數字普惠金融、財政補貼與農民農村共同富裕

【摘 要】 數字普惠金融有助于彌補金融體系中農村居民融資短板，并通過促進農民增收和提升農村地區金融要素配置水平，推動農民農村實現共同富裕。文章系統分析數字普惠金融影響農民農村共同富裕的直接效應和財政補貼的調節效應，并基于2011—2021年30個省份面板數據，采用固定效應模型進行實證分析。研究發現，數字普惠金融能夠顯著提升農民農村共同富裕，這一影響效應存在異質性，對東部地區、高市場化水平地區以及高財政分權地區提升效果顯著。調節效應檢驗結果表明，財政補貼能夠正向調節數字普惠金融對農民農村共同富裕的促進作用。上述結論對深化數字普惠金融使用范圍、制定財政補貼政策以及實現農民農村共同富裕具有重要的參考價值。

【關鍵詞】 財政補貼； 農民農村共同富裕； 數字普惠金融； 調節效應

【中圖分類號】 F061.5 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1004-5937（2024）20-0050-07

一、引言

黨的二十大報告明確提出，“中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化”，將實現全體人民共同富裕擺在更加重要的位置。習近平總書記進一步強調，“促進共同富裕，最艱巨最繁重的任務仍然在農村”。作為實現共同富裕的重要組成部分，農民農村共同富裕是鄉村振興戰略中的重要一環，更是中國式現代化的題中之義。然而，就我國實際發展情況來說，不同地區農民間收入差距明顯超過地區間以及城鄉間整體差距[1]，阻滯農民農村共同富裕實現。立足于新發展階段，研究農民農村共同富裕實現路徑是未來一段時間內需重點解決的現實問題。

黨的二十屆三中全會強調，要深化金融體制改革，積極發展科技金融、普惠金融、數字金融等，加強對重大戰略、重大領域、薄弱環節的優質金融服務。近年，隨著大數據、區塊鏈等新技術不斷迭代更新，“數字+普惠金融”模式產生，革新傳統普惠金融供給方式。數字普惠金融依托互聯網技術，借助數字處理相關技術，可緩解信息不對稱、打破時空限制，以較低成本服務長尾人群[2]。數字普惠金融彌補傳統普惠金融存在的不足，與包容開放普惠的農民農村共同富裕目標不謀而合[3]，已然成為實現農民農村共同富裕的主要動力。北京大學數字金融研究中心數據顯示，從2011年開始我國各省份數字普惠金融年均增長率超過26.9%。同時，數字普惠金融能夠保障農民資金需求，對促進農民農村共同富裕發揮著不可替代的作用。因此，準確評估數字普惠金融對農民農村共同富裕的作用機制，可為相關政策制定提供經驗證據。

從已有研究來看，與本文相關的文獻為數字普惠金融對“三農”的影響。就農業方面而言，數字普惠金融對農業經濟韌性提升具有顯著促進作用[4]。就農民方面而言，數字普惠金融能夠通過提高居民家庭收入、縮小家庭收入差距提升居民獲得感[5]。就農村方面而言，數字普惠金融對鄉村振興的發展水平具有促進作用[6]。值得注意的是，財政補貼是推動農民農村實現共同富裕的主要動力之一。一方面，財政補貼通過稅收、社保、轉移支付等方式，助力農民增收，推動農民農村實現共同富裕[7]。另一方面，財政補貼可增加農民轉移性收入，改善農民居住環境，擴大數字普惠金融的使用范圍與深度。換言之，財政在農民農村方面的補貼是延伸數字普惠金融覆蓋范圍與使用深度重要的外在條件[8]。因此，在推廣使用數字普惠金融時，注重財政補貼的實施效果更有助于農民農村實現共同富裕。

綜上可知，現有針對數字普惠金融助力“三農”的研究較多，但將數字普惠金融與農民農村共同富裕納入同一框架的文獻較少。同時，鮮有文獻關注財政補貼在數字普惠金融與農民農村共同富裕二者關系中發揮的作用。有鑒于此，本文將財政補貼納入數字普惠金融對農民農村共同富裕影響的研究框架之中，充分考慮財政補貼的調節作用。區別于已有文獻，從以下方面進行拓展：（1）構建農民農村共同富裕評價指標體系，在共同與共享以及可持續維度全面衡量農民農村共同富裕，意在豐富與補充現有研究；（2）聚焦于農民農村共同富裕，系統分析數字普惠金融與農民農村共同富裕二者間的關系，為全面闡釋實現農民農村共同富裕的內在邏輯提供經驗證據；（3）引入財政補貼這一調節變量，實證檢驗數字普惠金融對農民農村共同富裕的財政支持條件，揭示財政補貼在二者關系中所發揮的作用。

