数字普惠金融助推农业现代化的空间效应及门槛效应分析
2023-02-04张春玲李安娜
张春玲,李安娜
(1.燕山大学 经济管理学院，河北 秦皇岛 066004；2.河北大学 共同富裕研究中心，河北 保定 071000)
一、 引言
农业是我国国民经济的基础，我国中央一号文件连续十九年聚焦“三农”问题，十九大报告中部署乡村战略时提到要坚持优先农业农村发展，积极推动农业农村现代化发展。2022年中央一号文件指出要强化现代农业的基础支撑。农业现代化是社会主义现代化强国建设过程中的关键性一步，也是目前面对新发展阶段下发展不平衡和推进乡村振兴战略的重要落脚点，习近平总书记在东北考察时指出“中国现代化离不开农业现代化”，将农业作为特定产业实现现代化进程的核心要义是转变现有农村生产方式，增强农业科技支持[1]和物质资源支撑。在现代化进程中，支撑农产品深加工产业等建设需要耗用大量金融资源，农村产业发展和农业产业链利益分配需要乡村企业、个体农户、农村合作社等各方主体参与，这就衍生出了巨大的金融需求。但金融改革过程中，农村地区金融风险高、收益小，导致对农村金融的支持相对薄弱，农村地区金融供给不足。
随着数字技术的不断成熟以及普惠金融的兴起，金融服务更深入惠及农村地区，有效缓解了农村金融发展的困境。“数字普惠金融”的概念来自于G20峰会发布的GPFI白皮书[2]，其中指出数字普惠金融以新型数字技术为依托，可以对金融服务匮乏的群体提供有效的金融支持。其技术上的优势，使得农村和贫困地区在生产交易过程中拥有更低的交易成本和更便捷的金融服务，以公平合理的方式促进农村经济包容性增长[3]和绿色经济发展，增强对农村金融风险掌控。数字普惠金融有效改善了区域间金融资源的配置不平衡问题，将资源向发展较为缓慢的农业倾斜，促进农业良好发展。那么基于此数字普惠金融能否在一定程度上促进农业现代化？如果存在促进作用，数字普惠金融影响农业现代化发展是否存在空间溢出效应呢？影响是否与地区经济发展水平有关，存在门槛效应？基于上述问题，本文利用实证模型探讨数字普惠金融对农业现代化影响的空间效应和门槛效应。
二、 文献综述
农村金融由于其复杂多样的需求特点，一直以来成为传统金融服务的困扰，数字技术的出现促进传统金融服务模式的转变，推动普惠金融在包容性和服务效率的不断提升[4-5]。数字普惠金融的出现，有效缓解了农村地区的相对贫困[6]，不断满足农户特殊的融资需求，同时有效解决了信息不对称等对农村金融的困扰[7]，逐渐转变了农业现代化生产方式[8]。
数字普惠金融在区域空间发展方面存在明显区域差异[9]，但这种不均衡状况总体呈现下降趋势[10-11]，另外，数字普惠金融在空间分布中存在溢出效应，总体呈现“正向集聚”[12]。同时数字普惠金融在对农民可支配收入[13]、农村居民消费[14]、农业机械化水平[15]影响方面也呈现空间分布效应。
数字普惠金融在发展过程中，部分地区在区域、时间范围方面呈现非线性跨越性发展[16]。在将涵盖广度和数字化发展程度设置为门槛变量后，可以清晰地看出在产业升级过程中，数字普惠金融的促进影响呈现非线性相关关系[17]。覆盖广度和数字化程度达到一定水平时对缩小城乡居民收入差距的效果更加显著[18]。数字普惠金融在促进农村居民消费时，与第一产业占比情况息息相关，在第一产业占比达到门槛值时，促进作用更为明显[19]。
十九大报告提出实施乡村振兴战略，加快推进农业农村现代化，农业现代化是农业农村现代化的底层基础[20]。我国各省域农业现代化发展过程中存在低质同构化与正向空间相关性[21]，在时空角度呈现同类集聚现象，但“空心”和“极化”现象在高值和低值邻接区域较为明显[22]。科学技术进步和制度创新完善是实现农业现代化的基础保证，信息生产力已经逐渐成为新动力[23]。数字普惠金融依托互联网创新科技助力农业技术创新，改善小农户多方面发展弱势以及异质性分化的现象[24]，有效推动了农业现代化的发展。
