數字普惠金融助力鄉村振興的實證分析

張 瓊，張雨晗

（1.安徽財經大學 統計與應用數學學院，安徽蚌埠 233030；2.貴州財經大學 大數據統計學院，貴州貴陽 550004）

一、問題提出

普惠金融概念首次由聯合國提出，旨在解決全球性貧富差距、失衡性金融資源配置等問題。普惠金融引入中國后深受專家學者關注的根本原因是，其為緩解城鄉金融發展不均衡、解決“三農”問題等提供了一個新手段[1]。傳統金融普遍存在“金融排斥”問題，貧困地區和弱勢群體很難獲得金融服務的支持，因此，農村金融市場面臨的“長尾”困境十分嚴重。數字普惠金融作為傳統金融的數字化階段，具有普惠性和包容性特點。同時，數字普惠金融依托互聯網、大數據和移動信息技術可以為貧困地區用戶以及弱勢群體提供金融服務[2]。隨著農村基礎設施的不斷完善、互聯網的飛速普及和金融科技的快速應用，數字普惠金融的發展不僅可以擴大農村金融服務的可得性、覆蓋率和提高滿意度，還可以幫助農村擺脫“長尾”困境，成為鄉村發展中不可或缺的力量。

當前我國經濟均衡發展的最主要問題在農村，我國現代化社會建設的難點在農村，我國未來發展最廣、最深的基礎在農村，最廣闊的前景也在農村[3]。因此，綜合協調各方面力量，助力鄉村振興發展是當前最重要的任務[4]。黨的十九大報告將鄉村振興提升到戰略層次，指出實施鄉村振興戰略是破解“三農”問題，促進農業發展、農村繁榮、農民增收的治本之策[5]。2018年，《中共中央國務院關于實施鄉村振興戰略的意見》對我國推動鄉村振興提出“產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕”的總要求，為全面推進鄉村振興指明方向[6]。特別是2021年提出要“推動農村數字普惠金融發展”，通過數字普惠金融的發展助力鄉村振興[7]。

此后，諸多研究學者對數字普惠金融與鄉村振興的關系進行了大量的研究，從不同角度和維度證明數字普惠金融可以極大地促進鄉村的振興與發展。與此同時，學者們運用各種方法研究數字普惠金融促進鄉村發展的方式和機制，發現數字普惠金融可以通過鼓勵創業和創新促進農村發展，以及數字普惠金融和鄉村振興之間存在非線性的門檻特征[8]和倒U型特征[9]。由此可見，數字普惠金融促進鄉村發展的實證研究非常廣泛，研究的視角和方法也較為廣泛和豐富。但現有文獻更偏向于從農村建設等方面探討數字普惠金融助力鄉村振興的機制，鮮有文獻探討城鎮化發展在數字普惠金融助力鄉村振興中的作用，且關于城鎮化發展、數字普惠金融與鄉村振興的關系尚未形成明顯的傳導機制。本文認為，城鎮化發展作為刺激經濟發展的主要驅動力，能通過優化產業結構、增加就業機會提高農村居民收入，因而逐漸成為實施鄉村振興戰略的重要拉動力量。同時，加快推進城鎮化發展，引導城鎮數字基礎設施向農村地區延伸，對促進數字普惠金融的發展、提高城鄉居民收入、助力鄉村振興發展均具有重要現實意義。那么，如何解讀城鎮化發展、數字普惠金融與鄉村振興三者的關系？

鑒于此，本文試圖探究城鎮化發展在數字普惠金融助力鄉村振興中的作用機制，分析城鎮化發展水平在數字普惠金融促進鄉村振興中的調節作用。本文選取2011—2020年中國30個省份的面板數據，通過構建鄉村振興指標體系，運用固定效應回歸模型和調節效應模型，分析數字普惠金融助力鄉村振興效應以及城鎮化發展水平在數字普惠金融助力鄉村振興中的作用。

