數字普惠金融、創新活躍度與鄉村振興

張英杰

（臨沂大學 商學院，山東 臨沂 276000）

一、引言

作為數字技術與金融的有機結合，數字普惠金融能夠從整體層面推動金融供給側結構性改革，以個性化金融產品與服務為媒介，切實提升農民、涉農小微企業等群體的金融可得性，為鄉村振興提供重要支撐[1]。2022 年中央一號文件提出強化鄉村振興金融服務。隨后，2022 年3 月30 日發布的《關于做好2022 年金融支持全面推進鄉村振興重點工作的意見》 再次強調，繼續深入實施金融科技賦能鄉村振興示范工程，發展農村數字普惠金融，強化金融科技賦能鄉村振興。得益于國家對于數字普惠金融助力鄉村振興予以高度重視，各地區與金融機構積極推進數字普惠金融助農、興農活動，現已取得良好成效。地區層面，截至2021 年10 月底，廣東省25 個涉農縣區與網商銀行就數字普惠金融展開深入合作，覆蓋面超過全省三分之一涉農縣區。廣東省內超過800 萬農戶與小微企業獲得數字貸款，位居全國第一。機構層面，截至2021 年末，已有金融機構的服務范圍覆蓋了全國31 個省區市，累計為2778 萬余農戶提供普惠金融服務，以實際行動助力鄉村振興戰略實施。一系列利好政策和亮眼數據表明，以數字普惠金融賦能鄉村振興，已成為中國當前的重要戰略舉措。事實上，在鄉村振興戰略推進中，科技創新一直扮演著重要角色，是推進農業農村現代化、實現鄉村全面振興的根本動力。而推動科技創新的最根本途徑在于提升創新活躍度，創新活躍度是科技創新的外在顯性特征[2]。以數字普惠金融賦能鄉村振興，能夠加速農村地區金融服務實現數字化、智能化流動，為鄉村創新活動提供強有力的資金支持，進而倒逼地區創新活躍度不斷提升，深化其在鄉村振興戰略中的驅動效應。是以，如何客觀評估數字普惠金融對鄉村振興的影響效應并全面闡釋其作用機理，且著重考察如何在創新活躍度差異下有效釋放數字普惠金融的驅動作用顯得尤為重要。因此，對既有文獻進行梳理，總結出與本研究密切相關的文獻主要體現在如下兩方面：

一是，聚焦于數字普惠金融對農村發展的研究。孫學濤、于婷(2022)發現數字普惠金融對農業機械化具有顯著促進作用，可通過固定資產投資及農民收入兩個中介變量驅動農業機械化水平提升[3]。張兵、李娜(2022)認為數字普惠金融對農戶收入增加具有正向促進作用，且對財富較少的農戶的增收效應更為顯著[4]。王鳳羽、冉陸榮(2022)認為數字普惠金融可正向促進農村相對貧困情況減弱，其中覆蓋廣度貢獻最大[5]。劉穎等(2022)研究認為，數字普惠金融對于農村地區家庭配置金融資產比例具有正向作用，主要通過“增收效應”推動農村經濟高質量發展[6]。上述文獻雖均對數字普惠金融影響農村地區發展展開多維研究，但鮮有考慮數字普惠金融滲透至農村地區對鄉村振興的扶持作用。二是，聚焦于鄉村振興的影響因素研究。張婷婷、李政(2019)認為農村金融可從需求、供給兩個角度促進農戶增收、農村經濟發展，進而驅動鄉村振興水平提高[7]。程明等(2020)發現交通便利性、本地務工情況以及勞動力結構均對提升鄉村振興效度具有較大作用效果[8]。牛文浩等(2021)利用地理探測器分析鄉村振興影響因素，發現人均GDP 是影響鄉村振興空間分異的關鍵因素[9]。何雷華等(2022)認為，數字經濟對鄉村振興具有顯著促進效應，其中對鄉村振興生活富裕、治理有效、生態宜居、鄉風文明四個子維度影響更為明顯[10]。由此可知，影響鄉村振興發展的因素多種多樣，卻鮮有學者剖析數字普惠金融與鄉村振興之間的內在聯系，對外部創新活躍度在數字普惠金融影響鄉村振興中的作用效果的探究更少。

