数字普惠金融对乡村振兴的影响研究

来源：华佗小知识

数字普惠金融对乡村振兴的影响研究

数字普惠金融对

乡村振兴的影响研究

王亮，昝琳

（南京财经大学国际经贸学院，江苏南京210023）

摘要：以数字普惠金融助力乡村振兴，有利于实现我国经济包容性增长。基于2011—2021年

我国31个省份数据，实证检验数字普惠金融对乡村振兴的影响、作用机制和空间效应。研究发现：（1）数字普惠金融有助于本地区乡村振兴，但对周边地区的乡村振兴产生了一定的抑制作用；（2）数字普惠金融主要通过促进农村电商发展、赋能增长极和缓解农户融资约束促进乡村振兴；（3）数字普惠金融对乡村振兴的空间溢出效应在不同的地理距离范围、区域和省份存在显著差异。研究结论为乡村振兴的金融服务优化路径提供了科学决策依据。关键词：数字普惠金融；乡村振兴；作用机制；空间溢出；异质性文章编号：1003-4625（2023）04-0077-11中图分类号：F830文献标识码：AAbstract:Abstract:Usingdigitalfinancialinclusiontoboostruralrevitalizationisconducivetoachievingin⁃clusiveeconomicgrowthinChina.Basedonthedataof31provincesinChinafrom2011to2021,thispaperempiricallyteststheimpact,mechanismandspatialeffectofdigitalfinancialinclusiononruralrevitalization.Theresultsshowthat:(1)Digitalfinancialinclusioncontributestoruralrevital⁃izationinthisregion,butithasarestrainingeffectonruralrevitalizationintheneighboringregion.(2)Digitalfinancialinclusionmainlypromotesruralrevitalizationbypromotingthedevelopmentofrurale-commerce,empoweringgrowthpolesandeasingthefinancingconstraintsoffarmers.(3)Thespatialspillovereffectofdigitalfinancialinclusiononruralrevitalizationissignificantlydifferentindifferentgeographicaldistances,regionsandprovinces.Theresearchconclusionprovidesscientificdecision-makingbasisfortheoptimizationpathofdifferentiatedfinancialservicesforruralrevital⁃ization.Keywords:Keywords:digitalfinancialinclusion;ruralrevitalization;mechanism;spatialoverflow;heterogene⁃ity一、引言

全面推进乡村振兴、畅通城乡经济循环是构建新发展格局的题中应有之义。“十四五”规划单列专章对“优先发展农村农业，全面推进乡村振兴”进行部署。2023年“一号文件”指出，必须坚持不懈举全党全社会之力全面推进乡村振兴，加快农业农

收稿日期：2022-11-16

基金项目：本文为国家社科基金一般项目“数字经济提升我国产业链韧性的机制及对策研究”（21BJL0）的阶段性成果。作者简介：王亮（1983—），男，山东淄博人，博士，副教授，硕士生导师，研究方向为数字经济与空间经济；昝琳（1998—），女，山西运城人，硕士研究生，研究方向为数字经济与空间经济。

2023年第4期(总第525期)

村现代化建设，其中强调要“推动金融机构增加乡村

振兴相关领域贷款投放，健全乡村振兴多元投入机制”。近年来，我国涉农贷款规模持续增长，然而囿于农村金融市场信用体系不完善、金融资源获取难以及农业的天生弱质性，“三农”客户在向金融机构贷款时往往面临着不同程度的“融资难、融资贵、融

金融理论与实践

农村金融资慢”等问题（康书生和杨娜娜，2022）[1]，这可能会制约农业产业现代化发展，延缓了乡村振兴的进程

[2]

（罗剑朝等，2019）。与此同时，随着新一代信息技术的创新发展与普及应用，传统金融与数字技术不断融合，开创了普惠金融数字化的新型发展模式。数字普惠金融通过功能强大的网络平台和移动终端，以较低的成本对接各层次群体并为其提供全方位的数字金融服务，被认为是缓解融资约束的重要依托。因此，积极构建可持续助力乡村全面振兴的新型金融体系，探寻解决农村“融资难、融资贵、融资慢”问题新方案，既是当务之急，也是长远之计。

数字科技赋能下的普惠金融扩大了传统金融服务的覆盖范围，这使得数字普惠金融能够对周边地区的乡村振兴产生空间溢出影响。鉴于此，本文试图在空间视角下研究数字普惠金融对乡村振兴的影响，这有助于本地和周边地区以数字普惠金融推进乡村振兴，进而促进我国经济包容性增长。

已有数字普惠金融影响乡村振兴的相关研究主要从以下视角展开。其一，数字普惠金融能实现农民减贫增收。移动终端、人脸识别、区块链技术等在普惠金融服务中的应用有效降低了农户和中小农企

[3]

的信贷成本和风险（锦怡和刘纯阳，2020），这可以缓解农户的融资约束，增加生产经营性投资，提高农业生产效率和效益，从而促进农户增收，减轻农村贫

[4]

