數字普惠金融助力鄉村振興發展

數字普惠金融的發展理念與鄉村振興的發展目標高度契合，是推動鄉村振興發展的重要途徑。鑒于此，本文利用2011—2022年我國30個省市自治區的面板數據，統計數字普惠金融發展指數與鄉村振興指數，以量化的方式分析兩者的關系。

黨的二十大報告明確指出，要全面推進鄉村振興，并堅持農業農村的優先發展地位。鄉村振興不僅是解決新時代我國社會主要矛盾的關鍵舉措，也是實現“兩個一百年”奮斗目標與中華民族偉大復興的中國夢的必由之路。

2013年，黨的十八屆三中全會首次闡明了數字金融的概念，并將“推進數字普惠金融的發展”確立為推動我國金融市場體系構建的重要策略。但由于普惠金融需要通過增設實體網點去為邊緣化的弱勢群體提供金融產品與服務，在推廣過程中面臨成本較高、社會收益不明顯等問題。數字普惠金融，作為傳統普惠的數字化演進，更具共享、包容、普惠特性。農業強縣建設是農業強國的根基，數字普惠金融已逐漸成為引領縣域經濟高質量發展和建設現代農業強縣的核心動力。

文獻綜述

數字普惠金融依托技術革新，顯著增強金融服務普惠性，成為推動我國共同富裕的關鍵動力。數字經濟作為經濟新引擎，為鄉村振興帶來前所未有的機遇。

大部分學者認為數字經濟對鄉村振興有正面影響。田野等測算了數字經濟對鄉村振興的直接影響，檢驗了城鄉融合發展對鄉村振興的中介效應。孟維福等驗證了數字經濟對鄉村振興的直接促進作用，并檢驗了科技創新、農村創業和消費升級對鄉村振興的中介效應。也有部分學者認為數字普惠金融對鄉村振興會產生不利影響。楊江華認為，城鄉之間數字鴻溝仍然普遍存在，可能導致農民存在相對剝奪感。

本文選取鄉村振興指數作為核心解釋變量，旨在探究數字普惠金融對其產生的效應。此番研究有望拓展關于數字普惠金融對鄉村振興發展影響的學術探討，為探尋數字普惠金融有效促進鄉村振興的實踐路徑提供參考與啟示。

理論分析和研究假設

數字普惠金融影響鄉村振興的理論分析

黨的十九大報告明確了鄉村振興的“產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕”五大核心要求。首先，在產業興旺層面，數字普惠金融通過拓寬鄉村產業投融資渠道、改造傳統農村農業，有效促進了鄉村產業的繁榮發展。其次，在生態宜居方面，其通過綠色金融產品激勵節能減排與環保行動，有效促進了農村生態環境的改善。對于鄉風文明建設，數字普惠金融通過提供便捷的金融服務，提升了鄉村居民的生活水平和幸福感。再次，在鄉村治理有效上，數字普惠金融利用信用建設和風險控制等手段，提高了鄉村治理的效率和成效。最后，在生活富裕維度，數字普惠金融更是成為農民增收與生活品質提升的重要推手。

基于上述分析，提出假設1：數字普惠金融有利于鄉村振興發展。

數字普惠金融影響鄉村振興的區域異質性理論分析

我國幅員遼闊，不同地區的鄉村初始發展水平差異較大不同，影響數字普惠金融的滲透力。西部地區相對落后，數字普惠金融的推廣能夠有效緩解鄉村地區金融排斥現象，滿足農民多樣化的金融需求，為數字普惠金融的滲透提供了廣闊的提升空間。東部和中部，經濟基礎堅實、基礎設施相對完備，鄉村地區已處于較高的發展水平，數字普惠金融的邊際貢獻相較于西部地區可能有所減弱。因此，在推進數字普惠金融以促進鄉村振興時，需要充分考慮并應對這些地區性的差異和特點。

基于前述分析，提出假設2：數字普惠金融對于鄉村振興發展的促進作用表現出顯著的區域差異性。

研究設計

模型構建

根據上述的理論，數字普惠金融有利于鄉村振興發展。為檢驗此結論，本研究采用2011—2022年我國30個省市自治區面板數據，以鄉村振興指數為被解釋變量，數字普惠金融指數為核心解釋變量，建立如下模型：

其中，表示i省份在t年的鄉村振興發展指數，表示i省份在t年的數字普惠金融指數，表示控制變量，表示i省份固定效應，表示時間固定效應，為隨機誤差項，為截距項，為數字普惠金融變量系數，為控制變量系數。

