數字普惠金融助推農業現代化的空間效應及門檻效應分析

張春玲,李安娜

(1.燕山大學 經濟管理學院，河北 秦皇島 066004；2.河北大學 共同富裕研究中心，河北 保定 071000)

一、 引言

農業是我國國民經濟的基礎，我國中央一號文件連續十九年聚焦“三農”問題，十九大報告中部署鄉村戰略時提到要堅持優先農業農村發展，積極推動農業農村現代化發展。2022年中央一號文件指出要強化現代農業的基礎支撐。農業現代化是社會主義現代化強國建設過程中的關鍵性一步，也是目前面對新發展階段下發展不平衡和推進鄉村振興戰略的重要落腳點，習近平總書記在東北考察時指出“中國現代化離不開農業現代化”，將農業作為特定產業實現現代化進程的核心要義是轉變現有農村生產方式，增強農業科技支持[1]和物質資源支撐。在現代化進程中，支撐農產品深加工產業等建設需要耗用大量金融資源，農村產業發展和農業產業鏈利益分配需要鄉村企業、個體農戶、農村合作社等各方主體參與，這就衍生出了巨大的金融需求。但金融改革過程中，農村地區金融風險高、收益小，導致對農村金融的支持相對薄弱，農村地區金融供給不足。

隨著數字技術的不斷成熟以及普惠金融的興起，金融服務更深入惠及農村地區，有效緩解了農村金融發展的困境。“數字普惠金融”的概念來自于G20峰會發布的GPFI白皮書[2]，其中指出數字普惠金融以新型數字技術為依托，可以對金融服務匱乏的群體提供有效的金融支持。其技術上的優勢，使得農村和貧困地區在生產交易過程中擁有更低的交易成本和更便捷的金融服務，以公平合理的方式促進農村經濟包容性增長[3]和綠色經濟發展，增強對農村金融風險掌控。數字普惠金融有效改善了區域間金融資源的配置不平衡問題，將資源向發展較為緩慢的農業傾斜，促進農業良好發展。那么基于此數字普惠金融能否在一定程度上促進農業現代化？如果存在促進作用，數字普惠金融影響農業現代化發展是否存在空間溢出效應呢？影響是否與地區經濟發展水平有關，存在門檻效應？基于上述問題，本文利用實證模型探討數字普惠金融對農業現代化影響的空間效應和門檻效應。

二、 文獻綜述

農村金融由于其復雜多樣的需求特點，一直以來成為傳統金融服務的困擾，數字技術的出現促進傳統金融服務模式的轉變，推動普惠金融在包容性和服務效率的不斷提升[4-5]。數字普惠金融的出現，有效緩解了農村地區的相對貧困[6]，不斷滿足農戶特殊的融資需求，同時有效解決了信息不對稱等對農村金融的困擾[7]，逐漸轉變了農業現代化生產方式[8]。

數字普惠金融在區域空間發展方面存在明顯區域差異[9]，但這種不均衡狀況總體呈現下降趨勢[10-11]，另外，數字普惠金融在空間分布中存在溢出效應，總體呈現“正向集聚”[12]。同時數字普惠金融在對農民可支配收入[13]、農村居民消費[14]、農業機械化水平[15]影響方面也呈現空間分布效應。

數字普惠金融在發展過程中，部分地區在區域、時間范圍方面呈現非線性跨越性發展[16]。在將涵蓋廣度和數字化發展程度設置為門檻變量后，可以清晰地看出在產業升級過程中，數字普惠金融的促進影響呈現非線性相關關系[17]。覆蓋廣度和數字化程度達到一定水平時對縮小城鄉居民收入差距的效果更加顯著[18]。數字普惠金融在促進農村居民消費時，與第一產業占比情況息息相關，在第一產業占比達到門檻值時，促進作用更為明顯[19]。

十九大報告提出實施鄉村振興戰略，加快推進農業農村現代化，農業現代化是農業農村現代化的底層基礎[20]。我國各省域農業現代化發展過程中存在低質同構化與正向空間相關性[21]，在時空角度呈現同類集聚現象，但“空心”和“極化”現象在高值和低值鄰接區域較為明顯[22]。科學技術進步和制度創新完善是實現農業現代化的基礎保證，信息生產力已經逐漸成為新動力[23]。數字普惠金融依托互聯網創新科技助力農業技術創新，改善小農戶多方面發展弱勢以及異質性分化的現象[24]，有效推動了農業現代化的發展。

