數字普惠金融對緩解我國農村相對貧困的影響

王鳳羽，冉陸榮

（1.徐州工程學院商學院，江蘇徐州 221008；2.長江師范學院管理學院，重慶市 408100）

一、引言

2021年2月25日，全國脫貧攻堅總結表彰大會在北京隆重舉行，習近平總書記莊嚴宣告，我國脫貧攻堅戰取得了全面勝利。我國反貧困工作的重點已由消除絕對貧困轉向解決相對貧困，而對貧困問題的研究也從有效地消除絕對貧窮轉化為有效緩解相對貧窮，從政策性支持轉向增強農村、農民自身抗風險能力。黨的十九屆四中全會、十九屆五中全會、2020年“中央一號文件”等重大會議和政策文件均明確提出，要加強解決相對貧困問題頂層設計，建立解決相對貧困的長效機制[1]。就發展中國家反貧困經驗而言，數字普惠金融在相對貧困的數字化治理方面被逐漸應用。

在價值實現上，傳統金融以金融機構、中央農村工作領導小組辦公室等為依托，在貧困農村地區產生的效益較低，且不具有規模性[2]。2005年，“普惠金融”這一概念在聯合國被提出后，我國對其進行了全方位的發展，不僅增加了銀行網點的數量，降低了信貸門檻，而且將重點轉移到了支付、貸款、存款、保險等多項金融服務的發展上[3]。近年來，我國互聯網和數字技術的發展為普惠金融規模化帶來了真實的可能性。數字普惠金融的誕生突破了傳統金融時空布局上的限制，極大地促進了境內外電子商務的快速發展[4]，大大提高了社會資源的利用率，降低了交易的費用成本，實現了金融服務的全方位覆蓋，提升了金融服務的公眾滿意度，形成了多樣化需求和有價值的數據等[5]，填補了傳統金融對不發達地區和小微企業服務不充分的空缺[6]，具有跨時代的意義，對整體經濟發展[5]、就業創業[7]、縮小收入差距[8]、減少貧困人口[9]以及推動經濟包容式增長[7]有著極強的促進效應。

開展數字普惠金融對緩解農村相對貧困影響與路徑選擇研究，能更好地分析數字普惠金融對緩解我國農村相對貧困的具體影響，為金融減貧路徑的選擇提供新的理論依據，有利于充分發揮數字普惠金融對減緩農村相對貧困的作用，有助于促進數字普惠金融在農村地區的可持續發展。

二、文獻綜述

2020年以來，相對貧困成為重要的研究課題和政策話語，相關研究逐漸增多。一是對相對貧困內涵的研究。其內涵和外延在內容上有所不同，但都認為相對貧困的標準是基于人與人之間的“比較”確定的，是一個相對概念[1，10]。二是對相對貧困特征的研究。相對貧困問題具有顯著的風險性和不確定性[10]，呈現出反復性、多維性等特征[10]。三是對相對貧困成因的研究。研究認為，只要城鄉、地區和群體之間發展不平衡的問題沒有得到徹底解決，相對貧困就將長期存在[10]，不平等導致相對貧困始終處于高位水平[11]，需要監測低風險承擔能力和低社會變化適應能力的脆弱性群體[11]。四是對相對貧困的測算。多采用識別相對貧困人口的比例收入法、測度相對貧困程度的FGT 指數和基于社會融入成本理論的弱相對貧困人口識別方法[11]。五是對相對貧困治理的研究。主要包括治標和治本兩種路徑[10]。

