数字普惠金融对农民收入的影响——基于农民创业的中介视角

杨迎军,王艺萌

(兰州财经大学 经济学院,甘肃兰州 730020)

党的二十大报告中提到,增进民生福祉,推进共同富裕,是发展的根本目的,而增进民生福祉,其重要路径在于增加低收入者收入,扩大中等收入群体。长期以来,我国中低收入居民主要分布在农村地区,因此,增进民生福祉的重点、难点在农村。农民增收作为三农工作的中心任务,事关促进共同富裕大局,党的十八大以来,多种助农、惠农政策的顺利实施使农村居民收入持续增长,但收入结构的变化使农村居民面临收入增长动力不足、收入增长模式单一等问题。习近平主席出席2022年世界经济论坛视频会议并发表重要演讲,演讲指出“中国要实现共同富裕,但不是搞平均主义,而是要先把‘蛋糕’做大,然后通过合理的制度安排把‘蛋糕’分好”。在揭示公平与效率的关系之上,更加注重发展成果惠及全体人民,突出了普惠的重要性。普惠金融因特有的普惠性和全面性而有别于传统金融,能够为低收入群体、农民和小微企业提供包容性金融服务,这使其成为缩小我国城乡收入差距、缓解区域发展不平衡、促进农民增收的重要手段。随着数字技术与普惠金融的有机结合,普惠金融发展被注入新的活力,《“十四五”国家信息化规划》提出的十项优先行动中即包含数字普惠金融服务行动,该行动对建设具有高度适应性和普惠性的现代金融体系做出了具体要求,为全面推进数字普惠金融服务的建设与发展明确了方向。与传统金融相比,数字普惠金融的数字化程度不断提高,打破了时空的局限,缓解了机构与农村、小微企业间的信息不对称,提高了金融服务效率和交易效率,降低了用户交易成本。同时,以互联网银行为代表的普惠金融不断下沉乡村,使其使用深度和覆盖广度得到了进一步提升,能够高效地获知并满足农村小微企业和农民的金融需求。这有益于丰富农民增收渠道,能够有效优化中低收入群体所处的经济环境,克服农民收入增长动力不足、增长模式单一等问题。

一、文献综述与理论基础

(一)文献综述

数字普惠金融的发展是否能够促进农村居民增收?如果能够,其促进农村居民增收的作用机制又是什么?已有文献资料对于数字普惠金融与农民增收之间关系的研究,聚焦在以下方面:

一是认为数字普惠金融的发展能够显著促进农民增收。石玲玲等[1]利用面板数据,采用分位数回归的方法进行研究,认为数字普惠金融发展能够促进地区居民收入提高,且对中低收入群体的增收效应更强;邹新阳和姚清霞[2]、杨林和赵洪波[3]基于省级面板数据进行实证分析,研究表明,数字普惠金融及数字化程度、覆盖广度、使用深度的发展均对农村居民收入存在显著的正向影响;王永仓[4]、周云才和刘森[5]通过构建门槛模型做进一步分析,发现数字普惠金融对农民收入增长的影响存在门槛效应,其对农民收入增长的促进作用随门槛值的跨越而提高。

二是关于数字普惠金融促进农民增收作用机制的研究。王瑞峰[6]引入质量变革、效率变革和动力变革三个调节变量进行实证分析,研究表明,数字普惠金融能够通过促进农业农村高质量发展来提高农民总体富裕程度;邓金钱和蒋云亮[7]实证研究发现,数字普惠金融的发展能够减轻财政依赖对农民增收的负向冲击,进而促进农民增收;俞威震和王嫚嫚[8]通过构建IV-Tobit模型和中介效应模型进行实证分析,结果表明,数字普惠金融能够通过调整农村居民家庭生产要素配置状况,影响农村居民的家庭收入;张兵和李娜[9]基于中国家庭追踪调查数据,运用中介效应模型研究得出结论,促进非农就业是数字普惠金融影响农户收入的重要渠道。