从相关文献可以看出，数字普惠金融在自身分布与促进相关农业领域发展方面都存在一定的空间效应和门槛效应，但现有研究并未将研究对象聚焦数字普惠金融对农业现代化发展的影响上，农业现代化作为我国现代化进程以及农业发展的重要组成部分，研究其促进机制必不可少，本文从空间视角将研究对象扩展到农业现代化领域，并有效结合数字普惠金融，在提高数字普惠金融促进农业现代化的靶向性发展上具有深刻意义。
三、 理论分析与假设
(一) 空间溢出效应
沃尔多·托布勒教授提出地理第一定律，指出所有事物都不是单一存在的个体，个体间都相互链接，存在相关关系。在空间作用的角度，各类要素可以打破地理空间的限制，在区域间进行流动。在初期发展过程中，地理因素决定了经济、金融资源的集聚，拥有较多经济、金融资源的地区凭借区位竞争优势，形成非均衡的发展状态，这使得金融发展存在空间差异。随着经济社会的不断发展，金融资源不断饱和，边际效应递减规律使得各种金融资源向能带来更大效益的地区和行业流动，而此时在技术、经济外溢效应的作用下，发展缓慢的地区和行业得到更多助力，尤其是贫困地区和发展较为落后的农业领域。
数字普惠金融作用于农业现代化的空间溢出效应机理，主要可以从两个方面阐述：技术创新溢出效应和区域间经济溢出效应。由于现代社会网络连通的特性，数字普惠金融可以依托技术创新溢出效应作用于周边地区，不同地区间合作得到加强，相互借鉴发展经验，从而引起相邻地区农业现代化的发展。金融服务有助于农业资源的优化配置，数字普惠金融可以促进农业资源公平分配。这得益于区域间的经济溢出效应，一个地区的经济发展水平是影响地区资源配置的重要因素，良好的经济基础是丰富本地区农业资源的基石，而这些丰富的农业资源在区域联动的作用下不断进行置换流通，从而影响周边地区的农业现代化水平，最终实现空间溢出作用。所以基于数字普惠金融发展的空间影响以及功能性作用，本文提出假设：
H1：数字普惠金融与农业现代化水平存在空间相关性，二者具有空间溢出效应。
(二) 门槛效应
数字普惠金融基于数字技术将金融服务扩展到人们日常生活的各个方面。其广泛普及需要网络技术等基础建设，而这与地区社会经济的支持密不可分，所以在经济较发达地区，其发展更加高效。数字普惠金融依托经济增长可以有效实现人力资本的提升，助力农村金融全面发展，提升资源配置效率，最终影响农业现代化发展水平。这种影响的边际效用在经济发展的不同阶段可能存在差异，在社会经济发展较好时，数字普惠金融产生的正向外部效应可能对支持农业现代化发展的影响更强。基于此，数字普惠金融在影响农业现代化水平方面可能存在“门槛”特征，所以提出假设：
H2：在经济发展不同水平下，数字普惠金融对农业现代化的影响存在门槛效应。
四、 变量选取、数据来源及模型构建
(一) 指标选取
1.因变量。农业现代化水平(am)。国内学者多建立多指标体系进行测度，本文从农业生产投入等四个角度[25-26]进行分析，如表1所示。
表1 农业现代化评价指标体系
为避免主观臆断对实证研究带来的偏差，本文利用熵值法计算各指标权重及综合因子得分，最终得到各省2011—2019年农业现代化指数。根据测度结果，总体来看沿海和发达省市农业现代化发展相对较好，四川省、海南省农业现代化水平发展迅速。
2. 核心自变量。数字普惠金融指数(df)。本文采用北京大学数字普惠金融指数衡量数字普惠金融发展水平。选取2019年农业现代化水平和数字普惠金融指数排序(见表2)。
表2 2019年农业现代化和数字普惠金融发展情况
