農村商業銀行視角下普惠金融對鄉村振興的影響研究

王繼東

摘? ?要：本文基于山東省轄內農村商業銀行的微觀視角，從普惠金融廣度、深度和普惠性三個層面，選取農村商業銀行16個經營指標，運用熵權法編制農村商業銀行特色的普惠金融支持指數，以2014—2022年山東省81個縣（市、區）數據為樣本，基于雙向固定效應模型對普惠金融能否促進鄉村振興進行實證檢驗。主要得出如下結論：一是與傳統金融相比，普惠金融更能顯著促進縣域鄉村振興；二是普惠金融通過產業帶動效應和減貧增收效應兩個渠道促進鄉村振興；三是數字化與普惠金融存在顯著的互補效應。應從進一步完善財政補貼體系、豐富支持“三農”發展的相關政策、加大專項資金傾斜力度、加強農村征信體系建設、探索地方財政出資建立農村產權抵押貸款風險緩釋機制等方面充分發揮普惠金融作用，并借助數字技術提高普惠金融水平。

關鍵詞：普惠金融；鄉村振興；產業帶動效應；減貧增收

中圖分類號：F832? 文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2024）03-0003-07

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2024.03.001

一、引言

鄉村振興戰略的落實，離不開金融對“三農”問題的支持。中央一號文件連續多年對“三農”金融工作提出明確要求。2022年中央一號文件提出“強化鄉村振興金融服務”。2023年中央一號文件提出“撬動金融和社會資本按市場化原則更多投向農業農村”。黨的二十大報告指出“完善農業支持保護制度，健全農村金融服務體系”。

目前關于普惠金融發展水平的研究始于宏觀供給視角。Honohan（2008）[1]和Sarma（2016）[2]分別采用成年人中擁有銀行賬戶的比例單一指標，金融資源可得性、使用性和滲透性三維指標衡量普惠金融發展水平。由于宏觀視角的研究往往不能準確反映微觀個體之間享受金融資源和服務的差異，因此，近年來有學者開始基于家庭、社區、區域等微觀層面，采用個體調查數據對普惠金融發展水平進行測評。在家庭、社區層面，尹志超等（2022）[3]利用中國家庭金融調查微觀數據，基于使用性、滿意度、滲透度和便利性等維度選取指標，從存款、貸款、信用卡、商業保險和數字金融服務五個方面測度家庭、社區普惠金融指數。在區域層面，張曉玫等（2020）[4]基于中國家庭金融調查數據，從深度、廣度方面選取11個指標，基于因子分析法對地級市普惠金融指數進行測度。關于普惠金融對鄉村振興影響的研究，學者們多基于數字化視角，采用北京大學數字金融研究中心和螞蟻金服集團聯合編制的中國數字普惠金融指數作為普惠金融的代理變量，考察其對鄉村振興的影響（龐凌霄，2022；紀明等，2023）[5，6]。

農村商業銀行作為下沉縣域和農村、服務“三農”的商業銀行，發揮著金融支持鄉村振興先鋒隊和主力軍作用。本文基于山東省轄內農村商業銀行的微觀視角，以農村商業銀行經營數據為基礎，編制81個縣（市、區，以下簡稱縣域）普惠金融支持指數。指數編制中加入農村商業銀行支農支小創新情況，如選派業務骨干掛職鄉鎮副鎮長（副主任）和村主任助理數量，選派金融輔導隊對農戶進行金融輔導數量，年度內累計發放涉農貸款、扶貧貸款、小微企業貸款余額，通過減免手續費、降低利率等形式讓利客戶金額等數據，使普惠金融支持指數指標更契合農村商業銀行服務“三農”、個體工商戶、小微企業的市場定位。

二、理論分析與研究假設

黨的二十大報告提出：“中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化?！眰鹘y金融的“嫌貧愛富”不能有效滿足農村居民、小微企業、農業產業等弱勢群體的資金需求，進一步拉大了城鄉之間的貧富差距，阻礙了共同富裕進程。普惠金融能夠降低農村市場主體享受金融服務的門檻，緩解農村地區的金融排斥現象，從而推動農村產業發展、生態文明建設等（紀志耿和羅倩倩，2022）[7]。綜上，提出如下假設：

