數字普惠金融、農業產業鏈延伸與農民增收

李杰義，胡靜瀾

（1.嘉興大學商學院，浙江 嘉興 314001；2.中國石油大學經濟與管理學院，山東 青島 266580）

0 引言

數字普惠金融是金融創新的新興領域，在農業領域存在豐富的應用場景。在傳統金融條件下，涉農產業很難獲得金融業的資金支持[1]。隨著數字普惠金融的日益興起，金融服務的廣度和深度不斷拓寬，農業產業的金融匹配度也不斷深化。鄉村數字普惠金融為推動農業產業鏈延伸、促進農民增收提供了可行路徑。因此，有效推動鄉村金融政策供給與數字普惠金融創新，發揮數字普惠金融促進農業產業鏈延伸和農民增收的積極作用，是新時代促進鄉村振興的題中之義。

有關研究與鄉村數字普惠金融的創新實踐之間仍有較大的差距，存在以下不足。第一，研究數字普惠金融對農民增收影響的研究較多，但對有關數字普惠金融與農民增收關系中間機制的研究相對較少。實際上，農業產業鏈延伸是揭示數字普惠金融與農民增收之間內在關系的重要視角，農業產業鏈延伸很可能在數字普惠金融與農民增收關系中發揮中介效應。第二，已有研究大多認同數字普惠金融與農民增收關系之間的線性關系，但由于數據遵循要素報酬遞增規律，數字普惠金融對農民增收的影響也可能有著非線性的特點[2]。第三，已有研究大多忽視了影響數字普惠金融與農民增收關系的其他因素，但由于各地鄉村數字普惠金融發展水平存在較大差異，因而數字普惠金融對農民增收在區域間也可能存在異質性影響。鑒于此，本文基于2010—2020年我國30個省份的面板數據，引入農業產業鏈延伸作為中介變量，實證分析數字普惠金融對農民增收的作用機制，并以農業產業鏈延伸作為門檻變量，考察數字普惠金融與農民增收之間的非線性關系及其異質性影響。

1 理論分析與研究假設

伴隨數字新興技術不斷融入金融業，鄉村數字普惠金融日益興起。早期的研究關注到數字普惠金融對縮小城鄉收入差距的重要意義[3]，認為數字普惠金融克服了傳統金融的偏向性，降低了金融的門檻效應。隨后的研究考察造血式金融支持的實現路徑，認為數字普惠金融借助場景開發、大數據分析和新技術，補齊了傳統金融服務的短板，增強了農民對金融的可獲得性。數字普惠金融拓展了業務范疇，為農民獲得金融服務提供了機會，能更好地滿足農民對資金的需求。依托大數據、5G 等信息技術的數字普惠金融能有效緩解鄉村區域的信用約束，為農民增收提供高水平的金融供給[4]。相較于傳統金融，數字普惠金融簡化了傳統金融的復雜程式，提升了金融服務供給的效率和速度。基于上述分析，本文提出如下假設：

假設1：數字普惠金融對農民增收具有直接影響。

隨著研究的深入，近年來學者們開始關注數字普惠金融與農民增收之間的中間機制。學者們普遍認為，農業產業鏈延伸是鄉村產業融合發展的重要組織形式，適應了提高農業勞動生產率和促進農民增收的內在要求。農業產業鏈延伸意味著農產品開發和加工程度的加深，有利于提高農業增加值和綜合利用程度，推進農業高效率發展和農民增收[5]。農業產業鏈延伸拓展了農業的傳統功能，通過農業的產業結構優化和三產融合，不僅為鄉村帶來更多的就業崗位，還擴展了農民的工資性收入來源[6]。隨著休閑農業、智慧農旅、觀光農業等產業的融合發展，加入新型鄉村創業群體的農民的經營性收入得到大幅提升。本質上，農業產業鏈延伸是傳統農業的功能轉型及其結構優化，數字普惠金融對農業產業鏈延伸、農業產業結構優化具有正向促進作用。數字普惠金融能緩釋傳統金融的地理排斥，對農業產業鏈延伸的促進作用會隨時間的推移逐漸增強[7]。基于上述分析，本文提出如下假設：

