劉 濤

(濟南大學 商學院,山東 濟南 250002)

黨的十九大報告提出按照“產業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風文明、治理有效、生活富?！钡目傄?實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。[1]2018年,國家先后發(fā)布《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018—2022年)》《中共中央 國務院關于實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意見》等多項文件,進一步深化鄉(xiāng)村振興的理論認知和實踐指引[2],為縮小城鄉(xiāng)差距、提高農民收入、促進農業(yè)農村現代化打下堅實基礎。[3]鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是破解我國“三農”問題的總抓手,為農業(yè)農村現代化建設指明了方向。但推動鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略面臨著“錢從哪里來”和“融資難融資貴”的問題,嚴重阻礙著鄉(xiāng)村振興事業(yè)的有序推進。[4]傳統(tǒng)普惠金融雖然能夠有效緩解貧困,促進鄉(xiāng)村發(fā)展[5],但由于人口居住分散、個體差異較大、征信較為困難、缺乏抵押擔保等鄉(xiāng)村經濟特點及地理特征,其作用受到諸多約束。[6]2019年,中國人民銀行等五部門聯合發(fā)布《關于金融服務鄉(xiāng)村振興的指導意見》(以下簡稱《指導意見》),明確提出要讓“數字普惠金融在農村得到有效普及”,推動農村普惠金融廣泛運用大數據、區(qū)塊鏈和移動支付等技術,滿足鄉(xiāng)村多樣化融資需求,拓寬其融資來源,營造良好的農村金融生態(tài)環(huán)境。

在互聯網、大數據、云計算、區(qū)塊鏈等新興技術的加持下,數字普惠金融應運而生,并擺脫了傳統(tǒng)普惠金融所受到的束縛,助力普惠金融,支持鄉(xiāng)村振興打通“最后一公里”。數字普惠金融能夠克服時空局限性,簡化業(yè)務辦理流程,極大地減少金融服務的供給和獲取成本,有效提升普惠金融的精準性、可獲得性和可負擔性[7],能夠降低交易成本、服務“長尾群體”、助推經濟增長。[8]在助力鄉(xiāng)村振興方面,數字普惠金融的確發(fā)揮了重要作用。截至2018年底,中國網貸行業(yè)“三農”業(yè)務累計成交量達到1380.25億元,多層次、多形態(tài)的網絡信貸產品滿足了鄉(xiāng)村多樣化金融需求,并通過諸如建設銀行“裕農通”、寧夏銀行“如意金扶貸”等面向“三農”的綜合性數字普惠金融服務平臺,有效支持了鄉(xiāng)村振興。

鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略要求實現鄉(xiāng)村生產、生態(tài)、文化、組織和人民生活五個維度的全面振興,不同維度的發(fā)展所能帶來的經濟收益不同。具體而言,一方面,當前數字普惠金融發(fā)展還不成熟,在“利潤最大化”和“商業(yè)可持續(xù)”原則的指導下,數字普惠金融會不可避免地發(fā)生“使命漂移”現象。[9]對于鄉(xiāng)村振興某些維度的要求,數字普惠金融可能不會對其產生顯著影響。另一方面,對于經濟發(fā)展水平、金融市場建設程度以及鄉(xiāng)村振興程度等宏觀經濟變量不同的地區(qū),數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興各個維度的支持效果可能是不同的。

本文的主要論點是:第一,本文應用因子分析法構建鄉(xiāng)村振興的多維度評價指標,探討數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的生計、生產、民生、生活和生態(tài)因子的不同影響。第二,進一步研究數字普惠金融對不同地理區(qū)域的鄉(xiāng)村振興各個維度的影響,以探討在宏觀經濟變量不同的情況下,數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興不同維度的異質性影響。

一、文獻回顧

(一)數字普惠金融相關文獻回顧

按照《G20數字普惠金融高級原則》的定義,數字普惠金融是“泛指一切通過使用數字金融服務以促進普惠金融的行動”?？梢娝劝栈萁鹑诘南冗M理念,又具備數字技術的顯著優(yōu)勢,大大克服了傳統(tǒng)普惠金融所面臨的約束和困境,提高了普惠金融發(fā)展的可行性。[10]數字普惠金融是鄉(xiāng)村振興的重要支撐,可通過引進人才、優(yōu)化環(huán)境等方式強化其支持機制。[11]從根本上看,數字普惠金融兼具數字技術優(yōu)勢和普惠金融理念,具有低成本、高效率、廣覆蓋、多樣化等特征,能夠有效克服時空局限性,簡化業(yè)務辦理流程,從而有效提升數字普惠金融服務鄉(xiāng)村振興的可獲得性、精準性和可負擔性。[12]