二、文獻回顧與研究假說

（一）文獻回顧

1.鄉村振興指標相關研究

自鄉村振興戰略的總體要求提出以來，鄉村振興已經成為諸多專家學者討論和研究的重要課題。梳理現有相關文獻發現，研究者大多從鄉村振興總要求的五個方面著手構建科學、合理的鄉村振興評價指標體系。李周[10]指出在鄉村振興中，產業興旺是基石、生態宜居是保障、鄉風文明是靈魂、治理有效是核心、生活富裕是重要目標。因此，助力鄉村振興的發展，準確把握“二十字”方針的科學內涵，對實現鄉村振興發展具有重要意義。就研究對象而言，在鄉村振興評價指標體系的構建上，部分學者針對某一區域進行研究，馬俊等[11]從鄉村振興五個方面著手，構建新疆地區的鄉村振興評價指標體系，并運用熵權法對鄉村振興綜合水平進行測度。次年，馬俊[12]再次從鄉村振興五個方面出發，采用熵值法對西部各省的鄉村振興水平進行綜合測度，實證檢驗了西部地區數字普惠金融和鄉村振興發展之間的聯系。部分研究學者對全國省級層面的鄉村振興水平進行了測度，張挺等[13]從鄉村振興總要求的五個方面選取15個三級指標和44個四級指標，構建出鄉村振興評價指標體系，結合層次分析法和熵權法對鄉村振興發展水平進行測度。葛和平等[14]在鄉村振興總要求的基礎上，構建了“兩高、三度、三風、三治、三富”鄉村振興指標評價體系。譚艷芝等[15]也基于全國省級層面數據，運用熵權法和耦合協調模型測算了鄉村振興指數。這些研究成果對本文鄉村振興指標體系的構建和指數測算方法的選擇具有指導意義。

2.數字普惠金融與鄉村振興相關研究

從現有文獻來看，有關數字普惠金融與鄉村振興二者關系的研究中，主要有兩種觀點：一種觀點認為數字普惠金融可以助力鄉村振興的發展。如譚燕芝等[15]利用2011—2019年中國30個省份的數據，分析了數字普惠金融與鄉村振興的耦合效應，研究表明，各省數字普惠金融和鄉村振興發展水平均呈上升趨勢，并且二者之間的耦合協同作用持續增強。張曉燕[16]運用江蘇省鹽城市區縣面板數據對二者關系進行研究，發現農村普惠金融在促進鄉村振興發展方面發揮著積極且重要的作用。康書生等[17]運用省級面板數據進行研究分析，也認為數字普惠金融發展能顯著促進鄉村產業振興發展水平的提升。另一種觀點則認為數字普惠金融與鄉村振興之間存在非線性關系。馬俊等[9]8研究發現，數字普惠金融對鄉村振興發展水平的影響存在倒U型特征，且該特征在東、中、西部均顯著。葛和平等[14]也驗證了數字普惠金融對鄉村振興的影響具有先抑制后促進的“U”型關系，當前我國數字普惠金融總體水平已超過臨界值，接下來在助力鄉村振興中發揮正向促進作用。田霖霖等[8]的研究表明，數字普惠金融與鄉村振興發展之間的關系不是線性的，而是具有雙重閾值的。

研究數字普惠金融助力鄉村振興的機制主要有兩種：一種是中介機制分析，即數字普惠金融可以通過促進中介變量的發展，進而助力鄉村振興。馬亞明等[2]從創業和創新角度對數字普惠金融促進鄉村振興的路徑和機制進行分析，結果表明，數字普惠金融可以促進鄉村振興發展，且數字普惠金融還可以通過促進創新和創業的發展進而助力鄉村振興發展。另一種是調節機制分析，即數字普惠金融可以通過一個調節變量的調節機制進而助力鄉村振興發展。謝地等[18]研究發現，數字基礎設施和傳統金融發展在數字普惠金融促進鄉村振興發展方面起正向促進作用。綜上所述，在數字普惠金融助力鄉村振興的路徑和機制研究中，鮮有文章將城鎮化發展水平作為影響機制加入二者之間進行研究。而城鎮化發展作為刺激經濟發展的驅動力，它可以通過優化產業結構和增加就業機會帶動鄉村地區發展。同時，城鎮化發展水平提高還可以促進城鎮數字基礎設施向農村地區延伸，助力鄉村數字普惠金融發展，實現鄉村振興目標。基于此，本研究利用2011—2020年我國30個省份的面板數據，研究城鎮化發展水平在數字普惠金融助力鄉村振興中的作用，對于深入研究數字普惠金融助力鄉村振興的路徑和機制具有重要的理論和現實意義。

