數字普惠金融對農民收入的實證研究

袁曉棟

一、前言

金融發(fā)展和完善對農村發(fā)展不可或缺，普惠金融的發(fā)展促進了金融資源和服務向農村地區(qū)的流動，推進金融體系在農村地區(qū)的建設。近年來，隨著數字技術，助力了普惠金融的發(fā)展，形成了商業(yè)可持續(xù)性更強的數字普惠金融，而本文基于2011—2018 年我國30 個?。ㄊ校┑氖〖壝姘鍞祿捎霉潭ㄐＰ?，實證檢驗了數字普惠金融的發(fā)展有利于提高農民收入水平。但數字普惠金融對農民的增收效應在我國東部最強，中部最弱，存在地區(qū)差異。

二、研究背景及文獻綜述

（一）研究背景

隨著城鎮(zhèn)化進程的推進，人民生活水平提升，城鄉(xiāng)收入差距有所緩解，但我國農村居民人均可支配收入仍然較低。而影響農民收入水平的因素較多，其中教育水平、財政支農、金融資源和農業(yè)經營結構等因素相互干擾、相互影響，共同作用于農民收入水平。其中影響農民收入水平眾多短板中的一塊就是金融服務和資源的匱乏。在我國二元經濟結構的基礎上，由于資本的逐利性，就會導致金融資源更多地流向“安全”的城鎮(zhèn)地區(qū)，對于農村地區(qū)提供的金融服務和資源少之又少。普惠金融理念在2005 年由聯(lián)合國提出，通過放寬對貧困人群的信貸約束等方式，重新納入原來被排斥在外的貧困人民、小型企業(yè)等群體，讓所有人都可以享有滿足需求和價格合理的金融服務。近年來，在數字技術的助力下，數字普惠金融逐漸發(fā)展，和傳統(tǒng)普惠金融相比較，數字普惠金融提升了金融服務便捷程度，更易于展開，效率更高。同時節(jié)省金融服務成本，隨著農業(yè)農村現代化水平的提高和通信設備基礎設施的逐步完善，數字普惠金融在提升農村收入水平中起到重要作用。

（二）文獻綜述

本文對國內學者的部分文獻進行整理，首先梳理了傳統(tǒng)金融對農民收入的影響。其次，梳理部分學者關于數字普惠金融對農民收入的不同看法。

1.金融發(fā)展對農民收入的影響。通過梳理，學者通過金融發(fā)展對農民收入水平影響，大致持有有利的、不利的和非線性的三種觀點。劉玉春和修長柏（2013）基于32 年的面板數據，證明在農村地區(qū)，金融發(fā)展對提高農民收入效應水平為正。此外溫濤和冉光和（2005）實證檢驗了1952-2003 年農村金融發(fā)展反而強化了城鄉(xiāng)“二元結構”問題，農村金融發(fā)展對農民收入反而產生了負面效應。朱德莉（2014）基于1978 年至2013 年的數據，構造了協(xié)整檢驗和向量誤差校正模型，檢驗出傳統(tǒng)金融發(fā)展不利于農民收入水平地提高。而Greenwood and Jovanovic（1990）提出了著名的倒“U”型理論。認為進入金融市場是有門檻的，富人遠比窮人更容易享有所需的金融服務，在一定時期內貧富差距不會拉大。但隨著長期的發(fā)展，資本不斷積累，利率降低，窮人便有機會貸款，為增加窮人收入水平提供了可能，縮小貧富差距。

2.數字普惠金融對于農民收入的影響。何宜慶、王茂川等（2020）采用固定效應模型和門限模型等實證方法，基于2013—2018 年的省級面板數據，實證檢驗發(fā)現數字普惠金融的農民增收效應存在門檻效應且并非線性的。周利和張浩等（2021）從微觀視角出發(fā)，得出數字普惠金融的發(fā)展顯著降低居民貧困的發(fā)生，但減貧效應存在時滯性。金發(fā)奇和言珍等（2021）通過實證檢驗了2011—2018 年，數字普惠金融發(fā)展對貧困的減緩在不同地區(qū)效果不同，效率低，且效果并不顯著。陳慧卿和陳國生等（2021）基于2011 至2018 年的省級面板數據，實證檢驗了，即使在內生性存在的情況下數字普惠金融仍然具有減貧效應。且數字普惠金融對于貧困的減緩存在地區(qū)異質性，數字普惠金融的農民收入效應最大的地區(qū)是中部，而后依次是東部和西部。但總體差異不大。

