基于双创视角的数字普惠金融促进乡村振兴路径与机制研究

奥鹏网院作业

基于双创视角的数字普惠金融促进乡村振兴路径与机制研究
马亚明1,2 周璐1,3

(1.天津财经大学 金融学院，天津 300222;2.天津市金融科技与风险管理实验室，天津 300222;3.天津仁爱学院 管理系，天津 301636)

摘 要： 本文基于创业和创新双重视角，运用2011—2019年省域面板数据，构建了乡村振兴发展指数，并探究了数字普惠金融对乡村振兴的影响。研究发现，数字普惠金融能促进创业和创新，进而推动乡村振兴发展，且在进行一系列稳健性检验后结论仍然成立。数字普惠金融对乡村振兴的影响在指数维度、金融业务、市场化水平以及人力资本水平等方面具有显著的异质性。数字普惠金融的使用深度和数字化程度对乡村振兴发展具有正向促进作用。除货币基金业务外，其他金融业务均促进乡村振兴发展。市场环境的改善、农村人力资本水平的提高，有助于数字普惠金融对乡村振兴发展促进作用的发挥。此外，数字普惠金融对乡村振兴发展的促进作用在发展水平较低的乡村产生了更大的效应。

关键词： 数字普惠金融； 乡村振兴； 创业； 创新

一、引言
普惠金融是指能有效和全方位为社会所有阶层和群体提供服务的金融体系，其初衷意在强调通过金融基础设施的不断完善，提高金融服务的可得性，实现以较低成本向社会各类经济主体，尤其是欠发达地区和社会低收入者提供较为便捷的金融服务。数字普惠金融是普惠金融的数字化阶段，它基于大数据、互联网、移动信息技术等数字技术为传统普惠金融难以触及的客户提供金融服务，从而降低金融服务产品的成本，扩大金融服务的可得性、覆盖率和满意度[1]。由于其低成本、覆盖广和速度快的特点，对农村经济发展产生了明显的助推效应[2]，成为乡村振兴发展中不可或缺的力量。

自党的十九大报告将乡村振兴提升至战略高度后，中共中央、国务院连续发布中央一号文件为全面推进乡村振兴指明方向。特别是2021年发布了《中共中央国务院关于全面推进乡村振兴加快农业农村现代化的意见》，提出要“发展农村数字普惠金融”，用数字普惠金融助力乡村振兴。

此后，学者们就数字普惠金融对乡村振兴发展的影响进行了探究。傅秋子和黄益平(2018)[3]从农村金融需求的角度进行了研究，发现

数字金融水平的提升减少了农村生产性正规信贷需求概率，增加了农村消费性正规信贷需求概率。其他学者就数字普惠金融对农户的影响进行了探讨，发现数字普惠金融能够有效缓解农户的金融排斥[4]、提高农民的非农收入[5]、降低农户脆弱性[6]。可以看出，数字普惠金融对“三农”具有重要的影响。创业、创新活动可以加速农村经济发展，对于实施乡村振兴战略具有重要意义。遗憾的是，少有学者从创业与创新双重视角对数字普惠金融对乡村振兴的影响展开研究。

鉴于此，本文基于创业与创新双重视角，探究数字普惠金融对于乡村振兴发展的影响。考虑到数字普惠金融的特性，本文进一步对数字普惠金融指数的三个维度和金融业务类型进行了异质性分析。同样，由于创业与创新活动离不开市场环境与人力资本，本文进一步对市场化水平和农村人力资本水平进行了异质性分析。最后，本文考察了数字普惠金融对不同发展水平乡村的影响，证明其包容性与普惠性的特征。

本文可能的边际贡献在于：第一，从创业和创新的视角，探讨了数字普惠金融对乡村振兴发展起促进作用的影响机制和实现路径，对数字普惠金融领域研究作了补充；第二，挖掘数字普惠金融对乡村振兴影响的其他因素，从指数维度、金融业务类型、市场化水平和人力资本水平等方面进行异质性分析，丰富了有关乡村振兴影响因素的相关研究；第三，考察了数字普惠金融对于不同发展水平乡村的促进效应，有助于深化对数字普惠金融包容性、普惠性功能的理解。