（二）研究假設

1.直接影響：數字普惠金融具有促進鄉村振興發展效應

數字普惠金融是傳統金融與數字信息技術相結合的產物，具有傳統金融不具備的包容性和普惠性特點，數字普惠金融以數字化信息技術為基礎，具有覆蓋面廣、可獲得性強以及服務多元化等特征，它能更好地利用其獨特的優勢，緩解農村地區融資難、融資貴等問題。首先，數字普惠金融突破了地域限制，可以進一步拓寬金融服務的空間和范圍，為農村偏遠地區獲得相對平等的金融支持提供機會。其次，通常結構化的資產信息在農村偏遠地區是不及時、不完善的，數字普惠金融依托其數字化技術，能運用數據分析手段為農村地區構建新的信用風險評估體系，緩解農村地區結構化資金供給不充足、金融服務不到位和信息通達不及時等問題。再次，數字普惠金融能夠通過信息技術降低交易成本、信息檢索成本和風險評估成本。這將會降低農村資金的使用成本，緩解融資難、融資貴等問題，從而提高資金的可用性。最后，數字普惠金融的發展，可以通過提高投資和儲蓄資金的轉換率，優化資源有效配置，提高資源的利用率，促進農村地區經濟快速增長。此外，基于數字技術的數字普惠金融能帶來支付和消費模式的變化，創造新的商業模式。對于農村地區的發展而言，它為農村經濟發展提供一種新的發展模式，對促進農村經濟增長具有重要作用。基于以上分析，本文提出假設1。

H1：數字普惠金融具有促進鄉村振興發展效應。

2.調節效應分析：城鎮化發展水平對數字普惠金融助力鄉村振興具有正向調節作用

鄉村振興與新型城鎮化建設是我國高質量發展新階段的兩大戰略部署。在中國現代化進程中，統籌推進新型城鎮化建設和鄉村振興具有重要的時代意義。城鎮化發展是實施鄉村振興戰略的重要拉動力量，鄉村振興戰略又是激發農村發展新活力的重要舉措。在新型城鎮化發展的進程中，城鎮化發展水平的提高已經成為鄉村振興戰略目標實現的重要突破點，尤其在城鄉融合發展的新格局下，城鎮化發展水平的提高對于數字普惠金融助力鄉村振興發展持續發揮作用。已有研究發現，新型城鎮化對推動實體經濟增長、提高城市金融服務水平以及促進數字普惠金融發展具有重要作用[19]。城鎮化發展水平的提高可以使數字普惠金融更深、更廣地覆蓋，也使工作、生活更加方便，從而提高人民生活水平和創新發展能力。也有研究指出，城鎮化發展與鄉村振興的耦合協調度總體呈快速上升趨勢，二者發展水平與協調程度都得到較快的提高[20]。同時，隨著城鎮化發展水平的不斷提高，農村在轉型城鎮化的進程中數字基礎設施不斷得到完善，也激發了農村地區、農業發展的潛能，數字化、技術型、簡約、方便的生產生活方式將被選擇。這不僅為農村地區的持續穩定發展提供不竭動力，更為農村數字普惠金融的深入發展奠定基礎。因此，城鎮化發展不僅推動數字普惠金融的發展，也能在發展數字普惠金融的過程中促使農村生產生活方式發生轉變，提高鄉村振興的發展水平。基于以上分析，本文提出假設2。

H2：城鎮化發展水平對數字普惠金融助力鄉村振興的發展具有正向調節作用。

三、鄉村振興水平測度

（一）鄉村振興評價指標體系構建

本文依循科學性、合理性原則，在眾多學者研究的基礎上，根據鄉村振興的五個維度，選取指標構建鄉村振興評價體系，如表1所示。

表1 鄉村振興評價指標體系

（二）鄉村振興測度方法

為了避免主觀人為因素的影響，測算出更加客觀、合理的鄉村振興水平，本文采用熵值法對表1中的各級指標賦予權重①一級指標產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕的權重分為0.259、0.195、0.170、0.155、0.221；二級指標的權重依次分別為0.111、0.065、0.083、0.060、0.085、0.050、0.032、0.047、0.091、0.094、0.061、0.058、0.079、0.084；三級指標權重依次為0.026、0.052、0.033、0.029、0.036、0.056、0.027、0.034、0.026、0.025、0.037、0.023、0.025、0.025、0.005、0.026、0.005、0.006、0.037、0.091、0.031、0.023、0.040、0.033、0.009、0.019、0.030、0.029、0.009、0.010、0.022、0.038、0.009、0.032、0.043。并對各省市鄉村振興水平進行測度，具體步驟如下：

