崔惠民， 王志豪

(安徽財經大學 財政與公共管理學院，安徽 蚌埠 233030)

一、引 言

在新一輪信息技術革命浪潮的背景下，數字普惠金融逐漸成為助推中國經濟增長的新動能?！按龠M普惠金融的發(fā)展,是我國全面建成小康社會的必然要求,有助于完善金融行業(yè)發(fā)展的可持續(xù)化,更有利于促進大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新,助力轉變經濟發(fā)展方式,維護社會公平和和諧”[1]。2021年2月21日，《中共中央國務院關于全面推進鄉(xiāng)村振興加快農業(yè)農村現代化的意見》(以下簡稱《意見》)發(fā)布?！兑庖姟窂娬{：“民族要復興，鄉(xiāng)村必振興”。為全面建成社會主義現代化強國，實現中華民族偉大復興，建設新農村變得十分緊迫，建設任務也更為艱巨。在數字普惠金融的推動作用下，中國農村金融的供給能力持續(xù)增強，鄉(xiāng)村融資約束持續(xù)得到改善?；谏鲜霰尘?，本文從數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的影響機理展開，研究以新業(yè)態(tài)、新模式為定位的數字普惠金融在服務鄉(xiāng)村振興的發(fā)展過程中的作用和顯現的新問題。這對我國深化促進數字普惠金融的發(fā)展，構建鄉(xiāng)村振興長效體系，大有裨益。

隨著國家對鄉(xiāng)村振興的持續(xù)重視，學術界不斷深化數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的研究。國外學者主要側重于對數字普惠金融進展水平的評價體系與效率測度的研究。Beck等以萬人和十萬平方米范圍內的自助取款機數、銀行金融網點數等8個研究對象作為普惠金融發(fā)展指標，評價金融機構的服務效率[2]。Sarma等根據地理滲入、可獲得服務和產品利用率，計算出45個國家相關的普惠金融指數[3]。Sherman等利用DEA模型對金融二級機構運轉效率進行了度量[4]。

國內學者則對理論內涵[5]、邏輯生成、實踐機理[6]與評價體系[7-8]等方面進行了研究。以鄉(xiāng)村振興的影響因素為切入點，杜育紅等強調國家目前要重視鄉(xiāng)村教育，指出鄉(xiāng)村人才振興是鄉(xiāng)村振興的重中之重[9]；陳坤秋等表明，在目前鄉(xiāng)村發(fā)展遇阻的環(huán)境中，鄉(xiāng)村土地制度革新是打破阻點、推進鄉(xiāng)村振興的制勝一招[10]；王修華強調，我國金融助力農村發(fā)展現存諸多問題，如攜款出逃、支持力度低等難點問題，不利于金融與鄉(xiāng)村振興需求之間的協調發(fā)展[11]。立足于數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的激勵機制與影響效果，現有研究成果主要從6個角度進行分析：一是緩解農村家庭信貸約束。尹志超等指出，在大型金融機構服務輻射不到的區(qū)域內，數字金融有利于緩解農村家庭信貸約束[12]。二是縮小城鄉(xiāng)收入差距。宋曉玲利用門檻回歸模型，充分證明普惠金融的包容性特征可以有效減小城鄉(xiāng)收入差距[13]。三是減緩農村貧困。劉錦怡等研究發(fā)現，在科技與網絡的發(fā)展作用下，開拓數字普惠金融服務對鄉(xiāng)村的覆蓋廣度和應用深度,有助于鄉(xiāng)村減貧致富[14]。四是促進農業(yè)轉型升級。田娟娟等以理論研究為基礎，指出數字普惠金融以促進農業(yè)向高附加值產業(yè)轉變的方式，支持我國農業(yè)產業(yè)轉型升級[15]。五是提供資金支持。王景新等表示，以緩釋農村貧困人群的金融排斥現象為旨要的數字普惠金融為我國鄉(xiāng)村發(fā)展提供了全方位支持[16]。六是促進農村居民消費。傅秋子等利用數字普惠金融指數證明數字普惠金融對鄉(xiāng)村村民的消費能力具有增進效果[17]。

