數字普惠金融對鄉村振興的動態影響研究
——基于系統GMM及門檻效應的檢驗

田 霖，張園園，張仕杰

(鄭州大學 商學院，河南 鄭州 450001)

引言

黨的十九大報告首次將鄉村振興提升到戰略層次，并強調指出“三農”問題是事關國計民生的根本性問題，必須始終將處理好“三農”問題視為全黨工作的重中之重。鄉村振興戰略是一項重大戰略，是新時代“三農”工作總抓手，也是實現中華民族偉大復興的一項重大任務。2021年3月，中共中央國務院發布《關于實現鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉村振興有效銜接的意見》，強調實現脫貧攻堅與鄉村振興政策之間的有效銜接，關鍵之處在于處理好金融服務政策的鏈接工作，進一步完善針對脫貧人口的小額信貸政策。2021年中央一號文件初次指出要發展農村數字普惠金融，同時幫助市縣建立區內通用的信息數據庫。數字普惠金融在原有的涉農金融基礎上創新提出“數字化”，通俗來講，是將互聯網與普惠金融相結合而形成的一種新業態，可以有效推動鄉村振興戰略的實施，對解決“三農”問題具有重大意義。

自鄉村振興這一概念在我國被提出以來，多數學者針對其內在含義[1]、影響因素、實現路徑[2]以及評價指標體系[3-4]進行研究。關于鄉村振興的影響因素，杜育紅和楊小敏通過研究指出當前應注重鄉村教育，強調農村人才培養是振興鄉村的關鍵之處[5]；陳坤秋等指出，在當前鄉村發展面臨障礙的背景下，農村土地制度改革是攻破阻力、助力鄉村振興的關鍵力量[6]；王修華表明，鄉村振興發展的重要推動力包括多元、高質以及差異化的金融服務，但目前中國農村金融助力鄉村發展存在著包括資金外逃、支持度不夠、金融排斥農業領域以及相關政策支持力度不夠等問題，在一定程度上阻礙了鄉村振興戰略的有效實施[7]。有關數字普惠金融對鄉村振興的影響研究主要為定性研究。通過梳理國內外學者的研究，發現實證研究重點聚焦于以下幾點：一是數字普惠金融能夠助力貧困減緩。如Gomber等指出數字普惠金融能夠打破時空規則，為貧困地區居民提供充足的金融供給，滿足其相應需求，從而助力貧困減緩[8]。二是數字普惠金融能夠刺激居民消費。易行健和周利采用理論和實證相結合的方法展開研究，發現數字普惠金融可以顯著促進居民消費，且這一促進效果在農村地區、中西部地區以及中低收入階層家庭更為顯著[9]。三是數字普惠金融有助于減小城鄉收入差距。宋曉玲運用我國面板數據實證分析數字普惠金融對城鄉收入差距的影響，實證指出數字普惠金融的發展可以明顯縮小城鄉居民收入差距[10]。

綜合以上論述發現，目前學界關于數字普惠金融與鄉村發展有了較為深入的研究，學界普遍認為數字普惠金融的發展具備減緩貧困、刺激居民消費、減小城鄉差距等正向影響。然而研究數字普惠金融與鄉村振興的直接作用關系的文獻并不多，多數學者在探討數字普惠金融與鄉村振興的關系時多從單個省份角度出發研究普惠金融對鄉村振興的影響，或是從全國層面角度出發研究普惠金融與鄉村振興的均衡關系。鑒于此，本文構建相對全面、科學、合理的評價指標體系，對鄉村振興水平進行測度，一方面從理論上分析數字普惠金融影響鄉村振興水平的作用機制，以此為基礎展開研究；另一方面，運用系統GMM模型定量研究數字普惠金融與地區鄉村振興水平之間的作用關系，創新性地把兩者結合起來，實證分析數字普惠金融發展對于鄉村振興以及鄉村振興指標不同維度的作用關系，隨后運用門檻模型研究數字普惠金融與鄉村振興之間是否是線性關系，這對推動數字普惠金融發展、加快實施鄉村振興戰略具有借鑒意義。

