數字普惠金融對農業現代化的影響
——基于農業資本投入的中介效應

趙 天 榮 石 宇 倩

(重慶師范大學 經濟與管理學院，重慶 401331)

一、引言

鄉村振興戰略是黨的十九大對新時代“三農”工作作出的重大決策部署，是決勝全面建成小康社會、全面建設社會主義現代化國家的重大歷史任務。加快農業現代化，是解決我國“三農”問題的基礎，也是統籌推進鄉村振興的目標。舉全黨全社會之力加快農業農村現代化，讓廣大農民過上更加美好的生活是我國新發展階段“三農”工作的前進方向和根本遵循。經過多年的發展，我國農業現代化水平有了較大提升，農業綜合生產能力也進一步增強，但農業基礎設施薄弱，科技支撐能力不強，農業結構性矛盾日益凸顯，發展質量效益和競爭力不高的現實依然存在，這極大制約著我國農業的進一步發展。加快推進農業現代化、實現農業現代化再上新臺階已成為當下我國農業發展的重要主題。所謂“農業現代化”就是用現代的物質技術裝備農業，包括良種化、水利化、機械化、信息化等，穩定提高農業的供給能力，同時擴大農業生產規模，不斷提高農業勞動生產率，使其逐步接近非農產業勞動生產率水平，最終形成一整套貫穿產前、產中、產后全過程的專業化、社會化的服務體系，以及國家對農業的支持政策體系。傳統農業停滯和落后的原因是儲蓄率和投資率低下、資本缺乏，其根源并非是農民缺少儲蓄或缺乏企業家，而是傳統農業對現有生產要素增加投資的收益率很低，對儲蓄和投資缺乏足夠刺激；傳統農業向現代農業轉變需要投入新的技術和生產要素，因而需要向農業投資，提供大量新的生產要素，如大型農業機械等[1]。這既需要政府財政支持保障，也需要金融體系動員各種金融資源參與。但農業弱質性以及投資回報和投入、風險不匹配等特性卻極大地限制著傳統農村金融體系的供給能力和意愿，農業金融產品和服務供給存在結構性不足，不能有效匹配日益多樣的農村金融需求，導致農業生產資本相對匱乏。而依托數字技術優勢的數字普惠金融突破時空限制，實現低成本、高實效的資金配置，拓寬了農業部門資本要素的來源路徑，以低成本、便利性和可持續的模式彌補了傳統金融服務于農業農村的缺陷。通過農村地區金融服務的覆蓋和較低成本的融資成本等機制，數字普惠金融幫助農業生產者跨越資本門檻約束，降低農業獲取資本的難度從而有助于增加農業資本投入。現代物質技術裝備的投入和農業技術的運用，帶來了農業生產率極大提高和生產成本顯著下降，農業生產利潤率提高，進而增加資本積累量；而且由于生產要素效率的提高，使得產品價格下降，一定的資本積累可以購買更多的產品即要素，使得資本積累的質量也提高。資本積累能力和質量的提升，將促進農業生產資本積累不斷配置到農業生產價值鏈的高端領域，必將改變農業生產的弱勢地位。可見，農業資本投入是我國農業現代化發展不可或缺的因素。

現有文獻為我們提供了理解數字普惠金融與農業現代化關系的有益借鑒，但似乎不足以解釋二者關系的脈絡，致使數字普惠金融與農業現代化關系還存在“黑箱”狀態。基于此，本文嘗試從農業資本投入中介效應視角提供一個可能的解釋。