在金融與貧困的相關研究中，金融的門檻效應會擴大城鄉收入差距[12]，金融發展不僅包括金融深度，還包括金融寬度。金融發展使農民收入提高[7]，具有減緩貧困[7，12-13]、提升效率和促進消費的多維度效應[14]。普惠金融主要服務對象是農民，其目的在于使廣大農村地區的農民享受到普惠金融服務[9]。中國信息通信研究院發布的《數字普惠金融發展白皮書（2019年）》對數字普惠金融這一概念進行了明確定義，即在控制成本、持續發展的前提下，以各種數字化技術作為目標實現的條件，為當今社會中各個階層尤其是我國現有金融制度涵蓋較少的城鄉低收入者、鄉村人口、偏遠地區人口等特定人群以及中小型企業提供平等、有效、全方位、便捷的金融產品與服務。數字普惠金融對農村貧困的減緩作用顯著[3，9，15]，成為傳統普惠金融服務的重要補充方式[3]。解決鄉村相對貧困問題，應推進農村金融數字化進程，促使其與傳統金融融合發展，進一步提高相對貧困農戶的數字金融參與度[15]。金融素養作為提升人力資本的重要因素，有助于改善自我發展能力[16]，提高家庭風險管理能力，緩解融資約束，拓展家庭社會資本[17]，顯著抑制家庭相對貧困狀況的發

生[16]。

現有文獻為本文的研究提供了參考，但其對數字普惠金融對緩解農村相對貧困影響的研究不夠充分。因此，本文探討數字普惠金融對緩解農村相對貧困的影響，為緩解我國農村相對貧困及其治理、促進數字普惠金融在農村地區的可持續發展提供參考。

三、數字普惠金融緩解農村相對貧困的作用機理

現有文獻鮮有關于數字普惠金融在緩解相對貧困過程中作用機理的完整而系統的論述。本文從數字普惠金融的覆蓋廣度、使用深度、數字化程度三個維度分別研究數字普惠金融對緩解農村相對貧困的作用機理（見圖1）。

圖1 數字普惠金融對緩解農村相對貧困的作用機理

（一）直接影響作用機理

1.覆蓋廣度

隨著數字普惠金融服務的不斷發展，一批以余額寶為代表的移動金融平臺不斷涌現，并提供余額增值服務和活期資金管理服務，讓低收入群體可以更好地支配手中有限的資金，將其投入到便捷的理財中。2013年6月余額寶上線，截至2020年11月余額寶持有人數突破6.9億人，規模約為1.22 萬億元。對低收入群體來說，進行儲蓄的同時還能獲得可以實時取出的利息，既能實現對有限資金合理的保值增值，也能在一定程度上保障資金安全。支付寶的隨時轉入和轉出功能，可以對低收入群體的消費規劃起到適當的刺激作用。以螞蟻金服為首的互聯網金融機構可以更加有效地將儲蓄轉化為有效投資，通過螞蟻花唄及時將資金提供給急需的人群，從而解決短期內的資金困難，有利于降低農村家庭跌入貧困陷阱的概率。

2.使用深度

在金融服務流通的過程中雙方都需要付出一定的成本，因此，傳統金融本身以營利為根本的性質限制了其向經濟落后和欠發達地區提供金融服務的可能性，同時弱勢群體缺乏完善的信貸記錄和固定資產，無法滿足傳統金融的信貸要求，被排除在傳統金融業服務之外，受到的金融排斥最為嚴重。數字普惠金融可以有效地打破這兩種限制，解決限制與排斥所導致的農村貧困人口融資難、融資貴問題，拓展金融信貸渠道，提供更加方便的資金支持，有助于農村弱勢群體脫離貧困，有效破除傳統金融對農村弱勢群體的信貸束縛、金融排斥等。

（二）間接影響作用機理

1.數字化程度

經濟的包容性增長對緩解相對貧困的作用在很大程度上受到包括國家或地區收入分配在內的多種因素的共同影響，導致其緩解相對貧困的效果不明顯，這個時候就要分析影響收入的其他因素。數字化程度的全面提高可以刺激平均收入水平的提升，主要通過控制交易成本、提升資源利用效率等手段實現，農村貧困人口的平均收入和資產水平因此得到相應的提升，農村人口資產水平較低的現狀也會得到相應的改善。一個國家收入分配狀況的顯著改善有利于緩解相對貧困；反之，如果收入分配狀況沒有得到改善，將拉大貧富差距，限制經濟發展所帶來的效益，造成貧困加劇。