基于衡量傳統(tǒng)普惠金融發(fā)展水平的指標體系,部分研究簡要測度了數字普惠金融的發(fā)展狀況。一些高校的家戶調查數據中包含了一些數字普惠金融的指標,例如西南財經大學發(fā)布的中國家庭金融調查數據。[13]“北京大學數字普惠金融指數”在一定程度上系統(tǒng)、全面地測度了中國數字普惠金融的發(fā)展狀況。[14]相對而言,該指數既克服了傳統(tǒng)普惠金融指數缺少數字化因素的缺陷,又兼具縱向和橫向可比性,優(yōu)于其他數字金融指數,因而獲得了學術界的廣泛認同和應用。[15]

(二)鄉(xiāng)村振興相關文獻回顧

對于鄉(xiāng)村振興評價指標,大多數學者都根據鄉(xiāng)村振興的總要求選取相應指標。所選取的指標大同小異,大都依據政策文件中對于各個要求的描述選取能夠評價鄉(xiāng)村各方面發(fā)展狀況的指標。其主要區(qū)別在于指數合成方法,當前文獻主要利用熵權法[16]、主成分分析法、時空極差熵值法等方法構建指標。[17]

(三)數字普惠金融影響鄉(xiāng)村振興相關文獻回顧

第一,數字普惠金融與鄉(xiāng)村振興正相關。一些學者結合數字普惠金融支持鄉(xiāng)村振興的實踐案例以及理論推導,指出推動數字普惠金融支持鄉(xiāng)村振興的必要性和路徑。例如,有學者從中國鄉(xiāng)村經濟發(fā)展現狀以及普惠金融對其功能性角度進行分析,提出大力發(fā)展數字普惠金融的理由及方式。[18]有學者具體分析了數字普惠金融如何直接影響鄉(xiāng)村振興的五個維度,并指出數字普惠金融還可以通過技術創(chuàng)新效應和人力資本效應間接促進鄉(xiāng)村振興。[19]還有學者從實證研究的角度證明了數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的促進作用,通過數字技術的廣泛使用和農村信用合作社的繼續(xù)發(fā)展而被“放大”。[20]

第二,數字普惠金融與鄉(xiāng)村振興負相關。一些學者認為,數字普惠金融的普及可能不會擴展金融服務的覆蓋范圍,而只是擴大了金融數據的覆蓋性。而那些金融素養(yǎng)較低、數字金融渠道不足的農民可能會減少對數字普惠金融的使用,一定程度上不利于鄉(xiāng)村振興。[21]還有學者基于數字普惠金融的發(fā)展情況,指出數字普惠金融在數據上的普惠性在許多發(fā)展中國家仍然沒有充分滲透到大部分人群之中,因而其支持鄉(xiāng)村振興的效果可能并不理想。[22]

第三,數字普惠金融與鄉(xiāng)村振興非線性相關。有學者指出,數字普惠金融服務鄉(xiāng)村振興可能具有先抑制后促進的U型效應。在數字普惠金融發(fā)展的初期,由于信息不對稱和經濟條件較差等因素,農民在風險最小化原則的指導下可能難以接受這種新興金融形式,還需要花費大量學習成本,因而會發(fā)生“擠出效應”,將制約數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的服務效率。在數字普惠金融發(fā)展水平跨過一定拐點后,其優(yōu)勢將逐漸顯現并有效服務鄉(xiāng)村振興。[23]

