區域視角下數字普惠金融發展對城鄉收入差距的影響研究
——基于面板門檻模型的實證分析

賈洪文 史子宇

（蘭州大學 經濟學院，甘肅 蘭州 730000）

一、引言

我國農村貧困現象在改革開放之后得到顯著改善，1978年到2019年，我國農村居民人均純收入由133.6元增至17131元。雖然脫貧攻堅目標已如期完成，但脫貧成果有待鞏固。城鄉二元經濟結構造成了城鄉金融體系的分割，農村金融排斥和融資約束現象嚴重，制約了農村貧困人口的投資和消費需求，這已成為加劇城鄉收入差距的關鍵因素，影響著新常態下經濟的可持續發展。2005年“普惠金融”在聯合國的首次提出為解決城鄉收入差距問題帶來了新的途徑。2018年《政府工作報告》指出“要支持金融機構拓展普惠金融業務，加大精準脫貧力度”，可見普惠金融已成為我國新階段精準扶貧的重要途徑。隨著互聯網技術的快速發展，普惠金融進入數字化發展階段。大數據分析、云計算和人工智能等技術在金融領域的應用，有效降低了金融交易成本和服務門檻，金融服務的深度與廣度得到提升。數字普惠金融模式的興起使農村居民、小微企業等“長尾客戶”都能平等地參與到金融體系之中，為健全農村金融服務體系、實現城鄉區域協調發展提供了新路徑。本文利用中國省際面板數據，從全國層面和區域層面考察數字普惠金融發展對城鄉收入差距的影響，試圖為深化金融供給側結構性改革提供經驗依據。

二、文獻綜述

金融發展對經濟發展的促進作用已成為共識，但對于金融發展與城鄉收入差距的關系還存在爭議。現有研究結果基本呈現出三種觀點，一類觀點是金融發展有助于縮小城鄉收入差距。根據Beck和Levine（2004）的研究結果，金融發展會收斂城鄉收入差距。從長期看，普惠金融的發展有助于城鄉收入差距的縮小。針對新興市場國家和發展中國家，Beck（2006）發現普惠金融的發展可以通過減少信貸約束改善收入不平等。Park（2018）等通過研究176個經濟體，發現普惠金融與減少貧困和降低收入差距顯著相關。 Neaime、S（2018）的實證結果表明，金融普惠減少了收入不平等，但人口擴增和通貨膨脹卻加劇了收入不平等。國內多數學者的觀點與此類似，姚耀軍（2005）認為金融發展效率與城鄉收入差距負相關且存在雙向格蘭杰因果關系。徐敏、張小林（2014）運用VAR模型等方法分析中國1985—2012年的數據，發現普惠金融發展對城鄉收入差距有單向收斂效應。我國區域發展不均衡的現象長期存在，封思賢和王偉（2014）發現我國東部地區城鄉收入差距隨金融排除的降低顯著縮小，其他地區作用不顯著。隨著互聯網金融的迅速發展，相關研究逐漸轉向數字普惠金融。黃倩（2019）等通過對數字普惠金融減貧的機制進行研究，發現數字普惠金融能改善收入不均等。

另一類觀點是金融發展會擴大城鄉收入差距。Maurer和Haber（2003）認為，隨著金融的發展，高收入群體對于金融資源的可獲得性仍然高于低收入群體，從而可以獲取更多收益。張立軍、湛泳（2006）認為，非正規金融的發展和農村資金的外流加劇了城鄉收入差距。葉志強等（2011）發現金融發展抑制了農村居民收入增長，并使城鄉收入差距顯著擴大。孫永強（2012）采用向量誤差修正模型進行實證分析，得出在城鄉二元結構下，城鄉部門外部融資的提高都能提高該部門居民收入水平，但整體金融發展水平的提高將擴大城鄉收入差距。

