不断前进，故提出假设H2：产业融合是数字普惠金融促进乡村振兴的有效路径。

2.数字普惠金融对科技创新的影响机理。首先，数字普惠金融能通过提高政府推动力，改善科技创新环境，进而激发科技创新主体的创新动力。郭沛瑶通过比较引入数字普惠金融前后企业研发投入的差异，证实数字普惠金融的发展既增加了企业的融资能力，激励了企业研发投入，也加剧了金融机构的竞争程度，提高了创新要素的聚集效应，加大了政府投入对企业创新的刺激作用，进而改善科技创新环境、激发创新主体的创新动力[11]；其次，数字普惠金融能通过缓解借贷双方的信息不对称，拓宽科技创新主体融资渠道，实现科创主体创新能力的提升。数字金融机构通过精准捕捉贷方的经营信息进一步完善了科创主体的“融资画像”，根据贷方真实信息达成的融资交易，既降低了机构面临的信用风险，也缓解了科创主体的资金压力，提高创新主体的创新能力[12]；最后，数字普惠金融能通过促进信息共享，降低创新主体的创新风险，进而增强创新主体的创新活力。数字普惠金融的社交平台属性能推动科技创新主体之间的创新信息共享与创新机会的经验分享，增加了创新主体间的相互沟通，既降低了创新风险，也激发了创新活力。

同时，科技创新对乡村振兴有明显的推动作用。首先，科技创新能促进乡村产业兴旺和生活富裕。一方面，科技创新产生的新型技术成果会促使生产要素由低效益部门向高效益部门转移形成产业聚集，进而推动乡村产业的规模化与现代化进程，生产要素在乡村三产间的优化调配，又会助推乡村产业融合化进程，规模化、融合化和现代化进程的推进能为乡村三产间的协同发展赋能提质，助力乡村产业兴旺的实现；另一方面，科技创新有助于催生新行业的诞生和发展，拉动乡村经济增长，创造大量就业机会，拓宽农户增收渠道，助力生活富裕的实现。其次，科技创新能促进乡村生态宜居。一方面，科学技术的改革与创新会提高乡村产业集约化与绿色化水平，集约化意味着乡村企业经营效率不断提升的同时经营成本也在不断摊低，绿色化则指生产技术的革新与企业经营成本的下降将减少生产能源的消耗和污染排放，产业集约化与绿色化的推动进程会不断促使生产要素向低污染、低排放、高效率部门流动，迫使高耗能、低效率企业“提效降能”，向绿色生产转型升级，缓解乡村生态压力，助力乡村生态宜居的实现；最后，科技创新能促进乡风文明与治理有效。支柱产业的创新升级过程需要与之相匹配的外部环境，包括发展理念、管理政策、人文环境等，一旦支柱产业创新诉求与外部环境互不适配，就会迫使外部环境做出适应创新需要的改变。若以绿色乡村产业为导向，就理应科学衡量绿色项目、制定绿色产业管理制度、营造无害化生产生活环境，调和产业发展与外部环境的矛盾，形成生产环保、乡风文明、治理有效的新农村风貌，为乡村产业的绿色转型提供配套条件，服务乡村振兴。

综上所述，数字普惠金融通过改善融资环境、拓宽融资渠道、降低创新风险等方式影响科技创新，而科技创新又通过调配生产要素、延长产业链条、促进产业集约绿色化的方式促进着乡村振兴，故提出假设H3：科技创新是数字普惠金融促进乡村振兴的有效路径。

基于以上假设，为探究何种方式能够强化数字普惠金融对乡村振兴的助推作用，本文进一步进行调节效应分析。考虑到数字普惠金融的发展对互联网等数字技术的依赖性，本文尝试建立农村互联网普及程度与这种助推作用间的联系，故提出假设H4：互联网普及程度越高，数字普惠金融对乡村振兴的助推作用越强。

三、我国乡村振兴水平和产业融合水平的测度

（一）乡村振兴水平测度

考虑到评价指标体系需要遵循科学性、代表性、客观性和层次性原则，本文在构建乡村振兴指标体系时，以乡村振兴战略指导思想和规划文件为基础，参考前人研究成果，把乡村振兴设为一级指标，将“产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕”20字方针作为二级指标，同时，选取已有研究中使用频率最高的三级指标共18 个[13-15]，最终形成的乡村振兴指标体系如下：

