金融科技對鄉村產業振興的影響

摘 要：在深入推進鄉村振興戰略的背景下，金融科技已成為驅動鄉村產業振興的關鍵引擎。選取2013—2022年280個地級城市為研究樣本，通過構建統計學模型，明晰金融科技對鄉村產業振興的影響效應與作用機制。實證結果表明，金融科技對鄉村產業振興具有顯著正向賦能效應。中介效應檢驗結果顯示，金融科技可通過加快農村三產融合、促進農業新質生產力發展助推鄉村產業振興。異質性檢驗結果表明，在一線城市與胡煥庸線東南側，金融科技對鄉村產業振興的正向驅動效應更為顯著。門檻效應檢驗結果顯示，金融科技對鄉村產業振興的影響存在門檻效應，即隨著金融科技發展水平跨過單一門檻，金融科技對鄉村產業振興的影響呈現邊際遞增態勢。據此，有必要嵌入數字技術，釋放金融科技動能；布局未來產業，激活農業新質生產力發展引擎；優化金融生態，助力鄉村產業高質量發展。

關鍵詞：金融科技；農村三產融合；農業新質生產力；鄉村產業振興；門檻效應

中圖分類號：F832 文獻標識碼：A 文章編號：1674-2265（2024）09-0065-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2024.09.007

一、引言及文獻綜述

國家“十四五”規劃綱要指出，要“堅持農業農村優先發展，全面推進鄉村振興”。隨后，黨的二十大報告提出“扎實推動鄉村產業、人才、文化、生態、組織振興”。作為加快實現鄉村全面振興的應有之義，高效推進鄉村產業振興，不僅能夠促進農村經濟發展、助推農村社會全面進步和農民生活水平提高，而且有利于打造現代化鄉村產業體系，推進農業強國建設。近年來，在推進農業強國建設的進程中，我國鄉村產業發展取得糧食商品率提升、產業功能拓展程度提高及產業鏈條延伸程度增強（青平等，2023）[1]等顯著成就，為實現鄉村產業振興奠定了堅實基礎。然而，目前鄉村產業振興不僅面臨“益貧”與“效益”目標存在內生性沖突（安曉明，2020）[2]的現實桎梏，還存在產業同質化競爭嚴重（洪名勇和湯園園，2024）[3]、產業基礎較為薄弱（王軍和曹姣，2022）[4]等突出問題。因此，如何加快實現鄉村產業振興、助iBJ5Po+vcrFLdByBgngXSA==力鄉村全面振興已成為當前極具現實意義的問題。

數字經濟時代背景下，金融科技快速發展能夠改進授信審批和風險管理模型，優化普惠金融服務模式，進一步擴大偏遠地區和鄉村產業的金融服務覆蓋面，打造健康的數字普惠金融生態。這有助于推動數字普惠金融支持鄉村產業，有效打破“三農”領域融資難、融資貴等桎梏，加快優勢特色產業、涉農企業高效發展，為推進鄉村產業振興注入金融“活水”。與此同時，金融科技高質量發展不僅能夠重構傳統金融機構經營模式，健全農村金融服務體系，而且可以為鄉村產業提供便捷和多樣化的金融服務（李明賢和彭晏琳，2023）[5]，助推鄉村產業結構升級，提高鄉村產業市場競爭力，促進鄉村產業振興。此外，金融科技可基于產業鏈資金流、物流與貿易流等多維數據，打造鄉村產業金融服務場景，創新推出多樣化的金融產品與服務，為鄉村產業高質量發展提供融資支撐，以此助力鄉村產業振興。由此可以推及，金融科技的升級和應用與鄉村產業振興之間具有一定的關聯性。那么，金融科技對鄉村產業振興具有何種作用機制？金融科技對鄉村產業振興的影響是否存在區域異質性？二者之間是否具有門檻效應？立足于上述問題，本文基于2013—2022年280個地級城市的面板數據，實證探析金融科技對鄉村產業振興的影響效應，希冀為推進鄉村產業振興、加快中國式農業農村現代化進程提供經驗證據和路徑指導。

