数字普惠金融促进乡村振兴的理论阐释与实证检验.pdf

第 37 卷第 3 期2023 年 5 月长沙大学学报 Vol.37No.3May 2 0 2 352数字普惠金融促进乡村振兴的理论阐释与实证检验郑兰祥，陈姝灵安徽大学经济学院，安徽 合肥 230601摘要：数字普惠金融可以通过提高乡村融资的即时获得性、促进资源平衡配置、降低交易成本和风险程度等直接促进乡村振兴战略的实施，并通过增强区域创业活力和优化产业结构等渠道间接为乡村振兴战略的发展提供动能。基于我国省级面板数据构建乡村振兴指数，利用固定效应、门槛效应和中介效应模型考察数字普惠金融对乡村振兴的作用机理，结果发现：数字普惠金融能促进乡村振兴战略的实施，其中存在双重门槛效应，数字普惠金融突破第二重门槛后的促进效果最大；区域创业活力、产业结构优化可以间接赋能数字普惠金融促进乡村振兴战略的实施。基于此，建议加大对数字普惠金融的政策支持力度、完善基础设施建设、提高资金使用效率、加快推进信用体系建设，以更好地推进数字普惠金融服务乡村振兴战略。关键词：数字普惠金融；乡村振兴；作用机制；固定效应模型中图分类号：F832.43文献标识码：A文章编号：1008-4681（2023）03-0052-09实现巩固拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴有效衔接，是当前和今后一个时期“三农”工作最重要的任务之一。金融作为推动现代经济发展的引擎，在我国乡村经济社会发展过程中扮演着重要角色。如何使金融服务与乡村振兴有效衔接是学者们关注的话题之一。数字普惠金融依托信息技术打破了传统金融服务模式的壁垒，旨在为不同阶层，特别是弱势群体提供优质易得的金融服务，其服务理念恰好与乡村发展的金融需求相契合。目前，国内外有关数字普惠金融对乡村发展的影响研究主要聚焦于其对乡村减贫增收以及缩小城乡差距的影响。多数研究表明，数字普惠金融政策有助于增加农民收入1、缓解农村贫困2-3、缩小城乡差距4。少部分学者认为数字普惠金融可能会加剧相对贫困5，原因在于，相对贫困的家庭缺乏数字工具，难以通过数字金融平台获得生产性资金。关于数字普惠金融对乡村振兴的作用机理，谢地等认为，数字普惠金融能从减少金融排斥、促进协同创新、增强风险管控等方面促进乡村振兴，并用计量模型进行了实证检验6。葛和平等用空间滞后模型检验了数字普惠金融对乡村振兴战略实施的影响，发现其存在先抑后促的作用效果7。李季刚等通过实证得出，数字普惠金融助力乡村振兴存在单一门槛，其覆盖广度和数字化程度发挥了重要作用8。马亚明等通过实证发现，创新创业可以为数字普惠金融促进乡村振兴赋能9。通过梳理少量有实证分析的文献发现，大多数学者都认为在乡村振兴战略实施的过程中，数字普惠金融的出现能加快推进乡村金融改革。但迄今为止，有关数字普惠金融在乡村振兴战略实施过程中的作用机理探讨，大多集中于定性分析，鲜有实证研究。我们基于当前乡村振兴战略的要求，较为全面地选取能体现乡村振兴战略实施水平的评价指标，构建科学合理的省域乡村振兴指数，详细阐述并实证检验数字普惠金融在乡村振兴战略实施过程中的作用机理，以此为相关政策制定提供参考。一理论分析与研究假设乡村振兴战略涉及产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕五大层面，这些均离不开相应的金融支持。数字普惠金融具有业务便捷收稿日期：2022-12-14基金项目：教育部人文社会科学研究项目“中国特色环境分权对我国资源型城市生态效率的影响研究”，编号：22YJC790179。作者简介：郑兰祥，安徽大学经济学院教授。研究方向：宏观金融与金融机构管理。53总第 173 期郑兰祥，陈姝灵：数字普惠金融促进乡村振兴的理论阐释与实证检验性、信息畅通性、服务包容性、流程高效性等诸多特征，可以直接和间接地促进乡村振兴发展。（一）直接作用机制我国乡村振兴发展受阻的主要原因之一在于乡村金融资源供给不足。我国长期存在的城乡二元经济结构导致资源配置都倾向城市，传统金融机构也因自身发展受利益驱使，不愿承担风险降低服务门槛，导致乡村金融资源供给不足。数字普惠金融可以凭借自身优势弥补供给缺口，直接促进乡村振兴，具体表现在四个方面。第一，数字普惠金融能提高乡村融资的即时获得性。传统金融机构物理网点存在覆盖不全的局限性，而数字普惠金融借助互联网“泛在性”的特点能突破这种局限，并且通过智能手机，乡村居民可以随时随地完成支付、转账等金融交易。此外，数字普惠金融也发挥着“鲶鱼效应”，刺激传统金融机构创新多样化的金融产品，降低服务门槛以应对激烈的市场竞争，缓解乡村金融排斥的现象，针对乡村居民的生产生活资金需求提供多样化的信贷来源10。