本文选取多指标分析常用的熵值TOPSIS 法，该方法在测度中国经济高质量发展水平[16]、世界经济高质量发展水平[17]、乡村发展评价[18]等方面均已被广泛使用，基本原理是先运用熵权法确定评价指标的权重，再利用TOPSIS 法求得逼近的理想解并对相对接近度进行排序，本文的具体测度步骤如下：

1.构建评价矩阵。由于西藏、港澳台地区数据缺失严重，故剔除，留存了样本期为2012—2020 年共30 个省作为评价对象，基于表1 中的18 个原始指标构建评价矩阵X=（Xij）30*18。

表1 乡村振兴指标体系

2.无量纲化处理。由于表1 中所选原始指标的单位不尽相同，为统一评价指标量纲，本文对表1 中的18 个原始指标进行无量纲化处理，形成规范评价矩阵价矩阵Z=（zij）30*18。相关公式如下：正向化：；逆向化：。其中，Xmin代表原始指标的最小值，Xmax代表最大值。

3.指标权重确定。 基于规范矩阵Z 计算第j 个原始指标Xj的熵值，其中若fij=0，则令fijlnfij=0。随后，根据公式计算第j 个评价指标Xj的权重。

4.构建加权评价矩阵。通过eij=wj*zij将指标zij转化为指标rij，以此形成加权评价矩阵E=（eij）30*18。

我国2012—2020 年乡村振兴发展指数测算结果如表2 所示。总体来看，我国乡村振兴发展指数有如下特征：（1）各省乡村振兴水平在2012—2015 年出现降低，2016—2020 年开始显著上升。究其原因：2015 年以前，农村经济发展存在着产业结构单一、产业协同发展状况不佳等问题，各顾各的传统产业发展模式使得乡村振兴的后劲出现了明显不足，阻碍了我国乡村经济可持续发展的势头。2015 年我国提出“农村产业融合发展战略”旨在加速推进农村三产间的融合发展、2016 和2017 年又分别提出“农业供给侧结构性改革”和“乡村振兴战略”，为乡村产业的可持续发展指明了方向，历经数年的乡村实践，乡村产业的融合发展终于激发了农村经济发展的内生动力。《中国乡村振兴产业融合发展报告（2022）》显示：2021 年新型职业农民超2000 万人、家庭农场达到390 万家、农业合作社达到220 万个、县级以上龙头企业达9 万家、工商资本每年投入乡村产业的投资总量也都在万亿元以上，乡村产业融合主体规模在不断壮大、产业融合载体也在蓬勃发展、融合业态不断提档升级，农民增收的渠道也日益多元化，融合成效明显，为乡村振兴打下了坚实的经济基础。（2）乡村振兴水平存在地区性差异。东、中、西部地区的乡村振兴水平综合指数基本呈依次递减态势。究其原因：本文认为，东部乡村多依附于大城市，既能享受大都市的发展红利、又有中西部劳动力的不断迁入，大概率会随着城市发展融入都市，因此，这部分地区的乡村振兴就约等于城镇化；而中西部地区地理位置偏远、青壮年劳动力不断迁出，故该部分地区的乡村振兴之路往往相对困难，存在着投入高、产出低、见效慢等问题。

表2 2012—2020年我国30个省及直辖市的乡村振兴指数

（二）乡村产业融合水平测度

为考察乡村产业融合是否为数字普惠金融促进乡村振兴的有效路径，本文参考陈池波、陈国生、谭燕芝等人的做法构建如下乡村产业融合的指标体系[19-21]：

根据表3 指标体系运用熵值TOPSIS 法测度得到如下乡村产业融合指数：

表3 乡村产业融合指标体系

表4 2012—2020年我国30个省及直辖市的产业融合指数

四、数据来源与模型设定

由于西藏、港澳台等地区所需指标的数据缺失较为严重，故未将这些地区纳入文章研究范畴，因此本文样本数据均以我国30 个省及直辖市为研究对象，选取2012—2020年作为样本数据区间，对轻微缺失的原始指标数据均运用SPSS23 软件做临近点线性插值处理。本文所有样本数据均来源于国家统计局网站、阿里研究院、南京大学空间规划研究中心，《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国工业统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》《中国旅游业统计年鉴》。