假設1：普惠金融對鄉村振興起到顯著的正向促進作用。

產業興旺是鄉村振興的核心，普惠金融通過提高涉農產業金融服務覆蓋廣度，提升農業機械化綜合水平，促進產業結構轉型升級，能夠發揮產業帶動效應（周立等，2018）[8]。生態宜居是鄉村振興的重中之重，普惠金融通過引導資金流入環境保護及生態改善項目，助力實現鄉村生態宜居（左正龍，2022）[9]。鄉風文明是鄉村振興的靈魂，普惠金融能夠通過推動鄉村文化產業發展助力鄉風文明，發揮文明教化效應（夏小華和雷志佳，2021）[10]。治理有效是實現鄉村振興的重要保障，普惠金融能夠通過提高鄉村居民的金融素養，促進鄉村治理水平的提升（周文和劉少陽，2021）[11]。生活富裕是鄉村振興的根本落腳點，普惠金融能夠為農村人口提供更多的就業機會，發揮減貧增收效應，使農村居民達到生活富裕狀態（楊德勇等，2022）[12]。綜上，提出如下假設：

假設2：普惠金融通過產業帶動效應、生態改善效應、文明教化效應、治理規范效應、減貧增收效應促進鄉村振興。

數字技術依托互聯網和移動終端強大的地理穿透性和區域滲透性，打破了普惠金融服務時間和空間的局限性，極大降低了客戶群體對金融機構物理網點的實體依賴，有效提升了金融服務的覆蓋廣度和觸達范圍，提高普惠金融的傳播效率，助力欠發達地區經濟增長與居民收入提升（鄒新月和王旺，2021）[13]。綜上，提出如下假設：

假設3：數字化在普惠金融助力鄉村振興的過程中發揮調節作用。

三、普惠金融對鄉村振興影響的實證檢驗

（一）變量選取與數據來源

本文以2014—2022年山東省81個縣域作為研究樣本。普惠金融支持指數的原始數據來源于山東省轄內農村商業銀行的經營數據，從普惠金融廣度、深度和普惠性三個層面選取16個三級指標編制而成。鄉村振興指數的基礎數據來源于山東省16個市的統計年鑒、各縣域統計年鑒、《中國農村統計年鑒》《中國農產品加工業年鑒》《國民經濟和社會發展統計公報》《中國城鄉建設統計年鑒》等。其余相關數據均來源于各縣域統計年鑒、《中國城市統計年鑒》和萬得數據庫。缺失的基礎數據由線性插值法補齊。為避免極端異常值對結果的影響，對所有的連續變量進行上下1%的縮尾處理，最終得到81個縣域9年的觀測值。

1. 解釋變量。（1）農村商業銀行普惠金融支持指數。以農村商業銀行普惠金融支持指數（IFI）作為山東省縣域普惠金融發展水平的代理變量，運用熵權法和變異系數法編制農村商業銀行普惠金融支持指數，分別記為IFI_EW和IFI_CV。其中，選派業務骨干掛職鄉鎮副鎮長（副主任）和村主任助理，選派金融輔導隊對農戶等進行金融輔導，對客戶發放涉農貸款、扶貧貸款、小微企業貸款等是農村商業銀行普惠金融支持鄉村振興的特色做法，在指標編制過程中納入上述指標，充分體現農村商業銀行支農支小、服務“三農”的市場定位。指標說明見表1。（2）傳統金融支持指數。為了對比普惠金融與傳統金融在支持鄉村振興中的作用差異，引入傳統金融支持指數（TFI）作為解釋變量，對普惠金融、傳統金融支持鄉村振興的差異進行對比。衡量傳統金融發展水平的指標較多，其中，以金融規模和金融效率這兩個指標最為常用，并被許多實證研究所采納（葉志強等，2011；張應良和徐亞東，2020）[14，15]。中國銀行部門的規模遠超證券市場，信貸市場占金融市場的主導地位（Li和Zhang，2020）[16]，因此，采用金融機構存貸款總額占GDP的比重來衡量金融規模較為合理。在以銀行業為主導的金融體系下，金融效率代表信貸交易和信貸資源的轉化效率，所以用貸款與存款的比值衡量金融中介將儲蓄轉化為信貸的金融效率較為理想。運用熵權法和變異系數法編制傳統金融支持指數，分別記為TFI_EW和TFI_CV。