在經濟發展的不同階段，金融減貧的作用可能不同，部分學者發現金融發展與減貧之間存在非線性關系。Greenwood與Jovanovic（1990）利用動態理論模型研究發現了金融排除與城鄉收入差距之間的“倒U型”關系，當普惠金融發展達到一定閾值之后，低收入群體才能獲得金融服務。胡宗義和劉亦文（2010）基于全國縣域面板數據分析得出，只有到了金融發展的末期，城鄉收入差距才隨金融排斥的降低而縮小。張賀、白欽先（2018）構建非線性門檻回歸模型，發現越過一定的城鎮化率門檻后，數字普惠金融對城鄉收入差距的收斂效應更大。梁雙陸、劉培培（2019）認為數字普惠金融可以有效縮小城鄉收入差距，但這種收斂效應存在一定的教育門檻限制。顧寧、張甜（2019）發現，普惠金融發展對農村貧困的抑制作用在跨越農村經濟發展水平的門檻值后顯著強化，呈現出邊際效益遞增的特點。趙丙奇（2020）通過門限模型分析得出，在經濟發展水平較高的地區，數字普惠金融可以縮小城鄉收入差距，反之，數字普惠金融的發展反而會拉大城鄉收入差距。

已有文獻研究為本文提供了借鑒，但可以在以下方面有所改進：一是學界關于數字普惠金融對城鄉收入差距是否有收斂作用，這種收斂效應是否為線性說法不一，有待進一步驗證。二是目前相關研究大多集中于全國層面，由于我國區域發展差異較大，本文將在全國層面分析后，分東中西三個區域進一步討論。三是本文選取2019年4月發布的《北京大學數字普惠金融指數（2011—2018 年）》進行研究，該指數能綜合反映我國數字普惠金融發展情況，現有文獻利用該指數進行研究的不多。

三、理論分析與研究假設

數字普惠金融主要通過減輕農村貧困現象來縮小城鄉收入差距，根據文獻梳理和數字普惠金融的理論特征，本文將從直接效應、間接效應和門檻效應對數字普惠金融的減貧機制進行闡述。

（一）直接效應

數字普惠金融通過調節信貸配給和優化資源配置直接緩解農村貧困。數字普惠金融為什么在調節信貸配給和優化資源配置方面更有優勢？首先，大數據、人工智能和云計算等數據處理技術在普惠金融領域的應用，能有效縮減運營成本，提高金融機構提供金融服務的能力和效率。在鄉村建設一個銀行網點每年的成本超過百萬，鋪設網點的高成本使傳統金融服務無法滲透到經濟落后的地區，而互聯網金融無須鋪設實體網點，通過手機銀行、網上銀行就可以提供金融服務，極大降低了邊際成本。螞蟻金服數據顯示，云計算的成本可達到傳統IT成本的十分之一，因為云計算可以使金融機構將硬件和軟件的使用效率達到最大化，節約購買軟硬件的成本。其次，數字普惠金融的發展可以緩解信貸市場信息不對稱，有利于解決貧困人口因缺乏優質抵押品而難以獲得正規金融機構信貸配給的限制。通過增加貧困地區農村小額信貸配給，使長期處于金融排斥的農村居民等低收入群體更加平等地享受金融服務，直接增加貧困人口的收入。最后，數字普惠金融的發展還能促進資源的有效配置和價值實現。農村居民日益增長的收入和消費與短缺的金融服務之間的矛盾，使農村金融市場成為普遍認同的“藍海市場”。總之，數字普惠金融作為橋梁，能將城市閑散的民間資本引向農村，給貧困人口、中小企業提供融資或補貼，同時促進新企業的成長，幫助貧困人口就業創業，實現減貧效應，從而縮小城鄉收入差距。

（二）間接效應

數字普惠金融發展通過促進經濟增長間接緩解農村貧困。通過經濟增長的“涓滴效應”，財富將自發向貧困人口擴散，這就是數字普惠金融減貧機制中的間接效應。申云、張尊帥等（2018）認為，經濟增長的“涓滴效應”和再分配效應間接促進了貧困人口的脫貧致富。李牧辰、封思賢（2020）的研究表明，數字普惠金融緩解了農村金融排斥，通過刺激消費、促進就業、改善人力資本等機制顯著收斂了城鄉收入差距。具體而言，隨著地區城市的經濟增長，一方面，農村投資及生產水平不斷提高，為農村居民提供更多就業機會，提高農村貧困人口的收入和消費水平；另一方面，地方財政收入也將隨之增加，可以將更多資金用于農村基礎設施及居民生活保障，實現教育、醫療、文化等多維度的貧困減緩。農村居民獲取外源融資后也將增加食品、健康和教育等方面的支出，農村人力資本增加，地區整體人均勞動生產率也隨之提升，進而促進總產出的增長并引致內需消費的增長。

