数字普惠金融对广西乡村振兴的影响

一、绪论（一）研究背景与意义一直以来三农问题都是关系国计民生的根本性问题，乡村振兴是新时代中国应对城乡发展失衡、实现农业农村现代化的核心战略。然而，随着城市化进程的加速，乡村地区长期面临资源外流、人口空心化、产业凋敝等问题，这不仅威胁粮食安全与社会稳定，也制约了经济高质量发展的整体格局。普惠金融则以包容性为核心理念，通过数字技术触达传统金融体系难以触达的群体，降低金融服务的门槛和成本。广西作为西部欠发达省区，金融基础设施覆盖率显著低于东部省份，存在显著的金融排斥现象。因此本文从现实情况出发，结合现行金融理论提出研究假设开展实证研究，以期为广西乡村振兴提出可行的建议。在理论意义上，当前文献多对数字普惠金融影响微观经济主体等方面展开讨论，其研究结果少有直接分析对乡村振兴的影响。本文以广西乡村振兴作为切入点，研究当前学者较少涉及的经济发展较弱地区数字普惠金融作用乡村振兴的情况。现实意义上，本文借助实证研究探究数字普惠金融对广西乡村振兴的实际作用效果，研究结论能够为广西乡村振兴发展提供切实可行的指导；实证研究的中介效应检验结果可为广西乡村振兴探索新方法；以实证结果为基础所提出的对策建议是对解决我国乡村振兴现实发展问题的一次尝试性探讨与解答。（二）文献综述1.数字普惠金融相关研究有关数字普惠金融的文献较为丰富，无论其是对共同富裕、经济发展的宏观影响，还是对企业创新的微观影响，学术界都有了详尽的讨论。宏观层面来看，大多数学者研究发现数字普惠金融促进经济增长（Kapoor，2014REF_Ref9863\r\h[1]；Ahmad，2021REF_Ref9895\r\h[2]）和共同繁荣（穆鹏云，2024REF_Ref29617\r\h[3]；JianyingWang，2025REF_Ref9935\r\h[4]）；经济社会发展均衡地区存在正向溢出（褚翠翠等，2021REF_Ref9957\r\h[5]；Orji，2023REF_Ref9974\r\h[6]）。李琳（2024）指出农业技术进步是数字普惠金融促进农民收入增加的重要传导路径REF_Ref29539\r\h[7]，也是降低农业碳排放的关键因素（程秋旺，2022）REF_Ref10170\r\h[8]。微观层面来看，数字普惠金融通过其自身特点破解了企业创新困境（宝胡日，2023）REF_Ref10193\r\h[9]，实现区域创新水平的提高（Ding，2022）REF_Ref10222\r\h[10]，还有效提升了企业全要素生产率（段军山，2022）REF_Ref10251\r\h[11]和企业的投资效率（李季刚，2022）REF_Ref10287\r\h[18]。2.乡村振兴相关研究有关乡村振兴的研究相当一部分聚焦于我国乡村振兴的现状、面临的问题以及解决路径。刘亚男（2022）REF_Ref29741\r\h[13]指出2009-2018年中国乡村振兴水平和各维度水平均有明显增长。刘明辉（2023）REF_Ref10336\r\h[14]提出“科技赋农、组织聚农、城市帮农、绿色旺农”十六字举措。另一部分则是乡村振兴的评价指标的相关研究。吕承超（2021）REF_Ref29833\r\h[15]、康书生（2022）REF_Ref10392\r\h[16]、谢地（2021）REF_Ref10418\r\h[17]、马俊（2021）REF_Ref10287\r\h[18]采用熵权法对乡村振兴发展水平进行测度，徐伟祁（2023）REF_Ref10532\r\h[19]、陈黎（2023）REF_Ref10555\r\h[20]则采用主成分法。高旺盛（2023）REF_Ref10588\r\h[21]从供给农产品能力、农村产业竞争力、农业科技创新活力构建农业强国评价指标体系。张克克（2023）REF_Ref10627\r\h[22]从农业投入与产出、乡村经济发展和绿色生态来构建指标体系。3.数字普惠金融与乡村振兴相关研究有学者对数字普惠金融影响乡村振兴的作用途径进行研究。彭晖（2023）把技术更新作为数字经济推动乡村产业发展的关键途径REF_Ref29921\r\h[23]。覃朝晖（2023）发现数字经济主要是通过解决劳动力供需不匹配促进乡村产业高水平发展REF_Ref29944\r\h[24]。数字普惠金融为乡村产业发展提供了重要的资本来源（Zhang，2023）REF_Ref10728\r\h[25]，为小微企业以及农户提供了参与数字经济发展的机会，能正向的促进乡村产业振兴（陈一明，2023）REF_Ref10810\r\h[26]。在研究方法的运用上，申云（2023）通过采用双向固定模型和空间计量模型研究发现数字普惠金融能显著促进乡村产业融合来提升乡村产业振兴水平REF_Ref15855\r\h[27]。曹俊勇和张乐柱（2023）利用门限效应研究发现随着地方经济发展水平的上升，农村区域的数字普惠金融和产业融合基础设施建设得到了进一步完善，表示数字普惠金融与农村产业融合的关系是非线性的REF_Ref16391\r\h[28]。