數(shù)字普惠金融、農業(yè)技術創(chuàng)新與農業(yè)經濟發(fā)展

李娟娟

(新疆財經大學 金融學院,新疆 烏魯木齊 830000)

0 引言

黨的二十大報告指出,中國式現(xiàn)代化的特征之一是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化。實現(xiàn)共同富裕是一個長期的歷史過程,在推動共同富裕的現(xiàn)代化進程中,大力發(fā)展農業(yè)經濟是重中之重。長期以來,農業(yè)是我國的基礎性產業(yè),關系著國民經濟的未來。但由于近幾年城鎮(zhèn)化進程加快,導致農業(yè)生產勞動力不足、農業(yè)生產成本提高等,同時農業(yè)經濟發(fā)展本身存在生產效率低下、資源利用率低、地區(qū)發(fā)展不均衡、融資難與貴等問題,使我國的農業(yè)經濟發(fā)展較緩慢。數(shù)字普惠金融的大力發(fā)展,將有效緩解農業(yè)經濟發(fā)展存在的融資問題,有利于現(xiàn)代農業(yè)經濟發(fā)展。

學者們圍繞數(shù)字普惠金融與農業(yè)經濟發(fā)展展開了大量研究,目前主要形成了兩種不同的觀點:一種觀點認為,我國數(shù)字普惠金融發(fā)展還不完善,短期內對農業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展促進作用有限[1],且農戶金融意識較低,形成自我排斥,一定程度上阻礙了金融深入農村,滲入農業(yè)產業(yè)的發(fā)展,進而阻礙了農業(yè)經濟發(fā)展[2]。同時,部分農村地區(qū)基礎設施建設存在差異,可能造成不同地區(qū)數(shù)字鴻溝[3],馬太效應加劇,數(shù)字普惠金融的作用受到限制,不利于弱勢地區(qū)農業(yè)經濟的發(fā)展。另一種觀點認為,數(shù)字普惠金融的發(fā)展逐漸改變了傳統(tǒng)的信貸需求結構,便利了農戶的生產生活[4],在推動農業(yè)產業(yè)興旺發(fā)展的同時提高了農業(yè)產出,促進了農業(yè)經濟增長[5]。此外,數(shù)字普惠金融能夠降低交易成本、帶動農業(yè)改革[6],提高農業(yè)產業(yè)的資源集聚效應和規(guī)模效應[7],有效減緩部分地區(qū)的金融排斥[8],且隨著金融產品的創(chuàng)新和金融服務的多樣化,數(shù)字普惠金融逐漸成為緩解農業(yè)經濟發(fā)展信貸約束的重要工具,成為助推現(xiàn)代化農業(yè)經濟發(fā)展,實現(xiàn)共同富裕的新路徑。

基于上述分析,選取2011-2021年我國31個省份的面板數(shù)據(jù)建立回歸模型,進行實證分析,探討共同富裕目標下,數(shù)字普惠金融助力農業(yè)經濟發(fā)展的直接作用、間接機制以及門檻效應,最后進行總結并提出政策建議。