基于上述分析，學術界研究鄉(xiāng)村振興的影響因素和數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的影響等成果顯著，但相關文獻缺乏對普惠金融促進鄉(xiāng)村振興作用關系的研究。大多教學者僅測量單一化的省份元素，抑或是從全局和整體上分析普惠金融與鄉(xiāng)村振興的關系。相比之下，研究多元化的省份則更具多元性與科學性，并且能反映多變量之間的影響作用，并且相關研究缺乏將理論與實踐創(chuàng)新性的結合。鑒于此，結合數字普惠金融助力鄉(xiāng)村振興的理論基礎，在研究對象的選擇上參考具有代表性的2008-2019年中國30個省市作為面板數據，應用SDM為模型定量分析數字普惠金融與鄉(xiāng)村振興水平之間的作用關系，創(chuàng)新性地把兩者結合起來，實證分析數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的影響機理，以期提升普惠金融服務鄉(xiāng)村振興的效率、效益和效果。

二、數字普惠金融助力鄉(xiāng)村振興的影響機理

20世紀80年代，在凱恩斯(Keynes)的“政府干預主義理論”和納克斯(Nurkse)的“貧困惡性循環(huán)理論”的影響下，對農村發(fā)展與資本需求方面作用的農業(yè)信貸補貼理論(Subsidized Credit Paradigm)盛行一時。該理論指出，在社會邊緣的貧困群體生產力極低，農村普遍收入狀況和儲蓄水平位于社會底層。所以，為促進農業(yè)發(fā)展，疏解貧困問題，利用政府補貼農村資金和建立不以盈利為目的的普惠型金融機構對于增進“三農”的發(fā)展尤為重要。孫同全等認為在農村發(fā)展的歷程中農村商業(yè)銀行和金融合作社等金融機構是農村金融市場的主導力量[18]。所以，需要出臺相關政策嚴格規(guī)范金融機構對農村金融的普惠型補貼，激發(fā)農村金融市場的潛能，構建一個秩序井然、公平公正的普惠型金融市場，推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略順利實施。

圖1表達了金融服務與鄉(xiāng)村發(fā)展的內生關系。S1表示鄉(xiāng)村經濟發(fā)展中的資金供給曲線、D1表示鄉(xiāng)村經濟發(fā)展中的資金需求曲線，C1表示借款成本。隨著經濟的持續(xù)增長，農村對經濟的需求不斷增加，需求曲線由D1變化為D2；需求總量從Q1增加至Q2。然而，農村的小微經濟體具有生產聚集性不高、產出收益較低、資金需求量較少、擔保產品匱乏等特征，導致大型金融機構服務農村意愿不高，金融機構對鄉(xiāng)村的服務供給總量依舊在S1的位置不變，因此提升借款成本至C2是滿足鄉(xiāng)村發(fā)展的動力之一。然而農村規(guī)模小的特征限制了其經濟承受能力，致使借款成本處于C1。為推進鄉(xiāng)村資金供給曲線由S1向S2變化，減少借款成本，打破由于資金短缺抑制農村發(fā)展的困境，使用政策工具助力數字普惠性金融必然是有效且較公平的方式。

圖1 金融服務農村經濟發(fā)展關系分析

數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的作用程度具有階段性。首先，在數字普惠金融發(fā)展初期，受鄉(xiāng)村經濟發(fā)展相對落后和信息傳輸方式約束的限制，村民在接受和學習新的技術過程中會規(guī)避風險，加上數字普惠金融自身的數字化、新型化特點，會導致政府機構的推廣力度與村民接受程度之間的落差較大，并且在時間上具的滯后性，致使數字普惠金融前期并不能顯著促進鄉(xiāng)村振興[19]。其次，因為缺少相對應的知識儲備與相關的學習投入，一般村民在學習的過程中會耗費更大的人力、物力、財力資源，這將 “擠占”原先投入到促進農業(yè)生產過程中的資源，這也會抑制其對鄉(xiāng)村振興的服務效率[20]。當數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的作用走出“拐點”，觸底反彈后，會直接或者間接推動鄉(xiāng)村振興的發(fā)展。因此，總體上數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的影響具有兩方面的作用：

一是直接作用。深入發(fā)展數字普惠金融能為村民提供財產管理[21]、教育保障基金[22]和基本保險[23]等服務與產品。同時，數字普惠金融對鄉(xiāng)村小微主體的經濟發(fā)展產生可持續(xù)的積極作用，緩解小微經濟體成長過程中的資金流動性受約束的困境[24]，為農村勞動力與企業(yè)“扶智賦能”，推動鄉(xiāng)村振興發(fā)展。二是間接作用。在數字普惠金融發(fā)展的過程中，金融基礎夯實的地區(qū)實現經濟增長后，經過輻射和滲透的方式幫扶貧困地區(qū)，進而推動鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的發(fā)展。一方面，數字普惠金融在助力鄉(xiāng)村自主創(chuàng)業(yè)、增加可支配收入和改善收入公平分配上具有積極作用,有利于實現經濟包容性增長[25]。另一方面，數字普惠金融在統籌公平和效率的基礎上對村民消費能力的增長與延展，具有正向推動作用[26]。

