數字普惠金融對山東省農民工收入的影響及作用機制研究

冷雨桐，劉新民

（青島農業大學 經濟管理學院，山東 青島 266109）

0 引言

《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》提出，持續提高低收入群體收入，擴大中等收入群體，更加積極有力地促進共同富裕。作為中等收入群體的重要來源，農民工群體是相對貧困治理和邁向共同富裕過程中不可或缺的一環［1］。當下，隨著城鎮居民收入增長率的日益增大，越來越多的農民選擇脫離農業生產進入城市務工，以期增加可支配收入和改善生活狀態。但是，農民工在就業中普遍處于劣勢地位。根據國家統計局數據顯示，2021年我國農民工總量已經高達2.92億，且多數農民工從事苦、臟、累、險的“體力型”工作［2］，無法融入新興行業，“體力型”工作需求變動快這一特點是引起農民工工作不穩定的主要因素，進而導致其收入波動很大。因此，增加農民工收入對于保障我國共同富裕目標的實現具有重要意義。

促進居民增收的手段多種多樣，金融支持是其中最重要的手段之一［3］。隨著第三次科技革命的推進，“遙不可及”的傳統金融逐漸被數字普惠金融所取代。數字普惠金融不僅僅為城市居民帶來了便捷的金融服務，也使得農村居民對金融服務使用的自發性逐漸提高［4］。總體來看，數字普惠金融以數字技術為依托，借助手機端支付等方式，多渠道增加了居民獲得金融支持的能力，尤其是增強了在傳統金融模式下受信貸歧視群體的融資能力，進而增加了中低收入群體的收入。居民想要取得資金支持時，數字普惠金融逐漸成為了首選，但是伴隨著網絡技術的極速發展，操作過程中也存在風險因素［5］，無疑會對農民工的收入造成影響。

本研究基于全國流動人口動態監測數據，從以下3個方面進行了實證研究：第一，本文以山東省農民工為研究對象，探討了數字普惠金融的發展對農民工群體收入產生的影響，以及如何運用數字普惠金融提升該群體的收入水平。第二，本文基于數字普惠金融的發展，將創業行為作為中介進行實證檢驗，有利于厘清數字普惠金融對農民工收入產生影響的作用機制。第三，本文基于地區異質性視角，分析數字普惠金融對農民工收入的影響以及農民工創業行為在二者之間產生中介效應的地區差異。

1 綜述與假設

1.1 數字普惠金融與收入

數字普惠金融依托于眾多新興技術，削弱了服務壁壘，可以為急需資金的居民提供快捷、高質的資金支持，進而實現家庭財富的增長［6］。數字普惠金融的重心在于“普”與“惠”。首先，關于“普”，由于網絡等創新技術的加持，數字普惠金融的傳播與獲取是低成本的，進而有不受地域、時空限制的優勢。其用更貼切的方式降低居民無法償還借貸的能力，緩解居民無法取得資金支持的限制［7］，高效且簡單明了地為弱勢群體提供他們能夠負擔得起的金融支持［8］，促進了農村貧困人口擴大再生產和金融知識性投資，降低了貧困發生率［9］。其次，關于數字普惠金融的“惠”字，是指數字普惠金融在發展時，利用數字化技術，在實現機構與借貸人之間信息對稱的同時，有能力為在金融借貸邊緣的群體提供高質、高效的服務［10］。數字普惠金融緩解了我國農村地區［11］和流動人口家庭［12］的相對貧困，對于居民收入的增加作出了顯著貢獻，而其對中低收入群體尤其是農民工收入的針對性更強。由此，提出以下假設：

H1：數字普惠金融對農民工收入具有促進作用。

1.2 數字普惠金融、創業與收入

我國金融支持的獲取仍然存在城鎮居民易、農村居民難的二元性問題。對于居民創業而言，沒有辦法獲得資金支持是制約居民創業的根源所在［13］。當前，由于農民工流動存在不確定性的因素，缺乏金融服務、缺少融資途徑是制約農民工創業的問題之一。數字普惠金融利用手機移動端支付等手段，擁有不需要提供抵押品的特點和低成本等優勢，緩解了居民在創業時面臨的成本高、信貸約束強［14］的融資問題［15］，由此可以更方便、快捷地為有需要的居民提供資金支持。通過這兩個渠道可正向促進居民創業，提高居民創業的活躍度。

