摘要：在经济全球化和社会发展的背景下，为了大力促进乡村振兴，缩小贫富差距，有关部门提出了普惠金融这一概念，旨在让金融服务更加普及化、平等化，使金融服务普遍地服务于民众。文章以此来研究普惠金融如何助力乡村振兴发展。对已有数据进行调查和实证分析，发现普惠金融指数对乡村振兴指数有明显的正向影响，在1%的显著性水平下，当普惠金融指数变化一个单位时，乡村振兴指数变化0.33%，这说明普惠金融在相当程度上能够加快乡村振兴战略的实施。文章结论旨在为普惠金融如何更好地为乡村振兴赋能提供参考。

　　关键词：普惠金融；乡村振兴；基准回归

　　引言

　　目前我国已基本全面实现小康社会，但农村问题依旧是我国发展中的短板，是需要我们深入探索、持续攻克的关键领域，而金融作为现代经济的核心驱动力，对于乡村振兴具有至关重要的意义。在这一背景下，普惠金融的推广与实施，对于促进乡村振兴具有不可估量的价值。普惠金融作为一种旨在实现金融服务普及化的金融模式，目的是确保所有社会群体都能享受到高效、便捷的金融服务。在乡村振兴的过程中，普惠金融的重要性不言而喻，它不仅能够为农村地区提供必要的资金支持，促进农村经济快速发展，还能够提升农民的生活水平，增强他们的获得感、幸福感和安全感。其中，数字金融作为普惠金融的重要表现形式，具有“门槛低”“市场大”的显著特点，它利用现代信息技术手段，打破了传统金融服务的时空限制，使得金融服务能够覆盖更广泛的农村地区。数字金融作为数字化技术与金融服务的有机结合，为乡村振兴提供了强有力的支持，为农民提供更加便捷、高效的金融服务，还能够推动农村经济的数字化转型，促进农村产业的升级和转型。通过数字普惠金融的推广与实施，我们可以为乡村振兴注入新的活力，推动乡村经济快速发展。

　　一、背景分析

　　国家明确提出“全面推进乡村振兴”和“健全农村金融服务体系”的目标，旨在缩小城乡发展差距［1］。数字普惠金融，作为普惠金融与数字技术相结合的产物，凭借着其共享性、便捷性、覆盖范围广、传播速度快等特性，为农村金融的改革与发展指明了前进道路。

　　数字普惠金融凭借技术手段，使得农户能够大范围、低成本地获得金融服务。其中不仅包括贷款、储蓄、支付等基础金融服务，还包括保险购买、投资咨询和风险指导等增值服务。这种模式能够显著提高农村金融服务的可行性和覆盖范围，为农户提供更多元化的金融支持。数字普惠金融以普惠性和精准性服务于农村生产、消费、教育等各领域，为解决“三农”问题提供技术保障和资金支持，所以应从覆盖范围、使用程度及数字化结合程度3个方面建立数字普惠金融指标体系［2］。同时数字普惠金融为低收入群体提供了更多的金融支持，有助于缩小贫富差距。数字普惠金融可以通过提供小额贷款、保险等产品，帮助贫困农户改善生产条件，从而提高其收入水平，进而提升整个农村地区的经济发展水平。

　　当前我国正处于从经济高速发展转变为高质量发展的关键时期，发展数字普惠金融对完善我国经济基础、推动乡村振兴建设、实现共同富裕具有重要作用［3］。在不久的将来，随着科技手段的不断创新和国家政策的不断优化，数字普惠金融将在乡村振兴中发挥不可替代的作用。

　　二、文献综述

　　（一）数字普惠金融

　　自数字普惠金融这一概念提出后，学者们围绕数字普惠金融这一概念展开一系列调查研究。理论界，Wibella等（2018）认为数字普惠金融是一种通过数字化手段，为在金融领域被边缘化的群体提供金融服务的方式［4］。Ozili（2018）认为数字普惠金融可以使个人和企业可以直接通过互联网获得支付、储蓄、信贷等金融服务，而无需通过金融服务机构打交道［5］。Yang等（2020）认为相比传统金融而言，数字普惠金融的金融服务的可得性更高、覆盖范围更广、实施效率更高，能够打破信息壁垒［6］。邢乐成（2018）认为数字普惠金融是对传统金融模式的一种补充和抛却，它改变了金融主要服务于富人的传统观念，改变了广大群众对传统金融的看法，让普通人也能享受到金融服务，并进一步完善了现代金融结构体系［7］。