一、數字普惠金融影響鄉村振興水平的機理分析

目前國內學者針對數字普惠金融與鄉村振興的影響研究大多是定性分析，實證研究相對不足。李季剛和馬俊對數字普惠金融影響鄉村振興的具體路徑展開研究，結果表明數字普惠金融發展對鄉村振興建設具備明顯的推動作用，其中起關鍵促進作用的是數字普惠金融的覆蓋廣度和數字化程度兩個方面[11]。謝地和蘇博指出數字普惠金融可以從減少金融排斥、促進協同創新、增強風險監管等幾個方面助力實現鄉村振興的五項要求[12]。基于黨的十九大提出的鄉村振興的五項要求，數字普惠金融發展影響鄉村振興的路徑主要通過產業帶動效應、生態改善效應、文明教化效應、治理規范效應及減貧增收效應實現[13],其作用機制如圖 1所示。

圖1 數字普惠金融對鄉村振興的作用機制

(一)產業帶動效應

產業興旺是鄉村振興的核心。目前農村產業存在產業鏈和供應鏈較短、產品附加值低、市場無序競爭等問題，農村產業亟需轉型升級[14]。傳統的金融發展存在金融排斥問題，導致金融難以充分發揮服務實體經濟的作用。普惠金融可以通過提高金融服務的覆蓋廣度、優化資源在產業間的配置，提升農業機械化綜合水平，進而對產業結構升級產生正向效應[15]。數字普惠金融是互聯網科技和金融結合的產物，其可以在一定程度上解決信息不對稱問題，為因缺乏信貸獲取渠道而受阻的小型企業注入新的活力，提升鄉村生產效益水平。

(二)生態改善效應

生態宜居是鄉村振興的重中之重。我國鄉村多處于偏遠地區，基礎設施建設較為落后，公共交通不便，這些都是導致我國鄉村貧困、發展滯后、信息閉塞的根源，可見亟需重視鄉村生態宜居建設。綠色金融理念的提出和推行有助于將金融活動與環境污染治理和生態環境保護相結合，通過資源的優化配置，引導資金流入環境保護及生態環境改善的項目，有效改善鄉村的自然生態狀況。數字普惠金融的推進可以在一定程度上推動我國經濟朝著綠色、健康的方向發展[16]，完善基層基礎設施，從而達到優化農村生活條件、改善鄉村醫療衛生狀況的效果，保證鄉村“老有所依”，滿足生態宜居需求，實現鄉村生態宜居，最終實現鄉村振興。

(三)文明教化效應

鄉風文明是鄉村振興的靈魂之處。數字普惠金融的發展可以廣泛普及相關知識，提高鄉村居民的專業素養，提升人力資本水平。鄉村具備悠久的歷史文化和優秀的傳統文化，數字普惠金融的深度使用，有助于推動鄉村文化產業的發展，促進傳播和保護鄉村文化，促進鄉村文明建設。此外，數字普惠金融的經濟效應可以促進鄉村居民脫貧增收[17-18]，增加鄉村地區教育投入，有效提升鄉村整體文化水平，進而達到文明教化效果。

(四)治理規范效應

治理有效是實現鄉村振興的重要保障。一方面，在法律及道德的約束下數字普惠金融產生治理規范效應，提高鄉村居民的金融和法律規范認知，有效治理農村地區金融秩序，增強村民誠信和守法意識進而實現鄉村地區規范化。另一方面，數字普惠金融的廣泛覆蓋為所有社會階層提供便民措施，在一定程度上影響農村教育投資，有效紓解農村教育貧困問題，提升農村人口的教育水平和居民素質[19]。此外，數字普惠金融的發展可以通過擴大金融包容范圍以縮小城鄉居民收入和消費差距[20]、有效提升鄉村治理水平。

(五)減貧增收效應

生活富裕是鄉村振興的根本落腳點。數字普惠金融的發展可以有效幫助鄉村地區人民減貧增收。一方面，數字普惠金融可實現親貧式的減貧效應，即相對于富裕群體，貧困群體能夠從數字普惠金融發展中獲益更多，進而提高貧困人口的收入水平，縮小城鄉收入差距[21-22]。另一方面，數字普惠金融的發展能夠提高中小企業信貸的可獲得性，為農村人口提供更多就業機會，有效促進農村居民工資增長，在一定程度上提升農民的生活質量[23]。

