数字普惠金融、农业技术创新与农业经济发展

李娟娟

(新疆财经大学 金融学院,新疆 乌鲁木齐 830000)

0 引言

党的二十大报告指出,中国式现代化的特征之一是全体人民共同富裕的现代化。实现共同富裕是一个长期的历史过程,在推动共同富裕的现代化进程中,大力发展农业经济是重中之重。长期以来,农业是我国的基础性产业,关系着国民经济的未来。但由于近几年城镇化进程加快,导致农业生产劳动力不足、农业生产成本提高等,同时农业经济发展本身存在生产效率低下、资源利用率低、地区发展不均衡、融资难与贵等问题,使我国的农业经济发展较缓慢。数字普惠金融的大力发展,将有效缓解农业经济发展存在的融资问题,有利于现代农业经济发展。

学者们围绕数字普惠金融与农业经济发展展开了大量研究,目前主要形成了两种不同的观点:一种观点认为,我国数字普惠金融发展还不完善,短期内对农业现代化发展促进作用有限[1],且农户金融意识较低,形成自我排斥,一定程度上阻碍了金融深入农村,渗入农业产业的发展,进而阻碍了农业经济发展[2]。同时,部分农村地区基础设施建设存在差异,可能造成不同地区数字鸿沟[3],马太效应加剧,数字普惠金融的作用受到限制,不利于弱势地区农业经济的发展。另一种观点认为,数字普惠金融的发展逐渐改变了传统的信贷需求结构,便利了农户的生产生活[4],在推动农业产业兴旺发展的同时提高了农业产出,促进了农业经济增长[5]。此外,数字普惠金融能够降低交易成本、带动农业改革[6],提高农业产业的资源集聚效应和规模效应[7],有效减缓部分地区的金融排斥[8],且随着金融产品的创新和金融服务的多样化,数字普惠金融逐渐成为缓解农业经济发展信贷约束的重要工具,成为助推现代化农业经济发展,实现共同富裕的新路径。

基于上述分析,选取2011-2021年我国31个省份的面板数据建立回归模型,进行实证分析,探讨共同富裕目标下,数字普惠金融助力农业经济发展的直接作用、间接机制以及门槛效应,最后进行总结并提出政策建议。

1 理论分析与研究假说

1.1 数字普惠金融与农业经济发展

数字普惠金融是在普惠金融的基础上与人工智能、云计算、大数据、5G等数字技术方式相结合产生的一种新的金融表现形式,在推进共同富裕的进程中,数字普惠金融凭借其自身特征,可以有效减轻金融排斥、助力农业经济发展。其主要表现在3个方面:一是缓解信息不对称,提高金融可得性。数字普惠金融凭借数字化平台促进农地贷款方面的金融产品创新,减轻了农村地区信贷信息不对称问题[9-10],同时通过数字技术精准支持农业生产的每一个环节,助力农民更好地进行生产经营活动,推动农业转型,从而促进农业经济发展[11]。二是降低成本,缓解融资约束。随着数字普惠金融的不断发展,农业经济发展所需的信贷服务获取渠道更加便捷,获取资金成本减少,有效缓解了农业经济发展资金约束,打破了地方传统金融排斥的壁垒[12],同时拉动金融市场竞争,发挥“鲶鱼效应”,有效激励当地金融机构支持农业生产,推动农业经济发展[13]。三是改善基础设施,增加规模效应。数字普惠金融的广泛应用为农村基础设施的完善提供支持[14],助推农业生产,产生经济效应[15],拉动农业经济增长。也有部分学者认为农村地区基础设施建设存在差异,可能造成不同地区数字鸿沟[3],从而加剧马太效应,不利于弱势地区农业经济的发展。基于此,本文提出如下假设:

假设H1:数字普惠金融可以助力农业经济发展。

1.2 数字普惠金融、农业技术创新与农业经济发展

熊彼特创新理论认为,技术创新是现代经济的一般特征及其发展的社会推动力。随着共同富裕目标的推进,在数字普惠金融的支持下,农业技术发展迅猛,大力助推了农业经济发展。其主要表现在3个方面:一是大量企业在数字普惠金融的助力下能够更好地确定技术创新发展路径,加强技术创新向农村地区溢出[18],提升农户对数字普惠金融的了解,使之参与农业生产环节,形成农业规模经营。二是数字普惠金融为农产品研发、加购新型农业机械等提供资金支持,促使农业转型,形成会展农业、生态农业等新型农业[16]。三是数字普惠金融为农业技术创新提供了一个宽松的金融环境,催生出更多符合生产力发展水平的农业技术,加速了技术创新活动要素在空间的流动,从而推动了农业经济的发展。基于此,本文提出如下假设:

假设H2:数字普惠金融通过促进农业技术创新助力农业经济发展。

1.3 数字普惠金融助推农业经济发展的门槛作用

在共同富裕背景下,农村地区依然存在因信息不对称、地理位置约束、数字技术落后等因素引起的农业经济发展不均衡现象,因此长期处在动态发展变化中的数字普惠金融对农业经济发展呈现显著的区域差异性,即门槛特征。非完全竞争理论中金融市场门槛理论指出,当金融规模低于某个门槛值时表现为“金融排斥效应”,当金融规模高于某个门槛值时表现为“金融促进效应”,即金融对农业经济的发展存在“门槛效应”[17],数字普惠金融对农业低碳的发展也存在自身双门槛效应[19],并且大多是利好表现。基于此,本文提出如下假设:

假设H3:数字普惠金融助力农业经济发展时存在自身门槛效应。

2 研究设计

2.1 数据来源

文章选取2011-2021年我国31个省份的面板数据作为样本,数据来源于国家统计局网站、地方统计局网站、《北京大学数字普惠金融指数(2011—2021)》《中国农村统计年鉴》《中国互联网络发展状况统计报告》《中国专利数据库》《中国科技统计年鉴》以及农业部植物新品种保护办公室等。

2.2 变量选取

2.2.1 被解释变量

农业经济发展(lnGap)。参考现有文献,农业经济发展的测度尚未形成统一标准,因此本文根据相关研究从农业经济总量、农业经济效益以及农业经济结构出发,以变异系数法构建指标以期科学全面地反映我国农业经济发展水平。采用农林牧渔业总产值、农林牧渔业固定资产投资两个指标表示农业经济总量,衡量农业经济发展规模;采用人均农林牧渔业生产总值表示农业经营效益,衡量农民数量和农业经济增长两者的关系;采用农林牧渔业分别占农林牧渔业总产值的比例表示农业经济结构,衡量农业经济增长以及农业细分行业下农业经济增长的结构变化。

2.2.2 解释变量

数字普惠金融(Df)。采用北京大学数字普惠金融指数作为核心解释变量。该指数由蚂蚁金融和北京大学数字金融研究中心联合构建,可以权威的展现数字普惠金融的发展,该指数包含3个一级指标:覆盖广度(Cov)、使用深度(Usa)、数字化程度(Pay)。

2.2.3 控制变量

采用大多数学者认可的影响农业经济发展的因素作为控制变量,具体包括政府干预水平(Fs),随着财政资金对第一产业的投资力度加大,促使农业生产力提高,从而推动农业经济发展;产业结构(Is),产业结构的优化升级,便于单一农业经济和生产要素的风险转移,从而刺激农业经济发展;人力资本水平(lnEdu),大力引进高质量数字人才,有利于农业机械化水平提升,从而促进农业经济迅速发展;农地规模经营程度(lnAgr),农地规模经营程度的增加有利于提高农业生产效率,推动现代化农业经济的发展。

2.2.4 中介变量

农业技术创新(lnLnn)。参考现有文献,采用农业技术专利、农业植物新品种、农业机械总动力3个指标作为中介变量,衡量农业技术创新水平。具体变量定义如表1所示。

表1 变量定义

2.3 模型构建

首先,本文以数字普惠金融(Df)作为解释变量,农业经济发展(lnGap)作为被解释变量构建基准回归模型(1):

lnGapit=β0+β1Dfit+∑βjControlijt+εit

(1)

其中,i表示省份,t表示年份,lnGapit表示i省第t年的农业经济发展水平,Dfit表示i省第t年的数字普惠金融,Controlijt表示一系列控制变量,εit为随机扰动项。

其次,在式(1)中引入农业技术创新(lnInn)作为中介变量构建中介效应模型:

lnInnit=γ0+γ1Dfit+∑Controlijt+μit

(2)

lnGapit=θ0+θ1Dfit+θ2lnInnit+∑Controlijt+μit

(3)

其中, lnInnit表示i省第t年的农业技术创新水平,其他变量与前文同。

最后以数字普惠金融(Df)为门槛变量构建门槛效应模型:

lnGapit=γ0+γ1Dfit×I(Df≤θ1)+γ2Dfit×I(θ1θn)+∑γjControlijt+εit

(4)