自20世紀90年代中期以來，我國農村居民收入增長的主要渠道已經不再是傳統的農業生產活動［16］，創業的作用愈發重要。當經濟和人力皆處于較低層面時，數字普惠金融對他們的創業行為發揮著尤為重要的促進作用。當農戶因無法提供自身信息而使機構認為可能產生借貸風險時，數字普惠金融可以顯著緩解這種情況，并且讓農戶充分認知到自己可以承擔更強大的經濟與社會責任，進而通過對農戶行為的正向強化，使農戶自發地產生想要創業的想法，最終實現創業績效的提高，緩解相對貧困［17］。目前，已有很多學者［14-15］關注數字普惠金融對居民創業活動的影響，但是鮮有學者將研究群體聚焦于農民工。數字普惠金融能否通過促進農民工創業進而實現其收入增長值得進一步討論。由此，提出以下假設：

H2：數字普惠金融可以通過促進農民工創業進而實現其收入增長。

2 數據來源與模型設定

2.1 數據來源及樣本選取

2.1.1 個人層面指標 本文所使用的個人層面指標數據來源于全國流動人口動態監測數據（China Migrants Dynamic Survey，CMDS）。為了反映出數字普惠金融通過創業對山東省農民工產生的影響，本文基于2018年全國流動人口動態監測數據，并借鑒相關學者研究，篩選出流入到山東省的農民工樣本，對所選的數據進行手動合并匹配，從而篩選出所有流動人員。第一，篩選出流入地為山東省，流動原因為務工、經商、隨遷，且目前處于工作狀態的樣本［18］；第二，篩選出男性16~60歲、女性16~55歲的樣本［19］；最后，在此基礎上，根據戶籍屬性篩選出農民工樣本［20］，共得到1536個有效觀測樣本。選擇山東省樣本進行研究的原因在于：第一，快速工業化、城鎮化是山東省當前的發展現狀，且該省地域分異明顯，可以代表全國發展情況［21］；第二，山東省居民總量和GDP總量都穩居全國前三，存在著GDP整體高、人均低的特點，且人均收入也較低，與我國整體發展的現實情況相似［22］，具有極高的代表性，被稱為“縮小版的中國”；第三，山東省轉移人口總量壓力較大。截至2016年底，農民工總量達2420萬人，占全省總人口的24.3%，占全國農民工總量的8.6%，具有極高的代表性。

2.1.2 宏觀層面指標 本文所使用的宏觀層面指標數據來源于北京大學數字金融研究中心和螞蟻科技集團共同編制的北京大學數字普惠金融指數。選取2018年山東省各地級市的數字普惠金融總指數，并與個人層面指標相匹配［23］，用數字普惠金融的二級指標數字化程度（DIG）進行穩健性檢驗［24］。

2.2 變量選取與描述性統計

本文所使用變量的描述性分析見表1。

表1 變量的描述性統計分析

2.2.1 被解釋變量 農民工收入(Inc)。本文借鑒相關學者做法，用農民工在流入地的家庭人均月收入來計算農民工收入情況，涉及CMDS 2018問卷中的設計題目為“過去一年，您家在本地平均每月總收入為多少？”和“與您在本戶同住的家庭其他成員共有幾口人？”。本文借鑒張正平等［25］的研究，被解釋變量農民工收入由農民工家庭月總收入金額除以與其在流入地同住的家庭人口總數計算得出。

2.2.2 核心解釋變量 北京大學數字普惠金融發展總指數(DIF)。為了避免指數的波動性和異方差的存在，本文將數字普惠金融發展總指數取對數處理［26］。

2.2.3 中介變量 農民工創業行為(Entrepre)。借鑒相關學者做法，本文以詢問受訪者“本次流動原因”這一問題，將回答為“經商”且就業身份為自營勞動者或雇主的農民工定義為創業樣本，標為“1”；將回答為“務工”“隨遷”且有固定雇主、無固定雇主或其他就業身份的樣本定義為非創業樣本，標為“0”［27］。

