金融科技对乡村产业振兴的影响

摘 要：在深入推进乡村振兴战略的背景下，金融科技已成为驱动乡村产业振兴的关键引擎。选取2013—2022年280个地级城市为研究样本，通过构建统计学模型，明晰金融科技对乡村产业振兴的影响效应与作用机制。实证结果表明，金融科技对乡村产业振兴具有显著正向赋能效应。中介效应检验结果显示，金融科技可通过加快农村三产融合、促进农业新质生产力发展助推乡村产业振兴。异质性检验结果表明，在一线城市与胡焕庸线东南侧，金融科技对乡村产业振兴的正向驱动效应更为显著。门槛效应检验结果显示，金融科技对乡村产业振兴的影响存在门槛效应，即随着金融科技发展水平跨过单一门槛，金融科技对乡村产业振兴的影响呈现边际递增态势。据此，有必要嵌入数字技术，释放金融科技动能；布局未来产业，激活农业新质生产力发展引擎；优化金融生态，助力乡村产业高质量发展。

关键词：金融科技；农村三产融合；农业新质生产力；乡村产业振兴；门槛效应

中图分类号：F832 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2024）09-0065-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2024.09.007

一、引言及文献综述

国家“十四五”规划纲要指出，要“坚持农业农村优先发展，全面推进乡村振兴”。随后，党的二十大报告提出“扎实推动乡村产业、人才、文化、生态、组织振兴”。作为加快实现乡村全面振兴的应有之义，高效推进乡村产业振兴，不仅能够促进农村经济发展、助推农村社会全面进步和农民生活水平提高，而且有利于打造现代化乡村产业体系，推进农业强国建设。近年来，在推进农业强国建设的进程中，我国乡村产业发展取得粮食商品率提升、产业功能拓展程度提高及产业链条延伸程度增强（青平等，2023）[1]等显著成就，为实现乡村产业振兴奠定了坚实基础。然而，目前乡村产业振兴不仅面临“益贫”与“效益”目标存在内生性冲突（安晓明，2020）[2]的现实桎梏，还存在产业同质化竞争严重（洪名勇和汤园园，2024）[3]、产业基础较为薄弱（王军和曹姣，2022）[4]等突出问题。因此，如何加快实现乡村产业振兴、助iBJ5Po+vcrFLdByBgngXSA==力乡村全面振兴已成为当前极具现实意义的问题。

数字经济时代背景下，金融科技快速发展能够改进授信审批和风险管理模型，优化普惠金融服务模式，进一步扩大偏远地区和乡村产业的金融服务覆盖面，打造健康的数字普惠金融生态。这有助于推动数字普惠金融支持乡村产业，有效打破“三农”领域融资难、融资贵等桎梏，加快优势特色产业、涉农企业高效发展，为推进乡村产业振兴注入金融“活水”。与此同时，金融科技高质量发展不仅能够重构传统金融机构经营模式，健全农村金融服务体系，而且可以为乡村产业提供便捷和多样化的金融服务（李明贤和彭晏琳，2023）[5]，助推乡村产业结构升级，提高乡村产业市场竞争力，促进乡村产业振兴。此外，金融科技可基于产业链资金流、物流与贸易流等多维数据，打造乡村产业金融服务场景，创新推出多样化的金融产品与服务，为乡村产业高质量发展提供融资支撑，以此助力乡村产业振兴。由此可以推及，金融科技的升级和应用与乡村产业振兴之间具有一定的关联性。那么，金融科技对乡村产业振兴具有何种作用机制？金融科技对乡村产业振兴的影响是否存在区域异质性？二者之间是否具有门槛效应？立足于上述问题，本文基于2013—2022年280个地级城市的面板数据，实证探析金融科技对乡村产业振兴的影响效应，希冀为推进乡村产业振兴、加快中国式农业农村现代化进程提供经验证据和路径指导。

部分学者围绕金融领域与乡村产业振兴展开有益探索，并取得了诸多研究成果。就数字普惠金融而言，张辽和刘成飞（2024）[6]基于乡村产业振兴的乡村产业生产、乡村产业延伸等四个维度，研究发现数字普惠金融能够显著提升乡村产业振兴的水平与速度。徐伟祁等（2023）[7]利用31个省份的面板数据实证得出数字普惠金融发展可为乡村产业振兴助力。就农村金融而言，李海央等（2023）[8]研究发现农村金融量的扩张为乡村产业振兴提供外生动力。同时，李海央等（2023）[9]运用时空统计方法分析农村金融高质量发展与乡村产业振兴的耦合协调度，发现农村金融高质量发展与乡村产业振兴的耦合协调度具有明显的地区异质性。就金融资源配置而言，部分学者通过面板门槛模型与面板门槛分位数模型实证得出金融资源配置对乡村产业振兴的促进作用存在门槛效应（戴文娇，2022；赵鑫露，2023）[10，11]。刘赛红和杨颖（2021）[12]通过构建空间联立方程模型，研究发现金融资源配置与乡村产业振兴之间具有双向促进效应，且存在显著的空间溢出效应。