杨鑫垚（2024）基于中介效应模型和门槛效应模型发现数字普惠金融的直接促进效应在东部地区更强REF_Ref10506\r\h[29]。通过前文的梳理可知，当前学术成果主要集中于数字普惠金融或乡村振兴的单一议题，研究两者关系和作用机理的实证研究仍然为数不多；其次是在研究维度上，当前文献更多聚焦于乡村振兴中的产业振兴这一具体领域，对于整体测定乡村振兴水平并研究数字普惠金融对其影响的文章较少；最后是在研究对象上，目前的文献通过实证分析来研究数字普惠金融对广西地区的乡村振兴影响状况的文章成果相对较少。二、概念界定与理论基础（一）概念界定1.数字普惠金融数字普惠金融是普惠金融理念与数字技术深度融合的产物，它通过数字化手段降低金融服务的门槛和成本，扩大覆盖范围，使传统金融体系中难以获得服务的弱势群体能够平等享受多元金融服务。数字普惠金融包含普惠性、数字化和可持续性三个维度。普惠性强调服务对象的广泛覆盖与可负担性。数字普惠金融通过技术创新突破物理网点限制，利用移动终端、互联网平台等渠道触达长尾市场。数字化指凭借人工智能、区块链技术和大数据助力金融服务降低门槛。可持续性指数字普惠金融更强调市场机制下的商业可持续，它通过精准匹配供需、降低运营成本和控制违约风险，让金融机构在履行社会责任的同时实现自身盈利，进而形成服务下沉的内生动力。2.乡村振兴乡村振兴是中国特色社会主义进入新时代后提出的重大国家战略，其本质是通过系统性、多维度的革新，推动农村经济社会全面转型升级，解决城乡发展不平衡、农业农村现代化滞后的问题，实现农业强、农村美、农民富的可持续发展目标。这一概念不同于传统意义上以单一经济增长为导向的农村发展模式，而是将乡村视为一个包含经济、生态、文化、治理、民生等多元价值的有机整体，强调在现代化进程中重视乡村的主体性地位，使其成为与城市共生共荣、各具特色的文明形态。（二）理论基础1.金融创新理论金融创新理论指出金融领域内各种新的金融工具、金融业务、金融市场以及金融制度等会不断涌现和发展。该理论认为金融创新是经济发展的必然结果。为了满足经济主体对资金融通和风险管理的多样化需求，金融机构会不断推出新的金融产品和服务。金融创新也是金融机构应对竞争压力和追求利润最大化的手段，通过创新金融机构可以开拓新的市场，吸引更多客户。技术进步如信息技术在金融领域的广泛应用，也为金融创新提供了有力支持，使得金融交易更加便捷高效还降低了交易成本。金融创新会对金融市场和宏观经济产生深远影响，既可能提高金融市场的效率和稳定性，也可能带来新的风险和挑战。2.包容性增长理论包容性增长理论主张经济增长的成果应通过机会平等和制度公平惠及所有社会群体，尤其是弱势群体参与和共享的权力。与单纯追求GDP增速不同，包容性增长强调机会获取的普惠性、资源配置的公平性以及发展成果的共享性，其本质是通过制度调整市场失灵，实现效率与公平的动态平衡。包容性理论揭示了传统城乡二元结构下农村居民面临的机会剥夺，土地资本化受限、金融资源错配、人力资本投资不足等问题，这些均导致其难以平等分享工业化与城市化红利。包容性增长的实现依赖技术民主化，即通过数字工具降低市场准入门槛，使边缘群体获得参与现代经济的机会。对于中国乡村振兴而言，包容性增长理论指出了城乡融合发展的伦理内核，增长质量不仅体现于经济总量提升，更取决于能否构建“人人参与、人人受益”的包容性制度生态。图SEQ图\*ARABIC1包容性增长理论（三）机理分析和研究假设1.数字普惠金融对乡村振兴的直接效应数字普惠金融助力乡村产业兴旺。数字普惠金融降低了融资门槛，优化了资源配置，缓解农村融资难问题（张琼，2023）REF_Ref31486\r\h[30]，直接推动乡村产业向集约化、高附加值方向转型。数字信贷工具的出现有力的整合了市场信息，为农业发展提供了资金支持。同时，数字支付工具的普及减少了农产品销售的中间环节损耗，使农户直接对接消费市场，提升产业链利润分配比例。数字普惠金融助力乡村生态宜居。数字普惠金融创新绿色金融产品，直接促进乡村生态资源的价值实现。基于遥感数据的气候指数保险能够精准评估自然灾害风险，通过理赔机制减轻生态脆弱区的经济损失。数字普惠金融不仅降低了生态保护成本，更使绿水青山直接转化为经济收益。数字普惠金融助力乡村乡风建设。数字普惠金融促进技术与文化传播的深度融合，直接激活乡村文化内生发展动力。传统乡村文化传承受限于资金不足与传播渠道狭窄，难以发展，如今数字众筹平台为非遗技艺、民俗活动保护提供新型融资渠道。同时，数字金融通过技能培训补贴等形式，降低农民获取优质文化资源的成本，帮助知识的传播。图SEQ图\*ARABIC2数字普惠金融对乡村振兴的直接作用机理数字普惠金融助力乡村治理有效。数字普惠金融直接增强了乡村治理的精准性与透明度。数字金融服务平台与“互联网+政务”系统的对接，使村民能够通过手机端参与村务投票，降低公共事务参与门槛。区块链技术在集体资产登记和扶贫资金监管等场景的应用，确保每笔交易不可追溯不可篡改，从技术上遏制微腐败现象。这种由数据信息化知道决策监督的机制，显著提升基层组织的公信力与执行力。数字普惠金融助力乡村生活富裕。