農村普惠金融、資源錯配與城鄉(xiāng)經濟融合
——兼論數(shù)字新基建的調節(jié)效應

康 超

（內江師范學院經濟與管理學院，四川內江 641100）

黨的十八大以來，中共中央聚焦城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展、推進新型城鎮(zhèn)化，進行了一系列頂層設計部署，推動國內城鄉(xiāng)關系發(fā)生了重要變革。2019年4月，中共中央、國務院印發(fā)了《關于建立健全城鄉(xiāng)融合發(fā)展體制機制和政策體系的意見》，提出重塑新型城鄉(xiāng)關系、城鄉(xiāng)融合發(fā)展的戰(zhàn)略。城鄉(xiāng)融合是破除城鄉(xiāng)二元結構、賦能城鄉(xiāng)共同富裕、實現(xiàn)城鄉(xiāng)共同發(fā)展的重要抓手，利于堅持擴大內需方針和實現(xiàn)經濟協(xié)調發(fā)展[1]。城鄉(xiāng)融合本質上屬于多層次、全方位的系統(tǒng)耦合過程，涵蓋經濟、社會、治理等多個領域，其中的經濟領域融合是城鄉(xiāng)深度融合發(fā)展的要點所在[2]。值得注意的是，邁入經濟高質量發(fā)展時期后，城鄉(xiāng)要素流動受阻、資源配置失效等問題依然突出，城鄉(xiāng)融合發(fā)展的體制機制障礙并未消除，這都阻滯了城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展的進程。所謂城鄉(xiāng)經濟融合，即在城鄉(xiāng)經濟共同發(fā)展的基礎上，城鄉(xiāng)資源要素雙向自由流動，對應的經濟功能和結構持續(xù)完善[3-4]。《中華人民共和國國民經濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》強調，建立健全城鄉(xiāng)要素平等交換、雙向流動政策體系，扎實推進城鄉(xiāng)經濟協(xié)調、融合發(fā)展。黨的二十大報告進一步強調“堅持農業(yè)農村優(yōu)先發(fā)展，堅持城鄉(xiāng)融合發(fā)展，暢通城鄉(xiāng)要素流動”。在多重政策引導下，著力推進全方位、深層次城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展，進一步形成城鄉(xiāng)要素均衡配置格局，實現(xiàn)城鄉(xiāng)經濟發(fā)展互利共贏，已成為當前學界、政界熱議的話題。

農村普惠金融作為提高金融服務覆蓋面、有效性和可持續(xù)性的有效手段，是解決城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡不充分問題、促進城鄉(xiāng)經濟融合的重要手段[5]。一方面，聚焦農村經濟發(fā)展短板，普惠金融可引導更多信貸資金下沉到農村，積極調整金融資源配置，實現(xiàn)城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展[6]。另一方面，圍繞第一、第二、第三產業(yè)融合發(fā)展要點，普惠金融聚焦全產業(yè)鏈上、中、下游融資需求，以專項信貸、保險產品及服務等多種方式嵌入產業(yè)鏈中，為農村弱勢群體提供金融支持，推動城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展[7]。作為促進普惠金融發(fā)展的重要支撐，數(shù)字新基建憑借其科技力量、平臺優(yōu)勢，以載體形式促使普惠金融服務提質增效，賦能普惠金融更好地發(fā)揮其在城鄉(xiāng)經濟融合中的作用[8]。

一、文獻綜述

當前，關于農村普惠金融對城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展影響的研究相對較少，鮮有學者對二者關系進行直接探討，更多的是針對普惠金融對城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的宏觀影響進行研究。謝升峰等[9]使用格蘭杰因果檢驗和協(xié)整回歸，就農村普惠金融發(fā)展和城鄉(xiāng)統(tǒng)籌關系進行實證研究得知，農村普惠金融發(fā)展對提升城鄉(xiāng)統(tǒng)籌水平具有直接正向效應。楊怡等[10]進一步采用系統(tǒng)廣義矩估計方法研究得知，農村數(shù)字普惠金融可有效縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，增大農村數(shù)字普惠金融覆蓋廣度、數(shù)字化程度可有效抑制城鄉(xiāng)居民收入差距拉大，進一步推進城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展。趙（ZHAO）等[11]以初次分配、再分配為切入視角實證研究普惠金融對中國城鄉(xiāng)收入差距的影響，得知普惠金融可以充分縮小城鄉(xiāng)收入差距的區(qū)域差異，實現(xiàn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展。張遠等[12]的實證研究表明，數(shù)字普惠金融發(fā)展可顯著縮小城鄉(xiāng)家庭消費差距、推進城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展，且這一影響作用對于東部地區(qū)最為顯著。