第一步，對數據進行標準化處理，解決量綱問題。將0.000 01 加到標準化公式上，以避免歸一化值為零。原始數據處理的標準公式如下：正向指標，標準化公式為：

負向指標，標準化公式為：

其中：i為地區，t為年份，j為指標，i=1,2,…,m;t=1,2,…,n;j=1,2,…,k。

第二步，計算i地區在第t年中第j個指標權重wijt。

第三步，各項指標的信息熵ej。

第四步，各項指標信息熵冗余度dj。

第五步，計算指標j的權重，記為wj。

第六步，計算出第i年各省的鄉村振興指數。

其中：RURALit表示為第i個地區第t年的鄉村振興指數，wj為綜合權重，x,ijt為標準化后的數據。

（三）數據來源

本文選取了2011—2020年30個省份（因數據可行性原因，不包知西藏、香港、澳門和臺灣）的面板數據。數據來源于EPS數據庫以及《中國農村統計年鑒》《中國文化文物和旅游統計年鑒》和《中國民政統計年鑒》，部分缺失數據采用插值法處理。部分指標說明：（1）農村平均受教育年限計算公式為：EDU=（小學人數×6+初中人數×9+高中人數×12+大專及以上人數×16）/6歲及以上人口數。教育脫貧與人才振興是鄉村振興的重要指標[21]，農村平均受教育水平的提升是鄉村振興的重要體現。（2）農村基尼系數計算公式為，其中yi為第i個樣本個體的收入，y是所有個體收入的和。農村基尼系數是衡量農村地區居民收入差距的指標，其值越大說明該地區收入不平等程度越大，因此，農村基尼系數是鄉村振興的一個重要指標。（3）農村恩格爾系數計算公式為：食物支出對總支出的比率（R1）=食物支出變動百分比÷比總支出變動百分比×100%。農村恩格爾系數是衡量家庭生活水平的重要指標，收入越低的家庭恩格爾系數就越大，反之則越小。因此，農村家庭恩格爾系數也是衡量鄉村振興的重要因素。

（四）鄉村振興水平測度結果

根據選取的指標體系，本文運用熵值法可以測算出2011—2020年各省份鄉村振興發展水平。根據公式（7）可以測算出2011—2020 年中國30 個省市鄉村振興發展水平以及鄉村振興五個維度的水平。從測度的具體結果來看，2011—2020 年中國各省份鄉村振興發展水平均值最大的前十位依次是北京、浙江、上海、江蘇、山東、天津、福建、廣東、海南和湖北，除了湖北省屬于中部地區省份，其他九位均為東部地區省份。這表明東部地區鄉村振興水平整體較高。

圖1 2011—2020年東中西地區平均的鄉村振興發展水平

從2011—2020年東、中、西地區的平均鄉村振興發展水平可知，東部地區的鄉村振興平均發展水平最高，且一直處于最高水平；西部地區的鄉村振興平均發展水平最低，且一直處于最低水平；2011—2020年中部地區的鄉村振興平均水平一直處在東部地區和西部地區的鄉村振興水平之間；全國的鄉村振興平均水平大致與中部地區的水平一致，但總體略高于中部地區的鄉村振興平均水平。

四、研究設計

（一）模型設定

1.基準模型

本文構建數字普惠金融對于鄉村振興的直接影響模型，為消除異方差，對部分變量取對數形式。模型設定如下：

式（8）中，i為省份、t為時間、RURALit是i省份第t年的鄉村振興水平指數；lndifiit是i省份第t年的數字普惠金融指數的對數；lncontrolit表示其他控制變量，包括對外開放程度（open）、老年撫養水平（odr）經濟發展水平（lngdp）；λi是省份固定效應，εit為隨機誤差項。

2.調節效應模型

本文將城鎮化發展水平作為調節變量引入基準模型，構建的調節效應模型如下：

式（9）中，ln urbit為城鎮化發展水平，ln difiit×ln urbit為數字普惠金融與城鎮化發展水平的交互項。因為交互項同時包含解釋變量和調節變量的信息，模型估計結果可能會受多重共線性的影響。因此，本文對模型（9）中的變量進行中心化處理，具體模型為：