與已有研究相比，文章可能存在的創新貢獻在于：第一，在指標測度上，立足鄉村振興五大總要求并結合2021 年中國農村發展指數，在現有研究基礎上創新構建由經濟發展、社會治理、城鄉融合、生態環境、生活富裕五大維度組成的鄉村振興評價指標體系，為開展省級鄉村振興評價及其相關研究提供借鑒。第二，在研究方法上，借助半參數廣義可加模型對數字普惠金融與鄉村振興的指標關系進行擬合，在此基礎上構建計量模型，并利用動態面板估計法與歷史數據工具變量法緩解內生性影響；引入中介效應模型檢驗數字普惠金融通過“農業數字化”與“人力資本結構”雙渠道對鄉村振興的影響機制，豐富了數字普惠金融影響鄉村振興的相關研究。第三，考慮到不同省份存在明顯創新活躍度差異，而這一特征事實可能對數字普惠金融影響鄉村振興的作用效果產生變動，據此進行調節效應及門檻效應檢驗，進一步探究三者關系，這對推動鄉村振興戰略實施具有重要啟示作用。

二、理論分析與研究假設

1.農業數字化渠道

伴隨普惠金融與物聯網、人工智能等數字技術深度融合，以數字普惠金融賦能鄉村振興縱深發展，成為緩解“三農”問題、提振鄉村經濟的關鍵著力點。金融科技及數字技術是發揮數字普惠金融效能的關鍵技術要素，可有效降低普惠金融交易成本，擴大普惠金融觸達范圍，推動農業產業數字化轉型，繼而助力鄉村振興[11]。一方面，數字普惠金融可通過加大資金投入實現產業鏈與關鍵技術創新鏈有效對接，加速推進以信息技術、云計算為核心的智慧農業發展，提高農業產業生產管理效率，引導農業數字化轉型。另一方面，數字普惠金融為農業與信息技術有機結合提供資金支撐，通過創新金融服務模式降低農業產業交易成本，進而暢通勞動力、土地、資本等生產要素流轉渠道，助推農業生產實現數字化[12]。簡言之，數字普惠金融通過累積農業發展資金供給，有效暢通創新要素流通渠道，助力農業生產經營方式逐步向集約化、規模化、數字化轉型，為鄉村振興發展注入全新動力。根據上述理論，提出如下假設：

假設H1：數字普惠金融通過助力農業數字化發展驅動鄉村振興水平提升。

2.人力資本結構渠道

人力資本是統籌技術、資金等各類生產要素與資源的重要載體，是實現鄉村振興的關鍵所在[13]。數字普惠金融通過優化人力資本結構影響鄉村振興的路徑主要體現在三方面：其一，農業供給側結構性改革背景下，數字普惠金融的深度應用可助力農業產業鏈模式不斷升級，逐步破解農產品產銷困局，實現產業數字化升級。在此過程中，農業產業發展逐步衍生出多元化人才需求，表現出人才集聚的正向外部效應。其二，伴隨數字普惠金融縱深發展，各部門實現跨區域信息互聯，農村產業融資渠道不斷擴展，推動農村產業轉型升級，進而有效提升農村地區非農就業率。并且，大量外出務工人員受數字普惠金融政策吸引回鄉創業，釋放出多元就業機會與紅利，吸引更多人才回流農村，不斷優化農業農村發展的人力資本結構，為鄉村人才振興提供助力[14]。其三，數字普惠金融深入農村地區，為農村生態宜居與環境治理提供有力金融支撐，吸引環評、建筑、規劃等各類型人才集聚農村。簡而言之，數字普惠金融發展能夠創造大量就業機會與高水平人才紅利，有效優化農村地區人力資本結構，助力鄉村全面振興。據此提出以下假設：