综上所述，学术界围绕金融与乡村产业振兴进行了有益探索，为后续研究奠定了良好基础。虽有学者明晰了金融科技与乡村产业振兴间的影响机制，但未考虑二者间的门槛效应。因此，本文创新点有如下几个方面：第一，在梳理金融科技赋能乡村产业振兴的逻辑机理的基础上，利用2013—2022年我国280个地级城市样本数据，定量分析金融科技对乡村产业振兴的影响效应，为提升金融科技发展水平、加快实现乡村产业振兴提供经验证据。第二，从农村三产融合与农业新质生产力视角出发，深入探析金融科技赋能乡村产业振兴的影响机制，深化了对二者关系的理解。第三，构建门槛效应模型，就金融科技驱动乡村产业振兴的非线性影响进行深入检验，拓展相关研究。

二、理论假设

（一）直接影响

作为科技与金融有机融合的产物，金融科技发展有助于打造智慧场景，提升金融服务的可触达性，为加快实现乡村产业振兴奠定坚实基础。其一，金融科技快速发展有利于完善村级信用评价体系，通过对行政村进行打标和评定，精准识别涉农企业、新型农业生产经营主体的信用状况和融资需求，为促进乡村产业振兴提供差异化金融服务。以金融科技为抓手，金融机构可为乡村产业提供个性化、精准化的金融服务，有效打破农业特色产业、乡村新产业新业态发展面临的资金瓶颈，高效激发涉农主体、重点农业经营大户经营活力，以此赋能乡村产业振兴。其二，金融科技发展可有效缓解绿色金融领域的信息不对称，降低金融机构绿色识别及风险管理的成本，助力金融机构开发符合乡村产业低碳转型需求的绿色金融产品，从而推动农业实现绿色化、循环化、低碳化，加快传统乡村产业绿色转型升级，为实现乡村产业振兴营造良好生态环境。其三，在金融科技的加持下，金融机构通过打造普惠金融服务新场景，创新升级普惠金融产品，有效满足涉农小微企业多样化的融资需求，提高农户和新型农业经营主体的融资可得性，有力支撑涉农企业及特色种植养殖产业高效发展，为实现乡村产业振兴浇筑坚实基础。据此，提出如下假设：

假设1：金融科技对乡村产业振兴具有正向赋能效应。

（二）间接影响

随着经济由高速增长阶段转向高质量发展阶段，我国对农业农村经济发展提出新要求，迫切需要加快农业一二三产业融合发展，构建更加完备的现代农业产业体系、生产体系、经营体系，以促进乡村产业转型升级，助力乡村产业振兴。金融科技发展可有效释放金融普惠性，通过加大对涉农小微企业的信贷投放，推动金融资源精准流向涉农领域发展中的薄弱环节，缓解乡村产业融合发展面临的融资困境。这有助于促使资本要素向农村三产融合的重点领域和关键环节流动，提升产业链上企业农户和新型农业经营主体的融资可得性，降低下游经销商融资成本，加快农业产业链、价值链和供应链延伸，助力农村三产融合。与此同时，依托于金融科技，金融机构以农业上下游供应链为主拓展金融服务场景，可构筑面向农资供应链的数字金融平台，助推乡村产业信贷流程智能化，有效推进信贷资源向农产品加工链、流通链、价值链聚合。得益于此，金融机构能够促使信贷资源向农业经销商或终端中小农户倾斜，推动农业与第二、第三产业交叉融合。