（二）變量選擇

1.被解釋變量

鄉村振興水平（RURAL）。該變量通過第三節測算得出的鄉村振興發展水平指數表示。

2.核心解釋變量

數字普惠金融指數（difi）、數字普惠金融的覆蓋廣度（breath）、使用深度（depth）、數字化程度（digital）3個二級指標，模型中對核心解釋變量均進行對數化處理。本文不僅使用省級數字普惠金融指數考察數字普惠金融對鄉村振興的影響，還采用數字普惠金融三個二級指標,考察他們對鄉村振興影響的異質性。該數據來源于《北京大學數字普惠金融指數》。

3.調節變量

城鎮化發展水平（urb），采用城鎮人口占比來表示。城鎮化發展水平的提高可以使數字普惠金融更深、更廣地覆蓋，還可以引導城鎮數字基礎設施向農村地區延伸，使農村地區的基礎設施不斷完善，推動鄉村振興的發展。

4.控制變量

對外開放程度（open），以當年的平均匯率為基礎，把進出口貿易總額換算成人民幣作為計量單位，再除以GDP來表示對外開放程度。開放是國家繁榮的必由之路，提高對外開放水平，加強農業對外開放合作，有助于促進我國農業高水平、高質量發展，是實現鄉村振興的重要途徑。老年撫養水平（odr），采用老年撫養比表示，老年撫養比是指勞動力人均承擔的撫養人數，老年撫養比越大即意味著勞動力的撫養負擔就越嚴重，而老年撫養負擔的增加會抑制鄉村振興發展。為確保所有變量方向的一致性，本文將老年撫養水平進行了正向化處理。經濟發展水平（lngdp），采用各省市人均地區生產總值的對數表示。經濟發展水平是一個地區數字普惠金融發展的基礎，一般而言，經濟發展水平越高的地區其數字普惠金融指數越高，因此，經濟發展水平的提升對鄉村振興具有促進作用。

（三）變量描述性統計

各變量的描述性結果如表2所示，由于部分變量的數值較大，且變量之間存在量綱不一的問題，在基準模型回歸和調節機制分析中，本文對數字普惠金融指數及其覆蓋廣度、使用深度和數字化程度、城鎮化發展水平、老年撫養水平均進行對數化處理。

表2 各變量描述性結果

五、實證結果與分析

（一）基準回歸：數字普惠金融助力鄉村振興

首先是模型選擇，對于混合模型和固定效應模型的選擇，F檢驗為28.37，p值為0.000，應選擇固定效應模型。且在LSDV方法下，大部分個體虛擬變量是顯著的。豪斯曼檢驗表明，卡方值為38.02，p值為0.000，故選擇固定效應模型。

表3 為數字普惠金融助力鄉村振興回歸結果。模型（1）不考慮控制變量，數字普惠金融在1%的水平上顯著促進鄉村振興，表明數字普惠金融具有助力鄉村振興的作用。模型（2）考慮控制變量，數字普惠金融仍具有助力鄉村振興的作用。數字普惠金融發展水平每提高1%，鄉村振興發展水平將提高1.3%。這表明數字普惠金融具有助力鄉村振興效應，假設1得以驗證。數字普惠金融依托金融科技底層技術，有效滿足農民的金融需求，拓寬農民資金來源渠道，為農民提供一個良好的資金來源平臺，為鄉村振興提供了強有力的支持。

表3 數字普惠金融助力鄉村振興回歸結果

（二）穩健性檢驗

1.變換樣本量回歸

直轄市經濟發展具有特殊性，參考已有研究做法，刪除直轄市的樣本進行檢驗。從表4 模型（3）可知，lndifi的系數在10%的水平上顯著為正，表明刪去直轄市樣本后，數字普惠金融仍然顯著促進鄉村振興的發展，驗證了數字普惠金融具有助力鄉村振興效應。

表4 穩健性檢驗回歸結果

2.鄉村振興一級指標回歸

本文將鄉村振興五個方面分別作為被解釋變量進行回歸檢驗。表4 模型（4）～（8）的結果表明，數字普惠金融對鄉村振興五個方面的發展具有顯著促進作用。數字普惠金融指數每增加1個單位，鄉村振興五個方面的發展水平平均增加0.002、0.017、0.008、0.018和0.023個單位。因此，數字普惠金融的發展可以影響鄉村振興的各個方面，通過對農村產業、生態、文化、治理和生活水平的綜合影響，促進鄉村振興的發展。然而，模型（5）和模型（6）的R2值分別0.692、0.608，表明為數字普惠金融和鄉村振興所選擇的變量在生態宜居和鄉風文明中沒有很好的解釋，而模型（7）的R2值僅為0.242，這是因為模型中的經濟發展水平變量不顯著，因此模型擬合得不是很準確。