3. 控制变量。为防止其他相关因素对解释变量的影响，本文选取全要素生产率(tfp)、教育支持力度(edu)、财政支农水平(fsa)、地方农业发展水平(lod)和地方农村从业水平(pra)作为控制变量，其中部分变量在实证中作对数处理。同时以各地区人均GDP的对数作为各地区经济发展水平测量的指标。具体测算如表3所示。
表3 控制变量测算方法
(二) 数据来源
本文数据来自《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》以及《北京大学数字普惠金融指数》。选取我国31个省市自治区(不含港澳台)2011—2019年的样本观测值。
(三) 模型构建
1. 空间自相关模型
全局莫兰指数(Moran’s I)。全局莫兰指数的数值整体区间介于1和-1之间，正数表示存在正向空间相关关系，负数表示存在负空间相关关系，反映了两个变量之间的关联度，其公式为：
(1)
2. 空间权重矩阵
进行空间计量的首要步骤是有效测量区域之间的距离来构建空间权重矩阵(wij)。基于地理学第一定律，彼此间相互联系的个体，其影响程度会被空间距离所影响。本文选择地理距离倒数作为空间权重，认为空间的影响效应与地理距离相关：
权重在设定过程中，对于空间截面距离的选取成为重要因素。最终构建空间反距离权重，如公式：
本文选择空间地理距离的反距离权重矩阵进行相关研究，其中i和j为各省市自治区，构建权重矩阵为：
3. 空间面板模型
考虑可能存在的空间效应，构建空间面板模型：
Ui=λWμi+εi
(8)
其中，yit表示i区域在t年农业现代化水平，即被解释变量；xit表示在t年i地区的数字普惠金融水平，即核心解释变量;控制变量为Xit；σ为农业现代化水平空间自回归系数；φ为数字普惠金融指数空间自回归系数；β表示数字普惠金融指数回归系数；λ为空间误差回归系数。
(1) 若σ≠0，φ≠0，λ=0，则需要考虑不同地区农业现代化发展影响，不同地区数字普惠金融发展对农业现代化水平存在影响效应，此时应当选择空间杜宾模型(SDM)。
(2) 若σ=0，λ≠0，应当考虑控制变量对于农业现代化的空间效应影响，此时应当选择空间误差模型(SEM)。
(3) 若σ≠0，φ≠0，相邻地区农业现代化水平对本地区农业现代化水平存在影响，应当选择空间滞后模型(SLM)。
4. 面板门槛模型
采用面板门槛模型来测度数字普惠金融水平对农业现代化发展可能存在的非线性相关关系，设置门槛变量为经济水平，研究数字普惠金融水平对农业现代化的非线性效应。具体模型如下：
其中qit为门槛变量，即各地区的经济发展水平；βi是门槛所依赖的变量的估计系数。
五、 实证结果与分析
(一) 空间相关性检验
1. 全局莫兰指数
如表4所示，2011—2019年，农业现代化和数字普惠金融的莫兰指数存在一定的波动，但是均为正值且显著，说明二者均存在显著的空间正相关，表现为高水平省份的集聚，空间的依赖性较为稳定。结果显示具有较高的空间相关性，可以选择空间计量模型。
表4 农业现代化和数字普惠金融的全局莫兰指数
2. 局部莫兰指数
选取2019年数据，绘制莫兰值散点图。由图1可见，浙江、山东、北京、河北等地区处于第一象限，农业现代化水平发展较快，呈现高值与高值的聚集；西藏、宁夏、甘肃等地区处于第三象限，整体农业现代化的发展水平较慢。数字普惠金融指数方面：山东、福建、江苏等地区处于第一象限，数字普惠金融发展迅速，西藏、青海等地区处于第三象限，发展较为缓慢，呈现低值与低值的集聚。从莫兰值散点图来看，农业现代化和数字普惠金融均呈现较为稳定的空间正相关关系。
图1 2019年农业现代化水平和数字普惠金融莫兰值散点图
(二) 空间计量模型的选择
根据空间相关性检验，农业现代化水平和数字普惠金融指数均存在空间正相关，因此可以使用空间面板计量模型。在模型的选择过程中，第一步是进行LM检验，检验结果见表5。
表5 LM检验统计量及显著性