（三）門檻效應

在經濟發展的不同階段，數字普惠金融服務對農村減貧的邊際效用可能存在不同。根據發展經濟學的相關理論，資本積累只有在跨越一定門檻后，才能創造出持續的收入流，進一步轉化為資本，使經濟邁入持續增長的階段進而脫離貧困。在經濟金融發展初期，金融發展需要經濟的輔助。實體經濟創造的財富和價值支持了金融創新發展。楊宇焰、張柏楊（2020）的研究表明，作為一個產業，金融部門的規模擴張對于實體經濟有顯著擠出效應。金融部門在資金循環的過程中獲得利潤，資金的流轉鏈條越長、金融部門的規模越大，對實體經濟部門的利潤盤剝就越嚴重。在經濟金融發展初期，金融會與經濟發展產生摩擦，減貧作用有限。在經濟金融發展后期，金融發展再加上前期的資本積累與研發投入，能夠顯著地提高全要素生產率，增強減貧效果。綜上可知，金融發展的減貧作用的實現對經濟發展水平有一定要求。

根據文獻梳理和理論分析提出本文的研究假設：數字普惠金融對城鄉收入差距有收斂作用，這種收斂作用包括基于優化信貸資源配置的直接效應和基于經濟發展的間接效應。但可能對經濟發展水平存在門檻效應。由于我國區域發展不平衡長期存在，這種收斂效應可能具有區域異質性。

圖1 數字普惠金融對城鄉收入差距的收斂路徑

四、模型構建和變量選取

（一）面板門檻回歸模型的設定

數字普惠金融發展對城鄉收入差距可能呈現出非線性的影響，即存在門檻效應，因此需要確定門檻值。面板門檻回歸方程（以單門檻為例）：

其中，下標i和t分別表示個體和時間變量，TL表示被解釋變量城鄉收入差距，用泰爾指數衡量。X為自變量數字普惠金融指數，門檻變量q為人均GDP，γ為門檻的臨界值。β為系數值，ε是隨機擾動項，I（·）為示性函數。門檻值及其個數由樣本數據決定。現有研究發現，在不同的經濟發展階段，數字普惠金融對城鄉收入差距的作用可能存在差異。所以選定門檻變量為各省市自治區的人均GDP，因為人均GDP能反映一個地區經濟發展的實際水平和發展階段，影響人力資本的流動、城鎮化率的發展水平等因素，與城鄉收入差距緊密聯系。門檻效應檢驗過程如下：

若H0成立，表示在不同門檻值范圍內回歸系數一致，即不存在門檻效應；反之則存在門檻效應，至少存在一個門檻值。鑒于我國東中西部的經濟發展水平存在巨大差距，在全樣本的門檻回歸后，又用傳統三大經濟帶的相關數據進行分樣本門檻回歸。

（二）變量選取與數據來源

1.被解釋變量：城鄉居民收入差距指標（GAP）

城鄉居民人均可支配收入比常被用于衡量城鄉收入差距，數據直觀易得，但是這種計算方法不能體現城鄉人口比重變化造成的影響。泰爾指數考慮了城鄉人口比重對城鄉收入差距的影響。因此本文選用泰爾指數表示城鄉居民收入差距（GAP），泰爾指數越大，城鄉收入差距越大。泰爾指數計算公式為：