假設2：農業產業鏈延伸在數字普惠金融與農民增收關系中具有中介效應。

數字普惠金融具有網絡效應，使用人數越多，對鄉村經濟增長及其全要素生產率提高產生的價值就會越大。隨著數字鄉村建設的推進，數字普惠金融的應用場景不斷增加，數字普惠金融在鄉村的新金融形態中的比重也越來越高，促進農民增收的效果顯著[8]。不同區域之間的數字鄉村建設與金融發展水平存在明顯差異，因而不同鄉村之間的數字普惠金融也表現出明顯的區域差異，這種差異勢必會影響數字普惠金融對農民增收的效應。基于上述分析，本文提出如下假設：

假設3：數字普惠金融對農民增收具有非線性影響。

2 研究設計

2.1 模型設定

2.1.1 數字普惠金融的直接效應

本文參考孫文婷和劉志彪（2022）[9]的方法，使用省級面板數據，構建固定效應模型實證檢驗數字普惠金融對農民增收的影響。具體模型如下:

其中，lnIncomeit為省份i在t時期的農民人均可支配收入的增長率，DIFIit為省份i在t時期的數字普惠金融發展水平，Zit為一系列控制變量，μi為個體效應，εit為隨機擾動項。

2.1.2 農業產業鏈延伸的間接作用

在式（1）系數α1通過檢驗的基礎上，首先構造DIFI對于中介變量AICEI的線性回歸方程，然后構造DIFI與中介變量AICEI對lnIncome的線性回歸方程，最后通過β1γ1、γ1等回歸系數的顯著性判斷中介效應的存在性。

2.1.3 數字普惠金融的非線性影響效應

面板門檻模型是研究非線性效應的經典模型，能較好地說明解釋變量與被解釋變量之間的因果關系，其研究結果較為合理可信。為進一步討論農業產業鏈延伸水平在數字普惠金融發展促進農民增收過程中的非線性影響效應，構建農業產業鏈延伸水平下的數字普惠金融對農民收入影響的面板門檻模型。具體模型如下：

2.2 變量定義

（1）農民增收（Income）。以農民增收作為被解釋變量，參考劉賽紅等（2021）[10]的研究成果，選取農民人均可支配收入的增長率（農民增收率）作為衡量指標。

（2）數字普惠金融（DIFI）。以數字普惠金融作為解釋變量。該變量以北京大學數字金融研究中心所發布的“北京大學數字普惠金融指數”來衡量，該指數涵蓋各省份的數字金融覆蓋廣度、數字金融使用深度以及普惠金融數字化程度[11]。

（3）農業產業鏈延伸（AICEI）。以農業產業鏈延伸指數作為門檻變量。目前學術界尚未構建出農業產業鏈延伸指數的統一度量指標，為此，參考已有的研究成果[12—14]，從基本活動、輔助活動、拓展活動三個維度，構建農業產業鏈延伸評價指標體系。具體評價指標體系見表1。

表1 農業產業鏈延伸評價指標體系

測算農業產業鏈延伸指數的具體步驟如下：

第一步，數據標準化處理，正向指標Vij=Sij/Sjmax，逆向指標νij=Sij/Sjmin。其中，Sij是第i個省份第j項指標的值，Sjmin和Sjmax分別為第j個指標所在矩陣列的最大值和最小值。

第二步，運用熵值法測算2010—2020 年各省份鄉村農業產業鏈的延伸指數，方法如下:

計算第i個省份第j個指標值的比重：

計算指標信息熵和冗余度：

計算指標權重：

計算第i個省份鄉村農業產業鏈延伸總得分：

（4）控制變量。參考張林（2021）[5]的研究，選取城鄉收入差距、城鎮化率、經濟發展水平和鄉村就業率作為控制變量，其中，城鄉收入差距（Gap）以城鎮居民人均可支配收入占鄉村居民人均純收入的比重來衡量，城鎮化率（Urban）以城鎮人口占總人口的比重來衡量，經濟發展水平（EC）以人均可支配收入占人均總收入的比重來衡量，鄉村就業率（RER）以鄉村就業人口占鄉村地區總人口的比重來衡量。

2.3 數據來源

本文選取2010—2020 年我國30 個省份（不含西藏和港澳臺）的面板數據作為樣本數據。數據來源于《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《北京大學數學普惠金融指數》。具體各變量的描述性統計見表2。由表2可知，我國各省份農民增收率、數字普惠金融指數、農業產業鏈延伸指數均存在顯著差異。