二、文獻回顧與理論框架

(一)關于農業現代化的相關研究

農業現代化研究一直是國內外學者關注的重點，我國學者對農業現代化的認知與理解頗有不同，富有代表性的觀點有以下幾種。一是過程論。農業現代化是傳統農業通過不斷應用現代先進科學技術，提高生產過程的物質技術裝備水平，不斷調整農業結構和農業的專業化、社會化分工，以實現農業總要素生產率水平的不斷提高和農業持續發展的過程[2]。二是技術論。所謂農業現代化，簡單地說，就是農業科學化、機械化和社會化[3]。三是綜合論。農業產業現代化是作為物質生產部門的農業本身的現代化，它主要涉及發展模式、結構布局、物質裝備、技術手段、經營管理五個方面[4]。2007年，中共中央1號文件曾對農業現代化的內涵作出全面概括，即用現代物質條件裝備農業，用現代科學技術改造農業，用現代產業體系提升農業，用現代經營形式推進農業，用現代發展理念引領農業，用培養新型農民發展農業。對于農業現代化發展水平的定量測度，學者們從不同角度提出了農業現代化綜合評價指標體系。其一，從投入要素、產出能力、生產服務三維度，利用16個個體指標構建了綜合評價農業現代化發展水平的指標體系[5]。其二，從農業投入、農業產出、農業可持續和農村社會發展水平四維度，利用10個個體指標構建了反映農業現代化水平的綜合指標體系[6]。

(二)關于農業資本投入的相關研究

研究農業現代化進程需關注農業投資，因為資本投入是農業現代化進程的重要推動力[7]。我國作為世界上最大的農業經濟體之一，農業發展已經進入資本驅動的關鍵階段[8]。在全球糧食安全嚴峻的背景下，發展中國家需要足夠的資本來促進農業發展。農村金融的發展有利于改善農業現代化進程中融資渠道和資金供給不足的局面[9]，但農村金融市場運行失范抑制了農業資本的投入[10]。一些學者研究發現，許多農民因家庭收入低和凈資產抵押能力差受到借貸限制[11]，缺乏資金是增加農業投資的主要制約因素之一，要實現多樣化和高效的農業生產，農業投資很重要，而減少信貸限制可以增加對農業的投資[12]。為了彌補傳統金融服務于農業農村存在的缺陷，數字普惠金融的發展被寄予了厚望。

(三)關于數字普惠金融的相關研究

2016年G20杭州峰會上的《G20數字普惠金融高級原則》提出了比較具有代表性的數字普惠金融概念，泛指一切通過數字金融服務以促進普惠金融的行動。數字普惠金融是以計算機、大數據、云計算等方式提供的普惠金融服務，是互聯網與普惠金融融合發展形成的新業態，是普惠金融網絡化、數字化發展的必然結果。數字普惠金融的興起，也掀起了數字普惠金融發展水平測度研究的熱潮，比較具有代表性的是北京大學互聯網金融研究中心發布的《北京大學數字普惠金融指數(2011—2020)》，該指數從數字金融覆蓋廣度、數字金融使用深度和數字金融數字化程度構建了包含33個具體指標的數字普惠金融指標體系，經過對指標無量綱化處理后，采用變異系數法和層次分析法求得了最終的數字普惠金融指數[13]。數字普惠金融作為互聯網快速發展背景下形成的新興金融模式，給傳統金融體系帶來了深刻的影響，一方面沖擊以銀行為主體的傳統金融模式，致使服務模式和技術轉型升級；另一方面，與傳統金融相互競爭，使普惠金融更具“普惠”特征[14]。傳統金融服務難以克服物理網點的限制，導致存在大量難以“普惠”的地區和群體，而數字普惠金融因具有更大的地理穿透力和低成本優勢，克服了金融排斥，緩解了傳統金融服務不到位的情況[15]。同時，數字普惠金融相較于傳統金融可以通過提供更好的家庭風險回報平衡來彌補傳統金融產品的缺點，緩解傳統金融發展中的區域失衡，為不同環境和地區的投資者提供平等的投資機會[16]。

(四)關于三者之間關系的研究

按照馬克思的資本推動理論，資本推動是農業現代化的一般規律，要徹底改造傳統農業的弱質性，必須對農業生產和再生產過程積極投入并持續追加不可或缺的資本要素，以改變農業生產和再生產過程中的資源結構和資源配置，形成對傳統要素的有效替代，促進農業生產力的發展和農業勞動生產率的提高。研究顯示，農業資本投入能夠促進農業經濟增長[17]，進而加速推進農業現代化進程。因此，加大農業資本投入是我國農業經濟增長、加快農業現代化步伐，解決“三農”問題的關鍵。