数字普惠金融为农业农村现代化提供了全新动能，推动共同富裕目标实现（穆鹏云，2024）REF_Ref29617\r\h[3]。数字技术让农户能够借助互联网平台销售商品，在提升农业产品销售收入的同时，也创造了更多的就业机会。数字普惠金融的包容性，能够建设起更为开放包容的乡村经济生态，让弱势群体能够更平等的获得发展机会。假设1：数字普惠金融能够直接促进乡村振兴。2.数字普惠金融对乡村振兴的间接效应数字普惠金融通过缓解城乡收入差距对乡村振兴产生间接推动作用。传统金融体系受制于服务成本高、信息不对称等问题，致使农村低收入群体长期被排斥于正规金融服务之外，这使得农村居民增收渠道过于单一且信息渠道匮乏，进一步导致城乡收入差距扩大。数字普惠金融突破了地理与信用的限制，使农村金融排斥现象大大改善。它通过拓宽融资渠道，让个体经济有充足的资金向产业化经营转型，增加农民就业渠道，提高农民基础工资。其次，数字技术能够促进生产要素跨城乡流动，推动初级农产品向高附加值环节延伸，提高了农村居民经营性收入。金融服务的可得性的提高，也释放了农村的消费潜力和人力资本投资意愿，让乡村居民通过消费升级拉动乡村内需市场。城乡收入差距的持续缩小也有效抑制了农村资源外流，促使原本农村的人才、资本等向乡村回流，进而增强乡村产业升级的内生动力，加快乡村的经济增速，进而促进乡村振兴（鲁钊阳，2023）REF_Ref29976\r\h[31]。假设2：数字普惠金融能够缩小城乡收入差距，进而促进乡村振兴。图SEQ图\*ARABIC3数字普惠金融对乡村振兴的间接作用机理三、广西数字普惠金融和乡村振兴现状分析（一）广西数字普惠金融现状分析在数字技术革新与政策红利的双重驱动下，我国数字普惠金融逐步形成多层次、广覆盖的服务体系。将目光聚焦到广西，不难发现广西近年数字普惠金融的发展也保持着逐步增长的态势。表SEQ表\*ARABIC1广西各地级市2014-2023年数字普惠金融指数数据来源：北京大学数字普惠金融指数从REF_Ref218\h表1可以看出，南宁市作为首府城市表现最为突出，其指数从2014年的160.40提升至2023年的320.25，十年间实现翻倍增长，年均增速达7.5%。第二名的北海市从149.11增长至298.38，增幅近100%，这表明沿海城市在政策支持与数字经济布局上的优势。相比之下，内陆城市如河池市与百色市增长相对平缓，河池市指数从122.72提升至266.92，增速显著低于南宁，区域差距依然显著。值得注意的是，柳州市、桂林市等工业基础较好的城市在中期，即2018到2020年增速略有放缓，可能受传统产业转型压力影响，但后期，即2021年后，随着数字基建投入加大，指数提升明显。总体而言，各地级市虽呈上升趋势，但由于经济基础、资源禀赋和政策的差异导致发展差异明显，沿海城市发展更有优势。图SEQ图\*ARABIC4广西各市2014-2023年数字普惠金融指数均值REF_Ref1975\h图4通过广西各市数字普惠金融的均值柱状图，直观呈现了广西数字普惠金融水平的空间差异情况。沿海城市群，如南宁、北海、防城港的指数均值高于全区平均水平，且增速较快，结合REF_Ref218\h表1可以看到2023年南宁、北海均值分别突破300和290，形成显著的高值集聚区。高于全区平均水平的还有柳州市和桂林市，柳州市和桂林市得益于较好的工业和旅游业，为城市带来了经济动能，促进了数字普惠金融的发展。反观西部内陆城市，如河池、百色等，其2014到2023年的均值处于全区平均水平之下，与沿海差距持续存在。同时由REF_Ref1975\h图4还可以发现，广西大部分地级市仍然处于平均水平之下，这表明广西的数字普惠金融发展水平亟待提高。图SEQ图\*ARABIC52014-2023年数字普惠金融指数三个维度均值REF_Ref3160\h图5显示的是广西的覆盖广度均值、使用深度均值、数字化程度均值在2014到2023年这十年间的变化情况，反映了广西普惠金融发展的结构性特征。从图中可以看出，使用深度均值增长最为明显，2023年较2014年增长约2.3倍，这说明广西移动支付、小额信贷等服务的渗透率大幅提升。覆盖广度均值在2014到2018年快速增长后增速趋缓，2023年较2018年仅增长12%，说明此时广西物理网点与基础账户覆盖率接近饱和，未来需转向服务精细化。数字化水平均值在2014到2018年增速较大，2018年以后增速减缓，说明2015年时广西着力于数字化普及且取得了较好的成果，直到2018年时数字化程度趋于饱和导致增长缓慢。（二）广西乡村振兴发展水平测度及分析1.指标体系构建（1）指标构建原则在进行指标构建时，需要考虑全面性、可得性、科学性和合理性。本文选取广西14个地级市的面板数据来全面性的反映广西各县市乡村振兴发展情况。因为2024到2023年的数据完整性和可得性较高，选择这十年的数据进行使用，以保证指标构建的科学性和合理性。