數字普惠金融與縣域農業發展：非均衡效應及作用路徑分析

摘" "要：以全國1 479個縣域為樣本，在理論分析的基礎上實證檢驗數字普惠金融對縣域農業影響的非均衡效應及作用路徑。研究發現，數字普惠金融對農業發展的影響具有非均衡的特點，在農業占比較高的縣域，數字普惠金融的發展有利于提高農業發展水平，而在農業占比較低的縣域，數字普惠金融并沒有對農業發展起到積極作用。從作用路徑來看，在農業占比較高的縣域，數字普惠金融不僅可以直接促進農業產業發展，而且也可以通過提高農業技術水平和擴大農業生產規模間接促進農業產業發展。

關鍵詞：數字普惠金融；農業發展；非均衡效應；作用路徑

中圖分類號：F832.35；F307" " " "文獻標志碼：A" " " 文章編號：1673-291X（2024）24-0074-06

一、問題提出與文獻綜述

鄉村振興是經濟高質量發展的壓艙石，農業發展則是鄉村振興和縣域可持續發展的重要組成部分，金融資本的投入是農業發展的重要資金來源之一。然而，金融機構與農戶之間信息不對稱，農村土地、住房和農具缺乏抵押物流通市場，農業生產長周期、強自然依賴和低收益特點均與傳統金融資本追求安全性、流動性和盈利性的本質相悖，導致傳統的金融服務很難滿足農業發展過程中的資金需求。在數字經濟發展背景下，以數字技術發展為創新手段的數字普惠金融：一方面，可以借助大數據的信息獲取優勢降低普惠金融服務農業的成本，減緩信息不對稱的痛點[1]；另一方面，可以通過打破傳統金融運作模式[2]創新農業資本來源渠道，增加農業資本的可得性，緩解農業融資難、融資貴的問題，進而成為農業發展的重要驅動力量。國內學者研究發現，數字普惠金融發展能夠提高我國農業全要素生產率[2，3，4]，并且數字普惠金融發展水平越高的地區這種促進作用越顯著[4]，東部沿海地區的這種促進作用更顯著[3]；數字普惠金融發展能夠促進我國農業機械化水平[2，5，6]，并且農業落后縣、平原縣和農業縣的機械化水平更容易享受數字普惠金融發展過程中的紅利[5]；數字普惠金融發展能夠提高我國農業產業化水平[7]，并且傳統金融市場的競爭越激烈，這種促進作用越強[8]，但這種促進作用常表現出邊際遞減的特點[9]。

然而，也有學者質疑數字普惠金融對農業發展的促進作用，認為不論數字普惠金融如何進行模式的創新，金融逐利性的本質也不會發生變化，因此城鄉之間資本要素的配置結構并不會因數字普惠金融的發展而得到實質性改善[10]，農村地區數字普惠金融活躍度依然落后于城市地區[1]，短期內數字普惠金融發展有可能形成城鄉之間新的分化[11]。

綜上所述，數字普惠金融是否能夠促進農業發展依然存在爭議，因此本文將從理論和實證兩個層面再次進行討論。本文的邊際貢獻體現在如下兩個方面：第一，從縣域的產業優勢視角討論了數字普惠金融對縣域農業發展的非均衡作用。金融逐利的本質使得金融更容易在優勢產業發揮積極作用，也就是說數字普惠金融在農業處于相對優勢地位的縣域對農業發展的促進作用可能會優于農業處于相對劣勢地位的縣域。然而，現有文獻在研究數字普惠金融對農業發展的影響時，往往忽視了不同縣域間在產業優勢方面的異質性特征。因此，本文嘗試將縣域農業發展相對水平引入計量模型，探究數字普惠金融對縣域農業發展的非均衡作用。第二，從農業技術水平提升和農業規模化水平提升兩個角度討論數字普惠金融促進縣域農業發展的路徑。現有文獻主要討論了數字普惠金融對農業發展的影響，但對這種影響的作用路徑的討論略顯不足。數字普惠金融的發展增加了農業資本的可得性，農業資本投入的增加很可能會提高農業技術水平和農業生產規模，而農業技術水平的提高、農業生產規模的擴大都將成為促進農業發展的重要推力。因此，本文將嘗試從農業技術水平提升和農業規模化水平提升兩個角度討論數字普惠金融促進縣域農業發展的路徑。