2.被解釋變量。根據國家和山東省《鄉村振興戰略規劃（2018—2022年）》，從產業興旺、生態宜居、鄉風文明、治理有效、生活富裕五個維度選取26個三級指標，基于熵權法編制2014—2022年山東省81個縣域鄉村振興發展指數（RRI_EW）作為被解釋變量（見表2），后文使用變異系數法編制指數RRI_CV進行穩健性檢驗。部分缺失數據向當地統計局或農業農村局等部門獲取。

3. 其他變量。本文選擇如下變量作為控制變量：經濟發展水平（Lngdp），用取對數后的各縣域人均地區生產總值表示；對外開放程度（Open），用地區進出口總額與GDP比值衡量；財政支農力度（Fc），用各縣域農林水支出占縣級財政一般性預算支出的比值表示；公路密度（Trans），用各縣域公路總公里數除以百平方公里表示；養老撫養比（Ord），用各縣域60歲以上老年人人口數除以總人口數的比值表示。

本文從產業帶動效應、生態改善效應、文明教化效應、治理規范效應、減貧增收效應五個方面分別選擇如下代理變量作為中介效應變量，探討普惠金融助力鄉村振興的作用機理：產業結構系數（Structure），對一、二、三產業分別賦權重1、2、3，采用柯軍（2008）[17]的編制思路合成；污染物綜合排放指數（EP），取對數的工業廢水、廢氣和固體廢物排放物加總求和值；人力資本水平（Humcap），受數據獲取方面的制約，縣域層面數據無法獲取，本文選用縣域所在地級市在校大學生人數與地市人口萬人數之比來衡量；地區商業信用環境指數（Credit），選用縣域地級市商業信用環境指數（中國管理科學研究院企業管理創新研究所等單位發布的CEI指數）作為代理變量；城鄉收入差距（IG），用城鎮居民人均可支配收入除以農村居民人均可支配收入來表示。選取縣域移動電話用戶數占總戶數比率和寬帶接入戶數占總戶數比率這兩個指標，運用熵權法對這兩個指標分別賦權，合成數字基礎建設水平（Digital）指標，作為調節變量。變量描述性統計見表3。

（二）模型設定

為探究山東省81個縣域普惠金融對鄉村振興的影響，本文基準回歸模型設定如下：

[Yi，t+1=α+β1×IFIi，t+βk×Controls+year+region+εi，t]? （1）

[Yi，t+1=α+β1×TFIi，t+βk×Controls+year+region+εi，t]? ?（2）

在公式（1）和（2）中，被解釋變量[Yi，t+1]代表鄉村振興發展指數，解釋變量[IFIi，t]代表農村商業銀行普惠金融支持指數，[TFIi，t]代表傳統金融支持指數，[Controls]代表控制變量集。[IFIi，t]和 [TFIi，t]的系數[β1]分別反映了普惠金融、傳統金融對鄉村振興的影響，若系數為正，則表明普惠金融、傳統金融可以促進區域鄉村振興；反之，則說明普惠金融、傳統金融會抑制區域鄉村振興。為探究不同條件下，普惠金融對縣域鄉村振興影響的變化，加入數字基礎設施建設水平[Digitali，t]作為調節變量，構建模型（3）：

[Yi，t+1=α+β1×IFIi，t+β2×Digitali，t+β3×IFIi，t×Digitali，t+βkControls+year+region+εi，t]? （3）

在公式（3）中，系數[β3]為普惠金融支持指數與數字基礎設施建設水平交乘項的系數，若該系數顯著且符號為正，表明普惠金融支持指數與數字基礎設施建設水平之間存在顯著的互補效應；若該系數顯著且符號為負，表明普惠金融支持指數與數字基礎設施建設水平之間存在顯著的替代效應。為探究普惠金融對鄉村振興的作用機制，本部分構建模型（4）：

[Yi，t+1=α+β1IFIi，t+βkControls+year+region+εi，t]

