數字金融農村居民收入與農村創業
——基于2011—2019年平衡面板數據的實證研究

趙霜 趙子銥

(貴州財經大學，貴州 貴陽 550000)

引言

從全球經濟的角度來看,許多國家的經濟發展,包括工業化和城市化進程,主要是以犧牲農村經濟為代價的。在改革開放政策背景下,大量的農村居民從農村地區涌入城市,使得我國城鎮化趨勢越來越明顯。統籌城鄉關系,推進城鄉一體化,完善綜合管理體制,實現農業農村經濟發展是當前階段的重中之重。而促進農村創業是實現鄉村經濟社會發展,落實鄉村振興戰略的一個重要手段。農村創業能夠盤活當地各項資源,為農村居民提供更多的就業機會,增加農村居民獲得收入的來源,促進農村社會經濟發展,實現鄉村振興。開展創業活動必須擁有穩定充足的資金支持,但是農村居民往往因為缺少抵押物、缺少征信數據等,被傳統金融機構排斥在外,無法獲得進行創業的資金[1],嚴重影響了農村地區的創業活躍度。此外,在傳統金融體系中,銀行等金融機構還普遍存在著許多結構性、深層次的矛盾,也影響制約著農村經濟的發展[2]。近年來,隨著現代信息技術的快速發展,信息技術與金融領域的融合更加深入,產生了全新的數字金融服務模式,極大地提高了金融服務的覆蓋范圍和使用深度,讓農村居民也能夠享受平等公正的金融服務[3]。那么數字金融這一全新的金融服務模式是否能夠促進農村創業,其作用機制又是怎樣的,關注這些問題,對于我國發展數字金融、推動農村創業、實現農村經濟社會發展、落實鄉村振興戰略都意義重大。鑒于此,本文選取2011—2019年我國31個省區市的宏觀統計數據,實證檢驗了數字金融發展對農村創業的影響及其作用機制,并據此提出相關政策建議。

1 理論分析和研究假設

1.1 數字金融與農村創業

創業活動實際上就是創造價值的一個過程,創業活動的順利開展必須擁有穩定充足的資金支持。然而在農村地區,由于能夠提供貸款資金的金融機構較少,農村居民自身收入不穩定、缺少抵押物等原因,使得農村創業活動無法獲得資金支持。數字金融的發展,極大地解決了農村創業所面臨的融資約束,主要可以從2個方面解釋:數字金融提升了金融服務的觸及范圍[4],使農村居民能夠享受到更多的金融服務,為農村創業提供了金融基礎；數字金融利用人工智能、大數據等技術收集整理農村居民的各項數據和信息,包括農村居民生活、生產、消費等方面的信息,使金融機構能夠更加全面地掌握農村居民信用狀況,極大地緩解了金融機構與農村居民之間存在的信息不對稱問題,增大了金融機構為農村居民提供資金貸款的信心,同時也使各類金融機構能夠提供更加適合農村居民需求的金融服務。

基于此,提出如下假設。

H1:數字金融的發展能夠正向推動農村創業。

1.2 數字金融、農村居民收入與農村創業

數字金融發展對農村創業的影響,除了直接影響外,還能夠通過其他的方式來影響農村創業[5]。如,數字金融的發展為較為貧困、較為落后的農村地區帶來了新的活力,對農村居民的生產生活產生了極大的影響,增加了農村居民獲得收入的來源,使農村居民收入得以增長,從而影響農村創業。在傳統的金融體系下,農村地區普遍存在基礎設施建設水平低、金融服務成本高、金融服務供給不足等問題。數字金融的出現,加強了傳統金融機構與高科技企業的結合,通過高新技術改變了以往單一的線下服務方式,增加了線上電商平臺等金融服務模式,擴展了數字金融服務的可觸達性,使農村居民能夠充分平等的享受到金融服務,進而能夠對農村居民收入產生積極的影響。

基于此,提出如下假設。

H2:數字金融通過帶動農村居民收入增長從而正向推動農村創業。

2 研究設計及變量說明

2.1 數據及變量說明

本文選取2011—2019年全國31個省市地區的宏觀統計數據作為研究樣本,相關數據來自國泰安數據庫、EPS統計數據平臺。并對文中所使用的非比值型數據采取取對數的方法減少異方差的影響。此外,為了保證研究結果的可信度,本文還選取了一系列控制變量。相關變量的具體解釋如表1所示。

表1 變量解釋

2.2 模型構建

為了具體研究數字金融發展對農村創業的影響,在前文提出的假設基礎上,構建如下基本模型:

式中,被解釋變量REit為農村創業；i表示省份；t表示年份；Xit為數字普惠金融指數；Controlit為控制變量集；α0表示常數項；εit表示誤差項；D表示不可觀測的個體效應。各個變量的測度如上文所述。

為了進一步檢驗數字金融是否能夠通過帶動農村居民收入增長從而正向推動農村創業,本文借鑒溫忠麟等[6]的研究,構建中介效應檢驗模型:

式中,農村居民收入Incomeit為中介變量；式(2)與式(1)相同,都是用于檢驗數字金融發展對農村創業影響,其中α1表示總效應的大??；式(3)中β1表示數字金融發展對農村居民收入的影響效應；式(4)中γ1表示數字金融發展對農村創業的直接效應；γ2與式(3)中β1的乘積則代表中介效應的大小,即數字金融發展通過帶動農村居民收入增長從而正向推動農村創業的影響。若回歸系數γ2顯著為正,則說明數字金融發展能夠通過帶動農村居民收入增長促進農村創業。

2.3 變量的描述性統計

本文選取2011—2019年全國31個省市地區的數據,總共得到279個有效觀察量,表2給出了主要變量的描述性統計。

表2 描述性統計

3 實證結果分析

3.1 基準回歸

采用固定效應模型檢驗數字金融對農村創業的影響。不加入控制變量,只固定時間效應,回歸結果如表3中第(1)列所示,數字金融的系數顯著為正。在此基礎上,為了保證研究結果的可信度,加入控制變量,表3中第(2)列表示加入控制變量并固定時間效應后,數字金融的回歸系數在1%的水平上顯著為正,說明數字金融發展的確能夠正向推動農村創業,假設H1得到驗證。從控制變量來看,基礎設施建設的系數在1%的水平顯著為正,說明區域內的基礎設施建設水平對農村創業也有正向的影響。此外,城鎮化率的系數在1%的水平顯著為負,說明地區的城鎮化進程并不能推動農村創業。

表3 數字金融發展對農村創業的影響效應

3.2 中介效應分析

采用逐步回歸法檢驗中介效應,檢驗數字金融對農村創業的影響,如表4中的第(1)列所示,數字金融的發展能夠顯著促進農村創新；對模型(2)進行回歸,檢驗數字金融發展對農村居民收入的影響,如表4的第(2)列所示,數字金融的估計系數在1%的水平上顯著為正,說明數字金融發展能夠顯著提高農村居民收入；檢驗農村居民收入是否在數字金融發展促進農村創業的過程中起到中介作用,根據表4第(1)～(3)列的結果顯示,估計系數均通過1%的顯著性檢驗,說明農村居民收入作為中介變量是顯著的,假設H2得到驗證。

表4 農村居民收入的中介效應

4 研究結論

隨著我國整體經濟發展的越來越快,鄉村發展問題也日益引起國家領導層面的重視,黨的十九大以來,我國越來越意識到三農問題關系到國家的穩定,必須全面推進鄉村振興。而推動農村創業,是實現鄉村經濟社會發展,落實鄉村振興戰略的一個關鍵步驟。在此基礎上,研究數字金融的發展對農村創業的影響及作用機制具有重要的現實意義。本文選取了2011—2019年全國31個省市地區的宏觀統計數據作為研究樣本,采用固定效應和中介效應模型,實證檢驗了數字金融發展對農村創業的影響及作用機制。研究發現,數字金融發展能夠顯著促進農村創業；數字金融的發展能夠通過推動農村居民收入增長,進而對農村創業形成激勵效應。本文的研究結果有利于通過數字金融發展,推動農村創業,促進農村社會經濟發展,實現鄉村振興。在本文實證結果的基礎上,提出以下建議。

繼續推動數字技術與金融的融合,全面提高數字金融發展水平。國家層面制定相關政策措施,為創新型科技企業的成立與發展提供良好的生存環境,鼓勵科技企業創新生產出更多的金融產品與服務；繼續完善數字金融的相關基礎設施建設,特別是農村地區的基礎金融服務設施,加大銀行網點、助農取款服務點等金融服務設施的建設,讓那些因為貧困而被傳統金融服務排斥在外的農村居民享受到金融服務；加強對數字金融的監督管理,加快推進人臉識別、電子簽名等技術的合法使用。

改善數字金融使用條件,為數字金融支持農村創業的提供良好的金融環境。政府部門可以積極組織金融宣講活動,加強金融知識的宣傳普及,增加農村居民的金融素養,改善農村地區存在的“排斥金融”現象。拓展金融監管的范圍,把偏遠貧困的農村地區也納入到金融監管的區域內,減少數字金融存在的風險。