二、理論分析及假設提出

數字普惠金融是否能夠促進縣域農業發展取決于數字普惠金融為農業提供服務的可能性的大小。

第一，從金融服務成本來看，傳統金融機構需要通過設立眾多的物理網點、配置充足的人員才能維持金融服務的供給。這種較高的運維成本為金融服務的供給筑起了一道區域門檻，即電信基礎設施不完善的偏遠農村地區是難以享受傳統金融服務的[12]。依托數字技術發展起來的數字普惠金融突破了物理網點和人員的限制，改變了傳統金融的供給模式[13]，極大地提高了金融服務自助化、智能化程度，解決了金融服務的區域門檻問題。

第二，從信息獲取情況來看，缺乏央行征信系統的信用記錄的事實給農村居民獲得傳統金融服務筑起了一道信息門檻，解決信息門檻有效的辦法就是提供抵/質押，而農業生產周期長，農村居民抵/質押物不足的現實更加堅固了信息門檻。數字普惠金融依托大數據信息獲取優勢和先進的數字技術，將用戶的行為數據構建成有效的金融信息[6]，從而將金融服務下沉至抵/質押物不足的長尾市場，擴大了金融服務的半徑[2，14，15]。

第三，從客戶選擇角度來看，金融逐利的本質和金融資源的有限性決定了金融供給在可選服務范圍內最終會投向回報率高的領域，即優勢產業。也就是說，即使數字普惠金融有效解決了區域門檻和信息門檻問題，數字普惠金融是否能夠服務縣域農業，還要取決于農業在縣域產業發展中的地位。如果農業處于劣勢地位，金融資本的逐利性將會驅使大量資本投向優勢的非農領域，同時受金融資源有限性的制約，數字普惠金融甚至可以通過充分發揮其便捷性作用將原本屬于農業的資本也抽取至非農領域，從而強化金融在農業領域的“抽水機”作用。反之，如果農業處于相對優勢的地位，數字普惠金融則可以有效促進農業發展。

基于以上分析，本文提出假設1：數字普惠金融可以促進農業發展，但具有非均衡的特點，在農業占比較低的縣域，數字普惠金融促進農業發展的作用不顯著，甚至會出現抑制的情況，而在農業占比較高的縣域，數字普惠金融將有助于農業發展。

數字普惠金融在農業占比較高的縣域是如何促進農業發展的呢？本文將農業生產函數表示為Y=f（N，L，A，K，M）的形式，其中N表示不受人力控制的自然資源，是農業生產函數關系中的隨機項；M表示在生產過程中保持不變的生產要素投入，是農業生產函數關系中的常數項；L表示勞動力投入；A表示農業技術水平；K表示農業資金投入。剔除不受人力控制的自然資源因素和短期內不易發生變化的因素的影響，可將農業生產函數表示為柯布—道格拉斯生產函數形式：Y=AtLα，Kβ）。其中α和β分別表示勞動投入和資本投入的生產彈性。農業生產存在規模經濟，即α+βgt;1，也就是說隨著農業規模的擴大，農業產出會加速提高。由此可見，L、K、A的增加以及隨農業規模擴大而產生規模經濟都是縣域農業發展的重要路徑。然而在短期內勞動力供給不會發生明顯的變化，因此，短期內促進農業發展的路徑將主要包括資金投入K的增加、農業技術水平A的提高以及農業規模的擴大。

從農業技術水平來看，數字普惠金融的發展提高了縣域農業資本要素的可得性[13]，農業資本要素可得性的提高又為農業技術進步提供了資金保障。也就是說，數字普惠金融提高了農業技術開發和高技術含量的農業生產設備購置的資金供給，從供給側促進了農業技術水平At提高，從而一定程度上解決了農業技術發展不平衡不充分的問題[16]，間接促進了農業產出Y的增加。

農業生產的規模化可以從內部和外部兩個方面理解。從內部來看，部分農業投入（如機械設備等）的高成本性和不可分性決定了農業生產的規模經濟特征，即如果農業生產實現規模化，則其可以通過使用具有高成本和不可分性特征的農業投入提高農業生產率。從外部來看，農產品的銷售、農業生產要素的購買也都具有規模經濟性，即如果農業生產實現規模化，則其可以通過大宗采購和批量銷售的方式提高在市場上的議價能力，從而降低生產要素的采購成本和農產品的銷售成本以提高農業產出率。然而，傳統金融的信貸約束使得本身就資金短缺的農戶沒有擴大農業生產規模的能力，沒有使用具有高成本性和不可分性的農業投入的能力，在市場上也沒有議價能力，諸多因素相互制約，從而阻礙了縣域農業的發展。數字普惠金融的出現，通過打破時空約束、降低交易門檻、提高交易便捷性、減少交易成本[17]等途徑極大提高了農戶的資本獲得能力，從供給側促進了農業生產規模的擴大，從而間接促進了農業產出Y的增加。