農業生產過程常常面臨嚴重的資金約束：一方面，由于農業屬于風險較高的投資項目，部分企業因自身抵抗風險能力的約束降低了對農業投資的積極性；另一方面，由于農業的弱質性及農戶缺少抵押物和擔保，銀行處于對農業貸款違約風險較大的安全性考慮往往不審批貸款。金融發展對資本的形成具有重要推動作用：一方面，金融發展通常使儲蓄更易轉化為投資，產生流動性效果[18]；另一方面，金融發展使具備信息優勢的金融機構發揮其中介功能，有助于資本的邊際生產率提高，產生增進效率的作用[19]。出于風險控制和利潤收益考慮，傳統金融往往對農業以及農戶的信貸需求設置更為苛刻的附加條件和更高的風險溢價，高門檻和高成本不可避免地導致傳統金融對農業以及農戶的排斥，進而阻礙著農業資本投入的持續增加。而數字普惠金融是緩解外部資本和農戶自身農業資本投入約束的可靠路徑，通過資源效應和信息效應有效提升企業風險承擔能力，尤其在數字金融的覆蓋廣度及使用深度方面[20]。數字普惠金融通過緩解信息不對稱、降低抵押品要求等途徑，能夠激勵當地金融機構提升涉農貸款和農戶貸款的投放規模和增長速度，顯著提高了農戶正規信貸的獲得機會[21]。數字普惠金融可通過優化農業投資環境，為外來資本投入提供風險分擔金融工具，為農戶降低信貸門檻，緩解資金不足困境，提升對農業的投資意愿。

圖1 數字普惠金融、農業資本投資與農業現代化三者關系

從以上分析可得出，數字普惠金融能通過降低農業獲取資本的難度和成本從而增加農業資本投入，而資本投入能促進資本快速積累，進而加快農業現代化發展進程。數字普惠金融通過創新服務模式和組織結構，提高金融服務的效率并進行有效的風險管理等，可以直接作用于農業現代化，但農業現代化發展最終還是需要農業資本投入來推動。從邏輯上來講，數字普惠金融促進了農業資本投入，農業資本投入推動了農業現代化發展，無疑農業資本投入在數字普惠金融與農業現代化之間發揮著中介作用，并且中介作用可能不小，這還需要進一步的實證檢驗。基于此，本文提出第一個假說。

假說1：數字普惠金融能夠通過農業資本投入影響我國農業現代化發展。

隨著我國市場經濟體制的逐步確立，農業投資主體發生了較大的變化，投資主體從國家和農村集體經濟組織為主逐漸實現多元化，其中以作為農村市場經濟微觀主體的農戶投資為主。現在，我國農業資本投入主要來源于國家財政、金融資本、自有資本以及城市工商資本。從我國農業資本投入的現實來講，當某地區資本投入水平較低時，資本更多來自于農戶自身[22]。不論是低收入農戶群體，還是中高收入農戶群體，其初始資產稟賦只有滿足相應門檻條件時，農戶才會進行借貸。同時，借貸選擇門檻與勞動力收益、資本投資規模成正比，與資本投資期望收益成反比[23]。事實上，不僅是農戶，其他農業經營主體參與金融活動均存在一定的門檻。當農業資本投入水平較低時，農業經營主體對金融服務需求不高，況且缺乏規模效應，金融機構參與意愿也不高。只有資本投入水平達到一定規模時，規模效益和自身資本約束將刺激農業經營主體產生迫切性融資需求，金融機構也會有參與的積極性。正是在這種情況下，數字普惠金融利用其自身的優勢能顯著緩解企業的融資約束，使得農業資本投入進一步增加，從而更顯著影響農業現代化。因此，本文提出第二個假說。

假說2：數字普惠金融對于農業現代化的作用受到農業資本投入門檻值的影響，且相對于低投資水平而言，高投資水平下數字普惠金融對于農業現代化發展的促進作用會明顯增強。

三、研究設計

(一)基本模型設定

依據理論框架，我們構建如下基準回歸模型：

AMLit=β0+β1DFIit+∑control+εit+μi+ωt

(1)