i=1代表城鎮，i=2代表農村。Yt代表第t年總可支配收入，Y(i,t)表示第t年城鎮或農村居民的可支配收入；Xt代表第t年總人口數，X(i,t)表示第t年城鎮或農村人口數。TLit表示第i個橫截單元t時期的泰爾指數。泰爾指數越大，城鄉收入差距越大。圖2將各地區2011—2018年的泰爾指數按東中西區域的順序在橫軸上從左至右依次排列，能直觀地反映各地區城鄉收入差距的變動和差異。可見各省的城鄉收入差距都呈明顯的下降趨勢，說明各地區的城鄉不平衡發展有了很大改善。其中東部地區（橫軸左側區域）城鄉收入差距較小，年平均泰爾指數集中分布在0.7～1.6；中部地區（橫軸中部區域）城鄉收入差距整體大于東部，年平均泰爾指數集中分布在1.2～2.2；西部地區（橫軸右側區域）城鄉收入差距明顯高于中東部省份，年平均泰爾指數集中分布在1.5～4.2。由此可見東中西城鄉收入差距呈現出明顯的區域差異，因此有必要按東中西三個傳統經濟帶進行分樣本研究。

圖2 2011—2018年中國各省城鄉收入差距

2.解釋變量：數字普惠金融指數（DFI）

本文采用北京大學互聯網金融研究中心編制的“北京大學數字普惠金融指數（2011—2018）”。為統一量綱對該指數進行標準化處理。圖3依次反映了東中西三大經濟帶數字普惠金融發展情況。首先，在2011—2018年間，各地區的數字普惠金融指數一直保持上升趨勢，全國平均數字普惠金融指數的增長率約為650.53%，這說明我國的數字普惠金融水平一直在提高且實現了跨越式發展。其次，由圖可知，從左到右的總趨勢是下降的，圖4對各年不同地區的數字普惠金融指數取平均值，更能直觀反映這種趨勢。可見，東部地區各省份的數字普惠金融發展水平長期處于領先地位，中部和西部地區數字普惠金融發展水平略低一些，呈現出較強的地域差異。

圖3 2011—2018年中國各省數字普惠金融指數

圖4 2011—2018年中國各地區數字普惠金融發展水平

3.控制變量

控制影響城鄉收入差距的其他變量，可以更準確分析數字普惠金融對城鄉收入差距的影響。結合理論分析和文獻梳理，選取以下控制變量。

城鎮化率（Urban），用城鎮年末人口占地區總人口的比重表示。通常認為，二元化的城鄉結構阻礙了勞動力的自由流動，擴大了城鄉收入的不平等。隨著城市化進程的不斷推進，大量農村勞動力進入城市尋求就業，使得城市勞動力市場競爭更加激烈，在勞動力市場供求關系主導下，城市勞動力的價格降低，城鄉收入差距得以縮小。其次，城市工資一般高于農村，所以越來越多的農村勞動力在城市獲得更多的勞動報酬，也有助于城鄉收入差距的縮小。預期這一變量將縮小城鄉居民收入差距。

產業結構指數（IS），用第二、三產業增加值占GDP的比重表示。除了城鎮化，勞動力也會隨著產業結構的變化發生轉移，單一的農業經濟結構是抑制農村居民收入增加的重要因素，農產品價格低，購銷機制僵化，農民難以從農業發展中獲得應有的經濟利益。隨著產業結構的升級，勞動力向二、三產業流動，獲得更高的工資報酬。但另一方面，隨著資源不斷流入非農產業，會加大農業與非農產業的效率差距和收入差距。產業結構IS對城鄉收入差距的影響有待驗證。

對外開放程度（OPEN），用進出口總額與GDP的比值衡量。一般而言，對外開放程度越高的地區，外向型制造業往往越發達，在推動地區工業化和城市化發展的同時，創造了大量就業機會，能吸收部分農村剩余勞動力就業，有利于提高農村居民的收入水平。國內部分學者利用省際或城市數據發現對外開放有利于城鄉收入差距的縮小，但也有學者持不同意見。關于這一變量對城鄉收入差距的影響有待檢驗。