學者們一致認為，資源錯配是城鄉(xiāng)融合發(fā)展受阻的主要因素。王全景等[13]的研究表明，金融資源錯配會拉大城鄉(xiāng)收入差距，對城鄉(xiāng)經濟融合產生阻礙。周慧等[14]指出，資源錯配是導致城鄉(xiāng)多維差距的主要因素，且低經濟水平主要是由勞動力資源錯配所致。

有部分學者指出，數(shù)字新基建在推進城鄉(xiāng)經濟融合過程中具有重要支撐作用。高喆等[15]認為，數(shù)字新基建可以破解城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝、提升城鄉(xiāng)消費水平，推動農村經濟高質量發(fā)展。李海剛[16]通過構建鄰接、經濟、距離三種空間權重矩陣，實證得知，數(shù)字新基建不僅可以推動本地區(qū)經濟高質量發(fā)展，也可以憑借空間溢出效應促進鄰近地區(qū)經濟高質量發(fā)展。楊江華等[17]強調，數(shù)字物流新基建可重構城鄉(xiāng)空間關系、加速城鄉(xiāng)要素流通，是農村經濟發(fā)展的必要硬件支撐。陳宗勝等[18]實證得知，融合基礎設施可有效緩解城鄉(xiāng)二元差距，進一步拉動農村經濟增長。在一定程度上，數(shù)字新基建既是構建智慧農業(yè)、促進農業(yè)生產提質增效的核心支撐，也是推進農村經濟發(fā)展、深化城鄉(xiāng)融合的必由之路。

綜上，現(xiàn)有研究多側重于農村普惠金融對城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展的影響、資源錯配對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的影響，鮮有研究統(tǒng)一考量農村普惠金融、資源錯配、城鄉(xiāng)經濟融合三者間的相互聯(lián)系，以及數(shù)字新基建的具體作用。因此，本研究將農村普惠金融、資源錯配、城鄉(xiāng)經濟融合置于同一框架展開深入探討，多角度驗證農村普惠金融對城鄉(xiāng)經濟融合的影響，以及資源錯配、數(shù)字新基建在此過程中的具體作用，提出推進城鄉(xiāng)經濟融合的政策建議，賦能城鄉(xiāng)經濟一體化發(fā)展。

二、理論分析與研究假設

（一）農村普惠金融與城鄉(xiāng)經濟融合

城鄉(xiāng)經濟融合并非簡單的經濟“相加”，而是推動城鄉(xiāng)經濟結構、生產布局進行優(yōu)化，構建全面、系統(tǒng)的經濟融合發(fā)展格局[19]。作為城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展的重要支撐，金融可為經濟活動提供基礎資金保障，并通過提高社會資源利用率、提升弱勢經濟效益來驅動經濟穩(wěn)定發(fā)展[20]。然而，農業(yè)生態(tài)脆弱、金融生態(tài)惡化、農村居民金融素養(yǎng)偏低等各類問題長期存在，以致產生農村金融排斥現(xiàn)象[21]，金融發(fā)展無法在驅動城鄉(xiāng)經濟融合進程中充當主力，甚至對城鄉(xiāng)經濟融合造成阻礙。農村普惠金融可有效解決此類問題。一方面，農村普惠金融通過緩解農村金融排斥，增強農村金融服務可得性、便利性、價格合理性，為城鄉(xiāng)金融均衡發(fā)展提供有效路徑和有力支撐[22]。2015 年，國務院印發(fā)的《推進普惠金融發(fā)展規(guī)劃（2016—2020年）》強調，以可負擔成本為前提發(fā)展普惠金融，為農村弱勢群體提供適當、有效的金融服務，增強金融廣泛性、包容性，進而驅動城鄉(xiāng)金融均衡發(fā)展。進一步打造“商業(yè)銀行+投資企業(yè)+農業(yè)合作社+小微農戶”的城鄉(xiāng)產業(yè)鏈金融支持模式，促進城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展。另一方面，農村普惠金融通過發(fā)揮經濟長尾效應，助力開發(fā)惠農金融產品，為城鄉(xiāng)產業(yè)融合發(fā)展提供契機。具體來講，城市商業(yè)銀行通過農村普惠金融支持鄉(xiāng)村旅游、觀光農業(yè)、休閑農業(yè)等現(xiàn)代農業(yè)發(fā)展，滿足城市多樣化消費需求。同時，通過現(xiàn)代農業(yè)與城市消費的聯(lián)動，實現(xiàn)城鄉(xiāng)產業(yè)融合發(fā)展，驅動城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展。據(jù)此，提出如下研究假設：