二、理論分析與研究假設

(一)數字普惠金融支持鄉(xiāng)村振興的機理分析

在中國,數字普惠金融可以從經濟、生態(tài)、文化、政治和生活五個方面促進鄉(xiāng)村振興。第一,數字普惠金融的低成本、高效率和多樣化的優(yōu)勢,能夠有效降低產業(yè)發(fā)展面臨的融資約束。通過提升資金的可獲得性、可負擔性和精準性,為鄉(xiāng)村產業(yè)興旺提供可靠的信貸支持。第二,引導數字普惠金融加大對綠色農業(yè)、低碳產業(yè)的信貸支持力度,壓縮部分鄉(xiāng)村高污染、高排放產業(yè)的生存空間,從而優(yōu)化鄉(xiāng)村生態(tài)宜居程度。第三,借助數字普惠金融的資金支持,農民可以獲得更廣泛的文化資源,提升自身文化水平。以信用為基礎的數字金融服務有利于在鄉(xiāng)村進一步培育守信、守責的新風尚,推動鄉(xiāng)風文明建設。第四,數字普惠金融的資金支持及其所帶來的技術支持,有利于鄉(xiāng)村引入“互聯網+公共服務”,推動鄉(xiāng)村治理數字化建設。金融服務的優(yōu)化有利于農民改善自身對醫(yī)療、教育、養(yǎng)老等公共服務的可觸及性,促進鄉(xiāng)村治理更加有效。第五,數字普惠金融的發(fā)展可以推動鄉(xiāng)村經濟增長,為居民提供更多就業(yè)、創(chuàng)業(yè)的經濟機會,提升其生活富裕的“造血”能力。[24]直接信貸支持還可以刺激居民的消費和投資,進而改善其生活狀況。

數字普惠金融主要通過應用數字技術來強化傳統(tǒng)金融的優(yōu)勢,卻無法改變金融的“逐利性”和“短視性”本質。鄉(xiāng)村振興具有多個維度的要求,每個維度要求的收益性并不一致。在引入市場機制的條件下,數字普惠金融在促進鄉(xiāng)村振興過程中不可避免地會產生“使命漂移”現象。數字普惠金融提供商可能將資金從那些具有長期經濟效益的鄉(xiāng)村振興項目中轉移至具有短期經濟利益的項目之中,即便政府部門加強監(jiān)管和指導可能也難以扭轉這種局面。數字普惠金融可能從五個方面對鄉(xiāng)村振興產生不顯著甚至不利影響。第一,數字普惠金融具有顯著的優(yōu)勢,但同時也存在一定風險和不足。如果濫用數字金融服務而忽視當地經濟發(fā)展水平和結構,就有可能積累風險,不利于鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展。第二,在“利潤最大化”原則的影響下,部分數字普惠金融提供商可能將資金投向高利潤率的高污染、高排放企業(yè),從而加大鄉(xiāng)村的生態(tài)壓力。第三,由于缺乏抵押和擔保,在信息不對稱沒有得到緩解的情況下,數字普惠金融的普及有可能加劇道德風險和逆向選擇問題,惡化鄉(xiāng)風文明建設。第四,數字普惠金融資源被大量提供給公共服務提供者,有可能引發(fā)嚴重的腐敗問題,不利于鄉(xiāng)村的有效治理。第五,直接信貸支持可能被用于揮霍和享受,甚至滿足一些不良嗜好,有可能進一步惡化農民的生活水平。

基于上述分析,提出如下研究假設。

H1:總體上看,數字普惠金融的發(fā)展能夠促進鄉(xiāng)村振興,但可能無法有效支持某些維度的發(fā)展。

(二)數字普惠金融支持鄉(xiāng)村振興的異質性分析

鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實施以來,中國在多方面實現了舉世矚目的成就,但必須注意的是,近年來不同地區(qū)的鄉(xiāng)村振興水平存在較為顯著的差異。鑒于數字普惠金融所具有的“商業(yè)可持續(xù)”等特征,可以推測在鄉(xiāng)村振興水平不同的地區(qū),數字普惠金融在支持鄉(xiāng)村發(fā)展的過程中所發(fā)揮的作用可能是不同的。一般而言,在區(qū)域經濟越發(fā)達的地區(qū),鄉(xiāng)村各方面發(fā)展越成熟,數字普惠金融發(fā)展較為完善,可能在鄉(xiāng)村振興過程中發(fā)揮更大作用,鄉(xiāng)村發(fā)展面臨的融資約束等問題越容易得到解決。反之,由于經濟落后、收入較低,鄉(xiāng)村振興尚處于起步階段,難以滿足“商業(yè)可持續(xù)”的要求,數字普惠金融可能不會“光顧”這些地區(qū)的鄉(xiāng)村振興事業(yè)。