為排除個體因素對估計結果的干擾，本文借鑒楊政怡等［28-29］的方法選取被調查人員性別、年齡、流動范圍［29］等方面作為個體控制變量。

2.3 模型設計

2.3.1 基準回歸模型設定 為檢驗數字普惠金融對農民工收入的影響，具體模型設定為：

式（1）中，Inci代表山東省農民工收入，DIFi為數字普惠金融指數，Xi表示一系列控制變量，εi為隨機干擾項，β0、β1、β2表示系數。

2.3.2 中介模型設定 為了對創業行為在數字普惠金融與農民工收入兩者之間起到的中介效應進行檢驗，依據溫忠麟等［30］的研究，模型設定為：

式（2）~式（4）中，Entreprei代表山東省農民工創業行為，γ0、γ1、γ2、ρ0、ρ1、ρ2、ψ0、ψ1、ψ2、ψ3表示系數。

3 實證分析

3.1 數字普惠金融、創業行為對農民工收入的影響

3.1.1 多重共線性檢驗 在具體分析前實施方差膨脹因子(VIF)檢驗，可以有效避免模型在設計過程中難以估計準確也就是多重共線性問題［29］。經方差VIF檢驗，各變量的VIF值介于1.04~1.75之間，其中婚姻狀況、同住家庭成員人數、年齡的VIF值較大，而數字普惠金融發展總指數、創業行為、性別的VIF值較小。由于所有變量VIF小于10，所以模型不存在多重共線性問題。

3.1.2 數字普惠金融促進農民工收入的作用機制分析 表2中模型（1）為數字普惠金融對農民工收入的影響，分析可知在控制了個體特征變量的情況下，數字普惠金融對農民工收入的回歸系數顯著為正，說明數字普惠金融對其收入的增加具有正向促進作用。具體來說，數字普惠金融的發展每提升1%，農民工的收入水平將提升3.019個單位(β1=3.019，P＜0.01），驗證假設H1成立，即數字普惠金融正向促進農民工收入的增長；根據模型（2）結果顯示，數字普惠金融對創業的影響系數顯著為正(ρ1=0.845，P＜0.1），即數字普惠金融可以促進農民工的創業行為；由模型（3）結果可知，在加入創業行為這一中介變量之后，數字普惠金融對農民工收入的影響系數仍顯著為正(ψ3=2.959，P＜0.01），驗證假設H2成立。

表2 數字普惠金融、創業行為對農民工收入的中介效應檢驗

上述結果表明，一方面數字普惠金融可以增加農民工收入，且其發展對農民工創業能力的提升具有正向促進作用；另一方面農民工的創業行為在數字普惠金融與農民工收入之間發揮了中介效應，即數字普惠金融會通過增加農民工創業行為來增加其收入。另外，在模型中加入農民工創業行為這一中介變量之后，數字普惠金融指數對農民工收入的影響系數變小，說明農民工創業在兩者之間發揮了部分中介作用。

在控制變量方面，受教育程度對農民工收入有顯著的正向影響，當農民工受教育程度達到一定水平時，在學習和使用互聯網方面相對容易，能夠通過互聯網接觸到更多信息，既拓寬其視野，又增加了其非工資性收入?；橐鰻顩r對于農民工的收入具有顯著的促進作用，夫妻二人存在“協同效應”，當流動過來的夫妻二人沒有符合自己期望的工作崗位時，創業可以很好地為夫妻二人提供適合其生活時間、符合其發展預期的工作選擇，夫妻二人合力經營也為之省去了雇傭他人所帶來的資金負擔，以達到收入增加的目的。流入地距離對農民工收入具有顯著的正向影響，一般而言，流動范圍越大，農民工愿意為其所從事工作花費的時間更多和接受工作點的距離更遠，相對較高的工資收入也對他更具有吸引力。同住家庭成員人數越少的農民工收入越高，可能的原因是同住人員越少，則操心于家庭瑣事的精力較少，相對來說有更多的時間放在工作上，更有利于根據自己的時間和能力選擇工資水平較高的工作。