H1：農村普惠金融可有效驅動城鄉(xiāng)經濟融合。

（二）資源錯配的中介效應

城市地區(qū)對農村地區(qū)的“虹吸效應”長期存在，勞動、資本、技術、數(shù)據(jù)等要素聚集于城市地區(qū)，而鄉(xiāng)村地區(qū)卻陷入“資源沉睡”狀態(tài)[23]。此現(xiàn)象被稱為資源錯配。資源錯配會在一定程度上導致農村地區(qū)面臨人力、資本、技術等多種要素稀缺，限制城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展。農村普惠金融可通過調節(jié)城鄉(xiāng)金融資源錯配、技術要素資源錯配來驅動城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展。一方面，農村普惠金融通過調節(jié)城鄉(xiāng)金融資源錯配驅動城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展。農村普惠金融的核心功能是拓展農村地區(qū)金融服務可得性，使城市金融機構通過開發(fā)普惠性金融產品下沉至農村地區(qū)，實現(xiàn)城鄉(xiāng)金融服務均衡化，解決城鄉(xiāng)金融資源錯配問題。城鄉(xiāng)金融資源均衡化可進一步吸引社會資本參與入股，為農業(yè)發(fā)展提供可持續(xù)性資金，實現(xiàn)城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展。另一方面，農村普惠金融通過調節(jié)技術要素資源錯配來驅動城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展。作為普惠金融的實施主體，政策性銀行和商業(yè)銀行近年在金融科技方面取得長足發(fā)展，而數(shù)字技術、金融科技等又是普惠金融發(fā)展的核心技術要素。農村普惠金融發(fā)展促使技術要素逐漸流入農村，有效彌補了農村金融技術要素缺陷。因此，城鄉(xiāng)技術要素均衡化有利于城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展。據(jù)此，提出如下研究假設：

H2：農村普惠金融通過調節(jié)資源錯配驅動城鄉(xiāng)經濟融合。

（三）數(shù)字新基建的調節(jié)效應

城鄉(xiāng)二元經濟結構發(fā)展體制是城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展的壁壘[24]。城市經濟是以現(xiàn)代工業(yè)生產為主，農村經濟是以小農經濟為主，城鄉(xiāng)經濟融合過程受到產業(yè)跨界限制。城鄉(xiāng)經濟融合所涉及的要素雙向流動不暢，難以為其提供助力。作為數(shù)字經濟時代的核心載體，數(shù)字新基建是經濟高質量發(fā)展的重要基礎。在城鄉(xiāng)經濟融合過程中，數(shù)字新基建承載的區(qū)塊鏈、大數(shù)據(jù)、人工智能、物聯(lián)網等信息技術，可助力城鄉(xiāng)產業(yè)和金融實現(xiàn)跨界融合，破除城鄉(xiāng)經濟二元壁壘[25]。同時，基于數(shù)字新基建的“三線入地”、智慧農業(yè)可助力封閉、獨立的鄉(xiāng)村經濟發(fā)展轉型為城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展。在此過程中，作為提升社會信息化、智慧化水平的核心基礎設施，數(shù)字新基建可填補城鄉(xiāng)信息鴻溝、消除城鄉(xiāng)經濟隔閡，推進城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展。此外，數(shù)字新基建為數(shù)字產業(yè)化、產業(yè)數(shù)字化奠定了基礎，從而促進了城鄉(xiāng)實體經濟與數(shù)字經濟的融合發(fā)展。

事實上，數(shù)字新基建具有典型外溢性特點，借助其承載的數(shù)字技術可有效縮短空間距離、降低信息獲取成本。近年來，我國政府印發(fā)《數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展戰(zhàn)略綱要》《數(shù)字鄉(xiāng)村標準體系建設指南》等政策文件，持續(xù)推進農村數(shù)字新基建趨向完善化、合理化布局。在數(shù)字新基建的助力下，農村普惠金融覆蓋廣度、使用深度、數(shù)字轉型程度均得到有效提升，提高了農村金融服務可得性[26]。具體而言，在數(shù)字新基建的助力下，農村普惠金融通過數(shù)字信息技術、網絡服務模式為廣大群眾提供了便捷的金融服務，普惠金融的實施不再受時間、空間約束，這大幅提高了金融服務的時效性，擴大了其覆蓋范圍。同時，城鄉(xiāng)各界經濟主體的連接越來越緊密，極大地促進了城鄉(xiāng)經濟融合。一方面，城市金融主體可運用數(shù)字新基建中的數(shù)字金融平臺對供應鏈上的農業(yè)企業(yè)、農戶提供數(shù)字授信、數(shù)字擔保、數(shù)字保險等多樣化服務[27]，增強城市資本主體與涉農生產主體間的連接和雙向互動，為城鄉(xiāng)經濟融合提供創(chuàng)新動能。另一方面，數(shù)字新基建中的金融科技為城市企業(yè)主體提供針對農村電商和物聯(lián)網產業(yè)的貸款投放，幫助其建立城鄉(xiāng)直聯(lián)電商產業(yè)，促進城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展。例如，拼多多電商平臺所構建的中央處理系統(tǒng)，正是依靠山村產出、城市處理的模式來降低單位成本，實現(xiàn)城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展。據(jù)此，提出如下研究假設：