农村三产融合是农业内部以及农业与第二产业、第三产业间形成联动和融合，旨在促进资源要素实现跨产业集约化配置，有机整合农业生产、加工及其他服务业，协同推进乡村产业优化升级，为乡村产业振兴奠定基础。具体而言，农村三产融合有助于推动乡村产业发展形态由“小特产”升级为“大产业”，加快空间布局由“平面分布”向“集群发展”转型，促使主体关系由“同质竞争”向“合作共赢”转变，为乡村产业振兴持续赋能。不仅如此，农业产业链纵向延伸可有效开辟“土地规模经营”与“服务规模经营”双重路径，形成“龙头企业+村集体经济+新型经营主体+农户”的联耕联种联营模式，进一步培育农业农村新产业和新业态，助力乡村产业振兴。与此同时，农业产业链横向拓展有利于打造从初级产品到终端消费的农业现代化体系，充分释放组织联建、产业联动的乘积效应，有效促进“贸工农”“产加销”一体化发展，进一步加快农业全产业链融合发展，促进乡村产业振兴。基于上述分析，提出以下假设：

假设2：金融科技可通过促进农村三产融合加快实现乡村产业振兴。

金融科技可有效整合信贷、股权等金融资源，为科技企业提供全生命周期融资服务（吕岩威和李禹陶，2024）[13]，因而也能促进农业产业科技创新，驱动乡村传统产业转型升级，为培育农业新质生产力奠定资金基础。一方面，在金融科技加持下，金融机构能有效推进业务模式创新、产品创新、服务创新，提高金融资源配置效率，加大对农业科技型企业的贷款投放力度，缓解农业科技型中小企业融资难问题。同时，依托于金融科技，金融机构可充分发挥金融保险经济补偿、资金融通等功能，打造特色金融服务体系，深入服务农业科技型中小企业、专精特新“小巨人”企业及农业战略性新兴产业，为发展农业新质生产力注入资金活水（唐琳等，2020）[14]。另一方面，金融科技快速发展能够有效引导社会资本流向智慧农业、垂直农业等新兴产业，持续塑造农业领域发展的新产业、新模式、新动能，推动传统农业向生态化、数字化、高级化方向转型升级，提高全要素生产率，促进农业新质生产力形成。

农业新质生产力以劳动者、劳动资料、劳动对象及其优化组合质变为基本内涵，有助于促进农业产业多场景全要素联结，促使资源配置效率提升，提高农业全要素生产率，助力实现乡村产业振兴。第一，新质农业人才作为农业新质生产力的重要构成要素，能够掌握先进的种植、养殖和加工技术，高效利用以高技术、智能化、数字化为特征的新质生产资料。这有助于提升农业生产效率和农产品质量，提高农业规模化和集约化水平，加快传统农业转型升级，进而为乡村产业振兴夯实人才基础。第二，农业新质生产力快速发展有利于推动传统工具转化为以信息技术为基础的数字化、高端化及智能化工具，有效优化劳动资料结构，进一步催生出高效化、智能化、低碳化的新质劳动资料。这有助于农村打造一批数智化机械设备，推动标准化、自动化生产线和物联网等新质劳动资料的引入，促使农业无人车、农业机器人、智能收割机等新质劳动资料投入农业生产过程中，从而提高农业全要素生产率，助力乡村产业振兴（曹守新等，2023）[15]。第三，随着科技创新迭代升级，农业新质生产力发展能够不断拓展劳动对象范围，加快创造出更加智能化和自动化的物质资料，并将其转化为新型劳动对象，进一步促进生产力诸要素组合优化及跃升，推进乡村产业生产活动的广度延伸。这有利于农村开发电子商务、直播带货等新型销售模式，加强乡村产业与城市联动，高效畅通农业产销链，推动乡村产业向高端化、智能化、绿色化方向发展，继而促进乡村产业振兴。基于此，提出如下研究假设：

假设3：金融科技可通过推进农业新质生产力发展助力乡村产业振兴。

（三）门槛效应

在金融科技发展初期，受数字基础设施建设缓慢、数据孤岛问题突出等多种因素的叠加影响，金融科技无法为普惠金融创新发展提供关键支撑，这在一定程度上弱化了金融科技对乡村产业振兴的赋能效应。随着数字技术迭代升级，金融科技发展能够强化信息数据资源共享，从而缓解信息不对称，实现银企互动，打破乡村中小微企业面临的融资难、融资贵阻滞，为促进农业特色产业和深加工产业优化升级、助推乡村产业振兴注入金融活水。在金融科技持续纵深发展背景下，金融机构可强化线上线下信息共享、资源共用，塑造新的竞争优势，不断扩展“三农”金融服务半径，有效打通农村地区金融服务“最后一公里”。这有助于推动普惠金融下沉发力，围绕农业龙头品牌打造全链条立体式配套融资服务模式，推出特色金融服务产品，持续加大对乡村产业的信贷支持，以此赋能乡村产业振兴。立足于此，提出如下假设：