部分學者圍繞金融領域與鄉村產業振興展開有益探索，并取得了諸多研究成果。就數字普惠金融而言，張遼和劉成飛（2024）[6]基于鄉村產業振興的鄉村產業生產、鄉村產業延伸等四個維度，研究發現數字普惠金融能夠顯著提升鄉村產業振興的水平與速度。徐偉祁等（2023）[7]利用31個省份的面板數據實證得出數字普惠金融發展可為鄉村產業振興助力。就農村金融而言，李海央等（2023）[8]研究發現農村金融量的擴張為鄉村產業振興提供外生動力。同時，李海央等（2023）[9]運用時空統計方法分析農村金融高質量發展與鄉村產業振興的耦合協調度，發現農村金融高質量發展與鄉村產業振興的耦合協調度具有明顯的地區異質性。就金融資源配置而言，部分學者通過面板門檻模型與面板門檻分位數模型實證得出金融資源配置對鄉村產業振興的促進作用存在門檻效應（戴文嬌，2022；趙鑫露，2023）[10，11]。劉賽紅和楊穎（2021）[12]通過構建空間聯立方程模型，研究發現金融資源配置與鄉村產業振興之間具有雙向促進效應，且存在顯著的空間溢出效應。

綜上所述，學術界圍繞金融與鄉村產業振興進行了有益探索，為后續研究奠定了良好基礎。雖有學者明晰了金融科技與鄉村產業振興間的影響機制，但未考慮二者間的門檻效應。因此，本文創新點有如下幾個方面：第一，在梳理金融科技賦能鄉村產業振興的邏輯機理的基礎上，利用2013—2022年我國280個地級城市樣本數據，定量分析金融科技對鄉村產業振興的影響效應，為提升金融科技發展水平、加快實現鄉村產業振興提供經驗證據。第二，從農村三產融合與農業新質生產力視角出發，深入探析金融科技賦能鄉村產業振興的影響機制，深化了對二者關系的理解。第三，構建門檻效應模型，就金融科技驅動鄉村產業振興的非線性影響進行深入檢驗，拓展相關研究。

二、理論假設

（一）直接影響

作為科技與金融有機融合的產物，金融科技發展有助于打造智慧場景，提升金融服務的可觸達性，為加快實現鄉村產業振興奠定堅實基礎。其一，金融科技快速發展有利于完善村級信用評價體系，通過對行政村進行打標和評定，精準識別涉農企業、新型農業生產經營主體的信用狀況和融資需求，為促進鄉村產業振興提供差異化金融服務。以金融科技為抓手，金融機構可為鄉村產業提供個性化、精準化的金融服務，有效打破農業特色產業、鄉村新產業新業態發展面臨的資金瓶頸，高效激發涉農主體、重點農業經營大戶經營活力，以此賦能鄉村產業振興。其二，金融科技發展可有效緩解綠色金融領域的信息不對稱，降低金融機構綠色識別及風險管理的成本，助力金融機構開發符合鄉村產業低碳轉型需求的綠色金融產品，從而推動農業實現綠色化、循環化、低碳化，加快傳統鄉村產業綠色轉型升級，為實現鄉村產業振興營造良好生態環境。其三，在金融科技的加持下，金融機構通過打造普惠金融服務新場景，創新升級普惠金融產品，有效滿足涉農小微企業多樣化的融資需求，提高農戶和新型農業經營主體的融資可得性，有力支撐涉農企業及特色種植養殖產業高效發展，為實現鄉村產業振興澆筑堅實基礎。據此，提出如下假設：

假設1：金融科技對鄉村產業振興具有正向賦能效應。

（二）間接影響

隨著經濟由高速增長階段轉向高質量發展階段，我國對農業農村經濟發展提出新要求，迫切需要加快農業一二三產業融合發展，構建更加完備的現代農業產業體系、生產體系、經營體系，以促進鄉村產業轉型升級，助力鄉村產業振興。金融科技發展可有效釋放金融普惠性，通過加大對涉農小微企業的信貸投放，推動金融資源精準流向涉農領域發展中的薄弱環節，緩解鄉村產業融合發展面臨的融資困境。這有助于促使資本要素向農村三產融合的重點領域和關鍵環節流動，提升產業鏈上企業農戶和新型農業經營主體的融資可得性，降低下游經銷商融資成本，加快農業產業鏈、價值鏈和供應鏈延伸，助力農村三產融合。與此同時，依托于金融科技，金融機構以農業上下游供應鏈為主拓展金融服務場景，可構筑面向農資供應鏈的數字金融平臺，助推鄉村產業信貸流程智能化，有效推進信貸資源向農產品加工鏈、流通鏈、價值鏈聚合。得益于此，金融機構能夠促使信貸資源向農業經銷商或終端中小農戶傾斜，推動農業與第二、第三產業交叉融合。