（2）指标选取根据《乡村振兴战略规划(2018-2022年)》中指出的关于乡村振兴的五个指标作为依据，在参考吕承超等（2021）REF_Ref29833\r\h[15]、张琼（2023）REF_Ref31486\r\h[30]的基础上结合数据的可得性，本文选取以下17指标来构建乡村振兴指标体系，具体如下REF_Ref32201\h表2所示：表SEQ表\*ARABIC2乡村振兴指标体系（2）数据来源乡村振兴的各二级指标数据来源于《中国农村统计年鉴》、《中国人口和就业统计年鉴》、《中国城乡建设统计年鉴》以及广西壮族自治区统计年鉴。2.乡村振兴发展水平测度在衡量乡村振兴水平时，赋权方式主要包含主观赋权法与客观赋权法两类。熵权法作为客观赋权法的一种，主要借助数据开展计算来确定具体权重。相较于AHP层次分析法、专家评分法等主观赋权法，该方法更有客观性。因此本文在对乡村产业振兴指标确定权重过程中，参考康书生和杨娜娜(2022)REF_Ref10392\r\h[16]等学者的做法，采用熵权法对广西乡村振兴指标进行客观赋权。同时，针对多维度指标间存在的量纲差异及数据异质性，本文对原始数据进行标准化处理以消除量纲干扰。步骤如下：（1）构建指标矩阵首先需要构建原始数据指标矩阵，公式如下：X=(式1）（2）数据标准化正向指标，公式如下：Y(式2）负向指标，公式如下：Y(式3）（3）指标权重测算P(式4）（4）各项指标信息熵计算e(式5）（5）权重系数计算W(式6）各指标权重和权重排序分别如REF_Ref465\h表3所示：表SEQ表\*ARABIC3乡村振兴综合指标的权重和权重排序（6）各样本综合得分D(式7）计算结果如REF_Ref16477\h表4所示：表SEQ表\*ARABIC4广西壮族自治区14个地级市2014-2023年乡村振兴综合指数3.结果分析从REF_Ref465\h表3中可以看到，生态宜居、乡风建设和生活富裕的二级指标较多，均有4个，产业兴旺和治理有效分别3个和2个二级指标。其中，村主任书记一肩挑比例和农村居民恩格尔系数是负向指标，其他均为正向指标。由REF_Ref16477\h表4可以看出，对广西壮族自治区各地级市十年间的乡村振兴综合指数进行分析发现，尽管2014-2023年间存在波动，但总体呈显著上升的趋势。这一趋势表明，广西各地级市在乡村振兴战略实施进程中持续发力，推动乡村经济社会的全面发展。如果单独分析各个城市，会发现各个城市的发展情况各有不同。玉林市的表现比较突出，它的指数从2014年的0.159慢慢上升到2022年的0.808，特别是2021年以后增长比较明显，这可能是因为当地在乡村振兴政策下，采取了一些有效的产业升级或者基础设施建设的措施。南宁、桂林这些城市的指数也一直比较高，南宁市2022年的指数达到了0.734，桂林市2023年的指数是0.728，这说明核心城市在资源整合和政策支持方面有优势。相比之下，防城港市的指数波动比较大，2018年的时候指数曾达到0.575，但2022年下降到了0.440，可能是受区域经济结构调整的影响。梧州市的指数长期处于中下游水平，2023年是0.434，十年里都没超过0.6，这可能说明它发展动力不够或者存在资源方面的困难。柳州市乡村振兴综合指数峰值出现在2020年，结合区域经济发展情况，该现象可能得益于柳州市在2020年自媒体行业的发展，借助螺蛳粉产业实现了螺蛳粉产业和旅游产业的双丰收。2022-2023年间，多数地级市乡村振兴综合指数出现不同程度的回落，该波动可能与后疫情时代经济复苏压力、产业结构调整及要素配置变化等因素相关。为了更加明显的观察各地级市的乡村振兴发展差距情况，使用表上的数据制作了以降序排列各市乡村振兴综合指数均值的图，如REF_Ref21819\h图6所示。可以观察到广西各市的差距在2014到2023年间并不明显，这说明广西14个地级市的乡村振兴发展情况较为均衡，较好的控制了发展不平衡的问题。其中，桂林市以5.291位居首位，北海市以3.843处于末位，二者略有差距。桂林市凭借漓江、阳朔等丰富旅游资源，大力发展文旅产业，有效促进乡村经济增长，提升乡村振兴综合水平。反观北海市，其乡村振兴指数均值较低，反映出产业结构、城乡资源整合等方面存在优化空间。图SEQ图\*ARABIC6广西壮族自治区2014-2023年14个地级市乡村振兴综合指数均值从整体来看均值降序的排列顺序，其中，桂林市以均值约5.293位居第一，崇左市、来宾市紧随其后，构成第一梯队，显示出这些地区在乡村振兴整体推进中具备较强的综合实力；南宁市、玉林市、贵港市等处于中间梯队，发展水平中等但仍有提升空间；北海市、梧州市、河池市均值较低，处于第三梯队，乡村振兴发展相对滞后。不同梯度的区分反映了虽然广西各市的差距不算巨大，但处于第二三梯队的各市仍然需要补足短板进行乡村振兴。四、数字普惠金融影响广西乡村振兴的实证分析（一）变量选取与数据来源1.变量选取（1）被解释变量乡村振兴水平（score）。由第三章的计算得出。（2）解释变量数字普惠金融指数（lnIndex）。本研究将2014-2023年间广西壮族自治区14个地级市的北京大学数字普惠金融指数设为解释变量。该指数数值与地区数字普惠金融发展程度呈正相关关系，即数值越高，表明当地数字普惠金融发展态势越好；反之，数值越低，则反映出该地区数字普惠金融发展水平相对滞后。