假设4：金融科技对乡村产业振兴的赋能效应呈非线性特征，赋能效应会随着金融科技发展水平的提升而增强。

三、研究设定与数据说明

（一）模型设定

为探析金融科技对乡村产业振兴的影响效应，在前文理论基础上，构建如下计量模型：

[revitalizationit=α0+α1financialit+α2Controlit+λi+νt+εit] （1）

其中，[i]、[t]分别为城市与年份；[revitalizationit]为[i]城市[t]时期乡村产业振兴水平；[financialit]为[i]城市[t]时期金融科技水平；[Control]为一系列控制变量；[α]为待估系数；[λ]、[ν]与[ε]分别表示城市固定效应、年份固定效应与随机误差项。

（二）变量选择

1. 解释变量：金融科技（[financial]）。沿袭Chen等（2018）[16]对美国金融科技专利的研究思路，首先，利用G06Q20（金融交易中与支付相关的程序专利）与G06Q40（金融、保险、税务策略处理）两个IPC（国际通用专利管理工具）代码识别金融科技创新专利。同时，IPRdaily和incoPat创新指数研究中心发布的报告也采用相同专利号对中国金融科技创新进行检索分析（胡金焱和张晓帆，2023）[17]。其次，运用IPC代码进行对比搜索，以此获取匹配的发明专利信息。最后，通过梳理归纳申请名称、申请人所在地、摘要等数据，使用某一城市在当年申请的金融科技专利数量衡量城市金融科技发展水平。

2. 被解释变量：乡村产业振兴（[revitalization]）。参考梁健（2024）[18]的研究做法，从乡村产业综合生产能力、乡村产业绿色发展与乡村产业现代化三个维度，构建乡村产业振兴综合评价指标体系，并使用熵值法测算各项指标权重，得到乡村产业振兴水平。综合评价指标体系见表1。

3.中介变量。一是农村三产融合（integration）。参考现有研究成果（陈红霞和雷佳，2021；李艳琦2023）[19，20]，从融合基础、融合行为与融合绩效三个层面出发，选取14个具体指标构建农村三产融合综合评价指标体系（见表2），并使用熵权法对农村三产融合水平进行测算。二是农业新质生产力（quality）。沿袭朱迪和叶林祥（2024）[21]的研究思路，从农业劳动者、农业劳动资料与农业劳动对象三个维度出发，选取9个具体指标构建农业新质生产力综合评价指标体系（见表3），并使用熵权法对农业新质生产力发展水平进行测算。

4.控制变量。为确保研究结果具有科学性，选取产业结构高级化（advanced）、外商投资力度（Me52bAhjaqcisls7yUgvZg==investment）、相对劳动力成本（cost）、城镇化水平（urbanization）、政府干预力度（intervention）与研发强度（research）作为影响乡村产业振兴的控制变量。具体衡量方式见表4。

（三）数据来源

考虑到数据的可得性及有效性，本研究选取280个地级城市作为研究样本①，将考察期设置为2013—2022年。其中，金融科技相关数据源于国家知识产权局、《中国金融年鉴》与北京大学数字金融研究中心。其余变量源于万得数据库、中国经济与社会发展统计数据库、中经网统计数据库、国泰安数据库、各市的国民经济和社会发展公报以及《中国城乡建设统计年鉴》《中国农村统计年鉴》《中国能源统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》《中国农业年鉴》等。此外，利用平均增速法补齐部分城市缺失的数据。

（四）描述性统计

表5为核心变量的描述性统计。金融科技的平均值与最大值、最小值差距较大，说明样本城市间金融科技发展水平具有显著差异。乡村产业振兴的最大值为0.795，最小值为0.023，平均值为0.139，表示乡村产业振兴的区域差异化发展较为明显。

四、实证结果与分析

（一）基准回归

表6为基准回归结果。通过观察列（1）—（4）数据可知，无论是否加入控制变量或代入固定效应，金融科技的影响系数均在1%水平上显著为正，这说明金融科技发展有利于加快实现乡村产业振兴，假设1得到佐证。原因可能在于，金融科技快速发展有利于加快建立银村金融服务纽带，精准识别涉农专业市场服务需求，健全覆盖农业全链条的金融产品与服务体系，为完善现代化乡村产业体系、助力乡村产业振兴提供必要的资金支持。

由表6列（4）可知，产业结构高级化、外商投资力度、城镇化水平与研发强度的影响系数至少通过了10%的显著性水平检验，说明以上四个控制变量能够显著促进乡村产业振兴。相对劳动力成本的影响系数为-0.304，在5%水平上显著，表明相对劳动力成本与乡村产业振兴呈显著负相关关系。政府干预力度的影响系数为0.213，未通过显著性水平检验，说明政府干预力度与乡村产业振兴的关系并不显著。