假設H2：數字普惠金融通過不斷優化人力資本結構，提升農村地區人才資源配置效率，進而有效促進鄉村全面振興。

3.創新活躍度的調節效應

創新活躍度是指一段時間內某地區技術推廣、創新產出與投入、新產品研發等領域的變化情況，可刻畫某地區創新活動績效、能力及質量[15]。鄉村振興框架下，數字普惠金融可助力地區開啟科技創新新局面，通過便捷、高效的金融服務提升地區內創新效率、創新規模、創新質量，同時降低創新的風險和成本，進而有效提升地區內創新活躍度[16]。創新活躍度較低的地區，數字普惠金融依托數字技術可為更多農村用戶提供良好金融服務，切實提高金融服務在農村地區可得性、覆蓋率及普惠性，緩解農村地區融資約束，為鄉村發展注入金融活水。創新活躍度較高的地區，創新活動的頻次與類型更加豐富，對于資金需求更加明顯與迫切。而數字普惠金融可通過鏈式金融服務、“N 村+銀行”等新型融資模式與新型融資產品，為農村地區農業創新活動提供充足的資金支持，滿足農業擴大規模與智能轉型、農村創新發展的金融需求。在數字普惠金融加持下，鄉村地區可實現創新平臺建設、引育創新專業人才、加大創新資本運作，全方位、系統化滿足農村用戶多元化金融需求，逐步打造契合農業農村發展的科技創新體系，助力鄉村振興戰略穩步實施[17]。基于此，創新活躍度越高的地區越能減弱經濟發展“扭曲效應”，當創新活躍度超過一定門檻時，越有助于發揮數字普惠金融對鄉村振興的驅動效應，推動“三農”發展實現現代化，加速推進農業強國建設。綜上，提出以下假設：

假設H3：創新活躍度越高，數字普惠金融對鄉村振興水平的驅動效應越明顯，且創新活躍度調節作用存在門檻效應。

根據上述理論分析，可得出數字普惠金融影響鄉村振興的機理框架，具體如圖1 所示。

圖1 數字普惠金融影響鄉村振興的研究框架圖

三、研究設計

1.數字普惠金融(DIF)

當前，學界主要采用北京大學數字金融研究中心編制的《北京大學數字普惠金融發展指數》中的總指數對數字普惠金融水平進行衡量。文章同樣使用數字普惠金融發展總指數衡量數字普惠金融發展水平，同時參考鐘凱等(2022)[18]的研究，從數字金融使用深度(DIFdep)、普惠金融數字化程度(DIFqua)、數字金融覆蓋廣度(DIFcor)三方面入手，衡量鄉村振興框架下不同省份數字普惠金融發展水平，并嘗試解決由于數字普惠金融的復雜性及數據指標選取低粒度產生的核算難題。

2.鄉村振興的測度(RUV)

鄉村振興戰略于十九大報告中首次提出，以解決“三農”問題為目的，把握治理有效、鄉風文明、生態宜居、產業興旺、生活富裕五大要求，著力實現農業農村現代化與農業強國建設。因此，在構建鄉村振興評價指標體系時應以總要求為核心、以實現農業農村現代化為標準，著重突出鄉村振興高質量發展主題。基于上述分析，文章參考《中國農村發展報告（2021）》 《中國鄉村振興發展報告（2021）》 《中國農業綠色發展報告2021》 《中國農業產業發展報告2021》等相關文件，從經濟發展、社會治理、城鄉融合、生態環境、生活富裕五個層面對鄉村振興進行評價，構建包含5 個一級指標與33 個二級指標組成的鄉村振興評價指標體系（表1）。該指標選取時充分考慮到研究對象可比性、代表性以及數據可獲取性，在中國農村發展指數基礎上結合鄉村振興五大總要求，充分反映出推進農業農村現代化與助力城鄉融合發展的重要意義。