變量選取

1.被解釋變量

本文采用2011-2022年我國30個省市自治區的鄉村振興的面板數據進行分析，并借鑒了徐雪等構建鄉村振興評價體系的指標選取，使用閾值法測度評價鄉村振興指數。

2.解釋變量

以數字普惠金融指數（DIF）作為解釋變量，本文的解釋變量選取了2011-2022年我國30個省市自治區的北京大學數字普惠金融指數縮小至原數的千分之一處理作為本文模型中的主要解釋變量。

3.控制變量

為控制其他因素對鄉村振興發展的影響，選擇控制變量。（1）產業結構（ind）：第三產業產值/第二產業產值；（2）數字化水平（dl）：郵電業務總量/GDP；（3）農村受教育水平：大專及以上人數*15+高中人數*12+初中人數*9+小學人數*6）/農村總人口；（4）經濟發展水平（lnGDP）：人均GDP的對數。

實證結果與分析

描述性統計分析

本文首先對研究樣本進行描述性統計，展示數據特性及分布。表2概括了主要變量的統計特征。鄉村振興發展指標的最大值達到0.794，而最小值為0.085，反映出我國不同地區在鄉村振興的不均衡發展。從整體數據上看，可以觀察到均值在最大值與最小值構成的區間中點附近，有效揭示了所分析統計量未展現出明顯的偏向性分布特征。

基準回歸分析

首先針對樣本數據實施了F統計量檢驗，所得p值均顯著低于0.05，據此，拒絕原假設，確認使用固定效應模型。為增強論證的穩健性，引入豪斯曼檢驗，結果顯示P值遠低于0.05。

回歸分析的詳細結果匯總于表3中。列（1）展示了在僅納入固定效應作為控制條件未涉及其他控制變量的情境下，數字普惠金融對鄉村振興的正向促進作用在1%的顯著性水平上得到了驗證，支持了假設1的成立。進而，列（2）全面納入控制變量的策略，研究結果持續穩健，確認了數字普惠金融對鄉村振興具有顯著的積極推動作用，且該效應的顯著性保持在1%的高水平上，強化了研究結論。

穩健性檢驗

為了深化驗證數字普惠金融在推動鄉村振興中的積極作用，考察模型結論的穩固性，采用各省數字普惠金融的深度應用指標（記為UD）作為核心解釋變量的替代變量。根據表3中的列（3）所呈現的回歸結果，依然展現出顯著正相關，這一發現與表3列（2）中其余關鍵變量的符號表現保持了高度一致性，從而強有力地證明了本研究的結論具有穩健性。

內生性檢驗

考慮到內生性影響，采用滯后一期數字普惠金融指數（L.DIF）作為工具變量，回歸結果如表3的列（4）和列（5），數字普惠金融對鄉村振興的回歸系數顯著為正，其余關鍵變量回歸系數與基準回歸系數符號檢驗結果一致，說明本文結果可靠。

異質性分析檢驗

地區不同數字普惠金融發展對鄉村振興水平的影響也不同。據表4所示，數字普惠金融系數均顯著為正（plt;0.01）。其系數在西部地區最大（0.881），東部地區次之（0.562）、中部地區最小（0.558），可見數字普惠金融發展的影響力度在西部地區最為顯著，可能歸因于該區域初始發展水平相對較低，為數字普惠金融的滲透提供了廣闊空間。相較之下，東部與中部地區，由于其經濟基礎較為雄厚，基礎設施相對完善，數字普惠金融在這些區域雖仍發揮積極作用，但其邊際效應相對較弱。

研究結論與對策建議

本文主要以2011-2022年我國30個省市自治區的面板數據作為樣本進行實證研究，深入探討了數字普惠金融對鄉村振興戰略的正向驅動作用。實證研究表明，數字普惠金融有利于鄉村振興發展，同時這種促進作用在不同區域間展現出異質性特征。基于以上研究，得出以下兩點建議。

第一，持續推動數字普惠金融發展，加強數字基礎設施建設。鑒于數字普惠金融與互聯網及信息技術的緊密依存關系，應加大對農村及偏遠地區的數字基礎設施建設投入，以支撐其普惠金融服務的有效擴展。

第二，促進區域間合作與交流。鼓勵經濟發達地區與欠發達地區之間開展數字普惠金融領域的合作與交流，分享成功經驗和技術成果，助力鄉村振興戰略的全面實施。

（作者單位：長春理工大學）