但同時必須注意到一點,即在經濟越發(fā)達的地區(qū),金融市場建設也愈加完善,支農惠農金融服務趨于多樣化,融資渠道較為豐富。另外,借由“涓滴效應”,這些地區(qū)的鄉(xiāng)村經濟、政治、社會、文化、生態(tài)以及居民生活水平等相對發(fā)達,農民收入較高,能夠獲得并負擔成本較高的金融服務,對數字普惠金融所提供的資金需求較小。因而,在這些地區(qū),數字普惠金融支持鄉(xiāng)村振興的效果有限。相對而言,數字普惠金融對那些鄉(xiāng)村振興已取得一定進展、正處于快速發(fā)展階段的地區(qū)支持力度最大。這些地區(qū)既不會因為鄉(xiāng)村各方面發(fā)展相對落后,無法滿足“商業(yè)可持續(xù)”原則而遭受“金融排斥”,也不會因為融資渠道較多而使數字普惠金融喪失“用武之地”。

具體而言,數字普惠金融支持鄉(xiāng)村振興的區(qū)域異質性效應的邏輯分析如下。第一,對于經濟欠發(fā)達、金融市場建設不完善、鄉(xiāng)村各方面發(fā)展不充分的地區(qū)來說,數字普惠金融可能難以發(fā)揮較大作用。在這種情況下,鄉(xiāng)村治理、鄉(xiāng)風建設和生態(tài)保護的體制機制更加難以建立起來,也就難以利用數字普惠金融的資金支持鄉(xiāng)村的政治、社會、文化和生態(tài)等領域的建設。因而,這些地區(qū)可能難以從數字普惠金融的發(fā)展中獲得金融支持,并借以發(fā)展自身。第二,經濟發(fā)展水平居中,金融市場正在發(fā)展,鄉(xiāng)村各方面正在進步的地區(qū),既需要數字普惠金融發(fā)展帶來的大量資金支持及其低成本、高效率的優(yōu)勢,又能有效利用資金,從中獲益良多,能夠實現雙贏的良好發(fā)展態(tài)勢。第三,對于經濟發(fā)達、金融市場建設完善以及鄉(xiāng)村各方面已經發(fā)展得相當成熟的地區(qū)而言,數字普惠金融不再是主要的投資和融資渠道之一。由于鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展較為成熟,鄉(xiāng)村經濟較為發(fā)達,農民收入相對較高,進而政治、社會和生活等方面居于前位,能夠負擔成本較高的優(yōu)質資金和金融服務,對數字普惠金融的需求較小,數字普惠金融難以在其中發(fā)揮顯著作用。同時,鄉(xiāng)村金融市場也逐漸發(fā)展起來,使其擁有更加廣泛和多元的融資渠道和資金來源,數字普惠金融在支持其鄉(xiāng)村振興中發(fā)揮的作用會逐漸減小。

基于上述分析,提出如下研究假設。

H2:不同地區(qū)的鄉(xiāng)村振興無法平等地獲益于數字普惠金融的發(fā)展,即數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的支持效應存在區(qū)域異質性。

三、實證研究設計

(一)模型構建

為了衡量數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的整體影響,并考慮到不同地區(qū)數字普惠金融發(fā)展程度不同、鄉(xiāng)村振興水平不一,進而數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的影響程度可能存在地域差異這一因素,構建如下面板固定效應模型,以規(guī)避遺漏省份層面不可觀測變量而引發(fā)的內生性問題:

RRit=β0+β1DIFit+β2Xit+θi+ωit

(1)

式(1)中,RRit為被解釋變量,代表i省t年的鄉(xiāng)村振興水平。DIFit為核心解釋變量,代表i省t年的數字普惠金融指數。Xit代表相關控制變量,θi代表省份固定效應,ωit代表隨機擾動項。

(二)變量選取、數據來源與描述性統(tǒng)計

被解釋變量:鄉(xiāng)村振興(RRit)。根據前文對鄉(xiāng)村振興評價指標相關文獻的回顧,基于數據可得性以及全面性、科學性原則,選取如下變量來構建鄉(xiāng)村振興評價指標,見表1。

表1 鄉(xiāng)村振興評價指標

由于所選取的鄉(xiāng)村振興評價指標較多,為緩解變量之間多重共線性,并便于后文的解釋和分析,采用因子分析法將這些指標降維。在數據處理階段,首先將逆向指標“鄉(xiāng)村最低生活保障人數占鄉(xiāng)村常住人口比重”通過取倒數的方法進行正向化處理(1)由于SPSS26.0軟件在進行因子分析時能夠自動進行標準化處理,因此下文的輸出結果均是標準化之后的數據。。其次對數據進行相關性檢驗,KMO檢驗的值為0.605,大于0.5的閾值,可以做因子分析。Bartlett球形度檢驗的近似卡方為2822.692,自由度為91,在低于1%的水平上顯著,表明原始變量能夠進行因子分析。公因子提取情況如表2(2)由于篇幅所限,此處只列示特征值大于等于1的公因子。所示。