1 理論分析與研究假說

1.1 數(shù)字普惠金融與農業(yè)經濟發(fā)展

數(shù)字普惠金融是在普惠金融的基礎上與人工智能、云計算、大數(shù)據(jù)、5G等數(shù)字技術方式相結合產生的一種新的金融表現(xiàn)形式,在推進共同富裕的進程中,數(shù)字普惠金融憑借其自身特征,可以有效減輕金融排斥、助力農業(yè)經濟發(fā)展。其主要表現(xiàn)在3個方面:一是緩解信息不對稱,提高金融可得性。數(shù)字普惠金融憑借數(shù)字化平臺促進農地貸款方面的金融產品創(chuàng)新,減輕了農村地區(qū)信貸信息不對稱問題[9-10],同時通過數(shù)字技術精準支持農業(yè)生產的每一個環(huán)節(jié),助力農民更好地進行生產經營活動,推動農業(yè)轉型,從而促進農業(yè)經濟發(fā)展[11]。二是降低成本,緩解融資約束。隨著數(shù)字普惠金融的不斷發(fā)展,農業(yè)經濟發(fā)展所需的信貸服務獲取渠道更加便捷,獲取資金成本減少,有效緩解了農業(yè)經濟發(fā)展資金約束,打破了地方傳統(tǒng)金融排斥的壁壘[12],同時拉動金融市場競爭,發(fā)揮“鯰魚效應”,有效激勵當?shù)亟鹑跈C構支持農業(yè)生產,推動農業(yè)經濟發(fā)展[13]。三是改善基礎設施,增加規(guī)模效應。數(shù)字普惠金融的廣泛應用為農村基礎設施的完善提供支持[14],助推農業(yè)生產,產生經濟效應[15],拉動農業(yè)經濟增長。也有部分學者認為農村地區(qū)基礎設施建設存在差異,可能造成不同地區(qū)數(shù)字鴻溝[3],從而加劇馬太效應,不利于弱勢地區(qū)農業(yè)經濟的發(fā)展?；诖?本文提出如下假設:

假設H1:數(shù)字普惠金融可以助力農業(yè)經濟發(fā)展。

1.2 數(shù)字普惠金融、農業(yè)技術創(chuàng)新與農業(yè)經濟發(fā)展

熊彼特創(chuàng)新理論認為,技術創(chuàng)新是現(xiàn)代經濟的一般特征及其發(fā)展的社會推動力。隨著共同富裕目標的推進,在數(shù)字普惠金融的支持下,農業(yè)技術發(fā)展迅猛,大力助推了農業(yè)經濟發(fā)展。其主要表現(xiàn)在3個方面:一是大量企業(yè)在數(shù)字普惠金融的助力下能夠更好地確定技術創(chuàng)新發(fā)展路徑,加強技術創(chuàng)新向農村地區(qū)溢出[18],提升農戶對數(shù)字普惠金融的了解,使之參與農業(yè)生產環(huán)節(jié),形成農業(yè)規(guī)模經營。二是數(shù)字普惠金融為農產品研發(fā)、加購新型農業(yè)機械等提供資金支持,促使農業(yè)轉型,形成會展農業(yè)、生態(tài)農業(yè)等新型農業(yè)[16]。三是數(shù)字普惠金融為農業(yè)技術創(chuàng)新提供了一個寬松的金融環(huán)境,催生出更多符合生產力發(fā)展水平的農業(yè)技術,加速了技術創(chuàng)新活動要素在空間的流動,從而推動了農業(yè)經濟的發(fā)展?；诖?本文提出如下假設:

假設H2:數(shù)字普惠金融通過促進農業(yè)技術創(chuàng)新助力農業(yè)經濟發(fā)展。

1.3 數(shù)字普惠金融助推農業(yè)經濟發(fā)展的門檻作用

在共同富裕背景下,農村地區(qū)依然存在因信息不對稱、地理位置約束、數(shù)字技術落后等因素引起的農業(yè)經濟發(fā)展不均衡現(xiàn)象,因此長期處在動態(tài)發(fā)展變化中的數(shù)字普惠金融對農業(yè)經濟發(fā)展呈現(xiàn)顯著的區(qū)域差異性,即門檻特征。非完全競爭理論中金融市場門檻理論指出,當金融規(guī)模低于某個門檻值時表現(xiàn)為“金融排斥效應”,當金融規(guī)模高于某個門檻值時表現(xiàn)為“金融促進效應”,即金融對農業(yè)經濟的發(fā)展存在“門檻效應”[17],數(shù)字普惠金融對農業(yè)低碳的發(fā)展也存在自身雙門檻效應[19],并且大多是利好表現(xiàn)?；诖?本文提出如下假設:

假設H3:數(shù)字普惠金融助力農業(yè)經濟發(fā)展時存在自身門檻效應。

2 研究設計

2.1 數(shù)據(jù)來源

文章選取2011-2021年我國31個省份的面板數(shù)據(jù)作為樣本,數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網站、地方統(tǒng)計局網站、《北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)(2011—2021)》《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國互聯(lián)網絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》《中國專利數(shù)據(jù)庫》《中國科技統(tǒng)計年鑒》以及農業(yè)部植物新品種保護辦公室等。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量