基于以上分析，本文提出假設2：數字普惠金融可以通過促進農業技術水平提高以及促進農業生產規模化水平提升間接促進農業產業發展。

三、研究設計

（一）模型設定

首先，本文利用面板雙向固定效應模型進行基準回歸：

其中，agit反映縣域農業發展水平，用人均農業產業增加值的對數反映。infit表示數字普惠金融發展水平，用北京大學數字普惠金融發展總指數（inf_t）、覆蓋廣度指數（inf_br）、使用深度指數（inf_de）和數字化程度指數（inf_di）反映[10]。μt為模型控制變量中不隨時間變化的個體特征。φt為模型控制變量中同一年度不隨個體變化的外部沖擊。Xit為既隨時間變化又隨個體變化的控制變量，包括以人均財政支出的對數反映的縣域財政支出規模（exp）、以正規金融機構人均貸款余額的對數反映的傳統信貸投放規模（loan）、以中小學在校生人數占縣域人口比重反映的教育水平（edu）、以二三產業從業人數占縣域人口比重反映的就業情況（emp）和以二三產業增加值占GDP的比重反映的產業結構（rind）等因素。

接著，為了驗證假設1，本文以農業發展相對水平作為門檻變量，設定面板門檻模型如下：

其中，xdagit為縣域農業發展相對水平，用第一產業增加值與GDP的增加值之比反映。其他變量的解釋與上文一致。

為了驗證假設，本文將通過門檻效應模型找出的數字普惠金融能夠顯著促進農業發展的樣本作為子樣本，使用溫忠麟（2014）的因果逐步回歸法[18]驗證數字普惠金融促進縣域農業發展的作用路徑：

其中，Mit為中介變量，包括農業技術水平和農業規模化水平兩個指標，其中農業技術水平用農業機械化水平（mac）反映，農業規模化水平用農業勞動力人均農作物播種面積（scac）反映；其他變量的解釋與上文一致。具體分析思路如下：分別檢驗模型（2）中系數β1、β2、β3和ω的顯著性。如果β1、β3和ω均顯著，但β2不顯著，則說明Mi對agit的影響完全囊括了infit對agit的影響，即infit對agit不存在直接效應，但存在以Mi為中介變量的間接效應；如果β1、β2、β3和ω均顯著，并且ω和β2同號，則說明infit對agit的影響過程中既存在直接效應，也存在以Mi為中介變量的間接效應，此時間接效應占總效應的比例為（ω×β3）/β1；如果β1、β2、β3和ω均顯著，但ω和β2異號，則說明infit對agit的影響過程存在直接效應的同時也存在以Mi為中介變量的遮掩效應，即因Mi的存在遮掩了部分infit對agit的影響；如果β1、β2、和ω顯著、β3不顯著或者β1和β2顯著、β3和ω不顯著，則說明infit對agit的影響過程中只存在直接效應。

相關變量名稱及計算方法如表1所示。

（二）估計方法選擇

縣域數字普惠金融發展是外生于縣域農業發展水平的。因此，本文主要使用最小二乘法對模型進行估計，并利用異方差序列相關穩健標準避免異方差和序列相關問題。

（三）樣本選取、數據來源及描述性統計

本文在剔除縣級市樣本和數據缺失縣域樣本的基礎上選取我國1 479個縣域2014—2020年的數據為樣本開展研究。其中，數字普惠金融指數來源于北京大學數字金融研究中心，其他數據來源于《中國縣（市）社會經濟統計年鑒》。

四、實證結果分析

（一）基準回歸

表2呈現了模型（1）的全樣本估計結果。從下頁表3的第（1）列來看，數字普惠金融總指數在1%統計水平上對縣域農業發展水平的提升有促進作用，其影響系數為0.123。這表明數字普惠金融的發展將更多的資金引入農業，提高了農業生產過程中的資金供給量，促進了農業發展。從表3的第（2）列來看，數字普惠金融覆蓋廣度在5%統計水平上對縣域農業發展水平的提升有促進作用，其影響系數為0.057。這表明隨著數字金融服務覆蓋范圍的不斷擴張，縣域“長尾人群”以及農業生產獲得金融服務以及享受金融科技紅利的可能性極大提升，從而促進了農業發展水平的提升。從表3的第（3）列來看，數字普惠金融使用深度對農業發展的影響不顯著。從表3的第（4）列來看，數字普惠金融數字化程度在10%統計水平上對縣域農業發展水平的提升有促進作用，其影響系數為0.025。這表明便利的金融服務提高了投融資效率，促進了縣域農業發展。此外，從控制變量來看，財政支出規模、傳統信貸投入規模、教育水平以及二三產業從業人數占比對縣域農業發展有顯著促進作用；產業結構發展水平對縣域農業發展有顯著抑制作用。