其中,I(·)为示性函数,其他变量与前文同。

3 实证分析

3.1 基准回归

通过豪斯曼检验,本文选用固定效应模型,具体结果如表2所示,其中第(1)、(2)列分别为无添加控制变量和核心解释变量数字普惠金融的回归结果,第(3)、(4)、(5)列分别为数字普惠金融的3个分维度覆盖广度、使用深度以及数字化程度的回归结果。由表2可知,数字普惠金融以及分维度估计结果均在1%的水平下显著为正,表明数字普惠金融可以推动农业经济发展,假说H1得到验证。其中数字化程度对农业经济发展的影响较大,可能是随着科技的发展,农户的数字普惠金融知识提升,农业地区数字基础设施建设日益完善,金融数字化服务水平也逐渐提高,大力促进了现代农业经济发展。农地规模经营程度、政府干预水平、人力资本水平的估计结果也均在1%的水平下显著为正,表明这三者均能正向推动农业经济发展;产业结构估计结果不显著,可能是产业结构的优化升级程度不理想,不能有效转移农业经济生产要素的风险,未能刺激农业经济的发展。

3.2 中介效应回归

本文以农业技术创新为中介变量,探讨数字普惠金融对农业经济发展的传导机制,回归结果如表3所示,第(2)列数字普惠金融对农业技术创新在1%的水平下显著,说明数字普惠金融可以促进农业技术创新;第(3)列数字普惠金融和农业技术创新对农业经济发展在1%的水平下显著为正,但系数有所减少,说明农业技术创新在数字普惠金融影响农业经济发展中起到部分中介效应,假说H2得到验证。数字普惠金融有效降低了创新成本,使农业技术的投入资金得到精准支持,加速了技术创新活动要素在空间上的流动,大力提升了农户从事农业生产的积极性,助力了农业经济的发展。

表2 基准回归结果

表3 中介效应回归结果

3.3 面板门槛检验

不同地区不同时期数字普惠金融的发展水平存在差异,导致数字普惠金融对不同地区不同时期农业经济发展的效果不同,可能存在自身门槛效应。因此本文将核心解释变量数字普惠金融设为门槛变量,利用Bootstrap方法,进行重复自举抽样300次,对门槛变量做面板门槛检验。检验结果如表4所示,其中,三门槛和双门槛的F统计量的p值不显著,均未能够拒绝原假设,但在单门槛检验中,F统计量在1%的显著性水平下拒绝了无门槛的原假设,表明数字普惠金融对农业经济发展存在单一门槛,H3得到验证。门槛值为2.350 0,95%置信区间为[2.3050,2.4000]。

进行门槛回归,回归结果如表5所示,数字普惠金融对农业经济发展在1%的水平下显著,表明在各门槛区间数字普惠金融对农业经济发展均具有促进作用。当数字普惠金融≤2.350 0、数字普惠金融≥2.350 0时,影响系数显著为正,分别为0.178和0.229,表示数字普惠金融每提高一个单位,农业经济发展相应提高17.8%和22.9%,并且存在跨过门槛值之后影响越来越强的趋势,说明随着数字普惠金融的发展,其对农业经济发展的作用也越强。表明长期发展数字普惠金融能够促进农业经济发展。

表4 门槛效应检验

3.4 稳健性及内生性检验

本文的稳健性检验选择通过替换被解释变量的方法来验证,在基准回归的基础上,参考黄红光等[2]的做法,用粮食总产值(lnFop)替换被解释变量,然后对基准模型重新进行估计,具体结果如表6第(1)、(2)列所示,加入控制变量之后,数字普惠金融对农业经济发展的估计结果依旧在1%的水平上显著为正,进一步验证了本文的结论是稳健的。

表5 门槛回归结果

为减轻内生性问题所产生的估计偏误,本文采取核心解释变量滞后一期的方法,将数字普惠金融滞后一期后再进行回归,回归结果如表6第(3)列所示,其滞后一期的回归系数仍然在1%的水平上显著为正,表明数字普惠金融能够推动农业经济发展,再一次证明基准回归结果具有稳健性。

