數字普惠金融、農業新質生產力對鄉村產業振興的影響機制

關鍵詞：數字普惠金融；農業新質生產力；鄉村產業振興；科技創新；影響機制

中圖分類號：F832.35；F323；F327 文獻標識碼：A

文章編號:0439-8114(2025)05-0243-08

DOI:10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2025.05.037 開放科學（資源服務）標識碼（OSID）：

The influence mechanism of digital inclusive finance and agricultural new quality productivity forces on the revitalization of rural industries

HE Yan-tao，HE Jia (College of Economicand Management，Baoji UniversityofArtsand Sciences，Baoji721o13，Shaanxi，China)

Abstract:Using paneldataof31provinces（autonomous regions，andmunicipalitiesdirectlyunderthecentral government，excluding HongKong，MacaoandTaiwan）inChinafrom2O12to2O22，anevaluationindexsystemforruralindustrialrevitalizationinChina wasconstructed，theentropyweightTOPSISethodwasused tomeasuretheweightofdiferentindicators，andthemechanismofdigitaliclusivefinancialservicesonuralindustrialrevitalizationinChinawasexploredfrommultipleaspctsTheresultssowedthat digitalinclusivefinancehadasignificantroleinpromotingthestabledevelopmentofruralrevitalization；theallrounddevelopmentof newquaityproductiveforcsinruralagriculturecouldpositivelyregulatetherelationshipbetwndigitalincusivefinanceadrural revitalization；themehanismofteimpactofdigitalinclusivefianceonuralrevitalzatinintheewraasheterogeneouidifer entregions.Basedontheresearchconclusion，thresuggestionswerepropoed：Thegovernmentshouldactivelyimprovetheovation systemandincreasetheinvestmentinsienceandtechnologyinnovation；elevantdepartmentsshouldexpandthefieldofdigitalinclusivefinancialservicesandbuildaserviceenvironmentconducivetodigitalinclusivefiance；tegovermentshouldactivelyhavepro motetheconstructionoftheruralindustrialsystemintheneweraandconsolidate thephaseachievements ofruralrevitalization.

Keywords：digitaliclusiefinance；agriculturalnequalityproductivityforces；ruralindustrialrevitalization；scienceandtechology innovation；influence mechanism

黨的十九大報告首次明確提出了實施鄉村振興戰略，這一重要報告強調中國要堅持農業農村優先發展，促進現代農業體系構建[1]。2022年10月，習近平總書記在黨的二十大報告中明確提出，要全面推進鄉村振興，強調全面建設社會主義現代化國家，最艱巨最繁重的任務仍然在農村，同時要加快建成農業強國，構建鄉村特色產業體系[2]。在十四屆全國人大一次會議上，習近平總書記進一步提出要把產業振興作為鄉村振興的重中之重。這一重要論述明確了實施鄉村振興戰略的核心任務和關鍵舉措，為全面推進鄉村振興提供了根本遵循。同時，會議強調要促進農業產業鏈的延伸與拓展，培育發展新時代下農村新產業新業態，積極拓寬農民創業致富渠道。在此背景下，2024年7月18日中國共產黨第二十屆中央委員會第三次全體會議強調，城鄉融合發展是中國式現代化的必然要求，必須全面提高城鄉規劃、建設、治理融合水平，促進城鄉均衡發展與共同繁榮，完善強農惠農富農支持制度。因此，全面推進鄉村振興是堅持以人為中心，推進中國式現代化的重要體現。

數字普惠金融作為國家戰略，在國家宏觀政策調控與科技創新發展下，呈現出穩中向好的趨勢，在推動鄉村產業振興與促進高質量發展中發揮著關鍵作用[3]。隨著數字經濟的穩步發展，數字普惠金融將擴大鄉村金融覆蓋面，滿足鄉村客戶的資金需求，為鄉村產業振興的發展蓄勢賦能[4.5]。數字普惠金融將通過科技創新與人才創新，以及政府資金支持與市場支持，加快農村產業轉型升級，提高金融服務在鄉村地區的覆蓋率，促進鄉村產業振興的發展。數字普惠金融還將借助數字平臺、云計算等創新技術，解決農村產業客戶貸款數量少、監管難度大等問題，提升民生領域金融服務質量[6-9]