2.經濟增長效應

數字普惠金融可以帶動包容性增長，為農村貧困人口帶來更多的就業機會，幫助他們獲得更多的收入，進而縮小貧富差距，影響政府對農村貧困群體提供的財政支持，最終達到緩解相對貧困的效果。這一過程主要是通過涓滴效應來實現的。涓滴效應是指在經濟發展和經濟改革過程中，并不優先對貧困家庭、貧困群體、貧困地區提供政策，而是將資源先分配給發展起來的富裕群體或地區，利用經濟的增長帶動地區的就業、消費，再利用稅收等財政手段為貧困家庭、貧困群體、貧困地區帶來資金支持，如同水向下流一樣，由最先享受資源的群體逐漸流向貧困的群體，從而達到擺脫貧困陷阱的目的。政府通過稅收等財政杠桿調控，促使涓滴效應逐漸轉化為親貧式增長效應，以此達到相對貧困群體增收減貧的目標。同時，政府會加大扶貧資金投入，出臺更多扶貧政策，對市場進行宏觀調控，提高低收入家庭的收入增長率，使之超過社會平均收入增長率，以此進行宏觀調控改善社會公平，達到緩解相對貧困的效果。

除直接影響因素和間接影響因素外，城鎮化率、交通基礎設施、政府干預等其他要素也會影響相對貧困緩解。城鎮化率提高，農村剩余勞動力就業機會增多，有助于貧困家庭收入的提高；交通基礎設施不斷優化和擴建，為農產品上行和工業品下行奠定物流基礎，使貧困家庭的生產與銷售更加方便；政府通過財政杠桿進行干預，比較鮮明地助力相對貧困的減緩。

四、數字普惠金融對緩解相對貧困影響的實證分析

（一）變量選取

1.被解釋變量

緩解相對貧困為被解釋變量。對于緩解相對貧困，有很多不同的衡量方法，如用我國各地區低保人數與區域總人口比值表示的貧困率[18]、人均消費水平[13]、FGT指數[19]等。本研究借鑒上述研究方法，基于數據的可獲得性，使用我國各省份農村地區人均收入的對數來估計緩解相對貧困這個變量。

2.解釋變量

數字普惠金融發展水平為解釋變量，用北京大學數字普惠金融指數進行估計。該指數包括覆蓋廣度、使用深度、數字化程度三個一級指標。其中，覆蓋廣度主要考查賬戶覆蓋率，以支付寶賬號為例，包含每萬人擁有支付寶賬號數量、支付寶綁卡用戶比例、平均每個支付寶賬號綁定銀行卡數量等主要指標；使用深度包含選擇支付、征信、信貸、貨幣基金、保險和投資等主要指標；數字化程度包含移動化、實惠化、信用化、便利化等主要指標。

3.控制變量

（1）城鎮化率。隨著城鎮化水平的變化，勞動力在農村和城市之間轉移，從理論上講，城鎮化水平提高，農村勞動力向城鎮轉移，這樣會增加農村剩余勞動力就業機會，提高農村地區收入水平。隨著城鎮化的發展，農村地區居民眼界拓寬，汲取新知識，自主創業能力與途徑增加。城鎮化還有利于縮小城鄉收入差距。借鑒田杰等[12]的研究，使用城鎮化率表示城鎮化水平，其數值為城鎮常住人口與總人口的比值。

（2）交通基礎設施。“要致富先修路”，優化農村地區交通方式有助于增進農村地區與外界的交流，更好地為農村帶來資金流動和經濟活力，所以本研究將交通基礎設施作為控制變量之一。借鑒既往研究，以各省份公路里程的對數作為交通基礎設施的代理變量。