農村三產融合是農業內部以及農業與第二產業、第三產業間形成聯動和融合，旨在促進資源要素實現跨產業集約化配置，有機整合農業生產、加工及其他服務業，協同推進鄉村產業優化升級，為鄉村產業振興奠定基礎。具體而言，農村三產融合有助于推動鄉村產業發展形態由“小特產”升級為“大產業”，加快空間布局由“平面分布”向“集群發展”轉型，促使主體關系由“同質競爭”向“合作共贏”轉變，為鄉村產業振興持續賦能。不僅如此，農業產業鏈縱向延伸可有效開辟“土地規模經營”與“服務規模經營”雙重路徑，形成“龍頭企業+村集體經濟+新型經營主體+農戶”的聯耕聯種聯營模式，進一步培育農業農村新產業和新業態，助力鄉村產業振興。與此同時，農業產業鏈橫向拓展有利于打造從初級產品到終端消費的農業現代化體系，充分釋放組織聯建、產業聯動的乘積效應，有效促進“貿工農”“產加銷”一體化發展，進一步加快農業全產業鏈融合發展，促進鄉村產業振興。基于上述分析，提出以下假設：

假設2：金融科技可通過促進農村三產融合加快實現鄉村產業振興。

金融科技可有效整合信貸、股權等金融資源，為科技企業提供全生命周期融資服務（呂巖威和李禹陶，2024）[13]，因而也能促進農業產業科技創新，驅動鄉村傳統產業轉型升級，為培育農業新質生產力奠定資金基礎。一方面，在金融科技加持下，金融機構能有效推進業務模式創新、產品創新、服務創新，提高金融資源配置效率，加大對農業科技型企業的貸款投放力度，緩解農業科技型中小企業融資難問題。同時，依托于金融科技，金融機構可充分發揮金融保險經濟補償、資金融通等功能，打造特色金融服務體系，深入服務農業科技型中小企業、專精特新“小巨人”企業及農業戰略性新興產業，為發展農業新質生產力注入資金活水（唐琳等，2020）[14]。另一方面，金融科技快速發展能夠有效引導社會資本流向智慧農業、垂直農業等新興產業，持續塑造農業領域發展的新產業、新模式、新動能，推動傳統農業向生態化、數字化、高級化方向轉型升級，提高全要素生產率，促進農業新質生產力形成。

農業新質生產力以勞動者、勞動資料、勞動對象及其優化組合質變為基本內涵，有助于促進農業產業多場景全要素聯結，促使資源配置效率提升，提高農業全要素生產率，助力實現鄉村產業振興。第一，新質農業人才作為農業新質生產力的重要構成要素，能夠掌握先進的種植、養殖和加工技術，高效利用以高技術、智能化、數字化為特征的新質生產資料。這有助于提升農業生產效率和農產品質量，提高農業規?；图s化水平，加快傳統農業轉型升級，進而為鄉村產業振興夯實人才基礎。第二，農業新質生產力快速發展有利于推動傳統工具轉化為以信息技術為基礎的數字化、高端化及智能化工具，有效優化勞動資料結構，進一步催生出高效化、智能化、低碳化的新質勞動資料。這有助于農村打造一批數智化機械設備，推動標準化、自動化生產線和物聯網等新質勞動資料的引入，促使農業無人車、農業機器人、智能收割機等新質勞動資料投入農業生產過程中，從而提高農業全要素生產率，助力鄉村產業振興（曹守新等，2023）[15]。第三，隨著科技創新迭代升級，農業新質生產力發展能夠不斷拓展勞動對象范圍，加快創造出更加智能化和自動化的物質資料，并將其轉化為新型勞動對象，進一步促進生產力諸要素組合優化及躍升，推進鄉村產業生產活動的廣度延伸。這有利于農村開發電子商務、直播帶貨等新型銷售模式，加強鄉村產業與城市聯動，高效暢通農業產銷鏈，推動鄉村產業向高端化、智能化、綠色化方向發展，繼而促進鄉村產業振興?；诖耍岢鋈缦卵芯考僭O：

假設3：金融科技可通過推進農業新質生產力發展助力鄉村產業振興。

（三）門檻效應

在金融科技發展初期，受數字基礎設施建設緩慢、數據孤島問題突出等多種因素的疊加影響，金融科技無法為普惠金融創新發展提供關鍵支撐，這在一定程度上弱化了金融科技對鄉村產業振興的賦能效應。隨著數字技術迭代升級，金融科技發展能夠強化信息數據資源共享，從而緩解信息不對稱，實現銀企互動，打破鄉村中小微企業面臨的融資難、融資貴阻滯，為促進農業特色產業和深加工產業優化升級、助推鄉村產業振興注入金融活水。在金融科技持續縱深發展背景下，金融機構可強化線上線下信息共享、資源共用，塑造新的競爭優勢，不斷擴展“三農”金融服務半徑，有效打通農村地區金融服務“最后一公里”。這有助于推動普惠金融下沉發力，圍繞農業龍頭品牌打造全鏈條立體式配套融資服務模式，推出特色金融服務產品，持續加大對鄉村產業的信貸支持，以此賦能鄉村產業振興。立足于此，提出如下假設：