根据LM检验，四个检验均拒绝原假设，样本具有空间滞后效应和空间误差自相关效应双重效应，所以初步判定选择空间杜宾模型。然后进行Hausman检验，指标为35.97，P值显著小于1%，选择固定效应。
对样本进行LR检验，根据表6结果显示，指标值为26.38和23.48，在1%的显著性水平上拒绝原假设，最终确定选择双固定效应的空间杜宾模型。
(三) 空间杜宾模型回归结果分析
根据双固定效应模型回归结果(表6)，df在5%的显著性水平下通过检验且值为正数，说明数字普惠金融发展对农业现代化水平具有正向的促进效果，同时，W×df系数为正，在5%的显著性水平下通过检验，证明在时间和空间的维度上，相邻地区数字普惠金融发展可以正向影响本地区农业现代化水平，即数字普惠金融对农业现代化水平具有显著空间溢出效应。此外，财政支农水平(fsa)和农村从业水平(pra)对农业现代化水平均存在显著正向促进作用和正向空间溢出效应，所以增强财政支持与人才储备对促进农业现代化具有显著效果。
进一步分析其影响，三个模型下的直接效应、间接效应和总效应如表7所示。在时空双固定效应模型下，在5%显著性水平下，影响的总效应显著，在整体水平上，数字普惠金融在本地区1%的发展会促进自身农业现代化正向发展0.002 9%。间接效应系数为0.002 3，表示本地区数字普惠金融1%的变化会引起相邻省市自治区农业现代化水平同方向0.002 3%的变化。数字普惠金融不仅影响本地区农业现代化水平，还会对临近地区产生影响，数字普惠金融对农业现代化水平具有正向的空间溢出效应。基于此，假设H1得到验证。分析原因，可能数字普惠金融在促进自身农业现代化高效发展的过程中会引起相邻区域效仿以及技术、资源、人才等方面的引进，同时提升区域间横向或者纵向的合作，优化整合农业产业链条，提升规模经济的持续发展，从而对相邻地区农业现代化程度产生影响。
表6 LR检验回归结果
表7 直接效应、间接效应和总效应分析
(四) 门槛效应分析
数字普惠金融发展可以促进我国农业现代化水平，但正向的推动作用在经济发展到一定程度时才可能显著，即可能存在“门槛效应”，本文对该地区人均GDP做对数处理以代表该地区经济发展水平，进行门槛效应检验，检验结果如表8所示。
表8 门槛检验结果
由上表可知，模型存在两个门槛值，门槛估计结果如表9所示：
表9 门槛估计结果
在门槛模型原理中，门槛估计值是似然统计量LR趋向0时所对应的γ值，图2为门槛估计值的似然比函数图。得到门槛值的同时，具体回归结果如表10所示。
注： 两个图依次为门槛值9.883、11.23的估计结果
表10 面板门槛模型参数估计结果
根据估计结果，门槛变量为lnGDP，当经济发展水平较低时 (lnGDP<9.883)，数字普惠金融对农业现代化的影响系数为0.0312；经济水平发展到一定程度(9.883
(五) 区域异质性分析
我国地域辽阔，造成我国各省在地理区位上存在巨大差异，资源禀赋也有着很大的不同。各省市依托自身资源的不同，在经济发展以及助力数字普惠金融等方面存在参差。本文综合经济的地理区位影响，以平均GDP为划分标准，将我国31个省市自治区分为三个部分①，分别为经济发达地区、经济发展中等地区以及经济落后地区，利用空间杜宾固定模型，回归分析结果如表11所示：
表11 区域异质性分析结果
分析结果可知：在直接效应方面，经济发达地区影响显著为正，这与前文分析结果一致，在经济发展中等地区和落后地区，影响不显著，原因可能是数字普惠金融的建设依托经济的发展，同时由于农业现代化的金融供给有成本高收益小的特点，在经济达到一定水平时，依托数字普惠金融发展将金融资源转向农业现代化发展的效果才能显现。在间接效应和总效应方面，经济发达地区与发展中地区影响均显著为负，原因可能是当经济发展到一定水平时，可能出现金融聚集的极化，虹吸效应不断加强，从而导致对周边地区农业现代化发展的不利影响。整个经济落后地区影响效果均不明显，可能是因为“数字鸿沟”问题在经济不发达地区依然严峻。