表2 鄉(xiāng)村振興評價指標的總方差解釋

由表2可知,前五個公因子的特征值大于1,累計方差貢獻率達到79.38%,基本可以涵蓋原始數據的大多數信息,因此提取這五個公因子。旋轉之后的成分矩陣(3)由于篇幅所限,此處未列示其詳細結果。顯示,“鄉(xiāng)村最低生活保障人數占鄉(xiāng)村常住人口比重”“農民人均可支配收入”“鄉(xiāng)村人均用電量”“鄉(xiāng)村有線廣播電視用戶數占家庭總戶數比重”等指標在第一個公因子上具有較大載荷,將之命名為“鄉(xiāng)村生計因子F1”?！班l(xiāng)村人均農林牧副漁產值”“鄉(xiāng)村人均糧食產量”“農用大中型拖拉機數量”等指標在第二個公因子上具有較大載荷,將之命名為“鄉(xiāng)村生產因子F2”?！按迕裎瘑T會單位數”“村衛(wèi)生室單位數”等指標在第三個公因子上具有較大載荷,將之命名為“鄉(xiāng)村民生因子F3”?！稗r林牧漁服務業(yè)產值占農林牧漁業(yè)總產值比重”“鄉(xiāng)村家庭文教、娛樂及服務支出占生活消費支出比重”“生活垃圾無害化處理率”等指標在第四個公因子上具有較大載荷,將之命名為“鄉(xiāng)村生活因子F4”。而“森林覆蓋率”在第五個公因子上具有較大載荷,將之命名為“鄉(xiāng)村生態(tài)因子F5”。根據因子得分系數矩陣,將之與標準化后的原始數據相乘,可得到四個公因子的表達式,進而可計算出鄉(xiāng)村振興評價指標的綜合得分(4)由于篇幅所限,此處未列示其詳細結果。。

解釋變量:數字普惠金融(DIFit)。本文將《北京大學數字普惠金融指數(2011—2020年)》中的總指數作為核心解釋變量。此外,將覆蓋廣度(CBit)、使用深度(UPit)和數字化程度(DDit)三個子維度作為解釋變量納入回歸模型,以考察數字普惠金融不同維度對鄉(xiāng)村振興的影響。為了確保回歸系數大小適當,在回歸前將所有解釋變量除以100。

控制變量。由于被解釋變量已經包含很多與鄉(xiāng)村振興相關的指標,因此參照相關學者的研究,只選擇能夠反映對鄉(xiāng)村振興具有影響的宏觀經濟環(huán)境控制變量。[25]具體包括:城鎮(zhèn)化率(URBANit),用城鎮(zhèn)人口與總人口的比值表示。人均地區(qū)生產總值(GDPit),用地區(qū)生產總值與總人口的比值表示。地方財政支持(FISCALit),用當年地方財政農林水事務支出占一般預算支出的比重表示。為了平滑數據,并削弱多重共線性和異方差的影響,對所有控制變量取對數。

數據來源與描述性統(tǒng)計。本文選取2011—2020年中國30個省(自治區(qū)、直轄市)的面板數據進行實證研究。其中,數字普惠金融指數來自北京大學數字金融研究中心。構建鄉(xiāng)村振興評價指標所需變量以及其他控制變量的相關數據來源于WIND數據庫、CSMAR數據庫、國家統(tǒng)計局網站、《中國農村統(tǒng)計年鑒》和各省(自治區(qū)、直轄市)的統(tǒng)計年鑒。各個變量的描述性統(tǒng)計量詳見表3(5)F1、F2、F3、F4、F5為3.3節(jié)應用因子分析法構建的鄉(xiāng)村振興評價指標,為了方便展示而放在該表中。。

表3 各變量描述性統(tǒng)計量

四、實證研究結果

(一)基準回歸結果

Hausman檢驗的結果均小于0.01,說明應當使用面板固定效應模型進行回歸。利用式(1)構建的面板固定效應模型,分別以F1、F2、F3、F4和F5為被解釋變量進行回歸,結果如表4所示。