二、我國鄉村振興水平測度

(一)測度方法及數據來源

本文采取綜合評價方法對我國鄉村振興水平進行測度。考慮到數字普惠金融提出時間晚、發展期限短的問題，本文選取2011—2018 年作為樣本區間，指標數據主要取于2012—2019年的《中國農村統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》、各省區市統計年鑒以及EPS數據庫、國家統計局網站，因為港澳臺地區數據缺失程度較大，本文沒有將其納入研究范圍。熵權TOPSIS法在指標賦權過程中能有效避免主觀因素的影響，同時具備熵權法和TOPSIS 法計算過程簡單、測算結果合理的優點。為客觀、合理測度各省份鄉村振興水平，本文采用熵權TOPSIS 法進行測度評價，具體步驟如下。

第一步，解決數據指標的量綱問題，用離差標準化處理原始指標數據，為避免出現零值使得賦值無意義，在原有標準化公式的基礎上加上0.000 01，考慮到本文所用指標均為正向指標，故將標準化處理方式定為公式(1)。

(1)

其中i表示省份，j表示評價指標，(i=1,2,…,m;j=1,2,…,n)，m為評價對象個數，n為指標個數。Xij和Yij分別為原始和無量綱化處理后的指標數據，Mij和mij分別為最大、最小值。

第二步，計算各指標Yij的熵值Ej：

(2)

第三步，給指標Yij進行賦權，求出權重Wj：

(3)

第四步，建立加權矩陣R，R=(rij)n×m，其中：

rij=Wj×Yij

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

第七步，計算理想解的貼進度Ci：

(9)

(二)鄉村振興評價指標體系構建

鄉村振興戰略的總要求包括產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效和生活富裕，可以發現，鄉村振興“五位一體”的目標任務是一個有機整體，需要用系統性的思維統籌考慮[4]。本文從鄉村振興評價指標的五個維度出發[3]，遵循科學性、合理性和全面性原則，選取14個二級指標，構建省級鄉村振興評價指標體系，如表 1所示。

表1 鄉村振興評價指標體系

(三)鄉村振興水平測度結果及分析

根據前文建立的鄉村振興評價指標體系和選取的綜合評價方法，測算出2011—2018年各省份鄉村振興發展水平，如表2所示。

表2 2011—2018各省份鄉村振興水平測度值

由測度結果可以發現，我國各省份鄉村振興總體水平提升較慢(見圖2)，且地區差異十分明顯。就2018年而言，在31個省份中，只有7個省份鄉村振興水平得分大于0.4，占總省份數的22.58%，其中只有北京市得分大于0.5。根據鄉村振興總體水平得分和研究地區數量將31個省份劃分為三個等級，第一等級為鄉村振興得分排名前十的省份，第二等級為排名居中的11個省份，第三等級為排名在后十位的省份。研究發現，位于第一等級的省份中，除江西、湖南兩個中部省份外，其余多位于東部沿海地區；而位于第三等級的梯隊中，西部省份有7個，占據絕大多數。就2018年各地區鄉村振興水平而言，中部地區稍高于西部地區，東部地區顯著高于西部地區，說明相較于東部和中部地區，西部地區鄉村振興水平偏低，可以發現我國鄉村振興水平存在顯著的地區差異。

圖2 2011年、2014年、2018年各省份鄉村振興水平

三、數字普惠金融對地區鄉村振興水平的動態面板模型分析

(一)模型設定與方法估計

為了研究數字普惠金融與各省區市鄉村振興水平及其五個維度之間的關系，同時顧及上一期被解釋變量可能影響到當期被解釋變量，本文擬構建動態面板模型如下：

Yit=α0+α1RURALit-1+α2LNDIFIit+β3∑θCVit+εit

(10)

在上式中，Yit是被解釋變量，代表鄉村振興水平及其五個維度；DIFIit是核心解釋變量，表示數字普惠金融指數，CVit表示一組控制變量構成的向量；下標i表示各省(市、自治區)、t表示年份；β和θ為待估參數；εit為隨機擾動項。

由于本文選擇數據為短面板數據，廣義矩估計是短面板數據有局限性和內生性的情況下可以采用的最佳估計方法，其主要包含系統矩估計和差分矩估計兩種，其中系統矩估計具有要求更為嚴苛、結果更加準確的特點，綜合考慮以上因素本文采用系統GMM方法對模型開展研究。

(二)變量說明與數據來源

被解釋變量：鄉村振興指數(RURAL)、產業興旺(IP)、生態宜居(EI)、鄉風文明(RC)、治理有效(EG)、生活富裕(LW)。

核心解釋變量：數字普惠金融指數(LNDIFI)。以北京大學數字金融研究中心發布的《北京大學數字普惠金融指數》為基礎,將各年各省區市相應數值取對數后的數值作為核心解釋變量。