困，实现农村地区生活富裕（，2021）。其二，数字普惠金融能驱动农村治理现代化。数字普惠金融加快了互联网、大数据等和监管治理的深度融合，推动了乡村地区“互联网+”治理模式的构建，可以为乡村治理主体提供有效便捷的数字化服务平台（谢地和苏博，2021）[5]，这丰富了乡村治理手段

[6]

（吴本健等，2020），促进了乡村地区决策科学化、社会治理精准化、公共服务高效化，提升了基层治理效率，实现了乡村治理体系和治理能力现代化。其三，数字普惠金融能优化农村产业结构。数字普惠金融可以凭借数字技术优势引导和激励广泛的社会资本参与“三农”领域的投资建设，有效聚集闲散资金，为陷于融资困境而难以转型发展的农村产业提供跨时间、跨区域的金融资源配给（和温涛，

[7-8]

2022；焦青霞和刘岳泽，2022），并带动其他生产要素向农村产业流动，促进农村产业结构优化升级

[9-10]

（Bruhn和Inessa，2014；唐红梅和赵军，2022），实现农村地区产业兴旺。

数字普惠金融极大地拓宽了金融服务的触达范

金融理论与实践

围和使用深度，部分学者关注到了数字普惠金融对

[11]

乡村振兴的空间溢出效应。庞凌霄（2022）发现数字普惠金融对周边地区乡村振兴具有显著的正向空间溢出效应。其他学者在研究数字普惠金融对农民收入、农村贫困和城乡收入差距的影响时也得到了类似的结论（刘丹等，2019；曾福生和郑洲舟，2021；

[12-14]

钱鹏岁和孙姝，2019）。然而，数字普惠金融对乡村振兴不仅有扩散效应，而且存在虹吸效应。汤

[15]

继强等（2022）指出数字普惠金融通过虹吸效应抑

[16]

制了周边地区产业结构优化。孙学涛等（2022）研究发现，数字普惠金融在推动本县域农业机械化的同时，会对周边县域农业机械化产生抑制作用。

综上所述，已有研究重点对数字普惠金融影响乡村振兴的某一维度进行了研究，也有学者关注到了数字普惠金融对周边地区乡村振兴的空间溢出作用。然而，目前文献还缺乏对数字普惠金融影响乡村振兴的空间溢出特征和异质性的探讨。鉴于此，本文旨在梳理数字普惠金融对乡村振兴的作用机制和空间溢出效应，并从空间视角实证分析数字普惠金融对乡村振兴的影响，从而为健全金融服务体系、促进乡村振兴提供理论和经验证据。

本文可能的边际贡献在于以下几个方面：其一，从理论层面梳理了数字普惠金融对乡村振兴的作用机制和空间溢出影响，拓展了数字普惠金融和乡村振兴的研究范畴。其二，实证检验了数字普惠金融对乡村振兴的影响、作用机制和空间效应，为通过金融服务助力乡村振兴提供了经验证据。其三，鉴于数字普惠金融和乡村振兴发展均存在较大地区差异，实证检验了数字普惠金融对乡村振兴空间溢出效应的区域异质性、省域异质性和地理距离异质性，为制定差异化的数字金融服务乡村振兴提供了现实证据。

二、理论机制与研究假说（一）数字普惠金融对乡村振兴的作用机制数字普惠金融主要通过促进农村电商发展、赋能增长极和缓解农户融资约束促进乡村振兴。一是农村电商促进效应。目前农村电商企业普遍存在经营规模小、选址分散、信用信息缺乏和抵押资产不足等问题，并且传统金融具有融资渠道单一、农村信贷资金投入不足、金融服务效率低等特点，这使得农村电商企业很难从传统金融机构获得服务。而数字普惠金融可以解决金融服务不平衡不充分问题，降低

[17]

金融市场准入门槛（Laeven等，2015），为电商主体

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数字普惠金融对乡村振兴的影响研究等受到金融排斥的小规模资金需求者提供价格合理、便捷安全的金融服务，优化农村地区金融供给模式，为农村电商企业的快速发展提供充足的资本要素。不仅如此，数字普惠金融提高了互联网和大数据等信息技术在农村地区的利用率，为农村电商产业的高级化提供了技术支持，进而促进乡村振兴。

二是增长极效应。数字普惠金融在农村地区的发展促进了数字技术向农村群体扩散，使得现代信息技术与农业产业发展不断融合，引发旧增长极被

[18]

新增长极所替代（张芬芬和邓博华，2023），它能够

[19]

优化区域经济结构（张可，2019），实现农业生产模式创新和现代化转型。具体来看，数字普惠金融能够将数字技术渗透到农业生产中，实现对农业生产流程的系统化整合和精细化管理，提升农业经营决策的准确性，实现农业生产的规模化和组织化，推动传统农业向现代农业转换，使得农户融入现代化生产，提升现代农业竞争力，进而助力乡村振兴。

