數字普惠金融對鄉村振興的影響
——以江蘇省為例

金 存，高婉婷

（浙江越秀外國語學院，浙江 紹興 312069）

1 數字普惠金融推動鄉村振興的意義

1.1 普惠金融助力農村經濟發展

普惠金融作為一種有效的金融服務模式，可助推企業創新，促進經濟發展。江蘇銀行徐州分行通過為農村企業發放項目貸款，幫助其開展光伏發電項目并交易國際可再生能源證書，促進了綠色產業的發展，提升了農村經濟的可持續發展能力；興業銀行南京分行通過完善小微金融體制和數字化轉型，拓寬了小微企業的融資渠道，為農村經濟注入了活力；平安銀行通過智能農業設備和數據分析，提供精準的管理建議和風險管理，助力農村經濟發展。這些案例表明，普惠金融通過為農村企業和農民提供金融服務，推動了綠色產業發展、增加農民收入和改善生活條件，為實現雙碳目標和鄉村振興戰略做出積極貢獻。

1.2 普惠金融縮小城鄉差距

在推動普惠金融發展的過程中，江蘇省以其豐富的實踐經驗成為了縮小城鄉差距的典范。首先，普惠金融提供了更便利的金融服務。江蘇省南通市通過建立農村合作金融機構、發展農村信用社等舉措，農村居民可以享受到與城市居民相似的金融服務，無需到城市辦理業務。其次，普惠金融為農村居民提供了更加多樣化的金融產品，如保險、基金等理財產品以及小額信貸服務，促進了農村經濟的發展。如江蘇省農村信用社聯合社推出的“富民貸”產品，專門為農村居民和小微企業提供貸款支持。該產品利率優惠、申請方便，有效緩解了農村和小微企業的融資難題。再次，普惠金融有助于提升農村居民的金融素養，通過接觸金融知識和技能培訓，提高他們的理財能力和風險意識。通過這些措施，縮小了城鄉差距，促進了社會的均衡發展。

1.3 普惠金融推動農村基礎設施建設

普惠金融在江蘇的推廣，積極推動了農村基礎設施建設。以常州市溧陽市的農村教育設施建設項目為例，通過普惠金融的支持，農村學校環境得到改善，提升農民子女的教育條件；在南京市六合區的農村電網升級項目中，普惠金融的貸款和服務為農村電網的建設提供了支持，促進了農村經濟發展；蘇州市吳江區的農村供水項目也得到普惠金融的支持，低利率貸款用于修建供水設施，提升了農民的生活質量。

2 數字普惠金融推動鄉村振興的實例分析

2.1 研究設計

2.1.1 模型設定

根據前文分析，說明數字普惠金融對鄉村振興有促進作用，因此本文使用固定效應模型構建以下線性方程：

式中：rr為本文的被解釋變量鄉村振興指數，以葛和平的指數計算方法為鑒，統計出江蘇各地級市鄉村振興指數[1]；dfi為核心解釋變量數字普惠金融指數，參考郭峰兩期指數研究[2]，Xit為控制變量，包括人力資本水平（hcl）、對外開放程度（pie）、政府公共預算支出（pbe）、金融發展程度（fin）以及產業結構（ind）；λi為個體不可觀測的異質性；εit為隨機誤差項。為了減少多重共線性問題，本文所有變量均取對數。

2.1.2 數據說明

本文研究的變量中，地級市人力資本水平使用本、專科人數除以全市常住人數；對外開放使用城市進出口額除以地區GDP，每年的匯率使用當年月平均匯率代替；政府支出使用政府公共預算支出占GDP的比例；金融發展水平使用年末金融機構貸款余額占GDP比例計算；產業結構使用第三產業產值占GDP比例計算；市場化指數參考樊綱等人的文獻[3]，使用要素市場發育得分、產品市場發育得分等指標計算。部分城市數據缺失，本文使用線性插值法補充完整，相關變量說明見表1。

2.2 數字普惠金融對鄉村振興的影響

2.2.1 基準回歸結果

基準回歸結果見表2。表2 中，模型1 與模型2 顯示了不添加控制變量使用隨機效應和固定效應模型的回歸結果，可以看出，隨機效應下數字普惠金融系數為0.239，通過了1%的顯著性水平檢驗。在固定效應下數字普惠金融系數為0.247，顯著為正，表明數字普惠金融每變化1 個百分點，鄉村振興指數平均變化0.247 個百分點，即數字普惠金融的發展有利于促進地級市的鄉村振興。豪斯曼檢驗結果表明，在不添加任何控制變量時應使用固定效應模型。模型3顯示了添加控制變量后隨機效應的回歸結果，可以看出數字普惠金融系數為0.263，仍然顯著，數值比不添加控制變量時大。模型4 顯示了添加控制變量后固定效應的回歸結果，可以看出數字普惠金融系數仍顯著為正，并且通過了1%的顯著性水平檢驗，表明隨著數字普惠金融水平的提高，地區的鄉村振興也會有不同程度的提高。豪斯曼的檢驗結果同樣表明應該使用固定效應進行回歸。