表2 變量描述性統計

3 實證結果及分析

3.1 基準回歸分析

對面板數據進行線性估計，回歸結果見表3。對式（1）采用固定效應模型進行估算，得到列（1）和列（2）的回歸結果。根據結果可知，數字普惠金融的發展可以顯著促進農民增收。進一步，采用普通最小二乘估計得到列（3）和列（4）的回歸結果，所得結果與固定效應模型估計一致，該實證結果驗證了假設1。

表3 基準回歸結果

控制變量中城鄉收入差距、城鎮化率、經濟發展水平及鄉村就業率對農民增收影響顯著。其中，城鄉收入差距（Gap）系數顯著為負，說明城鄉收入差距對農民增收水平存在負向影響，城鄉收入差距越大，農民收入越低；城鎮化率（Urban）系數顯著為正，說明提升城鎮化水平對農民增收具有重要影響；經濟發展水平（EC）對農民增收影響顯著為正，表明經濟發展水平越高，對農民增收的促進作用越明顯；鄉村就業率（RER）對農民增收產生正向影響，表明鄉村就業創業人數的增加將促進農民可持續增收。

3.2 中介效應檢驗

中介效應檢驗結果見表4。在表3 列（2）證實了數字普惠金融對農民增收具有積極影響的基礎上，表4 列（1）證明了數字普惠金融蓬勃發展是否帶動了農業產業鏈的延伸。分析得到的回歸系數γ2為正，說明數字普惠金融推動了農業產業鏈延伸。將農業產業鏈延伸指數這一中介變量置于數字普惠金融對農民增收影響的回歸方程中，結果見表4 列（2），DIFI 的回歸系數仍然為正，并且在1%的水平上顯著。農業產業鏈的延伸，使得第一產業、第二產業和第三產業得以聯合貫通發展，農產品從最初的種植到原材料的加工，再到最后的配送與銷售，聯合延伸成為一條產業鏈。在此基礎上，農業產業鏈的相關組織也由最初的松散變得日漸緊密，農產品種類由單一發展為多元，農民也由以種植生產為主演變為以銷售為主，收入得到顯著提升。因此，農業產業鏈的延伸是數字普惠金融提升農民收入的發展機制，假設2得到驗證。

表4 中介效應檢驗結果

3.3 非線性影響效應檢驗

將農業產業鏈延伸設置為門檻變量進行面板門檻模型回歸，回歸結果見表5。

表5 數字普惠金融對農民增收影響的產業鏈延伸指數門檻效應檢驗結果

在確定雙重門檻值的基礎上，進行門檻效應估計，結果見下頁表6。由表6可知，影響系數在三個區域變動，當產業鏈延伸指數小于3.7768 時，系數為負數，但未通過顯著性檢驗；當農業產業鏈延伸指數在3.7768和5.4126之間時，影響效果仍然不明顯，但是系數由第一階段的負值轉變成了正值；當產業鏈延伸指數大于等于5.4126 時，影響效應變為正，且通過1%水平上的顯著性檢驗。可見，當農業產業鏈延伸指數小于5.4126時，數字普惠金融的發展水平很難直接對農民增收產生影響，甚至在農業產業鏈延伸水平小于3.7768時，數字普惠金融發展水平可能對農民增收起到反向作用。當農業產業鏈延伸指數不斷提升至5.4126 時，農業產業鏈延伸帶動的經濟優勢開始發揮作用。可能的原因是，當農業產業鏈延伸指數較低時，數字普惠金融資源更多地流向基礎設施建設領域和產業建設領域，促進產業的發展與升級；當農業產業鏈延伸指數跨過門檻值后，數字普惠金融資源更多地投入發展產業新業態領域，為完善產業結構，增加農民收入提供金融支持。綜上所述，假設3得到驗證。