（3）中介变量城乡收入差距（div）。以如今日益发达的现代数字技术为基础的数字普惠金融可以有效的扩大传统金融服务的范围，为农村地区通过能加便利易得的金融服务，从而推动农村地区的经济发展，缩小城乡收入差距。若某地该值越高，说明该地区的城乡收入差距越大，反之则越小。（4）控制变量产业结构升级（is）。产业升级带来的农村服务业水平的提高能够有利提高乡村振兴水平。该值越高，表示该地区第三产业增长越多，产业升级更好，反之则产业升级越弱。教育支出（edu）。教育支出水平可以现实政府对该地教育的重视程度，更高的教育水平更易于乡村振兴的开展。该值越高，表明该地区对教育的支持力度越大，反之则越小。经济发展水平（eco）。经济发展水平越高，能够产生更多的资金用于助力乡村振兴。该值越高，表明该地区经济发展水平越好，反之则经济发展水平越低。对外开放程度（ope）。对外开放水平越高，越能吸引外部资源的进入，越有利于加快农村产业现代化的建设，助力乡村振兴。该值越高，表明该地区对外开放程度越高，反之则越低。农业基础水平（agr）。农业基础水平的不同决定了乡村振兴的基础起点不同，且更高的农业基础水平能够更有效的促进乡村振兴。该值越高，表明该地区农业基础水平越好，反之则越弱。为了在比较回归系数时更易观察，需对部分数据进行归一化处理，本文将数字普惠金融指数、人均GDP和粮食综合产量做取对数的处理。表SEQ表\*ARABIC5变量选取与说明2.数据来源本研究采用的解释变量数字普惠金融指数，源自《北京大学数字普惠金融指数（2011-2022）》。该指数为国内数字普惠金融领域构建起一套适合我国发展现状，兼具科学性与全面性的理论架构及指标体系，为研究者提供了重要参考。自发布以来，其凭借权威性和实用性，在学术研究中收获广泛认可，并得到大量应用。（二）模型构建与选取1.模型构建为了检验数字普惠金融对广西乡村振兴水平的影响，构建了如下回归模型：score(式8）式中：scoreit表示乡村振兴综合水平；lnIndexit表示数字普惠金融指数取对数；controlit表示五个控制变量，也就是产业结构升级（is）、教育支出（edu）、经济发展水平（eco）、对外开放程度（ope）和农业基础水平（agr）；α0表示截距；di为了在后文中检验中介变量的中介效应情况，本文使用三步法进行检验，模型如下所示：score(式9）div(式10）score(式11）式中：divit表示城乡收入差距。如果检验结果的c1、a1、b1、b2都显著，且b1<c1，表示存在部分中介效应；如果检验结果的c1、a1、2.描述性统计表SEQ表\*ARABIC6描述性统计由上表可以看出，数字普惠金融指数（lnIndex）的极差为0.937，均值为5.390，整体呈现较高水平的均衡性，反映数字金融基础设施在政策引导下逐步实现广覆盖，但部分偏远地区仍存在技术渗透不足的问题，导致局部发展滞后。乡村产业振兴（score）最大值为0.808，最小值为0.128，标准差为0.151，数据波动幅度显著，结合之前的数据不难发现，这是由于广西各市不同年份的乡村产业振兴发展水平存在显著差异，表明广西各市都在发力乡村振兴。城乡收入差距（div）极差较小为0.386，表明收入分配差距处较小，但少数区域由于产业结构单一或公共服务供给不足，仍面临差距扩大的潜在风险。产业结构升级（is）极差较大，为2.418，均值为1.198，表明广西各市不同年份的产业升级水平存在明显差距。教育支出（edu）的极差最小，为0.156，标准差为0.034，均值为0.192，数据分布相对集中，但较低的均值仍暴露出教育投入不足的问题，需要注意人力资本积累对长期发展的制约效应。经济发展水平（eco）均值为10.64，表明区域经济增长平稳。对外开放程度（ope）极差较大，为2.271，均值偏低，为0.281，表明沿海外向型经济区域与内陆地区的开放度差异度巨大，地理区位与政策倾斜仍是较为关键影响因素。农业基础水平（agr）极差较小为0.509，表明各市的农业基础水平都相差不大且在平稳增长。3.相关性检验下REF_Ref24203\h表7是对各变量的相关性分析：表SEQ表\*ARABIC7各变量相关性分析VariablesscorelnIndexdiviseduecoopeagrscore1.000lnIndex0.766*1.000div-0.910*-0.751*1.000is0.513*0.476*-0.485*1.000edu-0.152-0.190*0.168*0.0341.000eco0.334*0.589*-0.355*-0.069-0.424*1.000ope0.1290.058-0.076-0.123-0.490*0.258*1.000agr0.704*0.621*-0.679*0.338*-0.191*0.357*0.1091.000注：***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1数字普惠金融的系数显示在10%的显著性水平上显著，这表明可以继续进行实证研究，并且初步说明本文的假设1成立。