（3）經濟發展水平。經濟發展水平是經濟研究中衡量人民生活水平和經濟增長的重要指標，人均GDP 可以很好地體現地區生活水平，既可以反映地區生產效率，也能體現地區居民整體生活水平，是影響農村地區產業結構的重要指標之一[20]。依據數據可獲得性，借鑒黃妍妮等[20]的研究，以人均GDP 作為經濟發展水平的代理變量。

（4）政府干預。在農村地區脫貧過程中，不能忽視政府的作用。產業結構的調整受到政府干預的影響，政府主要通過財政支出手段促進農村地區的經濟發展，通過優化產業結構促進農村地區經濟增長，尤其是在減貧過程中政府干預顯得尤為重要，因此本研究用地方財政支出除以GDP所得的數值作為政府干預的代理變量。

（二）數據說明

本研究根據數據的可獲得性，選取2011—2020年我國31個省份（不含我國港澳臺地區）的面板數據。其中，數字普惠金融發展水平、覆蓋廣度、使用深度、數字化程度變量數據采用北京大學數字金融研究中心發布的數字普惠金融指數、覆蓋廣度指數、使用深度指數、數字化程度指數[21]，主要使用省級層面的數字普惠金融指數，其余變量數據選自《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》以及EPS全球數據庫。

本研究變量及計算方法參見表1。

表1 本研究變量及計算

（三）模型構建

借鑒傅秋子等[14]、崔艷娟等[22]的研究方法來驗證數字普惠金融對緩解相對貧困的實際影響，并構建以下基本模型：

其中，PAi,t表示我國i省份第n年的緩解相對貧困，DFIi,n表示我國i省份在第n年的數字普惠金融發展水平，Controli,n表示i省份第n年的其他控制變量，β0表示常數項，β1、β2表示回歸系數，εi,n表示隨機擾動項。

（四）變量描述性統計

如表2所示，緩解相對貧困的最小值為8.27，最大值為10.46，平均數與中位數相差不大，分別是9.34以及9.36，這說明在緩解相對貧困這一指標上少有極端值出現，從標準差（0.42）也可以看出其離散程度較小。數字普惠金融發展水平的變化相對較大，最小值為16.22，最大值達到了431.93，標準差達到了97.03，但相對而言，其平均數（216.24）和中位數（223.54）的差值不是很大，這可能是我國數字普惠金融逐年穩步上漲的緣故。

表2 變量描述性統計

2011—2020年各省份數字普惠金融指數（表3）呈上升趨勢，我國數字普惠金融水平穩步提高。2011年，中國人民銀行開始發放第三方支付牌照，第三方支付機構進入規范發展軌道。2013年被稱為“互聯網金融元年”，是互聯網金融迅猛發展的一年。2011—2013年是我國數字普惠金融的初步發展期，其變化較大，呈現迅速增長態勢，互聯網金融進入新的發展階段。2014年以來，我國數字普惠金融增長速度逐漸放緩，發展趨于平穩，各省份的數字普惠金融發展呈現出一定的波動性，其相對趨勢變化較小，這主要與各地區經濟、地域、金融設施等多種因素的限制有關。其中，北京、上海、浙江（前三名）等數字普惠金融發展始終領先的省份，其經濟發展水平比較高，可以看出經濟發展水平與數字普惠金融發展水平有一定關聯，經濟發展水平較高的地區其數字普惠金融指數往往也較高。這主要緣于民眾金融知識普及率高、金融知識水平良好、基礎設施比較完善等一系列有利因素。江蘇、廣東、福建、天津（第四至七名）等數字普惠金融發展較好的省份具有較為穩定的外部環境，數字普惠金融發展到一定階段后，發展速度放緩。而西藏、青海、貴州、甘肅、新疆（后五名）等數字普惠金融發展較差的省份，隨著資源要素的投入，各項基礎設施逐漸完備，居民金融知識儲備增加，數字普惠金融在2015年以后發展迅速，與其他省份差距逐漸縮小。