發展中國農業新質生產力，對于鄉村振興戰略實施具有重要意義。農業新質生產力能夠有力推動農村產業高質量發展，是中國實施鄉村振興戰略與實現農業強國目標的關鍵[1]。農業新質生產力的發展能夠推動農業科技與裝備的進步，間接促進高水平農業創新型人才的培養[。基于科技創新發展，農業新質生產力將激發農村產業的活力，提高農民創業的激情，推動形成適應新時代要求的新型經營機制[12]。中國共產黨第二十屆三中全會強調，要堅決落實好國家宏觀政策，因地制宜發展新質生產力。因此，農業新質生產力概念的提出不僅為建設農業強國指明了前進方向，同時為推進農村產業變革注入了動力。

綜上所述，隨著國家經濟發展與一系列政策支持，中國數字普惠金融發展已經取得長足進步，在農業新質生產力的發展下，給鄉村產業振興提供強大動能，但是在部分地廣人稀的偏遠鄉村地區，金融服務基礎設施建設有待完善，金融產品與服務的協同匹配有待提高，金融安全風險有待進一步防范[13，14]與已有研究相比，本研究可能的邊際貢獻有以下3點：第一，本研究在已有研究基礎上拓展對鄉村產業振興內涵和外延的理解，基于產業效益振興、產業經濟振興、產業科技振興和產業結構振興4個一級指標構建鄉村產業振興評價體系，采用熵權TOPSIS法測度不同指標的權重，科學客觀衡量了中國鄉村產業振興水平。第二，已有文獻主要是對數字經濟、鄉村振興與農業現代化兩兩之間的關系進行研究[15-20]，但鮮有學者關注鄉村振興體系中的產業振興以及農業新質生產力的作用機制，沒有將數字普惠金融、鄉村產業振興與農業新質生產力納入同一研究體系進行深度探討。因此，本研究選取數字普惠金融與鄉村產業振興，探討兩者間的關系與影響機制，以期為促進鄉村產業轉型升級、全面推進鄉村振興提供理論參考。第三，探究農業新質生產力對數字普惠金融與鄉村產業振興之間的調節效應，深入探討數字普惠金融對鄉村產業振興的影響機制，為實現中國式現代化提供更加有效的策略指導。

理論分析及假設推演

1.1新時代下數字普惠金融服務對中國鄉村產業振興的影響機制

隨著中國互聯網技術的發展，數字普惠金融服務已經進人鄉村地區。首先，數字普惠金融作為金融領域的重要創新形式，在新質生產力的發展中發揮著越來越重要的作用。它將通過擴大金融包容性、提高金融效率、服務模式創新等途徑，同時作用到科技創新、數字化轉型以及綠色發展方面[21.22]數字普惠金融的發展能夠吸引豐富的金融資源到鄉村產業，賦能鄉村產業振興[23]。其次，數字普惠金融服務能夠提高新時代下鄉村產業經營主體的可得性，豐富信貸產品體系，通過普及金融消費者教育，人民群眾與經營主體能夠提高選擇適配金融產品的能力，增強風險意識[24，25]。因此，數字普惠金融能夠通過技術優勢，帶動鄉村產業振興，激發農民創新創業的激情，拓寬農村產業客戶的融資渠道，有助于農業地區的經濟發展。基于上述分析，提出以下假設。

H1：數字普惠金融服務能夠正向促進中國鄉村產業振興水平的發展。

1.2農業新質生產力在數字普惠金融提升鄉村產業振興方面的調節作用

發展農業新質生產力標志著對農業發展方式、農業功能、農業業態及農業農村關系的認識深化和戰略調整，這是適應新時代經濟社會發展需求的必然選擇。農業新質生產力的核心是科技創新，通過農業技術與裝備的創新，提高農業生產效率，發展農業新質生產力對鄉村產業振興具有重要意義，能夠顯著提高農民收入，縮小城鄉差距，極大提高農業生產效率，提高人力資源、土地、資本與技術等要素的協同匹配[26]。此外，農業新質生產力能全面提升農業生產方式和管理方式，促進農村經濟結構與農村產業結構的多元化發展[27]