三是农户融资约束缓解效应。涉农产业具有风险大、周期长、回报慢等特征，涉农企业在一定程度上面临融资约束，农村产业发展可能会受到。相较于传统金融，数字普惠金融凭借数字化的交易模式而具有更强的地理穿透性和低成本优势

[20-21]

（Gomber等，2018；王亮和刘凌燕，2022），有效弥补了传统金融服务的劣势，缓解了农户和中小农企融资约束，提高了农业部门金融服务可获得性，有助于破解“三农”发展难题。同时，数字普惠金融可以提供数字信贷、数字担保、数字抵押等多元化的数字金融产品，拓宽融资渠道，改变传统融资方式，提高金融服务与中小农企融资需求的契合度，缓解信贷约束，为农村地区“融资难、融资贵”问题的解决提供新方案，助力乡村振兴。综上，本文提出理论假说1。

理论假说1：数字普惠金融可以通过促进农村电商发展、赋能增长极和缓解农户融资约束促进乡村振兴。

（二）数字普惠金融对乡村振兴的空间溢出效应随着数字技术的持续渗透，数字普惠金融服务覆盖范围更广泛，能够提供跨时间、跨区域的金融资源配给，这意味着数字普惠金融可以产生外溢影响。一方面，数字普惠金融发展初期需要大量的人力、物力、财力投入和扶持。并且，数字普惠金融在发展过程中仍然具有一定的金融资本逐利特点，会向农业经济发展水平较高的地区集聚。这可能会使得

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数字普惠金融对周边地区的知识、技术和资本等要素产生虹吸效应，从而对其周边地区的乡村振兴产生一定的抑制作用。另一方面，当数字普惠金融发展到一定程度时，其会产生扩散效应（聂秀华和吴

[22]

青，2021）。数字普惠金融依托于现代信息网络和数字技术，促使资金、人才和技术等资源跨区域横向扩散，提高周边地区“三农”客户金融资源的可获得性，进而带动周边地区的乡村振兴。

随着数字技术与普惠金融的深度融合和创新应用，数字普惠金融影响较远地区的乡村振兴将成为可能，但这种空间溢出具有一定的作用范围和地理衰减特性。具体来看，信息在数字普惠金融对乡村振兴的空间外溢效应中发挥着重要作用。虽然数字技术在一定程度上削弱了地理距离的影响，但随着溢出距离的增加，有效金融信息的沟通不断减少，经过传输的信息产生诠释错误的可能性就越大（Por-[23]teous，1995），这或使得数字普惠金融对更远地区乡村振兴产生的空间溢出效应大大降低。不仅如此，市场准入和技术壁垒等可能会给数字普惠金融机构跨区域投融资带来一定的摩擦成本，这可能会阻碍金融资源的空间传递，从而导致数字普惠金融空间溢出具有一定的作用范围。综上，本文提出理论假说2和理论假说3。

理论假说2：数字普惠金融对周边地区乡村振兴产生了空间溢出效应。

理论假说3：数字普惠金融对乡村振兴的空间溢出具有一定的作用范围和地理衰减特性。

图1数字普惠金融对乡村振兴的影响三、实证研究设计（一）基本模型设定1.空间杜宾模型

正如理论机制部分所述，数字普惠金融可以影响本地和周边地区的乡村振兴，而且乡村振兴本身也具有一定的空间溢出效应。基于空间计量模型的适用性检验，本文构建如下空间杜宾模型（SDM）：

金融理论与实践

农村金融lnruralit=α0+α1lndfiit+ρ∑wijlnruraljt+ϕ1∑wij

j=1

系，详细指标体系如表1所示；其次，由于二级指标度量单位不统一，为了使二级指标具有可比性和实用性，本文对其进行标准化处理，得到无量纲化的结

[31]果，并用熵权法确定各指标权重（王军等，2021）；

lndfijt+α2Zit+ϕc∑wijZjt+μi+δt+εit

（1）

εit为随机扰动项，省份、时间固定效应，Zit为影响乡ρ村振兴的控制变量组，wij衡量地区间的空间关系，ϕ1和ϕc为数字普惠金融以及代表空间自回归系数，

μi和δt分别为其中，i与t分别表示省份和年份，

再次，本文用各指标的权重与相对应的标准化指标值的乘积之和计算得出乡村振兴综合评价指数。

2.核心解释变量

数字普惠金融（lndfi）。本文采用数字普惠金融指数来衡量数字普惠金融发展水平，该指标具体构

[32]

建成果来源于郭峰等（2020）的研究。其包含覆盖

控制变量空间滞后项的系数。

为了进一步细化空间单元进行分析，本文基于

[24]