[Mediatori，t+1=α+β2IFIi，t+βkControls+year+region+μi，t]? ?（4）

[Yi，t+1=α+β3Mediatori，t+1+βkControls+year+region+?i，t;]

其中，[Mediator]表示中介變量，分別代表產業結構系數、污染物綜合排放指數、人力資本水平、地區商業信用環境指數和城鄉收入差距。

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

基于模型（1）檢驗普惠金融對鄉村振興的影響。Hausman檢驗結果顯示，應選擇時間、個體雙向固定效應回歸模型進行實證分析，基準回歸結果見表4。列（1）和（2）中，基于熵權法和基于變異系數法的農村商業銀行普惠金融支持指數的系數均在1%的水平上顯著為正，表明農村商業銀行普惠金融能夠顯著促進鄉村振興。而列（3）和（4）中，基于熵權法的傳統金融支持指數對鄉村振興的影響在10%的水平上顯著且為正，基于變異系數法的傳統金融支持指數對鄉村振興的影響不顯著?？傮w而言，與傳統金融相比，普惠金融對鄉村振興的影響效果更顯著，檢驗結果支持了假設1。

（二）穩健性和內生性檢驗

為保證結果的穩健性，本文將被解釋變量鄉村振興的代理變量替換為基于變異系數法的鄉村振興發展指數，建立雙向固定效應回歸模型，結果見表5列（1）。為了緩解反向因果以及遺漏變量導致的內生性問題，本文采用工具變量法，將基于熵權法的農村商業銀行普惠金融支持指數的一階滯后項作為工具變量（Tool），結果如表5列（2）—（5）所示。

表5列（1）中解釋變量的系數依然顯著為正，再次驗證了普惠金融對鄉村振興的正向推動作用，前文結論依舊可靠。列（2）—（5）中，基于工具變量法的內生性檢驗結果表明，工具變量（Tool）與核心解釋變量的系數均在5%的水平上顯著為正，滿足工具變量與核心解釋變量之間的內生性要求，普惠金融支持指數的系數依然在1%的水平上顯著為正，該結果表明在控制內生性問題后，普惠金融發展依然能夠顯著促進區域鄉村振興。

（三）區域異質性分析

按照地理位置，將山東省劃分為魯西北、魯西南、魯中、魯東四個區域①，研究普惠金融對鄉村振興影響的區域異質性，結果如表6所示。

表6列（2）和（4）中，普惠金融支持指數系數分別在10%、5%和5%的水平上顯著為正，表明普惠金融對鄉村振興的正向促進作用在魯西北、魯中、魯東地區明顯。由于魯西南地區在產業融合水平、產業綠色發展水平、農村人居環境整治、鄉村文化建設、鄉村治理能力、農民收入水平等方面存在一定不足，鄉村振興發展水平測度排名較為落后，普惠金融產業帶動效應、減貧增收效應的發揮受到一定制約，普惠金融助力鄉村振興的作用在魯西南地區不顯著。

（四）普惠金融助力鄉村振興的機制分析

本部分利用模型（4），從產業帶動效應、生態改善效應、文明教化效應、治理規范效應、減貧增收效應五個渠道分別檢驗普惠金融對鄉村振興的影響路徑，回歸結果見表7。由于生態改善效應、文明教化效應、治理規范效應的結果不顯著，作者備索。表7僅展示產業帶動效應和減貧增收效應的回歸結果。

產業結構系數作為產業帶動效應的代理變量，回歸結果如表7列（1）—（4）所示。在1%的顯著性水平下，普惠金融發展對產業結構具有顯著提升作用；在1%的顯著性水平下，產業結構升級能夠顯著提升鄉村振興水平。由表7列（5）—（8）可見，在10%的顯著性水平下，普惠金融發展對城鄉收入差距具有顯著的負向作用；在10%的顯著性水平下，城鄉收入差距與鄉村振興之間存在顯著的負向相關關系。為進一步檢驗產業帶動效應和減貧增收效應的中介效果，分別采用Boostrap檢驗，自助抽樣1000次的結果顯示，p值為0，且Boot置信區間不包含0，說明產業帶動效應和減貧增收效應在普惠金融助力鄉村振興中發揮了中介效應。