表3 2011—2020年各省份數字普惠金融指數

2011—2020年，各省份數字普惠金融指數的平均值呈現穩步增加態勢，標準差呈現先增加后減小再增加的變化趨勢，可見數字普惠金融發展水平具有波動性，各省份數字普惠金融發展水平的差距先變大后變小再變大，從中可以看出數字普惠金融發展的復雜性、波動性和長期性。我國數字普惠金融發展最大值與最小值的差距逐漸縮小，表明我國數字普惠金融的發展逐漸均衡。從增長情況看，我國數字普惠金融在相對落后的地區發展勢頭更強。

（五）實證結果

通過F檢驗、LM檢驗和Hausman檢驗，以數字普惠金融發展水平、交通基礎設施、經濟發展水平、城鎮化率、政府干預作為解釋變量，以緩解相對貧困作為被解釋變量進行面板模型構建。面板模型涉及的三個模型分別是混合POOL模型、固定效應FE 模型和隨機效應RE 模型。首先，進行模型檢驗，找出最優模型，檢驗結果如表4所示。從表4可知，F 檢驗呈現出1%水平的顯著性，F（30，274）=111.689，p=0.000＜0.01，意味著相對于POOL模型，FE 模型更優。BP 檢驗呈現出1%水平的顯著性，χ2（1）=956.603，p=0.000＜0.01，意味著相對于POOL 模型，RE 模型更優。Hausman 檢驗呈現出1%水平的顯著性，χ2（6）=21.671，p=0.001＜0.01，意味著相對于RE 模型，FE 模型更優。綜合上述分析，以FE模型作為回歸模型的最終結果。

表4 模型檢驗結果

表5所示的回歸結果顯示，緩解相對貧困與數字普惠金融發展水平呈現正向相關關系，說明數字普惠金融發展水平對緩解相對貧困會產生顯著的正向影響，數字普惠金融發展水平的提高會有效緩解農村地區相對貧困。

表5 回歸結果

隨著逐步加入控制變量，數字普惠金融發展水平呈現出0.05水平的顯著性，且回歸系數為0.003，說明數字普惠金融發展水平對緩解相對貧困會產生顯著的正向影響。交通基礎設施呈現出0.05水平的顯著性，且回歸系數為0.445，說明交通基礎設施對緩解相對貧困會產生顯著的正向影響。這表明，在緩解相對貧困的過程中，交通基礎設施的發展會緩解農村地區相對貧困。

繼續加入經濟發展水平、城鎮化率和政府干預，數字普惠金融發展水平呈現出0.05水平的顯著性，且回歸系數為0.002，說明數字普惠金融發展水平對緩解相對貧困會產生顯著的正向影響。交通基礎設施呈現出0.05水平的顯著性，且回歸系數為0.253，說明交通基礎設施對緩解相對貧困會產生顯著的正向影響。經濟發展水平并沒有呈現出顯著性，說明經濟發展水平對緩解相對貧困正向影響不顯著。城鎮化率呈現出0.05水平的顯著性，且回歸系數為1.701，說明城鎮化率對緩解相對貧困會產生顯著的正向影響。政府干預并沒有呈現出顯著性，說明政府干預與緩解相對貧困正向相關，但不顯著，可能因為前期政府干預成果顯著，政府正在逐漸減少干預，保障農村地區自然發展。

由上述實證結果可知，數字普惠金融發展可以直接作用于緩解農村相對貧困，為進一步了解數字普惠金融各維度的減貧作用，本研究將分別從數字普惠金融的三個子維度覆蓋廣度、使用深度、數字化程度進行分析。因此，本研究在基本模型的基礎上，通過F 檢驗、LM 檢驗和Hausman 檢驗，以覆蓋廣度、使用深度、數字化程度作為解釋變量，以緩解相對貧困作為被解釋變量進行面板模型構建。面板模型涉及的三個模型分別是混合POOL模型、固定效應FE 模型和隨機效應RE 模型。首先，進行模型檢驗，以便找出最優模型，檢驗結果如表6所示。從表6可知，F檢驗呈現出1%水平的顯著性，F（30，276）=288.975，p=0.000＜0.01，意味著相對于POOL 模型，FE 模型更優。BP檢驗呈現出1%水平的顯著性，χ2（1）=719.653，p=0.000＜0.01，意味著相對于POOL 模型，RE模型更優。Hausman檢驗并未呈現出顯著性，χ2（3）=-1.641，p=1.000＞0.05，意味著相對于FE 模型，RE 模型更優。綜合上述分析，以RE 模型作為最終結果。