H3：數(shù)字新基建在農村普惠金融對城鄉(xiāng)經濟融合的驅動作用中發(fā)揮調節(jié)效應。

三、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

普惠金融這一金融服務模式始于2005年聯(lián)合國小額信貸宣傳，隨后在2006 年由中國小額信貸聯(lián)盟引入，表征中國普惠金融進入探索時期。2011年，北京大學開始編撰數(shù)字普惠金融指數(shù)，覆蓋中國內地31 個省市區(qū)的2 800 個縣。中國人民銀行發(fā)布的《中國普惠金融指標分析報告（2021年）》對近10年的普惠金融發(fā)展情況進行了詳細解讀。考慮到數(shù)據(jù)可得性，選取2011—2020 年中國內地31 個省市區(qū)的2 800 個縣作為研究樣本（香港、澳門、臺灣普惠金融規(guī)劃及城鄉(xiāng)經濟發(fā)展體制與大陸存在差異，故不納入）。全文數(shù)據(jù)主要來源于《小額貸款公司統(tǒng)計數(shù)據(jù)報告》《中國普惠金融發(fā)展報告》《中國縣域數(shù)字普惠金融發(fā)展指數(shù)報告》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國金融統(tǒng)計年鑒》以及國家統(tǒng)計局、農業(yè)農村部官網；部分數(shù)據(jù)來源于國務院國有資產監(jiān)督管理委員會官網、工業(yè)和信息化部官網及中投顧問《2022—2026年中國新型基礎設施建設（新基建）投資分析及前景預測報告》《縣域數(shù)字鄉(xiāng)村指數(shù)報告》。對于部分缺少的指標數(shù)據(jù)使用插值法進行填充。

（二）變量選取

1.被解釋變量

城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展（Iuraban）。現(xiàn)有文獻對城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展的衡量方式并未形成一致意見。例如，孫永強等[28]以城鄉(xiāng)價格趨同度衡量城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展程度；趙康杰等[29]則使用效率和公平衡量城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展程度。考慮到城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展涉及多個層面、多個領域，使用單一指標無法準確反映融合程度。因此，參考顏雅英[30]的研究思路，通過整合城鄉(xiāng)二元對比系數(shù)、城鄉(xiāng)二元反差系數(shù)等指標構建指標評價體系，并使用全局主成分分析法測度城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展水平。城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展水平指標評價體系如表1所示。

表1 城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展水平指標評價體系

2.解釋變量

農村普惠金融（Rifinance）。通常情況下，麥氏指標及戈氏指標屬于衡量金融發(fā)展水平的重要方式[31]。然而，農村普惠金融數(shù)據(jù)資料并未系統(tǒng)統(tǒng)計，無法以麥氏指標和戈氏指標進行測算。因此，借鑒張宇等[32]、鄭家喜等[33]的研究，構建農村普惠金融發(fā)展水平指標評價體系，并使用熵值法進行測度。農村普惠金融發(fā)展水平指標評價體系如表2所示。

表2 農村普惠金融發(fā)展水平指標評價體系

3.中介變量

資源錯配（Rmismatch）。參照林東杰等[34]的研究，使用勞動力要素絕對價格扭曲系數(shù)和資本要素絕對價格扭曲系數(shù)之和的對數(shù)進行表征。

4.調節(jié)變量

數(shù)字新基建（Dnfrastructure）。2020 年4 月，國家發(fā)展和改革委員會創(chuàng)新和高技術發(fā)展司就數(shù)字新基建進行范圍界定，包括信息基礎設施、融合基礎設施及創(chuàng)新基礎設施三大類別。因此，將三大類型基礎設施總數(shù)量作為數(shù)字新基建衡量指標。同時，為消除變量數(shù)值量綱問題，將指標進行對數(shù)化處理。

5.控制變量

其他因素對城鄉(xiāng)經濟融合也會產生一定影響，為避免實證結果出現(xiàn)偏差，參考溫濤等[35]的研究，選取政策干預程度（Dpintervention）、城鎮(zhèn)化率（Urbanization）、公共服務水平（Pservice）、人力資本結構（Hcstructure）、農村土地流轉（Rlcirculation）作為控制變量。各變量定義如表3所示。