對于農村產業體系，農業新質生產力能夠通過加強大數據、人工智能等數字技術，幫助農村產業客戶對農業生產全過程進行智能化管理和決策，切實提高農業生產效率和效益，提升數字普惠金融服務的覆蓋范圍，推動農業經濟可持續發展，緩解城鄉經濟發展不均衡的矛盾，推動城鄉共同富裕[28]。基于上述分析，提出以下假設。

H2：農業新質生產力能夠正向調節數字普惠金融對鄉村產業振興發展的影響。

2 研究設計

2.1 鄉村產業振興指標構建

隨著中國科技創新水平的提高，鄉村產業振興成為人民群眾走向共同富裕的重要渠道，構建鄉村產業振興水平評價指標體系對發展新時代農村經濟具有重要意義。由于鄉村產業振興涉及產業結構、產業經濟、科技創新等多層次內容，因此，本研究在張挺等[29]的研究基礎上，遵循客觀性、系統性與科學性，構建包括產業效益振興、產業經濟振興、產業科技振興、產業結構振興4個一級指標的鄉村產業振興評價指標體系，計算31個省（自治區、直轄市，不含港澳臺地區)2012—2022年的鄉村產業振興指數，采用熵權TOPSIS法測度不同指標的權重，如表1所示。從計算的鄉村產業振興指數可得，大部分省份的指數在2012一2022年逐年穩定上升，其平均值從2012年的0.1415穩定增長到2022年的0.2981，年均增長率為 7.7% ，表明中國正在加大鄉村產業振興的政策支持力度，積極實現全面推進鄉村振興的戰略目標。

2.2樣本選擇與數據來源

選取2012一2022年中國31個省（自治區、直轄市)的數據。研究使用的數據主要包括省域統計數據和數字普惠金融數據。其中，省域統計數據主要來源于全國各省份統計年鑒與《中國農村統計年鑒》《中國農產品加工業年鑒》等。數字普惠金融數據由北京大學數字金融研究中心提供，各指標的具體衡量方式以及相關數據說明如表2所示。

2.3 模型設定與變量定義

為探討與檢驗數字普惠金融服務對中國鄉村產業振興的影響機制，了解中國鄉村產業發展的具體渠道，本研究構建以下基準回歸模型。

式中， 分別表示省份、年份； RRI_it 表示 i 省份 Φ_t 時期鄉村產業振興水平； DFI_it 表示 i 省份 Φ_t 時期數字普惠金融;control表示控制變量； η_i?μ_t 分別表示省份、時間固定效應； a₀ 為常數項； ε_it 是隨機擾動項。

為進一步研究數字普惠金融對鄉村產業振興的影響，引入農業新質生產力調節變量，構建以下調節效應模型。

RRI_it=a₀+a₁DFI_it+a₂ANQP_it+a₃DFI_it×

式中， ANQP_it 是調節變量，在模型(1)基礎上加入農業新質生產力項 (ANQP_it) 和交互項 (DFI_it× ANQP_it) 構建模型(2)，同時考察交互項的回歸系數及其顯著性水平，檢驗農業新質生產力對數字普惠金融與鄉村產業振興之間的調節效應。

參考曾富全等3的研究中調節效應檢驗的方法，若 DFI_it 的系數 a₁ 與交互項 DFI_it×ANQP_it 的系數 a₃ 正向且顯著，則表明農業新質生產力的全面發展可以正向調節數字普惠金融與鄉村產業振興之間的關系。加入交互項 DFI_it×ANQP_it 后，由于系數的計量意義發生改變，解釋變量數字普惠金融的系數正負與顯著性可能隨之改變，因此在模型(2)的回歸結果中僅關注核心解釋變量系數 a₁ 與交互項系數a₃ 的正負與顯著性。

2.3.1被解釋變量被解釋變量是鄉村產業振興。鄉村產業振興既要體現農村生產要素的協同匹配，也要體現農民經濟收人與生活品質的穩步發展。依據本研究的理論分析，考慮構建包含4個一級指標、10個二級指標的鄉村產業振興綜合評價體系，采用熵權TOPSIS法測度不同指標的權重。