另外,从已有文献来看,学术界对于数字普惠金融赋能农民创业的研究得出了较为一致的结论,认为数字普惠金融能够通过促进创业机会均等化[10]、缓解乡村融资约束困境[11]、打破固有金融排斥壁垒[12],从而激发低物质资本或低社会资本家庭的创业积极性,改善农村创业环境,提升农村创业水平。

综上所述,现有文献主要集中于讨论数字普惠金融对促进农民增收、提升创业水平等单方面的作用。也有学者对数字普惠金融促进农民增收的传导机制进行了研究,但将数字普惠金融、农村创业水平和农民增收三者置于统一研究框架之下的研究并不深入。现有研究在分析作用机制时,主要从数字普惠金融及其三个维度的视角对农民收入进行了整体分析,在农民收入结构不断变化的现状下,缺乏从农民收入结构视角的分析。本文将三者纳入统一研究框架之下,基于农民创业中介视角,将农民收入按收入来源划分,以农民收入结构视角来理清数字普惠金融促进农民增收的作用机制。

(二)理论基础

1.数字普惠金融对农民收入水平的直接影响

第一,通过降低金融服务的交易成本促进农民增收。我国不同区域的金融发展水平存在差距,部分偏远的农村地区难以接触到普惠性的金融服务[13]。近年来,我国通过完善互联网建设和普及移动设备,不断拓宽金融服务的覆盖广度,使更多的农村居民能够就近享受金融服务,从而减少了农村居民的交通成本和时间成本。同时,数字普惠金融以数字化为依托,更注重风险监测和管理,不仅能够通过互联网理财服务为农村居民提供门槛更低、可得性更高和风险更低的多种理财产品,而且也能够减少转移支付落实过程中的时间成本,一定程度上缓解农民生产生活压力,增加农民收入。

第二,通过满足农民多元化金融需求促进农民增收。普通农户、农业经营主体、农村个体工商户以及中小微企业业主等不同主体对金融服务具有不同的需求,差异化需求需要更精准的金融服务。数字普惠金融服务涵盖理财、保险、股票、基金等多种类型,数字普惠金融的使用愈深化,愈有利于金融服务优化发展,金融机构能够通过分析用户对各种服务的使用频率,判断用户综合性的资产配置意向,为其提供更具有针对性的金融服务[14]。另外,随着数字普惠金融的数字化程度提高,金融机构对于用户的信息搜集和风险刻画更加精准,依托大数据分析等数字工具,金融机构能够针对不同的普惠群体提供相应的金融服务,提高服务效率和准确度。促使农民资产配置合理化,利用闲置资金进行投资与理财活动,促进金融资本在农村的流通,提高农村居民财产性收入[3]。

第三,通过缓解信贷约束促进农民增收。农村个体工商户和小微企业抵抗风险能力弱、回报收益不稳定,传统金融服务门槛较高,难以满足该类用户的借贷需求。随着数字技术的不断发展,以互联网银行为代表的金融机构不断下沉乡村,数字普惠金融突破了传统金融服务的短板,打破了农户难以取得信贷信息的困境,提升了农村经营主体的贷款意愿和贷款可得性。另外,涉农地区与网商银行的合作签约程度不断深化,金融机构逐渐扩大发放贷款金额,不需抵押的信贷占比不断增加,数字普惠金融以低门槛、零手续费等服务优势下沉长尾用户市场,不仅满足了小微企业和个人的金融需求、提高了农户家庭资产配置效率,也解决了小微企业和各经营主体招商融资难等问题[15],有利于促进资金在农村经营市场的流动,营造良好的营商环境,促进农民经营性收入的提高。

