数字经济推动乡村振兴——基于农村金融服务的调节作用_王佳楠.pdf

山西农经/2022 年 4 期DOI：10.16675/14-1065/f.2022.04.057数字经济推动乡村振兴 王佳楠，丁旭，代菁菁摘要：文章将数字经济与乡村振兴紧密结合，引入金融服务，以数字经济、金融服务和乡村振兴的量化水平为研究对象，构建指标体系并应用熵值法对指标体系中的数据进行综合量化，建立模型探讨数字经济在乡村振兴中的作用及金融服务对乡村振兴的作用机制。研究发现，我国各地区数字经济水平差异较大，乡村发展不平衡问题较为显著。关键词：数字经济；金融服务；乡村振兴文章编号：1004-7026（2022）04-0182-03中国图书分类号：F832；F323文献标志码：A（河北地质大学管理学院，河北石家庄050030）基于农村金融服务的调节作用乡村振兴战略是我国“十四五”规划重点发展的内容之一。自党的十九大报告提出乡村振兴战略以来，我国乡村建设取得了阶段性成果。在此热潮下，关于乡村振兴的研究越来越多，并取得了一定的研究成果，但相关研究侧重于政策、路径和理论方面，关于乡村振兴的实证研究相对较少。曾福生和蔡保忠（2018）1运用实证分析法，证实了农村基础设施在产业振兴中的重要作用。随着云计算、移动互联网、人工智能、大数据等数字技术的快速创新迭代及广泛应用，数字经济成为推动经济社会发展的重要引擎。当前，关于数字经济的研究已取得一定成果，国内外学者主要从数字经济的内涵、衡量指标和测算方法以及其对经济的影响等方面进行研究。洪佳（2020）2发现数字经济对珠三角制造业升级起到积极的带动作用；王莉娜和张国平（2018）3证实信息技术对企业研发投入、产品设计、流程改进多个环节均具有积极作用；周广肃和樊纲（2018）4从增加创业可能性角度研究，发现互联网可以通过信息渠道和社会互动效应等途径增加创业率，并以此激发经济活力，促进经济发展。在数字经济这一新经济形态下，乡村振兴是否有新的机会与路径？蓬勃发展的数字经济能否在乡村振兴这一宏伟战略中继续发挥推动作用？是文章研究的重点内容。1理论分析与假设提出1.1数字经济与乡村振兴虽然农民拥有土地和劳动力两大要素，但面临资金、企业家才能有限和数据信息短缺的困境。信息不对称5、基础设施不够完善、金融排斥、金融资源和服务供需不匹配等问题导致乡村的发展受到制约6-7。数字经济具有可再生性、普惠性、渗透性、外部经济性等特点，能通过融合的方式使信息不对称、金融排斥、金融资源和服务不匹配等问题得到缓解，同时带动经济发展，打破资金困境，助力乡村经济发展，推动乡村振兴。综上所述，提出研究假设 H1：数字经济可以推动乡村发展，促进乡村振兴，二者呈正相关关系。1.2金融服务的调节作用优质、高效的农村金融服务是做好“三农”工作的重要保障，农村金融是现代农村经济的核心。研究表明，健全的金融服务会拓宽涉农贷款服务范围，加大供给农业保险产品，降低农业风险。孙群力和周镖（2021）8研究发现，金融服务有利于盘活农村资本，对乡村振兴有显著的正向效应。在数字经济普惠性、渗透性的特点下，金融服务可以进一步解决金融排斥、金融资源不匹配等制约乡村振兴的问题，促进乡村振兴。综上所述，提出研究假设 H2：金融服务在数字经济对乡村振兴的影响中起到正向调节作用，可以进一步推动乡村振兴。2样本选择与研究设计2.1样本与数据2017 年，党的十九大报告提出乡村振兴战略，2018 年是乡村振兴战略实施的开局之年。故本研究以 2017 年、2018 年为时间中点，分析 20152020 年基金项目：河北地质大学第十七届学生科技基金科研项目“数字经济、金融服务与乡村振兴”（KAY202127）。作者简介：王佳楠（1997），女，汉族，山西阳泉人，在读硕士，研究方向为公司理财与管理会计。丁旭（1998），女，汉族，河南南阳人，在读硕士，研究方向为注册会计师（CPA）。代菁菁（1997），女，汉族，河北邯郸人，在读硕士，研究方向为财务总监（CFO）。