二、文献综述
(一)数字普惠金融对乡村振兴发展的影响
数字普惠金融对乡村振兴发展的影响体现在宏观和微观两个层面。在宏观层面上，数字普惠金融对农村包容性增长、产业升级、征信体系优化等方面有积极的促进作用。任碧云和李柳颍(2019)[7]认为数字金融服务的可得性能推动农村包容性增长。张林(2021)[8]研究发现，数字普惠金融能通过提高资源配置效率促进县域产业升级。张燕和刘福临(2018)[9]认为借助信息技术，数字普惠金融能够详细而精准地捕捉到农村地区企业和个人的消费方式、交易习惯等信息，有利于农村征信系统的优化。在微观层面上，数字普惠金融能够缩小收入差距、促进农民消费、缓解农民贫困。周利等(2020)[10]认为数字普惠金融通过增加金融可得性缩小了城乡收入差距。郭华等(2020)[11]认为数字普惠金融对农村居民消费支出有显著的促进作用，其中支付业务和投资业务以及覆盖广度都能有效提升农村居民消费。黄倩等(2017)[12]认为数字普惠金融具备边际成本和搜寻成本低的特点，能缓解农村用户的金融排斥，使得农村用户能更多地受益于数字普惠金融的发展。薛莹和胡坚(2020)[13]研究发现，移动支付手段降低了市场中流通货币的需求量，实现了闲散资金的有效聚集，有利于为经济发展提供资金，加速生产要素在市场中的流通，从而优化数字经济产业布局。傅利福等(2021)[14]研究发现，数字普惠金融通过财富渠道和创新渠道两条传导机制，对包容性增长会产生明显的边际促进效应。冉光和与唐滔(2021)[15]认为数字普惠金融通过移动支付的普及，加快了资金流动速度，提高了社会总需求，进而增加市场对劳动力的需求，以此促进社会就业。尽管现有研究大部分显示出数字普惠金融对农村经济发展、农民收入改善、城乡收入差距缩小等方面有积极的影响，但也有研究得出了不一样的结论。王修华和赵亚熊(2020)[16]的研究发现，数字金融发展在贫困户与非贫困户之间存在明显的马太效应，而这种效应的存在充分体现了金融发展过程中的不平衡、不充分，制约了我国城乡融合发展和社会主义和谐社会的构建。胡联等(2021)[17]认为现阶段由于低收入家庭缺乏数字工具且难以通过数字普惠金融带来的购买理财产品便捷性获得更多的收入，导致数字普惠金融发展加剧了相对贫困。

(二)数字普惠金融对创业、创新的影响
绝大多数研究结果显示，金融支持是影响创业行为的重要因素。数字技术与普惠金融的结合，提升了信息的传递速度和交流效率，缓解了资金供求双方的信息不对称，有利于对创业项目和创业者进行较为精准的匹配，提高创业资金的配置效率[18]。数字普惠金融借助互联网和移动平台，拓宽了金融服务的覆盖范围，帮助不发达地区获得便捷的金融服务，降低创业活动由于缺少资金支持而受到的限制[19]。数字普惠金融提供服务的边际成本很低，能够解决传统小微金融的规模不经济问题[20]，让处于“长尾”部分的低收入群体从中受益。数字经济红利偏向于受教育程度较高的群体，并且有助于缓解个体创业的借贷约束以及社会关系资源不足的制约，能够显著促进他们的创业决策[21]。此外，数字普惠金融还具备一定的金融教育功能，能提高教育程度较低群体的商业伦理素质[22]，有利于创业活动的开展。在数字普惠金融对创新的影响中，从微观层面来看，大部分文献以中小企业为研究对象，认为数字普惠金融能够缓解企业的融资约束[23]、降低企业融资成本[24]、提高企业的创新意识[25]。数字普惠金融能够改善金融要素扭曲带来的影响，为民营企业提供了更加充分的资金支持、缓解信息不对称，降低民营企业的委托代理成本，缓解民营企业融资约束，为企业的创新创造有利条件[26]，进而促进创新活动。从宏观层面来看，数字普惠金融能够改善区域的资源错配[27]、刺激消费需求[28]、促进地区的产业结构优化升级、发挥技术创新机会的外溢效应[29]、纠偏城市外部“虹吸效应”、激发城市内部冒险精神[30]，进而提高区域内企业的创新能力。我国庞大的人口规模意味着足够多的用户群体，当数字技术获得成熟并实现商业化时，将引发正反馈机制，这种“蒲公英效应”为中小企业创造了更好的发展条件[31]，提供了更好的创新机会。数字普惠金融集聚了游离在正规金融体系之外的金融资源，提高了资金流动效率，改变了传统的融资方式，提高了金融服务与企业需求的契合度。数字普惠金融提供的跨时间、跨区域的资源配给能够缓解企业资源不足问题，促进企业创新和发展[32]。

(三)创业、创新对乡村振兴发展的影响
现有文献大部分认为创业能够对乡村振兴起到积极的促进作用。创业能够增加就业、促进农村经济增长，增加农民收入[33]。而创业对农民收入的促进影响最终会传导到他们的消费上[34]，消费的提升将进一步刺激经济的增长。成功的创业具有示范效应，对农村地区的创业活力产生推动作用，有利于产生创业集群效应，形成竞争优势，促进农村经济发展[35]。而创新环境对创业绩效有直接的影响，在金融体系完善的环境中，企业更容易获得外部融资，从而提升创业绩效[36]。

大部分文献认为创新是促进农业经济增长的重要驱动力。创新能够推动传统农业向现代农业的转换、提升现代农业的竞争力和持续发展能力[37]、提高农业生产效率、改善农民收入[38]、推动产业结构升级。区域创新能力能够改善农业生态环境，促进农业经济的发展[39]。可是，单方面增加创新投入对农业经济发展的推动作用是有限的，优化创新资源配置比片面增加创新投入更为重要，通过充分发挥金融的资源配置功能，提高创新投入资金的配置效率[40]，才能更有效地促进农业经济的发展。