基于以上分析,本文提出假说1:数字普惠金融能够促进农民增收。

2.数字普惠金融可以通过促进创业间接促进农民增收

国家发展和改革委员会在介绍《乡村振兴战略规划(2018—2022年)》实施进展情况发布会中公布,2021年,工资性收入占农民收入的比重已超过42%,成为农民增收的主渠道[16],2023年中央一号文件强调拓宽农民增收致富渠道,促进农民就业增收[17]。创业带动就业岗位的增加能促进农民实现非农就业,对农村居民的工资性收入产生正向影响[18],进而激活工资性收入对农村居民收入增长的动力作用。因此,促进农民创业逐渐作为实现农民增收和缩小城乡收入差距的重要抓手[19]。但随着创业规模不断扩大,农民创业面临着融资难、筹资成本较高和经营风险加剧等问题。农民创业之初,融资需求较高,但往往难以达到传统金融服务的借贷门槛,且传统金融服务贷款取得渠道少,难以提供灵活的信贷供给,容易抑制小微企业扩张营业规模,打击农户创业积极性。在此情况下,加强普惠金融服务就成为打破桎梏的关键,而结合数字化、信息化优势的数字普惠金融以更低的融资成本,更高效、更便捷的服务方式,能极大地降低由信贷不灵活所带来的融资约束,切实解决小微企业和农户的融资困境,实现金融不断下沉基层村镇,满足小规模用户的金融需求,提高农村自主经营的活跃度和可行性,在一定程度上改善农村创业环境[20],为创业助力农民增收创造条件。

基于以上分析,本文提出假说2:数字普惠金融提高农村创业水平是促进农民增收的重要机制。

综上所述,数字普惠金融促进农民增收的作用机制如图1所示。

图1 数字普惠金融促进农民增收的作用机制

二、数据来源、变量选取及模型构建

(一)数据来源

考虑部分数据的可获得性,本文使用2011年—2020年我国31个省、直辖市、自治区的面板数据进行研究。其中,数字普惠金融指数相关数据来源于北京大学数字金融研究中心,其他相关数据则来源于国家统计局网站《中国统计年鉴》《中国就业与人口统计年鉴》《中国农村统计年鉴》和EPS数据平台等。最后,部分缺失数据使用线性插值法进行补齐,数据处理使用EXCEL和STATA软件。

(二)变量选取

1.被解释变量

农民收入水平,以农村居民人均可支配收入表示,虽然2013年起国家统计局实施城乡一体化住户调查改革,农民收入统计口径发生改变,但具体计算方式没有太大差异,因此,沿用2011年—2013年数据。为研究作用机制,根据收入来源将农民收入水平划分为工资性收入、经营性收入、财产性收入和转移性收入四个方面[3]。

2.解释变量

根据数据的严谨性与可得性,数字普惠金融指数选用北京大学数字金融研究中心发布的数字普惠金融指数来表示。

3.中介变量

农村创业水平,定义为选择从事个体经营或开办私营企业的创业个体数,选用农村私营企业就业人数和农村个体就业人数之和来表示[12,21-22]。

4.门槛变量

分别为数字普惠金融指数及其三个子维度,子维度包括覆盖广度、使用深度和数字化程度,选用北京大学数字金融研究中心发布的数字普惠金融指数来表示。

5.控制变量

在借鉴已有的研究成果和理论基础上引入以下变量[21-25]:经济发展水平,以人均地区生产总值表示;教育水平,以6岁及以上农村居民人均受教育年限表示;机械化水平,以农村机械总动力除以农村人口数表示;财政支农,以农林水事务支出占财政支出比值表示;城镇化水平,以城镇人口数除以总人口数表示;产业化水平,以第三产业产值占总产值的比值表示。在进入描述性统计前,为减少异方差的影响,对于非比例变量的数据进行取对数处理。最终得到310个有效数据,如表1所示。

表1 变量描述性统计分析

(三)模型设定

为检验数字普惠金融发展促进农民增收的效应与作用机制,本文使用北京大学数字普惠金融指数与2011年—2020年省级面板数据进行计量分析。具体模型设计如下:先建立基准模型(1)以验证假说1,同时为考察数字普惠金融影响农民收入的作用机制,即农村创业水平是否存在中介效应,分别构建DIG对ENT的回归模型及DIG与ENT对INC的回归模型(2)和(3)[26]。