第二，数字普惠金融能降低乡村融资的交易成本11。交易成本包括资金需求者的借款成本和金融机构的服务成本。乡村居民通过数字普惠金融可降低其向民间借贷的借款成本，同时足不出户就能自主办理业务。而传统金融机构在受其“技术溢出效应”的影响发展网上银行后，能减少线下服务产生的人力、物力成本，可以通过建立共享数据库，节约分析融资者资信状况所花费的成本，提高金融服务的质量和效率。第三，数字普惠金融能降低乡村融资的风险程度。金融机构和客户之间存在信息不对称的问题，弱势群体缺少担保人和抵押物，资信状况更是难以摸排，存在较大的违约风险。通过数字金融服务平台推出的信用评价系统，金融机构可利用数字技术搜集整合信息，完善用户资信状况，并用大数据进行更准确快速的风险评估，降低不良贷款率和金融风险发生的可能性。数字普惠金融还可以通过促进资本在部门间的流动来增强对系统性金融风险的防范12。第四，数字普惠金融能促进乡村融资的平衡配置。资本具有天生的趋利避害性，稀缺的金融资源偏向于流入收益高、风险低的项目。数字普惠金融可通过降低服务门槛、拓宽融资渠道，为长尾人群和项目提供资金支持，有效缓解金融资源在人群、部门产业间配置不均衡的问题。在金融资源流动过程中，金融机构和客户之间存在信息滞后和不对称等问题，这将导致金融资源配置效率低，而数字金融服务平台能实现数据汇聚和信息共享，有利于金融资源的高效平衡配置。随着数字技术的进步和数字基础设施建设的完善，数字普惠金融能到达传统金融机构物理网点无法覆盖的地区。在发展后期，数字金融服务可渗透“最后一公里”，稳步推进乡村振兴全面发展。由此，考虑将数字普惠金融的发展分为“单一低效优质高效多元稳定”的不同阶段，以研究不同阶段其对乡村振兴的促进作用。基于上述分析，提出以下假设。H1a：数字普惠金融能弥补乡村金融资源供给不足的缺口，直接推动乡村振兴发展；H1b：数字普惠金融在不同发展阶段对乡村振兴的促进效果不同，即存在非线性影响。（二）间接作用机制乡村振兴战略的实施除了必要的金融支持外还需要各种资源要素赋能，同时，数字普惠金融在其他领域也发挥着积极作用，因此需要考虑数字普惠金融对乡村振兴的影响存在的中介效应，并以区域创业活力、产业结构优化为中介因子探究其中的间接作用机制。已有研究表明，数字普惠金融能促进农村居民创业就业，这种促进作用存在明显的地区、就业者性别、学历的异质性13-14，并主要体现在小微或劳动密集型创业中15。首先，农民创业离不开大量的资金支持，数字普惠金融发挥其普惠性的特点，为创业人群提供多样化的融资产品和便捷易得的金融服务，尤其是相应的保险服务，能为创业人群降低创业风险。同时，数字金融服务平台加快了信息的流通速度，节约创业的时间成本和经济成本，有效激发了市场创业活力。此外，数字普惠金融为弱势群体提供教育资金，提高他们受教育的机会，提高乡村人力资本和人岗适配度，进一步激发他们的创业就业能力16，这也缓解了乡村居民就业难、收入低的问题。居民生活水平的提高也会加大自身对产品的消费和对后代的教育投资，形成良性循环，促进乡村振兴的全面发展。基于以上分析，提出假设 H2：增强区域创业活力是数字普惠金融赋能乡村振兴的间接渠道。长期以来，我国乡村产业结构以种养殖业为主，发展相对单一且不均衡，生产经营模式落后，无法实现农产品深加工的效益最大化。已有研究发现，数字普惠金融能对农业产业结构转型升级产生积极正向的影响17。在这个过程中，数字普惠金融通过提供资金支持和特色助农的金融产品，如助542023 年 5 月长 沙 大 学 学 报农贷款、农业保险等，为种养殖业以及农产品的生产销售提供初始资金和保障。同时，数字普惠金融通过加快企业的技术创新，推动产业融合18，促进企业打造“互联网+农业”的发展模式，以满足农业数字化、规模化、产业化生产的需求，提高农业生产效率。这也有利于劳动力在产业间的转移就业，提高乡村居民的收入水平。此外，通过招商引资，数字普惠金融还能促进乡村基础设施建设，如乡村公路、光纤电缆等，这不仅有利于电子商务的全面铺开19，还为特色旅游服务业的发展打通了道路，有助于打破乡村产业结构相对单一的困局。乡村产业经济效益的改善有利于增加政府财税收入，反哺乡村振兴的基础建设，为乡村振兴营造良好的发展环境。基于上述分析，提出假设 H3：推动产业结构优化是数字普惠金融赋能乡村振兴的间接渠道。二乡村振兴指数的构建（一）指标选取基于 乡村振兴战略规划（20182022 年）提出的重点任务和发展新格局，并借鉴已有研究中学者构建的乡村振兴评价指标体系20，我们分别从乡村振兴的五大核心要义中选取能体现这五个层面的二级指标。