(1)式中，i表示省份，t表示年份，AML(Agriculturalmodernizationlevel)為被解釋變量，表示農業現代化水平，我們采用熵值法和層次分析法綜合構建的農業現代化水平指數表示。核心解釋變量DFI(Digitalfinancialinclusion)為地區數字普惠金融發展狀況，對其測度需要考慮到數字普惠金融內涵、特征的綜合概括，包括的每一個指標以及每一個維度都應該是反映普惠金融這一總體的一個視角。β0為常數項，∑control代表一系列控制變量，具體包括以下影響農業現代化的變量。即農村基礎設施不僅是農業發展的基石，也是農業現代化發展的必然要求，而農村基礎設施主要包括農田水利灌溉、農村電力等方面。因此我們加入了有效灌溉面積EIA(Effectiveirrigationarea)和農村用電量EPC(Electricpowerconsumption)作為控制變量。交通運輸是現代農業發展的基礎，發達的交通運輸網絡不僅可以促進要素流通，而且還影響到農業產業布局與規模經濟。因此加入公路里程HW(Highwaymileage)和貨運量FA(Freightamount)作為控制變量。同時，我們還引入人口老齡化率PA(Therateofpopulationageing)、工業化率IR(Industrializationrate)、農村有線廣播電視用戶數NT(NumberofTVhouseholds)和家庭戶均人口規模PS(Populationsize)為控制變量。此外，為使變量的回歸系數便于觀察比較，本文對數據均進行了無量綱化處理。εit為隨機擾動項，μi為個體效應，ωt為時間效應。

根據假說(1)，數字普惠金融可以通過農業資本投入作用于農業現代化，為考察其作用機制，我們先將農業資本投入作為解釋變量建立回歸方程(2)，在此基礎上增加數字普惠金融為解釋變量建立回歸方程(3)。同時，為進一步考察其渠道效應，在(3)式基礎上引入數字普惠金融和農業資本投入交互項建立回歸方程(4)，以判斷數字普惠金融是否通過農業資本投入影響到農業現代化。具體構建模型如下：

AMLit=β0+β1ACIsit+∑control+εit+μi+ωt

(2)

AMLit=β0+β1DFIit+β2ACIsit+∑control+εit+μi+ωt

(3)

AMLit=β0+β1DFIit+β2ACIsit+β3DFIit×ACIsit+∑control+εit+μi+ωt

(4)

(2)—(4)式中，ACIs(Agriculturalcapitalinvestment)表示農業資本投入，具體為財政、信貸和農戶投入三部分加總計算得到的農業資金投入量[24]。考慮到加入交互項方程可能出現共線性問題，所以對交互項進行了中心化處理。

(二)中介效應分析

為檢驗農業資本投入是否在數字普惠金融和農業現代化之間發揮著顯著的中介效應，建立如下中介效應模型：

AMLit=β0+β1DFIit+∑control+εit+μi+ωt

(5)

ACIsit=α0+α1DFIit+∑control+εit+μi+ωt

(6)

AMLit=π0+π1DFIit+π2ACIsit+∑control+εit+μi+ωt

(7)

圖2 傳導路徑圖

(三)面板門檻模型設定

根據假說(2)，數字普惠金融對于農業現代化的作用可能受到農業資本投入門檻值的影響。為驗證假說2，采用Wang Q[28]提出的固定效應面板門檻模型進行估計，在(1)式中引入指示函數，并以農業資本投入ACIs作為門檻變量，構建如下單門檻模型：

AMLit=β0+β1DFIit×I(ACIsit<γ1)+β2DFIit×I(ACIsit≥γ1)+∑control+εit+μi+ωt

(8)

考慮農業資本投入可能存在多個門檻值的情況，對上述單門檻模型進行擴展，建立如下多門檻面板模型：

(9)

γ是未知門檻值，I()為指示函數，滿足括號內條件，則I=1，反之，I=0。

四、數據來源與變量統計分析

(一)數據來源

本文選取2011—2020年中國大陸30個省市自治區(不含西藏)相關變量為研究樣本，其數據來自《中國統計年鑒》《中國林業和草原統計年鑒》，中經網產業數據庫以及中國國家統計局等。對于少量缺失的數據，采用插值法進行補齊，以保證數據的完整性，此外，由于西藏地區數據缺失嚴重，故在研究樣本中將其剔除。