表3 變量定義

（三）模型設定

為檢驗H1，考察農村普惠金融與城鄉(xiāng)經濟融合的內在聯(lián)系，借鑒岳喜優(yōu)等[36]的研究方法，構建如下模型：

式中，α0為截距項，α1、α2、α3、α4、α5、α6、α7為各變量的影響系數(shù)；j為地區(qū)，t為年份；μj為地區(qū)固定效應，ψt為時間固定效應；εjt為隨機干擾項。

若H1成立，則模型（1）中Rifinance的系數(shù)α1應當顯著為正。

為檢驗H2，考察資源錯配的中介效應，借鑒劉繼兵等[37]的研究方法，構建如下中介效應模型：

式中，v0為截距項，v1、v2、v3為各變量的影響系數(shù)；Controljt為控制變量集合。

若υ2顯著，表明資源錯配在農村普惠金融影響城鄉(xiāng)經濟融合過程中產生中介效應。若υ1顯著，表明產生部分中介效應；若υ1不顯著，表明產生完全中介效應。

為檢驗H3，考察數(shù)字新基建的調節(jié)效應，構建如下模型：

式中，Rifinance×Dnfrastructure表示農村普惠金融和數(shù)字新基建的交互項。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計與相關性分析

使用SPSS22.0 軟件進行描述性統(tǒng)計分析，結果如表4所示。城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展均值為3.181 3。農村普惠金融最大值、最小值以及均值之間差距微小，表明農村普惠金融發(fā)展水平均衡。數(shù)字新基建最大值為8.521 9、最小值為0.000 2，表明部分發(fā)達地區(qū)可能已經在農村建設了大量新基建，而西部偏遠地區(qū)的農村則并未建設，這與現(xiàn)實情況相符。政策干預程度的均值為0.186 3，表明在推進城鄉(xiāng)融合發(fā)展的頂層設計范疇，政策部署已經初步發(fā)揮正向推動效應。城鎮(zhèn)化率均值達到0.476 6，表明城鎮(zhèn)化正在有序推進，已經獲得初步進展。公共服務水平、人力資本結構的極差較大，表明城鄉(xiāng)公共服務水平、人力資本結構存在顯著差異，這與現(xiàn)實情況相符，也說明樣本選取具有代表性。農村土地流轉均值為0.156 8，表明農村土地流轉的整體情況并不理想。資源錯配的最大值為4.842 2、最小值為0.004 3，表明資源錯配情況存在明顯差異，指標選取在合理范圍。

表4 描述性統(tǒng)計結果

進一步展開相關系數(shù)檢驗，結果如表5 所示。農村普惠金融與城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展的關聯(lián)系數(shù)為0.188 1，在1%的水平上顯著，表明農村普惠金融發(fā)展水平越高，城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展程度越高。數(shù)字新基建與城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展也顯著正相關，說明數(shù)字新基建同農村普惠金融的作用具有等同性。各控制變量均與城鄉(xiāng)經濟融合顯著正相關，說明所選控制變量均有效。中介變量資源錯配與城鄉(xiāng)經濟融合顯著負相關，表明資源錯配會在一定程度上抑制城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展。在各變量的相關性檢驗中，系數(shù)絕對值的最大值為0.341 8，小于臨界值0.6，表明變量之間并不存在多重共線性問題，即變量選擇有效。

表5 Pearson相關系數(shù)檢驗結果

（二）多元回歸分析

為檢驗H1、H2，使用固定效應法對模型（1）、模型（2）依次進行回歸分析。在具體測算過程中，為確保數(shù)據(jù)測算準確，對年份、地區(qū)、個體效應均進行控制。回歸分析結果如表6所示。

表6 列（1）對應模型（1）的回歸結果。數(shù)據(jù)顯示，農村普惠金融的回歸系數(shù)為0.307 5，且在1%的水平上顯著，表明隨著農村普惠金融的發(fā)展，城鄉(xiāng)經濟融合水平也在不斷提高。究其原因，農村普惠金融為農村各類群體提供了便利金融服務，幫助其開展生產經營活動，不斷助力農村追趕城市，實現(xiàn)城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展。就此，H1得到驗證。

表6 多元回歸分析結果

表6 列（2）、列（3）對應模型（2）的估計結果。其中，列（2）將資源錯配視為被解釋變量；列（3）是將資源錯配納入基準模型后的回歸結果。列（2）數(shù)據(jù)顯示，農村普惠金融系數(shù)顯著為負，說明農村普惠金融可有效調節(jié)資源錯配。列（3）數(shù)據(jù)顯示，農村普惠金融系數(shù)顯著為負，但絕對值大小有所下降。同時，資源錯配系數(shù)顯著為負，表明資源錯配在農村普惠金融影響城鄉(xiāng)經濟融合過程中產生中介效應。就此，H2得到驗證。