從相關文獻可以看出，數字普惠金融在自身分布與促進相關農業領域發展方面都存在一定的空間效應和門檻效應，但現有研究并未將研究對象聚焦數字普惠金融對農業現代化發展的影響上，農業現代化作為我國現代化進程以及農業發展的重要組成部分，研究其促進機制必不可少，本文從空間視角將研究對象擴展到農業現代化領域，并有效結合數字普惠金融，在提高數字普惠金融促進農業現代化的靶向性發展上具有深刻意義。

三、 理論分析與假設

(一) 空間溢出效應

沃爾多·托布勒教授提出地理第一定律，指出所有事物都不是單一存在的個體，個體間都相互鏈接，存在相關關系。在空間作用的角度，各類要素可以打破地理空間的限制，在區域間進行流動。在初期發展過程中，地理因素決定了經濟、金融資源的集聚，擁有較多經濟、金融資源的地區憑借區位競爭優勢，形成非均衡的發展狀態，這使得金融發展存在空間差異。隨著經濟社會的不斷發展，金融資源不斷飽和，邊際效應遞減規律使得各種金融資源向能帶來更大效益的地區和行業流動，而此時在技術、經濟外溢效應的作用下，發展緩慢的地區和行業得到更多助力，尤其是貧困地區和發展較為落后的農業領域。

數字普惠金融作用于農業現代化的空間溢出效應機理，主要可以從兩個方面闡述：技術創新溢出效應和區域間經濟溢出效應。由于現代社會網絡連通的特性，數字普惠金融可以依托技術創新溢出效應作用于周邊地區，不同地區間合作得到加強，相互借鑒發展經驗，從而引起相鄰地區農業現代化的發展。金融服務有助于農業資源的優化配置，數字普惠金融可以促進農業資源公平分配。這得益于區域間的經濟溢出效應，一個地區的經濟發展水平是影響地區資源配置的重要因素，良好的經濟基礎是豐富本地區農業資源的基石，而這些豐富的農業資源在區域聯動的作用下不斷進行置換流通，從而影響周邊地區的農業現代化水平，最終實現空間溢出作用。所以基于數字普惠金融發展的空間影響以及功能性作用，本文提出假設：

H1：數字普惠金融與農業現代化水平存在空間相關性，二者具有空間溢出效應。

(二) 門檻效應

數字普惠金融基于數字技術將金融服務擴展到人們日常生活的各個方面。其廣泛普及需要網絡技術等基礎建設，而這與地區社會經濟的支持密不可分，所以在經濟較發達地區，其發展更加高效。數字普惠金融依托經濟增長可以有效實現人力資本的提升，助力農村金融全面發展，提升資源配置效率，最終影響農業現代化發展水平。這種影響的邊際效用在經濟發展的不同階段可能存在差異，在社會經濟發展較好時，數字普惠金融產生的正向外部效應可能對支持農業現代化發展的影響更強。基于此，數字普惠金融在影響農業現代化水平方面可能存在“門檻”特征，所以提出假設：

H2：在經濟發展不同水平下，數字普惠金融對農業現代化的影響存在門檻效應。

四、 變量選取、數據來源及模型構建

(一) 指標選取

1.因變量。農業現代化水平(am)。國內學者多建立多指標體系進行測度，本文從農業生產投入等四個角度[25-26]進行分析，如表1所示。

表1 農業現代化評價指標體系

為避免主觀臆斷對實證研究帶來的偏差，本文利用熵值法計算各指標權重及綜合因子得分，最終得到各省2011—2019年農業現代化指數。根據測度結果，總體來看沿海和發達省市農業現代化發展相對較好，四川省、海南省農業現代化水平發展迅速。

2. 核心自變量。數字普惠金融指數(df)。本文采用北京大學數字普惠金融指數衡量數字普惠金融發展水平。選取2019年農業現代化水平和數字普惠金融指數排序(見表2)。

表2 2019年農業現代化和數字普惠金融發展情況

3. 控制變量。為防止其他相關因素對解釋變量的影響，本文選取全要素生產率(tfp)、教育支持力度(edu)、財政支農水平(fsa)、地方農業發展水平(lod)和地方農村從業水平(pra)作為控制變量，其中部分變量在實證中作對數處理。同時以各地區人均GDP的對數作為各地區經濟發展水平測量的指標。具體測算如表3所示。