INCi,t=α0+α1DIGi,t+α2Zi,t+εi,t+δt

(1)

ENTi,t=β0+β1DIGi,t+β2Zi,t+εi,t+δt

(2)

INCi,t=γ0+γ1DIGi,t+γ2ENTi,t+γ3Zi,t+εi,t+δt

(3)

为分析数字普惠金融及其三个子维度的门槛效应,参考Hansen的面板门槛模型理论,基于本文研究,构建门槛回归模型[27]。

INCi,t=δ0+δ1DIGi,t×I(Fi,t≤θ1)+
δ2DIGi,t×I(θ1≤Fi,t≤θ2)+…+
δn+1DIGi,t×I(Fi,t>θi,t)+φZi,t+εi,t+δt

(4)

其中,εi,t是随机扰动项,δt表示时间固定,Zi,t为控制变量组,DIGi,t为数字普惠金融水平,INCi,t为第i个省份t年的农民收入水平,I为示性函数,括号内条件为真时取1,反之则取0,Fi,t为门槛变量包括数字普惠金融指数及其三个子维度,θi,t为未知门槛值。

三、实证分析

(一)数字普惠金融对农民的直接增收效应

1.基准回归

首先对面板数据进行豪斯曼检验,在随机效应模型和固定效应模型中进行选择。豪斯曼检验结果显示,基准回归模型在1%的显著性水平上通过检验,因此选择固定效应模型进行回归,回归结果如表2所示。数字普惠金融指数的系数在1%水平上显著为正,即在进行一系列相关变量的控制后,数字普惠金融的发展依然可以显著促进农村居民增收,验证了假说1。

表2 基准回归结果

就控制变量而言,地区经济发展水平、教育水平、城镇化水平和产业化水平的提高均能显著促进农民增收。地区经济发展水平越高,越能形成市场繁荣与区域活跃的局面,多渠道增加农民收入;教育水平与农民收入水平成正比,有利于扩宽农民就业渠道,提高就业机会,促进农民增收;城镇化有利于带动农村经济,有利于农村剩余劳动力转移,进而促进农民增收;产业化发展能够形成集聚效应,对农民收入水平有正向促进作用。另外,机械化水平对农民收入水平的影响为负,但不显著,说明即使机械化生产的普及能够提高农业生产率,但在短期内难以促进农民收入增长;财政支农对农民收入水平的影响为正,但不显著,即从长期看其对农民收入有拉动作用,但财政支农资源的配置效率不足,使其并没有显著影响农民增收。

为进一步检验数字普惠金融对农村居民收入水平的影响,将农村居民收入按收入来源划分为工资性收入、经营性收入、财产性收入和转移性收入四个部分,利用固定效应模型进行回归分析,结果如表3所示。在固定效应模型下,数字普惠金融在1%的水平上显著提升农村居民工资性收入、农村居民经营性收入和农村居民转移性收入。数字普惠金融有利于促进当地产业兴旺,增加农民创业、就业的机会,有效改善农村金融服务水平,提高财政支农效果,因此,能够提高农民工资性收入、经营性收入和转移性收入。而数字普惠金融对农村居民财产性收入影响为负,且不显著,可能是因为农村居民为低收入群体,该群体对理财产品及股票等综合性资产管理服务的需求较低,且农村居民财产性收入本身占比较低,数字普惠金融对这部分收入的影响难以实现。