通过对已有相关文献的回顾与梳理，不难发现数字普惠金融发展对乡村经济产生了重要的影响，这也为探究两者之间的关系提供了空间。然而已有文献仍存在一些不足：一方面，现有文献主要是在乡村振兴背景下就乡村振兴发展内容的某一方面进行探讨，而没有将乡村振兴发展作为一个综合系统进行考察；另一方面，现有数字普惠金融对乡村振兴发展影响的文献中，主要着眼于数字普惠金融的非线性影响和空间溢出效应，对于数字普惠金融主要通过何种路径促进乡村振兴发展这一问题，尚缺乏深入探讨。

三、理论分析与研究假设
数字普惠金融作为金融与数字技术深度融合的产物，具有覆盖广、成本低、服务多元化等特征，能够更好地发挥在包容性和普惠性方面的独特优势，缓解农村地区的金融排斥。首先，数字普惠金融突破了地理限制，进一步拓展了金融服务的覆盖范围和可触达性，提高了金融服务的便捷程度，为农村地区获得便捷的金融服务提供了机会。其次，结构化的资产信息在农村地区通常是不完备的，数字普惠金融能够利用大数据分析技术重构农村信用评估体系，缓解农村地区结构化资产不足的劣势，有助于解决农村地区金融服务不足的问题。再次，借助信息技术，数字普惠金融的交易成本、搜寻成本和风险评估成本都有极大降低，农村地区的资金使用成本也随之降低，融资约束得到缓解，金融可获得性得到提升。第四，数字普惠金融通过提高储蓄到投资的转换效率，优化资源配置，增加生产资源产出效率，推动农村地区经济快速增长。此外，数字普惠金融引发了支付手段、消费模式的变革，催生了新型商业模式，有利于农村地区数字化水平的提高，推动农村经济发展。基于前述分析，提出以下研究假设。

H1 数字普惠金融发展能够促进乡村振兴发展。

数字普惠金融能从创业机会、创业成本和创业风险等方面对农村的创业活动产生影响。第一，数字普惠金融为农村创业创造了机会。对农村创业者而言，通常没有足够的抵押资产，在传统金融模式下很难获得创业资金，而数字普惠金融能够利用创业者沉淀下来的大量行为数据进行信用评估，降低创业融资的门槛，提供创业机会。数字技术对商业模式产生影响，在数字普惠金融的业务支持下，农村淘宝、产地直销等线上线下结合的新兴业务得到快速发展，同时也释放了新的商业机会，增加了创业机会。数字普惠金融盘活了游离于传统金融之外的闲散资金，为农民创业提供了必要的支持。第二，随着农村基础设施的完善，利用互联网和移动平台大幅降低了金融服务的交易成本和信息搜寻成本，大数据分析技术的运用减少了对农村创业活动进行风险评估的成本。数字普惠金融运营成本的降低有助于降低金融服务的成本，缓解农村创业活动的融资约束，降低创业成本。第三，数字普惠金融平台为创业者提供了多样化的金融产品，保险业务具有风险分担的功能，增强农村创业活动抵御风险的能力，降低创业风险。通过大数据平台，可以使企业信用信息透明化，缓解信息不对称带来的风险，增加农民对创业融资的信心，降低创业风险。创业机会的增加、创业成本和创业风险的降低能激发农村创业活力，创业活动能够创造就业机会，增加农村居民收入，刺激消费，促进农村经济良性循环，推动乡村整体的振兴发展。基于前述分析，提出以下研究假设。

H2 数字普惠金融通过提升农村创业活力推动乡村振兴发展。

数字普惠金融通过改善创新要素供给和促进外部市场需求影响创新活动，促进创新研发投入，提高农业现代化水平，推动乡村振兴。第一，数字普惠金融能够降低创新项目内外部的信息不对称程度，利用技术手段为创新项目匹配合适的资金，提高资金配置的效率，有利于创新投入的资金发挥更大的效用，提高创新活动的成功率，通过区域技术创新的外溢效应推动乡村振兴发展。第二，数字普惠金融的发展对人力资本水平提出了更高的要求，而教育是提升人力资本水平的根本途径，数字普惠金融能为人力资本的教育提供资金上的支持，提高整体人力资本的水平，人力资本水平的提升能够有效促进创新，带动农业的技术进步，推动乡村振兴发展。第三，数字普惠金融能够缓解消费者的流动性约束，产生多样化的消费需求，推动技术的变革和创新。创新活动能够提高要素生产率，加快农村地区产业结构优化升级，对农业经济发展、生态环境改善等方面产生积极的影响，进而推动乡村振兴发展。基于前述分析，提出以下研究假设。

H3 数字普惠金融通过提升创新研发投入推动乡村振兴发展。

四、研究设计
(一)数据来源与模型设定
本文选取的数字普惠金融相关数据来源于《北京大学数字普惠金融指数报告(2011—2020)》，其他各项指标数据来源于中国经济社会大数据研究平台和国家统计局网站，部分指标通过来源数据计算得到。由于大部分统计年鉴数据只更新到2019年，因此，本文的样本期间设定为2011—2019年。在构建乡村振兴发展指数时，西藏缺失数据较多，因此从样本中剔除掉西藏，个别年份或地区缺失的数据通过插值法进行推算。

首先，为验证数字普惠金融对乡村振兴发展的直接影响，构建模型(1)。

RURALDi,t=β0+β1DIFIi,t+∑CTRLi,t+δi+θt+εi,t

(1)