依据研究目的，本文首先构建如下数字普惠金融影响乡村振兴的基准回归方程：

考虑到本期的乡村振兴水平可能会受到上一期的影响，为防止模型估计出现偏差，本文再次建立数字普惠金融影响乡村振兴的动态面板模型：

为进一步探究数字普惠金融影响乡村振兴水平的具体路径，因此本文参考温忠麟的研究方法[22]，进一步通过逐步回归法选取相关中介变量探究数字普惠金融与乡村振兴之间的中介效应，具体模型如下：

其中，为中介变量的统称，包括产业融合水平Integration 和科技创新水平Lntech，其他变量同上。

为分析何种因素会增强数字普惠金融对乡村振兴的促进作用，本文引入农村互联网接入户数刻画农村互联网普及程度并充当调节变量，探究农村互联网普及程度对这种促进作用是否存在调节效应，模型如下：

五、实证结果

（一）基准回归

为初步验证H1，本文利用模型（1）进行固定效应检验，依次加入三个控制变量后的基准回归结果如下：

表5 结果显示，在逐步加入控制变量后，固定效应模型中核心解释变量（Lndif）的估计参数均未发生方向变化，始终保持在0.22-0.62 水平并在1%水平下显著，故普惠金融与乡村振兴之间确实存在正相关，H1 得证。此外，在所有控制变量当中，对外开放水平与产业结构均对乡村振兴产生正向效应。可能原因如下，第一，开放型经济的发展促成了一大批跨境电商，完善了乡村特色产品、延伸了产业链和价值链、促进了乡村产业出口，进而提高了乡村产业发展的组织化、规模化、网络化、市场化和国际化水平，为产业兴旺提供了新的发展空间；第二，产业结构的优化不仅能够促进传统农业向现代农业的转型升级、也加速了加工贸易企业向欠发达地区和农村地区转移的，进而缓解了当地农村人口的就业问题、推动了乡村振兴水平的提高。而平均受教育程度对乡村振兴水平的作用并不显著，可能是因为我国农村地区的平均受教育程度已处较高水平，以及教育水平的提升相对经济发展而言具有较强相对滞后性。

表5 基准回归结果

（二）SYS-GMM 与区域异质性

考虑到乡村振兴水平可能会受到以往乡村建设成果的影响而使模型出现估计偏差，同时为规避模型设定中可能存在的内生性问题，本文引入乡村振兴的滞后一期，按照模型（2）运用SYS-GMM 进行二者关系的动态回归分析；此外，为深入分析数字普惠金融对乡村振兴的助推作用是否存在地区差异，本文将样本区间按国家统计局的分区标准划分为东、中、西三个区域进一步做SYS-GMM 动态回归。

表6 依次报告了全国层面、西部地区、中部地区以及西部地区的动态回归分析结果。4 个模型中的AR（2）值均大于0.05，表明二阶序列自相关不显著，同时Hansen 检验对应的P 值也均大于0.1，意味着模型不存在过度识别问题。

表6 动态回归结果及区域异质性分析

在表6 中，列（1）为国家层面的动态回归结果，结果显示，核心变量数字普惠金融指数的估计系数为0.0240 并在1%水平上显著，进一步印证了H1；列（2）、列（3）、列（4）分别为西部地区、中部地区和东部地区的SYS-GMM 动态回归结果，结果显示，西部地区核心变量数字普惠金融指数的估计系数为0.0193 并在5%水平上显著、中部地区为0.0138 并在5%水平上显著、东部地区不显著，故H2 得证。究其原因，本文认为，西部地区占我国土面积的56%，但金融行业的发展水平却相对落后，存在着金融服务覆盖度低、使用深度低和数字化程度低等问题，故西部地区金融行业的发展空间较大，通过提升西部地区的数字普惠金融水平进而促进地区乡村振兴水平的效应也应更为显著；受东部地区的影响，中部地区金融行业的发展程度要优于西部地区，因此这种助推作用会较低；而对东部地区而言，由于经济基础较好，教育水平较高等原因，金融人才聚集、金融需求较大，金融规模扩张拥有较为坚实的基础和条件，故其金融规模要远远领先于中西部地区，目前，东部地区金融发展规模在一定程度上也已达到相对于饱和的状态，所以数字普惠金融的发展对东部地区的乡村振兴促进作用并不显著。