表3 控制變量測算方法

(二) 數據來源

本文數據來自《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》以及《北京大學數字普惠金融指數》。選取我國31個省市自治區(不含港澳臺)2011—2019年的樣本觀測值。

(三) 模型構建

1. 空間自相關模型

全局莫蘭指數(Moran’s I)。全局莫蘭指數的數值整體區間介于1和-1之間，正數表示存在正向空間相關關系，負數表示存在負空間相關關系，反映了兩個變量之間的關聯度，其公式為：

(1)

2. 空間權重矩陣

進行空間計量的首要步驟是有效測量區域之間的距離來構建空間權重矩陣(wij)。基于地理學第一定律，彼此間相互聯系的個體，其影響程度會被空間距離所影響。本文選擇地理距離倒數作為空間權重，認為空間的影響效應與地理距離相關：

權重在設定過程中，對于空間截面距離的選取成為重要因素。最終構建空間反距離權重，如公式：

本文選擇空間地理距離的反距離權重矩陣進行相關研究，其中i和j為各省市自治區，構建權重矩陣為：

3. 空間面板模型

考慮可能存在的空間效應，構建空間面板模型：

Ui=λWμi+εi

(8)

其中，yit表示i區域在t年農業現代化水平，即被解釋變量；xit表示在t年i地區的數字普惠金融水平，即核心解釋變量;控制變量為Xit；σ為農業現代化水平空間自回歸系數；φ為數字普惠金融指數空間自回歸系數；β表示數字普惠金融指數回歸系數；λ為空間誤差回歸系數。

(1) 若σ≠0，φ≠0，λ=0，則需要考慮不同地區農業現代化發展影響，不同地區數字普惠金融發展對農業現代化水平存在影響效應，此時應當選擇空間杜賓模型(SDM)。

(2) 若σ=0，λ≠0，應當考慮控制變量對于農業現代化的空間效應影響，此時應當選擇空間誤差模型(SEM)。

(3) 若σ≠0，φ≠0，相鄰地區農業現代化水平對本地區農業現代化水平存在影響，應當選擇空間滯后模型(SLM)。

4. 面板門檻模型

采用面板門檻模型來測度數字普惠金融水平對農業現代化發展可能存在的非線性相關關系，設置門檻變量為經濟水平，研究數字普惠金融水平對農業現代化的非線性效應。具體模型如下：

其中qit為門檻變量，即各地區的經濟發展水平；βi是門檻所依賴的變量的估計系數。

五、 實證結果與分析

(一) 空間相關性檢驗

1. 全局莫蘭指數

如表4所示，2011—2019年，農業現代化和數字普惠金融的莫蘭指數存在一定的波動，但是均為正值且顯著，說明二者均存在顯著的空間正相關，表現為高水平省份的集聚，空間的依賴性較為穩定。結果顯示具有較高的空間相關性，可以選擇空間計量模型。

表4 農業現代化和數字普惠金融的全局莫蘭指數

2. 局部莫蘭指數

選取2019年數據，繪制莫蘭值散點圖。由圖1可見，浙江、山東、北京、河北等地區處于第一象限，農業現代化水平發展較快，呈現高值與高值的聚集；西藏、寧夏、甘肅等地區處于第三象限，整體農業現代化的發展水平較慢。數字普惠金融指數方面：山東、福建、江蘇等地區處于第一象限，數字普惠金融發展迅速，西藏、青海等地區處于第三象限，發展較為緩慢，呈現低值與低值的集聚。從莫蘭值散點圖來看，農業現代化和數字普惠金融均呈現較為穩定的空間正相關關系。

圖1 2019年農業現代化水平和數字普惠金融莫蘭值散點圖

(二) 空間計量模型的選擇

根據空間相關性檢驗，農業現代化水平和數字普惠金融指數均存在空間正相關，因此可以使用空間面板計量模型。在模型的選擇過程中，第一步是進行LM檢驗，檢驗結果見表5。

表5 LM檢驗統計量及顯著性

根據LM檢驗，四個檢驗均拒絕原假設，樣本具有空間滯后效應和空間誤差自相關效應雙重效應，所以初步判定選擇空間杜賓模型。然后進行Hausman檢驗，指標為35.97，P值顯著小于1%，選擇固定效應。

