數字經濟推動鄉村振興
——基于農村金融服務的調節作用

□王佳楠，丁 旭，代菁菁

（河北地質大學管理學院，河北 石家莊 050030）

鄉村振興戰略是我國“十四五”規劃重點發展的內容之一。自黨的十九大報告提出鄉村振興戰略以來，我國鄉村建設取得了階段性成果。在此熱潮下，關于鄉村振興的研究越來越多，并取得了一定的研究成果，但相關研究側重于政策、路徑和理論方面，關于鄉村振興的實證研究相對較少。曾福生和蔡保忠（2018）[1]運用實證分析法，證實了農村基礎設施在產業振興中的重要作用。

隨著云計算、移動互聯網、人工智能、大數據等數字技術的快速創新迭代及廣泛應用，數字經濟成為推動經濟社會發展的重要引擎。

當前，關于數字經濟的研究已取得一定成果，國內外學者主要從數字經濟的內涵、衡量指標和測算方法以及其對經濟的影響等方面進行研究。洪佳（2020）[2]發現數字經濟對珠三角制造業升級起到積極的帶動作用；王莉娜和張國平（2018）[3]證實信息技術對企業研發投入、產品設計、流程改進多個環節均具有積極作用；周廣肅和樊綱（2018）[4]從增加創業可能性角度研究，發現互聯網可以通過信息渠道和社會互動效應等途徑增加創業率，并以此激發經濟活力，促進經濟發展。

在數字經濟這一新經濟形態下，鄉村振興是否有新的機會與路徑？蓬勃發展的數字經濟能否在鄉村振興這一宏偉戰略中繼續發揮推動作用？是文章研究的重點內容。

1 理論分析與假設提出

1.1 數字經濟與鄉村振興

雖然農民擁有土地和勞動力兩大要素，但面臨資金、企業家才能有限和數據信息短缺的困境。信息不對稱[5]、基礎設施不夠完善、金融排斥、金融資源和服務供需不匹配等問題導致鄉村的發展受到制約[6-7]。

數字經濟具有可再生性、普惠性、滲透性、外部經濟性等特點，能通過融合的方式使信息不對稱、金融排斥、金融資源和服務不匹配等問題得到緩解，同時帶動經濟發展，打破資金困境，助力鄉村經濟發展，推動鄉村振興。

綜上所述，提出研究假設H1：數字經濟可以推動鄉村發展，促進鄉村振興，二者呈正相關關系。

1.2 金融服務的調節作用

優質、高效的農村金融服務是做好“三農”工作的重要保障，農村金融是現代農村經濟的核心。研究表明，健全的金融服務會拓寬涉農貸款服務范圍，加大供給農業保險產品，降低農業風險。

孫群力和周鏢（2021）[8]研究發現，金融服務有利于盤活農村資本，對鄉村振興有顯著的正向效應。在數字經濟普惠性、滲透性的特點下，金融服務可以進一步解決金融排斥、金融資源不匹配等制約鄉村振興的問題，促進鄉村振興。

綜上所述，提出研究假設H2：金融服務在數字經濟對鄉村振興的影響中起到正向調節作用，可以進一步推動鄉村振興。

2 樣本選擇與研究設計

2.1 樣本與數據

2017 年，黨的十九大報告提出鄉村振興戰略，2018 年是鄉村振興戰略實施的開局之年。故本研究以2017 年、2018 年為時間中點，分析2015—2020 年我國數字經濟對鄉村振興的影響。

文章根據建立的指標體系，采用這一時期的相關數據作為初始樣本，收集了31 個省（自治區、直轄市）的面板數據，實證檢驗數字經濟、金融服務與鄉村振興之間的聯系。研究數據主要來源于各類統計年鑒。

2.2 變量與計算

為了更全面地衡量主要變量，文章對數字經濟、鄉村振興分別建立了相應的指標體系，并用熵值法確定其最終得分。

2.2.1 核心解釋變量

數字經濟水平評價指數（DE）。文章借鑒已有研究，并考慮數據的可收集性進行指標選取，最終形成數字產業化和產業數字化兩類指標。

數字產業化包括移動電話基站、長途光纜線路長度、移動電話普及率、4G 用戶、移動通話時長、去通話時長、移動互聯網接入流量、互聯網寬帶接入用戶8個細化指標；產業數字化包括第三產業增加值、電子商務企業數、電子商務企業比重、農村用電量和鎮區及鄉村消費品零售額占社會消費品零售總額的比重5 個細化指標。

2.2.2 被解釋變量

鄉村振興評價指數（RV）。借鑒已有研究，構建符合產業興旺、鄉風文明、治理有效、生態宜居、生活富裕總要求的指標體系。產業興旺包括農業機械化、第一產業增加值占地區生產總值的比重。鄉風文明包括教育支出占比和有線廣播電視用戶比重。治理有效包括村民自治水平。生態宜居包括單位面積耕地化肥用量。生活富裕包括農村人均可支配收入和農村人均消費支出。