其中，被解释变量RURALD表示乡村振兴发展指数，解释变量DIFI为数字普惠金融指数。CTRL表示控制变量，并控制了省域固定效应δi和年份固定效应θt，εi,t表示随机误差。

考虑到内生性问题，本文还使用GMM方法进行检验，构建了动态面板模型(2)。

RURALDi,t=γ0+γ1RURALDi,t-1+γ2DIFIi,t+∑CTRLi,t+δi+θt+εi,t

(2)

进一步，为验证农村创业活力和创新研发投入的中介效应，本文根据温忠麟等(2004)[41]的因果逐步回归法进行中介检验，设定如下模型

RURALDi,t=a0+a1DIFIi,t+∑CTRLi,t+δi+θt+εi,t

(3)

MVi,t=b0+b1DIFIi,t+∑CTRLi,t+δi+θt+εi,t

(4)

RURALDi,t=c0+c1DIFIi,t+c2MVi,t+∑CTRLi,t+δi+θt+εi,t

(5)

其中，MV为中介变量，分别为农村创业活力(ENTR)和创新研发投入(INN)。

(二)变量选择
1.被解释变量(RURALD)

党的十九大提出了乡村振兴战略，明确按照“产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕”的总要求推进乡村建设的发展。本文依据乡村振兴发展的内容，构建了五个维度、24个基础评价指标的测度体系。

(1)产业兴旺。产业兴旺是实现乡村振兴的基本前提，也是改善乡村居民生活的关键。实现产业的兴旺发展，能够带动乡村就业，增加农村居民的收入，改善农村居民的收入结构；能够提高地区土地使用率，推动地区农业现代化水平的提升，带动农业经营主体和农户专业化、标准化、集约化生产；能够提高农业产出效率，推进绿色农业经济的发展。因此，产业兴旺主要从工资收入占可支配收入比、单位农林牧渔业增加值电力消耗、有效灌溉面积占耕地面积比重、亩均农业机械动力数、单位农业产值用水量等方面来衡量。

(2)生态宜居。生态宜居是乡村振兴的重要支撑点，是农村可持续发展的重要保障。生态宜居要能够体现尊重自然、顺应自然、保护自然的发展理念，要保持良好的自然环境，要有配套完善的农村公共服务，改善农村居民的医疗条件、教育条件、养老条件等，提升农村居民的幸福感。因此，生态宜居主要从农村人均诊疗次数、孕产妇死亡率、农村卫生厕所改造率、供水普及率、道路密度、养老保险参保率等方面来衡量。

(3)乡风文明。乡风文明为乡村振兴发展提供了良好的人文环境，是乡村振兴的重要保障。实现乡风文明，就是要满足农村居民精神文化的需要，提高农民的思想觉悟、道德水准和科学文化素质，推动农村教育、文化、娱乐等事业的发展，弘扬农村传统文化，提升乡村文明程度，形成文明乡风、良好家风和淳朴民风。乡风文明主要从农村居民平均受教育年限、人均教育文娱支出、有线广播电视覆盖率方面来衡量。

(4)治理有效。治理有效是推动乡村振兴的基础，为乡村振兴提供了良好的秩序保障。乡村治理要提高乡村居民的主体意识，激发主体参与乡村建设的积极性，充分发挥基层组织的作用，让农村公众广泛参与到乡村治理中来；发挥社会服务组织的作用，提高对农村弱势居民的保障程度，推进乡村的共同富裕。治理有效主要从农村居民最低生活保障人数、农村居民最低生活保障平均标准、农村与城镇居民最低生活保障标准之比、农村参加自治组织人数比等方面来衡量。

(5)生活富裕。生活富裕是乡村振兴的根本和首要目标，也是实现共同富裕的根本要求。实现生活富裕，首先要提高农村居民的收入水平，不仅仅是满足农村居民基本生活的需要，更要让农村居民经济宽裕，大幅提升农村居民的生活水平和质量；不断降低农村居民的恩格尔系数，提升农村居民的消费水平，缩小农村和城市的差距。生活富裕主要从农村居民人均可支配收入、农村居民人均消费支出、农村居民恩格尔系数、城镇化率、农村居民与城市居民收入比、农村居民与城市居民消费比等方面来衡量。

本文根据乡村振兴的目标要求，结合依据“五个维度”设计了评价指标体系，具体指标体系见表1。

表1 乡村振兴发展综合评价体系

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由于指标中有正向指标和负向指标，在计算权重前，本文对负向指标取倒数。在指数的测量中，指标权重的确定非常重要，基于信息熵理论的熵值法是一种客观赋值方法，本文采用熵值法来构造各具体指标的权重，其中i表示第i个地区，共m个地区，j表示第j个指标，共n个指标，t表示年份，共k年。

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图1 2011-2019年东、中、西部地区乡村振兴发展指数的平均值及标准差

第一，对指标进行标准化处理。

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(6)

第二，对指标进行归一化处理。

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(7)

第三，计算指标的熵值。

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(8)

第四，计算各指标的冗余度。

Dj=1-Ej

(9)

第五，计算各项指标的权重。

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(10)