農業(yè)經濟發(fā)展(lnGap)。參考現(xiàn)有文獻,農業(yè)經濟發(fā)展的測度尚未形成統(tǒng)一標準,因此本文根據(jù)相關研究從農業(yè)經濟總量、農業(yè)經濟效益以及農業(yè)經濟結構出發(fā),以變異系數(shù)法構建指標以期科學全面地反映我國農業(yè)經濟發(fā)展水平。采用農林牧漁業(yè)總產值、農林牧漁業(yè)固定資產投資兩個指標表示農業(yè)經濟總量,衡量農業(yè)經濟發(fā)展規(guī)模;采用人均農林牧漁業(yè)生產總值表示農業(yè)經營效益,衡量農民數(shù)量和農業(yè)經濟增長兩者的關系;采用農林牧漁業(yè)分別占農林牧漁業(yè)總產值的比例表示農業(yè)經濟結構,衡量農業(yè)經濟增長以及農業(yè)細分行業(yè)下農業(yè)經濟增長的結構變化。

2.2.2 解釋變量

數(shù)字普惠金融(Df)。采用北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)作為核心解釋變量。該指數(shù)由螞蟻金融和北京大學數(shù)字金融研究中心聯(lián)合構建,可以權威的展現(xiàn)數(shù)字普惠金融的發(fā)展,該指數(shù)包含3個一級指標:覆蓋廣度(Cov)、使用深度(Usa)、數(shù)字化程度(Pay)。

2.2.3 控制變量

采用大多數(shù)學者認可的影響農業(yè)經濟發(fā)展的因素作為控制變量,具體包括政府干預水平(Fs),隨著財政資金對第一產業(yè)的投資力度加大,促使農業(yè)生產力提高,從而推動農業(yè)經濟發(fā)展;產業(yè)結構(Is),產業(yè)結構的優(yōu)化升級,便于單一農業(yè)經濟和生產要素的風險轉移,從而刺激農業(yè)經濟發(fā)展;人力資本水平(lnEdu),大力引進高質量數(shù)字人才,有利于農業(yè)機械化水平提升,從而促進農業(yè)經濟迅速發(fā)展;農地規(guī)模經營程度(lnAgr),農地規(guī)模經營程度的增加有利于提高農業(yè)生產效率,推動現(xiàn)代化農業(yè)經濟的發(fā)展。

2.2.4 中介變量

農業(yè)技術創(chuàng)新(lnLnn)。參考現(xiàn)有文獻,采用農業(yè)技術專利、農業(yè)植物新品種、農業(yè)機械總動力3個指標作為中介變量,衡量農業(yè)技術創(chuàng)新水平。具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

2.3 模型構建

首先,本文以數(shù)字普惠金融(Df)作為解釋變量,農業(yè)經濟發(fā)展(lnGap)作為被解釋變量構建基準回歸模型(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年的農業(yè)經濟發(fā)展水平,Dfit表示i省第t年的數(shù)字普惠金融,Controlijt表示一系列控制變量,εit為隨機擾動項。

其次,在式(1)中引入農業(yè)技術創(chuàng)新(lnInn)作為中介變量構建中介效應模型:

lnInnit=γ0+γ1Dfit+∑Controlijt+μit

(2)

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

(3)

其中, lnInnit表示i省第t年的農業(yè)技術創(chuàng)新水平,其他變量與前文同。

最后以數(shù)字普惠金融(Df)為門檻變量構建門檻效應模型:

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

(4)