假設4：金融科技對鄉村產業振興的賦能效應呈非線性特征，賦能效應會隨著金融科技發展水平的提升而增強。

三、研究設定與數據說明

（一）模型設定

為探析金融科技對鄉村產業振興的影響效應，在前文理論基礎上，構建如下計量模型：

[revitalizationit=α0+α1financialit+α2Controlit+λi+νt+εit] （1）

其中，[i]、[t]分別為城市與年份；[revitalizationit]為[i]城市[t]時期鄉村產業振興水平；[financialit]為[i]城市[t]時期金融科技水平；[Control]為一系列控制變量；[α]為待估系數；[λ]、[ν]與[ε]分別表示城市固定效應、年份固定效應與隨機誤差項。

（二）變量選擇

1. 解釋變量：金融科技（[financial]）。沿襲Chen等（2018）[16]對美國金融科技專利的研究思路，首先，利用G06Q20（金融交易中與支付相關的程序專利）與G06Q40（金融、保險、稅務策略處理）兩個IPC（國際通用專利管理工具）代碼識別金融科技創新專利。同時，IPRdaily和incoPat創新指數研究中心發布的報告也采用相同專利號對中國金融科技創新進行檢索分析（胡金焱和張曉帆，2023）[17]。其次，運用IPC代碼進行對比搜索，以此獲取匹配的發明專利信息。最后，通過梳理歸納申請名稱、申請人所在地、摘要等數據，使用某一城市在當年申請的金融科技專利數量衡量城市金融科技發展水平。

2. 被解釋變量：鄉村產業振興（[revitalization]）。參考梁?。?024）[18]的研究做法，從鄉村產業綜合生產能力、鄉村產業綠色發展與鄉村產業現代化三個維度，構建鄉村產業振興綜合評價指標體系，并使用熵值法測算各項指標權重，得到鄉村產業振興水平。綜合評價指標體系見表1。

3.中介變量。一是農村三產融合（integration）。參考現有研究成果（陳紅霞和雷佳，2021；李艷琦2023）[19，20]，從融合基礎、融合行為與融合績效三個層面出發，選取14個具體指標構建農村三產融合綜合評價指標體系（見表2），并使用熵權法對農村三產融合水平進行測算。二是農業新質生產力（quality）。沿襲朱迪和葉林祥（2024）[21]的研究思路，從農業勞動者、農業勞動資料與農業勞動對象三個維度出發，選取9個具體指標構建農業新質生產力綜合評價指標體系（見表3），并使用熵權法對農業新質生產力發展水平進行測算。

4.控制變量。為確保研究結果具有科學性，選取產業結構高級化（advanced）、外商投資力度（Me52bAhjaqcisls7yUgvZg==investment）、相對勞動力成本（cost）、城鎮化水平（urbanization）、政府干預力度（intervention）與研發強度（research）作為影響鄉村產業振興的控制變量。具體衡量方式見表4。

（三）數據來源

考慮到數據的可得性及有效性，本研究選取280個地級城市作為研究樣本①，將考察期設置為2013—2022年。其中，金融科技相關數據源于國家知識產權局、《中國金融年鑒》與北京大學數字金融研究中心。其余變量源于萬得數據庫、中國經濟與社會發展統計數據庫、中經網統計數據庫、國泰安數據庫、各市的國民經濟和社會發展公報以及《中國城鄉建設統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國能源統計年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國城市統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》《中國農業年鑒》等。此外，利用平均增速法補齊部分城市缺失的數據。

（四）描述性統計

表5為核心變量的描述性統計。金融科技的平均值與最大值、最小值差距較大，說明樣本城市間金融科技發展水平具有顯著差異。鄉村產業振興的最大值為0.795，最小值為0.023，平均值為0.139，表示鄉村產業振興的區域差異化發展較為明顯。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸

表6為基準回歸結果。通過觀察列（1）—（4）數據可知，無論是否加入控制變量或代入固定效應，金融科技的影響系數均在1%水平上顯著為正，這說明金融科技發展有利于加快實現鄉村產業振興，假設1得到佐證。原因可能在于，金融科技快速發展有利于加快建立銀村金融服務紐帶，精準識別涉農專業市場服務需求，健全覆蓋農業全鏈條的金融產品與服務體系，為完善現代化鄉村產業體系、助力鄉村產業振興提供必要的資金支持。

由表6列（4）可知，產業結構高級化、外商投資力度、城鎮化水平與研發強度的影響系數至少通過了10%的顯著性水平檢驗，說明以上四個控制變量能夠顯著促進鄉村產業振興。相對勞動力成本的影響系數為-0.304，在5%水平上顯著，表明相對勞動力成本與鄉村產業振興呈顯著負相關關系。政府干預力度的影響系數為0.213，未通過顯著性水平檢驗，說明政府干預力度與鄉村產業振興的關系并不顯著。