样本时间区间为 20112019 年，数据来自 中国统计年鉴 中国社会统计年鉴中国农村统计年鉴 等，部分数据缺失采用均值填充法进行填补，其中西藏和港澳台地区的数据缺失过多暂不讨论。具体指标选取如表 1 所示。图 1数字普惠金融对乡村振兴的作用机理表 1乡村振兴评价指标体系总指标一级指标二级指标指标方向乡村振兴产业兴旺人均农业机械动力/千瓦正节水灌溉耕地面积占比/%正农副产品加工业规模以上企业主营业务收入/亿元正人均农林牧渔业产值/元正生态宜居森林覆盖率/%正农村卫生厕所普及率/%正设卫生室的村数占总村数的比重/%正农村每千人卫生人员数/人正乡风文明农村乡镇文化站数量/个正农村居民人均文化娱乐消费支出/元正农村居民平均受教育年限/年正农村宽带接入用户/万户正55总第 173 期郑兰祥，陈姝灵：数字普惠金融促进乡村振兴的理论阐释与实证检验总指标一级指标二级指标指标方向治理有效村民委员会单位数/个正环境污染治理投资总额/亿元正农村居民人均最低生活保障/元正贫困发生率/%负生活富裕农村人均可支配收入/元正农村家庭恩格尔系数/%负城乡居民收入比（农村居民=1）负每百户汽车拥有量/辆正注：农村居民平均受教育年限=（小学学历人数6+初中学历人数9+高中学历人数12+大专及以上学历人数16）/6岁以上人口数。续表（二）指标构建用熵权法对所选指标进行分权，测算各省区市的乡村振兴指数。第一步，将数据标准化，并对正负向指标分别做如下处理。正向指标：minmaxminijijjijijijjjqqQqq=负向指标：maxmaxminijijjijijijjjqqQqq=其中，i 表示 30 个省区市 9 年所有数 a 据中的第 i 个数据，j 表示第 j 项指标。第二步，计算各项指标的信息熵：27011lnln270jijijiEpp=其中，2701ijijijiQpQ=。第三步，确定各项指标的权重：11jjnjjEnE=其中，n表示的是指标个数。最后，根据所得权重和标准化后的数据测算出各省区市不同年份的乡村振兴指数，该指数介于01之间：ijijRURALQ=三研究设计（一）变量选取1.被解释变量被解释变量为上文构建的 20112019 年各省区市乡村振兴指数（RURAL）。2.核心解释变量以北京大学数字金融研究中心公布的 20112019 年各省区市数字普惠金融指数（DIF）为核心解释变量，该指标包含覆盖广度（CB）、使用深度（UD）和数字化程度（DL）三个维度，并借鉴李季刚等的做法，将数字普惠金融指数缩小至原来的1/100，使回归结果便于观察8。3.控制变量为避免其他因素的影响，选取以下控制变量：经济发展水平（ECO），地区经济发展差异会影响乡村经济社会发展，该变量用地区人均 GDP 的对数来衡量；农林水财政投入（FD），农林水财政投入不同对乡村农业发展的帮扶程度也不同，该变量用地区农林水支出来衡量；老年抚养比（ODR），农村人口年龄结构会在一定程度上影响乡村发展，该变量用各省区市农村 65 岁以上人口数与劳动年龄人口数的比值来衡量；农村人力资本（RHC），农村人力资本会影响居民就业，该变量用各省区市乡村大专以上人口数占乡村 6 岁以上人口数的比重来衡量；通信基础设施（INFRA），良好的通信基础设施有助于农村经济发展，该变量用各省区市长途光缆线路长度的对数来衡量。4.中介变量根据前文分析，选用区域创业活力（ENTRE）、产业结构优化（ISO）为中介变量。其中，区域创业活力借鉴杜运周等的做法21，用各地区每百万人拥有的登记注册企业数来衡量；产业结构优化则借鉴干春晖等的做法22，从产业结构高级化及合理化两方面衡量，用各地区第二产业、第三产业增加值来衡量地区产业结构高级化，该指标为正向，用泰尔指数衡量产业结构合理化：562023 年 5 月长 沙 大 学 学 报1ln/niiiiYYYTLYLL=其中，i为产业，n为部门数，Y为生产总值，L为就业人数，该指标为负向，最后用熵权法合成产业结构优化指数。5.描述性统计从变量描述性统计结果（见表 2）看，乡村振兴指数均值为 0.315 5，标准差为 0.135 6，说明我国乡村振兴发展平均水平较低，样本之间的差异较小。（二）模型构建基于上文假设 H1a，构建静态面板模型为方程（1），同时，考虑到数字普惠金融对乡村振兴的影响可能是非线性的，设置多重门槛模型为方程（2），验证假设 H1b。