對樣本進行LR檢驗，根據表6結果顯示，指標值為26.38和23.48，在1%的顯著性水平上拒絕原假設，最終確定選擇雙固定效應的空間杜賓模型。

(三) 空間杜賓模型回歸結果分析

根據雙固定效應模型回歸結果(表6)，df在5%的顯著性水平下通過檢驗且值為正數，說明數字普惠金融發展對農業現代化水平具有正向的促進效果，同時，W×df系數為正，在5%的顯著性水平下通過檢驗，證明在時間和空間的維度上，相鄰地區數字普惠金融發展可以正向影響本地區農業現代化水平，即數字普惠金融對農業現代化水平具有顯著空間溢出效應。此外，財政支農水平(fsa)和農村從業水平(pra)對農業現代化水平均存在顯著正向促進作用和正向空間溢出效應，所以增強財政支持與人才儲備對促進農業現代化具有顯著效果。

進一步分析其影響，三個模型下的直接效應、間接效應和總效應如表7所示。在時空雙固定效應模型下，在5%顯著性水平下，影響的總效應顯著，在整體水平上，數字普惠金融在本地區1%的發展會促進自身農業現代化正向發展0.002 9%。間接效應系數為0.002 3，表示本地區數字普惠金融1%的變化會引起相鄰省市自治區農業現代化水平同方向0.002 3%的變化。數字普惠金融不僅影響本地區農業現代化水平，還會對臨近地區產生影響，數字普惠金融對農業現代化水平具有正向的空間溢出效應。基于此，假設H1得到驗證。分析原因，可能數字普惠金融在促進自身農業現代化高效發展的過程中會引起相鄰區域效仿以及技術、資源、人才等方面的引進，同時提升區域間橫向或者縱向的合作，優化整合農業產業鏈條，提升規模經濟的持續發展，從而對相鄰地區農業現代化程度產生影響。

表6 LR檢驗回歸結果

表7 直接效應、間接效應和總效應分析

(四) 門檻效應分析

數字普惠金融發展可以促進我國農業現代化水平，但正向的推動作用在經濟發展到一定程度時才可能顯著，即可能存在“門檻效應”，本文對該地區人均GDP做對數處理以代表該地區經濟發展水平，進行門檻效應檢驗，檢驗結果如表8所示。

表8 門檻檢驗結果

由上表可知，模型存在兩個門檻值，門檻估計結果如表9所示：

表9 門檻估計結果

在門檻模型原理中，門檻估計值是似然統計量LR趨向0時所對應的γ值，圖2為門檻估計值的似然比函數圖。得到門檻值的同時，具體回歸結果如表10所示。

注： 兩個圖依次為門檻值9.883、11.23的估計結果

表10 面板門檻模型參數估計結果

根據估計結果，門檻變量為lnGDP，當經濟發展水平較低時 (lnGDP<9.883)，數字普惠金融對農業現代化的影響系數為0.0312；經濟水平發展到一定程度(9.88311.23)，影響程度又逐步增強。整體影響趨勢呈現U型狀態，但整體是正向促進關系，這與前文相關檢驗結果相符，此時假設H2得到驗證。經濟發展水平對農業現代化呈U型影響趨勢，原因可能是當經濟發展到一定程度后，促進農業規模發展，數字普惠金融受資源等相關因素影響，對農業現代化的促進程度可能出現減弱，但這種減弱隨著經濟的繼續發展，相關資源的不斷完善而得到解決。

(五) 區域異質性分析

我國地域遼闊，造成我國各省在地理區位上存在巨大差異，資源稟賦也有著很大的不同。各省市依托自身資源的不同，在經濟發展以及助力數字普惠金融等方面存在參差。本文綜合經濟的地理區位影響，以平均GDP為劃分標準，將我國31個省市自治區分為三個部分①，分別為經濟發達地區、經濟發展中等地區以及經濟落后地區，利用空間杜賓固定模型，回歸分析結果如表11所示：

表11 區域異質性分析結果

分析結果可知：在直接效應方面，經濟發達地區影響顯著為正，這與前文分析結果一致，在經濟發展中等地區和落后地區，影響不顯著，原因可能是數字普惠金融的建設依托經濟的發展，同時由于農業現代化的金融供給有成本高收益小的特點，在經濟達到一定水平時，依托數字普惠金融發展將金融資源轉向農業現代化發展的效果才能顯現。在間接效應和總效應方面，經濟發達地區與發展中地區影響均顯著為負，原因可能是當經濟發展到一定水平時，可能出現金融聚集的極化，虹吸效應不斷加強，從而導致對周邊地區農業現代化發展的不利影響。整個經濟落后地區影響效果均不明顯，可能是因為“數字鴻溝”問題在經濟不發達地區依然嚴峻。