（二）穩健性檢驗

1. 替換被解釋變量。為證實基準回歸結果具有穩健性，利用主成分分析法重新測度鄉村產業振興，具體回歸結果見表7列（1）。金融科技的影響系數依舊在1%水平上顯著為正，與基準估計結果基本一致，證實金融科技能夠有效賦能鄉村產業振興的結論具有穩健性。

2. 替換解釋變量。使用郭峰等（2020）[22]的研究方式，采用北京大學數字普惠金融指數衡量金融科技發展水平，再次代入模型（1）展開回歸，具體結果如表7列（2）所示。觀察數據得到，金融科技的影響系數依然在1%的統計水平上顯著為正，再次證實了基準回歸結果的穩健性。

3. 選取子樣本回歸。研究樣本中副省級城市具有顯著的資源和要素優勢，可能與其他城市發展存在一定差異。為此，將我國15個副省級城市從回歸樣本予以剔除，再次展開回歸，結果見表7列（3）。由表中數據可知，金融科技的影響系數仍舊在1%水平上顯著為正，有力地證實了基準回歸結果的穩健性。

（三）內生性問題處理

為規避內生性問題引致的基準結果偏誤，使用工具變量法，通過兩階段最小二乘法（2SLS）再次展開測算，結果見表8。其中，工具變量選取借鑒黃群慧等（2019）[23]的研究方法，采用1984年各地郵局普及率與隨時間變化的電信業務量相乘構建工具變量（[IV]）。選取這一工具變量的依據為，在歷史上郵局普及率較高的區域，電信業務規模更大，同時互聯網、通信信號等電信產業迅猛發展，有助于金融科技迭代升級，滿足相關性要求。然而，歷史數據無法影響鄉村產業振興，則滿足外生性要求。此外，將隨年度變化的電信業務量與歷史數據相乘，以滿足面板數據的要求。就工具變量選取可行性而言，LM統計量p值為0.000，有效拒絕了工具變量識別不足的原假設；Wald F統計量超過10%水平上的臨界值，表示不存在弱工具變量問題，即工具變量選取合理。從表8來看，金融科技的影響系數通過了1%的顯著性水平檢驗，說明基準估計結果不受內生性問題影響，有力證實了基準估計結果的穩健性。

（四）作用機制檢驗

1. 中介效應模型。為明晰金融科技與鄉村產業振興之間的邏輯鏈條，沿襲溫忠麟和葉寶娟（2014）[24]的研究思路，在模型（1）的基礎上構建如下中介效應模型：

[Intermediateit=β0+β1financialit+β2Controlit+λi+νt+εit] （2）

[revitalizationit=χ0+χ1financialit+θIntermediateit+χ2Controlit+λi+νt+εit] （3）

其中，[Intermediate]代表中介變量，即農村三產融合與農業新質生產力；[β]與[χ]為待估系數，其余變量含義同模型（1）一致。

2. 中介效應檢驗?；谥薪樾Ｐ?，以農村三產融合作為中介變量，探析金融科技對鄉村產業振興的影響機制，結果如表9所示。將中介變量農村三產融合代入中介效應模型后，金融科技的影響系數均通過1%的顯著性水平檢驗。這說明金融科技能夠通過促進農村三產融合，助力實現鄉村產業振興，假設2得到驗證。就中介效應貢獻率而言，農村三產融合的中介效應占比為51.9%（0.395[×]0.574/0.437[×]100%），金融科技的直接效應占比為48.1%。原因可能在于，金融科技發展可助力金融機構打造面向農資供應鏈的數字金融平臺，將信貸資金引入農業經銷商或者終端中小農戶，促進小農戶與農業產業鏈有機銜接，進一步加快農業全產業鏈融合轉型，助力農村m6pNFO+BRlBPHlZDcGSsxQ==三產融合。這有助于改變傳統產業原有生產模式，促使分散生產轉向適度規模經營，從而打造農業發展新模式、新業態，助力傳統產業標準化生產及品牌創建，為實現鄉村產業振興持續賦能。

從農業新質生產力的視角探析金融科技對鄉村產業振興影響的作用機制，具體結果見表10。將農業新質生產力代入中介效應模型后，金融科技的影響系數通過1%的顯著性水平檢驗。這表明金融科技能夠助力農業新質生產力發展，加快實現鄉村產業振興。農業新質生產力的中介效應占比為45.8%（0.381[×]0.525/0.437[×]100%），金融科技的直接效應占比為54.2%。原因可能是，金融科技發展通過提供適應新經濟、新產業、新業態的金融產品和服務，引導社會資本投向特色優勢農業、智慧農業及生態農業，推進傳統產業煥新、新興產業壯大、未來產業發展，為培育農業新質生產力奠定基礎。這有助于促使資源配置效率提升，提高農業全要素生產率，加快鄉村產業生產力迭代升級，助力實現鄉村產業振興。