二、理論背景與研究假設

（一）數字普惠金融與農民農村共同富裕

數字普惠金融以便利性、普惠性服務等優勢，拓寬農民融資渠道，增加農戶收入，降低城鄉居民收入差距，推動農民農村實現共同富裕[9]。一是數字普惠金融可支持農民創新創業，助力農民農村共同富裕。借助大數據、互聯網等技術優勢，數字普惠金融快速下沉到農村地區，更加便捷快速地為農村地區各群體提供金融服務，助力農戶增收，繼而實現農民農村共同富裕。同時，數字普惠金融可快速對農民進行風險評估，并提供與其風險等級相匹配的產品。這不但可使農戶快速獲得信貸支持，且能夠有效激發農民創新創業積極性，擴充農民增收渠道，推動農民農村實現共同富裕。二是數字普惠金融可支持農村產業發展，助力農民農村共同富裕。數字普惠金融借力惠農金融產品和多元支付方式，為農村產業融合發展提供信貸支持。金融機構亦可利用“金融+交易市場+家庭農場”模式擴寬數字普惠金融的覆蓋范圍與深化使用深度，惠及更多農戶與農村地區，為農業發展提供足額、低成本的信貸支持，助力農業發展，實現農戶持續增收[10]，賦能農民農村共同富裕。基于上述分析，提出假設1。

H1：數字普惠金融與農民農村共同富裕呈顯著正相關關系。

（二）財政補貼的調節作用

2021年，由中國人民銀行等發布的《關于金融支持鞏固拓展脫貧攻堅成果 全面推進鄉村振興的意見》（銀發〔2021〕171號）提出，“增加對農業農村綠色發展的資金投入”。這為財政補貼賦能數字普惠金融對農民農村共同富裕促進作用提供了方向指引。綜上，就我國而言，在所有可能影響數字普惠金融助力農民農村共同富裕因素中，財政補貼是一個不可忽視的重要因素[11]。一方面，中央財政出臺獎補政策，并通過再貸款再貼現、存款準備金等直接補助方式，為金融機構在農村地區推廣數字普惠金融業務提供支持。這可使更多農村經營主體尤其是新型農業經營主體獲得信貸支持，實現農民增收與農業增產，最終推動農民農村實現共同富裕。另一方面，中央直接財政補貼可通過支持全國性農業信貸擔保體系，助力金融機構成立普惠金融事業部，實現數字普惠金融精準扶農，促使數字普惠金融成為農民農村共同富裕的助推器。根據上述內容提出假設2。

H2：在數字普惠金融與農民農村共同富裕的關系中，財政補貼具有正向調節作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

由于實證研究所需指標較多，地級市層面關鍵指標存在缺失問題。因此，考慮到數據可得性原則，本文使用2011—2021年30個省份的面板數據進行實證分析。其中，西藏、港澳臺地區因數據缺失而剔除。原始數據主要來自《中國農業年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國財政年鑒》《中國農村金融服務報告》《中國環境統計年鑒》《中國固定資產統計年鑒》《中國統計年鑒》《中國衛生健康統計年鑒》、世界宏觀經濟數據庫（EPS）數據庫及各省份統計局發布的相關數據。對于個別年份缺失數據利用線性插值法補齊。

（二）變量定義

1.被解釋變量：農民農村共同富裕（CP）

（1）評價指標體系構建

共同富裕包括總體富裕與共享富裕兩個維度，是全民共享經濟建設成果的一種發展格局。作為共同富裕的重要組成部分，農民農村共同富裕既具有共同富裕的一般要義，又強調城鄉協調發展和可持續發展。基于上述分析，結合農民農村共同富裕上述特征，借鑒孫繼國等[12]、譚燕芝等[13]研究，從總體富裕、共享富裕及可持續富裕三個維度入手，建立農民農村共同富裕評價指標體系，如表1所示。

