數字普惠金融對鄉村振興的影響

方永勝 曹雪兒

摘要：數字普惠金融以其低成本、便捷的形式讓更多群體享受到優質的金融服務，對縣域鄉村振興起到了積極的推動作用。以江蘇省各縣及縣級市為例，構建鄉村振興發展水平評價指標體系，用熵值法測度得到40個縣及縣級市2014—2020年鄉村振興指數，并采用OLS模型和門檻效應模型加以驗證。結果表明：（1）江蘇省各縣及縣級市數字普惠金融發展水平與鄉村振興及其5個維度之間顯著正相關；（2）兩者之間存在單一門檻特征。結論是：各地區可通過加強數字化基建、完善金融征信體系、提高金融知識普及率等措施來發展數字普惠金融，這些舉措將有效促進鄉村振興的實現。

關鍵詞：數字普惠金融；鄉村振興；最小二乘法；門檻效應

中圖分類號：F830文獻標識碼：A文章編號：

16721101（2024）01002207

收稿日期：2023-09-05

作者簡介：方永勝（1969-），男，安徽蕪湖人，教授，碩士，研究方向：產業經濟、財政金融。

鄉村振興一直是我們黨工作的重中之重。近年來，國家政策層面多次提到應充分發揮數字普惠金融對鄉村振興的助力作用，持續推進數字普惠金融向農村地區傾斜，引導更多的社會資源關注并流向“三農”。

國外學者對鄉村振興的研究起步較早，大多集中于鄉村建設與發展兩個方面。Johnson認為，資金在農村振興過程中的作用至關重要，應當運用金融手段解決資金問題［1］。Kawate T提出，鄉村振興有兩個重要主題，一是農村復興，二是改革組織［2］。McLaughlin創新研究視角，從全球治理和農村發展兩方面研究如何促進鄉村振興［3］。Ojo和Hairul通過研究得出無論是發達國家還是發展中國家，實行鄉村振興的目的都是為了解決鄉村衰退問題［4］。Liu和Li提出，城鎮化建設與鄉村振興同步發展是抑制鄉村衰退的一個重要方法［5］。

自鄉村振興和數字普惠金融的概念出現以來，陸續有學者對二者之間的影響機制［6］和實現路徑［7-8］進行研究。王修華認為，多元化的金融體系能夠緩解農村金融錯配的問題，從而促進鄉村振興戰略的實現［9］。蔡興、蔡海山等實證研究發現，金融發展能夠促進鄉村振興，且門檻效應顯著［10］。任海軍測度得出，西部地區限制于技術的發展，數字普惠金融效率改善效果不明顯［11］。譚燕芝運用耦合協調模型測算時空耦合協調狀況發現，區域發展協同能力越高，空間聯動效應越強，越有助于推動鄉村振興［12］。李季剛、馬俊認為，數字普惠金融發展無論是從縱向數字化程度還是橫向覆蓋廣度來看，都影響著鄉村振興的實現［13］。李麗麗從農村電商視角對普惠金融與鄉村振興的關系進行研究，認為可通過普惠金融促進農村電商發展來推動鄉村振興［14］。龐凌霄認為，我國鄉村振興具有顯著的空間關聯性特征，數字普惠金融對鄉村振興促進作用的溢出效應與距離成反比［15］。陳亞軍發現，普惠金融對鄉村振興的促進作用存在異質性，東部地區促進作用更為明顯，中部、西部次之［16］。周林潔基于產業發展視角指出農村金融體系發展的滯后阻礙了鄉村產業的發展［17］。傅巧靈提出，完善數字化基建是推動地區鄉村振興發展的前提［18］。田霖等研究發現，二者之間存在門檻效應［19］。

綜上可知，關于數字普惠金融與鄉村振興的研究已頗為成熟，但目前絕大多數學者是從宏觀視角來探討這一問題，而較少涉及對縣域數據的分析。故本文從微觀層面出發，以江蘇省2014—2020年各縣及縣級市數據為樣本來探討數字普惠金融對縣域經濟發展的影響。

一、鄉村振興指數測度與研究假設

（一）指標體系構建

對于鄉村振興評價指標的確定，學術界莫衷一是。本文通過閱讀已有文獻［20-22］，從5個維度設置一級指標，分別為產業興旺、生態宜居、治理有效、鄉風文明以及生活富裕，采用熵值法對指標體系進行構建［23］。在一級指標下，根據已有文獻和數據可獲得性共設置15個二級指標，具體如表1所示。

（二）測度結果及分析

通過對江蘇省40個縣及縣級市（由于海門市2020年撤市設區，故剔除）的數據進行測算，得出江蘇省各縣及縣級市2014—2020年的鄉村振興水平得分。由測度結果可知，江蘇省各縣及縣級市整體鄉村振興水平在7年間增長較為明顯。2014年，40個縣及縣級市的得分均值為0.229，2020年得分均值為0.353。為更加直觀觀察40個縣及縣級市的鄉村振興發展水平差異，對7年間鄉村振興水平取平均值，結果見表2。