表3 不同收入来源的固定效应模型回归结果

2.稳健性检验

我国区域经济发展情况不同,不同区域的数字普惠金融发展水平也存在差异。考虑到这种不平衡发展会使得数字普惠金融发展对农民收入水平的影响存在异质性,参考现有研究对区域的划分[28],将数据分为东部、中部和西部,选用0.1、0.25、0.05、0.75和0.9五个分位数,利用分位数回归法来分析数字普惠金融对农民增收的区域异质性,结果如表4所示。结果表明,数字普惠金融在东部、中部和西部均能显著提升农民人均可支配收入。其中,东部地区影响最大,中部与西部地区影响较弱,说明数字普惠金融发展的增收效应具有区域差异性。早期,中部地区金融发展水平落后,对外开放水平不足,但近年来,中部地区数字普惠金融发展水平呈现赶超趋势,因此,中部地区数字普惠金融发展的增收效应先降后升。东部地区数字普惠金融的发展一直领先,却出现先升后降的趋势,说明在发展初期有显著增收作用,而当农村居民收入到达一定程度时,这种影响会逐渐减小。西部地区数字普惠金融发展相较其他两个地区较缓慢,因此这种增收效应总体呈递减趋势,同时验证了稳健性[13]。

表4 分位数回归结果

(二)门槛检验

考虑到数字普惠金融的阶段性发展特征,进一步分析其对促进农民收入水平是否存在非线性作用,根据公式(4)对数字普惠金融及其三个子维度的门槛效应进行检验。运用bootstrap方法进行抽样,输出结果如表5所示。结果表明,数字普惠金融发展指数及其三个子维度对农民增收的影响是非线性的,且均在1%的水平上显著为正。其中,数字普惠金融及其使用深度和覆盖广度均存在双门槛效应,而其数字化程度存在单门槛效应,回归结果如表6所示。当数字普惠金融发展总指数跨过第二道门槛时,数字普惠金融指数每增长1%,农民收入水平增长0.353%。当覆盖广度低于第一个门槛时,数字普惠金融每提升1%,带来农民收入0.068%的增长,跨越第二个门槛时,数字普惠金融每提升1%,带来农民收入0.104%的增长。当使用深度跨越第二个门槛时,其影响系数由0.082提升为0.110,得到显著提升。当数字化程度实现门槛的跨越,其影响系数由0.047提高到0.067。而数字普惠金融及其三个子维度的发展随着门槛的跨越,对农民收入增长的促进作用增大,待跨越一定的门槛后,其促进作用回落。

表5 bootstrap法门槛效应检验结果

表6 门槛效应回归结果

在发展前期,数字普惠金融主要通过在偏远地区满足小微企业和农村居民的金融服务实现缓慢发展,为打破传统金融服务桎梏,大力提升金融服务覆盖面是关键。随着数字普惠金融发展与农村互联网普及率的提高,数字化程度与使用深度成为数字普惠金融的快速增长维度[3]。当数字普惠金融指数发展达到一定程度时,其边际效用开始递减。2018年国务院印发《关于加快推进互联网金融发展的指导意见》,该意见提出要鼓励金融机构加大对数字普惠金融的投入,数字普惠金融的发展再次得到重视,实现更加快速的增长。伴随数字普惠金融的阶段性发展,数字普惠金融发展及其三个子维度对农民收入水平的促进作用呈现非线性,当各变量跨越门槛值时,数字普惠金融发展对农民收入水平的促进作用增强。

(三)作用机制分析

本文参照温忠麟的中介效应分析步骤,检验农村创业水平的中介效应,首先对按不同收入来源划分的四种收入类型及总体收入水平,在公式(1)的基础上进行回归,数字普惠金融发展能够显著促进农民工资性收入、经营性收入、财产性收入和转移性收入以及总体收入水平,即显著。其次在公式(2)(3)的基础上进行回归,均不显著,具体结果不做列示,温忠麟对此已作出解释,认为三步回归法检验力度最低,也许有未被检测到的中介效应存在[26]。

目前已经证实,使用偏差校正的非bootstrap检验方法更精确,是当前最新的,且已经公认可以直接进行中介效应检验的方法,依照温忠麟的方法在三步回归法的基础上使用bootstrap法进行检验,输出结果如表7所示。农村居民经营性收入、财产性收入和转移性收入与农村创业水平并不显著相关,数字普惠金融通过提高创业水平对这部分收入的影响较小,因此,实证结果表现为经营性收入区间内包括0值,bootstrap检验不通过,即无中介效应。创业吸收了农村剩余劳动力,使难以承受劳动力流动成本的低收入群体就近实现就业,直接提高了农民的工资性收入水平,成为农民增收的强大动力[19],数字普惠金融通过提高创业水平对工资性收入影响最显著,创业带动就业能够实现工资性收入和总体收入水平的提高,实证结果表现为工资性收入与农民收入水平区间内不包括0值,bootstrap检验通过,即创业在数字普惠金融发展影响农民增收中发挥着中介效应。验证了假设2。