（2）測度方法

基于上述評價指標體系，為避免賦權主觀性，運用熵權- TOPSIS法計算指標權重，并通過加權求和獲得2011—2021年各省份農民農村共同富裕水平。具體計算步驟如下：

第一步，標準化處理。為消除不同指標量綱對測度結果的影響，進行標準化處理：

正向指標：

負向指標：

上式中，i為省份，j為指標；Xij為原始指標值，Zij為標準化處理后的指標值，minXij表示i省份j項指標的最小值，maxXij表示i省份j項指標的最大值。

第二步：計算第j項指標比重：

第三步：獲取j項指標對應的熵值：

第四步：獲取指標權重：

第五步：基于TOPSIS法測度綜合指數：

首先構建加權矩陣：

其次確定最優方案：

再次確定歐式距離：

最后計算與最優方案的相對接近度：Ci=

上述公式中，Ci取值介于0—1之間，值越大說明農民農村共同富裕水平越高。

（3）測度結果

根據熵權-TOPSIS法對農民農村共同富裕水平各指標進行測度，獲得2011—2021年30個省份農民農村共同富裕水平（限于篇幅，未列出具體測算結果）。從全國水平來看，農民農村共同富裕水平整體呈上升趨勢，從2011年0.269上升至2021年0.426，年均增長率高達5.3%。但各區域、各省份間農民農村共同富裕水平存在較大差異，總體呈東部最高、中部次之、西部最低的發展趨勢。2021年，北京、上海、浙江、江蘇、天津五個省份農民農村共同富裕水平排名靠前。同時，西部地區各省份農民農村共同富裕水平提升速度快于東部地區。值得一提的是，在研究期內上海農民農村共同富裕水平提升速度較慢。可能原因是，上海作為我國重要的科技、貿易、金融中心，農民農村共同富裕水平相較于其他地區已經處于較高水平，因此提升速度較慢。浙江省在觀測期內農民農村共同富裕水平保持靠前的位置。這可能是在“全國共同富裕建設示范區”賦能下，浙江省具有更加清晰的財權與事權劃分標準，省級政府調控職能不斷強化，使得區域內財政支農體系不斷完善，進而助力農民農村實現共同富裕。

2.核心解釋變量：數字普惠金融（DIF）。北京大學數字金融研究中心發布的數字普惠金融發展指數能夠衡量各地區數字普惠金融實際發展情況。有鑒于此，本文將北京大學數字金融研究中心發布的數字普惠金融指數作為數字普惠金融度量指標。

3.調節變量：財政補貼（SUB）。借鑒韓金雨等[14]研究成果，利用中央財政支農支出占財政總支出比重表征。其中，財政支農支出主要包含在農業、林業、水利、農業綜合開發等方面的支出。

4.控制變量。借鑒王奇[15]、王中偉等[16]研究成果，選取經濟發展水平（PGDP）、城鎮化率（URB）、對外開放水平（OPEN）、產業結構（IS）、農業機械化水平（MEC）作為控制變量。其中，經濟發展水平利用人均地區生產總值表征；城鎮化率使用城鎮年末人口總數占地區年末總人口數量的比例衡量；對外開放水平使用貨物進出口總額占GDP的比值表征；產業結構利用農村第二產業增加值與第三產業增加值之和與地區生產總值之比刻畫；農業機械化水平利用農用機械總動力與第一產業從業人員比重刻畫。

（三）模型設計

為檢驗數字普惠金融與農民農村共同富裕二者間的關系，構建計量模型1。

其中，CPi，t為i地區t年農民農村共同富裕水平；考慮到數字普惠金融發揮作用存在時滯性，模型中采用i省份滯后兩期數字普惠金融（DIFi，t-2）開展實證分析；α1是本文主要關注的重要參數；控制變量用Xi，t表示，μt為年份固定效應，λi為省份固定效應，εi，t為隨機擾動項。

為檢驗財政補貼的調節作用，在模型1的基礎上引入財政補貼及其與數字普惠金融的交互項，構建模型2。

其中，SUBi，t-2為i省份滯后兩期財政補貼，SUBi，t-2×DIFi，t-2為財政補貼與數字普惠金融的交互項，系數β3衡量調節效應，是本文關注的另一個主要參數。