同时，观察整个相关性表格可以看出，大部分的变量的相关系数在10%的显著性水平上显著，这表明本文选取的数据都是较为合适的。4.多重共线性检验为了检验各变量的多重共线性情况，本文进行了VIF多重共线性检验：表SEQ表\*ARABIC8VIF检验根据VIF检验结果显示，各解释变量的VIF值均未超过临界值10，整体均值处于合理区间，表明没有显著的多重共线性问题，可以继续进行实证。5.单位根检验考虑到单位根可能引发伪回归问题，本研究在实施回归分析前，开展了单位根检验工作。鉴于研究数据属于面板数据类型，且时间序列跨度仅为10年，时间维度相对有限，因此选用适用于短面板数据的HT检验方法，对数据平稳性进行相应检测。结果如下：表SEQ表\*ARABIC9单位根检验结果表SEQ表\*ARABIC10一阶差分检验结果由REF_Ref20604\h表9可知，在初次检测中只有lnIndex、is和eco的P值大于0.05，HT检验显示不平稳，其他值均在5%的显著性水平下显著。因此对这三个变量的一阶差分再次进行HT检验，经过检验后三者在5%的显著性水平下显著，所以数据序列中不存在单位根现象。6.F检验和Hausman检验为了分辨固定效应模型和随机效应模型哪个更合适，本文使用F检验和Hausman检验来进行验证：表SEQ表\*ARABIC11F检验和Hausman检验可以看到，在5%的显著性水平下，F检验与Hausman检验结果均显著，其P值均小于0.05，所以选择固定效应回归模型更为适宜。（三）实证结果分析1.基准回归分析为了进一步验证数字普惠金融能够直接促进乡村振兴这一假设是否成立，使用固定效应模型进行检验，具体如REF_Ref24951\h表12所示。第（1）列只展示了数字普惠金融对广西乡村振兴的关系，回归结果显示它的系数为正且在1%的显著性水平下通过了检验，这初步说明这个指数能正向推动广西乡村振兴。第（2）（3）（4）（5）（6）列依次增加了产业结构升级（is）、教育支出（edu）、经济发展水平（eco）、对外开放水平（ope）、农业基础水平（agr）五个控制变量。可以看到随着控制变量的加入，数字普惠金融指数的系数随着控制变量的加入从最初的0.511变为0.197，显著性也从1%降低到5%。这表明随着多重控制变量的加入，核心变量的解释力明显下降，也说明了控制变量对模型估计有系统性的调节作用，同时也反映了数字普惠金融对广西乡村振兴存在显著的促进作用。表SEQ表\*ARABIC12基准回归(1)(2)(3)(4)(5)(6)scorescorescorescorescorescorelnIndex0.511***0.423***0.427***0.247***0.239***0.197**(15.836)(10.164)(10.107)(2.997)(2.792)(2.476)is0.079***0.079***0.110***0.110***0.095***(3.187)(3.201)(4.054)(4.034)(3.750)edu0.2690.2560.2680.249(0.544)(0.528)(0.550)(0.553)eco0.206**0.213**0.142*(2.533)(2.528)(1.789)ope0.022-0.009(0.328)(-0.144)agr0.363***(4.632)_cons-2.293***-1.913***-1.983***-3.241***-3.280***-5.752***(-13.160)(-9.277)(-8.130)(-5.883)(-5.797)(-7.696)N140140140140140140R20.6670.6930.6930.7090.7090.753F250.782139.65192.67174.16958.92360.981注：***p<0.01,**p<0.05,*p<0.10从控制变量的回归结果来看，随着控制变量的增加，前期加入的四个控制变量的系数均有不同程度的降低，但五个控制变量都保持为正系数。产业结构升级（is）和农业基础水平（agr）的系数虽然逐渐下降，但始终保持在1%的显著性水平下显著。经济发展水平（eco）在受到产业结构升级（is）、教育支出（edu）和对外开放水平（ope）三个控制变量影响的情况下表现为在5%的显著性水平下显著，当控制变量农业基础水平（agr）加入后，变为在10%的显著性水平下显著，虽然显著性水平有所减低，但是仍然能够看出能够看出农业基础水平（agr）对广西乡村振兴存在促进作用。综合来说，产业结构升级（is）、农业基础水平（agr）和农业基础水平（agr）均能有效的促进广西乡村振兴。产业结构升级能通过提高农业生产效率、增加产业附加值、改善劳动力结构，有效激发区域经济活力，进而推动乡村振兴战略的实施。区域经济实力增强后，会有更多资本投入到乡村建设中，资金供给的扩大能够带动当地的产业升级和产业产的增长。扎实的农业基础条件能够有效转化为竞争优势，促进当地的经济增长，有利于乡村振兴水平的提升。2.