2.3.2解釋變量核心解釋變量是數字普惠金融。該變量從多維度系統構建評價指標體系，包含省、市、縣3級數字普惠金融總指數，能夠客觀、科學地反映各地區數字普惠金融實際發展水平。同時，本研究將選取數字普惠金融的3個子維度作為替換變量進一步研究數字普惠金融與鄉村產業振興之間的關系。

2.3.3調節變量農業新質生產力(ANQP)。借鑒朱迪等[31]對構建中國農業新質生產力評價指標體系的研究，基于農村產業的勞動者、勞動對象和勞動資料3個準則層，采用熵值法對農業新質生產力水平進行測度。

2.3.4控制變量為全面探討數字普惠金融服務對中國鄉村產業振興的影響機制，選取稅負水平（TBL）、研發強度（RDI）、財政支持力度（FSL）、對外開放程度(DOO）農村人力資本（RHC)等指標作為控制變量，其中，稅負水平由各省份稅收收入與地區生產總值的比值來表示；研發強度采用RD經費內部支出與地區生產總值的比值來表示；財政支持力度采用各省份公共財政一般支出與當期GDP的比值來表示；對外開放程度采用將進出口貿易總額換算為以人民幣為計價單位的形式，再除以GDP計算得出；農村人力資本采用鄉村人口平均受教育年限衡量農村的人力資本水平。

3 結果分析與假設檢驗

3.1 描述性統計

主要變量的描述性統計結果如表3所示，2012—2022年總樣本341個，其中，鄉村產業振興(RRI)均值為0.22，最小值為0.02，最大值為0.84，說明中國不同地區的鄉村產業振興發展水平存在一定差異，可能的原因是不同地區的經濟發展水平與農村產業結構不同。此外，數字普惠金融指數(DFI)的均值達259.92，表明在國家宏觀政策的調控下，數字普惠金融服務已經取得一定的進展，整體水平有所提升。但是，數字普惠金融指數的最小值是61.47，最大值是475.79，這種較大差距反映了數字普惠金融在不同區域間存在發展不均衡情況。可能的原因是中國不同地區在數字普惠金融服務方面的基礎設施建設存在一定的差異，導致數字普惠金融服務未能在全部樣本區域內充分發展。

3.2 基準回歸分析

3.2.1新時代下數字普惠金融服務對中國鄉村產業振興的影響機制探討構建省份與時間的雙向固定效應模型，如表4列(1)至列(6)所示，通過逐步納入控制變量的方法，對核心解釋變量數字普惠金融與被解釋變量鄉村產業振興之間的關系進行探討與實證檢驗。結果顯示，在基準模型中逐步加入可能對鄉村產業振興產生影響的控制變量，數字普惠金融服務對中國鄉村產業振興的影響均在 1% 水平上正向顯著，表明在新時代背景下，數字普惠金融服務的發展對中國鄉村產業振興水平的提高起到一定的促進作用。

從控制變量來看，表4列(6)中研發強度、財政支持力度、對外開放程度在 1% 的水平上正向顯著，稅負水平在 10% 的水平上正向顯著，表明這些控制變量對鄉村產業振興具有正向影響，這是因為稅負水平能夠體現鄉村產業客戶納稅能力，使稅負水平穩定在合理范圍內，對保持鄉村經濟活力具有重要意義；研發強度體現了中國正在深入實施創新發展戰略，對提高現代農業科技發展水平與新時代下的農業生產率，改變農業生產方式與管理方式具有重要意義；財政支持力度體現了政府正在積極發展鄉村產業，推進城鄉數字普惠金融基本公共服務建設，進而縮小城鄉差距，推進城鄉融合；對外開放程度的提高能夠拓寬鄉村產業經濟收人渠道，提高地區對數字普惠金融服務領域科技、人才、資金等的引入力度；農村人力資本在 5% 的水平上負向顯著，說明隨著鄉村人口學歷水平的提高，可能出現部分人才流向城市的現象，在短期內可能導致鄉村勞動力的缺失，對鄉村產業振興水平有負向影響，但隨著這些人才在科技、金融等領域經驗和成就的積累，其最終會通過技術、資金和知識的回流，推動鄉村產業的創新與升級，為促進中國鄉村產業的高質量發展帶來長遠的正向影響。因此，假設H1成立。

