1、第 24 卷第 1 期燕山大学学报(哲学社会科学版)Vol.24 No.12023 年 1 月Journal of Yanshan University(Philosophy and Social Science)Jan2023数字普惠金融助推农业现代化的空间效应及门槛效应分析张春玲1，2，李安娜1(1燕山大学 经济管理学院，河北 秦皇岛 066004;2河北大学 共同富裕研究中心，河北 保定 071000)收稿日期 2022-08-05 基金项目 河北省教育厅人文社会科学研究重大课题攻关项目(ZD202008);河北省科技厅软科学研究专项(22557658D)阶段性研究成果;河北省社会科学发
2、展研究课题(202207024)作者简介 张春玲(1975)，女，河北沧州人，博士，燕山大学经济管理学院教授，博士生导师，河北大学共同富裕研究中心研究员，研究方向为信息技术与管理创新;李安娜(1998)，女，河北沧州人，燕山大学经济管理学院硕士研究生，研究方向为农村金融。摘要 为研究我国数字普惠金融对农业现代化发展的助推作用，选取我国31 个省市自治区20112019 年面板数据，利用熵值法对我国各省市自治区的农业现代化水平进行测度，使用空间自相关模型来验证分析我国各省市自治区间农业现代化和数字普惠金融发展间的空间相关性。运用空间杜宾模型和面板门槛模型分析我国数字普惠金融发展对农业现代化水平影
3、响的空间效应和非线性门槛效应。结果表明:农业现代化水平和数字普惠金融存在显著空间相关性;数字普惠金融对促进农业现代化水平提升，具有正向空间溢出效应;数字普惠金融对农业现代化水平的影响在不同经济发展水平下存在门槛效应。关键词 数字普惠金融;农业现代化;空间计量模型;空间效应;门槛效应 中图分类号 F83058 文献标识码 A 文章 DOI1015883/j13-1277/c20230107711引用格式:张春玲，李安娜数字普惠金融助推农业现代化的空间效应及门槛效应分析 J 燕山大学学报(哲学社会科学版)，2023(1):77-87一、引言农业是我国国民经济的基础，我国中央一号文件连续十九年聚焦“
4、三农”问题，十九大报告中部署乡村战略时提到要坚持优先农业农村发展，积极推动农业农村现代化发展。2022 年中央一号文件指出要强化现代农业的基础支撑。农业现代化是社会主义现代化强国建设过程中的关键性一步，也是目前面对新发展阶段下发展不平衡和推进乡村振兴战略的重要落脚点，习近平总书记在东北考察时指出“中国现代化离不开农业现代化”，将农业作为特定产业实现现代化进程的核心要义是转变现有农村生产方式，增强农业科技支持 1 和物质资源支撑。在现代化进程中，支撑农产品深加工产业等建设需要耗用大量金融资源，农村产业发展和农业产业链利益分配需要乡村企业、个体农户、农村合作社等各方主体参与，这就衍生出了巨大的金融
5、需求。但金融改革过程中，农村地区金融风险高、收益小，导致对农村金融的支持相对薄弱，农村地区金融供给不足。随着数字技术的不断成熟以及普惠金融的兴起，金融服务更深入惠及农村地区，有效缓解了农村金融发展的困境。“数字普惠金融”的概念来自于 G20 峰会发布的 GPFI 白皮书 2，其中指出数字普惠金融以新型数字技术为依托，可以对金融服务匮乏的群体提供有效的金融支持。其技术上的78燕山大学学报(哲学社会科学版)2023 年优势，使得农村和贫困地区在生产交易过程中拥有更低的交易成本和更便捷的金融服务，以公平合理的方式促进农村经济包容性增长 3 和绿色经济发展，增强对农村金融风险掌控。数字普惠金融有效改善
6、了区域间金融资源的配置不平衡问题，将资源向发展较为缓慢的农业倾斜，促进农业良好发展。那么基于此数字普惠金融能否在一定程度上促进农业现代化?如果存在促进作用，数字普惠金融影响农业现代化发展是否存在空间溢出效应呢?影响是否与地区经济发展水平有关，存在门槛效应?基于上述问题，本文利用实证模型探讨数字普惠金融对农业现代化影响的空间效应和门槛效应。二、文献综述农村金融由于其复杂多样的需求特点，一直以来成为传统金融服务的困扰，数字技术的出现促进传统金融服务模式的转变，推动普惠金融在包容性和服务效率的不断提升 4-5。数字普惠金融的出现，有效缓解了农村地区的相对贫困 6，不断满足农户特殊的融资需求，同时有效