(二)農業現代化水平評價指標體系

結合已有文獻，本文將農業現代化界定為利用技術改造傳統農業的歷史過程，即傳統農業不斷向現代農業轉變的過程，此過程指先進生產要素不斷應用于傳統農業中引發的包括物質、人力、技術、制度等一系列要素的變革和更新，表現為農業綜合生產能力的增強并實現經濟效益、社會效益和生態效益的顯著提升[29]。同時考慮到數據的可得性，我們選擇農業投入水平、農業產出水平、農業可持續發展水平和農村社會經濟發展水平為一級指標，從四方面評價農業現代化發展水平，具體指標體系構成見表1。

表1 農業現代化指標體系

(三)變量統計特征

對上述指標變量先進行無量綱化處理，再使用熵值法和層次分析法測算出農業現代化水平的綜合評價指數(AML)。“北京大學數字普惠金融指數”主要從覆蓋廣度、使用深度和數字化程度三個維度構建了包含33個具體指標的數字普惠金融指標體系，本文引用其公布的數字普惠金融指數(DFI)(2011—2020)作為數字普惠金融的代理變量。其他控制變量使用樣本數據進行測算，變量統計特征值具體見表2。

表2 變量的描述性統計

圖3顯示為農業現代化水平指數(AML)、數字普惠金融指數(DFI)和農業資本投入(ACIs)之間的散點圖。從圖可知，數字普惠金融、農業資本投入與農業現代化均呈現出正相關關系，且數字普惠金融與農業資本投入也呈現正相關關系，圖形顯示符合所提假設。

(a)數字普惠金融與農業現代化

五、實證研究

(一)傳導機制檢驗

為了研究數字普惠金融、農業資本投入與農業現代化三者之間的影響關系以及其相互傳導機制，對此三個變量進行回歸分析，再引入交互項進行機制檢驗，最后再進行中介效應檢驗。同時，考慮到交互項可能導致共線性問題，本文對交互項進行中心化處理。雖然處理后仍無法完全消除可能存在的共線性問題，但是能夠起到一定程度的緩解作用。共線性問題在一般交互模型中并不是嚴重或特殊的問題，并不會對估計結果造成嚴重影響，因而無需進行過多討論[30]。表3展示了具體檢驗結果。

表3第2列結果表明，在5%的顯著性水平下，數字普惠金融發展顯著地提升了農業現代化水平。表3第4列結果顯示，在模型(1)的基礎上引入農業資本投入變量，模型(3)數字普惠金融估計系數下降到0.139，并且沒有通過顯著性檢驗。對比表3第2與第4列結果可知，數字普惠金融的確能影響農業現代化，但在回歸模型中加入農業資本投入后，數字普惠金融的作用效果顯著下降，說明農業資本投入起到了中介作用。為進一步分析傳導機制，在模型(4)中引入數字普惠金融與農業資本投入的交互項。表3第5列結果顯示，交互項的估計系數在1%的統計水平下顯著為正，這表明數字普惠金融對農業現代化的影響不再是常數，而是隨著農業資本投入的取值不同而發生變化，農業資本投入量越大，數字普惠金融對農業現代化的正向影響作用越強。表3第3列結果表明，在1%的顯著性水平下，農業資本投入對農業現代化具有顯著的促進作用。

