吉林省數字普惠金融對農民收入的影響研究

杜嘉豪 ，趙洪丹

（吉林師范大學經濟管理與法學學院，吉林 長春 130012）

0 引言

自改革開放以來，中國在提高經濟水平上有著突破性的進展，特別是在2001 年加入世界貿易組織以來，中國經濟保持了較快的增長態勢，經濟實力顯著增強，中國人民空前團結，齊心協力使得全國經濟水平達到了前所未有的高度。2013 年至2022 年，我國國內生產總值（GDP）從59.3 萬億元增長到121 萬億元，年均增長6%以上，按年平均匯率折算，經濟總量達18 萬億美元，穩居世界第二位。但隨著人民的美好生活需要日益增長，發展過程中潛在的不平衡、不充分問題也逐漸顯現。特別是在“三農”領域，農業與非農產業利益失衡、農民和市民收入失衡、城鄉發展失衡最為突出。此外，我國仍處于并將長期處于社會主義初級階段，也是因為未能找到有效手段去解決農村地區的經濟發展問題。因此，在面對棘手的“三農”問題時必須保持緊迫感，必須思考如何緩解目前城鄉發展失衡的問題，讓更多的農村貧困人口能夠擺脫現狀，這是我國進一步提高經濟水平的重任和挑戰。

值得注意的是，我國在金融業的發展上已經有了很大的進展，但仍然存在著金融領域發展不平衡不充分的問題。由于金融服務供需結構上的不平衡，中國在2016 年明確提出了“數字普惠金融”的理念，與此同時，不斷擴大數字信息技術的應用范圍，促進金融科技的發展，并制定了一系列的政策和舉措，希望能通過數字技術支持普惠金融，以此解決“三農”問題。2019 年，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發了《數字鄉村發展戰略綱要》，明確指出數字普惠金融能在鄉村振興過程中發揮重要作用，并隨即在2021 年中央一號文件中確定了在鄉村地區發展數字普惠金融的重要性，因此，應將提高數字普惠金融的普及程度作為脫貧攻堅的重要戰略手段。在國家各項政策的推動下，鄉村地區的數字化建設得到了大力推進，數字普惠金融能更加有效地在農村地區不斷深入發展，更好地服務于鄉村居民。

吉林省作為我國東北地區省份之一，為我國經濟發展和糧食供應作出了杰出貢獻，隨著我國政策南下，吉林省經濟發展速度減緩。而數字普惠金融是數字化技術與普惠金融特征深度融合的產物，擁有迅速且不會被空間限制的獨特性，能夠方便快捷地服務農村地區。因此，開展數字普惠金融發展與農戶收入關系的研究，對于促進吉林省鄉村振興戰略的順利實施，具有重要的現實意義。

1 文獻綜述與研究假設

科技的高速發展給整個社會環境提供了更加自由和開放的資源共享平臺，這對平衡收入產生了明顯的積極影響。以網絡為基礎的數字化經濟與數字化金融極大地提高了人們獲取金融服務的便利程度，為那些原本難以被傳統金融覆蓋的人群開辟了新的道路和方向。數字普惠金融的發展逐漸遍布于整個經濟和社會的各個方面。目前，學者們對數字普惠金融的研究多是圍繞著數字普惠金融的經濟增長效應、對改變貧困現象的作用以及對城鄉居民收入差異的影響。

1）數字普惠金融對經濟增長的影響。何宜慶等（2021）[1]認為數字普惠金融將從三個維度促進經濟增長，積極推動普惠金融數字化能夠持續為經濟增長提供動能，同時，要把握數字普惠金融對經濟增長影響的合理性，因地制宜地規劃數字經濟發展軌道。王亮等（2022）[2]認為數字普惠金融相對于傳統金融而言，能夠更加有效地為有需要的人群提供服務，并且能夠降低進入金融市場的門檻，為基數更多的中低收入人群提供金融便利。還能提高資本市場的活躍程度，從而促進該地區的經濟增長。汪雯羽等（2022）[3]認為政府干預將影響數字普惠金融在當地的影響與發展，并且能夠通過直接或者間接干預，配合數字普惠金融發展現狀幫助該地經濟向上發展，同時也能夠防范數字普惠金融擴張過度的影響。

2）數字普惠金融對城鄉收入差距的影響。趙丙奇（2020）[4]表示數字普惠金融為低收入地區提供了前所未有的金融服務便利，打開了金融服務的大門，有效地降低了金融服務門檻和金融服務成本，人們能夠根據自身實際情況尋求金融幫助，從而增加收入，平衡了城鄉收入差距。徐光順等（2022）[5]認為數字普惠金融在支付、信貸、保險等具體金融業務發展方面能顯著縮小城鄉收入差距，同時，農戶的人力資本在數字普惠金融對城鄉收入差距的影響中也具有顯著的調節效應。