中介效应检验为了检验中介变量的情况，本文使用三步法进行检验，具体情况如REF_Ref25104\h表13所示：表SEQ表\*ARABIC13中介效应检验(1)(2)(3)scoredivscorelnIndex0.356***-0.207***0.129***(0.051)(0.035)(0.038)is0.035**-0.019**0.014(0.016)(0.010)(0.011)edu0.0750.0820.164(0.278)(0.172)(0.185)eco-0.051*0.021-0.028(0.026)(0.018)(0.018)ope0.035**-0.0060.028**(0.017)(0.010)(0.012)agr0.447***-0.258***0.164***(0.073)(0.049)(0.055)div-1.095***(0.074)Constant-5.257***5.103***0.332(0.651)(0.437)(0.575)N140140140R²0.6990.6430.858注：括号内为稳健标准误，***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1表中的第（1）列展示了没有添加中介变量时的基准回归结果，其中数字普惠金融指数的系数是0.356，在1%的显著性水平下显著，这表明在没有中介变量的影响下，数字普惠金融对广西乡村振兴存在显著的积极影响，有利的促进了广西乡村振兴的发展。第（2）列显示的是数字普惠金融对中介变量城乡收入差距的影响，由解释变量的系数-0.207不难看出数字普惠金融对城乡收入差距呈现消级影响，这是因为本文采用城镇居民与农村居民人均可支配收入之比来表示城乡收入差距，这个数值越高代表城乡收入差距越大。也就是说这里的负系数反映的是随着数字普惠金融的发展，城乡收入差距会逐步减小。表的第（3）列则显示的是，在加入中介变量后的回归情况，表示在有中介变量城乡收入差距的影响下数字普惠金融对广西乡村振兴的影响情况。可以看到随着城乡收入差距的加入，数字普惠金融指数的系数变为0.129，但仍然通过1%统计水平的显著性检验，这表明中介变量的加入解释了核心变量对乡村振兴的作用机制，但数字普惠金融对广西乡村振兴的正向关影响依然具有统计学意义；城乡收入差距的系数显示为-1.095，并且在1%的显著性水平下显著，表示城乡收入差距对乡村振兴存在消极的影响。3.稳健性检验考虑到数字数字金融对乡村振兴的推动作用可能存在时滞性，参考朱紫蓉（2024）REF_Ref14145\r\h[32]的做法，本文采用解释变量数字普惠金融指数滞后一期作为解释变量进行检验。考虑到广西部分乡村仍面临金融服务“最后一公里”问题，覆盖广度提升对农民增收、产业起步的边际效应高于其他维度，参考陈艳丽（2025）REF_Ref14168\r\h[33]学者的做法，通过使用数字普惠金融的子维度覆盖广度替换解释变量进行检验。回归结果如REF_Ref25261\h表14下：表SEQ表\*ARABIC14稳健性检验(1)(2)(3)scorescorescorelnIndec0.197**(0.066)is0.095***0.107***0.056*(0.022)(0.023)(0.033)edu0.2490.382-0.531(0.517)(0.514)(0.518)eco0.142*0.164-0.022(0.107)(0.113)(0.114)ope-0.0090.033-0.063(0.034)(0.035)(0.052)agr0.363***0.371***0.357***(0.104)(0.105)(0.095)L1_lnIndex0.131**(0.065)breadth0.001***(0.000)Constant-5.752***-5.741***-2.993**(0.714)(0.794)(1.302)N140126140R²0.7530.6940.755注：括号内为稳健标准误，***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1由（2）列可以看出在使用数字普惠金融滞后一期作为解释变量后，在5%的显著性水平上显著；由（3）列可以看出使用覆盖广度作为解释变量后，在1%的显著性水平下显著。两个回归结果都验证了本文研究结论的稳健性。五、研究结论与对策建议（一）研究结论本研究首先从理论层面剖析数字普惠金融对乡村振兴的作用机制，并由此提出研究假设。随后，参考既往研究成果，构建起乡村振兴评价指标体系。选取2014-2023年广西14个地级市的面板数据，用实证分析得出了以下结论：数字普惠金融对广西乡村振兴发展具有显著促进作用。由本文的实证分析可以看到，数字普惠金融的系数一直为正，且表现出较高的显著性，在稳健性检验时同样保持着相同的情况，所以数字普惠金融是能显著推动广西乡村振兴发展的。数字普惠金融减轻了较为不发达的农村地区的金融服务不足的问题，缓解了广西乡村地区的金融排斥问题，通过发展数字普惠金融，能够帮助农村缓解乡村振兴发展过程中的资金问题，促进乡村经济发展，助力广西乡村振兴。