作為引領未來的新經濟形態，數字經濟正在成為撬動經濟的新杠桿、提振經濟的新方向，也正成為大國經濟競爭的制高點?！丁笆奈濉睌底纸洕l展規劃》中明確指出“加快金融領域數字化轉型”。較高的數字化水平往往意味著更高效的技術支持，一定程度上有助于提高普惠金融的覆蓋廣度、深度和傳播效率。利用模型（3），用移動電話用戶數占總戶數比率和寬帶接入戶數占總戶數比率這兩個指標基于熵權法合成數字化水平變量。將普惠金融與數字化水平的交乘項加入回歸模型，進一步考察普惠金融對鄉村振興的作用是否會受到數字化水平的影響，回歸結果如表8所示。普惠金融與數字化水平交乘項的系數分別在5%和10%水平上顯著為正，表明數字化與普惠金融發展存在顯著的互補效應，在數字化發展水平較高的地區，普惠金融對鄉村振興促進效應更強。

五、研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文的研究結果顯示：（1）將熵權法編制的農村商業銀行普惠金融支持指數作為普惠金融的代理變量，基于雙向固定效應模型的實證檢驗發現，相比傳統金融，普惠金融能夠顯著促進山東省縣域鄉村振興。對比發現，傳統金融對鄉村振興的促進作用不明顯。（2）從產業帶動效應、生態改善效應、文明教化效應、治理規范效應、減貧增收效應五個渠道分別檢驗普惠金融對鄉村振興的影響路徑，結果發現當前山東省普惠金融通過產業帶動效應和減貧增收效應兩個渠道促進鄉村振興發展。（3）數字化增強了普惠金融對鄉村振興的促進作用，在數字化發展水平較高的地區，普惠金融對鄉村振興影響的促進效應更強。

（二）政策建議

一是發揮政策引領作用。鑒于普惠金融具有促進產業興旺、生活富裕等公共政策屬性，因此，地方政府和金融監管部門應充分發揮政策引導作用，對金融機構開展的普惠金融活動給予適當獎補，健全普惠金融發展配套制度。建議進一步完善財政補貼體系，豐富支持“三農”發展相關的政策，加大專項資金傾斜力度。針對不同縣域特色產業發展，實行“一村一品、專項補貼”的差異化資金補貼政策。加強縣域征信體系建設，整合征信、工商、司法、稅務等大數據，各地政府與金融機構共建涉農公用信息數據平臺，完善信用信息數據多方采集和分類分級保護機制。探索由地方財政出資建立農村產權抵押貸款風險緩釋機制，包括風險資金池、代償補償機制、成立縣級財政支持的政策性擔保公司等，降低普惠金融服務群體的融資成本。出臺涉農貸款風險補償政策，對發放普惠信用貸款較多的金融機構按貸款損失的一定比例給予風險補償，推行“風險補償金+名單企業”“政府增信+商業化擔?！钡冗\作模式。

二是借助數字技術提高普惠金融服務水平。深入推動農村地區普惠金融的數字化轉型，加快補齊農村地區數字基礎設施短板。加快數字鄉村建設，推動農村數字金融服務體系建設，通過集合性應用軟件，實現主要金融業務的線上辦理，降低物理拓展成本，減少申請審核流程，提高農村居民普惠金融服務可獲得性。加強對農村用戶群體的數字素養教育和培訓，提高農村用戶利用數字技術的能力和水平，擴大數字普惠金融服務的鄉村基礎。

注：

①魯西北地區以黃河與魯中地域為界，包括聊城、德州、濱州的全部縣域，以及東營河口區、利津縣和濟南濟陽區、商河縣；魯西南地區以黃河與魯西北地域為界，包括菏澤、臨沂、濟寧、棗莊的全部縣域，以及泰安新泰市、肥城市和日照莒縣；魯中地區包括淄博、濰坊的全部縣域，以及濟南除濟陽區、商河縣以外的縣域，東營除河口區、利津縣以外的縣域和日照除莒縣以外的縣域；魯東地區包括青島、煙臺、威海的全部縣域。

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