表4 基準回歸結果

由表4可見,數字普惠金融對F1、F2 和F4的系數分別在1%、10%和1%的水平上統(tǒng)計顯著,其大小分別為0.3190、0.1945和0.4419。而數字普惠金融對F3和F5的影響系數雖然為正,但不顯著。同時,回歸模型的擬合優(yōu)度也較大,說明所選擇的模型具備一定解釋力度。具體而言,數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的生計、生產和生活因子呈現顯著正向影響,驗證了H1的前半部分,即數字普惠金融能夠助力鄉(xiāng)村振興生計、生產和生活方面的改善。這說明數字普惠金融的發(fā)展能夠通過降低金融服務的供給和使用成本,促進金融公平、緩解融資約束,從而增加農民收入、助推農業(yè)生產、提高生活質量,進而提升鄉(xiāng)村振興水平。

數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的民生和生態(tài)因子不存在顯著影響,這說明數字普惠金融無力推動鄉(xiāng)村振興的民生和生態(tài)領域的改善,驗證了H1的后半部分。造成這種現象的原因可能是,民生和生態(tài)的改善在短期內沒有較高的經濟效益,不能像投入生產和生活領域那樣獲得短期利益,即便在政策的引導下,數字普惠金融也可能發(fā)生“使命漂移”現象,通過扭曲要素用途、忽視長期收益而獲取短期經濟利益。這可能導致數字普惠金融在支持鄉(xiāng)村振興的過程中存在一定程度的“扭曲”現象,即農民可以利用數字普惠金融的資金支持擺脫貧困、發(fā)展生產、提高生活水平,卻無法借以改善管理、醫(yī)療和生態(tài)環(huán)境等方面的條件。此外,這一結果也在一定程度上說明,在數字普惠金融支持鄉(xiāng)村振興的過程中可能存在忽視“共享發(fā)展”和“綠色發(fā)展”理念的現象,部分地區(qū)可能并不重視利用數字普惠金融的資金支持來改善鄉(xiāng)村的民生和生態(tài)。

(二)穩(wěn)健性和內生性檢驗

首先進行穩(wěn)健性檢驗。先替換解釋變量,使用覆蓋廣度、使用深度和數字化程度三個子維度替換數字普惠金融總指數,分別代入式(1)再次回歸。表5(6)此處只是將三個子維度放在一列展示,并不是將之放在一起回歸。的結果顯示,各個變量的系數與顯著性均與表4的結果相差無幾,這表明基準回歸模型的結果是穩(wěn)健的。同時,表5的結果也說明,數字普惠金融覆蓋廣度對鄉(xiāng)村振興生計、生產和生活因子的影響程度相對最大,這表明應當進一步擴大數字普惠金融的有效覆蓋范圍,從而持續(xù)推動鄉(xiāng)村振興進程。數字普惠金融數字化程度對鄉(xiāng)村振興的支持更加全面,這說明應當繼續(xù)推動數字普惠金融提供商發(fā)揮好數字普惠金融的低成本、高效率和低風險優(yōu)勢,使之成為促進鄉(xiāng)村振興的重要支撐。而數字普惠金融使用深度對鄉(xiāng)村振興的影響不夠全面和深遠,這可能是因為近年來各類支農惠農金融產品的推出使得數字普惠金融的競爭優(yōu)勢有所下降,促使這一維度對鄉(xiāng)村振興的支持力度較小。

表5 替換解釋變量回歸結果

另外,前文指出模型中可能存在省份層面的不可觀測變量,應當使用面板固定效應模型。但個體效應也可能以隨機效應的形式存在,故使用隨機效應可行廣義最小二乘法(FGLS)對式(1)再次進行估計。由表6可見,各個變量的系數和顯著性仍與基準回歸相差無幾。

此外,直轄市通常受到國家政策的“特殊照顧”,其數字普惠金融和鄉(xiāng)村振興的水平都可能對模型估計產生較大影響。因此剔除北京、上海、天津和重慶的數據,再利用式(1)進行回歸。結果如表7所示,依然類似于基準回歸,從而證明了本文實證研究的穩(wěn)健性。