控制變量：經濟發展水平(LNGDP)用取對數后的各省區市人均地區生產總值表示。交通便利程度(TRANS)用各省區市農村公路里程數取對數表示。老年撫養比(ODR)用各省區市總人口中非勞動年齡老年人口數比上勞動年齡人口數的數值表示。財政支持力度(FC)用各省區市農林水支出占政府一般性支出的比值表示。互聯網普及率(INTERNET)用各省區市互聯網普及率表示。各控制變量數據來源于Wind數據庫、國家統計局網站、中國財政部和中國國家稅務總局。

各變量描述性統計分析如表3所示。

表3 變量的描述性統計

(三)實證結果分析

為了驗證系統GMM的估計結果是否有效，本文采納Arellano和Bover[24]提出的兩種檢驗方式驗證工具變量和估計結果的有效性。一是二階序列相關檢驗AR(2)，其主要功能是檢驗系統GMM估計的殘差有沒有序列相關性，當二階段自回歸沒有序列相關時，該方程的估計結果是有效的；二是過度識別約束檢驗，該檢驗主要是用來驗證系統GMM估計中使用的工具變量是否總體有效，實證中采用Sargan檢驗方法進行鑒定。表 4報告了依次將鄉村振興指數(RURAL)、產業興旺(IP)、生態宜居(EI)、鄉風文明(RC)、治理有效(EG)、生活富裕(LW)當作被解釋變量，模型的系統GMM回歸分析結果。6個回歸模型的二階序列相關檢驗結果(AR(2)的概率)均驗證回歸方程不存在二階序列相關的假設為真，并且Sargan過度識別的檢驗數據也證實工具變量有效性的零假設為真，由此可以證實整個模型的設定是合理的，同時工具變量也是有效的。

表4 模型回歸結果

表4中結果表示，數字普惠金融與鄉村振興之間明確有顯著正相關關系。總體回歸方程中，數字普惠金融指數(LNDIFI)的系數是0.023 5，并在1%的置信水平上顯著，也就是說，數字普惠金融指數(LNDIFI)平均提高1個單位，鄉村振興水平提升0.023 5%，標志著數字普惠金融能夠顯著正向促進鄉村振興水平的提升，由此可見在鄉村地區大力發展數字普惠金融具備一定的現實意義。隨著數字技術的提升、金融服務覆蓋范圍的擴大、數字金融使用深度的增強，鄉村居民可以低成本、可持續性地獲得金融服務，這可以有效推動鄉村產業成長、農民創業致富。

為了進一步研究數字普惠金融指數(LNDIFI)對鄉村振興各個維度的具體影響，本文分別對鄉村振興指數(RURAL)的各個維度進行回歸，結果如表4所示。觀察表4可以發現，在五個一級指標中，只有治理有效(EG)方程中，數字普惠金融指數(LNDIFI)的系數沒有通過顯著性檢驗，由此可見數字普惠金融發展的治理規范效應并不顯著，結果顯示雖然數字普惠金融發展可以在一定程度上減小城鄉收入差距[10]，但是其治理規范效應并不顯著，其原因可能是鄉村治理體系的不完善，這在一定程度上抑制了數字普惠金融的促進作用。在產業興旺(IP)、鄉風文明(RC)和生活富裕(LW)的各個方程中，數字普惠金融指數(LNDIFI)的系數分別是0.042 3、0.187 4和0.030 7，大小均超過0.01，且均在1%水平上顯著，表明數字普惠金融指數(LNDIFI)對這三個分項指標的正向推動作用較大。在生態宜居(EI)方程中，數字普惠金融指數(LNDIFI)的系數僅僅是0.007 3，且在10%水平上通過檢驗，表示數字普惠金融的發展對鄉村生態宜居的影響較小。由此可見，數字普惠金融對鄉村振興的文明教化效應、產業帶動效應、減貧增收效應及生態改善效應作用較為明顯。