(六) 穩健性檢驗

為了驗證數字普惠金融對農業現代化水平影響的有效性，進行相關穩健性檢驗。選取農業生產要素投入、產出和可持續發展水平等重要指標，對農業現代化進行重新測度，進行空間計量；同時考慮數字普惠金融作用于農業現代化的內生性問題，采用GMM模型進行檢驗，檢驗結果如表12所示：

根據兩種檢驗結果，數字普惠金融對農業現代化水平影響與方向與前文實證回歸結果一致，所以上述實證結果可靠且具有較強的穩健性。

表12 穩健性檢驗

六、 結論與政策建議

(一) 結論

本文選取我國31個省自治區直轄市2011—2019年面板數據對相關指標進行測度，使用空間自相關模型來驗證分析我國各省自治區直轄市農業現代化和數字普惠金融發展間是否存在空間相關性。運用空間杜賓模型和面板門檻模型，對二者促進影響的空間效應和非線性門檻效應進行分析。通過實證研究，得到如下結論：第一，我國農業現代化水平呈現區域間發展不均衡現象，東部沿海地區發展程度較高。第二，農業現代化水平和數字普惠金融在我國各省市自治區間存在正向空間相關性，數字普惠金融在農業現代化發展中具有正向推動作用，二者具有空間溢出效應，農業現代化發展不僅僅受到自身數字普惠金融發展的影響，鄰近地區的發展情況也會影響該地區農業現代化發展水平。第三，在不同經濟發展水平下，數字普惠金融對農業現代化水平的影響存在非線性相關關系，二者具有兩門檻效應，影響趨勢呈現“U”型狀態，在第一個門檻值之后影響程度減弱，在第二個門檻值后影響程度又增強。

(二) 政策建議

根據相關結論，本文提出以下政策建議：

1. 積極促進數字普惠金融發展。政府應當適當調整相關政策來促進財政投入，優化和豐富能夠促進數字普惠金融高效發展的鄉村基礎設施建設。鑒于金融資源的區域性差異，政府應當適當實行政策傾斜，以促進資本、教育等資源的合理流動。在數字普惠金融的規劃方面要設定長遠目標，健全數字普惠金融促進農業現代化水平的長效機制，為實現鄉村振興戰略提供有效保障。同時基于“雙碳”的發展方向，要加強對數字普惠金融助推農業現代化綠色發展標準的重視。

2. 充分發揮經濟發達地區數字普惠金融促進農業現代化發展的空間外溢效應，發揮對經濟發展較為落后地區的帶動作用。以區域合作實現農業、數字普惠金融跨區域發展，通過與相關機構合作，建立跨區域數字普惠金融生態圈，基于我國農業發展的現實情況和農戶基本需求，創新數字普惠金融產品，以更好服務農業發展，促進農業現代化水平提升。

3. 經濟發展水平是數字普惠金融助推農業現代化的重要影響因素，各地應當根據自身經濟發展情況，采取針對性措施，加強區域間資金、資源以及人才交流合作，縮小區域間的發展不均衡；同時要避免金融資源、人才等在區域發展過程中可能出現的“虹吸效應”。另外要注意規模經濟影響，把握促進效應的臨界值。各地區應當基于本地區現實情況出臺相關政策。

4. 增強金融機構監管，推動金融產品創新。提升對金融機構的監管，建立合理高效的監管機制，進行相關培訓學習，促使其承擔建設數字鄉村、助力鄉村振興的社會責任。農業現代化產業發展過程中，新型農業經營與農村新產業新業態不斷出現，金融機構應當依據發展態勢設計創新個性化金融產品，輸出優質金融資源來支持農業現代化的穩步向前。

注釋：

① 經濟發達地區：北京、天津、內蒙古自治區、遼寧省、上海、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省、重慶；經濟發展中等地區：河北省、吉林省、河南省、湖北省、湖南省、海南省、陜西省、青海省、寧夏回族自治區、新疆維吾爾自治區；經濟落后地區：山西、黑龍江省、安徽省、江西省、廣西壯族自治區、四川省、貴州省、云南省、西藏自治區、甘肅省。