此外，为验证假设 H2、H3数字普惠金融促进乡村振兴的间接路径，根据温忠麟等的逐步回归法23，设置中介效应模型为方程（3）（5）：012itititititRURALDIFCONTROL=+012itititititRURALDIFCONTROL=+（1）()()()01121212itititititnititnnitititRURALDIFDIFDIFDIFDIFDIFCONTROL+=+()()()01121212itititititnititnnitititRURALDIFDIFDIFDIFDIFDIFCONTROL+=+()()()01121212itititititnititnnitititRURALDIFDIFDIFDIFDIFDIFCONTROL+=+（2）012itititititRURALaa DIFaCONTROL=+012itititititRURALaa DIFaCONTROL=+（3）012itititititMVbb DIFbCONTROL=+（4）0123ititititititRURALcc DIFc MVcCONTROL=+0123ititititititRURALcc DIFc MVcCONTROL=+（5）其中，RURALit表示乡村振兴发展水平，DIFit表示数字普惠金融发展水平，MVit表示中介变量，CONTROLit 表示控制变量，i 表示第 i 个省区市，t表示第 t 年，n代表未知门槛值，i和t分别表示个体和时间固定效应，it为随机误差。四实证分析（一）直接作用分析对上述静态面板模型进行双向固定效应回归分析，同时控制个体和时间固定效应，并考虑数字普惠金融的覆盖广度（CB）、使用深度（UD）和数字化程度（DL）对乡村振兴的影响。其中，表 3 的列（1）表示在没有控制变量的情况下，数字普惠金融与乡村振兴两者存在显著的正相关关系，列（2）加入控制变量后，回归系数降至 0.119 9，但仍在 1%水平上显著为正，说明数字普惠金融的确能对乡村振兴产生积极正向的影响。从列（3）三个子维度对乡村振兴的回归结果中不难看出，使用深度和数字化程度对乡村振兴均有明显的促进作用。其中，数字化程度的作用最大，覆盖广度的促进效果虽不显著，但其回归系数仍然是正向的，说明在当表 2变量描述性统计变量属性名称符号均值标准差最小值最大值被解释变量乡村振兴指数RURAL0.315 5 0.135 6 0.059 8 0.696 0核心解释变量数字普惠金融指数DIF2.033 6 0.915 70.183 3 4.102 8覆盖广度CB1.836 1 0.902 4 0.019 6 3.846 6使用深度UD1.979 7 0.913 50.067 64.399 1数字化程度DL2.783 8 1.180 0 0.075 84.622 3控制变量经济发展水平ECO10.808 6 0.432 9 9.707 3 12.008 9农林水财政投入FD0.522 3 0.253 8 0.091 8 1.310 9老年抚养比ODR14.035 7 3.272 27.440 0 23.820 0农村人力资本RHC0.036 1 0.021 9 0.004 8 0.154 4通信基础设施INFRA10.078 5 0.858 3 6.818 9 11.714 7中介变量区域创业活力指数ENTRE0.970 7 0.683 8 0.174 74.042 8产业结构优化指数ISO0.198 2 0.146 1 0.015 2 0.823 057总第 173 期郑兰祥，陈姝灵：数字普惠金融促进乡村振兴的理论阐释与实证检验前阶段，对乡村振兴来说，使用深度和数字化程度比覆盖广度能发挥更大的作用，其原因可能在于当前数字基础设施建设暂不完备，无法让覆盖广度发挥更大的作用。表 3数字普惠金融对乡村振兴的影响变量RURAL（1）（2）（3）DIF0.146 0*（0.004 0）0.119 9*（0.000 0）CB0.002 0（0.976 0）UD0.023 0*（0.087 0）DL0.033 5*（0.001 0）ECO0.063 0*（0.099 0）0.072 9*（0.035 0）FD0.065 9*（0.097 0）0.071 7*（0.043 0）ODR-0.002 3（0.352 0）-0.003 1（0.253 0）RHC0.671 3*（0.031 0）0.688 2*（0.031 0）INFRA0.051 5*（0.003 0）0.046 1*（0.002 0）_CONS0.169 4*（0.000 0）-1.005 7*（0.006 0）-1.028 6*（0.005 0）控制个体是是是控制时间是是是R20.892 20.917 40.919 6N270270270注：*、*、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著。