農戶固定投資社會占比（FIA），各省農戶固定投資占社會總投資的比值。統計資料表明，近年來我國農戶固定資產投資中大部分用于住宅投資，用于生產性固定資產的投資僅占20%左右。王剛貞、韓文通過分析28個省份1997—2016年的農戶固定投資和農村經濟增長的數據得出，當前我國農村地區農戶固定資產的投入無法有效推動農、林、牧、漁產值增加，且存在經濟規模報酬遞減的問題。近年來農戶將大量資金投向房地產業、流出生產環節，加劇了農村地區經濟的脆弱性。關于這一變量對城鄉收入差距的影響有待檢驗。

財政支農支出占比（AFE），農林水事務支出占總財政支出的比例。一般認為，農林水事務類支出比重會縮小城鄉收入差距。一方面，農林水事務支出可以通過補助的方式提高農村居民收入，直接縮小城鄉收入差距；另一方面，也可以通過提升農村生產力水平間接縮小城鄉收入差距，因此預期農林水事務支出會縮小城鄉收入差距。

財政金融事務支出占比（PFA），金融事務支出占總財政支出的比例。金融事務支出主要是政府用于金融監管和金融發展等方面的支出，預期這一變量對縮小城鄉收入差距有促進作用。

4.門檻變量

選用人均國內生產總值（PGDP）作為門檻變量，由地區生產總值與常住人口的比值計算得到，人均GDP能客觀有效衡量地區宏觀經濟發展與居民生活水平。由圖5可知，東部地區的人均GDP數值和增幅普遍高于中西部地區。考慮到量綱問題，在實證分析中將人均GDP指標取對數處理。

圖5 2011—2018年中國各省人均GDP（單位：元）

5.數據來源

以上指標的原始數據來源于《北京大學數字普惠金融指數（2011—2018）》《中國統計年鑒》和中經網數據庫。研究的地區包括除香港、澳門、臺灣以外的31個省、直轄市和自治區，樣本的時間范圍為2011—2018年，時間跨度為8年。變量的主要統計信息如下表所示。

表1 各變量描述性統計

五、實證檢驗與結果分析

（一）全國層面實證分析

基于前文的研究方法和門檻模型，利用stata15對模型分別進行單一門檻、雙門檻和三門檻的殘差平方和最小化檢驗。檢驗結果如表2所示。從門檻模型的分析結果看，驗證了數字普惠金融對城鄉收入差距的影響存在門檻效應，這說明數字普惠金融對城鄉收入差距的影響是非線性的。人均GDP作為門檻變量時，雙重門檻下F值和P值分別為43.74和0.03，且雙門檻模型的殘差平方和RSS小于單門檻模型。這表示在5%的顯著水平下可以拒絕原假設，認為全國樣本存在雙重門檻。三門檻模型的結果并不顯著。因此我們認為只存在兩個門檻值。借助門檻值的LR圖形（圖5），可以更清楚地看出單門檻模型優于線性模型，而雙門檻模型優于單門檻模型，故認為存在兩個門檻值。