（三）稳健性检验

为确保回归结果的稳健性，本文利用数字普惠金融的三个子指标（覆盖广度Coverage、使用深度Usage 和数字化程度Digitization）代替核心变量数字普惠金融指数（Lndif）再次进行SYS-GMM 动态回归，结果如下：

表7 回归结果显示，中部、西部地区数字普惠金融促进乡村振兴的作用依旧稳健。除此之外，对中西部地区而言，当数字化水平LnDigitization 充当核心变量时的显著系数最高，分别为0.0156 和0.0277 并在1%水平上显著，这表明，提高数字普惠金融的数字化程度来促进地区乡村振兴水平的提高是最为行之有效的方法。而对东部地区而言，由于金融规模、金融市场和金融体系均已相对成熟，故无论是从覆盖广度、使用深度和数字化程度哪一方面着手，都无法使地区乡村振兴水平有显著提升。

表7 稳健性检验

（四）中介效应

为进一步考察数字普惠金融对乡村振兴的影响机制，本文依据温忠麟对影响机制研究方法的解读引入产业融合水平（Integration）科技创新水平（Lntech）分别充当中介变量，验证数字普惠金融影响乡村振兴的中介效应是否存在。文章该部分主要运用模型（1）（3）和（4）进行逐步回归，对三个模型中相关变量的估计系数做逐一验证。若模型（1）中的α1、模型（3）中的β 和模型（4）中的 及γ 均显著，则可判断中介变量显著，具体回归结果如下：

在表8 的逐步回归结果中，模型（18）刻画了数字普惠金融助推乡村振兴的总效应，模型（19）和模型（20）考察了产业融合水平Integration 的助推路径，模型（19）首先验证了数字普惠金融与产业融合间的正相关关系，此时数字普惠金融的估计系数为0.271 并在10%的置信水平上显著，说明数字普惠金融的发展能在一定程度上提升产业融合水平；模型（20）进一步检验了数字普惠金融和产业融合对乡村振兴的助推作用，此时数字普惠金融和产业融合的估计系数分别是0.187 和0.124，且均在5%的置信水平上显著，经对比发现，此时数字普惠金融的估计系数明显小于模型（18）中的估计系数，故判断产业融合在数字普惠金融促进乡村振兴的过程中发挥了部分中介效应，计算可知，产业融合水平的中介效应值为β·γ ≈0.0336，中介效应在总效应中的占比约是≈15.20%，直接效应在总效应中的占比约是≈84.62%，验证了H3。模型（21）和模型（22）考察了科技创新水平Lntech 的驱动路径，其中，模型（21）首先验证了数字普惠金融与科技创新间的正相关关系，结果显示，数字普惠金融的估计系数为2.369，并在1%的置信水平上显著，表明数字普惠金融的发展能够显著提升科技创新水平；模型（22）进一步检验了数字普惠金融和中介变量科技创新水平对乡村振兴的影响，结果显示，数字普惠金融和科技创新水平的回归系数分别为0.174 和0.0197 且均在5%的置信水平上显著，此时需注意，数字普惠金融的估计系数小于模型（18）中的估计系数，故判断科技创新也在数字普惠金融促进乡村振兴的过程中发挥着部分中介效应，通过计算可得，科技创新水平的中介效应值为β·γ ≈0.0467，中介效应在总效应中的占比约是≈21.13%，直接效应在总效应中的占比约为≈78.73%，H4 得证。