最后，根据各项指标的权重计算乡村振兴发展指数。

根据三大地带划分标准，将30个省划分为东部、中部和西部地区，图1报告了2011—2019年三大地带乡村振兴发展指数的平均值和标准差。从时间趋势看，三大地带的乡村振兴发展指数均呈现出逐年上升的趋势，东部地区远高于中部地区和西部地区；从地带内部来看，东部地区内部差距最大，西部地区内部差距最小，东部地区差距总体上呈上升趋势，而中部地区和西部地区呈先降后升的趋势。

2.解释变量(DIFI)

北京大学数字金融研究中心于2021年4月发布了《北京大学数字普惠金融指数(2011-2020年)》，本文选择数字普惠金融指数作为解释变量。

3.中介变量

根据前文的分析，数字普惠金融通过促进农村创业活力和创新研发投入推动乡村振兴发展，本文以农村创业活力和创新研发投入作为中介变量。对于农村创业活力(ENTR)的测量，借鉴赵涛等(2020)[42]的思路，并根据数据的可得性，以乡村私营和个体就业人数之和占农村人口的比重作为代理变量。对创新研发投入(INN)的测量，以省域人均研发经费投入作为代理变量。

4.控制变量

根据以往研究，本文选取以下控制变量：(1)开放程度(QPEN)。地区贸易的开放程度有可能会导致农村人口流向城镇，阻碍乡村振兴，但另一方面，贸易开放能增加农村人口的收入水平，部分收入流回农村，能刺激当地的消费。(2)老年人抚养比(OLD)。人口结构对乡村生产、生活以及当地经济发展都会产生影响，进而影响乡村的振兴发展。(3)财政分权程度(FD)。财政分权赋予了地区在教育、医疗等方面财政资金分配上更多的自主权，充分发挥各地区财政在乡村振兴中的作用。(4)产业结构(IS)。地区的产业结构与农村经济发展有着密切关系，能够带动地区就业，但也可能导致乡村劳动力人口流失，影响农村经济发展。(5)经济集聚度(ECON)。经济聚集程度越高，由城市向乡村产生的外扩效应就越明显，能促进乡村的振兴发展。(6)财政农林支持度(AGR)。财政对农林的投入能够完善农村的基础设施建设，为乡村振兴发展提供有力的保障。(7)金融发展水平(FC)。金融发展水平对经济发展有重要的影响，能够促进经济的增长。但由于金融排斥的存在，传统金融对农村经济发展可能会产生不利的影响。

本文选取的主要变量及其测度方法见表2。

表2 主要变量定义表

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表3列示了文中各变量的描述性统计结果。乡村振兴发展指数的均值为0.210 5，其标准差分别为0.112 1，其他各变量的分布均在合理范围内。

表3 各变量描述性统计分析

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五、实证结果与分析
(一)数字普惠金融对乡村振兴发展的影响
本文对模型(1)进行回归，检验了数字普惠金融对乡村振兴发展的影响，为保证估计结果的稳健性，使用了聚类稳健标准误，回归结果见表4列(1)和列(2)。列(1)只加入了解释变量数字普惠金融指数(DIFI)进行回归，回归系数为0.001 6，在1%统计水平上显著，说明数字普惠金融指数越高，乡村振兴发展越好。列(2)在列(1)的基础上，进一步加入了影响乡村振兴发展的其他因素，DIFI的系数降至0.001 2，但在1%统计水平上仍然显著，说明考虑了其他影响因素后，数字普惠金融的发展仍然对乡村振兴有显著的促进效应。

考虑到当期乡村振兴发展水平可能会受上一期的影响产生内生性问题，本文还采用动态面板模型的两阶段系统GMM估计方法进行比较，回归结果见表4列(3)。列(3)DIFI的回归系数为0.000 1，在5%统计水平上显著。在系统GMM估计中，AR(1)检验的P值为0.012，小于5%，AR(2)检验的P值为0.616，大于10%，说明二阶序列自相关不显著。同时，Sargan检验对应的P值为0.466，大于0.1，说明选择的工具变量是合理的。

以上回归结果说明：无论采用的是静态面板估计方法还是动态面板估计方法，数字普惠金融对乡村振兴发展都具有显著的正向促进作用，验证了研究假设H1。

表4 数字普惠金融对乡村振兴发展的影响：基准回归

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注：括号内为t统计量，*、**、***分别表示10%、5%、1%显著性水平。下同。

(二)数字普惠金融促进乡村振兴发展的传导机制——基于“双创”视角
本文通过因果逐步回归法从农村创业活力和创新研发投入的视角，对数字普惠金融促进乡村振兴发展的传导机制进行检验。考虑到Bootstrap抽样法在检验中介效应时得到的间接效应置信区间更精确、更合理，本文进一步采用Bootstrap抽样法来检验农村创业活力和创新研发投入的中介效应。重复抽样次数设为5 000次，置信区间设定为95%。如果间接效应的回归系数显著且其95%置信区间不包括零，则证明中介效应成立，否则认为中介变量没有中介作用。