(六) 稳健性检验
为了验证数字普惠金融对农业现代化水平影响的有效性，进行相关稳健性检验。选取农业生产要素投入、产出和可持续发展水平等重要指标，对农业现代化进行重新测度，进行空间计量；同时考虑数字普惠金融作用于农业现代化的内生性问题，采用GMM模型进行检验，检验结果如表12所示：
根据两种检验结果，数字普惠金融对农业现代化水平影响与方向与前文实证回归结果一致，所以上述实证结果可靠且具有较强的稳健性。
表12 稳健性检验
六、 结论与政策建议
(一) 结论
本文选取我国31个省自治区直辖市2011—2019年面板数据对相关指标进行测度，使用空间自相关模型来验证分析我国各省自治区直辖市农业现代化和数字普惠金融发展间是否存在空间相关性。运用空间杜宾模型和面板门槛模型，对二者促进影响的空间效应和非线性门槛效应进行分析。通过实证研究，得到如下结论：第一，我国农业现代化水平呈现区域间发展不均衡现象，东部沿海地区发展程度较高。第二，农业现代化水平和数字普惠金融在我国各省市自治区间存在正向空间相关性，数字普惠金融在农业现代化发展中具有正向推动作用，二者具有空间溢出效应，农业现代化发展不仅仅受到自身数字普惠金融发展的影响，邻近地区的发展情况也会影响该地区农业现代化发展水平。第三，在不同经济发展水平下，数字普惠金融对农业现代化水平的影响存在非线性相关关系，二者具有两门槛效应，影响趋势呈现“U”型状态，在第一个门槛值之后影响程度减弱，在第二个门槛值后影响程度又增强。
(二) 政策建议
根据相关结论，本文提出以下政策建议：
1. 积极促进数字普惠金融发展。政府应当适当调整相关政策来促进财政投入，优化和丰富能够促进数字普惠金融高效发展的乡村基础设施建设。鉴于金融资源的区域性差异，政府应当适当实行政策倾斜，以促进资本、教育等资源的合理流动。在数字普惠金融的规划方面要设定长远目标，健全数字普惠金融促进农业现代化水平的长效机制，为实现乡村振兴战略提供有效保障。同时基于“双碳”的发展方向，要加强对数字普惠金融助推农业现代化绿色发展标准的重视。
2. 充分发挥经济发达地区数字普惠金融促进农业现代化发展的空间外溢效应，发挥对经济发展较为落后地区的带动作用。以区域合作实现农业、数字普惠金融跨区域发展，通过与相关机构合作，建立跨区域数字普惠金融生态圈，基于我国农业发展的现实情况和农户基本需求，创新数字普惠金融产品，以更好服务农业发展，促进农业现代化水平提升。
3. 经济发展水平是数字普惠金融助推农业现代化的重要影响因素，各地应当根据自身经济发展情况，采取针对性措施，加强区域间资金、资源以及人才交流合作，缩小区域间的发展不均衡；同时要避免金融资源、人才等在区域发展过程中可能出现的“虹吸效应”。另外要注意规模经济影响，把握促进效应的临界值。各地区应当基于本地区现实情况出台相关政策。
4. 增强金融机构监管，推动金融产品创新。提升对金融机构的监管，建立合理高效的监管机制，进行相关培训学习，促使其承担建设数字乡村、助力乡村振兴的社会责任。农业现代化产业发展过程中，新型农业经营与农村新产业新业态不断出现，金融机构应当依据发展态势设计创新个性化金融产品，输出优质金融资源来支持农业现代化的稳步向前。
注释：
① 经济发达地区：北京、天津、内蒙古自治区、辽宁省、上海、江苏省、浙江省、福建省、山东省、广东省、重庆；经济发展中等地区：河北省、吉林省、河南省、湖北省、湖南省、海南省、陕西省、青海省、宁夏回族自治区、新疆维吾尔自治区；经济落后地区：山西、黑龙江省、安徽省、江西省、广西壮族自治区、四川省、贵州省、云南省、西藏自治区、甘肃省。