为探究数字普惠金融对乡村振兴是否存在非线性影响，对其进行门槛效应检验。根据表 4 门槛效应检验的P值来看存在双重门槛效应。从表 5 门槛值估计中得到，数字普惠金融的第一重门槛估计值为 2.437 8，第二重门槛估计值为 3.287 5。表 4门槛效应检验模型F值P值临界值 10%临界值 5%临界值 1%单一门槛21.37*0.003 313.840 916.299 218.199 1双重门槛21.49*0.010 014.472 716.960 920.300 3三重门槛15.660.483 330.856 837.956 046.412 6注：*、*、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著。表 5门槛值估计门槛门槛估计值95%置信区间门槛值 12.437 82.392 4，2.440 1门槛值 23.287 53.251 3，3.299 4在此基础上，对数字普惠金融助力乡村振兴的双重门槛进行回归分析，如表6列（2）所示。从结果可以看出，数字普惠金融处于不同发展阶段对乡村振兴的影响显著为正，作用大小却有所不同。当数字普惠金融指数DIF2.437 8 时，也就是其发展处于第一阶段时，其对乡村振兴的回归系数为0.060 5，该阶段的促进作582023 年 5 月长 沙 大 学 学 报（二）间接作用分析用逐步回归法对数字普惠金融通过增强区域创业活力（ENTRE）以及推动产业结构优化（ISO）间接促进乡村振兴发展的过程进行中介效应检验。已知表 7 的列（1）为数字普惠金融对乡村振兴的基准回归，表 7 的列（2）、列（3）为区域创业活力的中介效应，列（4）、列（5）为产业结构优化的中介效应。列（2）数字普惠金融对区域创业活力的影响系数为 0.698 5，显著为正，说明数字普惠金融能增强区域创业活力，列（3）表示在第一阶段基准回归的基础上加入中介变量区域创业活力后的结果，区域创业活力的系数为 0.023 7，显著为正，说明区域创业活力是数字普惠金融焕发乡村振兴发展活力的有效渠道，并且区域创业活力的中介效应占总效应的比重为 13.8%；从列（4）可以看出，数字普惠金融对产业结构优化的作用大小为 0.200 7，充分说明它能有效促进产业结构优化，列（5）加入中介变量产业结构优化后的系数为 0.135 4，显著为正，说明数字普惠金融可以通过推动产业结构优化促进乡村振兴，且该中介效应所占比重为 22.66%。表 6门槛回归结果变量FEThreshold（1）（2）DIF0.119 9*（0.000 0）DIF 2.437 80.060 5*（0.027 0）2.437 83.287 50.081 4*（0.002 0）控制变量是是控制个体是是控制时间是是R20.917 40.929 5N270270注：*、*、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著。表 7中介效应检验结果变量第一阶段区域创业活力中介效应产业结构优化中介效应RURALENTRERURALISORURAL（1）（2）（3）（4）（5）DIF0.119 9*（0.000 0）0.698 5*（0.097 0）0.103 4*（0.000 0）0.200 7*（0.001 0）0.092 7*（0.004 0）ENTRE0.023 7*（0.020 0）ISO0.135 4*（0.037 0）控制变量是是是是是用相对较为单一低效；当 2.437 8DIF 3.287 5 时，系数估计值增至 0.071 5，说明此时其对乡村振兴的促进作用进入优质高效的发展阶段；当DIF3.287 5后，系数估计值显著提高到 0.081 4，说明此时其对乡村振兴的促进作用进入多元稳定的高速发展阶段。截至2019 年，只有北京、天津、上海、江苏、浙江、安徽、湖北、福建、广东的数字普惠金融发展水平突破了第二重门槛，意味着这些省区市数字普惠金融服务乡村振兴已进入高速发展阶段，但其余省区市的数字普惠金融发展并不完善，尤其是西部偏远地区的发展相对落后，其为乡村振兴发展赋能的效果并不明显。59总第 173 期郑兰祥，陈姝灵：数字普惠金融促进乡村振兴的理论阐释与实证检验（三）稳健性检验 第一，替换乡村振兴指数。考虑到乡村振兴指数的构建方法、所设权重不同对结果的影响，选择用主成分分析法对表 1 中 20 个指标进行降维，重新构建乡村振兴指数，数字普惠金融对该指数的回归系数为0.081 0，在5%水平上仍显著为正。