表1 鄉村振興評價指標體系

依托于鄉村振興評價指標體系，參考蘆風英等(2022)[19]的研究，運用熵權法度量鄉村振興發展水平。具體測算步驟如下：

其一，對指標體系中各指標進行無量綱化處理：

式中，aij代表地區j 指標i 的值；max(aij)為指標aij的最大值；min(aij)為指標aij的最小值。

其二，借助熵值法度量各指標權重。

第一步，明確各指標的貢獻率：

第二步，依據信息熵定義度量指標熵值：

式中，n 代表地區總數，若某地區的gij=0，則定義gijln(gij)=0。指標i 權重計算公式為

第三步，計算鄉村振興綜合指數。將無量綱化指標數值與其權重作積，可得到鄉村振興綜合指數及子系統指數如下：

3.基于半參數估計檢驗的初步觀察

為初步檢驗“數字普惠金融影響鄉村振興”的一般規律，文章借鑒Parteka(2010)[20]的方法，運用半參數估計的廣義可加模型(GAM)對數字普惠金融與鄉村振興進行高斯核回歸。根據R 軟件測算結果，分別繪制數字普惠金融不同維度對鄉村振興的高斯核回歸圖（圖2）。可知，數字普惠金融及各子維度對鄉村振興的影響均表現為正向驅動效應，且隨著數字普惠金融指數提升，鄉村振興水平漸趨平穩。

圖2 數字普惠金融及不同子維度對鄉村振興的高斯核回歸圖

4.模型設定與變量說明

在半參數估計檢驗的初步觀察基礎上，構建檢驗數字普惠金融影響鄉村振興的面板數據模型如下：

式中，RUVit表示鄉村振興水平；DIFit表示數字普惠金融指數及各子維度；下標i 為年份；t 為省份；?t代表省份固定；?i代表時間固定效應；σit代表隨機誤差項。篩選后得到控制變量(Zit)如下：貿易開放度(tropeit)：運用進出口貿易總額與GDP的比值進行度量；受教育水平(educit)：利用教育水平在高中以上人口占農村地區總人口比重進行衡量；工業企業規模(inesit)：通過統計農村地區工業企業數量進行表示；經濟發展水平(GDPit)：采用人均GDP 指標表示；交通基礎設施水平(teinlit)：使用公路密度進行度量。

5.數據來源

綜合考慮數據可得性、科學性后，選取2011—2020 年中國30 個省份的面板數據探究數字普惠金融對鄉村振興的作用效果。數字普惠金融數據來源于《北京大學數字普惠金融指數（2011—2020）》。為使數字普惠金融回歸系數便于分析，對原始數據進行除以1000 處理。生態環境維度指標所用相關數據主要來源于《中國環境統計年鑒》；社會治理維度指標所用相關數據主要來源于《中國人口和就業統計年鑒》 《中國教育統計年鑒》 《中國民政統計年鑒》；生活富裕、城鄉融合、經濟發展維度指標所用相關數據主要來源于《中國統計年鑒》 《中國農村統計年鑒》 《中國縣域統計年鑒》；其余指標所用相關數據源于相應省份統計年鑒、中國經濟社會大數據研究平臺、Wind 數據庫、國家統計局網站及地方統計局網站。對于個別缺失數據，運用線性插值、趨勢外推等方法進行處理。

四、實證結果分析

1.基準回歸結果

表2 中列(A)～(C)為采用逐步回歸法考察數字普惠金融影響鄉村振興的基準回歸結果。其中，列(A)表示未設置固定效應的OLS 回歸，結果表明數字普惠金融的估計系數在1%水平上顯著為正，初步驗證數字普惠金融能夠有效驅動鄉村振興水平提升。考慮到可能存在的異方差問題，依次采用控制時間固定效應的WLS 回歸、控制時間與省份固定效應的FE 回歸，結果如列(B)和列(C)所示，一致表明數字普惠金融依然保持對鄉村振興的驅動效應。列(D)～(F)分別探究數字普惠金融三個子維度對鄉村振興的作用效果。結果表明，數字金融使用深度、普惠金融數字化程度、數字金融覆蓋廣度三個維度均可正向促進鄉村振興水平提升，且該影響程度逐次減弱。綜上可知，基準回歸結果與半參數估計檢驗的初步觀察結果較為一致，進一步證明實證結論的科學性、合理性與可靠性。

表2 基準回歸結果

控制變量中，貿易開放度變量的回歸系數為正，在5%水平上顯著。這說明貿易開放度的提升有助于拓展農村經濟來源，可緩解農村地區進行創新發展的資金制約，利于鄉村經濟快速發展，助力鄉村振興。受教育水平、工業企業規模、經濟發展水平均對鄉村振興水平提升起到驅動作用。其中，經濟發展水平對鄉村振興水平提升的貢獻尤為重要。交通基礎設施水平回歸系為正，在10%水平上顯著。這意味著交通基礎設施水平越高，農村地區公路密度越大，越有利于農村地區城鄉融合，暢通農村經濟發展渠道，有助于鄉村振興。