3.2 穩健性檢驗

3.2.1 替換解釋變量 在替換變量層面，將本文所使用的數字普惠金融總指數替換為其二級指標數字化程度（DIG），再次進行中介效應檢驗。由表3可知，數字化程度在顯著促進農民工收入增長的同時，仍然通過促進農民工創業行為來實現其收入的增長，驗證了本文結果的穩健性。

表3 穩健性檢驗的替換解釋變量情況

3.2.2 精選樣本 在研究樣本層面，為了避免年齡過小缺乏創業資本、年齡過大創業激情銳減等多方面原因，參考萬君寶等［32］的做法，選取年齡在25~60歲的受訪者樣本重新分析。表4中模型（9）為縮小樣本情況下的中介效應回歸結果，結果顯示數字普惠金融通過增加創業行為對農民工收入起到正向促進作用，這表明中青年群體更容易接受數字普惠金融，更有利于創業資金的獲取，進而促進創業行為，最終達到收入增長的目的。綜上所述，可認為本文的實證檢驗結果具有較好的穩健性。

表4 穩健性檢驗精選樣本情況

3.3 內生性處理

本文在以上的回歸模型中，使用控制變量對農民工的個體特征進行了控制，但仍有可能因為數據搜集等原因導致存在內生性問題，可選擇采用工具變量法（2SLS）來弱化這一問題。本文選擇“被調查者所在地級市與杭州的距離”作為工具變量［31］，該工具變量既會因為距離杭州的遠近而產生不同的數字普惠金融指數，又不會通過數字普惠金融指數的發展對居民是否存在金融需求產生影響，是符合工具變量的選取要求的。通過表5可知，數字普惠金融對農民工收入的影響系數均為正值（β1=0.065，P＜0.1），接受可識別假設；其次，本文工具變量與核心解釋變量數量相同，即不存在過度識別的問題；最后，由于KP Wald-F所得值大于臨界點的統計值，因此本文所使用的工具變量不屬于弱工具變量。綜上所述，采用兩階段工具變量回歸后，數字普惠金融顯著促進了農民工收入的回歸結果具有穩健性。

表5 內生性檢驗

4 地區異質性檢驗

考慮到地區間經濟發展水平的差異性，為進一步分析數字普惠金融通過促進農民工創業行為對其收入產生正向影響的原因，并為得到更為細化的結論，本文對全樣本進行分組處理。山東省區域經濟發展高低差異顯著，尤其是東部與西部之間差異尤為明顯，這一點跟全國的整體情況較為相似。因此，參照有關學者做法，在綜合考慮地理區位與經濟發展水平后，將樣本劃分為魯東（青島、煙臺、威海、濰坊、日照）、魯中（濟南、泰安、淄博、臨沂、萊蕪、東營）、魯西（濱州、濟寧、棗莊、聊城、菏澤、德州）三部分［32］，鑒于流入魯西地區的農民工較少，本文對魯西和魯中地區樣本進行了合并處理。根據相關數據可知，魯東地區的經濟發展水平最高、魯中次之、魯西最低［33］。因此，魯東地區對于我國發展水平較高的東部沿海地區具有一定的代表性。魯中、魯西的樣本對我國經濟發展水平較低的西部地區有一定代表性。在此基礎上，考察數字普惠金融對流入到山東省不同地區農民工收入的異質性影響。

由表6中模型（11）結果可知，魯東地區數字普惠金融對農民工收入的影響在1%水平上顯著為正，說明數字普惠金融會提升經濟發展水平較好的魯東地區的農民工收入水平，這可能是因為魯東地區經濟發展在省內處于領先地位，并且交通相對便利、市場環境好、市場金融完善程度高、知識產權保護度強、財政支持力度大，較多的有利因素使得數字普惠金融能更好地發揮對農民收入的促進作用。根據表6中模型（12）和模型（13）結果可知，在魯東地區，農民工創業在兩者之間的中介作用依然顯著，數字普惠金融通過促進農民工創業實現了其收入的增長。