（五）異質性檢驗

1. 城市規模異質性。以國家統計局劃分標準為依據，將樣本城市劃分為一線、二線與三線及以下城市，進一步展開城市規模異質性分析，具體結果如表11列（1）—（3）所示。數據顯示，一方面，對于一線、二線與三線及以下城市，金融科技影響系數分別通過了1%、5%和10%的顯著性水平檢驗，說明金融科技能夠顯著促進各線城市鄉村產業振興。另一方面，組間系數差異檢驗P值通過1%的顯著性水平檢驗，證實表中組間系數具有可比性，即金融科技對一線城市鄉村產業振興的賦能效應更為顯著。換言之，金融科技對鄉村產業振興的賦能效應呈“一線城市>二線城市>三線及以下城市”特征。原因可能是，相較于其他城市，一線城市具有基礎設施完善、前沿技術新及政策力度大等優勢，能夠推進金融科技高效發展，提高農村金融服務普惠化和公共服務便利化水平，進一步將服務重心下沉至鄉村。這有助于強化新型農業經營主體金融服務，推進金融資源有效觸達和公平覆蓋鄉村產業，為加快實現鄉村產業振興持續賦能。

2. 胡煥庸線異質性。作為中國人口密度和環境差異的重要地理學分界線，胡煥庸線有效反映出我國自然條件宏觀差異性，可能會影響鄉村產業發展。據此，本文將樣本數據劃分為胡煥庸線東南側與胡煥庸線西北側展開異質性檢驗，具體結果見表11列（4）和（5）。觀察數據可知，一方面，在胡煥庸線東南側和西北側，金融科技的影響系數分別通過1%和5%的顯著性水平檢驗，表示金融科技能夠顯著促進胡煥庸線東南側和西北側鄉村產業振興。另一方面，組間系數差異檢驗的經驗p值在1%水平上顯著為正，說明表中組間系數存在可比性。也就是說，金融科技對鄉村產業振興的賦能效應在胡煥庸線東南側更顯著。原因可能是，相較于胡煥庸線西北側城市，胡煥庸線東南側城市具有完善的創新要素配置及較高的經濟發展水平，可為發展金融科技提供有力支撐。這有利于金融機構推出線上化的農戶信貸產品，為鄉村經營主體提供線上線下多渠道貸款服務，助力鄉村產業振興。

五、進一步研究：門檻效應

（一）門檻效應模型

根據前文理論所述，金融科技對鄉村產業振興的影響效應呈非線性。為證實這一假設，沿襲Hansen（1999）[25]的研究思路，構建以金融科技為門檻變量的門檻模型：

[revitalizationit=ο0+ο1financialit×θ（financialit≤?1）+ο2financialit×θ（financialit>?1）+οCVit+εit] （4）

其中，[ο0]、[ο1]、[ο2]為待估計系數；[?1]為特定門檻值；[θ（·）]為示性函數，當括號內的條件為真時取值為1，反之則為0；其余變量含義同式（1）一致。

（二）門檻效應檢驗

以金融科技作為門檻變量進行非線性檢驗，利用Bootstrap法進行300次反復抽樣，結果見表12。觀察數據不難看出，單一門檻P值顯著，雙重、三重門檻P值均不顯著。因此，使用單一門檻模型檢驗金融科技影響鄉村產業振興的門檻效應。

（三）門檻估計

利用最小殘差平方估計門檻值，結果見表13。數據顯示，金融科技的門檻值為6.322。據此，在確定門檻形式及門檻值的基礎上，利用單門檻模型回歸檢驗金融科技對鄉村產業振興的影響效應。