以上回歸結果顯示，所選控制變量政策干預程度、城鎮(zhèn)化率、公共服務水平、人力資本結構、農村土地流轉均同城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展顯著正相關。就政策干預程度而言，在城鄉(xiāng)經濟融合政策引導下，產業(yè)融合發(fā)展、收入分配制度的體制機制不斷完善，有效賦能城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展。城鎮(zhèn)化率、公共服務水平、人力資本結構則通過平衡城鄉(xiāng)資源配置來夯實城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展的基礎。另外，農村土地流轉將土地經營權（使用權）轉讓給城市經濟組織，提升農民經濟收入的同時滿足城市用地需求，進一步驅動城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.考慮內生性問題的穩(wěn)健性檢驗

考慮到其他因素對城鄉(xiāng)經濟融合的影響，本文引入系列控制變量進行回歸分析。然而，檢驗中仍可能遺漏變量，從而導致檢驗結果蘊含內生性問題。因此，應用GMM 回歸方法對所提假設再次實施檢驗，對應檢驗結果如表7 所示。結果顯示，兩個模型中的拆分擾動項存在一階自相關性，卻無二階自相關性，契合檢驗需求。另外，Sargan檢驗結果均大于0，表明所設變量有效。至此，針對模型中可能存在的內生性問題，經由GMM 回歸方法檢驗后仍然支持原假設，表明此次研究結果具備穩(wěn)定性。

表7 GMM回歸方法檢驗結果

2.考慮替換變量的穩(wěn)健性檢驗

以城鄉(xiāng)產業(yè)融合替代城鄉(xiāng)經濟融合，使用ACF 自相關檢測方法重新檢測各變量的影響效應，并使用前文所述方法重復進行固定效應檢驗和穩(wěn)健性檢驗（限于篇幅，不再列表）。結果顯示，各變量的影響效應未發(fā)生明顯變化，仍支持上述假設，表明相關結論具備相當穩(wěn)健性。

3.bootstrap抽樣的穩(wěn)健性檢驗

為檢驗資源錯配中介效應的穩(wěn)健性，采用bootstrap 抽樣檢驗進行中介機制驗證，結果如表8所示。結果顯示，資源錯配的估計系數(shù)為-0.483 7，且在1%的水平上顯著，H2得到初步驗證。

表8 資源錯配的中介機制檢驗結果

進一步對中介效應進行1 000次bootstrap抽樣檢驗，并構建95%的偏差校正區(qū)間，結果如表9 所示。結果顯示，直接效應、間接效應置信區(qū)間均為非零，表明資源錯配在農村普惠金融驅動城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展中產生顯著中介作用。表8 中數(shù)據(jù)顯示，中介效應檢驗結果為0.299 6，相比多元回歸結果略低，仍在1%的水平上顯著，說明資源錯配發(fā)揮部分中介作用而非完全中介作用，H2 得到樣本數(shù)據(jù)支持。

表9 中介效應bootstrap分析結果

（四）調節(jié)效應分析

針對數(shù)字新基建在農村普惠金融對城鄉(xiāng)經濟融合中可能產生的調節(jié)效應，應用式（3）對其進行測算，重點關注數(shù)字新基建與農村普惠金融的交互項估計系數(shù)，結果如表10 所示。結果顯示，農村普惠金融、數(shù)字新基建兩項指標共同作用時，對應的交互項回歸系數(shù)顯著為正，且在1%的水平上顯著。就此，H3 得到驗證。即在數(shù)字新基建的加持下，農村普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展的驅動效應更強。具體而言，數(shù)字新基建可助力數(shù)字技術滲入農村普惠金融，拓寬農村普惠金融服務范圍，進而發(fā)揮其對城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展的驅動效應。

表10 數(shù)字新基建的調節(jié)效應檢驗結果

五、進一步分析：空間溢出效應

農村普惠金融發(fā)展可提高農村居民金融服務可得性，減少農村貧弱現(xiàn)象，縮小城鄉(xiāng)差距，驅動城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展[38]。然而，當前研究中還有諸多問題尚未厘清。第一，李海剛[39]的研究表明，數(shù)字新基建對經濟高質量發(fā)展的影響具有空間溢出效應。也就是說，數(shù)字新基建不僅可以推動本地區(qū)經濟發(fā)展，也可以通過溢出效應推動其他地區(qū)經濟高質量發(fā)展。那么，數(shù)字新基建對城鄉(xiāng)經濟融合的推動作用是否具有空間溢出效應呢？第二，陳嘯等[40]的研究表明，普惠金融在數(shù)字化過程中會對經濟增長產生空間溢出效應。在數(shù)字新基建的助力下，農村普惠金融正向數(shù)字化轉型，那么，農村普惠金融是否可憑借技術鏈接特性突破空間局限、助力城鄉(xiāng)經濟深度融合？厘清以上問題有助于充分發(fā)揮數(shù)字新基建、農村普惠金融對城鄉(xiāng)經濟融合的跨空間推動作用。因此，本文構建空間計量模型對空間效應進行進一步研究。