四、實證分析

（一）基準回歸結果

從表2列（1）結果可知，在控制時間固定效應與省份固定效應時，數字普惠金融回歸系數是0.159，且通過顯著性檢驗，表明數字普惠金融對農民農村共同富裕具有正向影響，證明H1成立。在此基礎上，考慮到控制變量也會對農民農村共同富裕產生影響，若不對相關變量加以有效控制，可能存在遺留變量對結果造成偏誤，影響研究結果的精準性。為此，在列（2）—列（7）中依次加入經濟發展水平、城鎮化率、對外開放水平、產業結構、農業機械化水平。深入觀察發現，逐步加入控制變量后，數字普惠金融回歸估計系數方向與顯著性并未發生改變，說明控制對農民農村共同富裕有影響的其他變量后，數字普惠金融與農民農村共同富裕依然具有顯著正向相關關系，再次證明H1成立。

（二）穩健性檢驗

為檢驗基準回歸結果是否存在穩健性，從以下方面開展檢驗：第一，變更農民農村共同富裕測度方式。考慮到農民農村共同富裕測度方式可能會對結果產生影響，再次單獨使用熵權法對農民農村共同富裕重新進行測度，并將結果代入模型重新利用固定效應模型進行檢驗。表3列（1）結果顯示，數字普惠金融回歸估計系數為正，且通過顯著性檢驗，說明更換被解釋變量測度方法后，基準回歸結果依然成立。第二，改變樣本容量?？紤]到直轄市具有不同于一般省份的行政權力與資源配置能力，因此剔除直轄市樣本再次進行回歸估計。表3列（2）結果中，數字普惠金融回歸系數方向與顯著性水平均未發生改變。第三，剔除離群值。對樣本進行5%分位雙邊縮尾處理，回歸結果如表3列（3）所示。得到結果與基準回歸結果一致。第四，增加控制變量。進入經濟發展新常態后，經濟增速呈現出放緩趨勢。但與之相反的是，數字普惠金融卻呈現出快速發展的勢態。那么，數字普惠金融對農民農村共同富裕的影響是否會受到經濟增速的影響呢？這一問題值得深入研究。因此，引入GDP增長率（GGDP）這一變量再次進行回歸估計。表3列（4）結果顯示，新增控制變量后，數字普惠金融回歸估計系數的方向與顯著性并未發生明顯變化。該結果說明在控制經濟增長速度后，數字普惠金融與農民農村共同富裕之間依然具有顯著的正向相關關系。綜上可知，本文基準回歸結果具有很好的穩健性。

（三）異質性檢驗

近年來，各省份由于經濟發展水平、市場化水平以及財政分權程度不同，使得數字普惠金融作用效果存在差異。為此，根據經濟發展水平、市場化水平以及財政分權水平等差異，通過設置虛擬變量考察省份不同特征是否影響財政補貼對農民農村共同富裕作用的發揮。參考喬翠霞等[17]研究方法，東部地區省份賦值為1，反之賦值為0。借助王小魯等[18]披露的市場化指數得分衡量市場化水平。具體來說，根據市場化水平年度中位數進行劃分，將大于年度中位數的省份取值為1，反之則取值為0。參考詹新宇等[19]研究成果，以各省份財政收入與財政支出比值衡量財政分權程度，并將低于中位數的省份取值為0，反之取值為1。

從表4列（1）回歸結果來看，東部地區數字普惠金融的回歸系數明顯大于西部地區，這與北京、上海、廣東等東部地區實際情況相符。深究其因可能是，東部地區縣域數字普惠金融發展水平明顯高于中西部地區。因此，東部地區各級地方政府積極引導金融機構實現以科技驅動發展互聯網銀行，高效收集農村地區部分政務和農民數據。這在擴大客戶基礎、精準刻畫農民數字畫像基礎上，能夠擴大對縣域內農民數字普惠金融覆蓋面和數字貸款金額，助力農民農村實現共同富裕。列（2）結果顯示，數字普惠金融在高市場化水平地區的促進作用更強，這與浙江、福建、江蘇等省份實際情況相符合。產生這一現象可能原因是，市場化水平較高地區致力于提升數字新基建建設水平，為發展縣域數字普惠金融奠定基礎，實現互聯網、移動通信和移動互聯網的廣覆蓋甚至是全覆蓋，為數字普惠金融賦能農民農村共同富裕提供基礎。列（3）回歸結果說明，高財政分權地區數字普惠金融對農民農村共同富裕的影響明顯高于低財政分權地區，這與實際情況相符合。究其緣由，高財政分權地區具有較高省級財政統籌資源能力，能夠通過數字普惠金融發展專項轉移支付，安排獎補資金，這在推廣數字普惠金融時，能夠最大化發揮數字普惠金融在支農貸款貼息、支農貸款風險補償方面的積極作用，更好地助力農民農村共同富裕。列（4）回歸結果顯示，黨的十九大以來數字普惠金融對我國農民農村共同富裕的作用效果十分顯著。該結果背后的經濟學解釋與邏輯較為顯見：黨的十九大以來，長尾人群成為數字普惠金融的重點服務對象。在此期間，金融機構持續不斷豐富金融產品與服務種類，意在讓農民農村均能夠得到金融服務支持。因此，自黨的十九大后，數字普惠金融對農民農村共同富裕的促進作用更加顯著。