其次進行內生性檢驗。雖然前文分析指出數字普惠金融能在一定程度上促進鄉(xiāng)村振興水平,但鄉(xiāng)村的振興也有可能加大對數字普惠金融的需求,反過來促進數字普惠金融的發(fā)展,即存在反向因果問題。另外,即便加入了一些控制變量,但模型中仍然可能存在一定程度的遺漏變量問題。為了識別模型中可能存在的反向因果和遺漏變量問題,參考相關文獻的做法,將所有解釋變量和控制變量做滯后一期處理[26],并將之記為L.DIF、L.URBAN、L.GDP和L.FISCAL,代入式(1)進行回歸。

表6 隨機效應FGLS回歸結果

表7 剔除直轄市數據回歸結果

如表8所示,將所有解釋變量和控制變量的一期滯后值代入式(1)進行回歸后,其結果仍與表4的結果基本一致。這表明,原模型中不存在顯著的反向因果和遺漏變量等內生性問題,并且回歸結果是穩(wěn)健的。

表8 所有解釋變量滯后一期回歸結果

(三)異質性分析

為了進一步探討數字普惠金融對不同地區(qū)的鄉(xiāng)村振興有何影響,將總樣本分為東部、中部和西部三個子樣本(7)根據國家統(tǒng)計局的劃分標準,中國東部地區(qū)主要包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11個省份。中國中部地區(qū)主要包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8個省份。中國西部地區(qū)主要包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆11個省份。,代入式(1)再次進行回歸。結果如表9、表10和表11所示,總體而言驗證了H2的假設。

表9 東部地區(qū)回歸結果

表10 中部地區(qū)回歸結果

表11 西部地區(qū)回歸結果

可以發(fā)現,第一,數字普惠金融對東部地區(qū)鄉(xiāng)村振興的各個因子均不存在顯著影響?？赡艿脑蚴?東部地區(qū)相對而言金融市場建設更加完善,農民擁有更多元、更廣泛的融資渠道,因此對數字普惠金融的需求相對較低。另外,東部地區(qū)經濟更加發(fā)達,鄉(xiāng)村各方面發(fā)展較為充分,農民收入水平更高、閑余資金更多、金融素養(yǎng)更高,能夠負擔起較高的融資成本,因而數字普惠金融的低成本、高效率、低風險等優(yōu)勢在其支持鄉(xiāng)村振興過程中所發(fā)揮的作用有限。第二,數字普惠金融對中部地區(qū)鄉(xiāng)村振興的生計、生活和生態(tài)因子存在顯著正向影響,而對生產和民生因子不存在顯著影響。究其原因,可能是中部地區(qū)鄉(xiāng)村的各方面已經獲得了一定程度的發(fā)展,對于數字普惠金融所提供的金融服務不再具有較高的需求。但中部地區(qū)鄉(xiāng)村振興各方面的發(fā)展程度尚不如東部地區(qū),因而依然需要數字普惠金融的發(fā)展,以滿足農民的高層次需求,進一步促進鄉(xiāng)村振興進程。第三,數字普惠金融對西部地區(qū)鄉(xiāng)村振興的生產和生活因子存在顯著正向影響,而對生計、民生和生態(tài)因子不存在顯著影響。造成這種現象的原因可能是,西部地區(qū)相對而言經濟尚不發(fā)達,金融市場建設尚不完善,并且鄉(xiāng)村振興還處在比較低的水平,農民的收入較低、金融素養(yǎng)不足、融資渠道較少,數字普惠金融可能會發(fā)生“使命漂移”現象。對于西部地區(qū)而言,其鄉(xiāng)村振興的重點任務是發(fā)展生產、改善生活,在政府的大力支持下,西部鄉(xiāng)村的生產和生活顯得更加“有利可圖”,能夠吸引優(yōu)質數字普惠金融資源促進農業(yè)生產、改善農民生活水平。而其他方面則由于無法獲得短期利益,可能被數字普惠金融排斥在外,無法從中獲得有效的資金支持。