表2 全國層面門檻檢驗結果

圖6 門檻值的LR統計圖形

結合門檻效應檢驗，采用我國2011—2018年上述指標的數據進行全樣本面板門檻回歸，其回歸結果如表3所示。

表3 全國層面門檻回歸結果

注：表格中的***、**、*分別表示在1%、5%、10%的統計水平上顯著，括號內為估計系數的穩健標準誤差。門檻值為ln（PGDP）。

從表3的回歸結果可見，全國層面門檻面板模型的回歸擬合優度為0.72。全國層面數字普惠金融指數（DFI）的估計系數顯著，當人均GDP低于門檻值20076.39元（e^9.9073）時，數字普惠金融對城鄉收入差距的有一定的擴大作用，估計系數為0.079，且該作用是在5%的顯著水平上顯著（見表3-區制1）；當人均GDP越過第一個門檻值，進入到[20076.39,27950.77]區間時，仍然對城鄉收入差距有正向作用，但估計系數減小到0.011且該作用變得不顯著（見表3-區制2），也就是說隨著數字普惠金融的發展，在經濟發展水平較低的地區（PGDP≤27 950.77）的城鄉收入差距反而擴大。當人均GDP越過第二個門檻值27 950.77(e^10.2382)后，數字普惠金融對城鄉收入差距表現出收斂作用，數字普惠金融指數（DFI）的估計系數為-0.043且在5%的顯著水平上顯著（見表3-區制3），也就是說數字普惠金融指數每增加100個百分點會使泰爾指數下降4.3個百分點，數字普惠金融的發展可以縮小城鄉收入差距。總體上，數字普惠金融的發展可以縮小城鄉收入差距，但該收斂作用的發揮要求經濟發展水平達到一定的門檻。經濟發展水平越低的地區，越難以通過發展數字普惠金融縮小城鄉收入差距。這可能是因為經濟發展較落后的地區，城鄉基礎設施、受教育程度和數字化產品使用量的差距較大，且城鎮化率較低，農村貧困人口基數較大，相較于城鎮居民，農村居民從數字普惠金融發展中的獲益較少。在經濟發展水平高的地區，城鄉基礎設施、居民受教育程度、數字設備使用率差別不明顯，農村居民更容易從數字普惠金融額度發展中獲益。經濟發展水平高的地區往往有較高的城鎮化率，農村貧困人口基數較小，減貧效應更為明顯。

就控制變量而言，城鎮化率與城鄉收入差距之間存在負相關關系，估計系數為-2.51且在1%的顯著水平上顯著。產業結構指數、對外開放程度和財政金融支出占比與城鄉收入差距之間也表現出負相關關系，但未通過統計意義上的顯著性檢驗，可能是由于樣本容量不夠大，有待進一步驗證。

（二）分地區實證分析

我國幅員遼闊，區域經濟發展和金融發展存在較大的非均衡性，中西部地區與東部地區發展差距較大，數字普惠金融發展也呈現出區域非均衡效應。所以本文進一步進行分東中西三大區域的分析。由門檻檢驗結果（表4）可知，東部地區呈現出單門檻效應但并不顯著，中、西部地區存在雙重門檻，分別在5%和10% 的顯著水平上顯著。

表4 分地區門檻檢驗

在此基礎上分別對東中西部進行回歸，回歸結果如表5所示。從分樣本回歸的結果可得，東中西地區面板門檻模型的擬合優度分別為0.815、0.805和0.927。東部地區的人均GDP單門檻值為50817.1，估計系數分別為1.28和1.64，可見數字普惠金融在一定程度上擴大了東部城市的城鄉收入差距，這可能是由于東部城市本身城鎮化率較高、城鄉收入差距不明顯、農村金融排斥較低，數字普惠金融對城鄉收入差距的緩解作用還未顯現。中、西部地區為雙門檻，中部地區人均GDP門檻值分別為24834.77、27950.77。中部地區在人均GDP小于第一個門檻值24834.77時，數字普惠金融對城鄉收入差距尚未表現出收斂效應，在越過第一個門檻值后表現出收斂效應，在越過第二個門檻值27950.77后估計系數的絕對值由0.012變為0.017，邊際收斂效應增強。2011年，中部地區還有安徽、江西、廣西的人均GDP介于第一重和第二重門檻值之間。2012年起，中部地區樣本的人均GDP已全部大于第二重門檻值，邊際收斂效應增強。西部地區的門檻值分別為20076.39和43 529.75。三個門檻區間內，西部地區的數字普惠金融都對城鄉收入差距都有縮小作用，且在越過第一個門檻值20076.39后估計系數由-0.044變為-0.069，數字普惠金融對城鄉收入差距的縮小效應增強。2011年，西部地區還有貴州、云南、甘肅、西藏四省區的人均GDP未達到第一個門檻值，2013年起，西部各省份都跨越了第一重門檻，邊際收斂效應增強。相較于東部和中部，西部地區數字普惠金融對城鄉收入差距的收斂效應的發揮需要更低的經濟發展水平門檻，且數字普惠金融發展對縮小城鄉收入差距的邊際貢獻較高。西部地區是我國農村貧困人口較為集聚的地區，西部數字普惠金融尚有很大的發展空間，預期能對農村減貧、鞏固脫貧成果起到重要作用。