隨著北京大學數字普惠金融指數的公開研究，也有不少學者關注著數字普惠金融對農民收入的影響。葉偉超（2016）[6]通過對全國7 個省市10 年數據的分析，發現隨著普惠金融的發展，城鄉居民收入分配失衡的情況得到了緩解。陳丹等（2019）[7]認為數字普惠金融在解決“如何提高鄉村地區低收入人群收入”的問題上發揮著重要作用，為扶貧工作提供了新轉機。劉自強等（2021）[8]利用空間杜賓模型，研究了數字普惠金融對于農戶收入水平、收入結構的影響效應。結果表明：數字普惠金融能最為有效地提高農戶收入水平。張林（2021）[9]構建了動態面板模型，通過實證分析的方法對數字普惠金融對農村居民收入的影響進行了實證分析，研究發現數字普惠金融不僅能提高農民收入水平，還能促進當地產業升級。張兵等（2022）[10]認為農戶之間也存在著較大的收入差距，數字普惠金融總指數對提升農戶收入有著顯著的影響，并且對自身財富積累較少的農戶更為明顯，在縮小農戶間的收入差距上具有良好表現。

基于對以往文獻的研究，本文選取吉林省2011—2020 年8 個地級市（因缺乏數據，去除延邊朝鮮族自治州）的面板數據，評判能使鄉村地區脫貧的影響因素，對探究數字普惠金融是否對提高農民收入有促進作用作出如下假設。

假設1：發展數字普惠金融對農民收入有正向影響。

下文將通過吉林省省級面板數據回歸，對假設1進行實證分析，以驗證假設。

2 研究設計

2.1 變量選取及數據來源

1）被解釋變量：農村居民可支配收入（LnY）。農民的收入是用農民的人均可支配收入來衡量的，需要指出的是，在2013年之后，農村居民人均純收入變成了農村居民人均可支配收入。盡管這個口徑發生了一些變化，但是它的計算方法并沒有太大的變化，所以，仍然可以選擇2011—2020 年吉林省農村居民人均可支配收入的對數值來衡量農民的收入狀況。

2）解釋變量：吉林省數字普惠金融發展水平指數（LnDIFI）。《北京大學數字普惠金融指數（2011—2022 年）》是當前我國數字普惠金融指數中最具權威性和應用價值的指標。因此，本文擬從中選取2011—2020 年吉林省8 個地級市的數字普惠金融指數并取對數作為核心解釋變量，從而衡量數字普惠金融對于農民收入的影響。

3）控制變量：①經濟發展水平（LnGDP）。地區的人均生產總值將反映該地區經濟發展水平的高低，因此本文將選取人均生產總值的對數來作為吉林省8 個地級市的經濟發展水平指標。②城鎮化水平（Urban）。隨著城鎮化水平的不斷提高，農村剩余勞動力將會越來越多地流向城鎮，參與勞動工作，從而影響農村居民收入，本文用吉林省各地級市中城鎮常住人口與總人口的比值來作為城鎮化水平的指標。③政府投入（Gov）。在農村建設發展中，政府財政支持的力度大小有著決定性的作用，因此選擇當地政府對于農林水事務的總支出與該地區生產總值的比例來衡量政府對農村地區的財政支持力度。④金融發展水平（FD）。數字普惠金融受傳統金融發展的影響，本文將用年末金融機構人民幣存貸款總額占地區生產總值的比重來反映當地的金融發展水平。

4）數據來源。本文選取2011—2020 年吉林省8個地級市（除延邊朝鮮族自治州）的面板數據，數據來自《北京大學數字普惠金融指數（2011—2022 年）》《中國農村統計年鑒》《吉林統計年鑒》以及Wind 數據庫。

2.2 模型設計

以吉林省8 個地級市2011—2020 年的面板數據作為研究樣本，檢驗數字普惠金融對農民收入的影響效應，設定以下模型：

式中，被解釋變量LnYi,t表示吉林省第i個地級市第t年的農村居民人均收入水平；LnGDPi,t、Urbani,tt、Govi,t和FDi,t為解釋變量，εi,t為隨機擾動項。

2.3 實證分析

2.3.1 變量描述性統計

各變量的描述性統計如表1 所示，可以看出農村居民人均可支配收入水平差距明顯，將收入對數還原后，最少收入為5 513 元，最多收入為16 636 元，省內農民收入存在不平衡現象。數字普惠金融指數均值為4.972，標準差為0.52，代表吉林省內地級市之間的數字普惠金融發展程度不同，差距顯著；從其他變量指標中可以看出，吉林省內部發展存在嚴重的不平衡問題，各個指標都存在明顯差距。

表1 各變量的描述性統計

2.3.2 變量相關性分析

為了考察變量間的關系，需要對變量進行相關分析，如果被解釋變量與解釋變量間存在高度相關，那么該模型的研究就具有一定的實際意義。本文使用皮爾遜相關系數來度量這些變量之間的相關性，從表2 的相關性分析可以看到，被解釋變量LnY 與解釋變量LnDIFI 之間的相關系數為0.825，為正向影響，且在0.01的顯著性水平上顯著，因此該模型的研究是有意義的。同時，政府投入和金融發展水平與被解釋變量之間的關系也是顯著的，表明選擇的控制變量也是有效的。