四、變量選取與數據來源

1.變量選取

(1)被解釋變量 本文以鄉(xiāng)村振興評價指數作為被解釋變量?；趪摇多l(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018-2022年)》中鄉(xiāng)村振興發(fā)展指標，借鑒賈晉等建立的指標體系[27]，以合理性和科學性為原則，確定5個二級指標，25個三級指標，構建了“六化四率三治三風三維”的鄉(xiāng)村振興評價體系(見表1)。

采用層次分析法(AHP)構建遞階層次的方式，將專家的評判轉變?yōu)槎恳蛩剡M行相互比較，將復雜、不易于量化的定性評判轉化為定量評判，提高評價結果的科學性，權重結果見表1所列。除了農村居民恩格爾系數、城鄉(xiāng)居民收入比兩個指標與促進鄉(xiāng)村振興的作用呈負相關，其余指標都顯示正相關關系。一般而言，在同等條件下，恩格爾系數越高表示居民生活水平越低[28]；城鄉(xiāng)居民收入比越大，表示城鄉(xiāng)貧富差距越大，不利于城鄉(xiāng)均衡發(fā)展。

表1 鄉(xiāng)村振興評價指標體系

(2)核心解釋變量 本文利用《北京大學數字普惠金融指數(2011-2018)》將數字普惠金融指數(DIFI)作為核心解釋變量。指數將“三度”(覆蓋廣度、使用深度和數字化程度)作為一級維度，并劃分11個二級指標和33個三級指標，具備科學性與合理性(見表2)。為了提高評價結果的合理性與科學性，采用層次分析法(AHP)確定相關指標的權重。

表2 數字普惠金融指標體系及權重

(3)控制變量 綜合考慮了影響鄉(xiāng)村振興的各類因素，結合相關研究文獻，控制變量選取如下：財政負擔(BURDEN)，是指各省的財政支出減去其財政收入后的差值，差值大小與財政負擔成正比；對外開放程度(OPEN)，用當年匯率對進出口貿易總額用人民幣計價轉換除以GDP的比值表示；城鎮(zhèn)化水平(URBAN)，為城鎮(zhèn)常住人口與總人口的比值。

2.數據來源

本文數據源自2008-2019年《中國統計年鑒》《中國社會統計年鑒》《中國衛(wèi)生統計年鑒》《中國城鄉(xiāng)建設統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國保險統計年鑒》和各省統計年鑒，并選取中國30個省市區(qū)(西藏自治區(qū)及港澳臺地區(qū)數據缺失，未包含)作為研究對象。數據描述性統計結果見表3所列。

表3 主要指標的描述性統計

五、空間計量模型的構建及檢驗

1.計量模型設定

統計數據在空間位置中會出現自相關性，為了更好地研究數字普惠金融對相鄰區(qū)域的鄉(xiāng)村振興的作用，本文采用空間計量模型深入探究可能存在的直接效應與間接效應，充分探索地區(qū)間因經濟互動而出現的空間依賴性。由此建立SAR、SEM與SDM空間計量模型：

Reiij=β1DIFIij+β2BURDENij+β3OPENij+β4URBANij+εij

(1)

(2)

Uij=λWμij+εij

(3)

其中： Reiij為被解釋變量，表示鄉(xiāng)村振興指數； DIFIij為核心解釋變量，表示數字普惠金融指數；BURDENij、OPENij、URBANij為控制變量，分別表示政府負擔、對外開放程度和城鎮(zhèn)化；ρ、λ、θ分別為空間滯后、空間誤差和解釋變量的空間系數；β0、εij分別為常數項和隨機干擾項；Wij是空間權重矩陣。

2.空間計量模型檢驗及選擇

選擇適配的空間計量模型是科學分析普惠金融促進鄉(xiāng)村振興發(fā)展的重點，利用Elhorst[29]對空間計量模型的檢驗方法，“具體到一般”和“一般到具體”，將空間計量模型分成三步檢驗:

第一步，“具體到一般”的檢驗方法。利用LM統計量選擇非空間計量模型或是空間計量模型(SAR或SEM)，若以上兩個模型均通過，檢驗就需再計算R-LM統計量，表明可使用SEM模型；SAR的P值為0.001，也在1%的顯著性水平下顯著，表示選用SEM模型和SAR模型都適配，SEM和SAR的P值分別為0和0.001，均在1%顯著性水平下顯著，因此在此基礎上選擇SEM和SAR相結合的SDM模型。

第二步，“一般到具體”的檢驗方法。在拒絕非空間計量模型基礎上，選用LR檢驗法甄別SDM是否會退化成SAR與SEM，LR檢驗結果P值為0，說明SDM模型不會退化成SAR與SEM。

第三步，基于固定效應模型，采用LR檢驗繼續(xù)甄別使用個體固定效應、時間固定效應或是雙重固定效應。依據以上空間計量模型檢驗描述結果最終確定選擇雙向固定效應的SDM模型。

3.空間自相關檢驗

在探究地區(qū)間的空間溢出效應前，需判斷地區(qū)間是否有空間自相關。Moran指數的作用是判斷地區(qū)間的空間自相關性的，而全局Moran指數是檢驗整體空間變量的空間集聚狀態(tài)的。

在地理權重矩陣中，0-1矩陣難以精確表示在地理位置中不相鄰的區(qū)域間的空間效應?；诖耍疚氖褂媚艹浞挚紤]非相鄰區(qū)域間空間效應的地理距離矩陣。本文采用Moran指數進行全局空間自相關檢驗。檢驗結果(表4)表明數字普惠金融與鄉(xiāng)村振興的Moran指數均顯著且為正，說明我國的普惠金融服務鄉(xiāng)村振興顯現出明顯的空間正相關，即存在空間集聚趨勢。

表4 全局Moran指數2008-2019年鄉(xiāng)村振興全局Moran值

六、實證結果分析

1.基準結果分析

(1)基準回歸結果 OLS、雙向固定效應模型中數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興發(fā)展作用的估計系數依次是0.143與0.097，前者通過了1%的顯著性水平檢驗，后者在5%的顯著性水平下顯著?；貧w結果表明數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的發(fā)展具有正向效應。

表5 數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興影響的基準回歸結果

(2)空間直接效應、間接效應與總效應分析 空間直接效應是指區(qū)域內數字普惠金融變化單個閾值對所在地區(qū)鄉(xiāng)村振興發(fā)展的作用程度；空間間接效應是指臨近區(qū)域數字普惠金融變化單個閾值對所在地區(qū)鄉(xiāng)村振興發(fā)展的作用程度；空間總效應是指整體區(qū)域數字普惠金融變化單個閾值對鄉(xiāng)村振興發(fā)展的作用程度。從表6可以看出，數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的直接效應、間接效應與總效應都表現為正向影響，并且數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的影響作用系數的互異性顯著，財政負擔對鄉(xiāng)村振興的直接效應是最大的、城鎮(zhèn)化對鄉(xiāng)村振興的額間接效應是最大的。

表6 基于SDM模型的空間效應分解

數字普惠金融的直接效應系數為0.124且在1%的水平下顯著，表明數字普惠金融每提升1%，本地區(qū)鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平將會提升0.124%；間接效應系數為負且在5%的水平下顯著，說明本地區(qū)普惠金融水平提高會導致相鄰地區(qū)鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平下降，因為各地區(qū)競爭關系導致相鄰地區(qū)鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平下降。財政負擔的直接效應和間接效應系數分別為0.147和0.103，且在1%與10%的顯著水平下顯著，說明財政負擔每提升1%，本地區(qū)鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平提升高達0.147%，財政負擔每提升10%，相鄰地區(qū)鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平提升0.103%。對外開放每提升1%使本地區(qū)鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平提升0.149%，相鄰地區(qū)鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平提升0.152%。城鎮(zhèn)化對鄰近地區(qū)的鄉(xiāng)村振興發(fā)展有正向的促進作用，城鎮(zhèn)化每提升10%，本地鄉(xiāng)村振興發(fā)展水平提升0.128%，城鎮(zhèn)化每提升1%，相鄰地區(qū)的空間溢出效應是0.500%。

(3)空間溢出效應分析 由表7可知，短期內，數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的總效應顯著，且為負相關關系，可能的原因是在數字普惠金融發(fā)展初期，受經濟發(fā)展的限制，新技術推廣至鄉(xiāng)村的難度較大并且在時間上具的滯后性，致使數字普惠金融前期并不能顯著推進鄉(xiāng)村振興發(fā)展。同時，在學習成本上，對新興技術及金融知識的學習需要耗用一定的人力、物力、財力，投入與產出具有非同期性和時滯性，難以在短期成效。