（一）模型構建

在當前經濟學領域的實證研究中，普遍采用空間誤差模型（SEM）、空間杜賓模型（SDM）以及空間滯后模型（SAR）。其中，空間杜賓模型可兼顧解釋變量和被解釋變量的空間相關性，在空間影響研究中更具代表性。故此，借鑒張東晴等[41]的研究，構建空間杜賓模型如下：

其中，β0為常數(shù)項，β1、β2、β3、β4、β5、β6、β7、β8為待估系數(shù)；Wjt為空間權重矩陣。

在模型（4）中納入地理距離權重矩陣（W1）進行空間相關檢驗及模型分析，采用0-1鄰接權重矩陣（W2）進行穩(wěn)健性檢驗，公式如下：

式（5）中，dij表示地區(qū)i和地區(qū)j之間的歐氏距離。

（二）空間相關性檢驗

為確定是否可以采用空間計量模型進行檢驗，先行采用全局莫蘭指數(shù)對變量空間的自相關性進行檢驗。若莫蘭指數(shù)值大于0，則研究對象具有空間正相關關系；若莫蘭指數(shù)值小于0，則研究對象具有空間負相關關系；若莫蘭指數(shù)值等于0，則研究對象無空間相關關系。使用Stata17.0 軟件測算城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展（Iuraban）全局莫蘭指數(shù)，結果如表11 所示。結果顯示，2006—2020 年城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展的全局莫蘭指數(shù)均為正，且均在1%的水平上顯著，表明城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展存在顯著空間正相關關系。因此，可使用空間計量模型進行研究。

表11 城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展全局莫蘭指數(shù)測算結果

（三）空間模型分析

在開展具體檢驗之前，需應用LR 檢驗方法來判斷應該使用時間固定效應模型、空間固定效應模型還是時空雙固定效應模型。結果表明，時間、空間固定效應模型均在1%的水平上拒絕原假設，因而選擇時空雙固定效應模型。為進一步檢驗農村普惠金融、數(shù)字新基建對城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展的空間影響效應，使用極大似然估計法對模型（4）進行回歸，結果如表12所示。

由表12可知，在模型（4）中引入地理距離權重矩陣W1 以后，農村普惠金融的系數(shù)為-0.015 8，且不顯著；對應W×lnRifinance的系數(shù)為-0.002 8，同樣不顯著。這說明，農村普惠金融對城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展并不存在空間影響。可能原因在于，相關法律規(guī)定“地方金融組織原則上不得跨省級行政區(qū)域開展業(yè)務”[42]，這在一定程度上限制了農村普惠金融對城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展的推動作用。數(shù)字新基建的影響系數(shù)為0.001 4、W×lnDnfrastructure的影響系數(shù)為0.002 7，均在5%的水平上顯著，表明數(shù)字新基建對本地區(qū)及相鄰地區(qū)城鄉(xiāng)融合發(fā)展產生顯著正向影響。事實上，數(shù)字新基建可利用跨空間特性構筑面向全國的服務網絡，有效破除區(qū)域壁壘，實現(xiàn)共同發(fā)展。農村普惠金融和數(shù)字新基建的交互項影響系數(shù)為0.106 9，在1%的水平上顯著。對應的W×ln（Rifinance×Dnfrastructure）影響系數(shù)為0.147 3，也在1%的水平上顯著。這說明，農村普惠金融和數(shù)字新基建的融合可以有效推動城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展，且具有顯著空間溢出效應。事實上，數(shù)字新基建嵌入農村普惠金融后，農村普惠金融服務便利性、空間拓展性得到顯著提升，農村普惠金融對城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展的助力作用得以充分發(fā)揮，城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展的戰(zhàn)略布局得以進一步落實。

表12 基于時空雙固定的空間杜賓模型回歸結果

納入0-1 鄰接權重矩陣（W2）的檢驗結果顯示，農村普惠金融、W×lnRifinance系數(shù)均為負，且不顯著。其他變量情況也與W1 檢驗結果基本一致，說明空間影響結果具有穩(wěn)健性。