表6 模型檢驗結果

如表7所示，覆蓋廣度呈現出0.01 水平的顯著性，且回歸系數為0.003＞0，說明覆蓋廣度對緩解相對貧困會產生顯著的正向影響；使用深度沒有呈現出顯著性，說明使用深度對緩解相對貧困不會產生影響；數字化程度沒有呈現出顯著性，說明數字化程度對緩解相對貧困不會產生影響。

表7 回歸結果

五、結論與建議

（一）結論

數字普惠金融提高了社會資源的利用效率，降低了交易費用成本，實現了金融服務的全方位覆蓋，成為傳統普惠金融服務的重要補充。數字普惠金融在服務相對貧困治理方面已有實踐探索，成為緩解農村相對貧困的重要助力。本文利用面板固定效應模型實證檢驗數字普惠金融對減緩農村相對貧困的具體影響，并在此基礎上提出依托數字普惠金融緩解農村相對貧困的對策建議。研究發現，數字普惠金融發展水平對緩解相對貧困會產生顯著的正向影響，數字普惠金融發展會有效緩解農村地區相對貧困。多次加入其他控制變量后，二者間仍具有顯著的正向影響關系。覆蓋廣度對緩解農村相對貧困具有顯著的正向影響。

（二）建議

為了提高數字普惠金融對緩解農村相對貧困的效果，本文提出以下建議：

1.加強信息網絡基礎設施建設，改善數字普惠金融緩解農村相對貧困的硬件條件

從《第48次中國互聯網絡發展狀況統計報告》可知，截至2021年6月，我國網民規模達10.11 億人，互聯網普及率達71.6%，我國農村網民規模達2.97 億人，占網民整體的29.4%[23]。基于此，改善農村信息技術的基礎設施，加快數字鄉村建設和涉農數據平臺建設，增強數字普惠金融的獲得性十分必要。

首先，加大對信息網絡基礎設施的投入。2021年5月，由財政部等四部門聯合印發的《關于將國有土地使用權出讓收入、礦產資源專項收入、海域使用金、無居民海島使用金四項政府非稅收入劃轉稅務部門征收有關問題的通知》明確，將由自然資源部門負責征收的四項政府非稅收入，全部劃轉給稅務部門負責征收。其中的一部分資金可作為鄉村振興專項資金，這部分資金可用于4G網絡基礎設施全覆蓋以及5G 網絡推廣等，要有效利用農村地區財政資金。

其次，確保數字普惠金融的有效覆蓋。基于數字普惠金融的可獲得性，提高互聯網使用程度，確保普惠金融的有效覆蓋。對網絡資源進行更為合理的分配，提高我國偏遠地區移動網絡的覆蓋廣度與信號強度，建立健全偏遠農村地區的網絡基礎設施，擴大我國互聯網使用規模，提高數字技術的支持程度，為農村地區使用數字普惠金融提供有力穩定的條件。數字網絡金融自身的一些特點也促使其自身能夠更好地為具有金融服務需求的用戶提供各種小額、非常規化的交易，這些都可能是其他傳統網絡金融無法實現的。

2.建立信用評估機制，拓展數字普惠金融緩解農村相對貧困的供給廣度

首先，提高數字普惠金融的服務范圍。通過提高數字普惠金融的數字化程度，進一步降低金融服務成本，擴大金融服務范圍，降低信用貸款門檻，做到“農民有需求，金融有服務”。金融機構要及時了解農民需求，提供金融服務，更好地滿足農民需求。