表7 bootstrap法中介效应检验结果

四、结论与政策建议

(一)结论

本文利用2011年—2020年全国31个省市及自治区的面板数据,运用固定效应模型和门槛模型,借鉴温忠麟中介效应检验方法,就数字普惠金融对农村居民收入的促进作用和作用机制展开研究。研究发现,数字普惠金融的发展能够显著促进农民增收,这种增收效应在东部地区影响最大,在中西部地区影响较弱。在此基础上,本文对数字普惠金融及其三个子维度进行门槛效应检验,发现数字普惠金融总指数及覆盖广度、使用深度对农民收入水平的影响均存在双门槛效应,而数字化程度对农民收入水平的影响存在单门槛效应,当分别超过门槛值时,数字普惠金融的发展对于农民收入的促进效果会得到提高。研究其作用机制发现,创业在数字普惠金融对经营性收入、转移性收入和财产性收入的影响中不存在中介效应,但数字普惠金融能够通过影响创业来促进农村居民工资性收入和总体收入水平的增加,即数字普惠金融提升农村创业水平是促进农民增收的重要机制。

(二)政策建议

根据以上研究结论,为了更好地提升数字普惠金融服务的精准度和有效性,助力农民生活富裕,适应农村居民的金融需求,改善农村创业环境,本文提出以下建议:

第一,强化金融服务与数字技术的有机结合,扩宽覆盖广度,深化使用程度。党的二十大报告明确提出,加快发展数字经济,随着数字技术的不断发展,数字普惠金融数字化程度逐渐加强,普惠金融应当与互联网银行形成良性结合,作为县域农村金融服务的有效补充。在第三方支付成为主流支付方式的背景下,不仅需要加强基础数字建设,加大农村互联网的覆盖度,形成更加成熟的互联网信息链条,便捷区域信息的融通,打破传统金融服务造成的信息不对称。同时,也需要加快构建县域开放共享的涉农信息数据库,为小规模用户作更高效的金融信贷服务,提升使用总量和使用活跃度。

第二,将数字普惠金融发展把控在最大门槛效应内。经济发展及金融服务水平较高的地区,数字普惠金融已实现较高程度的覆盖,现阶段更需提高其使用深度和数字化程度。经济发展及金融服务水平较低的地区,提升数字普惠金融的覆盖广度才是第一要义。同时,中西部地区数字普惠金融仍有较大发展空间。应当推进西部地区金融供给侧改革,开展新型金融化基础设施建设,保证西部地区金融服务基本盘。除建设金融基础设施外,还应注意到人力资本要素在其中发挥的作用,促进高素质金融人才在不同区域间的流动,也是在促进金融知识在各地的流通。

第三,发挥创业的中介作用,激发农村居民创业积极性。推动各地涉农县域与网上银行合作签约,添设多个线下网点,促进数字普惠金融服务实体化,实现更快捷的线上对接和线下服务。小微企业和农村居民在抵押融资、贷款融资、评估处置生产要素等方面的融资需求不同,应当针对经营主体的不同需求,制定差异化的套餐服务,提供精准的金融产品。同时,还需要降低产品的服务门槛,形成利率低、还款方式简便、还款周期灵活的信贷政策,为农村长尾用户提供更好的补充服务,打破传统金融服务在农民创业前期形成的融资难等门槛。除此之外,也要完善创业政策,加强市场监管力度,改善农村创业环境。最终形成以良好的创业环境为基础,以积极的金融服务为条件的机制。以创业带动就业,不仅有利于实现包容性增长,也有利于农村居民生活稳定。