（二）稳健性检验

1. 替换被解释变量。为证实基准回归结果具有稳健性，利用主成分分析法重新测度乡村产业振兴，具体回归结果见表7列（1）。金融科技的影响系数依旧在1%水平上显著为正，与基准估计结果基本一致，证实金融科技能够有效赋能乡村产业振兴的结论具有稳健性。

2. 替换解释变量。使用郭峰等（2020）[22]的研究方式，采用北京大学数字普惠金融指数衡量金融科技发展水平，再次代入模型（1）展开回归，具体结果如表7列（2）所示。观察数据得到，金融科技的影响系数依然在1%的统计水平上显著为正，再次证实了基准回归结果的稳健性。

3. 选取子样本回归。研究样本中副省级城市具有显著的资源和要素优势，可能与其他城市发展存在一定差异。为此，将我国15个副省级城市从回归样本予以剔除，再次展开回归，结果见表7列（3）。由表中数据可知，金融科技的影响系数仍旧在1%水平上显著为正，有力地证实了基准回归结果的稳健性。

（三）内生性问题处理

为规避内生性问题引致的基准结果偏误，使用工具变量法，通过两阶段最小二乘法（2SLS）再次展开测算，结果见表8。其中，工具变量选取借鉴黄群慧等（2019）[23]的研究方法，采用1984年各地邮局普及率与随时间变化的电信业务量相乘构建工具变量（[IV]）。选取这一工具变量的依据为，在历史上邮局普及率较高的区域，电信业务规模更大，同时互联网、通信信号等电信产业迅猛发展，有助于金融科技迭代升级，满足相关性要求。然而，历史数据无法影响乡村产业振兴，则满足外生性要求。此外，将随年度变化的电信业务量与历史数据相乘，以满足面板数据的要求。就工具变量选取可行性而言，LM统计量p值为0.000，有效拒绝了工具变量识别不足的原假设；Wald F统计量超过10%水平上的临界值，表示不存在弱工具变量问题，即工具变量选取合理。从表8来看，金融科技的影响系数通过了1%的显著性水平检验，说明基准估计结果不受内生性问题影响，有力证实了基准估计结果的稳健性。

（四）作用机制检验

1. 中介效应模型。为明晰金融科技与乡村产业振兴之间的逻辑链条，沿袭温忠麟和叶宝娟（2014）[24]的研究思路，在模型（1）的基础上构建如下中介效应模型：

[Intermediateit=β0+β1financialit+β2Controlit+λi+νt+εit] （2）

[revitalizationit=χ0+χ1financialit+θIntermediateit+χ2Controlit+λi+νt+εit] （3）

其中，[Intermediate]代表中介变量，即农村三产融合与农业新质生产力；[β]与[χ]为待估系数，其余变量含义同模型（1）一致。

2. 中介效应检验。基于中介效应模型，以农村三产融合作为中介变量，探析金融科技对乡村产业振兴的影响机制，结果如表9所示。将中介变量农村三产融合代入中介效应模型后，金融科技的影响系数均通过1%的显著性水平检验。这说明金融科技能够通过促进农村三产融合，助力实现乡村产业振兴，假设2得到验证。就中介效应贡献率而言，农村三产融合的中介效应占比为51.9%（0.395[×]0.574/0.437[×]100%），金融科技的直接效应占比为48.1%。原因可能在于，金融科技发展可助力金融机构打造面向农资供应链的数字金融平台，将信贷资金引入农业经销商或者终端中小农户，促进小农户与农业产业链有机衔接，进一步加快农业全产业链融合转型，助力农村m6pNFO+BRlBPHlZDcGSsxQ==三产融合。这有助于改变传统产业原有生产模式，促使分散生产转向适度规模经营，从而打造农业发展新模式、新业态，助力传统产业标准化生产及品牌创建，为实现乡村产业振兴持续赋能。

从农业新质生产力的视角探析金融科技对乡村产业振兴影响的作用机制，具体结果见表10。将农业新质生产力代入中介效应模型后，金融科技的影响系数通过1%的显著性水平检验。这表明金融科技能够助力农业新质生产力发展，加快实现乡村产业振兴。农业新质生产力的中介效应占比为45.8%（0.381[×]0.525/0.437[×]100%），金融科技的直接效应占比为54.2%。原因可能是，金融科技发展通过提供适应新经济、新产业、新业态的金融产品和服务，引导社会资本投向特色优势农业、智慧农业及生态农业，推进传统产业焕新、新兴产业壮大、未来产业发展，为培育农业新质生产力奠定基础。这有助于促使资源配置效率提升，提高农业全要素生产率，加快乡村产业生产力迭代升级，助力实现乡村产业振兴。