其次，針對實際需求制定合適的數字普惠金融產品。提高金融機構的親民程度，降低農村信貸成本，減少貧困地區農民的“懼貸”心理，以農村貧困人口的實際需求作為落腳點，為他們制定合適的數字普惠金融產品。進一步提高征信系統的覆蓋廣度，尤其是面向偏遠的農村地區，納入部分除銀行、扶貧機構等以外的其他機構持有的信息，幫助其發展并系統化健全征信，提高征信系統的有效性。

最后，加快農村金融服務需求群體的信息整合、開放和共享。通過大數據、云計算獲取更多的信息，推動信用評估機制的發展，完善農村金融服務需求群體所需要的服務及信息，加快農村金融服務需求群體的信息整合、開放和共享。構建一個信息共享平臺，實現信用信息數據共享，徹底解決金融機構與農村居民之間的信息不對稱問題，拓展更多的信貸業務。

3.基于“三農”發展視角，營造數字普惠金融緩解農村相對貧困的良好環境

首先，提升農民應用數字普惠金融的素養。基于農民視角，應該更多普及互聯網、移動支付和金融的相關知識，讓農民從源頭了解數字普惠金融的風險和益處。身處偏遠農村地區的居民在風險識別上存在一定的盲區，同時缺乏承擔風險的能力，且這一地區具有較強的“羊群效應”，一旦出現風險容易造成較為嚴重的后果。“扶貧必扶智”，提高金融知識宣傳力度、提高移動設備和互聯網使用能力、提升數字普惠金融認知水平、增強風險識別和應對能力是提升農村數字普惠金融發展水平的重中之重。

其次，提高發展數字普惠金融的鄉村硬件設施。基于農村視角，各地區應加強鄉村公路建設，增加鄉村公路里程，維護好已建設的公路，為農產品上行、工業品下行奠定物流基礎，解決農產品走出去最初一公里和工業品下鄉最后一公里的問題；穩步推進就地城鎮化，促進新型城鎮化與鄉村振興有機協調，實現雙路驅動，提高城鎮化率。

最后，引導推進數字普惠金融的農業服務。基于農業發展的視角，政府可以在政策上向創新型農業傾斜，以數字普惠金融為引導，優化農業農村產業結構，吸引外出打工人群回鄉創業，發展綠色農業，打造集生態體驗、休閑度假、寓教于樂為一體的休閑體驗模式，激發農業新營收，發掘貧困農村地區新的內生動力。通過發展特色農業，促使農產品附加值提升，達到增加收入、緩解相對貧困的目的，達到不斷發展數字普惠金融的目的。

4.完善監管體系，提高數字普惠金融在緩解相對貧困中的風險規避能力

首先，提升數字普惠金融的監管科技運用水平。信息時代，既要合理利用數據，也要重視信息儲存的安全性，提升數字普惠金融的監管科技運用水平。一方面在使用數字普惠金融時，交易和支付都發生在網絡環境中，因此要在技術上保證網絡交易、支付的安全性，推廣更多更加安全的保密和識別技術；另一方面，既要保證客戶的數據信息安全，也要打破信息不對稱的壁壘。

其次，保障數字普惠金融使用者的合法權益。設置低門檻高懲罰的機制，增加違法犯罪的成本，對金融詐騙、隱私泄露等問題以嚴厲的法律手段進行制裁，對金融糾紛等常見問題構建有效且和平的解決機制，保障數字普惠金融使用者的合法權益。此外，也要發揮好各大網絡金融機構在面對大型突發災難事件時對農村貧困群體的資金保障作用，通過分散風險，達到防范農村人口返貧復貧的目的，借助數字普惠金融的“普”“惠”作用，提高我國農村地區在面對疫情等不可抗災害時的應急反應能力和災后恢復能力。

＊天津農商銀行張睿對本文寫作亦有貢獻，在此表示感謝。