表3 變量回歸結果

依照三步法的中介效應的檢驗程序，第一步，檢驗不納入農業資本投入時，數字普惠金融對農業現代化的直接效果，即直接效應。表4第2列結果表明，農業現代化與數字普惠金融的直接路徑系數顯著。第二步，檢驗農業資本投入與數字普惠金融之間的關系，表4第3列結果顯示，數字普惠金融的估計系數在1%的統計水平下顯著為正，表明數字普惠金融顯著提升了農業資本投入水平。第三步，同時加入數字普惠金融和農業資本投入對農業現代化進行回歸，表4第4列結果顯示，農業資本投入系數在1%的統計水平下顯著為正，數字普惠金融系數π1不顯著，表明只有中介效應，但這并不代表農業資本投入是完全中介變量，因為Hayes[31]提出，在統計上發現了完全中介，并不意味著對自變量影響因變量的作用渠道的探究就可以終止了。反過來說，有可能存在多個中介，它們在單獨的檢驗中分別都是統計意義上的完全中介，那么完全中介就是一個空洞的術語。同時，Rucker等人[32]也用實例說明，三步法中第三步的自變量系數不顯著時，仍有可能存在其他中介變量。因此，我們認為農業資本投入在數字普惠金融促進農業現代化的過程中發揮著中介效應，但不區分是部分中介還是完全中介。

此外，運用Sobel檢驗法對農業資本投入中介效應的顯著性進行檢驗。表4中Sobel檢驗結果顯示，Z值為-2.580，且通過了1%顯著性水平檢驗，表明農業資本投入的中介效應是顯著的。通過分析中介效應的具體數值可以發現，農業資本投入的中介效應在總效應中所占比重約為33.806%，中介效應作用不小。驗證了假說(1)。這充分說明，在數字普惠金融影響農業現代化的過程中，農業資本投入有著重要的中介作用，其影響路徑為數字普惠金融→農業資本投入→農業現代化。具體來說，隨著數字普惠金融的發展，農業資本投入所需要的金融支持得到更好的滿足，降低了農業與金融服務之間的屏障，從而促進農業現代化的發展。

表4 農業資本投入的中介效應

(二)門檻模型檢驗

上述研究已驗證了數字普惠金融能通過農業資本投入影響農業現代化，為進一步分析數字普惠金融對農業現代化的作用是否受到農業資本投入門檻效應的影響，我們采用固定效應面板門檻模型進行實證檢驗。為確定門檻個數，以便確定門檻模型的具體形式，本文在單一門檻、雙重門檻和三重門檻設定下分別進行估計，得到F統計量和采用自抽樣(Boot-strap)下的P值，門檻估計結果見表5。

結果顯示，數字普惠金融對農業現代化的作用受到農業資本投入單重門檻的影響，門檻值為0.271，相應自抽樣(Bootstrap)下的p值為0.000，通過了1%的顯著性水平檢驗，圖4為利用likelihood-Ratio(LR)統計量繪制的單重門檻下的置信區間圖。此外，雙重和三重門檻沒有通過顯著性檢驗。因此，我們將基于單重門檻模型進行分析。

圖4 單重門檻下的置信區間圖

(三)門檻模型估計

門檻模型檢驗結果表明，數字普惠金融對農業現代化的作用受到農業資本投入單重門檻效應的影響，這與我們提出的假說(2)相一致。我們利用面板門檻回歸模型對門檻效應進一步分析，面板門檻回歸模型估計結果見表6。表6第2列顯示，數字普惠金融對農業現代化具有顯著正向影響，且這種作用受到農業資本投入單重門檻效應的影響。具體而言，當農業資本投入小于0.271時，數字普惠金融的系數為0.100，當農業資本投入大于0.271時，數字普惠金融的系數提升到0.167，正向促進作用增強到了原來的1.670倍，系數均通過1%的顯著性水平檢驗。這說明，農業資本投入水平越高，數字普惠金融影響農業現代化的正向作用越明顯。

表6 面板門檻回歸結果

通過觀察控制變量還可以發現，貨運量和農村有線廣播電視用戶數都對農業現代化產生了顯著的正向影響，而農村用電量和有效灌溉面積對農業現代化發展具有顯著負向影響。可能的解釋是我國農業灌溉方式還比較粗放，絕大多數采用傳統的畦灌，農田灌溉水利用系數僅為0.54，加重的農業生產成本導致農業投入產出比較低，阻礙了農業現代化發展。也有研究表明，農戶對農業用電的需求與有效灌溉面積呈正相關關系，這是農村用電量與農業現代化呈負相關的原因。家庭戶均人口規模也對農業現代化的影響為負，這可能是因為家庭人口規模增加，人均資本的占有量降低，從而導致出現負相關性。