（五）异质性检验

1. 城市规模异质性。以国家统计局划分标准为依据，将样本城市划分为一线、二线与三线及以下城市，进一步展开城市规模异质性分析，具体结果如表11列（1）—（3）所示。数据显示，一方面，对于一线、二线与三线及以下城市，金融科技影响系数分别通过了1%、5%和10%的显著性水平检验，说明金融科技能够显著促进各线城市乡村产业振兴。另一方面，组间系数差异检验P值通过1%的显著性水平检验，证实表中组间系数具有可比性，即金融科技对一线城市乡村产业振兴的赋能效应更为显著。换言之，金融科技对乡村产业振兴的赋能效应呈“一线城市>二线城市>三线及以下城市”特征。原因可能是，相较于其他城市，一线城市具有基础设施完善、前沿技术新及政策力度大等优势，能够推进金融科技高效发展，提高农村金融服务普惠化和公共服务便利化水平，进一步将服务重心下沉至乡村。这有助于强化新型农业经营主体金融服务，推进金融资源有效触达和公平覆盖乡村产业，为加快实现乡村产业振兴持续赋能。

2. 胡焕庸线异质性。作为中国人口密度和环境差异的重要地理学分界线，胡焕庸线有效反映出我国自然条件宏观差异性，可能会影响乡村产业发展。据此，本文将样本数据划分为胡焕庸线东南侧与胡焕庸线西北侧展开异质性检验，具体结果见表11列（4）和（5）。观察数据可知，一方面，在胡焕庸线东南侧和西北侧，金融科技的影响系数分别通过1%和5%的显著性水平检验，表示金融科技能够显著促进胡焕庸线东南侧和西北侧乡村产业振兴。另一方面，组间系数差异检验的经验p值在1%水平上显著为正，说明表中组间系数存在可比性。也就是说，金融科技对乡村产业振兴的赋能效应在胡焕庸线东南侧更显著。原因可能是，相较于胡焕庸线西北侧城市，胡焕庸线东南侧城市具有完善的创新要素配置及较高的经济发展水平，可为发展金融科技提供有力支撑。这有利于金融机构推出线上化的农户信贷产品，为乡村经营主体提供线上线下多渠道贷款服务，助力乡村产业振兴。

五、进一步研究：门槛效应

（一）门槛效应模型

根据前文理论所述，金融科技对乡村产业振兴的影响效应呈非线性。为证实这一假设，沿袭Hansen（1999）[25]的研究思路，构建以金融科技为门槛变量的门槛模型：

[revitalizationit=ο0+ο1financialit×θ（financialit≤ϕ1）+ο2financialit×θ（financialit>ϕ1）+οCVit+εit] （4）

其中，[ο0]、[ο1]、[ο2]为待估计系数；[ϕ1]为特定门槛值；[θ（·）]为示性函数，当括号内的条件为真时取值为1，反之则为0；其余变量含义同式（1）一致。

（二）门槛效应检验

以金融科技作为门槛变量进行非线性检验，利用Bootstrap法进行300次反复抽样，结果见表12。观察数据不难看出，单一门槛P值显著，双重、三重门槛P值均不显著。因此，使用单一门槛模型检验金融科技影响乡村产业振兴的门槛效应。

（三）门槛估计

利用最小残差平方估计门槛值，结果见表13。数据显示，金融科技的门槛值为6.322。据此，在确定门槛形式及门槛值的基础上，利用单门槛模型回归检验金融科技对乡村产业振兴的影响效应。