四、數字普惠金融對地區鄉村振興發展的門檻效應分析

(一)模型設定

至于金融發展與鄉村振興之間的影響關系是純粹的線性關系還是具備門檻效應，學者給出不同看法。蔡興等指出金融發展對鄉村振興的促進作用具備門檻特征，這一促進作用隨著農村人均可支配收入的增加而不斷增強[13]。張婷婷和李政從農村經濟發展和農民收入的視角出發，采用滾動回歸模型和TVP-SV-VAR模型進行實證分析，結果表明，農村金融發展對鄉村振興的作用具有時變特征[25]。我國鄉村振興發展水平受數字普惠金融的影響是否真的具備門檻特征呢？為探討這一關系，本文對其門檻特征進行研究，以Wang[26]的研究方法為基礎，建立面板門檻模型對其門檻特征展開研究。因為不知道具體門檻數量，先假設為單一門檻模型，設置面板門檻模型如下：

RURALit=α0+α1LNDIFIit(qi≤γ)+α2LNDIFIit(qi>γ)+β1LNGDP+

β2TRANS+β3ODR+β4FC+εit

(11)

其中，qi代表門檻變量，γ代表未知門檻值，εit為隨機誤差項，其余符號表示與上文相同。

(二)門檻回歸結果分析

1.門檻效應的檢驗

本文使用Stata15.0軟件檢驗數字普惠金融與鄉村振興之間是否具備門檻特征。為確保門檻估計的精密度，研究數字普惠金融對鄉村振興發展的門檻特征，采取Hansen[27]的自舉法確定模型的門檻數，依次進行單一門檻、雙重門檻與三重門檻檢驗，取得F統計量和P值，如表 5所示。

表5 門檻效應檢驗結果

由表5可知，單一門檻效應在1%的置信水平上顯著，雙重門檻效應在10%的置信水平上顯著，而三重門檻效應則不顯著。這說明數字普惠金融影響鄉村振興的效應并不是簡單的線性關系，兩者之間存在顯著的雙門檻特征。通過門檻效應檢驗之后，本文對雙重門檻估計值展開分析，表6給出了門檻的估計值以及相應的置信區間。

表6 門檻估計結果

2.門檻回歸結果

對數字普惠金融指數作用于鄉村振興的非線性雙重門檻模型進行回歸分析，結果見表7。

表7 門檻面板回歸模型估計結果

由表7可發現，當數字普惠金融指數在不同區間時，數字普惠金融對鄉村振興的作用表現出非線性影響。由研究結果得出，當數字普惠金融指數(LNDIFI)低于第一門檻值2.916 1時，也就是數字普惠金融位于較低水平期間，其系數估計值是0.036 4，在1%的置信水平上正相關，表示數字普惠金融的發展會推動鄉村振興水平的提升；當數字普惠金融指數(LNDIFI)高于第一門檻值2.916 1低于第二門檻值5.735 7時，其系數估計值由0.036 4下降到0.016 2，在1%的顯著性水平上正相關；當數字普惠金融指數(LNDIFI)高于第二門檻值5.735 7時，其系數估計值由0.016 2上升為0.021 1，在1%的置信水平上正相關。綜合而言，數字普惠金融對鄉村振興具備顯著的正向作用，且兩者之間是非線性關系，當數字普惠金融指數位于第一門檻值以下或者超過第二門檻值時，其對鄉村振興發展水平的正向影響更加顯著。數字普惠金融的發展可以高效處理金融排斥問題并有效改善金融資本配置狀況，對鄉村產業成長、農民收入水平的提高進而對鄉村振興發展產生積極作用。但是，隨著數字普惠金融發展規模的擴張，其帶來的風險因素也慢慢增強，這會在某種程度上減弱數字普惠金融對鄉村振興的促進作用,導致數字普惠金融指數的系數在其跨越第一門檻值之后變小，待數字普惠金融指數跨越第二門檻值，其風險的抑制作用得到一定程度的緩解，系數回升但還是低于跨越第一門檻值之前的系數，因此風險監控問題亟需重視。對各個省份的數字普惠金融指數進行研究發現，截至2018年，31個省份中有8個省份的指數值超過第二門檻值，8個省份中有6個東部沿海省份、1個中部省份、1個西部省份，這8個省份數字普惠金融的發展對其地區鄉村振興水平的正向影響作用顯著增強。其他省份數字普惠金融指數接近第二門檻值，這些省份的數字普惠金融水平對鄉村振興的促進作用較弱，有待進一步提升。