由表2可知，江蘇省40個縣及縣級市整體算術平均綜合得分為0.287，高于整體算術平均綜合得分的縣及縣級市比例為35%，且存在較大地區差異，最大值為江陰市的0.562，最小值為如東縣的0.181。此外，江蘇省蘇南、蘇中和蘇北3大區域鄉村振興水平存在較大差異。其中，蘇南地區的算術平均值為0.383，蘇北和蘇中的算術平均值僅為0.268和0.229。

（三）研究假設

1.江蘇省各縣及縣級市數字普惠金融對鄉村振興發展的影響。數字普惠金融把創新作為落腳點，以減少服務成本、加大服務范圍的方式，為農村金融服務水平的提高作出有力貢獻，促進了鄉村振興戰略部署的落地和實施。數字普惠金融從5個維度促進鄉村振興。第一，助力鄉村產業振興。服務成本低、服務范圍大是數字普惠金融有效解決農村融資難、融資貴問題的關鍵，以此為鄉村產業振興提供“質優價廉”的資金支持［17］。第二，促進鄉村生態宜居。一方面，數字普惠金融能夠助力鄉村引入資金構建現代化農業發展體系，運用科學手段管理農業生產，減少農業生產過程中的碳排放強度［24］，在保護環境的同時保障農業效益。另一方面，鄉村基礎設施建設也離不開數字普惠金融的支持。資金的流入使得鄉村基礎設施有了很大改善，提升了鄉村的宜居性。第三，促進鄉村有效治理。數字普惠金融在一定程度上可以緩解老年人口的多維相對貧困［25］，縮小城鄉居民收入差距，增加城鎮以及農村居民收入［26］。數字普惠金融通過建立鄉村治理體系，助力實現現代化的鄉村治理模式；以大數據等信息技術為依托，對收集到的客戶信息進行信用評估和風險評估，從而建立起完整的農村金融信用體系。農村金融信用體系作為一種互動信用體系，有利于鄉村社會內生秩序的形成，幫助其實現有效治理，為鄉村振興提供重要保障。第四，助力鄉風文明建設。鄉村振興既要“塑形”，也要“鑄魂”。數字普惠金融通過為農村低收入家庭提供助學貸款等便利的金融服務，保證了農村地區的孩子也能接受優質教育，縮小了城鄉教育差距。同時，資金流入帶動文化下鄉，極大促進了農村精神文明建設，有利鄉風文明建設。第五，實現生活富裕。數字普惠金融通過提供優質金融信貸服務，鼓勵居民就業創業，促進農業產業化發展，刺激農村經濟活力，增加就業崗位，引導村民返鄉就業［27］，增加了農民收入［28］。數字普惠金融對鄉村振興的影響機制如圖1所示。

綜上提出假設H1：江蘇省各縣及縣級市數字普惠金融對鄉村振興的影響是正向的。

2.江蘇省各縣及縣級市數字普惠金融與鄉村振興之間存在門檻效應。數字普惠金融發展程度越高，居民對金融知識的了解越深入，更有利于后續金融工作的開展，也更便于數字普惠金融助力鄉村振興。相反，若數字普惠金融發展程度低，居民對金融知識不夠了解，在農村地區開展金融工作就會比較困難。

為此，本文提出假設H2：江蘇省各縣及縣級市數字普惠金融與鄉村振興存在門檻效應。

二、實證結果分析

（一）模型構建

1.基準回歸模型。為探討數字普惠金融與鄉村振興之間的關系，構建模型如下：

Yit=β0+β1LnXit+B2Controlsit+εit（1）

其中，Yit表示鄉村振興指數，Xit表示數字普惠金融發展指數，Controlsit表示相關控制變量，β表示待估參數，B代表待估參數向量組，i表示江蘇省各縣及縣級市，t表示年份，εit表示隨機擾動項。

2.固定效應模型設定。為進一步加強基準回歸結果的可信度，構建固定效應模型進行穩健性檢驗，模型如下：

Yi，t=β0+β1Xi，t+B2Controlsi，t+δt+φi+εi，t（2）

其中，Yi，t為各縣及縣級市i在t年的鄉村振興發展水平，Xi，t為各縣及縣級市i在t年數字普惠金融發展水平，Controlsit代表一系列控制變量，δt為時間固定效應，φi為各縣及縣級市固定效應，εi，t為誤差項。