（四）门槛回归结果

表14为门槛回归结果。观察表中数据得到，当金融科技低于门槛值6.322时，金融科技的影响系数为0.539，通过10%的显著性水平检验；当金融科技跨越门槛值时，金融科技的影响系数增大到0.576，在1%水平上显著为正，说明金融科技对乡村产业振兴的驱动效应存在门槛效应。随着金融科技跨过单一门槛值，金融科技对乡村产业振兴的影响呈现边际递增态势，故假设4得以证实。通过统计数据得到，2013年研究样本中总计有30个地级城市的金融科技水平跨过门槛值，主要包含成都、南京、广州、深圳、杭州等副省级城市，这说明大部分城市处于金融科技与乡村产业振兴良好互动的“边际效应”递增阶段。在经过10年发展后，2022年研究样本中仍有未跨越门槛值的城市，主要包含汉中、丹东、玉溪、张掖等东北及西部经济发展欠发达地区，这表明东北地区与西部地区等经济欠发达地区金融科技仍有较大发展空间。具体而言，东北与西部地区应充分释放金融科技创新能效，促使数字普惠金融下沉至传统乡村产业，为乡村产业融合发展提供便捷的基础金融服务，推动乡村产业全链条升级，增强市场竞争力和可持续发展能力，助力乡村产业振兴。对珠三角与长三角等地区而言，应加快打造高新技术产业集群，推进科技产业与金融资源融合集聚，提升全要素生产率和经济社会运行效率，进一步催生智慧农业、生态农业及垂直农业等新产业和新业态发展，为乡村产业振兴持续赋能。

六、研究结论与政策建议

（一）研究结论

基于280个地级城市样本，将研究时间段设定为2013—2022年，通过构建固定效应模型、中介效应模型与门槛效应模型，定量分析金融科技对乡村产业振兴的赋能效应。研究结果显示，金融科技对乡村产业振兴具有显著正向赋能效应，且该结论在经过替换被解释变量、替换解释变量、选取子样本回归等稳健性检验与内生性检验后仍成立。中介效应检验结果表明，金融科技能够通过促进农村三产融合、加快农业新质生产力发展两条路径促进乡村产业振兴。异质性检验结果表示，金融科技对乡村产业振兴的正向赋能效应在一线城市与胡焕庸线东南侧城市中更为显著。门槛效应检验结果显示，金融科技对乡村产业振兴具有明显的门槛效应，即金融科技对乡村产业振兴的影响呈现边际递增态势。

（二）政策建议

1. 嵌入数字技术，释放金融科技动能。应深化金融供给侧结构性改革，将金融资源向“三农”领域倾斜，持续提升金融科技对乡村产业的赋能效应，推进创新链、产业链、资金链深度融合，加快形成“科技—产业—金融”良性循环，以此推进乡村产业振兴。具体而言，金融机构需借助金融科技创新金融产品与服务，进一步加大对涉农企业的支持力度，完善业务流程，优化金融产品供给，进而满足乡村产业高质量发展的资金需求，为中小微涉农企业提供高质量金融服务，促使乡村科技产业孵化与科技成果转化，助力乡村产业振兴。在此基础上，各地区应加快推进大数据、云计算技术构架及分布式的转型升级，提升金融科技水平，筑牢金融机构数字化转型的技术底座，推动业务数字化、数字资产化、资产服务化，高效打造统一数据云图，为实现乡村产业振兴提供金融保障。

2. 布局未来产业，激活农业新质生产力发展引擎。各地区应以未来产业发展为重心，强化企业创新主体地位，充分发挥农业龙头企业创新主体作用和企业家精神，培育一批新型农业服务企业、农业数字化企业，切实发挥农业新质生产力能效，助力乡村产业振兴。一方面，相关部门可积极构建以企业为主体的产学研创新联合体，支持培育技术引领性农业科技产业集群，着力培育农业新质生产力，为实现乡村产业振兴持续赋能。同时，可逐步构建特色优势农业产业、农业战略性新兴产业和未来产业相互融合的现代农业产业体系，助推传统种养业现代化改造，加速推进粮棉油肉蛋奶等传统优势产业高科技、高效能迭代升级，培育农业新质生产力，助力乡村产业振兴。另一方面，各地区应以科技创新引领产业创新，引领培育农业领域战略性新兴产业、未来产业，加速培育壮大生物种业、智能农机、农业数据产业、生物饲料等农业新兴产业集群，促进农业新质生产力形成，为实现乡村产业振兴夯实基础。具体而言，相关部门需以建设农业科技创新体系为核心，充分发挥新型举国体制优势，突破一批农业领域颠覆性技术，可聚力破解生物育种、健康食品、绿色低碳、智能装备、生物质材料等关键技术“卡脖子”问题，推动农业科技成果转化为实际生产力，助力农业新质生产力形成，促进乡村产业振兴。