Aquaro等（2021）的研究，构建具有异质性系数的空间杜宾模型（2），研究数字普惠金融对乡村振兴空间溢出效应的省域异质性。

lnruralit=α0+α1ilndfiit+ρ1i∑wijlnruraljt+ϕ1i∑wij

j=1

广度（lncov）、使用深度（lnuse）和数字化程度（lndig）3个二级指标，具有较强代表性。

3.中间变量

农村电商发展水平（lnrec）。本文借鉴赵霞和徐

[33]永锋（2021）的做法，用人均网络零售额乘以农村

lndfijt+ϕci∑wijZjt+α2iZit+μi+δt+εit

（2）

网络连接率表示。

[19]

增长极发展程度（lnpole）。本文借鉴张可（2019）

2.机制检验模型

理论机制表明，数字普惠金融可以通过促进农村电商发展、赋能增长极和缓解农户融资约束促进乡村振兴（李志平和吴凡夫，2021；斯丽娟和曹昊煜，

[25-27]

2022；胡超和孙继国，2022）。因此，本文借鉴余

[28]

泳泽和段胜岚（2022）的做法，重点关注数字普惠金融是否会影响中间变量。鉴于此，构建如下机制检验模型：

lnrecit=α01+α11lndfiit+α21Zit+μ1i+δ1t+ε1it（3）

lnpoleit=α02+α12lndfiit+α22Zit+μ2i+δ2t+ε2itlnrccit=α03+α13lndfiit+α23Zit+μ3i+δ3t+ε3it

（4）（5）

的研究，用各省份单位面积的开发区产出来衡量。

农户融资约束缓解（lnrcc）。本文借鉴胡超和孙

[27]

继国（2022）的做法，采用涉农贷款占总贷款的比

重来表示。

4.控制变量

借鉴已有文献，本文设定的控制变量包括：（1）互联网普及率（lnintel），用互联网上网人数与常住人口总数之比表示；（2）财政支出水平（lngov），用各省农林水支出与一般公共预算支出之比表示；（3）人力资本水平（lnhc），用平均每千人口高等学校在校生数与总人口之比表示；（4）对外开放度（lno-pen），用外贸进出口总额占GDP的比重来表示；（5）移动电话普及率（lntele），用移动电话使用人数占常住人口的比重来衡量。表2是主要变量的描述性统计结果。

（三）空间权重矩阵设定

为了反映不同地区空间关联的非对称特征，本文分别构建非对称互联网地理权重矩阵W1和非对称经济地理权重矩阵W3。

----------ìM1M2M31ïïWdiag-,-,⋯,-,i≠jW1=í2（6）MMMïï0,i=jî

----------其中，W2为逆距离权重矩阵，M1,M2,⋯,M31表

-M表示样示样本期内31个省份的宽带接入用户数，本期内所有省份宽带接入用户数的均值。W3用实

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其中，lnrec表示农村电商发展水平，lnpole表示

增长极发展程度，lnrcc表示农户的融资约束缓解程度。

（二）变量选取与数据来源

考虑到数据的可得性和完整性，本文选取2011—2021年我国31个省份作为样本，数据主要来源于北京大学数字普惠金融研究中心、《中国统计年鉴》《第三产业统计年鉴》《中国金融统计年鉴》以及各省份统计年鉴等。为了克服异方差的影响，对各个变量取自然对数。

详细指标测度如下：1.被解释变量乡村振兴（lnrural）。借鉴现有的研究成果和乡村振兴发展战略的内容，本文用乡村振兴评价指数

[29]

来衡量乡村振兴。首先，本文借鉴陈秧分等（2018）

[30]

和李志龙（2019）的做法构建乡村振兴评价指标体

金融理论与实践

数字普惠金融对乡村振兴的影响研究

一级指标

表1乡村振兴评价指标体系

性质++++++++--++++++-权重0.09210.09100.09990.05680.04440.02190.09590.06850.04140.01050.08400.01680.04970.06620.07400.000.0227

二级指标（单位）地区生产总值（万元）

产业兴旺全社会固定资产投资（万元）农业机械总动力（万千瓦）

森林覆盖率（%）空气质量良好以上天数（天）

生态宜居垃圾无害化处理率（%）供水综合生产能力（万立方米/日）

卫生院床位数（万张）乡村传统美德（%）农民受教育程度

乡风文明文化娱乐设施可及性文化娱乐活动可及性文化娱乐消费水平（元）

治理有效

一般公共预算支出（亿元）

公共管理、社会保障和社会组织法人单位数（个）

农民人均可支配收入（万元）

恩格尔系数（%）

生活富裕

注：“+”表示指标为正向指标，“-”表示指标为负向指标

表2

变量名

被解释变量核心解释变量

lnrurallndfilnrec

中间变量

lnpolelnrcclnintellngov

控制变量

lnhclnopenlntele

观测值341341341341341341341341341341

变量描述性统计结果

平均值-1.0685.276-3.1557.232-1.3853.935-2.1962.958-1.8774.600

标准差0.4230.6772.1271.2070.6520.3100.3390.2871.1830.257

最小值-2.1712.786-8.5253.445-3.8392.923-3.1922.085-11.5253.952

最大值-0.3376.1291.910.038-0.7994.595-1.4703.7260.4375.303

际人均GDP替换宽带接入用户数进行构建，构建方

式与W1相同。

四、实证结果分析①（一）基准回归结果

空间相关性检验结果表明，数字普惠金融和乡村振兴呈现正向的空间依赖特征。本文参考Elhorst

①本文根据实证设计进行分析，结论供参考。

2023年第4期(总第525期)