表6 數字普惠金融對農民增收影響的農業產業鏈延伸指數門檻效應檢驗結果

3.4 進一步分析

3.4.1 區域異質性分析

根據國家地理區域劃分，將我國鄉村地區分為七大地區。考慮區域發展水平的差異，將以七大地區為主體差異性分析數字普惠金融發展對農民增收的影響。相關回歸結果見表7。

表7 區域異質性檢驗結果

結果表明，對于華南地區而言，數字普惠金融發展對農民增收的影響并不顯著；但農村就業率提升對農民增收起顯著正向促進作用，可能是因為華南地區第二產業和第三產業較為發達，第一產業占比較小，農民就業的方式選擇性廣，進城務工人數多，數字普惠金融的作用有限。對于華中地區而言，數字普惠金融的發展對農民增收起到顯著的正向促進作用；但城鎮化對農民增收的影響不顯著，這可能是因為數字普惠金融相關政策直接落實到農村，隨著鄉村振興戰略的實施和數字鄉村建設，村民享有數字紅利，而非通過城鎮化的帶動作用。對華中、西南、西北和東北四個地區來說，數字普惠金融發展對農民的收入增加具有顯著正向影響；但城鄉發展差距對農民增收具有負向影響，這是因為當前城鄉分離的體制機制阻礙仍然存在，農村區域的城鎮化建設水平仍然較低，收入分配政策有待健全，使得農民收入水平提高受限。對于七大地區來說，經濟發展水平的提高都顯著促進了農民增收。

3.4.2 穩健性檢驗

由于各省份間GDP 總量差異明顯，不可避免地會存在一些異常值，造成結果的偏差。為此，本文首先采用上下1%和上下10%縮尾處理，減少過小值或者過大值帶來的影響，兩次回歸結果均顯著為正，見表8。進一步地，更換門檻變量的度量方式來檢驗結果的穩健性，見表9。表9顯示，上述結果具有穩健性。

表9 更換門檻變量度量方式后的回歸結果

其次，依次加入不同的控制變量，結果見下頁表10。列（1）至列（4）依次加入城鄉收入差距、城鎮化率、經濟發展水平及鄉村就業率四個控制變量，采用固定效應模型進行估計，解釋變量回歸系數穩健且與基準結果接近。控制變量中，城鄉收入差距對農民收入起負向作用，且通過1%水平上的顯著性檢驗。其余三個控制變量城鎮化率、經濟發展水平和鄉村就業率均對農民增收起到正向作用，且都通過了1%水平上的顯著性檢驗。

表10 加入不同控制變量后的回歸結果

再次，以農業產業鏈延伸指數為門檻變量，采用動態面板門檻模型，檢驗數字普惠金融對農民增收的影響，如下頁表11 所示。表11 列（1）表示在加入其他控制變量情況下的回歸結果，此時，環境規制的門檻值為4.706，和前文的門檻值相近。當農業產業鏈延伸指數低于門檻值時，數字普惠金融對農民增收的影響為-0.0007，且不顯著。當農業產業鏈延伸指數高于門檻值時，數字普惠金融對農民增收的影響系數為0.030，且在5%的水平上顯著。綜上，數字普惠金融對農民增收具有非線性影響，隨著農業產業鏈延伸指數變化，數字普惠金融對農民增收的影響也發生變化。上述回歸結果也表明，動態面板門檻模型結果和前文門檻模型結果相近，數字普惠金融與農民增收之間呈現“U”型關系，研究結果有一定的穩健性。

表11 動態面板門檻回歸結果

進一步地，通過更換變量來進行穩健性檢驗。將被解釋變量更換為信貸支持（CS），并選取金融機構向鄉村地區投放的貸款作為衡量指標，對信貸支持與農民增收進行回歸分析。采用固定效應模型進行估計得到列（1）和列（2），采用OLS估計得到列（3），結果見表12。可見，數字普惠金融發展對農民增收起正向促進作用，且通過1%水平上的顯著性檢驗，與基礎回歸結果一致，證明回歸結果是穩健的。

最后，通過面板工具變量模型處理內生性問題。選取兩種工具變量：政府政策支持（IV1）和數字基礎設施（IV2）進行兩階段最小二乘法估計。政府政策支持選擇數字鄉村發展綜合示范政策作為指標，數字基礎設施選用互聯網接入端口數作為指標。估計結果（略）再次證明了回歸結果的穩健性。

4 結論

數字普惠金融是金融創新的本質要求，為農民增收提供了新路徑。本文基于2010—2020 年的省際面板數據，從基本傳導機制、非線性傳導機制和差異性傳導機制三個方面分析了各省份數字普惠金融對農民增加收入的作用。研究發現，數字普惠金融對農民增收作用顯著；農業產業鏈延伸指數是影響數字普惠金融與農民增收關系的重要中介變量，數字普惠金融通過農業產業鏈間接影響農民增收；數字普惠金融對農民增收具有非線性影響，農業產業鏈延伸對數字普惠金融影響農民增收的過程具有雙重門檻效應；數字普惠金融對農民增收的促進作用存在地區異質性，這種影響機制在西南地區更為明顯和穩定。