7、解决了信息不对称等对农村金融的困扰 7，逐渐转变了农业现代化生产方式 8。数字普惠金融在区域空间发展方面存在明显区域差异 9，但这种不均衡状况总体呈现下降趋势 10-11，另外，数字普惠金融在空间分布中存在溢出效应，总体呈现“正向集聚”12。同时数字普惠金融在对农民可支配收入 13、农村居民消费 14、农业机械化水平 15 影响方面也呈现空间分布效应。数字普惠金融在发展过程中，部分地区在区域、时间范围方面呈现非线性跨越性发展 16。在将涵盖广度和数字化发展程度设置为门槛变量后，可以清晰地看出在产业升级过程中，数字普惠金融的促进影响呈现非线性相关关系 17。覆盖广度和数字化程度达到一定水平时对缩
8、小城乡居民收入差距的效果更加显著 18。数字普惠金融在促进农村居民消费时，与第一产业占比情况息息相关，在第一产业占比达到门槛值时，促进作用更为明显 19。十九大报告提出实施乡村振兴战略，加快推进农业农村现代化，农业现代化是农业农村现代化的底层基础 20。我国各省域农业现代化发展过程中存在低质同构化与正向空间相关性 21，在时空角度呈现同类集聚现象，但“空心”和“极化”现象在高值和低值邻接区域较为明显 22。科学技术进步和制度创新完善是实现农业现代化的基础保证，信息生产力已经逐渐成为新动力 23。数字普惠金融依托互联网创新科技助力农业技术创新，改善小农户多方面发展弱势以及异质性分化的现象 24，
9、有效推动了农业现代化的发展。从相关文献可以看出，数字普惠金融在自身分布与促进相关农业领域发展方面都存在一定的空间效应和门槛效应，但现有研究并未将研究对象聚焦数字普惠金融对农业现代化发展的影响上，农业现代化作为我国现代化进程以及农业发展的重要组成部分，研究其促进机制必不可少，本文从空间视角将研究对象扩展到农业现代化领域，并有效结合数字普惠金融，在提高数字普惠金融促进农业现代化的靶向性发展上具有深刻意义。三、理论分析与假设(一)空间溢出效应沃尔多托布勒教授提出地理第一定律，指出所有事物都不是单一存在的个体，个体间都相互链接，存在相关关系。在空间作用的角度，各类要素可以打破地理空间的限制，在区域间进
10、行流动。在初期发展过程中，地理因素决定了经济、金融资源的集聚，拥有较多经济、金融资源的地区凭借区位竞争优势，形成非均衡的发展状态，这使得金融发展存在空间差异。随着经济社会的不断发展，金融资源不断饱和，边际效应递减规律使得各种金融资源向能带来更大效益的地区和行业流动，而此时在技术、经济外溢效应的作用下，发展缓慢的地区和行业得到更多助力，尤其是贫困地区和发展较为落后的农业领域。第 1 期张春玲 等数字普惠金融助推农业现代化的空间效应及门槛效应分析79数字普惠金融作用于农业现代化的空间溢出效应机理，主要可以从两个方面阐述:技术创新溢出效应和区域间经济溢出效应。由于现代社会网络连通的特性，数字普惠金融
11、可以依托技术创新溢出效应作用于周边地区，不同地区间合作得到加强，相互借鉴发展经验，从而引起相邻地区农业现代化的发展。金融服务有助于农业资源的优化配置，数字普惠金融可以促进农业资源公平分配。这得益于区域间的经济溢出效应，一个地区的经济发展水平是影响地区资源配置的重要因素，良好的经济基础是丰富本地区农业资源的基石，而这些丰富的农业资源在区域联动的作用下不断进行置换流通，从而影响周边地区的农业现代化水平，最终实现空间溢出作用。所以基于数字普惠金融发展的空间影响以及功能性作用，本文提出假设:H1:数字普惠金融与农业现代化水平存在空间相关性，二者具有空间溢出效应。(二)门槛效应数字普惠金融基于数字技术将