表5汇报了采用因果逐步回归法进行中介检验的结果。Panel A中，列(1)数字普惠金融的回归系数为0.001 2，在1%水平上显著，验证了数字普惠金融对乡村振兴发展的积极影响；列(2)数字普惠金融的回归系数为0.004 5，在1%水平上显著，说明数字普惠金融对农村创业活力有显著的促进作用；列(3)将农村创业活力这一中介变量放入数字普惠金融对乡村振兴发展影响的模型中进行回归，结果显示数字普惠金融和农村创业活力的回归系数分别为0.000 7和0.116 8，且在1%统计水平上显著，数字普惠金融对乡村振兴发展的影响系数相比列(1)有所下降，说明数字普惠金融通过提升农村创业活力推动了乡村振兴发展，该实证结果支持了假设H2。进一步采用Bootstrap抽样法对农村创业活力进行中介检验，结果见表6的列(1)和列(2)。列(1)显示间接效应的系数为0.000 5，在5%统计水平上显著，列(2)显示置信区间不包含零，说明农村创业活力在数字普惠金融和乡村振兴发展之间的中介效应存在，结果与前文一致，支持研究假设H2。

Panel B中，列(1)数字普惠金融的回归系数为0.001 2，在1%水平上显著，验证了数字普惠金融对乡村振兴发展的积极影响；列(2)数字普惠金融的回归系数为0.001 9，在1%水平上显著，说明数字普惠金融对创新研发投入有显著的促进作用；列(3)是将创新研发投入这一中介变量放入数字普惠金融对乡村振兴发展影响的模型中进行回归，结果显示数字普惠金融和创新研发投入的回归系数分别为0.000 8和0.221 9，且在1%统计水平上显著，数字普惠金融对乡村振兴发展的回归系数相比列(1)有所下降，说明数字普惠金融通过提高创新研发投入促进了乡村振兴发展，该实证结果支持了假设H3。进一步采用Bootstrap抽样法对创新研发投入进行中介检验的结果见表6的列(3)和列(4)。列(3)显示，间接效应的系数为0.000 4，在1%统计水平上显著，列(4)显示置信区间不包含零，说明创新研发投入在数字普惠金融和乡村振兴发展之间存在中介效应，结果与前文一致，支持研究假设H3。

(三)稳健性检验
为了增强前文实证结果的可靠性，本文从以下几个方面进行了稳健性检验。

首先，在数字普惠金融对乡村振兴发展影响的基准回归中，逐个加入影响乡村振兴发展的变量，系数的方向和显著性没有发生变化(1)由于篇幅原因，逐步回归结果并未展示，如有需要，可向笔者索取。，结果和现有结论一致。

其次，针对内生性问题，本文借鉴李牧辰等(2020)[43]的做法，将各省份与浙江省之间的球面距离与对应的数字普惠金融指数相乘，以此乘积作为工具变量。数字普惠金融指数基于蚂蚁金服平台提供的数据而构建，对于金融服务和金融产品的推广起到非常重要的作用，但其发展状况在一定程度上受到地理空间的影响。郭峰等(2017)[44]的研究表明，距离杭州越远，数字普惠金融的发展水平相对越低，发展速度相对越慢。尽管距离对各地区发展水平会产生影响，但距离不会因为地区发展水平的改变而发生变化，可见，各省份与浙江省的球面距离满足工具变量的两个条件。因此，本文将距离与对应指数的乘积作为工具变量，进行两阶段最小二乘法(2SLS)估计，并在回归模型中加入了控制变量，同样对省域和年份固定效应进行了控制。回归结果在表7列(1)中展示，Wald F的值为20.191，大于16.38(10%水平)，说明通过了弱工具变量的检验，使用工具变量控制内生性后，列(1)数字普惠金融指数的回归系数为0.001 6，在1%统计水平上仍然显著，结果和现有结论一致。

表5 传导机制检验：因果逐步回归法

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表6 传导机制检验：Bootstrap抽样法

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再次，关于互为因果的问题，考虑到乡村振兴有可能会对数字普惠金融的发展产生影响，而不是数字普惠金融促进了乡村的振兴发展，本文用数字普惠金融的一期滞后项替换当期指数，结果见表7列(2)，运用乡村振兴发展指数对滞后一期的数字普惠金融指数回归，回归系数为0.001，系数仍然在10%统计水平上显著为正，结果和现有结论一致。

表7 数字普惠金融对乡村振兴发展的影响：稳健性

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注：Wald F检验临界值为16.38(10%水平)、8.96(15%水平)、6.66(20%水平)、5.33(25%水平)。

最后，对于乡村振兴发展指数权重偏误问题，当用于构建乡村振兴发展指数的个别基础指标的数值离散程度较大时，可能会造成指数权重的偏误，因此，在熵权法赋值的基础上，采用TOPSIS的方法重新计算了乡村振兴发展指数，再次检验数字普惠金融与乡村振兴发展的关系，结果见表7列(3)，回归系数为0.001 6，仍然在1%统计水平上显著，结果与现有结论一致。

六、异质性分析
(一)数字普惠金融维度异质性
数字普惠金融指数包括了覆盖广度(BREADTH)、使用深度(DEPTH)和数字化程度(DIGI)三个维度，分别体现了数字普惠金融的可触达性、用户参与性和便捷性。不同维度是否会对乡村振兴发展产生不同的影响，本文进一步进行了探讨。表8为异质性检验的结果。