[34]

（2014）的检验方法，确定时空双重固定效应的SDM为最优模型，并采用拟最大似然估计法（QMLE）

[35]

进行估计（Lee和Yu，2010）。为比较和检验各变量参数估计的稳健性，本文进行了非空间OLS、SAR和SLX估计，回归结果见表3。

从表3可以看出，数字普惠金融（lndfi）及其空

金融理论与实践

农村金融

空间矩阵类型lndfilntelelngovlnhclnintellnopenWlndfiWlnteleWlnhcWlngovWlnintelWlnrural时间固定省份固定LogL观测数

341控制控制

0.587***(0.066)控制控制471.424341

341控制控制

表3

OLS

数字普惠金融对乡村振兴影响的空间计量估计结果

SLX

非对称互联网地理权重矩阵0.182**(0.054)0.067(0.090)-0.0(0.062)0.218(0.160)0.127**(0.052)-0.012*(0.007)-0.040(0.105)0.334(0.212)0.114(0.139)-0.199(0.156)0.143(0.175)

-1.959***(0.357)控制控制518.607341

0.300**(0.134)控制控制506.115341

0.355***(0.390)控制控制495.088341

SDM

逆距离权重矩阵W20.126***(0.044)0.017(0.073)-0.080*(0.040)0.216**(0.0)0.071*(0.042)-0.007(0.005)-0.499(0.386)1.367**(0.554)-0.1(0.553)-0.827**(0.331)

非对称经济地理权重矩阵W3

0.195***(0.068)-0.048(0.096)-0.045(0.051)0.098(0.147)0.108**(0.046)-0.006(0.006)-0.663**(0.335)1.056*(0.602)1.973***(0.720)-0.626*(0.354)

非对称互联网地理权重矩阵W1

0.185***(0.062)-0.048(0.085)-0.024(0.055)0.129(0.152)0.120**(0.050)-0.007(0.007)-1.025***(0.390)0.950(0.745)2.295**(0.995)-1.004**(0.447)

SAR

非对称互联网地理权重矩阵0.188***(0.063)-0.009(0.075)-0.012(0.057)0.132(0.161)0.133**(0.058)-0.011(0.007)

0.191***(0.066)0.008(0.083)-0.027(0.063)0.156(0.168)0.146**(0.063)-0.012(0.008)

注：***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平，括号内为稳健标准误。下表同

间滞后项（Wlndfi）的系数分别为正和负。然而，在包含全局效应的SDM中，点估计结果并非代表解释变量的边际效应，因而并不能准确判断其是否存在显著的空间外溢效应。因此，本文借鉴Lesage和

[36]

Pace（2009）的研究，利用表3的点估计结果进一步得出数字普惠金融及其他控制变量对乡村振兴的直接效应和间接效应，结果见表4。

（二）直接效应和间接效应如表4所示，数字普惠金融对乡村振兴的直接效应显著为正，间接效应显著为负，这表明数字普惠金融的发展能够促进本地乡村振兴，而对周边地区的乡村振兴产生一定的抑制作用。其原因可能在于以下几方面。

其一，数字普惠金融虽然具有普惠性，但其仍然

金融理论与实践

具有一定的金融资本逐利特点，即数字普惠金融会

向农业经济发展水平较高的地区集聚。其二，当前我国数字普惠金融处于发展初期，需要大量的人力、物力、财力投入和倾斜。这两方面的原因都会使得周边地区的知识、技术和资本等要素被本地区吸引，周边地区的乡村振兴可能会由于要素流出而受到阻碍。本文理论假说2得证。

（三）内生性处理与稳健性检验1.工具变量法

[37]

本文借鉴赵涛等（2020）以及Nunn和Qian[38]

（2014）的做法，以1984年各省份每万人电话机数量分别与样本期全国宽带用户数的交乘项及其空间滞后项作为数字普惠金融及其空间滞后项的工具变量，来解决其可能存在的内生性问题。一方面，数字

2023年第4期(总第525期)

数字普惠金融对乡村振兴的影响研究

空间权重类型lndfilntelelngovlnhclnintellnopen

表4

逆距离权重矩阵W2直接效应0.173***(0.047)-0.063(0.081)-0.036(0.051)0.272***(0.094)0.077*(0.045)-0.008(0.006)