表6 稳健性及内生性检验

3.5 异质性分析

3.5.1 基于农业功能划分的异质性

粮食是农业经济发展中非常重要的部分,由于区域差异,各省份的粮食产销能力存在显著差异,因此本文根据粮食流通体制改革划分将31个省份分为粮食主产区、粮食产销平衡区和粮食主销区进行异质性分析。粮食主产区包括吉林、黑龙江、辽宁、内蒙古、江苏、山东、河北、河南、江西、安徽、四川、湖北和湖南共13个省份;产销平衡区包括宁夏、山西、青海、甘肃、西藏、云南、重庆、贵州、广西、陕西和新疆共11个省份;主销区包括北京、上海、天津、浙江、海南、福建和广东共7个省份。回归结果如表7所示,列(1)、(2)、(3)分别为粮食主产区、主销区和产销平衡区。可以发现,三大区域的系数在1%的水平上均显著为正,说明区域异质性下,数字普惠金融依旧可以促进农业经济发展。其中,产销平衡区的数字普惠金融助力农业经济发展的效果最好,原因可能是在国家政策大力支持下,数字普惠金融可以为粮食生产提供一定的资金保障,有效抵御了农户生产资金不足的风险,提高了农户生产积极性,从而提高了自给率。同时在数字普惠金融的支持下,拓宽了农产品销售的渠道及方式,不仅维持了产销平衡,还形成了良性循环,更加促进整体区域农业经济的发展。主销区影响较小,可能是主销区主要是以工业化和城镇化为主导,自给率低,即使是有数字普惠金融对农业技术研发创新资金的加持,以及本区内较大的消费需求,也无法较好地突破自身农地较少的制约,因而致使其影响效果较小。

表7 农业功能区异质性回归结果

3.5.2 基于共同富裕程度划分的异质性

根据孙豪等[20]共同富裕指数的划分标准,将30个省份(不包括西藏)划分为4个梯队。第一梯队是共同富裕程度相对较高的3个直辖市(上海、北京、天津);第二梯队是富裕程度相对均衡的3个经济大省(浙江、江苏、山东);第三梯队包括河北、山西、辽宁、吉林、黑龙江、安徽、福建、江西、河南、湖北、湖南、广西、重庆、四川、陕西共15个省;第四梯队包括内蒙、广东、海南、贵州、云南、甘肃、青海、宁夏、新疆共9个省。回归结果如表8所示,列(1)、(2)、(3)、(4)分别为第一、第二、第三、第四梯队。可以看出,不同梯队估计结果在1%的水平上均显著为正,表明不同共同富裕程度下的数字普惠金融均能够促进农业经济发展。其中,第三梯队和第四梯队的数字普惠金融助力农业经济发展的作用较强,第一梯队和第二梯队作用较弱。原因可能是第三、四梯队区域的城市共同富裕程度相对较低,政府及数字普惠金融可发挥的空间较大,所以其支持力度大,又因其区位优势等可发展农业产业,也为数字普惠金融赋能农业经济发展提供了更多的机遇。而第一、二梯队是共同富裕程度较高的经济大省,即使数字普惠金融的基础设施比较完善,居民的金融素养较高,但农业产业不是其经济发展的主要方向,因此数字普惠金融助力农业经济发展的作用相对较弱。

表8 共同富裕程度异质性回归结果

4 结论与建议

文章采用我国31个省份2011-2021年的面板数据,运用固定效应、门槛效应以及中介效应模型,实证探究了数字普惠金融如何促进农业经济发展。研究发现:①数字普惠金融能够显著助力农业经济发展,并且在稳健性检验下依旧成立,在分维度检验中数字化程度对农业经济的影响最大;②数字普惠金融能够通过农业技术创新促进农业经济发展,并且数字普惠金融作用农业经济发展存在单门槛效果,其突破门槛值后推动作用增强;③区域异质性下,在粮食产销平衡区和共同富裕第三、四梯队区域,数字普惠金融促进农业经济发展的作用更加明显。

基于以上研究结论,提出如下对策建议:①持续大力发展数字普惠金融,增加数字普惠金融的渗透性,拓宽数字普惠金融的覆盖广度,提高数字普惠金融的使用深度;加快农业地区数字化建设,提升金融资源分配效率;精准支持农业生产经营,积极创新数字普惠金融产品和服务,拓宽金融支持渠道等。②加大农业技术创新支持力度,增加对农机具、灌溉设备等的补贴,刺激农业技术创新;各地政府可以开发农业大数据平台,共享信息、共享技术,引导良性竞争和技术进步;培养农户数字普惠金融意识,改善创新理念,结合农业保险,培育新型经营农业主体;增加数字普惠金融和政府支持对农业高端技术的资金资助,促进农业技术创新,提高农业生产经营效率。③推进各地域差异化发展数字普惠金融,提供个性化数字普惠金融产品,推动数字化基础建设,减小金融排斥和可能存在的数字鸿沟;结合当地特色因地制宜,大力发展休闲农业、农产品电商等,鼓励金融机构和涉农企业共同打造适合当地的农业综合服务平台;政府政策及补贴支持可以适当向发展较缓慢的地区倾斜,促进区域协同发展推动共同富裕,更好地为数字普惠金融助力现代化农业经济发展服务。