表7 動態(tài)空間杜賓模型短期效應分解

續(xù)表

長期來看，普惠金融、財政負擔與城鎮(zhèn)化的影響均通過了10%的顯著性檢驗，表明能夠有效促進鄉(xiāng)村振興的發(fā)展。正如前述分析，政策的實施必然在長期內有所反饋，數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興展產生可持續(xù)的積極影響，緩解了鄉(xiāng)村發(fā)展過程中的受技術約束及人才缺乏的困境。

表8 動態(tài)空間杜賓模型長期效應分解

2.內生性處理

為了避免內生性的問題可能對結果的影響，采用工具變量法繼續(xù)探究數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的作用。因為滯后一期的數字普惠金融不會受當前經濟狀況的影響，并且與數字普惠金融相關，故選擇滯后一期的數字普惠金融當作工具變量。當處理了可能出現的內生性問題后，數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的“U”型作用仍然存在，表示估計結果是穩(wěn)定的，見表9所列。

表9 數字普惠金融與鄉(xiāng)村振興：內生性處理結果

續(xù)表

3.穩(wěn)健性檢驗

為進一步檢驗數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的影響結果的穩(wěn)定性，本文采取更換空間權重矩陣的方式進行檢驗。因為權重矩陣類型的差異性會影響回歸結果出現不同的結果，所以本文將0-1矩陣更換為地理距離矩陣對數字普惠金融影響鄉(xiāng)村振興的靜態(tài)與動態(tài)空間效應進行考量，表10是地理距離矩陣的回歸結果，解釋變量的顯著性和之前的結果大體一致，進而證明本文靜態(tài)空間效應與動態(tài)空間效應均能通過檢驗，表明本文結果具有較強的穩(wěn)健性。

表10 數字普惠金融服務鄉(xiāng)村振興靜態(tài)空間效應和動態(tài)空間效應的穩(wěn)健性檢驗

七、結論與政策建議

1.結論

本文對數字普惠金融助力鄉(xiāng)村振興進行了機理分析，并以2008-2019年我國30個省域面板數據為數據樣本，利用空間杜賓模型(SDM)實證檢驗了數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的作用。結果發(fā)現：我國的普惠金融服務鄉(xiāng)村振興顯現出明顯的空間正相關關系，即存在空間集聚趨勢，也呈現出一定空間異質性。數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興影響的短期總效應呈現負向顯著關系，但長期來看，數字普惠金融能夠有效促進鄉(xiāng)村振興的發(fā)展。

2.政策建議

(1)完善科技供能，提高數字普惠金融服務鄉(xiāng)村的水平和效能 在國家支持大數據應用鄉(xiāng)村的基礎上充分釋放大數據、區(qū)塊鏈、AI等技術對鄉(xiāng)村發(fā)展科技供能的強大優(yōu)勢，深入發(fā)掘鄉(xiāng)村振興發(fā)展的熱點和亮點，集中解決一些難點和痛點，助推數字普惠金融與鄉(xiāng)村振興需求之間的協調發(fā)展，最終促進人力成本與交易成本的“雙降”以及監(jiān)督能力與管理能力的“雙升”。

(2)加強農村信息化設施建設 加快農村信息化建設，推進農村網絡通訊設施全覆蓋，配套數字普惠金融發(fā)展的硬件設施。全面完善農村區(qū)域智能設備的普及化，豐富村民對互聯網通訊的使用方式。加強在農村地區(qū)對數字金融知識與產品的普及與宣傳,利用網絡交易平臺與自媒體宣傳平臺，提升村民金融素養(yǎng)，解決數字普惠金融技術推廣難度大、推廣時間滯后等問題。

(3)優(yōu)化鄉(xiāng)村產業(yè)，服務鄉(xiāng)村振興 大力支持鄉(xiāng)村優(yōu)勢產業(yè)發(fā)展，促進普惠金融解決鄉(xiāng)村經濟發(fā)展中資金流動性受約束的困境，推進鄉(xiāng)村經營主體可持續(xù)發(fā)展。利用數字普惠金融助力鄉(xiāng)村居民自主創(chuàng)業(yè)、增加可支配收入，實現鄉(xiāng)村經濟包容性和高質量發(fā)展。