表2 變量間的相關性分析

2.3.3 變量多重共線性檢驗

多重共線性讓線性回歸模型中的解釋變量之間存在精確相關關系或者高度相關關系，從而使模型估計失真或者難以估計。因此，本文對各變量展開多重共線性分析，結果如表3 所示。可以看出，方差膨脹因子均小于5，因此各個解釋變量之間并不會存在嚴重的多重共線性問題。

表3 多重共線性分析結果

2.3.4 Hausman檢驗

本文用Hausman 檢驗是使用隨機效應模型還是固定效應模型能更好地反映實證結果的準確性和合理性，結果顯示p＜0.01，拒絕存在原假設，故使用固定效應模型更有效率，所以本文使用個體固定效應模型。Hausman檢驗如圖1 所示。

圖1 Hausman檢驗

2.3.5 固定效應回歸結果

固定效應回歸結果如表4 所示，可以看出，身為核心解釋變量的數字普惠金融指數對農村居民人均可支配收入的系數為0.306，在1%的水平上顯著，表明發展數字普惠金融有利于提高農民收入，同時也驗證了假設1 的正確性。在解釋變量中，當地的經濟發展水平在5%的水平上顯著，對農民收入產生負影響的原因可能是隨著經濟水平的不斷提高，城鄉收入差距越來越大，經濟發展越快的城市可能會更加重視高質量發展，會注重科學技術產業的投資，而降低傳統農業發展的投資占比。所以，該地區的農業發展會停滯，從事農業的人員也會失去信心，從而導致農民的收入水平難以提高。城鎮化率對于農民收入的正向影響顯著，影響系數為0.736，城鎮化率水平越高表明農村剩余勞動力向城鎮流動的比例越高，大量農村剩余勞動力參與到城鎮非農產業當中去并取得工資報酬，所以提高了農民的收入。政府投入與農民收入水平在5%的水平上顯著正相關，這表明，中央財政對農業的支持是到位的，總體上達到了增加農民收入的目的。其中，金融發展水平每上升1%，農民收入就增長0.006 71%，說明傳統金融的發展能夠在10%的水平上顯著提高農民收入，可能是由于傳統金融發展水平越高，越能提高農民金融投資的積極性，從而提高農民收入。

表4 固定效應回歸結果

3 結論與建議

本文使用2011—2020 年吉林省8 個地級市的面板數據，提出發展數字普惠金融對農民收入有正向影響的假設，實證分析了數字普惠金融對農民收入的影響效應，證實了假設的正確性，并得到以下結論：數字普惠金融能夠促進農民收入的增加，在1%的水平上顯著。隨著城鎮常住人口占總人口比例的上升，農民收入也隨之提高；政府通過提高農林水事務的財政支出增強了對農村地區發展的幫扶力度，從而提高了農業相關人員的收入水平；同時，較好的金融發展對提高農民收入也有顯著的影響，但經濟水平的提高可能會對農民增收產生負影響效果。

為了使數字普惠金融能夠更好地服務于鄉村振興戰略，使農民收入水平保持可持續增長，本文提出以下建議：

1）擴大數字普惠金融服務廣度。目前，中國數字普惠金融還處于初級發展階段，數字化技術應用并沒有實現全覆蓋。我國需要進一步推進數字普惠金融建設，加快鄉村網絡建設，促進數字支付的普及，讓鄉村居民習慣數字金融帶來的便捷性，擴大數字普惠金融各項業務的覆蓋面，提供更為全面的金融服務，確保滿足不同群體的需求。

2）創新提升數字普惠金融服務深度。數字化普惠金融在解決偏遠地區貧困人口融資問題上具有獨特的優勢。在獲取數字化普惠金融服務的同時，應該深入挖掘數字化技術的滲透性作用，借助高水平的數字化技術對金融機構的金融產品與服務進行精準設計與個性化定制，開發出低成本、高效率的普惠金融產品，使農戶能夠有足夠的選擇來滿足其金融產品與服務需求。

3）健全數字普惠金融監管體制。數字普惠金融作為帶有數字技術的新興金融服務模式，依靠金融科技發展勢頭迅猛，雖然數字普惠金融的發展對于增加農民收入、縮小城鄉發展差距有著極大的作用，但便利的金融服務也會加大金融監管的難度，如果沒有合理的監管體制，數字普惠金融可能會游離于法網之外，帶來嚴重的后果。所以國家有關部門應該就互聯網金融業務的發展，完善立法工作并嚴格執法監督，為數字普惠金融的發展創造一個良好的行業生態和穩定的金融環境，保護金融消費者尤其是農民等弱勢群體的合法權益。