綜上所述,由于鄉(xiāng)村振興包含諸多維度,各個地區(qū)的鄉(xiāng)村在各個維度上的發(fā)展程度和收益程度有異,致使在“商業(yè)可持續(xù)”原則指導下的數字普惠金融對不同地區(qū)鄉(xiāng)村振興的不同維度的支持效果存在顯著差異。另外,由于各地在經濟發(fā)展水平、金融市場建設水平以及農民收入水平等方面差異較大,數字普惠金融在支持鄉(xiāng)村振興的過程中所發(fā)揮的作用也存在較大差異。相對而言,數字普惠金融對中部地區(qū)鄉(xiāng)村振興的支持效果最好,對西部地區(qū)的支持效果次之,而對東部地區(qū)則不存在顯著影響。這說明,數字普惠金融可能在支持中部地區(qū)鄉(xiāng)村振興的進程中發(fā)揮越來越大的作用,使之成為中國鄉(xiāng)村振興之路上的“主力軍”?？傮w而言,數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興生活因子的支持效果最好,而對民生因子的支持效果最差。這表明,現階段“滿足人民日益增長的美好生活需要”在鄉(xiāng)村振興事業(yè)中占據著舉足輕重的地位,數字普惠金融已然與之形成良性協(xié)調,尤其在經濟相對落后的地區(qū),數字普惠金融在提升農民文化水平、提高鄉(xiāng)村產業(yè)融合發(fā)展以及改善人居環(huán)境等方面將發(fā)揮愈加重要的作用。同時需要注意的是,對于鄉(xiāng)村民生和生態(tài)環(huán)境的改善,不應全部交給金融體系來完成。由于鄉(xiāng)村管理、醫(yī)療、教育、生態(tài)環(huán)境等方面的進步是一個長期過程,短期內難以獲得收益,基于“商業(yè)可持續(xù)”原則和“短期性”“逐利性”特點的金融體系難以有效促進其發(fā)展,因此,還應通過加大財政投入力度、引導社會資本進入等方式改善鄉(xiāng)村民生和生態(tài)環(huán)境,從而推動鄉(xiāng)村的全面振興。

五、結論與啟示

本文利用2011—2020年中國30個省(自治區(qū)、直轄市)的相關數據,通過因子分析法構建出鄉(xiāng)村振興評價指標,將之分為生計、生產、民生、生活和生態(tài)五個因子,并將數字普惠金融指數作為核心解釋變量,應用面板固定效應模型研究數字普惠金融對鄉(xiāng)村振興的影響。研究表明:第一,總體上數字普惠金融能夠促進鄉(xiāng)村振興,但對鄉(xiāng)村振興不同維度的影響不同。數字普惠金融能夠顯著助力鄉(xiāng)村生計、生產和生活的振興,但在一定程度上無力推動鄉(xiāng)村民生和生態(tài)的改善。進一步的內生性和穩(wěn)健性檢驗證實了上述結論。第二,數字普惠金融對不同地區(qū)的鄉(xiāng)村振興存在異質性影響。數字普惠金融能夠顯著助力中部地區(qū)鄉(xiāng)村生計、生活和生態(tài)的進步,助力西部地區(qū)鄉(xiāng)村生產和生活的改善,但對東部地區(qū)的鄉(xiāng)村振興不存在顯著影響。這表明,考察期內不同地區(qū)的鄉(xiāng)村振興的確無法平等地獲益于數字普惠金融的發(fā)展。

基于上述研究結論,當前中國數字普惠金融支持鄉(xiāng)村振興的實踐應當從兩方面發(fā)力:第一,要發(fā)揮好宏觀調控的作用,通過國家政策的激勵和約束以及地方政府的組織和領導,積極引導、鼓勵和支持互聯網企業(yè)和銀行等金融機構將數字普惠金融服務投向鄉(xiāng)村民生和生態(tài)領域。應當設立獎懲機制,及時考核評估,如果存在支持鄉(xiāng)村民生和生態(tài)振興的資金量不達標、將該資金挪用至其他領域并且破壞民生和生態(tài)環(huán)境的情況,可以對相關責任人施加諸如懲罰性利率等措施來進行規(guī)制。第二,要因地制宜地發(fā)揮數字普惠金融支持鄉(xiāng)村振興的作用。對于西部地區(qū)的鄉(xiāng)村振興,應當側重于發(fā)展生產和改善生活。同時要防止生計和生態(tài)方面的金融資源配置扭曲,協(xié)調推進西部地區(qū)的鄉(xiāng)村振興。對于中部地區(qū)的鄉(xiāng)村振興,應當加快推動生產繁榮、生活改善和生態(tài)振興,全面推動鄉(xiāng)村發(fā)展,使之成為中國鄉(xiāng)村振興的“主力軍”。對于東部地區(qū)的鄉(xiāng)村振興,則可以適當地將部分數字普惠金融資源轉移至中西部地區(qū),促進數字普惠金融資源的合理分配,從而有效支持鄉(xiāng)村振興進程。