182我国数字经济对乡村振兴的影响。文章根据建立的指标体系，采用这一时期的相关数据作为初始样本，收集了 31 个省（自治区、直辖市）的面板数据，实证检验数字经济、金融服务与乡村振兴之间的联系。研究数据主要来源于各类统计年鉴。2.2变量与计算为了更全面地衡量主要变量，文章对数字经济、乡村振兴分别建立了相应的指标体系，并用熵值法确定其最终得分。2.2.1核心解释变量数字经济水平评价指数（DE）。文章借鉴已有研究，并考虑数据的可收集性进行指标选取，最终形成数字产业化和产业数字化两类指标。数字产业化包括移动电话基站、长途光缆线路长度、移动电话普及率、4G 用户、移动通话时长、去通话时长、移动互联网接入流量、互联网宽带接入用户 8个细化指标；产业数字化包括第三产业增加值、电子商务企业数、电子商务企业比重、农村用电量和镇区及乡村消费品零售额占社会消费品零售总额的比重 5 个细化指标。2.2.2被解释变量乡村振兴评价指数（RV）。借鉴已有研究，构建符合产业兴旺、乡风文明、治理有效、生态宜居、生活富裕总要求的指标体系。产业兴旺包括农业机械化、第一产业增加值占地区生产总值的比重。乡风文明包括教育支出占比和有线广播电视用户比重。治理有效包括村民自治水平。生态宜居包括单位面积耕地化肥用量。生活富裕包括农村人均可支配收入和农村人均消费支出。2.2.3调解效应金融服务（FS）。由于文章主要研究乡村振兴，因此在金融服务的指标选取上更偏重于农村的金融服务情况，最终选定各地区涉农贷款余额衡量本指标。2.2.4控制变量为降低遗漏变量带来的影响，适当加入以下控制变量。政府支持（Gov）用各地农林水支出占财政支出的比重衡量；经济水平（Eco）用各地区生产总值占当年全国 GDP 的比重衡量；创新能力（Ino）以新产品开发支出除以新产品销售收入衡量；财政分权（Fisd）采用地方财政支出占中央财政支出的比重衡量；产业结构状况（Is）选取第二产业占 GDP 的比重衡量。除此之外，文章对所有连续变量进行了上下 1的缩尾处理。2.3模型构建根据前文的理论分析与研究假设，此次研究采用线性回归模型，研究数字经济对乡村振兴的影响，模型 1 构建如下。RVi,t=0+1DEi,t+2Govi,t+3Ecoi,t+4Inoi,t+5F isdi,t+6Isi,t+7Year fixed effects+8Province fixedeffects+i,t（1）其中，RVi,t为乡村振兴指数，DEi,t为数字经济水平，其余为相应的控制变量，i,t为随机干扰项。在模型中加入个体固定效应和时间固定效应控制个体和时间因素的影响。之后用各地区软件业务收入的自然对数（SR）作为数字经济的替换指标进行稳健性检验。文章进一步从实证角度检验金融服务的调节作用，依次将调节变量、解释变量与调节变量的交互项放入回归方程，并观察交乘项系数是否显著，判断调节效应。方程（1）与模型 1 一致，未重复列示，以下列示调节效应方程（2）和方程（3）。RVi,t=0+1DEi,t+2FSi,t+3Govi,t+4Ecoi,t+5Inoi,t+6Fisdi,t+7Isi,t+i,t（2）RVi,t=0+1DEi,t+2FSi,t+3DEi,tFSi,t+4Govi,t+5Ecoi,t+6Inoi,t+7Fisdi,t+8Isi,t+i,t（3）3实证分析3.1描述性统计与相关性分析根据描述性统计结果可知，乡村振兴水平最小值为 7.68，最大值为 9.03，虽差别不大，但仍有所区分，部分地区仍未达到平均水平。对于乡村振兴而言，各地区数字经济水平有较大的差距，最小值为 6.91，最大值为 11.27。文章利用 Stata16 软件对各变量指标作 Pearson相关系数分析。可以初步看出，数字经济与乡村振兴之间的相关系数为 0.418 0，呈正相关关系，与前述理论分析一致。3.2回归分析基准回归及调节效应。利用前文构建的模型，对数字经济与乡村振兴之间的关系进行研究，并对金融服务在二者当中的调节效应进行实证检验，回归结果见表 1。