表5 分地區門檻回歸結果

六、結論與建議

基于上述研究可知，數字普惠金融發展能顯著縮小我國城鄉收入差距，但該收斂效應需要在一定的經濟發展水平下才能實現。在全國層面，數字普惠金融對城鄉收入差距的影響呈現出雙門檻效應，人均GDP小于第一個門檻值20076.39時，數字普惠金融發展對城鄉收入差距有顯著擴大作用；人均GDP介于兩個門檻值20076.39到27950.77之間時，數字普惠金融發展對城鄉收入差距的擴大作用減小且變得不顯著；人均GDP大于第二個門檻值27950.77時，數字普惠金融對城鄉收入差距有顯著的收斂效應。根據分地區研究結果，在越過一定的經濟發展門檻后，數字普惠金融對中西部地區的城鄉收入差距有負向作用，但在一定程度上擴大了東部地區的城鄉收入差距，這可能是由于東部地區城鎮化率整體較高、城鄉收入差距較小，農村金融排斥較低，數字普惠金融對城鄉收入差距的收斂作用未能顯現出來。在門檻值前后，西部地區數字普惠金融發展對城鄉收入差距都有較強的收斂效應。針對數字普惠金融如何縮小城鄉收入差距，應充分考慮到不同地區之間的差異，合理科學規劃，由此提出如下政策建議。

健全金融服務體系，推動金融服務下沉。首先要加快中西部地區數字互聯網基礎設施建設。中西部地區經濟發展水平較低，缺乏數字普惠金融發展所需的基礎設施和技術支持，應根據自身現狀合理規劃通信網絡等基礎設施，推動數字普惠金融發展。其次應加大農村金融服務網點覆蓋范圍。采取科學有效的方法改善偏遠農村金融網點稀缺的問題，例如采取流動性的經營模式，滿足農村居民對金融服務的需求。此外還要注重相關技術人才的培育和引進。

創新普惠金融產品，緩解農村金融排斥。一方面，深入推進互聯網加金融模式，提高金融精準扶貧效率。通過完善農村互聯網設施、加大宣傳普及等方式，引導農村居民使用數字普惠金融產品。另一方面要根據農戶需求設計金融扶貧產品。對農村金融信貸的還款時間、金融信貸的總額和農村金融信貸保險等各方面進行具體地創新設計，有針對性地優化農村普惠金融的發展需求。

深化間接普惠金融，注重產業就業扶持。產業扶持能從根源上幫助農村貧困群體脫貧致富。一方面，政府可以搭建組織平臺，帶動貧困戶發展產業、增加收入。另一方面，很多農村居民地處偏遠，將當地特色農產品運輸到城市的成本過高，將資金直接借貸給缺乏投資知識和貿易條件的農戶可能發生信用履約風險，反而加大農戶的債務風險和貧困程度。政府可以將當地企業作為中介，給予企業一定的金融優惠政策，鼓勵企業吸收農村貧困人口就業，提升貧困群體自身發展能力。

平衡政策性和商業性，確保金融服務可持續。普惠金融的系統性發展需要政府引導和市場運作的雙重作用。一方面，政府要統籌數字普惠金融發展全局，明確戰略目標，落實相關政策。另一方面，要尊重市場規律，把握普惠金融發展的市場動力機制，避免在缺乏風險評估的情況下盲目推行普惠金融，出現成本高于收益的現象，導致普惠金融不可持續。在特定環境下需要政府和機構協調發揮作用，以城市金融收益抵補農村和低收入人群普惠金融損失，普惠金融不是慈善，要立足商業可持續的基礎，使金融機構在踐行普惠金融的同時壯大自身，推動普惠金融的可持續發展。

發展前沿科技金融，創新金融監管模式。在享受互聯網帶來的便捷高效金融服務的同時，也要認識到互聯網金融風險傳染性、瞬時性、虛擬性等特征，要優化數字普惠金融發展營商環境，強化監管體系建設，防范金融風險。在利用數字化技術擴展金融服務覆蓋面的同時，強化信貸保險甄別機制，確保信貸資源的優化配置。