2.2.3 調解效應

金融服務（FS）。由于文章主要研究鄉村振興，因此在金融服務的指標選取上更偏重于農村的金融服務情況，最終選定各地區涉農貸款余額衡量本指標。

2.2.4 控制變量

為降低遺漏變量帶來的影響，適當加入以下控制變量。政府支持（Gov）用各地農林水支出占財政支出的比重衡量；經濟水平（Eco）用各地區生產總值占當年全國GDP 的比重衡量；創新能力（Ino）以新產品開發支出除以新產品銷售收入衡量；財政分權（Fisd）采用地方財政支出占中央財政支出的比重衡量；產業結構狀況（Is）選取第二產業占GDP 的比重衡量。除此之外，文章對所有連續變量進行了上下1%的縮尾處理。

2.3 模型構建

根據前文的理論分析與研究假設，此次研究采用線性回歸模型，研究數字經濟對鄉村振興的影響，模型1 構建如下。

其中，RVi,t為鄉村振興指數，DEi,t為數字經濟水平，其余為相應的控制變量，εi,t為隨機干擾項。在模型中加入個體固定效應和時間固定效應控制個體和時間因素的影響。之后用各地區軟件業務收入的自然對數（SR）作為數字經濟的替換指標進行穩健性檢驗。

文章進一步從實證角度檢驗金融服務的調節作用，依次將調節變量、解釋變量與調節變量的交互項放入回歸方程，并觀察交乘項系數是否顯著，判斷調節效應。方程（1）與模型1 一致，未重復列示，以下列示調節效應方程（2）和方程（3）。

3 實證分析

3.1 描述性統計與相關性分析

根據描述性統計結果可知，鄉村振興水平最小值為7.68，最大值為9.03，雖差別不大，但仍有所區分，部分地區仍未達到平均水平。對于鄉村振興而言，各地區數字經濟水平有較大的差距，最小值為6.91，最大值為11.27。

文章利用Stata16 軟件對各變量指標作Pearson相關系數分析。可以初步看出，數字經濟與鄉村振興之間的相關系數為0.418 0，呈正相關關系，與前述理論分析一致。

3.2 回歸分析

基準回歸及調節效應。利用前文構建的模型，對數字經濟與鄉村振興之間的關系進行研究，并對金融服務在二者當中的調節效應進行實證檢驗，回歸結果見表1。

表1 數字經濟與鄉村振興

由模型1 結果可知，數字經濟的回歸系數在1%水平下顯著為正，即數字經濟與鄉村振興顯著正相關，數字經濟的發展有利于推動鄉村振興，研究假設H1 得到驗證。

在模型1 中依次加入金融服務、金融服務和數字經濟的交乘項。根據回歸結果可知，交乘項系數在5%水平下顯著為正，這表明金融服務在數字經濟與鄉村振興之間存在正向調節作用，研究假設H2 得到驗證。

3.3 穩健性檢驗

本研究采用變量替換法對模型1 及調節效應依次進行穩健性檢驗，結果見表2。

表2 穩健性檢驗

根據穩健性檢驗結果可知，數字經濟的回歸系數在1%水平下顯著為正，即數字經濟與鄉村振興顯著正相關，與回歸結果一致，再次使研究假設H1 得到驗證[9]。

在模型1 中依次加入金融服務、金融服務和軟件業務收入的交乘項。根據檢驗結果可知，交乘項系數在5%水平下顯著為正，這表明金融服務在數字經濟與鄉村振興之間存在正向調節作用，進一步使研究假設H2 得到驗證[10]。

4 研究結論

本研究以2015—2020 年31 個省（自治區）為研究對象，實證檢驗數字經濟對鄉村振興的影響及影響機制。研究發現，數字經濟對鄉村振興具有線性正相關的關系，金融服務在數字經濟對鄉村振興的影響中起正向調節作用。除此之外，采用變量替換法對基準回歸及調節效應分別進行了穩健性檢驗，結果仍顯著成立。基于研究結果，提出以下建議。

首先，引導與規制數字經濟發展，提升主體信息素養，使數字經濟這一振興路徑真正落地。

其次，發揮政策性銀行的引導作用，加大對“三農”工作的投資力度，加強銀行、保險、租賃、擔保等行業的協同合作，實現優勢互補，形成完整的金融服務體系。

再次，充分依靠數字科技支持，提高鄉村金融服務效率，積極擁抱大數據等現代信息技術，降低網點成本，提高普惠金融服務能力，使“三農”用戶享受到良好的金融服務。