3. 优化金融生态，助力乡村产业高质量发展。就一线城市而言，应利用金融科技，持续拓宽普惠金融服务广度，深入探索产业链融资场景，创新配套定制化的供应链融资、并购融资等服务产品，为打造智慧农业夯实资金基础，激发农业现代化发展新动能，以促进乡村产业振兴。就二线城市而言，应完善农业农村基础设施建设融资项目库，进一步对接信息共享与服务，加大对乡村旅游重点村、旅游景区、产业园区一体化建设的信贷支持力度，为实现乡村产业振兴持续赋能。就三线及以下城市而言，应加快金融机构创新步伐，着力构筑融资支持、产销对接与招商引资等综合服务平台，加大对生物育种重大项目等的中长期贷款投入，满足育种研发、精深加工等环节差异化融资需求，推动育繁推一体化发展，助力乡村产业振兴。

注：

①由于部分城市数据缺失严重，将巢湖市、三沙市、三亚市、毕节市、铜仁市、儋州市、海口市、拉萨市、日喀则市、山南市、林芝市、昌都市、那曲市13个地级城市删除。

参考文献：

[1]青平，王敬斌，蔡炜炜.对农业强国建设中乡村产业振兴的几点思考 [J].经济纵横，2023，（09）.

[2]安晓明.新时代乡村产业振兴的战略取向、实践问题与应对 [J].西部论坛，2020，30（06）.

[3]洪名勇，汤园园.数字乡村建设对壮大农村集体经济的作用效应 [J].世界农业，2024，（07）.

[4]王军，曹姣.脱贫攻坚与乡村振兴有效衔接的现实困境与关键举措 [J].农业经济问题，2022，（09）.

[5]李明贤，彭晏琳.金融科技促进了农民增收吗？ [J].南京农业大学学报（社会科学版），2023，23（06）.

[6]张辽，刘成飞.数字普惠金融如何赋能乡村产业振兴 [J].贵州财经大学学报，2024，（01）.

[7]徐伟祁，李大胜，魏滨辉.数字普惠金融对乡村产业振兴的影响效应与机制检验 [J].统计与决策，2023，39（16）.

[8]李海央，柴正猛，许雨辰.农村金融高质量发展赋能乡村产业振兴的分异演化与效应检验 [J].金融理论与实践，2023，（04）.

[9]李海央，朱明月，张林.农村金融高质量发展与乡村产业振兴耦合协调度研究 [J].华东经济管理，2023，37（06）.

[10]戴文娇.金融资源配置对乡村产业振兴的非线性影响 [J].技术经济与管理研究，2022，（12）.

[11]赵鑫露.金融资源配置对乡村产业振兴的影响效应分析 [J].经济体制改革，2023，（01）.

[12]刘赛红，杨颖.金融资源配置与乡村产业振兴的交互作用及其空间溢出效应 [J].经济问题，2021，（11）.

[13]吕岩威，李禹陶.科技金融赋能经济高质量发展了吗——基于创新动机视角的研究 [J].科学学研究，2024，42（05）.

[14]唐琳，王玉峰，李松.金融发展、科技创新与经济高质量发展——基于我国西部地区77个地级市的面板数据 [J].金融发展研究，2020，（09）.

[15]曹守新，孙学涛，刘泊麟.乡村振兴战略背景下数字普惠金融对农村产业发展的影响研究 [J].金融发展研究，2023，（04）.

[16]M A Chen，Q Wu，B Yang. 2018. How Valuable Is FinTech Innovation？[J].Social Science Electronic Publishing.

[17]胡金焱，张晓帆.“双碳”目标下金融科技的碳减排效应与绿色政策的调节作用研究 [J].现代财经（天津财经大学学报），2023，43（01）.

[18]梁健.数字经济、乡村产业振兴与中国式农业农村现代化 [J].统计与决策，2024，40（06）.

[19]陈红霞，雷佳.农村一二三产业融合水平测度及时空耦合特征分析 [J].中国软科学，2021，（S1）.

[20]李艳琦.农村三产融合、生产性服务业集聚与农业产业链供应链现代化 [J].中国流通经济，2023，37（03）.

[21]朱迪，叶林祥.中国农业新质生产力：水平测度与动态演变 [J].统计与决策，2024，40（09）.

[22]郭峰，王靖一，王芳，孔涛，张勋，程志.测度中国数字普惠金融发展：指数编制与空间特征 [J].经济学（季刊），2020，19（04）.

[23]黄群慧，余泳泽，张松林.互联网发展与制造业生产率提升：内在机制与中国经验 [J].中国工业经济，2019，（08）.

[24]温忠麟，叶宝娟.中介效应分析：方法和模型发展[J].心理科学进展，2014，22（05）.

[25]B E Hansen.1999. Threshold Effects in Non-Dynamic Panels：Estimation，Testing， and Inference [J].Journal of Econometrics，93（2）.