通过缩小城乡收入差距，数字普惠金融可以能够显著促进广西乡村振兴。根据中介效应检验的结果来看，数字普惠金融能直接对城乡发展差异产生调节作用，城乡发展越均衡则越能有效推动当地乡村振兴。具体来说，数字普惠金融让农村地区更容易获得基础金融服务，而且服务类型更丰富，这使得资金等要素不断流向乡村。这种资源的流动不仅激活了农村经济自身的发展动力，还通过缩小城乡居民收入差距形成了良性循环。收入差距缩小后，资本、技术等要素更快地流向农村，最终为乡村振兴战略的实施建立了长期有效的支撑机制。（二）对策建议1.构建数字普惠金融支持体系，强化广西乡村振兴全链条服务以数字技术为基础，结合广西蔗糖、水果、桑蚕等特色农业优势，建立覆盖生产、加工、销售全链条的普惠金融服务网络。将大数据、智能风控等技术融入农业生产，开发适配广西农业周期特征的金融产品，满足农户、合作社及涉农企业的资金需求，促进乡村地区企业发展。在生产环节，利用大数据与物联网技术评估农户信用风险，为甘蔗种植户、水果种植大户等提供定制化信贷支持，缓解种植养殖中的资金周转压力。在加工环节，通过供应链金融平台预估上下游企业信息，为蔗糖加工、水果罐头等中小型企业提供灵活融资方案，借助区块链技术实现加工流程透明化。在销售环节，将数字支付与广西电商平台结合，打通农产品线上销售渠道，同时基于销售数据提供订单质押融资服务，加速资金回转并降低市场风险。通过这一从生产、加工、销售的全链条数字普惠金融服务网络，将金融资源有效的加入乡村产业的各个节点，从而推动乡村经济向集约化、品牌化与市场化方向转型升级，促进乡村振兴的实现。2.落实数字普惠金融基础设施建设，支持广西乡村振兴高速发展落实数字普惠金融基础设施建设是推动乡村振兴战略实施的金融基础。当前，我国农村地区仍存在金融资源分布不均、服务覆盖不足等问题，急需构建数字化金融基础设施网络，打通金融服务“最后一公里”。首先应重点推进农村网络覆盖工程，加快行政村4G/5G基站建设与光纤网络延伸，针对广西山区多、农村分布广的特点，加快推进农村网络覆盖工程，重点在桂西偏远山区、少数民族聚居区布局移动通信基站，确保金融服务到达最后一公里。其次需完善数字化支付体系建设，使农户在田间地头即可完成产品交易与资金结算。构建广西涉农信用信息共享平台，整合农业农村部门土地数据、市场监管部门经营主体信息以及金融机构信贷记录，运用大数据构建农户信用画像，打破传统金融因为信息不对称产生的授信问题。针对广西农村居民数字素养差异，需实施数字扫盲专项行动，结合广西多民族语言环境，开发壮语、粤语等语言版本的金融APP界面，切实降低数字工具使用门槛。通过构建完善的基础设施体系，数字普惠金融才能更好的为乡村产业升级、生态保护与民生改善提供持续动能。3.完善数字普惠金融服务体系，针对性缓解广西城乡收入差距关注城乡金融服务不均衡的问题，优化广西农村数字金融资源配置情况，在广西偏远地区布局数字化服务节点，推动基础金融服务在乡村地区的发展，利用数字普惠金融降低金融排斥对收入分配的影响。创新设计低门槛、高包容的金融工具，支持广西小微农业经营主体与边境地区边民、少数民族低收入群体，通过信贷支持、风险保障等方法扩大广西农村居民的增收渠道。开展数字金融知识普及行动，联合广西本地高校、职业院校组建金融知识宣讲团，深入村屯开展移动支付、在线理财培训，增强农民参与现代经济活动的主动权，缩小城乡资本获取差异，为可持续增收提供制度保障。参考文献KapoorA.FinancialinclusionandthefutureoftheIndianeconomy[J].Futures,2014,5635-42.AhmadM,AMajeed,MAKhan,etal.Digitalfinancialinclusionandeconomicgrowth:provincialdataanalysisofChina[J].ChinaEconomicJournal,2021,14(3):291-310.穆鹏云,张守夫.数字普惠金融、农业现代化与农民农村共同富裕[J].统计与决策,2024,40(16):134-139.JianyingWang,ZhihuiTan,YutingZuo,Digitalinclusivefinanceandcommonprosperity:Thethresholdeffectbasedonruralrevitalization[J].InternationalReviewofEconomics&Finance,2025,1059-0560.褚翠翠,佟孟华,李洋等.中国数字普惠金融与省域经济增长——基于空间计量模型的实证研究[J].经济问题探索,2021(06):179-190.OrjiA,EJOgbuabor,etal.Moneymattersalot:empiricalanalysisoffinancialdevelopment,financialinclusionandeconomicgrowthinNigeria[J].InternationalJourmalofEconomicPolicyinEmergingEcon