六、結論與建議

本文以2006—2020 年中國內地31 個省（市、區(qū)）的2 800 個縣為樣本，采用固定效應模型研究農村普惠金融對城鄉(xiāng)融合發(fā)展的影響，用中介效應模型研究資源錯配的中介作用，用調節(jié)效應模型研究數(shù)字新基建的調節(jié)作用。研究表明，農村普惠金融能夠顯著提升城鄉(xiāng)經濟融合水平；資源錯配在農村普惠金融驅動城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展的過程中造成阻礙；數(shù)字新基建在農村普惠金融助力城鄉(xiāng)經濟融合中具有調節(jié)效應。在此基礎上，進一步研究農村普惠金融、數(shù)字新基建對城鄉(xiāng)經濟融合的空間影響效應。研究表明，農村普惠金融對城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展并不具有空間溢出效應；農村普惠金融和數(shù)字新基建的交互項對城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展具有顯著正向空間溢出效應，可能原因在于數(shù)字新基建的跨時空聯(lián)通特性有助于破除區(qū)域壁壘，實現(xiàn)正向空間溢出效應。據(jù)此，提出以下政策建議：

第一，深化農村數(shù)字普惠金融，彌補農村新基建服務短板。實證得知，農村普惠金融對城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展具有顯著推動作用，且數(shù)字新基建具有調節(jié)效應。作為農村普惠金融及數(shù)字新基建融合的產物，農村數(shù)字普惠金融成為城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展的核心動能。一方面，全面構建農村數(shù)字普惠金融基礎設施。以財政部、工業(yè)和信息化部、農業(yè)農村部為領導核心，全面加強農村地區(qū)的網絡基礎設施建設及其升級改造，全面提高農村光纖、5G網絡覆蓋面和信號強度，消除網絡覆蓋盲點；另一方面，全面深化金融科技創(chuàng)新。地方政府應引導城市金融機構下沉至農村，利用自身資源優(yōu)勢，同農村金融機構合作開發(fā)有效的數(shù)字金融產品，積極服務農村地區(qū)“長尾客戶”。同時，積極對農村產權抵押類、林權抵押類、活體抵押類信貸產品進行創(chuàng)新，提升農村金融服務質量。

第二，調整城鄉(xiāng)要素資源配置格局，謀求統(tǒng)一市場建設。研究表明，農村普惠金融可通過調整資源錯配驅動城鄉(xiāng)經濟融合。因此，解決城鄉(xiāng)資源錯配問題可夯實城鄉(xiāng)經濟融合基礎。首先，建立產業(yè)融資平臺，合理配置城鄉(xiāng)資本要素。中央和地方政府應當牽頭構筑產業(yè)融資平臺，引導城市金融資本、社會資本下沉至農村，深化資本要素的統(tǒng)籌協(xié)調。同時，政府部門也可利用此平臺發(fā)布產業(yè)合作信息，鼓勵城鄉(xiāng)產業(yè)融合發(fā)展，進而構建城鄉(xiāng)統(tǒng)一的資本要素市場。其次，完善人才引進激勵機制，提升農村內生發(fā)展動力。地方人力資源和社會保障局應當充分提升人才下鄉(xiāng)的激勵水平，鼓勵人才投身農村發(fā)展，為城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展增添新動能。最后，全面促進土地要素流轉，推動城鄉(xiāng)土地要素市場一體化。加快推進集體經營性建設用地入市、宅基地管理制度改革，增加農村居民財產性收入，助力城鄉(xiāng)土地要素自由流轉，夯實城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展基礎。

第三，推進城鄉(xiāng)產業(yè)協(xié)調發(fā)展，健全城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展體制機制。數(shù)字新基建可推進城鄉(xiāng)產業(yè)協(xié)調發(fā)展、夯實城鄉(xiāng)經濟融合基礎。一方面，打造城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展示范區(qū)。全面構建國家級和省級城鄉(xiāng)經濟融合發(fā)展試驗區(qū)、城鄉(xiāng)產業(yè)協(xié)同發(fā)展先行區(qū)，形成示范帶動效應。將特色小鎮(zhèn)作為城鄉(xiāng)經濟融合的典型載體，鋪設數(shù)字新基建網絡，打造極具產業(yè)特色的創(chuàng)業(yè)生態(tài)圈。另一方面，借力數(shù)字新基建，助推城鄉(xiāng)第一、第二、第三產業(yè)融合發(fā)展。通過要素集聚、技術滲透、機制完善來增強農業(yè)產業(yè)競爭力、創(chuàng)新力，提升農業(yè)產業(yè)鏈、價值鏈發(fā)展水平，培育農村高質量發(fā)展新業(yè)態(tài)、新動能。