（三）內生性討論

研究可能面臨兩個內生性問題：一方面，由于影響數字普惠金融和鄉村振興的因素是多方面的，不能保證選擇全部的可能變量，可能存在遺漏變量問題；另一方面，鄉村振興發展水平越高，該地區數字普惠金融發展水平則越高，可能存在雙向因果問題。因此，本文選擇適當的工具變量緩解內生問題，同時工具變量必須滿足內生和外生需求。第一，選取數字普惠金融的一階滯后項（L.lndifi）和二階滯后項（L2.lndifi）作為工具變量。第二，構建一階滯后lndifii,t-1與其一階差分Δlndifii,t-1的乘積(lndifii,t-1*Δlndifii,t-1)作為工具變量，其中Δlndifii,t-1消除了線性趨勢的影響，所以lndifii,t-1*Δlndifii,t-1在一定程度上不受當前鄉村振興發展水平的影響，滿足外生需求；而lndifii,t在時間上是連續的，一階滯后的lndifii,t-1與當期lndifii,t具有一定相關性，因此該工具變量設定合理。

從表5中的內生性檢驗回歸結果可知，利用數字普惠金融的一階和二階滯后項作為工具變量進行檢驗，數字普惠金融均在5%的顯著性水平上通過檢驗，即數字普惠金融促進鄉村振興的發展；利用構造的工具變量進行檢驗，數字普惠金融在1%的顯著性水平上通過檢驗，再次驗證數字普惠金融具有助力鄉村振興效應，因此基準回歸結果具有穩健性。

表5 內生性檢驗回歸結果

（四）異質性分析

1.數字普惠金融不同維度視角

研究進一步探討了數字普惠金融3個二級指標是否存在助力鄉村振興的效應，結果如表6所示。數字普惠金融3個二級指標的回歸系數顯著為正，表明數字普惠金融在促進鄉村振興發展方面發揮了明顯作用。數字普惠金融的覆蓋廣度、使用深度和數字化程度分別在0.05、0.01和0.05的水平上顯著。數字普惠金融的不同維度對鄉村振興的促進作用存在顯著差異性，其中使用深度的鄉村振興效應最強，而數字化程度的效應相對較弱。這說明當前我國農村地區的數字化基礎設施水平相對薄弱，還需長期的投入和持續的完善。

表6 數字普惠金融3個二級指標助力鄉村振興回歸結果

2.東中西部區域劃分視角

考慮到不同地區經濟發展水平存在差距，因此其數字普惠金融發展水平也在一定程度上有所不同。本文對二者之間的影響效應進行了區域異質性檢驗，回歸結果如表7所示。其中模型（15）～（17）分別對應東、中、西部地區的數字普惠金融助力鄉村振興效應回歸結果。東、中、西部分省份數字普惠金融發展水平每提高1個單位，鄉村振興發展水平將分別提高0.026、0.014、0.004個單位，且均在10%的顯著性水平上通過檢驗。比較不同地區的回歸系數，數字普惠金助力鄉村振興效應在東部地區最強，其次是中部地區，最后是西部地區，可以看出，數字普惠金融助力鄉村振興效應具有明顯的區域異質性。該異質性表現為在經濟發展水平較高地區，數字普惠金融助力鄉村振興發展的促進作用就較強；在經濟發展水平較低的地區，數字普惠金融對于鄉村振興發展的促進作用就較弱。這與該地區的經濟發展水平和數字普惠金融發展程度息息相關。因此，不同地區經濟發展水平的差異也是影響數字普惠金融支持該地區鄉村振興發展的重要因素。