表2 基準回歸表Tab.2 Reference regression table

2.2.2 內生性分析

因為鄉村振興指數高的地方數字普惠金融也可能高，所以模型可能存在內生性問題。豪斯曼檢驗和Durbin 檢驗結果見3。由表3 可以看出，P值均大于0.1，不能拒絕不存在內生性的原假設，表明數據間不存在內生性問題。

表3 內生性檢驗Tab.3 Endogeneity test

2.2.3 穩健性檢驗

為了保證結論的穩健性，使用DK-FE、縮尾處理等方法進行穩健性檢驗，穩健性檢測結果見表4。由表4 可以看出，模型1 顯示了Driscoll 和Karry（1998）提出的可以獲得一致性標準誤的DK-FE的回歸結果，數字普惠金融系數與基準回歸一致，通過了1%的顯著性水平檢驗，其余控制變量與基準回歸一致。為了減少數字金融等變量的極端值對回歸結果造成的偏誤，本文選擇對基準回歸中的全部變量進行縮尾處理，回歸結果見表2。可以看出在使用雙縮尾處理后，數字普惠金融系數為0.198，通過了1%的顯著性水平檢驗，系數較基準回歸輕微下降，但是仍表明數字普惠金融促進鄉村振興的結論是穩健的。

表4 穩健性檢驗Tab.4 Robustness test

3 數字普惠金融現階段存在的問題

3.1 農村居民金融素養不足

江蘇農村地區數字技術的普及程度相對較低。農村居民缺乏相關的金融知識和技能，這就限制了他們正確理解和使用數字金融產品。加之，農村居民通常處于較低的收入水平和不穩定的經濟環境中，缺乏儲蓄和消費規劃意識，不能有效管理個人財務，容易陷入財務困境，限制了他們參與金融市場和利用數字普惠金融工具的能力。

3.2 農村基礎設施建設不足

農村地區普遍存在互聯網接入困難的問題，即便是江蘇也不例外。由于缺乏寬帶覆蓋和電信設施，農村居民很難獲得穩定和快速的互聯網連接，這導致他們無法實時訪問金融平臺，而且農村的儲蓄和結算渠道不完善，傳統金融機構在農村地區的分支機構數量有限，農村居民需要花費更多時間和金錢進行儲蓄和交易。數字普惠金融需要依賴穩定的網絡支撐和可靠的儲蓄、結算渠道，而當前的基礎設施有限，無法正常發揮其該有的功能。

3.3 政府監管力度不足

政府對數字普惠金融存在監管缺位的問題，容易導致金融亂象，農村地區數字金融的專業人員培訓不足，無法有效應對數字普惠金融領域的挑戰和問題。農村地區的政府、金融機構和其他利益相關方之間缺乏協同合作，降低了數字普惠金融推廣效率，限制了數字普惠金融的可持續發展。

4 促進數字普惠金融發展的建議

4.1 提升農村居民素養

政府部門應當積極開展金融教育和技術培訓，以便農村居民能夠理解和運用數字普惠金融工具，可以利用傳統媒體和新興媒體渠道，向農村居民傳遞數字金融的重要性、優勢和使用方法，提高其對數字普惠金融的認知和理解。同時，通過案例分享，引導農村居民產生金融意識，激發他們參與數字金融的積極性。

4.2 完善基礎設施

政府等相關機構應加大投資力度來提升互聯網接入能力、加強電子支付設施建設、完善金融服務網點，推動農村地區的電子支付設施建設，鼓勵金融機構進入農村市場，方便農村居民進行儲蓄、取款和相關的金融交易。鼓勵公私合作項目推進，吸引私人企業在農村地區投資建設數字普惠金融基礎設施來提升農村居民的數字金融體驗與服務水平。

4.3 監管質量法治化

政府還應通過制定和完善與數字普惠金融相關的監管法律法規、加強監管能力和人員培訓、促進信息共享與合作等形式，確保監管體系的科學性和適應性，維護市場秩序和金融穩定。加強監管機構之間的信息共享和合作，形成監管合力。監管機構可以建立跨機構的合作機制，共享信息、交流經驗，形成監管的協同效應，共同推動數字普惠金融的發展和監管。

5 結語

通過分析江蘇農村地區數字普惠金融的發展情況，發現數字普惠金融為農村地區帶來了更多的發展機遇和空間，對鄉村振興起到了積極的作用。然而，數字普惠金融在農村地區的推廣仍面臨著一些挑戰，例如數字基礎設施建設不足、金融生態不完善、數字鴻溝等問題，這些問題需要政府、金融機構和社會各方共同努力來解決。隨著數字技術的不斷發展和普及，數字普惠金融將進一步深入農村地區，為農村地區的發展和社會穩定做出更大的貢獻。