3.門檻效應模型。借鑒Hansen［29］提出的研究方法，建立面板門檻模型：

Yit=β0+β1LYit+β2LnXit（qit≤γ1）+β3LnXit（γ1＜qit≤γ2）+β4LnXit（γ2＜qit）+B5Consit+εit（3）

其中，qit代表所選擇的門檻變量，γ1代表一重門檻值，γ2代表二重門檻值，其余參數與上文保持一致。

（二）變量篩選與數據說明

為了研究數字普惠金融對鄉村振興是否存在促進作用，以計算得到的鄉村振興指數（LnY）為被解釋變量，解釋變量選用北大課題組在2021年4月公布的數字普惠金融指數（LnX）。通過梳理整合數據獲得江蘇省40個縣及縣級市2014—2020年度數字普惠金融評價指數，為了消除數據的異方差，對數字普惠金融指數取對數。在控制變量方面，分別選取經濟發展水平、產業結構、外貿依存度與居民消費率4個指標。經濟發展水平（GDP）采用各縣及縣級市人均GDP（取對數）表示；產業結構（CYJG）采用第二產業占GDP的比值計算得出；外貿依存度（YCD）采用進出口總額占GDP的比重；居民消費率（XFL）通過人均居民消費支出與人均居民收入之比計算得出。各變量描述性統計結果見表3。

（三）基準回歸分析

利用Stata16.0進行回歸結果分析，假設H1的基準回歸結果如表4所示。在基準回歸中，逐步加入控制變量，結果顯示，當LnX增加1個單位時，LnY增加0.343個單位，即數字普惠金融在助力鄉村振興發展過程中發揮積極作用。

進一步分維度探究江蘇省各縣及縣級市數字普惠金融與鄉村振興的關系，將產業興旺、生態宜居、治理有效、鄉風文明、生活富裕作為被解釋變量（LnY）與數字普惠金融（LnX）進行回歸分析。分析5個維度的回歸系數可以看出，數字普惠金融在促進生活富裕方面最為明顯，影響系數達到了1.144。大力發展數字普惠金融有助于鄉村企業發展，改善鄉村生態環境，加強政府對鄉村的有效治理以及提高鄉村居民的素養以及收入。

（四）穩健性檢驗

為增加估計結果的穩健性，本文通過替換模型進行穩健性檢驗，結果見表6。模型的回歸系數為0.180，結論與前文基本一致。

（五）門檻效應分析

為了進一步驗證假設H2，根據公式3進行門檻回歸分析。

1.門檻效應檢驗。數字普惠金融與鄉村振興存在單一門檻效應如表7可知，由此驗證假設H2，其門檻估計結果見表8。

2.門檻回歸結果。由表9可知，江蘇省各縣及縣級市數字普惠金融對鄉村振興的影響效應在躍過第一門檻值時更加顯著。因此，江蘇省在今后的鄉村振興發展過程中，要注重數字普惠金融的發展，努力使數字普惠金融的發展水平越過第一門檻值，從而最大限度地促進鄉村振興的發展。

三、結論與政策啟示

（一）結論

通過構建評價指標體系計算得出江蘇省40個縣及縣級市鄉村振興發展水平指數，運用OLS模型和門檻效應模型對理論假設進行驗證，得出如下結論：

一是數字普惠金融發展水平與鄉村振興及其5個維度之間顯著正相關。通過構建回歸模型，逐步加入控制變量進行回歸驗證，發現數字普惠金融指數與鄉村振興指數存在顯著的正相關關系。進一步分維度回歸分析得出，數字普惠金融指數對鄉村振興5個維度均存在正向影響。

二是數字普惠金融指數與鄉村振興之間存在門檻特征。隨著數字普惠金融指數的提升，其對鄉村振興的促進作用呈現上升趨勢。當數字普惠金融指數沒有達到第一門檻值時，其對鄉村振興的影響系數略低（0.286），躍過第一門檻值時，影響系數達到最大值（0.299），數字普惠金融對鄉村振興助力作用最強。

（二）政策啟示

第一，加強鄉村數字化基礎設施建設。計算機、互聯網等數字化基礎設施是金融機構開展數字普惠金融服務的基礎條件，為數字普惠金融深化鄉村振興戰略實施打下堅實基礎。政府和電信運營商要積極承擔起社會責任，加大對農村地區網絡基礎建設的財政補助，不斷擴大農村寬帶以及5G網絡的覆蓋率，持續推進互聯網降費提速，不斷改善服務，積極推廣智能移動設備的使用。

第二，完善農村金融征信體系建設。完善的農村征信體系可以在很大程度上解決農民信用信息不對稱的問題，對解決農民的貸款問題，預防商業銀行信貸風險都能起到促進作用。信用體系的滯后，會嚴重制約數字普惠金融的發展，不利于鄉村振興水平的發展。因此要繼續發揮政府在信用體系建設中的主導作用，健全農村信用信息征集機制，加快完善對農戶信用信息檔案的采集工作，通過開展多種信用活動，提高農村居民的誠信意識，為農村金融征信體系建設創造良好的氛圍。

第三，加強對農村地區金融知識的宣傳。鄉村振興戰略的成功實現必然需要數字普惠金融的支持，未來將會有越來越多的農村居民開始接觸并參與到金融投資活動中，這在為他們增加收入的同時，也帶來了不小的風險。較高的金融素養可以幫助農村居民識別并及時發現金融投資活動中的風險，避免給個人生命財產造成損失。政府和金融機構應當共同努力拓寬投資信息來源渠道，采取措施提高居民的風險防范意識和防范能力。

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［責任編輯：范君］