三、數字普惠金融影響農民收入水平的相關理論分析

（一）基礎理論分析

金融排斥其含義是指金融機構為了盡可能地避免和控制金融風險，不斷的細分市場，將經濟狀況較差的群體撇除在服務群體外。在我國農村地區(qū)，因為征信系統(tǒng)不完備、缺少有效的資產抵押和農業(yè)生產不確定性等原因都在不同程度上阻礙了農村金融體系的建立，進而使得農村居民不能借助金融資源提高自己收入水平。而對于金融機構而言，過去因追求利潤、降低成本和規(guī)避風險等因素，只關注“重要”的客戶，而避開在農村地區(qū)提供金融服務。但隨著數字化發(fā)展水平不斷提高的今天，提供金融服務的成本已經大大降低，所有那些原本被放棄的客戶群體，疊加產生的總體效益不可忽視。

（二）影響機制

1.直接影響機制。農村地區(qū)由于資本密集度不高，整體信用環(huán)境差，被追逐利潤的金融機構出于風險和成本的考慮拒之門外，金融服務就產生了“門檻”。傳統(tǒng)金融機構將農村地區(qū)排除在金融服務范圍外，導致資源在城鄉(xiāng)居民中存在配置失衡，農村地區(qū)大量資源流入城市，產生馬太效應，城市和農村發(fā)展差距變大，金融服務的門檻效應也進一步加劇。數字技術的發(fā)展，使得不再需要高密度的營業(yè)廳和網點就可以讓我國基數巨大的農村居民可以享受到金融服務，門檻效應得以削弱。

2.間接影響機制。數字普惠金融會帶動地區(qū)經濟發(fā)展，整合資源，提高了資源使用效率，通過涓滴效應帶動農民收入水平。數字普惠金融擴大了服務階層，小微企業(yè)更容易獲得金融支持，進而擴大企業(yè)生產規(guī)模，這就會增加低收入群體就業(yè)的機會，進而推動其收入水平地提高。

四、數字普惠金融和農村收入水平現狀分析

（一）我國數字普惠金融發(fā)展水平分析

本文參考北京大學數字金融中心于2019 年4 月發(fā)布的關于數字普惠金融指數報告，從兩個方面對我國數字普惠金融發(fā)展水平進行分析。首先，如圖1 所示，相比較于2011 年，2018 年我國各?。ㄊ校┑臄底制栈萁鹑诎l(fā)展水平都有不同程度地提高。增幅最大的是西藏自治區(qū)，但由于西藏自治區(qū)的農村固定資產投資水平數據不可得，故本文只對除西藏外的其他30 個?。ㄊ校┻M行實證檢驗。增幅最低的是北京市和浙江省，這于2011 年北京市和浙江省的數字普惠金融就已經處于發(fā)展水平較高的地區(qū)，2011 年北京市和浙江省的數字普惠金融指數分別為79.41和77.39。其次，就2018 年我國各省普惠金融發(fā)展水平來看，中部地區(qū)仍然處于高發(fā)展水平地區(qū)，這與中部地區(qū)各省市網絡發(fā)展較快，數字化技術發(fā)展水平較高密不可分，西部地區(qū)和東部地區(qū)的發(fā)展水平差別不大。