其中,I(·)為示性函數(shù),其他變量與前文同。

3 實證分析

3.1 基準回歸

通過豪斯曼檢驗,本文選用固定效應模型,具體結果如表2所示,其中第(1)、(2)列分別為無添加控制變量和核心解釋變量數(shù)字普惠金融的回歸結果,第(3)、(4)、(5)列分別為數(shù)字普惠金融的3個分維度覆蓋廣度、使用深度以及數(shù)字化程度的回歸結果。由表2可知,數(shù)字普惠金融以及分維度估計結果均在1%的水平下顯著為正,表明數(shù)字普惠金融可以推動農業(yè)經濟發(fā)展,假說H1得到驗證。其中數(shù)字化程度對農業(yè)經濟發(fā)展的影響較大,可能是隨著科技的發(fā)展,農戶的數(shù)字普惠金融知識提升,農業(yè)地區(qū)數(shù)字基礎設施建設日益完善,金融數(shù)字化服務水平也逐漸提高,大力促進了現(xiàn)代農業(yè)經濟發(fā)展。農地規(guī)模經營程度、政府干預水平、人力資本水平的估計結果也均在1%的水平下顯著為正,表明這三者均能正向推動農業(yè)經濟發(fā)展;產業(yè)結構估計結果不顯著,可能是產業(yè)結構的優(yōu)化升級程度不理想,不能有效轉移農業(yè)經濟生產要素的風險,未能刺激農業(yè)經濟的發(fā)展。

3.2 中介效應回歸

本文以農業(yè)技術創(chuàng)新為中介變量,探討數(shù)字普惠金融對農業(yè)經濟發(fā)展的傳導機制,回歸結果如表3所示,第(2)列數(shù)字普惠金融對農業(yè)技術創(chuàng)新在1%的水平下顯著,說明數(shù)字普惠金融可以促進農業(yè)技術創(chuàng)新;第(3)列數(shù)字普惠金融和農業(yè)技術創(chuàng)新對農業(yè)經濟發(fā)展在1%的水平下顯著為正,但系數(shù)有所減少,說明農業(yè)技術創(chuàng)新在數(shù)字普惠金融影響農業(yè)經濟發(fā)展中起到部分中介效應,假說H2得到驗證。數(shù)字普惠金融有效降低了創(chuàng)新成本,使農業(yè)技術的投入資金得到精準支持,加速了技術創(chuàng)新活動要素在空間上的流動,大力提升了農戶從事農業(yè)生產的積極性,助力了農業(yè)經濟的發(fā)展。

表2 基準回歸結果

表3 中介效應回歸結果

3.3 面板門檻檢驗

不同地區(qū)不同時期數(shù)字普惠金融的發(fā)展水平存在差異,導致數(shù)字普惠金融對不同地區(qū)不同時期農業(yè)經濟發(fā)展的效果不同,可能存在自身門檻效應。因此本文將核心解釋變量數(shù)字普惠金融設為門檻變量,利用Bootstrap方法,進行重復自舉抽樣300次,對門檻變量做面板門檻檢驗。檢驗結果如表4所示,其中,三門檻和雙門檻的F統(tǒng)計量的p值不顯著,均未能夠拒絕原假設,但在單門檻檢驗中,F統(tǒng)計量在1%的顯著性水平下拒絕了無門檻的原假設,表明數(shù)字普惠金融對農業(yè)經濟發(fā)展存在單一門檻,H3得到驗證。門檻值為2.350 0,95%置信區(qū)間為[2.3050,2.4000]。

進行門檻回歸,回歸結果如表5所示,數(shù)字普惠金融對農業(yè)經濟發(fā)展在1%的水平下顯著,表明在各門檻區(qū)間數(shù)字普惠金融對農業(yè)經濟發(fā)展均具有促進作用。當數(shù)字普惠金融≤2.350 0、數(shù)字普惠金融≥2.350 0時,影響系數(shù)顯著為正,分別為0.178和0.229,表示數(shù)字普惠金融每提高一個單位,農業(yè)經濟發(fā)展相應提高17.8%和22.9%,并且存在跨過門檻值之后影響越來越強的趨勢,說明隨著數(shù)字普惠金融的發(fā)展,其對農業(yè)經濟發(fā)展的作用也越強。表明長期發(fā)展數(shù)字普惠金融能夠促進農業(yè)經濟發(fā)展。