（四）門檻回歸結果

表14為門檻回歸結果。觀察表中數據得到，當金融科技低于門檻值6.322時，金融科技的影響系數為0.539，通過10%的顯著性水平檢驗；當金融科技跨越門檻值時，金融科技的影響系數增大到0.576，在1%水平上顯著為正，說明金融科技對鄉村產業振興的驅動效應存在門檻效應。隨著金融科技跨過單一門檻值，金融科技對鄉村產業振興的影響呈現邊際遞增態勢，故假設4得以證實。通過統計數據得到，2013年研究樣本中總計有30個地級城市的金融科技水平跨過門檻值，主要包含成都、南京、廣州、深圳、杭州等副省級城市，這說明大部分城市處于金融科技與鄉村產業振興良好互動的“邊際效應”遞增階段。在經過10年發展后，2022年研究樣本中仍有未跨越門檻值的城市，主要包含漢中、丹東、玉溪、張掖等東北及西部經濟發展欠發達地區，這表明東北地區與西部地區等經濟欠發達地區金融科技仍有較大發展空間。具體而言，東北與西部地區應充分釋放金融科技創新能效，促使數字普惠金融下沉至傳統鄉村產業，為鄉村產業融合發展提供便捷的基礎金融服務，推動鄉村產業全鏈條升級，增強市場競爭力和可持續發展能力，助力鄉村產業振興。對珠三角與長三角等地區而言，應加快打造高新技術產業集群，推進科技產業與金融資源融合集聚，提升全要素生產率和經濟社會運行效率，進一步催生智慧農業、生態農業及垂直農業等新產業和新業態發展，為鄉村產業振興持續賦能。

六、研究結論與政策建議

（一）研究結論

基于280個地級城市樣本，將研究時間段設定為2013—2022年，通過構建固定效應模型、中介效應模型與門檻效應模型，定量分析金融科技對鄉村產業振興的賦能效應。研究結果顯示，金融科技對鄉村產業振興具有顯著正向賦能效應，且該結論在經過替換被解釋變量、替換解釋變量、選取子樣本回歸等穩健性檢驗與內生性檢驗后仍成立。中介效應檢驗結果表明，金融科技能夠通過促進農村三產融合、加快農業新質生產力發展兩條路徑促進鄉村產業振興。異質性檢驗結果表示，金融科技對鄉村產業振興的正向賦能效應在一線城市與胡煥庸線東南側城市中更為顯著。門檻效應檢驗結果顯示，金融科技對鄉村產業振興具有明顯的門檻效應，即金融科技對鄉村產業振興的影響呈現邊際遞增態勢。

（二）政策建議

1. 嵌入數字技術，釋放金融科技動能。應深化金融供給側結構性改革，將金融資源向“三農”領域傾斜，持續提升金融科技對鄉村產業的賦能效應，推進創新鏈、產業鏈、資金鏈深度融合，加快形成“科技—產業—金融”良性循環，以此推進鄉村產業振興。具體而言，金融機構需借助金融科技創新金融產品與服務，進一步加大對涉農企業的支持力度，完善業務流程，優化金融產品供給，進而滿足鄉村產業高質量發展的資金需求，為中小微涉農企業提供高質量金融服務，促使鄉村科技產業孵化與科技成果轉化，助力鄉村產業振興。在此基礎上，各地區應加快推進大數據、云計算技術構架及分布式的轉型升級，提升金融科技水平，筑牢金融機構數字化轉型的技術底座，推動業務數字化、數字資產化、資產服務化，高效打造統一數據云圖，為實現鄉村產業振興提供金融保障。

2. 布局未來產業，激活農業新質生產力發展引擎。各地區應以未來產業發展為重心，強化企業創新主體地位，充分發揮農業龍頭企業創新主體作用和企業家精神，培育一批新型農業服務企業、農業數字化企業，切實發揮農業新質生產力能效，助力鄉村產業振興。一方面，相關部門可積極構建以企業為主體的產學研創新聯合體，支持培育技術引領性農業科技產業集群，著力培育農業新質生產力，為實現鄉村產業振興持續賦能。同時，可逐步構建特色優勢農業產業、農業戰略性新興產業和未來產業相互融合的現代農業產業體系，助推傳統種養業現代化改造，加速推進糧棉油肉蛋奶等傳統優勢產業高科技、高效能迭代升級，培育農業新質生產力，助力鄉村產業振興。另一方面，各地區應以科技創新引領產業創新，引領培育農業領域戰略性新興產業、未來產業，加速培育壯大生物種業、智能農機、農業數據產業、生物飼料等農業新興產業集群，促進農業新質生產力形成，為實現鄉村產業振興夯實基礎。具體而言，相關部門需以建設農業科技創新體系為核心，充分發揮新型舉國體制優勢，突破一批農業領域顛覆性技術，可聚力破解生物育種、健康食品、綠色低碳、智能裝備、生物質材料等關鍵技術“卡脖子”問題，推動農業科技成果轉化為實際生產力，助力農業新質生產力形成，促進鄉村產業振興。