数字普惠金融对乡村振兴的SDM效应分解结果

非对称互联网地理权重矩阵W1直接效应0.185***(0.067)-0.022(0.107)-0.053(0.050)0.134(0.128)0.107**(0.045)-0.006(0.006)

间接效应-0.860*(0.485)1.565(1.056)-0.876*(0.461)2.4***(1.022)0.051(0.042)-0.003(0.004)

非对称经济地理权重矩阵W3直接效应0.165***(0.062)-0.020(0.095)-0.042(0.053)0.177(0.136)0.121**(0.049)-0.007(0.007)

间接效应-1.468**(0.630)1.527(1.320)-1.560**(0.657)3.675**(1.534)0.076(0.063)-0.004(0.005)

间接效应-0.302*(0.155)0.543**(0.216)-0.282*(0.160)-0.407*(0.220)-0.054*(0.032)0.005(0.004)

普惠金融的发展依赖于互联网等数字技术的应用

[32]

（郭峰等，2020），而数字技术作为传统通信技术的延续发展，通信基础设施的建设能够影响到后续数

[37]

字技术的应用（赵涛等，2020），而且历史邮电数据几乎不会直接对乡村振兴产生影响。另一方面，由于1984年每万人电话机数是截面数据，不能够直接用于面板数据的计量分析，因此需引入样本期全国宽带用户数构造面板工具变量。结果如表5第（1）列所示①，可以发现，在考虑了内生性以后，数字普惠金融对乡村振兴直接效应和间接效应分别显著为正和显著为负，与表4回归结果一致，表明实证结果较为稳健。

2.变换样本估计

考虑到直辖市经济发展的特殊性，其在人口分布、产业结构等方面与其他省份明显不同，本文将直辖市从总样本中删去，利用剩余样本重新对模型进行估计。如表5第（2）列所示，可以发现，数字普惠金融对乡村振兴直接效应和间接效应与表4的回归结果一致，说明本文的回归结果具有稳健性。

3.基于数字普惠金融二级指标估计

为了进一步探究数字普惠金融对能源环境效率影响的具体作用因素，本文分别以数字普惠金融的3个二级指标作为自变量进行估计。回归结果如表6所示，在逆距离权重矩阵和非对称互联网地理权重矩阵下，数字普惠金融主要通过覆盖广度对乡村

振兴产生影响，数字普惠金融覆盖广度促进了本地

乡村振兴，一定程度上抑制了周边地区乡村振兴。这与数字普惠金融对乡村振兴影响的基准回归结果一致，表明本文实证结果具有稳健性。

表5内生性处理和稳健性检验

变量

效应直接效应

lndfi

间接效应控制变量个体固定时间固定Kleibergen-Paaprk

LM统计量Kleibergen-PaaprkWaldF统计量界值

工具变量法（1）变换样本估计（2）0.486***(0.163)-0.469**(0.224)控制控制控制13.828[0.000]6.984{4.58}

0.172***(0.063)-1.077**(0.436)控制控制控制

注：[]数值为P值；{}数值为Stock-Yogo15%水平临

五、进一步分析

（一）数字普惠金融对乡村振兴的作用机制检验由表3非空间的OLS回归结果可知，数字普惠金融可以显著促进乡村振兴。基于前文的理论分析，数字普惠金融可以通过农村电商促进效应、增长

①Kleibergen-Paaprk的LM统计量拒绝了“工具变量识别不足”的原假设；Kleibergen-Paaprk的WaldF统计量大于Stock-Yogo15%水平上的临界值，即拒绝了“工具变量弱识别”的原假设。以上检验证明了本文工具变量选取的合理性。

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金融理论与实践

农村金融极效应和农户融资约束缓解效应影响乡村振兴。第一，农村电商依托互联网可以扩大农产品销售半径，推动农业供给侧结构性改革，激活乡村经济和消费潜力，促进乡村振兴。第二，数字普惠金融所产生的增长极效应能够加快实现农业数字化、网络化、智能化，推动传统农业向现代农业转换，使得农户融入现代化生产，进而助力乡村振兴。第三，农户融资约束的缓解可以激发农村创业活力和微观主体的创新意愿，增加生产经营性投资，进而提高农业生产效率，促进农户增收，推动农村地区生活富裕，促进乡村振兴。因此，本文根据机制检验模型，采用工具变量法①重点验证数字普惠金融的农村电商促进效应、增长极效应和农户融资约束缓解效应这三个机制。表7为数字普惠金融及其覆盖广度影响农村电商、增长极和农户融资约束缓解的IV-2SLS估计结果。

表6基于数字普惠金融二级指标的估计结果

矩阵类型逆距离权重矩阵

效应直接效应间接效应直接效应间接效应直接效应间接效应

lncov0.073***(0.025)-0.166**(0.074)0.067***(0.019)-0.6*(0.411)0.073**(0.032)-0.179(0.231)

lnuse0.032(0.057)-0.122(0.138)0.038(0.049)-0.604(0.403)0.009(0.050)-0.241(0.409)

lndig-0.008(0.036)0.094(0.084)0.051(0.035)0.149(0.207)0.043(0.037)-0.349(0.249)