3.2.2農業新質生產力的調節效應檢驗借鑒江艇[2的研究方法，引人農業新質生產力以及數字普惠金融指數和農業新質生產力交互項，以檢驗農業新質生產力在數字普惠金融提升鄉村產業振興方面的調節作用。回歸結果見表5列(3)，可得數字普惠金融指數和農業新質生產力交互項 (DFI×ANQP) 回歸系數顯著為正，與數字普惠金融指數的回歸系數同為正，說明農業新質生產力的發展可以對數字普惠金融與中國鄉村產業振興的關系起到顯著正向調節作用，假設H2得以驗證。

3.3 穩健性檢驗

為了確保結果的穩健性，采用數字普惠金融剔除特定樣本、雙側 1% 數據縮尾及替換核心解釋變量3種方式進行穩健性檢驗。

3.3.1剔除特定樣本考慮到直轄市的經濟基礎優于全國大部分地區，數字普惠金融發展水平較其他地區有明顯優勢，為確保檢驗結果可靠，避免放大數字普惠金融服務對中國鄉村產業振興的影響，剔除北京、上海、重慶、天津4個直轄市的數據。重新回歸結果見表6列（1)，可知即使剔除特定樣本數據后，數字普惠金融依然能夠顯著正向影響中國鄉村產業振興水平，證明回歸結果具有一定的穩健性，研究結論依然成立。

3.3.2雙側 1% 數據縮尾為消除極端異常值對回歸結果的影響，對數字普惠金融指數與鄉村產業振興評價指數進行雙側 1% 的縮尾處理。如表6列(5)所示，解釋變量數字普惠金融系數的正向影響依然顯著，表明數字普惠金融相關政策的實施能有效促進中國鄉村產業振興這一研究結論具有穩健性。

3.3.3替換核心解釋變量通過替換核心解釋變量的方法，再次對穩健性進行檢驗。數字普惠金融指數具體包括3個一級指標：覆蓋廣度(BR）、使用深度(DE)與數字化程度 (DI) ，以上變量能夠從不同的角度反映金融與數字經濟的發展水平。將核心解釋變量替換后，重新進行穩健性檢驗，結果見表6列（2)至列(4)，可知無論使用原始核心解釋變量還是替換變量，回歸結果都正向顯著，表明本研究結果具有較強的穩健性。

3.4 內生性檢驗

前文研究證明，數字普惠金融有利于提高鄉村產業振興。雖然本研究已從多個維度選取控制變量，但是鄉村產業振興仍然可能受到許多潛在因素的影響，因此存在著遺漏變量導致的內生性。為保證檢驗結果穩定，選用兩階段最小二乘法(2SLS)進一步檢驗數字普惠金融對鄉村產業振興的影響。本研究參考其他學者的做法[33-35]，利用工具變量法，將滯后一期的數字普惠金融指數作為工具變量。重新回歸結果見表7，列(1)表示未加人選定控制變量的回歸結果，列(2)表示加入選定控制變量的回歸結果，可知無論加入控制變量與否，回歸結果依然穩健，再次驗證了假設H1。

3.5 異質性分析

3.5.1地區異質性分析采用\"黑河一騰沖\"線，即中國經濟發展與人口分布分界線[36]，基于這一標準將樣本中的31個省（自治區、直轄市）分成東南地區與西北地區。該分界線東南地區，人口聚集，經濟發達，農業生產效率較高；該分界線西北地區，地廣人稀，農業生產技術與裝備相對落后。本研究展開基于“黑河一騰沖”線的異質性分析。觀察表8中數據可知，“黑河一騰沖\"線東南地區與西北地區在鄉村產業振興水平方面存在明顯差異。數字普惠金融服務的發展可以在 1% 水平上顯著正向影響“黑河—騰沖\"線東南地區的鄉村產業振興水平，但是僅在5% 水平上顯著影響“黑河一騰沖\"線西北地區鄉村產業振興水平。究其原因，相較于東南地區，西北地區可能由于數字普惠金融基礎設施建設程度低，政策支持力度較小，金融知識普及度不高等導致數字普惠金融促進鄉村產業振興的動力不足。