2.穩健性檢驗

（1） 內生性處理

為規避可能潛在的內生性問題，參考黃群慧等(2019)[21]研究中有關工具變量選取方法，選取各省份1984 年每萬人固定電話數量作為數字普惠金融的工具變量。同時借鑒肖威(2021)[22]的研究引入隨時間變動的變量郵電業務量，構建各省份1984 年每萬人固定電話數量與郵電業務量二者交互項作為數字普惠金融的面板工具變量，隨即進行2SLS 回歸。面板工具變量公式如下：

式中，NFT1984t為各省份1984 年每萬人固定電話數量；PTBVit為郵電業務量。表3 列(A)～(D)為工具變量法的估計結果。由工具變量有效性檢驗結果可知，選取各省份1984 年每萬人固定電話數量與郵電業務量交互項作為數字普惠金融的工具變量具有較高合理性與有效性。在有效克服內生性問題后，數字普惠金融對鄉村振興的回歸結果與基準回歸結果具有較高統一性。并且，數字普惠金融各子維度對鄉村振興的促進作用均為正，在1%水平上顯著。其中，數字普惠金融覆蓋深度對鄉村振興的驅動作用明顯高于其他兩個維度。該結果再一次印證數字普惠金融度可有效驅動鄉村振興水平提升，實證結論依然穩健。

（2） 動態面板方法估計

為緩解經濟變量間可能存在同期反向因果問題，借鑒盛斌和景光正(2019)[23]的研究方法，拓展動態面板模型并使用兩步系統廣義矩估計(GMM)法進行估計檢驗，具體公式如下：

系統GMM 回歸結果表明，AR(1)及AR(2)結果驗證系統GMM 模型并不存在擾動項二階自相關。而Sargan 檢驗結果則證明工具變量不具有過度識別問題。上述兩項驗證結果均證明模型設定具有良好的穩定性及有效性。由擴展后動態面板模型回歸結果可知，鄉村振興的滯后一期與數字普惠金融的估計系數均為正且顯著。這意味著鄉村振興發展具有長期累積慣性作用效果。數字普惠金融對鄉村振興的驅動作用存在滯后效應，再次驗證數字金融使用深度、普惠金融數字化程度、數字金融覆蓋廣度三個子維度驅動鄉村振興的作用強度呈逐級減弱趨勢。該結果與基準回歸較為一致，且檢驗統計量說明模型回歸結果具有可靠性與一致性。

3.影響機制檢驗

在上文理論分析基礎上，文章建構中介效應模型，從農業數字化與人力資本結構雙渠道探究數字普惠金融與鄉村振興之間的內在聯系，具體中介效應模型如下：

Intvarit表示中介變量。Invesit代表不同省份農業數字化水平，借助農業數字經濟占行業增加值比重進行度量。Hucasit代表不同省份人力資本結構，借鑒何雷華等(2022)[24]的處理方法，以農村居民平均受教育年限進行表示。具體中介效應回歸結果見表3。

表3 中介效應回歸結果

表3 列(B)、(C)分別是式(9)、(10)的回歸結果。可以得知，數字普惠金融對農業數字化與人力資本結構的影響系數均顯著為正。這意味著數字普惠金融可顯著加快某地區農業數字化進程與優化人力資本結構。列(D)、(E)是式(11)分別引入農業數字化與人力資本結構的回歸結果。可以發現，數字普惠金融回歸系數均顯著為正，表明數字普惠金融能夠有效加快農業數字化進程并優化人力資本結構，進而驅動鄉村振興水平顯著提升。與列(A)基準回歸結果相比，數字普惠金融回歸系數在引入中介變量后呈現明顯下降趨勢，但影響作用依然為正向促進，初步驗證存在農業數字化與人力資本結構中介渠道。列(F)為同時引入兩個中介變量后的回歸結果，可以看出數字普惠金融的估計系數及顯著性水平進一步下降，再次驗證了加快農業數字化進程與優化人力資本結構是數字普惠金融提升鄉村振興水平的重要方式。嚴謹起見，借助Bootstrap 法對中介渠道進行驗證，結果再次印證“農業數字化”與“人力資本結構”渠道中介效應存在，即假設H1、假設H2 成立。