表7 數字普惠金融助力鄉村振興區域差異回歸結果

（五）城鎮化水平的調節作用

為進一步探討城鎮化發展水平在數字普惠金融助力鄉村振興中的調節效應，本文在模型（18）中加入城鎮化發展水平和數字普惠金融的交互項進行研究。由表8中的模型（18）回歸結果可知，數字普惠金融和城鎮化發展水平的交互項回歸系數為0.088，并且在0.01的水平上通過顯著性檢驗。這說明城鎮化發展水平在數字普惠金融助力鄉村振興的發展中發揮顯著的調節作用。由模型（19）—（21）回歸結果可知，東、中、西地區數字普惠金融與城鎮化發展水平的交互項回歸系數均在0.01的水平上顯著為正，說明城鎮化發展水平的調節效應均顯著。從各個地區回歸系數值對比來看，東部地區城鎮化發展水平的調節效應最強，中部地區次之，西部地區最弱。因此，城鎮化發展水平對數字普惠金融助力鄉村振興效應具有增強作用，即城鎮化發展水平越高，數字普惠金融助力鄉村振興發展的效應則越大。隨著城鎮化發展水平的不斷提升，農村在轉型城鎮化的進程中，農村基礎設施不斷得到完善，為農村數字普惠金融的深入發展奠定基礎；同時，數字普惠金融的深入發展，也為農民活動提供了充足的資金和技術支持，農業生產活動和農產品的銷售途徑更加多元化，為農村地區的持續穩定發展提供不竭動力。

表8 城鎮化發展水平的調節效應回歸結果

六、結論與政策建議

（一）研究結論

本文采用中國30個省份2011—2020年的面板數據，運用熵值法測算了鄉村振興發展水平，并建立固定效應模型，驗證了數字普惠金融具有助力鄉村振興發展效應；通過引入城鎮化發展水平構建調節效應模型，驗證了城鎮化發展水平在數字普惠金融助力鄉村振興發展中的調節作用。研究發現：

第一，數字普惠金融具有助力鄉村振興發展的效應，且變換樣本量以及利用鄉村振興指數一級指標進行穩健性檢驗，利用工具變量進行內生性檢驗，數字普惠金融助力鄉村振興的效應仍具有穩健性。

第二，數字普惠金融的三個維度都對鄉村振興發展具有促進作用，但是效應大小存在差異。其中，數字普惠金融使用深度對鄉村振興發展的促進作用最強，其次是數字普惠金融的覆蓋廣度和數字化程度。

第三，數字普惠金融助力鄉村振興發展效應具有區域異質性。其中，數字普惠金融對東部地區的鄉村振興的促進作用最強，其次為中部地區，最后為西部地區。

第四，城鎮化發展水平在數字普惠金融助力鄉村振興發展過程中具有正向調節作用，并且城鎮化發展水平的調節作用也具有與直接效應一致的顯著區域異質性。城鎮化發展水平在東部地區的調節效應最強，中部地區的調節效應次之，西部地區的調節效應最弱。

（二）政策建議

本文基于實證研究，發現數字普惠金融具有助力鄉村振興作用，城鎮化發展水平在數字普惠金融助力鄉村振興的發展中具有調節作用，且以上效應均具有區域異質。有鑒于此，本文提出以下政策建議：

第一，以傳統金融為依托，創新性地結合數字化技術，持續促進數字普惠金融的發展，不斷發展數字化程度更高、覆蓋面更寬、普及性更廣泛的數字普惠金融；將數字普惠金融深入農村地區，通過不斷完善農村地區的基礎設施建設，進而不斷加強農村地區數字普惠金融的覆蓋廣度和使用深度[21]。

第二，打破地域限制，重點關注中西部地區的數字普惠金融發展情況，提高經濟發展較落后地區的數字普惠金融水平；加強數字普惠金融相關信息在農村、農民以及農村之間和農民之間的傳遞，確保農民信息獲取的及時性、有效性；同時，進一步創新適合不同地區的金融產品和金融服務，將金融創新和金融普惠性的價值與各個鄉村地區的發展需要有機結合，鼓勵中西部地區農村金融機構創新金融工具、搭建金融與服務平臺，并適當給予政策和資金支持，為促進中西部地區鄉村振興發展提供更好、更適合的金融服務。

第三，積極發揮村鎮銀行作用，以鄉鎮銀行為交流平臺，打通鄉鎮銀行直通農村居民家庭的“道路”，縮小農村地區的“數字鴻溝”；鼓勵銀行等金融機構在城市和農村推廣分支機構和金融服務，并設立網點，把對農村地區的信貸支持送到農民家庭中；持續推進新型城鎮化發展，通過提高城鎮化發展水平和質量，帶動相應農村地區數字基礎設施建設，進而推動農村地區的持續穩定發展。