12、金融服务扩展到人们日常生活的各个方面。其广泛普及需要网络技术等基础建设，而这与地区社会经济的支持密不可分，所以在经济较发达地区，其发展更加高效。数字普惠金融依托经济增长可以有效实现人力资本的提升，助力农村金融全面发展，提升资源配置效率，最终影响农业现代化发展水平。这种影响的边际效用在经济发展的不同阶段可能存在差异，在社会经济发展较好时，数字普惠金融产生的正向外部效应可能对支持农业现代化发展的影响更强。基于此，数字普惠金融在影响农业现代化水平方面可能存在“门槛”特征，所以提出假设:H2:在经济发展不同水平下，数字普惠金融对农业现代化的影响存在门槛效应。四、变量选取、数据来源及模型构建(一)指标选
13、取1因变量。农业现代化水平(am)。国内学者多建立多指标体系进行测度，本文从农业生产投入等四个角度 25-26 进行分析，如表 1 所示。表 1农业现代化评价指标体系目标层一级指标二级指标农业现代化水平农业投入水平农业产出水平农业社会水平农业可持续发展水平劳均耕地面积耕地复种率有效灌溉率单位耕地面积农机总动力单位面积粮食产量劳动生产率土地生产率城镇化率农村居民恩格尔系数农村居民人均可支配收入森林覆盖率地均化肥施用量地均农药施用量为避免主观臆断对实证研究带来的偏差，本文利用熵值法计算各指标权重及综合因子得分，最终得到各省 20112019 年农业现代化指数。根据测度结果，总体来看沿海和发达省市农
14、业现代化发展相对较好，四川省、海南省农业现代化水平发展迅速。2 核心自变量。数字普惠金融指数(df)。本文采用北京大学数字普惠金融指数衡量数字普惠金融发展水平。选取 2019 年农业现代化水平和数字普惠金融指数排序(见表 2)。表 22019 年农业现代化和数字普惠金融发展情况排序省份am省份df1山东省0576 53上海410282浙江省0576 28北京3993湖南省0524 57浙江省387494福建省0519 85江苏省361935广东省0481 33广东省360616河南省0457 49福建省360517江苏省0453 87湖北省344429青海省0183 31宁夏回族自治区2923
15、130内蒙古自治区0174 87甘肃省2891431甘肃省0163 51青海省2826580燕山大学学报(哲学社会科学版)2023 年3 控制变量。为防止其他相关因素对解释变量的影响，本文选取全要素生产率(tfp)、教育支持力度(edu)、财政支农水平(fsa)、地方农业发展水平(lod)和地方农村从业水平(pra)作为控制变量，其中部分变量在实证中作对数处理。同时以各地区人均 GDP 的对数作为各地区经济发展水平测量的指标。具体测算如表 3 所示。表 3控制变量测算方法控制变量计算方法全要素生产率(tfp)统计数据教育支持力度(edu)地方教育支出占地方财政总支出财政支农水平(fsa)地方农
16、林水事务支出地方农业发展水平(lod)地方农业总产值对数地方农村从业水平(pra)农林牧渔业从业人员占社会总从业人员比重(二)数据来源本文数据来自中国统计年鉴 中国农村统计年鉴 以及 北京大学数字普惠金融指数。选取我国 31 个省市自治区(不含港澳台)20112019 年的样本观测值。(三)模型构建1 空间自相关模型全局莫兰指数(Moran s I)。全局莫兰指数的数值整体区间介于 1 和1 之间，正数表示存在正向空间相关关系，负数表示存在负空间相关关系，反映了两个变量之间的关联度，其公式为:I=ni=1nj=1wij(xi x)(xj x)S2ni=1nj=1wij(1)S2=ni=1xi x()2n2()在公式(1)中wij是空间权重矩阵(i，j)区域间的距离，ni=1nj=1wij为所有空间权重的总和，将空间矩阵进行标准化处理，那么ni=1nj=1wij=n，则莫兰指数 I 表示为公式(3):I=ni=1nj=1wij(xi x)(xj x)ni=1xi x()23()2 空间权重矩阵进行空间计量的首要步骤是有效测量区域之间的距离来构建空间权重矩阵(wij)。基于地理学第一定律，