第二，滞后一期数字普惠金融指数。为避免两者之间存在互为因果的关系，将数字普惠金融滞后一期探究其对乡村振兴的影响，发现该指标滞后一期的回归系数为 0.057 4，在 10%水平上显著，仍对乡村振兴有显著的促进作用。第三，以各省区市到浙江省的球面距离和数字普惠金融指数的交互项为工具变量24，进行两阶段最小二乘法检验，Wald F检验值大于 10%水平下的临界值16.38，排除工具变量不可识别和弱工具变量的可能性，数字普惠金融的回归系数为 0.298 3，在 5%水平上显著为正，说明实验结果真实稳健。五研究结论和政策建议数字普惠金融依托数字信息技术突破了传统金融服务的诸多限制，从多个渠道为乡村振兴战略的实施提供动能。基于我国 20112019 年省级面板数据，对数字普惠金融促进乡村振兴的作用机理进行实证检验，结果表明：从直接作用看，数字普惠金融能有效促进乡村振兴战略的实施，当前阶段，其使用深度和数字化程度对乡村振兴发挥的作用更大；数字普惠金融存在明显的双重门槛效应，当其发展冲破第二重门槛后，服务乡村振兴的能力得到明显提升，目前，大多数省区市数字普惠金融的发展水平仍低于第二重门槛，服务乡村振兴的能力相对不足。从间接作用来看，数字普惠金融可以通过增强区域创业活力以及优化产业结构的渠道对乡村振兴发挥作用。基于以上结论，为进一步推进数字普惠金融服务我国乡村振兴战略，提出以下政策建议。第一，加大对数字普惠金融的政策支持力度。政府部门应当因地制宜，出台相关政策举措支持数字普惠金融的发展，比如放宽市场准入限制、提供财政补贴等，为数字普惠金融的可持续发展提供保障。同时，建立健全适合农业农村特点的数字普惠金融体系，深化农村金融体制改革，落实和完善各项贷款、财税优惠等扶持政策，把更多金融资源配置到农业农村发展的重点领域和薄弱环节。第二，完善数字普惠金融的基础设施建设。数字普惠金融的发展依靠信息技术平台的建立，完善乡村数字普惠金融基础设施建设，尤其是对数字普惠金融发展水平位于第二重门槛内的省区市，有助于“无界金融”的实现和数字赋能普惠金融专项行动的开展，促进金融机构拓宽数据来源渠道，提高平台数据运用能力，构建“科技+数据+场景”的新模式，以更好地服务“三农”和小微企业发展。第三，提升数字普惠金融资金的使用效率。政府部门应当引导数字普惠金融提供的金融资源合理配置到能有效促进乡村振兴的产业部门，比如打造具有独特优势的产业集群，建设乡村产业融合发展示范园等，推动粮食生产功能区和重要农产品生产保护区发展，支持发展粮经饲统筹、种养加一体、农牧渔结合的现代农业，促进农业结构不断优化升级。第四，加快推进数字普惠金融信用体系建设。数字普惠金融不是“慈善金融”，应当遵循“有借有还”的市场信用原则。有关部门应当借助信息科技全面开展乡村信用信息的采集，搭建乡村信用信息数据库，并进行线上评级授信。此外，还应加大对失信群体的惩戒力度及深化担保机制，落实增信风险措施，构建金融机构“敢贷、愿贷、能贷、会贷”的优良信用环境。参考文献：1齐文浩，李明杰，李景波.数字乡村赋能与农民收入增长：作用变量第一阶段区域创业活力中介效应产业结构优化中介效应RURALENTRERURALISORURAL（1）（2）（3）（4）（5）控制个体是是是是是控制时间是是是是是R20.917 40.764 20.921 40.693 60.921 2N270270270270270注：*、*、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著。续表602023 年 5 月长 沙 大 学 学 报机理与实证检验：基于农民创业活跃度的调节效应研究J.东南大学学报（哲学社会科学版），2021（2）：116-125，148.2ABOR J Y，AMIDU M，ISSAHAKU H.Mobile telephony，financial inclusion and inclusive growthJ.Journal of African business，2018（3）：430-453.3 刘锦怡，刘纯阳.数字普惠金融的农村减贫效应：效果与机制 J.财经论丛，2020（1）：43-53.4TOWNSEND L，SATHIASEELAN A，FAIRHURST G，et al.Enhanced broadband access as a solution to the social and economic problems of the rural digital divideJ.Local economy，2013（6）：580-595.5胡联，姚绍群，杨成喻，等.