表6 地區異質性檢驗

由表6中模型（14）結果可知，在經濟發展水平較差的魯中和魯西地區，數字普惠金融仍然對農民工收入產生了正向的促進作用，但系數明顯小于經濟發展水平較高的魯東地區，原因可能在于魯中和魯西地區經濟發展水平相對落后，配套設施不完善，限制因素較多，使得數字普惠金融對農民工收入的促進作用不如魯東地區的。此外，由表6中模型（15）和模型（16）結果可知，中介效應檢驗的系數也小于魯東地區，這也可能與山東省東西部地區之間創新創業環境的差異有關。綜上，數字普惠金融對農民工收入的影響具有顯著的地區異質性，數字普惠金融對農民工收入的影響在魯東、魯中、魯西均為促進作用，但是經濟水平較高的魯東地區，數字普惠金融對農民工創業和收入有著更強勁的促進作用。

5 結論與政策建議

5.1 結論

本文利用全國流動人口動態監測數據，實證分析了數字普惠金融對農民工收入的影響，基于農民工創業行為視角，進一步分析了數字普惠金融通過促進農民工創業進而實現其收入增長的作用機制，并實證檢驗了地區異質性影響。研究發現：（1）數字普惠金融對流入到山東省的農民工收入具有促進作用。（2）農民工創業行為在數字普惠金融和農民工收入之間起到中介作用，數字普惠金融通過促進農民工創業進而實現其收入增加。（3）本文將山東省劃分為魯東、魯中和魯西3個區域，將魯中和魯西數據進行了合并處理，再對這兩個部分展開異質性檢驗發現，數字普惠金融可以促進當代農民工收入的增長，對于魯東地區，數字普惠金融對農民工收入的影響系數更大，并且創業也在其中起到了更加顯著的中介作用。

5.2 政策建議

首先，構建良好的互聯網基礎設施。通過信息基礎設施的廣泛構建，使數字普惠金融可以惠及更多的居民。與此同時，鼓勵金融機構利用數字化的便利性，向農民工提供穩定、適用的產品與服務，改變以往農民工對融資渠道“可望而不可及”的印象，進而使農民工從自身意愿出發，主動地接納采用數字普惠金融這種新興的融資渠道，通過數字普惠金融帶來的數字紅利輻射到更多農民工，實現利用數字普惠金融提高農民工創業活躍度，進而增加農民工的收入。

其次，推出符合不同創業需求的金融產品。根據農民工使用數字普惠金融的不同需求，通過大數據分析，構建多元化、精準化的數字普惠金融供給體系，推廣適合不同農民工創業需求的數字普惠金融產品，并實時動態跟蹤數字普惠金融對農民工就業產生影響后的狀況。加強針對農民工創業意愿的正向肯定，幫扶農民工的創業進程，切實保障其通過創業而產生的收入目標；對處于經濟弱勢、受教育年限較少的農民工提供培訓等幫扶辦法，使農民工不僅會接納數字普惠金融，還產生自主性的使用意愿，實現高質量創業，最終達到收入增長的目標。

最后，發揮優勢地區的輻射帶動作用。魯東地區繼續加強數字普惠金融先行區的建設，加快數字化轉型金融新生態的發展，提高區域內數字普惠金融資源的共享性和互補性，深挖數字普惠金融服務新動能，從而對山東省中西部地區產生帶動和支持作用。魯中、魯西地區地理位置優勢較小，并且可用的經濟資源稀缺、渠道少，區域范圍內的創業能力相對滯后，要根據各地級市數字普惠金融發展的異質性，對地理空間進行分析，打造良好的數字普惠金融發展圈，廣泛搭建創業園區等各類工作平臺，積極宣傳民間創業典型，營造良好社會氛圍。