列(1)显示，数字普惠金融的覆盖广度对乡村振兴发展的影响并不显著，说明数字普惠金融覆盖范围的扩大在乡村振兴发展中起到的促进作用并不明显。一方面，覆盖广度仅体现了数字普惠金融的可触达性，开通了数字普惠金融账户只是具备了享受数字金融服务的基本条件，并不能直接反映实际需求和受益程度；另一方面，农村地区的“数字鸿沟”现象更加明显，影响了数字普惠金融覆盖广度的拓展，这些因素都影响了覆盖广度对乡村振兴促进作用的发挥。列(2)数字普惠金融的使用深度的回归系数为0.000 7，在1%统计水平下显著为正，说明数字普惠金融的使用深度越深，对乡村振兴发展的正向影响越大。数字普惠金融多元化的服务能满足农户多样化的需求，提高了资金的配置效率，农户对金融服务的使用程度越高，受益越大，对乡村振兴发展的推动越明显。列(3)数字普惠金融的数字化程度的回归系数为0.000 3，在1%统计水平下显著为正，说明数字普惠金融的数字化程度越高，对乡村振兴发展的正向影响越大。数字化程度更能体现数字普惠金融低门槛的优势，帮助农村地区获得便捷的金融服务，减少流动性约束，促进乡村振兴发展。

表8 数字普惠金融维度异质性检验

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(二)金融业务异质性分析
中国数字普惠金融目前涵盖的金融服务类型主要有支付业务、保险业务、货币基金业务、投资业务、信贷业务和信用业务。不同业务的参与程度可能对乡村振兴发展的影响不同。本文进一步检验了数字普惠金融不同类型金融业务类型对乡村振兴发展的影响。

表9的回归结果显示，除了货币基金业务的回归系数不显著外，其他的金融业务类型的回归系数都在1%或5%的统计水平上显著，说明货币基金业务在乡村振兴发展中的促进作用不明显，而支付业务、保险业务、投资业务、信贷业务和信用业务对乡村振兴发展均有显著的促进作用。总体来说，数字普惠金融通过多元化的金融服务增强农村地区的金融可得性，支付业务能够加快交易完成速度、提高交易便捷程度，保险业务能够提高农户抵御风险的能力，投资业务有利于农村地区资产的优化配置，信贷业务可以缓解农村地区的融资约束，而信用业务能够提供更精准的信息、降低金融服务的门槛、提高资金配置效率。货币基金业务对乡村振兴并没有显著的影响，可能是因为随着货币基金业务回报率的下降以及其他理财产品的兴起，用户对该业务的使用深度有所下降，从而影响了其对乡村振兴发展的促进作用。

表9 数字普惠金融业务类型异质性检验

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(三)市场化水平异质性分析
乡村振兴发展与其所处的市场环境有着密切的关系。较好的市场环境意味着更高的信息透明度、更完善的监管制度以及更有效的知识产权保护，这些都更有利于发挥数字普惠金融资源配置优化功能，营造良好的创新创业氛围，促进乡村振兴发展。因此，本文进一步研究了数字普惠金融促进乡村振兴发展的市场化水平异质性。

本文采用王小鲁等(2019)[45] 编制的《中国分省份市场化指数报告(2018)》中的市场化总指数来衡量地区的市场化水平，由于报告数据只更新到2016年，以历年市场化指数的平均增长幅度为基础外推出2017-2019年各省份的市场化总指数，并按市场化总指数的中位数将样本分为高市场化水平和低市场化水平两组。运用模型(1)进行回归，回归结果见表10列(1)和列(2)。在高市场化水平组，数字普惠金融的回归系数为0.002 5，在1%统计水平上显著，而在低市场化水平组，数字普惠金融的回归系数降为0.000 3，显著性水平也有所下降，说明数字普惠金融对乡村振兴发展的影响在市场化水平较高的组更加明显，促进效应更大。当地区的市场化水平较差时，会制约技术的发展和创新，不利于数字普惠金融的推广，从而削弱数字普惠金融的优势、弱化数字普惠金融跨地区为农村农户提供资金支持的功能。而地区的市场化水平越高，越有利于发挥数字普惠金融的优势，促进乡村振兴发展。

(四)农村人力资本水平异质性分析
人力资本理论认为人力资本是推动地区经济发展的重要驱动力。人力资本水平较高的地区，金融消费者的素质更高，更容易跨越“数字鸿沟”，使用低成本、高效率、多样化的金融服务，更能有效地发挥数字普惠金融在促进乡村振兴发展中的积极作用。因此，本文进一步探讨了数字普惠金融促进乡村振兴发展中的人力资本异质性。

本文以农村15岁以上文盲比重作为衡量农村地区人力资本水平的指标，按照中位数将样本分为两组，文盲占比低的为高人力资本水平组，文盲占比高的为低人力资本水平组，回归的结果见表10列(3)和列(4)。在高人力资本水平组，数字普惠金融的回归系数为0.001 2，在1%统计水平上显著，而在低人力资本水平组，数字普惠金融的回归系数降为0.000 4，显著性水平也有所下降，说明数字普惠金融对乡村振兴发展的促进作用在高人力资本水平组更加明显。居民的受教育程度越高，学习能力往往越强，接受新生事物的速度越快，尤其在信息“大爆炸”的时代背景下，受教育程度往往在信息获取、信息甄别和信息利用等方面发挥着重要的作用。因此，农村地区的人力资本水平越高，越能强化数字普惠金融对乡村振兴发展促进作用的发挥。