农户融资约束促进乡村振兴。本文理论假说1得证。

（二）数字普惠金融对乡村振兴空间溢出效应的地理距离异质性

为了进一步考察数字普惠金融对乡村振兴空间溢出效应在不同地理距离范围的变化特征，本文设定200—1500km作为度量范围，每隔100km利用SDM进行连续回归。不同距离阈值的空间权重矩阵（W4）构建方法如下：

1dij,d1dandi=jij1ijuî其中，dij为省份i与省份j之间的地理距离；dl和du分别表示距离阈值的下限和上限。图2为不同距离阈值下数字普惠金融对乡村振兴的影响变动趋势。

非对称互联网地理权重矩阵

非对称经济地理权重矩阵

由表7可知，考虑了内生性之后，三个方程中数字普惠金融及其覆盖广度的估计系数均在1%的水平上显著为正，这表明数字普惠金融及其覆盖广度均能够通过促进农村电商发展、赋能增长极和缓解

表7

变量lndfilncov控制变量个体固定时间固定观测数

控制控制控制3418.506***(1.529)

8.6***(1.966)控制控制控制341

控制控制控制341

lnrec

不同距离阈值下数字普惠金融

对乡村振兴的影响变动趋势

从图2中可以看出，随着距离阈值的不断增加，数字普惠金融对乡村振兴的本地效应一直处于较稳定的变化区间。数字普惠金融对乡村振兴的空间溢

图2

数字普惠金融对乡村振兴影响的中间机制

lnpole

7.015***(1.246)

7.336***(1.601)控制控制控制341

控制控制控制3412.163***(0.398)

2.261***(0.506)控制控制控制341

lnrcc

作为数字普惠金融的工具变量。①采用1984年各省每百万人邮局数量分别与样本期全国宽带用户数的交乘项，金融理论与实践

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数字普惠金融对乡村振兴的影响研究出效应在200-500km内呈现明显快速下降的趋势，此后逐渐缓慢衰减为0，这说明数字普惠金融对乡村振兴的空间溢出具有一定的作用范围和地理衰减特性。数字普惠金融虽然可以利用数字技术对金融资源在更广范围进行配置，对乡村振兴产生大范围的空间溢出效应，但是随着地理距离的增加，信息在跨区域传递过程中产生的歧义和误读等现象使得数字普惠金融对乡村振兴的空间溢出效应逐渐衰减为0。本文理论假说3得证。

（三）数字普惠金融对乡村振兴空间溢出效应的区域异质性

为了研究数字普惠金融对乡村振兴空间溢出和空间交互的区域异质性，本文将总样本划分为东部和中西部①，基于逆距离权重矩阵并对该矩阵进行拆分，构建相应的空间计量模型进行估计，结果见表8。

表8数字普惠金融对

乡村振兴空间溢出效应的区域异质性

东部

直接0.007效应(0.137)lndfi

间接-0.008效应(0.098)控制变量控制个体固定时间固定观测数

控制控制121

中西部东部→中西部中西部→东部0.270**(0.116)-0.081*(0.048)控制控制控制220

-0.019*(0.011)控制控制控制341

0.082(0.075)控制控制控制341

普惠金融水平远远领先中西部地区，从而可能会导致中西部地区乡村振兴所需的知识、技术和资本等要素被吸引进入东部地区，在一定程度上延缓了中西部地区乡村振兴进程。

（四）数字普惠金融对乡村振兴空间溢出效应的省域异质性

由于空间杜宾模型（1）只估计了所有省份空间溢出效应的平均值，无法捕捉不同省份所产生的空间联系与互动的强弱。基于此，本文基于模型（2），研究数字普惠金融对乡村振兴空间溢出效应的省域异质性。估计结果见表9。

如表9所示，空间溢出效应显著为负的有10个省份，空间溢出效应显著为正的有9个省份。空间溢出显著为正可能是因为这9个省份数字普惠金融发展产生的扩散效应强于虹吸效应，促使人才、资本等要素往周边省份流动，提高了周边省份农户和涉农企业金融资源和服务的可获得性，从而带动了周边省份的乡村振兴。

表9数字普惠金融对

乡村振兴空间溢出效应（φ1i）的省域异质性

省份北京天津河北海南广东辽宁山东福建上海江苏浙江安徽山西江西黑龙江河南

Wlndfi0.0770.520***-0.812***0.714***-0.225***1.150***-1.061***-0.018-0.605***-0.075-1.6***-0.2880.827-1.143*1.076*