　　（二）乡村振兴

　　国家明确提出“全面推进乡村振兴”这一目标，乡村振兴离不开经济的发展，经济的发展离不开金融服务，这引起了许多学者对此进行分析讨论。刘彦随（2018）深入探讨了乡村振兴战略的核心含义，特别是从五大目标和战略地位的角度进行了分析解读［8］。张雅光（2019）在总结发达国家乡村振兴的执行策略时，特别强调了法律和制度的核心地位，并指出了完善基础设施和发展人力资源的重要性［9］。在乡村振兴理论研究的基础上，众多学者对乡村振兴的发展水平进行了深入的研究和测量。张挺等（2018）从产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效和生活富裕5个维度构建乡村振兴指标体系，并采用等权重加权平均的方法计算综合权重，对其进行测度，结果表明该评价指标体系能够科学地评价乡村振兴成效［10］。韦家华等（2018）和贾晋等（2018）也对现有的评价体系进行了创新性的改进。所构建的评价指标体系仍是以乡村振兴的五大核心目标为中心，而在具体指标方面，略有不同；采用熵权TOPSIS法进行测度，发现乡村振兴发展水平存在不均衡性［11-12］。

　　（三）数字普惠金融赋能乡村振兴

　　数字普惠金融在乡村振兴中发挥着至关重要的作用。首先，它为农村居民提供了便捷的金融服务渠道，打破了传统金融机构布局不足的局限，弥补了农村金融服务的空白。其次，通过大数据分析、区块链技术等手段，数字普惠金融提升了信用评估和风险管控能力，为乡村振兴提供了更加精准和可持续的金融支持。此外，数字普惠金融还能够为乡村创业者和农民提供多元化金融产品和服务，满足不同需求，促进了农村经济的多元发展。孙晓等（2022）研究发现，金融科技可以在某种程度上推进我国乡村地区的产业发展［13］。部分研究人员基于实证研究的视角进行了探讨。例如康书生等（2022）的研究运用固定效应模型的计量经济学方法进行实证检验，结果表明数字普惠金融在推动乡村产业发展方面起着积极作用，且在多个维度上，数字化水平对乡村发展的促进作用较之使用深度更为显著［14］。

　　有效促进乡村振兴发展，需要加大数字基础设施建设力度，推动数字技术的普及和应用。随着数字经济的快速发展，数字基础设施建设在乡村振兴中变得愈发重要。加大对数字基础设施建设的投入，扩大农村地区网络覆盖范围，提升网络通信质量，将有助于推广数字化金融服务，进一步推动乡村产业升级与转型。

　　三、数据介绍

　　（一）乡村振兴指数的构建与分析

　　基于乡村振兴的内涵，在遵循科学性、可行性、可测性和数据可获取性等原则的基础上，构建了乡村振兴指数。本指标体系的构建从产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕5个维度进行衡量，如表1所示。

　　本文采用熵值法具体测算了我国2011—2020年31个省份的乡村振兴指数，原始数据来源于EPS数据库、《中国统计年鉴》以及各省市的公开数据等，对于部分缺失值采用插值法补充。

　　用stata指令绘制出我国各省市在2011—2020年间乡村振兴指数的趋势图（见图1）。观察图1不难发现，虽然增长水平参差不齐，但乡村振兴指数整体均呈增长趋势，上海、北京等地区尤为显著。

　　（二）变量设计

　　核心解释变量与核心被解释变量：本文的核心解释变量为普惠金融指数（x），数据来源于北大测算的“数字普惠金融指数”。核心被解释变量为乡村振兴指数（y），该指标的来源在上文中已充分说明。

　　控制变量：根据相关研究和一系列测算，本文选取经济发展水平、社会消费水平、城镇化水平、交通基础水平作为控制变量。控制变量的原始数据来源于EPS数据库，最终数据由一系列原始数据通过熵值法计算得到。

　　（三）数据描述

　　对核心解释变量、核心被解释变量以及控制变量进行描述性统计，本文调用了31个省份10年的数据，其中y为被解释变量，x为核心解释变量，ec、sec、cit、tra均为控制变量，分别是经济增长水平、社会消费水平、城镇化水平、交通基础设施，见表2。

　　（四）模型选择

　　对变量进行相关性分析，本文数据为面板数据，故选择固定效应模型和随机效应模型。固定效应模型主要关注样本之间的区别，而随机效应模型更倾向于用样本来推断总体特征。固定效应模型对面板数据中的回归变量要求更严格，要求变量之间不能太高度相关，否则会引发共线性问题。出于以上考虑，进行Hausman检验，检验结果如图2所示。P值<0.05，拒绝原假设，选择固定效应模型。