由模型 1 结果可知，数字经济的回归系数在 1水平下显著为正，即数字经济与乡村振兴显著正相关，数字经济的发展有利于推动乡村振兴，研究假设H1 得到验证。在模型 1 中依次加入金融服务、金融服务和数字经济的交乘项。根据回归结果可知，交乘项系数在5水平下显著为正，这表明金融服务在数字经济与乡村振兴之间存在正向调节作用，研究假设 H2 得到验证。3.3稳健性检验本研究采用变量替换法对模型 1 及调节效应依次进行稳健性检验，结果见表 2。根据稳健性检验结果可知，数字经济的回归系数/信合金融/183山西农经/2022 年 4 期表 1数字经济与乡村振兴变量模型 1调节效应方程（2）方程（3）DE0.128*（0.000）0.116*（0.000）0.124*（0.000）FS0.046*（0.053）0.008（0.742）DE FS0.035*（0.028）All controlsProvince-feTime-fe调整 R2观测值YYY0.694 1186YYY0.701 9186YYY0.710 2186注：*、*、*分别表示在 10、5、1的水平下显著，括号内数值代表P值大小在 1水平下显著为正，即数字经济与乡村振兴显著正相关，与回归结果一致，再次使研究假设 H1 得到验证9。在模型 1 中依次加入金融服务、金融服务和软件业务收入的交乘项。根据检验结果可知，交乘项系数在 5水平下显著为正，这表明金融服务在数字经济与乡村振兴之间存在正向调节作用，进一步使研究假设 H2 得到验证10。4研究结论本研究以 20152020 年 31 个省（自治区）为研究对象，实证检验数字经济对乡村振兴的影响及影响机制。研究发现，数字经济对乡村振兴具有线性正相关的关系，金融服务在数字经济对乡村振兴的影响中起正向调节作用。除此之外，采用变量替换法对基准回归及调节效应分别进行了稳健性检验，结果仍显著成立。基于研究结果，提出以下建议。首先，引导与规制数字经济发展，提升主体信息素养，使数字经济这一振兴路径真正落地。其次，发挥政策性银行的引导作用，加大对“三农”工作的投资力度，加强银行、保险、租赁、担保等行业的协同合作，实现优势互补，形成完整的金融服务体系。再次，充分依靠数字科技支持，提高乡村金融服务效率，积极拥抱大数据等现代信息技术，降低网点成本，提高普惠金融服务能力，使“三农”用户享受到良好的金融服务。表 2稳健性检验变量模型 1调节效应方程（2）方程（3）SR0.043*（0.003）0.038*（0.013）0.045*（0.003）FS0.033（0.266）0.031（0.296）DE SR0.023*（0.011）All controlsProvince-feTime-fe调整 R2观测值YYY0.554 7186YYY0.558 6186YYY0.578 4186注：*、*、*分别表示在 10、5、1的水平下显著，括号内数值代表P值大小参考文献：1 曾福生，蔡保忠.农村基础设施是实现乡村振兴战略的基础 J.农业经济问题，2018（7）：88-95.2 洪佳.数字经济对珠三角制造业升级的影响研究 D.广州：广东外语外贸大学，2020.3 王莉娜，张国平.信息技术、人力资本和创业企业技术创新基于中国微观企业的实证研究 J.科学学与科学技术管理，2018（4）：111-122.4 周广肃，樊纲.互联网使用与家庭创业选择来自 CFPS 数据的验证 J.经济评论，2018（5）：134-147.5 周鸿卫，田璐.金融机构信贷技术的选择与优化基于信息不对称与交易成本的视角 J.农业经济问题，2019（5）：58-64.6 何广文，刘甜.乡村振兴背景下农户创业的金融支持研究 J.改革，2019（9）：73-82.7 莫媛，周月书，张雪萍.县域银行网点布局的空间效应理解农村金融资源不平衡的一个视角 J.农业技术经济，2019（5）：123-136.8 孙群力，周镖.财政分权、农村金融服务与城乡融合水平基于城镇化与