地区东部东部东部东部东部东部东部东部东部东部

省份吉林广西重庆四川贵州云南陕西甘肃青海

Wlndfi0.524***0.969***-0.0590.1190.841***

地区中西部中西部中西部中西部中西部

东部内蒙古

由表8可知，从直接效应来看，中西部地区数字

普惠金融对乡村振兴的直接效应显著为正，表明在中西部地区，数字普惠金融能促进本地区乡村振兴。从间接效应来看，由于东部地区数字普惠金融和乡村振兴发展水平都相对较高，本地区数字普惠金融对周边地区乡村振兴的影响可能不明显。中西部地区内部的数字普惠金融一定程度上抑制了周边地区的乡村振兴，这可能是因为中西部地区的数字普惠金融发展起步较晚，各省份发展差距较大，数字普惠金融的发展会不断吸引周边地区知识、技术和资本等要素流入本地，进而抑制了周边地区乡村振兴。从东部地区和中西部地区的空间交互效应来看，东部地区数字普惠金融的发展一定程度上抑制了中西部地区的乡村振兴。这可能是由于东部地区的数字

-0.162***中西部-0.615***中西部0.3030.0750.0650.3361.242*1.288***-0.292

中西部中西部中西部中西部中西部中西部中西部

-1.156***中西部

中西部宁夏中西部中西部湖南中西部湖北

-0.523***中西部

六、结论与建议

本文系统考察了数字普惠金融对乡村振兴的影响、作用机制和空间效应，主要得出以下结论。第一，数字普惠金融有助于本地区乡村振兴，但对周边

①根据国家的解释，按照经济发展水平来划分，我国东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南，共11个省（直辖市）；中西部地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、四川、重庆、贵州、云南、、陕西、甘肃、青海、宁夏、广西和，共20个省（自治区、直辖市）。

2023年第4期(总第525期)

金融理论与实践

农村金融地区的乡村振兴产生了一定的抑制作用。第二，数字普惠金融主要通过促进农村电商发展、赋能增长极和缓解农户融资约束促进乡村振兴。第三，数字普惠金融对乡村振兴的空间溢出效应在不同的地理距离范围、区域和省份存在显著差异。根据上述结论，本文提出如下建议。

首先，积极推动数字普惠金融创新发展，促进乡村振兴。应继续加强农村地区新一代数字基础设施建设。同时，农村商业银行可将信贷业务与外部数据平台衔接，促进金融与现代科技在乡村有效结合，通过建立科学有效的信用评估标准，更有针对性地为涉农企业制定信贷方案，提升数字普惠金融服务能力，促进乡村振兴。除此之外，农村金融机构在贷款门槛、农村信贷规模以及贷款程序流程等方面应以市场需求为导向促进数字普惠金融与乡村振兴需求有机结合，推动数字普惠金融在农村金融市场规范发展，缓解农户和中小农企的融资约束，并通过数字技术汇集经济增长新动能，加快形成与数字技术深度交融的新型农村电商模式，高效有序地推进乡村振兴。

其次，针对数字普惠金融对邻近地区乡村振兴产生的负外部性，应做好金融资源的合理分配，通过出台激励相容的监督机制以保障金融资源科学有序流动。可以通过人才引进及建立技术和资金的“双通道”机制，使得数字普惠金融发展经验流入周边地区，提高资源要素的空间配置效率，消除因人才、资本等在部分地区过度集聚而对周边地区乡村振兴造成的负面影响，推动乡村振兴。此外，边界效应和地理衰减特征使得数字普惠金融很难对更远地区的乡村振兴产生影响。一方面，应积极推动数据标准化建设，减少信息在跨区域传递过程中产生的歧义和误读等现象，使得数字普惠金融在更远的距离仍然可以发挥对乡村振兴的空间溢出效应；另一方面，可加快建设全国统一大市场，深化合作意识，积极构建地区间数字普惠金融联盟，推动金融要素在更广范围内的畅通流动，扩大数字普惠金融对乡村振兴的空间外溢距离。

再次，依据不同地区发展特点，为数字普惠金融服务乡村振兴制定差异化。在东部地区，应加快农村地区数字技术持续创新，进一步提高数字普惠金融发展水平。同时应打通数据和金融等要素的空间流通路径，完善数字普惠金融配套协同机制，建立高效的信息互联互通渠道，实现数据、技术等要素

金融理论与实践

的直接对接和共享使用，使得数字普惠金融发展红

利能够更好地惠及周边地区和中西部地区，赋能乡村振兴。对于中西部地区而言，应结合本地区发展状况，加快完善“新基建”，推动区域间公共基础的均等化，改变区域间数字普惠金融发展不平衡现状，缩小区域间数字普惠金融发展差距，减少传统金融机构学习成本，进而减弱对周边地区知识、技术和资本等要素的虹吸效应，促进乡村全面振兴。除此之外，对于空间溢出效应为负的地区，应积极借鉴其他地区的发展经验，打破资源、要素等空间流动的壁垒，推动数字普惠金融基础设施和数据资源共享，全面高效地推动乡村振兴战略实施。

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（责任编辑：黄

琦）

金融理论与实践

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