　　四、实证结果

　　（一）模型设定

　　本文使用我国各省份2011—2020年的面板数据来观察普惠金融对乡村振兴的影响程度，具体的模型设定如下：

　　Yi，t=β0+β1 xi，t+θ1 ai，t+γt+μi+εi，t。

　　其中：Yi，t表示i省在t年的乡村振兴指数，xi，t表示i省在第t年的普惠金融指数，ai，t是中文的控制变量，包括ec（经济发展水平）、sec（社会消费水平）、cit（城镇化水平）、tra（交通基础水平），γt表示时间固定效应，μi是个体固定效应，εi，t为误差项。

　　（二）基准回归

　　基于固定效应模型，做基准回归，回归结果如表3所示。

　　本文研究了数字普惠金融对乡村振兴程度的影响，结果显示，列（1）未加入控制变量时，普惠金融指数在1%的显著水平下为正值，这表明普惠金融的程度越高乡村振兴政策的实施效果越明显。为了缓解遗漏变量的偏差，依次加入控制变量（ec为经济发展水平、sec是社会消费水平、cit为城镇化水平、tra为交通基础水平）。加入控制变量后，普惠金融指数在5%的显著水平下为正值，即数字普惠金融水平每提高1个单位，乡村振兴程度提高33%。这说明，普惠金融政策的实施对乡村振兴有着显著的正向影响。

　　（三）稳健性检验

　　本文选择替换核心解释变量——普惠金融指数的指标进行稳健性检验。为了保证结果的稳健，采用普惠金融覆盖的广度和使用的深度作为替换后的解释变量。回归结果如表4所示。

　　结果如表4第2行和第6行结果所示，普惠金融覆盖的广度和普惠金融覆盖的深度均对被解释变量乡村振兴指数有正向的显著影响，其系数分别为0.09%和0.04%。

　　（四）异质性分析

　　考虑到区域政策的差异可能会对乡村振兴指数造成不同影响，本文按照经济的发展水平将省份分为东部、中部和西部，其中东部是较为发达的省份，中部是经济次发达的省份，而西部则是经济欠发达的省份，回归结果如表5所示，东部地区普惠金融对乡村振兴的影响不显著，中部地区在5%的显著水平上显著，而西部地区在1%的显著水平上正相关。出现上述结果，可能的原因是由于西部地区经济不发达，故普惠金融政策的出现大力推动了乡村振兴的发展，这也更加有力地说明了普惠金融能够在很大程度上助力乡村振兴，而类似于东部地区这些发达地区，金融本身就是支持经济增长的内动力，故系数较低。　

　　五、结论与讨论

　　（一）结论

　　本文以我国31个省份2011—2020年10年间的数据为样本，利用熵值法计算出乡村振兴指数以及普惠金融指数，并经过Hausman检验，确定使用双向固定效应模型来进行基准回归，同时通过替换解释变量来进行稳健性检验，最后通过异质性分析，对乡村振兴指数进行分区域研究，得到如下结论：首先，我国大部分省份的乡村振兴指数均呈上升趋势，其中，解释变量普惠金融指数对乡村振兴指数存在显著的正向影响，在加入控制变量后，由于可能存在内生性问题，解释变量对被解释变量的影响系数降低，但仍在1%的显著水平上显著，即普惠金融指数每变化1个单位，乡村振兴指数变化33%；其次，分区域来看，普惠金融对乡村振兴的作用程度：西部>中部>东部，出现这一现象的原因可能是普惠金融政策的出现，大力推动了经济落后地区的乡村振兴，而经济发达的区域，金融本就是其强有力的经济支撑，故而普惠金融对其乡村振兴指数的推动不明显。

　　（二）讨论

　　根据本文的研究结果，给出以下建议：首先，加大数字普惠金融的实施力度，充分赋能乡村振兴。通过加强数字基础设施建设，扩大农村地区网络覆盖范围，提升网络通信速度和稳定性，营造良好的数字化金融应用环境。同时加大对数字基础设施建设的资金投入，并制定相关政策，优化营商环境，降低数字基础设施建设的成本，鼓励企业和资本参与建设。其次，加强普惠金融的风险监管，构建完善的风险补偿机制。借助大数据、人工智能等技术手段，实时监测和分析普惠金融业务的运行情况，及时发现潜在风险。建立健全风险预警指标体系，确保风险预警的准确性和及时性。经常性对金融业务进行风险评估，根据风险等级实施分类管理，确保风险可控，加大对高风险业务的监管力度，采取必要的风险防范措施，与金融监管机构、行业协会等组织进行合作，共同构建普惠金融风险监管体系，使数字普惠金融最大程度上为乡村振兴赋能。

参考文献：

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