圖1 數字普惠金融發(fā)展指數2018 年對2011 增長倍數

（二）我國農村居民人居可支配收入現狀

如圖2 所示，近幾年，我國城鎮(zhèn)居民和農村收入差距呈現縮小趨勢，但收入差距水平仍然比較大，農村居民人均可支配收入仍舊相對偏低。

圖2 1987-2020 年城鎮(zhèn)居民和農村居民可支配收入現狀

五、實證檢驗

（一）模型構建

本文主要研究數字普惠金融（fin）對農村居民收入水平（income）的影響，考慮到其他可能影響農民收入的影響，引入產業(yè)結構（first）、政府助農財政支持（exp）、農村人口（rural）和農村居民人均固定資產投資水平（rural_income）這四個控制變量，構建模型為：

其中，αi為常數項，β 為系數，∈u為隨機擾動項。

（二）變量的選取與數據來源

1.被解釋變量:農民收入水平（income）。本文參考陳丹和姚明明（2019），采用農村居民人均可支配收入作為衡量指標 。

2.解釋變量:數字普惠金融發(fā)展水平（fin）。本文參考《本北京大學數字普惠金融指數（2011—2018 年）》,該指數從使用深度、覆蓋廣度以及數字化程度這三個維度出發(fā)，涵蓋了保險、信貸和支付等業(yè)務。

3.控制變量:考慮到其他因素影響農民收入水平，本文參考馬思思、金占明（2018）對控制變量的選取，本文共選取產業(yè)結構（first）、政府助農財政支持（exp）、農民人口比重越低（rural）和農村村固定資產投資額（rural_ income）四個控制變量?？刂谱兞亢饬糠绞饺绫?所示。

表1 變量一覽表

4.數據來源。本文研究所用數據分別來自國家統(tǒng)計局網站和北京大學數字金融中心發(fā)布的指數報告，并且通過一定的計算得到。由于未能搜集到西藏自治區(qū)歷年的農村固定資產投資水平數據，所以本文基于2011—2018年我國其它30個省（市）的面板數據進行實證檢驗。

（三）描述性統(tǒng)計分析

本文所有變量都有240 個觀測值。由表2 可知，農村居民人均可支配收入最大值和最小值分別為30374.7 元和3909.37 元，高低差距較大，其平均水平為11453.97元。數字普惠金融指數平均水平為188.19。第一產業(yè)總產值與總產值之比的均值為9.66%。農村居民人口占總人口之比的平均水平為42.89%，農村居民人均固定資產投資最大值為5.81 億/萬，均值為0.203 億/萬。最后，在做實證檢驗前，為了減小誤差，對衡量農村居民可支配收入、數字普惠金融指數數據做取對數處理。

表2 所有變量的描述性統(tǒng)計

（四）回歸分析

通過hausman 檢驗，本文選擇固定效用模型，并對異方差和自相關進行修正。結果如表3 所示。所以，數字普惠金融對提升農民收入水平的影響顯著為正。

表3 固定效應模型、隨機效應模型和修正后的固定效應模型估計結果

（五）分地區(qū)回歸

由于數字普惠金融發(fā)展存在地區(qū)異質性，所以本文將30 省市按照東部、中部、西部分為三組，分別進行回歸檢驗，結果見表4。我國數字普惠金融的發(fā)展對于農民收入水平的增收效應在東部最顯著。得益于政策的支持和基礎設施的廣泛建立，在西部數字普惠金融對農民收入水平也產生了積極影響。

表4 :分地區(qū)回歸結果

六、結論及政策建議

通過本文的分析，實證檢驗了雖然數字普惠金融對農民收入增加效應存在正相關關系，但其對于提高農民收入的效應不大，且存在地區(qū)差異。本文提出以下政策建議：首先，政府應組織各相關機構人員，對于缺乏基礎金融知識的農村地區(qū)居民，進行通俗易懂的基礎金融知識培訓。讓農村居民了解到可以通過享有金融服務來提高自己的生活水平。其次，各地方政府應該根據各地經濟發(fā)展狀況以及各地居民的需求情況，制定清晰詳細的數字普惠金融發(fā)展計劃，讓農民可以明確找到適合自己的金融服務。最后，積極發(fā)揮數字普惠金融和優(yōu)化產業(yè)機構的等其他因素聯(lián)合發(fā)揮作用，充分利用現有的農村資源，根據各省的具體情況，制定數字普惠金融發(fā)展計劃。