表8 中介效应

（五）调节效应

为考察农村互联网普及程度的提高会否提升数字普惠金融对乡村振兴的促进作用，本文选取农村宽带接入户数（Internet）充当调节变量并刻画农村互联网普及程度。首先，文章在模型（1）中直接加入调节变量农村宽带接入户数（Internet）形成模型（23），随后加入核心变量与调节变量的交互项Lndif* Internet 形成模型（24），最后，为修正交互项Lndif* Internet 与核心变量和调节变量间的多重共线性问题，本文又引入中心化后的交互项c-Lndif*c-Internet 形成模型（25），对比结果如下表：

表9 结果显示，引入中心化交互项后的模型（25），其核心变量数字普惠金融指数Lndif、调节变量Internet 以及交互项c-Lndif*c-Internet 的估计系数均显著为正，核心变量数字普惠金融Lndif 的估计系数由原来的0.209 上升至0.314，故判断H5 得证，农村互联网普及程度在数字普惠金融对乡村振兴的促进作用中发挥着正向调节作用，其原因可能是农村互联网普及程度的提升有助于弥合数字普惠金融发展的数字鸿沟。一方面，地区互联网普及程度越高，意味可供数字普惠金融依托的数字硬件设施越完善，数字普惠金融的可及性（即覆盖程度）也会随之提升，进而起到弥合数字接入鸿沟的作用；另一方面，也意味着乡村经济主体的数字普惠金融使用深度和使用能力的提升，进而起到缩小数字使用鸿沟和数字能力鸿沟的作用。

表9 调节效应

六、结论与政策建议

文章首先根据乡村振兴“20 字方针”选取18 个指标构建乡村振兴指标体系，运用熵值TOPSIS 法测算2012—2020 年30 个省的乡村振兴水平，结果显示：当前我国各地区乡村发展不均衡，东部地区乡村振兴水平较高、中部次之、西部最低。其次，文章基于面板数据进行固定效应与SYS-GMM 回归来分析数字普惠金融对乡村振兴的影响作用，结果表明：数字普惠金融能显著促进乡村振兴，这种促进作用的大小存在着区域异质性，西部地区促进作用最强、中部次之、东部最弱，拆分核心变量进行深入的回归分析发现，数字化程度对乡村振兴的促进作用贡献最大。最后，文章引入中介效应和调节效应进一步对数字普惠金融促进乡村振兴的机制进行探究，结果表明：数字普惠金融能够通过提升产业融合水平和科技创新水平促进乡村振兴，而农村互联网普及程度能显著强化数字普惠金融对乡村振兴的助推作用。

基于实证结果提出如下政策建议：（1）逐步加强乡村数字普惠金融基础设施建设的投资力度，在完善乡村小微个体征信画像的基础上，通过鼓励移动支付、推行免押贷款、降低贷款利率等方式，从“移动化、实惠化、信用化和便利化”的角度采取措施提升金融服务的数字化程度，同时不断下沉惠农性质金融机构的金融服务，通过提升有第三方有效支付账户数等方式拓宽数字普惠金融的覆盖广度，通过提升金融产品适配性、丰富金融服务类型等方式来提升数字普惠金融的使用深度，充分发挥数字普惠金融对我国乡村振兴的直接促进作用。（2）考虑到数字普惠金融对乡村振兴的助推作用存在区域差异，因此，应当着重激发数字普惠金融对我国中西部地区（尤其是西部地区）乡村振兴发展的助推作用。（3）发挥数字普惠金融对产业融合的助推作用，通过引导资金流向，优化资金配置、打破信息壁垒、提供政策红利等方式加速乡村产业融合，不断激发产业融合在数字普惠金融促进乡村振兴过程中的内生动力。（4）加速推进科学技术的创新进程，通过营造创新环境、拓宽融资渠道、降低创新风险等方式积极催生科创主体的创新动力、创新能力和创新活力，深入激发科技创新在数字普惠金融促进乡村振兴过程中的内在动力。（5）重视农村互联网等数字信息技术的正向调节作用，大力推广“5G”移动通信技术、稳步推进“宽带中国”和“互联网+”战略、不断完善数字信息基础设施，提升农村群众的信息获取能力，同时加强普惠金融知识的宣传，提升乡村人口的金融素养，为数字普惠金融助推乡村振兴增势赋能。