表10 市场化水平和农村人力资本水平异质性检验

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表11 数字普惠金融对不同发展水平乡村的影响：分位数回归

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七、拓展性研究：数字普惠金融对不同发展水平乡村的影响
数字普惠金融最突出的特征是包容性和普惠性，能够缓解农村的金融排斥。根据“长尾理论”，处于尾部的地区和群体更能受益于数字普惠金融。因此，本文将乡村振兴发展综合评价指数按照10%、25%、50%、75%和90%五个具有代表性的分位点划分为5个等级，运用模型(1)进行分位数回归，进一步研究数字普惠金融对不同发展水平乡村的边际作用。

表11汇报了分位数回归的结果，随着分位点数的上升，数字普惠金融的回归系数逐渐变小，显著性也大致成下降趋势，乡村振兴发展水平较低的地区(10%分位点)，数字普惠金融的促进作用更明显，促进效应更大，而在乡村振兴发展水平较高的地区(90%分位点)，数字普惠金融的促进作用并不显著。振兴发展水平越低的地区通常受到的金融排斥越严重，因而数字普惠金融包容性和普惠性的特性更能得到体现。数字普惠金融对振兴发展水平越低的乡村促进效应越明显，影响程度也越大。

八、研究结论与启示
本文运用2011—2019年省域面板数据对乡村振兴发展水平进行了测度，并从创业和创新的视角，研究了数字普惠金融对乡村振兴发展的影响。研究发现：第一，数字普惠金融能够通过激发农村创业活力和提升创新研发投入推动乡村振兴发展。第二，数字普惠金融的使用深度和数字化程度对乡村振兴发展有显著的促进效应，数字普惠金融提供的服务除了货币基金业务外，其余业务均对乡村振兴发展产生了积极的影响。第三，地区市场环境越好、农村人力资本水平越高，数字普惠金融对乡村振兴的促进效应越大。第四，数字普惠金融在振兴发展水平越低的乡村，产生的促进效应越明显，影响也越大。

本文的研究具有重要的理论贡献和现实价值。首先，现有研究从法制、文化、产业结构等方面探讨了对乡村振兴的影响，鲜有学者从数字普惠金融视角分析其对乡村振兴的影响，本文拓展了乡村振兴影响因素的相关研究，深化了对数字普惠金融经济后果的认识。其次，本文基于双创视角研究了数字普惠金融促进乡村振兴发展的路径与机制，有利于从新的视角拓展数字普惠金融领域的研究范畴，丰富了现有对乡村振兴发展的研究视角。再次，异质性的研究发现，为数字普惠金融未来发展方向和目标的确定提供了经验证据，为完善市场环境和提高人口素质相关政策的制定提供了现实参考。最后，本文的研究深化了对数字普惠金融包容性、普惠性特质的认识，为推动数字普惠金融在农村的发展提供了理论依据。基于本文的研究结果，得到以下政策启示：第一，持续推进数字普惠金融的发展，拓宽数字普惠金融在农村地区的覆盖广度，完善数字普惠金融各项业务的功能，强化数字普惠金融在激发创业活力和提升创新研发投入中的作用。第二，加强“三农”的数字普惠金融相关信息的传递，保证农户信息获取的及时性，建立信息反馈机制，解决农户的相关疑问，帮助农户正确解读信息内容。第三，完善地区的制度建设，为数字普惠金融包容性、普惠性优势的发挥提供有利的市场环境，优化数字普惠金融服务乡村振兴发展的功能和效率。第四，注重农村地区人力资本水平的提升，大力普及金融教育，对农村用户开展有针对性的培训，帮助农村用户克服对电子设备的使用障碍，缩小农村地区的“数字鸿沟”，加强农村居民的信用意识和风险意识，促进农村地区有效金融需求的释放。第五，借助科技手段，构建激励相容的数字普惠金融监管长效机制，平衡好金融风险与乡村振兴发展之间的关系。

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Study on the Route and Mechanism of Digital Inclusive Finance to Promote Rural Revitalization from the Perspective of Entrepreneurship and Innovation
MA Ya-ming1,2,ZHOU Lu1,3

(1.College of Finance,Tianjin University of Finance &Economics,Tianjin 300222,China;2.Laboratory of Fintech and Risk Management,Tianjin 300222,China;3.Department of Management,Tianjin Renai College,Tianjin 301636,China)

Abstract：Based on the dual perspectives of entrepreneurship and innovation,this paper constructs the rural revitalization development index by using the provincial panel data from 2011 to 2019,and explores the impact of digital inclusive finance on rural revitalization.The study found that,digital inclusive finance can promote entrepreneurship and innovation,and then promote rural revitalization and development.The conclusion is still valid after a series of robustness tests.The impact of digital inclusive finance on rural revitalization has significant heterogeneity in index dimension,financial business,marketization level and human capital level,et.al.The depth and degree of digital inclusive finance play a positive role in promoting rural revitalization.Except for the monetary fund business,other financial businesses promote the revitalization and development of rural areas.The improvement of market environment and the level of rural human capital are more conducive to the role of digital inclusive finance in promoting rural revitalization.In addition,the role of digital inclusive finance in promoting rural revitalization and development has a greater effect in villages with low development level.

Key words：digital inclusive finance;rural revitalization;entrepreneurship;innovation