数字普惠金融有利于缓解相对贫困吗？J.财经研究，2021（12）：93-107.6谢地，苏博.数字普惠金融助力乡村振兴发展：理论分析与实证检验J.山东社会科学，2021（4）：121-127.7葛和平，钱宇.数字普惠金融服务乡村振兴的影响机理及实证检验J.现代经济探讨，2021（5）：118-126.8李季刚，马俊.数字普惠金融发展与乡村振兴关系的实证J.统计与决策，2021（10）：138-141.9马亚明，周璐.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 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ShulingSchool of Economics，Anhui University，Hefei Anhui 230601，ChinaAbstract：Digital inclusive finance can directly promote rural revitalization by improving the immediate availability of rural financing，promoting balanced allocation of resources，and reducing transaction costs and risks.Digital inclusive finance indirectly provides momentum for rural revitalization by enhancing the vitality of regional entrepreneurship and optimizing the industrial structure.This paper constructs an index system of rural revitalization based on China s provincial panel data，and empirically investigates the mechanism of digital inclusive finance promoting rural revitalization by using fixed effect，threshold effect and intermediary effect models.The findings indicate that digital inclusive finance can promote rural revitalization，and at the same time，there is a double threshold effect;when digital inclusive finance breaks through the second threshold，the promotion effect is the greatest.Additional studies suggest that regional entrepreneurial vitality and industrial structure optimization can indirectly empower digital inclusive finance to foster rural revitalization.Therefore，it is recommended to increase policy support for digital inclusive finance，better infrastructure construction，improve the efficiency of capital use，and accelerate the construction of the credit system，so as to advance digital inclusive financial services for the rural revitalization strategy.Key Words：digital inclusive finance；rural revitalization；function mechanism；fixed effect model（责任编辑：柯悦莹）