五、結論與政策啟示

本文首先構建我國鄉村振興發展水平的綜合評價指標體系，基于熵權TOPSIS法測度評價了2011—2018年31個省份的鄉村振興發展水平，結果表明：目前我國各省份鄉村振興總體水平提升較慢，且各地區之間發展不平衡。然后，本文以省級面板數據為基礎，運用系統GMM方法及面板門檻模型深入研究數字普惠金融對鄉村振興發展水平的影響。研究表明：一是數字普惠金融對我國鄉村振興發展水平具有顯著的正向促進作用，這一正向促進作用主要通過數字普惠金融對鄉風文明、產業興旺、生活富裕和生態宜居這四個方面的顯著正向影響實現；二是數字普惠金融與鄉村振興水平之間并不是簡單的線性關系，前者對后者的影響作用具有雙重門檻特征。數字普惠金融指數位于第一門檻值(2.916 1)和第二門檻值(5.735 7)之間時，其對鄉村振興的促進作用最弱，截至2018年，全國有23個省份數字普惠金融指數位于這一區間，且多為中西部省份；當數字普惠金融指數跨越第二門檻值時，其對鄉村振興水平的促進作用顯著增強，截至2018年，全國有8個省份數字普惠金融跨越第二門檻值，其中有6個為東部沿海省份。由此可見，我國各地區鄉村振興發展不均衡與數字普惠金融發展不均衡之間有一定的因果關系。

通過實證結論可得出如下政策啟示。

第一，加大數字普惠金融的實施力度，有效提升各地區鄉村振興發展水平[28]。首先，政府要加大支持力度。出臺相關政策引導資金流向“三農”市場，加大并落實普惠金融發展專項資金投入，將數字普惠金融的產業帶動效應落到實處，以鄉村振興的目標和農村基層的需要為出發點，研發數字普惠金融產品和服務。其次，各地區要完善農村數字金融平臺基礎設施建設，各金融機構要增加對偏遠地區及經濟發展落后地區的投入力度，擴大其在農村的覆蓋面。最后，加強宣傳以提升農民的金融素養。相關政府部門和金融機構可以采取電視、網絡等多媒體宣傳手段，提高農民了解數字普惠金融的程度，激活鄉村振興的內生動力。

第二，因地制宜實施有差別的數字普惠金融策略，提升各地區數字普惠金融指數。研究顯示數字普惠金融對鄉村振興發展水平的影響作用具有門檻特征，當地區的數字普惠金融指數超過第二門檻值后，數字普惠金融對鄉村振興水平的促進作用顯著增強。因此，對于數字普惠金融指數未跨越第二門檻值的23個省份，要制定適宜的發展策略提升本地區的數字普惠金融指數。對于湖北、貴州、安徽、新疆、甘肅等18個中西部省份要結合本地區發展狀況，根據本地區數字金融覆蓋廣度、數字金融使用深度及普惠金融數字化程度狀況制定適合自身的發展策略，采取相應措施提升數字普惠金融指數；對于包括上海、江蘇、天津等在內的5個東部省份，對照數字普惠金融指數跨越第二門檻值的6個東部省份的情況，根據地區數字普惠金融發展差異，彌補自身數字金融發展短板。對于數字普惠金融指數跨越第二門檻值的8個省份仍要進一步加大普惠金融實施力度，進而有效提升各地區鄉村振興發展水平。

第三，完善鄉村治理體系，構建相應體制機制。研究結果表明，數字普惠金融對鄉村振興中治理有效這一分項指標的作用微弱。發展數字普惠金融對鄉村治理的效果不明顯，而治理有效是鄉村振興的重要基石，因此，相關政府部門應著手從其他方面提升鄉村治理水平，進而有效推動鄉村振興目標的實現。一方面，要堅持制度化體系化建設，建立適應新時代需求的鄉村社會治理體制。另一方面，將“三治結合”的鄉村治理體系與數字普惠金融發展深度融合，讓完善的鄉村治理結構為數字普惠金融的發展保駕護航，共同推動鄉村振興發展。

第四，建立智能化風控體系，構建普惠金融監管機制，有效防范農村數字普惠金融風險。隨著數字普惠金融指數的提高，數字金融運營過程中面臨的風險逐漸增強，智能化風控體系和監管機制的構建工作是數字普惠金融發展過程中的重中之重。一方面，增設相應職能部門，對鄉村振興戰略中數字普惠金融業務實施監管，重點關注鄉村居民的權益，提高鄉村居民的金融意識。另一方面，構建嚴格的追蹤機制和獎懲機制，當發現違規違法的數字金融產品時，及時采取有效措施予以制止，降低農村金融市場風險，為數字普惠金融發展保駕護航，進而有效促進鄉村振興水平的提升。