表4 門檻效應檢驗

3.4 穩(wěn)健性及內生性檢驗

本文的穩(wěn)健性檢驗選擇通過替換被解釋變量的方法來驗證,在基準回歸的基礎上,參考黃紅光等[2]的做法,用糧食總產值(lnFop)替換被解釋變量,然后對基準模型重新進行估計,具體結果如表6第(1)、(2)列所示,加入控制變量之后,數(shù)字普惠金融對農業(yè)經濟發(fā)展的估計結果依舊在1%的水平上顯著為正,進一步驗證了本文的結論是穩(wěn)健的。

表5 門檻回歸結果

為減輕內生性問題所產生的估計偏誤,本文采取核心解釋變量滯后一期的方法,將數(shù)字普惠金融滯后一期后再進行回歸,回歸結果如表6第(3)列所示,其滯后一期的回歸系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為正,表明數(shù)字普惠金融能夠推動農業(yè)經濟發(fā)展,再一次證明基準回歸結果具有穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性及內生性檢驗

3.5 異質性分析

3.5.1 基于農業(yè)功能劃分的異質性

糧食是農業(yè)經濟發(fā)展中非常重要的部分,由于區(qū)域差異,各省份的糧食產銷能力存在顯著差異,因此本文根據(jù)糧食流通體制改革劃分將31個省份分為糧食主產區(qū)、糧食產銷平衡區(qū)和糧食主銷區(qū)進行異質性分析。糧食主產區(qū)包括吉林、黑龍江、遼寧、內蒙古、江蘇、山東、河北、河南、江西、安徽、四川、湖北和湖南共13個省份;產銷平衡區(qū)包括寧夏、山西、青海、甘肅、西藏、云南、重慶、貴州、廣西、陜西和新疆共11個省份;主銷區(qū)包括北京、上海、天津、浙江、海南、福建和廣東共7個省份。回歸結果如表7所示,列(1)、(2)、(3)分別為糧食主產區(qū)、主銷區(qū)和產銷平衡區(qū)?？梢园l(fā)現(xiàn),三大區(qū)域的系數(shù)在1%的水平上均顯著為正,說明區(qū)域異質性下,數(shù)字普惠金融依舊可以促進農業(yè)經濟發(fā)展。其中,產銷平衡區(qū)的數(shù)字普惠金融助力農業(yè)經濟發(fā)展的效果最好,原因可能是在國家政策大力支持下,數(shù)字普惠金融可以為糧食生產提供一定的資金保障,有效抵御了農戶生產資金不足的風險,提高了農戶生產積極性,從而提高了自給率。同時在數(shù)字普惠金融的支持下,拓寬了農產品銷售的渠道及方式,不僅維持了產銷平衡,還形成了良性循環(huán),更加促進整體區(qū)域農業(yè)經濟的發(fā)展。主銷區(qū)影響較小,可能是主銷區(qū)主要是以工業(yè)化和城鎮(zhèn)化為主導,自給率低,即使是有數(shù)字普惠金融對農業(yè)技術研發(fā)創(chuàng)新資金的加持,以及本區(qū)內較大的消費需求,也無法較好地突破自身農地較少的制約,因而致使其影響效果較小。