（二）數字普惠金融促進農業發展非均衡性檢驗

通過自舉法檢驗以農業發展相對水平為門檻變量的門檻效應，檢驗結果顯示：單門檻效應和雙門檻效應通過了顯著性檢驗（如表4所示）。因此，本文選用雙門檻效應對模型（2）進行估計。

估計結果顯示（如表5所示）：當縣域農業發展相對水平小于0.056 3時（即第一產業增加值占GDP增加值的比重小于0.056 3時），數字普惠金融在農業領域呈現出“抽水機”效應。當縣域農業發展相對水平處于0.056 3—0.111 6之間時（即第一產業增加值占GDP增加值的比重處于0.056 3—0.111 6之間時），數字普惠金融發展對縣域農業發展的影響不顯著。當縣域農業發展相對水平大于等于0.111 6時（即第一產業增加值占GDP增加值的比重大于0.111 6時），數字普惠金融發展對縣域農業發展的影響在1%的統計水平上顯著為正，農業發展享受到了數字普惠金融帶來的數字紅利。進一步統計發現，農業發展相對水平小于0.111 6的縣域僅占樣本縣域的15.4%，也就是說，大部分縣域在農業發展過程中是能夠享受到數字普惠金融的數字紅利的。假設1得證。

（三）數字普惠金融促進農業發展作用路徑檢驗

表6報告了對模型（3）的估計結果。估計結果顯示：數字普惠金融的確是通過提升農業技術水平、擴大農業生產規模兩條路徑間接促進農業發展，其中通過提升農業技術水平促進農業發展的間接效應占總效應的47.78%，通過提高農業生產規模化水平促進農業發展的間接效應占總效應的38.98%。由此可見，數字普惠金融不僅可以直接促進農業產業發展，也可以通過提高農業技術水平和農業生產規模間接促進農業產業發展。假設2得證。

（四）穩健性檢驗

首先，用工具變量進行IV-2SLS估計，其中工具變量選用滯后一期的數字普惠金融指數。從估計結果來看（如下頁表7第（1）列所示），數字普惠金融在1%統計水平上對縣域農業發展有促進作用。這一估計結果與前文結論一致。

接著，隨機剔除30%的樣本后進行二次估計。從估計結果來看（如表7第（2）列所示），數字普惠金融仍在1%統計水平上對縣域農業發展有促進作用。

最后，用“單位面積土地的農業產業增加值”重新定義農業發展水平后進行再次估計。從估計結果來看（如表7第（3）列所示），數字普惠金融依舊在1%統計水平上對縣域農業發展有促進作用。

綜上所述，本文的研究結論是穩健的。

五、研究結論及政策建議

本文以我國1 479個縣為樣本，從理論和實證兩個層面討論了數字普惠金融對縣域農業的影響及作用路徑。研究結論顯示：數字普惠金融對縣域農業發展的影響是不均衡的，在農業占比較低的縣域，數字普惠金融的發展抑制了農業的發展，在農業占比較高的縣域，數字普惠金融發展是有利于農業發展的。從作用路徑來看，數字普惠金融主要通過提高農業技術水平和農業生產規模間接促進農業產業發展。

基于上述分析，本文認為縣域應繼續推進數字金融基礎設施建設，健全基于數字技術的信用評價體系，便利數字普惠金融使用方式，深化普惠金融服務農業農村的能力。具體政策建議包括以下幾方面。

第一，通過發展數字普惠金融提高農業技術水平。農業技術水平的提升是數字普惠金融促進農業發展的一條重要路徑，應著力提升數字普惠金融服務科技發展的能力，加快開發能夠有效促進農業技術水平提升的數字普惠金融服務模式。

第二，通過發展數字普惠金融促進農業規模化。農業規模化程度的提升是數字普惠金融促進農業發展的又一重要路徑，應著力提升數字普惠金融服務農業農村的能力，加快開發能夠有效促進農業規模擴大的數字普惠金融服務模式。

第三，不同地區應該制定差異化的數字普惠金融政策。由于數字普惠金融對不同地區農業發展的影響存在顯著差異，因此各地區應根據自身資源稟賦、農業發展水平等因素創新數字普惠金融產品，從而避免數字普惠金融發展對農業發展造成的數字鴻溝。

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