(四)穩健性檢驗

1.中介效應穩健性檢驗

在基準回歸中，我們采用2011—2020年中國省級面板數據對模型進行了估計，中介變量農業資本投入運用財政、信貸和農戶投入三部分加總來衡量。為了檢驗模型的穩健性，我們將其替換為單位耕地面積農業固定資本投資額(ACIa)，具體為各省份農業固定資產投資總額與耕地面積的比值，檢驗結果見表6。從表6第3列可以看出，加入農業資本投入變量，數字普惠金融對農業現代化影響的顯著性消失，且在10%的顯著性水平下通過了Sobel檢驗，表明中介效應穩健性良好。

2.門檻效應穩健性檢驗

依據農業資本投入的門檻值，我們將數據樣本劃分為低水平(ACIs<0.271)區間和高水平(ACIs≥0.271)區間，并設置虛擬變量D：

引入變量DACIs×DFIit后的動態面板數據估計模型為：

AMLit=λ0+λ1DFIit+λ2ACIsit+λ3DACIs×DFIit+∑control+εit+μi+ωt

(10)

其中，λ0為常數項估計系數，λ1為核心解釋變量估計系數，λ2為門檻變量估計系數，λ3為引入變量估計系數，εit為隨機擾動項，μi為個體效應，ωt為時間效應。對上述模型進行估計，估計結果見表6。在表6第4列中，DACIs×DFIit的估計系數在1%的統計水平下顯著為正，說明了農業資本投入的門檻效應顯著，在相應門檻區域內，數字普惠金融對農業現代化的正向促進作用隨農業資本投入增加有增大的趨勢，控制變量對被解釋變量的估計系數、符號和顯著性與基準回歸差異較小，表明門檻效應具有較好的穩健性。

六、結論與啟示

數字普惠金融能通過降低農業獲取資本的難度從而增加農業資本投入，而資本投入能促進資本快速積累，進而加快農業現代化發展進程。本文基于2011—2020年大陸30個省市區的面板數據，運用熵值法和層次分析法從農業投入、農業產出、農業可持續發展和農村社會經濟發展水平四維度評價了我國農業現代化發展水平，并結合北京大學數字普惠金融指數和農業資本投入指標，對數字普惠金融經農業資本投入對農業現代化的作用機制提供了經驗證據；進一步利用面板門檻模型分析了數字普惠金融對農業現代化影響作用，以及農業資本投入中介效應影響的門檻特征。本文的主要結論可以概括為：

第一，數字普惠金融對農業現代化有顯著的直接影響作用，數字普惠金融發展程度越高，對農業現代化發展越有利。從數字普惠金融影響農業現代化的過程來看，農業資本投入有著重要的中介作用，其影響路徑為數字普惠金融→農業資本投入→農業現代化。農業資本投入量越大，數字普惠金融對農業現代化的正向影響作用越強，這些基本結論經過一系列穩健性檢驗后仍然成立。

第二，數字普惠金融對農業現代化的促進作用存在農業資本投入單重門檻效應。數字普惠金融對農業現代化具有顯著的正向作用，但受農業資本投入單重門檻效應的影響。當農業資本投入水平跨越該門檻后，數字普惠金融對農業現代化的正向促進作用成倍增強。相對于低農業資本投入水平，高農業資本投入水平下數字普惠金融對農業現代化的正向作用更加明顯，這也反映出農業資本投入的中介作用還處于規模報酬遞增階段。

基于此，本文提出以下兩點建議：一是應通過政策支持和資金投入持續推動數字普惠金融發展，在豐富金融科技創新的基礎上加速現代技術在金融領域的滲透，提高數字普惠金融發展水平。加大農村數字化、智慧化建設的投入力度，完善農村地區互聯網基礎設施建設，尤其是增加對農戶的覆蓋廣度，二是農業現代化的政策中更加重視農業資本投入。要進一步完善農村投融資體系，除了加大財政和金融機構對農業資本的投入外，還要鼓勵更多社會資本參與農業現代化建設，拓寬農業資本投入的渠道，以提高農業資本投入水平，從而使數字普惠金融更充分地發揮對農業現代化的促進作用。