（四）財政補貼的調節效應

表5列（1）展示調節效應的檢驗結果，發現數字普惠金融與財政補貼交互項回歸估計系數在1%水平上顯著為正，證明財政補貼具有調節作用，H2成立。深究其因可能是，在財政補貼賦能下，地方政府致力于完善以人為核心的基本公共服務領域轉移支付制度，加大對數字普惠金融發展的支持力度，通過數字普惠金融激發和培育農村經濟發展的內生動力，最終達到賦能農民農村共同富裕的目標。

對財政補貼分維度調節效應進行檢驗。列（2）—列（6）結果顯示，財政補貼中農業支出（SUB1）、林業支出（SUB2）、水利支出（SUB3）、扶貧支出（SUB4）、農業綜合開發支出（SUB5）與數字普惠金融的交互項系數為正，依然在1%水平上顯著，說明細分領域財政補貼政策依然能夠正向調節數字普惠金融對農民農村共同富裕的促進作用。其中，農業綜合開發支出與數字普惠金融交互項的回歸系數最大，這說明農業綜合開發支出在數字普惠金融促進農民農村共同富裕過程中正向調節作用最大?？赡茉蚴牵r業綜合開發支出更加契合農民農村的需求，能夠最大化發揮財政補貼在農業生產、農業機械化水平方面的助力作用，進而實現農民增收，推動農民農村實現共同富裕。由此推測，農業綜合開發支出亦可助力數字普惠金融在上述領域縱深發展，強化數字普惠金融對農民農村共同富裕的助力作用。上述結果再次證明H2成立。

五、結論與政策建議

利用2011—2021年30個省份面板數據進行分析。研究表明，數字普惠金融對農民農村共同富裕具有促進作用，對東部地區、高市場化水平地區、高財政分權地區作用效果更加顯著，黨的十九大以來數字普惠金融助力農民農村共同富裕的成效十分顯著。進一步，財政補貼在數字普惠金融影響農民農村共同富裕過程中發揮著正向調節作用。

由此提出如下三點對策建議：一是拓展數字普惠金融。金融機構應推動網絡化、智能化金融業務與農業生產深度融合，在提升數字普惠金融下沉深度與覆蓋廣度的同時，為農民提供更優質與便捷的普惠性服務。同時，金融機構應該運用數字工具，打造金融生態場景，準確識別、精準刻畫農民金融需求，創新金融產品，提升數字普惠金融與農民需求匹配程度，滿足農民金融服務需求，賦能農民農村共同富裕。二是優化完善財政補貼實施方案。針對收入較高農民的幫扶，政府部門應采用盡快退出機制，將大量資金用于有需求的農民。對于部分收入較低的農民，政府部門應盡快將其納入檢測系統，做到應納盡納、應幫盡幫，將新階段、新形勢低收入農民作為重點補貼對象。此過程中，政府部門需完善低收入農民常態化幫扶機制，以更高標準為準繩，制定對低收入農民的補貼政策，逐步完善低收入農民檢測與幫扶系統，實現精準賦能農民農村共同富裕。三是建立財政與金融協調機制。央行可通過創新再貸款工具的結構性應用、持續推進金融開放等多種措施，支持財政政策發力，進而更好賦能農民農村共同富裕。同時，財政部門在制定財政政策時需減少地方政府對金融市場的過度干預，處理好積極財政政策與金融政策之間的中長期發展與短期穩增長間的關系，實現財政與金融協同運行。

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