表7 農業(yè)功能區(qū)異質性回歸結果

3.5.2 基于共同富裕程度劃分的異質性

根據(jù)孫豪等[20]共同富裕指數(shù)的劃分標準,將30個省份(不包括西藏)劃分為4個梯隊。第一梯隊是共同富裕程度相對較高的3個直轄市(上海、北京、天津);第二梯隊是富裕程度相對均衡的3個經濟大省(浙江、江蘇、山東);第三梯隊包括河北、山西、遼寧、吉林、黑龍江、安徽、福建、江西、河南、湖北、湖南、廣西、重慶、四川、陜西共15個省;第四梯隊包括內蒙、廣東、海南、貴州、云南、甘肅、青海、寧夏、新疆共9個省。回歸結果如表8所示,列(1)、(2)、(3)、(4)分別為第一、第二、第三、第四梯隊?？梢钥闯?不同梯隊估計結果在1%的水平上均顯著為正,表明不同共同富裕程度下的數(shù)字普惠金融均能夠促進農業(yè)經濟發(fā)展。其中,第三梯隊和第四梯隊的數(shù)字普惠金融助力農業(yè)經濟發(fā)展的作用較強,第一梯隊和第二梯隊作用較弱。原因可能是第三、四梯隊區(qū)域的城市共同富裕程度相對較低,政府及數(shù)字普惠金融可發(fā)揮的空間較大,所以其支持力度大,又因其區(qū)位優(yōu)勢等可發(fā)展農業(yè)產業(yè),也為數(shù)字普惠金融賦能農業(yè)經濟發(fā)展提供了更多的機遇。而第一、二梯隊是共同富裕程度較高的經濟大省,即使數(shù)字普惠金融的基礎設施比較完善,居民的金融素養(yǎng)較高,但農業(yè)產業(yè)不是其經濟發(fā)展的主要方向,因此數(shù)字普惠金融助力農業(yè)經濟發(fā)展的作用相對較弱。

表8 共同富裕程度異質性回歸結果

4 結論與建議

文章采用我國31個省份2011-2021年的面板數(shù)據(jù),運用固定效應、門檻效應以及中介效應模型,實證探究了數(shù)字普惠金融如何促進農業(yè)經濟發(fā)展。研究發(fā)現(xiàn):①數(shù)字普惠金融能夠顯著助力農業(yè)經濟發(fā)展,并且在穩(wěn)健性檢驗下依舊成立,在分維度檢驗中數(shù)字化程度對農業(yè)經濟的影響最大;②數(shù)字普惠金融能夠通過農業(yè)技術創(chuàng)新促進農業(yè)經濟發(fā)展,并且數(shù)字普惠金融作用農業(yè)經濟發(fā)展存在單門檻效果,其突破門檻值后推動作用增強;③區(qū)域異質性下,在糧食產銷平衡區(qū)和共同富裕第三、四梯隊區(qū)域,數(shù)字普惠金融促進農業(yè)經濟發(fā)展的作用更加明顯。

基于以上研究結論,提出如下對策建議:①持續(xù)大力發(fā)展數(shù)字普惠金融,增加數(shù)字普惠金融的滲透性,拓寬數(shù)字普惠金融的覆蓋廣度,提高數(shù)字普惠金融的使用深度;加快農業(yè)地區(qū)數(shù)字化建設,提升金融資源分配效率;精準支持農業(yè)生產經營,積極創(chuàng)新數(shù)字普惠金融產品和服務,拓寬金融支持渠道等。②加大農業(yè)技術創(chuàng)新支持力度,增加對農機具、灌溉設備等的補貼,刺激農業(yè)技術創(chuàng)新;各地政府可以開發(fā)農業(yè)大數(shù)據(jù)平臺,共享信息、共享技術,引導良性競爭和技術進步;培養(yǎng)農戶數(shù)字普惠金融意識,改善創(chuàng)新理念,結合農業(yè)保險,培育新型經營農業(yè)主體;增加數(shù)字普惠金融和政府支持對農業(yè)高端技術的資金資助,促進農業(yè)技術創(chuàng)新,提高農業(yè)生產經營效率。③推進各地域差異化發(fā)展數(shù)字普惠金融,提供個性化數(shù)字普惠金融產品,推動數(shù)字化基礎建設,減小金融排斥和可能存在的數(shù)字鴻溝;結合當?shù)靥厣虻刂埔?大力發(fā)展休閑農業(yè)、農產品電商等,鼓勵金融機構和涉農企業(yè)共同打造適合當?shù)氐霓r業(yè)綜合服務平臺;政府政策及補貼支持可以適當向發(fā)展較緩慢的地區(qū)傾斜,促進區(qū)域協(xié)同發(fā)展推動共同富裕,更好地為數(shù)字普惠金融助力現(xiàn)代化農業(yè)經濟發(fā)展服務。