3. 優化金融生態，助力鄉村產業高質量發展。就一線城市而言，應利用金融科技，持續拓寬普惠金融服務廣度，深入探索產業鏈融資場景，創新配套定制化的供應鏈融資、并購融資等服務產品，為打造智慧農業夯實資金基礎，激發農業現代化發展新動能，以促進鄉村產業振興。就二線城市而言，應完善農業農村基礎設施建設融資項目庫，進一步對接信息共享與服務，加大對鄉村旅游重點村、旅游景區、產業園區一體化建設的信貸支持力度，為實現鄉村產業振興持續賦能。就三線及以下城市而言，應加快金融機構創新步伐，著力構筑融資支持、產銷對接與招商引資等綜合服務平臺，加大對生物育種重大項目等的中長期貸款投入，滿足育種研發、精深加工等環節差異化融資需求，推動育繁推一體化發展，助力鄉村產業振興。

注：

①由于部分城市數據缺失嚴重，將巢湖市、三沙市、三亞市、畢節市、銅仁市、儋州市、?？谑?、拉薩市、日喀則市、山南市、林芝市、昌都市、那曲市13個地級城市刪除。

參考文獻：

[1]青平，王敬斌，蔡煒煒.對農業強國建設中鄉村產業振興的幾點思考 [J].經濟縱橫，2023，（09）.

[2]安曉明.新時代鄉村產業振興的戰略取向、實踐問題與應對 [J].西部論壇，2020，30（06）.

[3]洪名勇，湯園園.數字鄉村建設對壯大農村集體經濟的作用效應 [J].世界農業，2024，（07）.

[4]王軍，曹姣.脫貧攻堅與鄉村振興有效銜接的現實困境與關鍵舉措 [J].農業經濟問題，2022，（09）.

[5]李明賢，彭晏琳.金融科技促進了農民增收嗎？ [J].南京農業大學學報（社會科學版），2023，23（06）.

[6]張遼，劉成飛.數字普惠金融如何賦能鄉村產業振興 [J].貴州財經大學學報，2024，（01）.

[7]徐偉祁，李大勝，魏濱輝.數字普惠金融對鄉村產業振興的影響效應與機制檢驗 [J].統計與決策，2023，39（16）.

[8]李海央，柴正猛，許雨辰.農村金融高質量發展賦能鄉村產業振興的分異演化與效應檢驗 [J].金融理論與實踐，2023，（04）.

[9]李海央，朱明月，張林.農村金融高質量發展與鄉村產業振興耦合協調度研究 [J].華東經濟管理，2023，37（06）.

[10]戴文嬌.金融資源配置對鄉村產業振興的非線性影響 [J].技術經濟與管理研究，2022，（12）.

[11]趙鑫露.金融資源配置對鄉村產業振興的影響效應分析 [J].經濟體制改革，2023，（01）.

[12]劉賽紅，楊穎.金融資源配置與鄉村產業振興的交互作用及其空間溢出效應 [J].經濟問題，2021，（11）.

[13]呂巖威，李禹陶.科技金融賦能經濟高質量發展了嗎——基于創新動機視角的研究 [J].科學學研究，2024，42（05）.

[14]唐琳，王玉峰，李松.金融發展、科技創新與經濟高質量發展——基于我國西部地區77個地級市的面板數據 [J].金融發展研究，2020，（09）.

[15]曹守新，孫學濤，劉泊麟.鄉村振興戰略背景下數字普惠金融對農村產業發展的影響研究 [J].金融發展研究，2023，（04）.

[16]M A Chen，Q Wu，B Yang. 2018. How Valuable Is FinTech Innovation？[J].Social Science Electronic Publishing.

[17]胡金焱，張曉帆.“雙碳”目標下金融科技的碳減排效應與綠色政策的調節作用研究 [J].現代財經（天津財經大學學報），2023，43（01）.

[18]梁健.數字經濟、鄉村產業振興與中國式農業農村現代化 [J].統計與決策，2024，40（06）.

[19]陳紅霞，雷佳.農村一二三產業融合水平測度及時空耦合特征分析 [J].中國軟科學，2021，（S1）.

[20]李艷琦.農村三產融合、生產性服務業集聚與農業產業鏈供應鏈現代化 [J].中國流通經濟，2023，37（03）.

[21]朱迪，葉林祥.中國農業新質生產力：水平測度與動態演變 [J].統計與決策，2024，40（09）.

[22]郭峰，王靖一，王芳，孔濤，張勛，程志.測度中國數字普惠金融發展：指數編制與空間特征 [J].經濟學（季刊），2020，19（04）.

[23]黃群慧，余泳澤，張松林.互聯網發展與制造業生產率提升：內在機制與中國經驗 [J].中國工業經濟，2019，（08）.

[24]溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發展[J].心理科學進展，2014，22（05）.

[25]B E Hansen.1999. Threshold Effects in Non-Dynamic Panels：Estimation，Testing， and Inference [J].Journal of Econometrics，93（2）.