3.5.2農業主導區異質性分析依據2003年財政部印發的《關于改革和完善農業綜合開發若干政策措施的意見》，將樣本分成農業主導地區與非農業主導地區，進行異質性分析。由表9可知，數字普惠金融對農業主導地區與非農業主導地區的鄉村產業振興存在區域差異性特征。數字普惠金融對農業主導地區的鄉村產業振興在 1% 水平上產生顯著正向影響，影響系數為0.0034，但是對非農業主導地區的鄉村產業振興在 5% 水平上產生顯著正向影響。究其原因，可能是非農業主導地區的基礎服務設施建設程度較低，且該地區數字產業結構與產業鏈不完善，導致數字金融作用相對較小。

4小結與建議

4.1 小結

本研究基于2012—2022年中國31個省（自治區、直轄市，不含港澳臺地區)的數據，構建了鄉村產業振興的評價指標，計算了31個省（自治區、直轄市)2012一2022年的鄉村產業振興指數，通過熵權TOPSIS法測度各指標的權重，探討了數字普惠金融對中國鄉村產業振興的影響機制以及農業新質生產力的調節機制。主要研究結論如下：第一，數字普惠金融顯著提升了鄉村產業振興的水平，這一結論通過使用工具變量進行兩階段最小二乘法的內生性檢驗以及剔除特定樣本等穩健性檢驗后仍然成立。第二，中國農村地區農業新質生產力的全面發展可以正向調節數字普惠金融與鄉村產業振興之間的關系。第三，數字普惠金融對“黑河-騰沖\"線的東南地區鄉村產業振興的促進作用比西北地區明顯，同時在農業主導地區，數字普惠金融服務對鄉村產業振興的促進效果強于非農業主導地區。

4.2 建議

基于上述結論，提出以下政策建議。

第一，完善科技創新體系。科技創新是發展鄉村產業與農業新質生產力的核心要素，政府應推動數字普惠金融服務的改革創新，加強產學研深度融合，激發數字普惠金融在經濟發展中的活力，積極提升創新體系的整體效能，帶動企業提高科技創新能力，努力將科技創新成果面向全球科技前沿，滿足國家重大需求，應用到實際生產一線等關鍵領域。此外，政府還應以國家戰略需求為導向，推進農業科技與裝備發展，鞏固科技創新成果，通過支持企業科技創新帶動數字普惠金融的快速發展，推動鄉村地區的均衡發展，進而增強農業新質生產力對鄉村產業高質量發展的強勁推動力。

第二，拓寬數字普惠金融服務領域。政府應借助數字普惠金融政策，降低銀行依靠傳統方式改革與創新的邊際效應，構建新媒體時代下的數字普惠金融新模式，提高數字普惠金融的服務效率。此外，相關部門應了解鄉村產業領域客戶的金融與非金融需求，通過互聯網技術，吸引資本、人才、技術等進入鄉村經濟，逐步形成鄉村金融服務生態圈，鼓勵金融機構下沉，建設與完善區域數字普惠金融領域基礎設施，提高鄉村產業振興動力，促進農業新質生產力與鄉村地區產業適應新時代與新格局背景下的經濟發展趨勢。

第三，建設新時代農村產業體系。新時代農村產業體系的建設可以提升鄉村產業發展水平，提高農村產業對周邊經濟的帶動作用，促進農林牧漁產業的協同發展。政府應通過產加銷貫通與數字普惠金融下的農文旅融合，支持建設糧食與重要農產品加工產業園，構建現代農業生產體系，配置滿足實際需求的生產要素與賦能性要素，提高現代農業技術的廣泛應用，鼓勵農戶發展家庭經營項目，持續壯大鄉村富民產業，帶動數字經濟、農村產業的均衡高效發展。農業新質生產力能夠為農業農村現代化注入強勁動能，政府必須發揮農業新質生產力對全面推進鄉村振興、加快農業農村現代化進程的引領作用，將推動新質生產力向農業農村領域滲透與擴散作為當前推進鄉村全面振興的重要著力點。

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（責任編輯 丁艷紅)