五、創新活躍度、數字普惠金融與鄉村振興

1.創新活躍度的調節效用

為核驗創新活躍度的調節作用，在系統GMM 模型基礎上引入創新活躍度及其與數字普惠金融的交互項，擴展模型如下：

式中，inact 代表創新活躍度，具體借鑒胡麗娜、薛陽(2021)[25]對創新活躍度的核算方法，運用各省份專利授權數進行衡量。其中，在式(12)單獨引入創新活躍度考察其對鄉村振興的影響，式(13)則是引入創新活躍度及其與數字普惠金融交互項探析創新活躍度的調節作用，實際檢驗結果如表4 列(A)、(B)所示。由表4 列(A)可知，創新活躍度與數字普惠金融的估計系數均為正，且在1%水平上顯著，說明創新活躍度提升在逐步滿足數字普惠金融基本要求下，對地區鄉村振興水平具有直接驅動作用。由表4 列(B)可知，創新活躍度估計系數由0.3639 變為0.2411，在1%水平上顯著，這再次驗證創新活躍度的提高對提升鄉村振興水平具有驅動作用。創新活躍度與數字普惠金融交互項的估計系數為0.0632，亦在1%水平上顯著。可以得知，創新活躍度對數字普惠金融驅動鄉村振興水平提升具有明顯調節作用，即創新活躍度愈高，數字普惠金融對鄉村振興水平提升的促進作用愈加凸顯，驗證了假設H3 的部分觀點。

2.創新活躍度的門檻效應

上述結果初步驗證創新活躍度對數字普惠金融驅動鄉村振興水平提升起到調節作用。而不同水平創新活躍度是否會影響調節效應的強弱，并導致數字普惠金融對鄉村振興影響呈非線性特征？為驗證上述問題，借助面板門檻模型對創新活躍度區間進行劃分，構建單一門檻效應模型如下：

式中，創新活躍度inact 為門檻變量；τ 代表特定門檻值；?1、?2分別代表門檻變量在inactit≤τ 與inactit＞τ 時，創新活躍度對鄉村振興的影響系數。I(·)表示示性函數，若滿足括號中條件該函數為1，反之為0。

門檻效應檢驗之前，先利用固定效應模型探究創新活躍度與鄉村振興之間是否存在門檻以及可能存在的門檻數量。結果發現，創新活躍度與鄉村振興間具有單一門檻，該門檻值為0.2684，在5%水平上顯著。門檻效應模型回歸檢驗結果見表4列(C)。由此可知，當創新活躍度低于門檻值0.2684，數字普惠金融估計系數為0.0004，在1%水平上顯著；當創新活躍度高于門檻值0.2684，數字普惠金融估計系數明顯上升至0.0054。由此可知，當創新活躍度高于門檻值后，可有效降低數字普惠金融發展的現實壁壘，不斷優化農村地區金融發展，推進農業數字化進程并優化人力資本結構，進而推動鄉村振興，至此假設H3 得到完全驗證。

表4 創新活躍度的調節作用與門檻效應檢驗

六、結論與政策啟示

1.結論

選取2011—2020 年中國30 個省份面板數據，文章運用半參數估計檢驗法面板數據模型、中介效應模型探究數字普惠金融對鄉村振興的影響機制。主要研究結論為：第一，數字普惠金融及各子維度對鄉村振興水平的提升具有顯著驅動作用，數字金融使用深度、普惠金融數字化程度、數字金融覆蓋廣度對鄉村振興水平的促進效應呈逐級遞減趨勢。第二，數字普惠金融通過加快農業數字化進程、優化人力資本結構雙渠道，有效驅動地區鄉村振興水平大幅提升。第三，創新活躍度越高，越有助于充分發揮數字普惠金融對鄉村振興水平的驅動效應；當創新活躍度越過一定門檻值后，數字普惠金融對鄉村振興的正向調節作用得到大幅增強。

2.政策啟示

第一，深化科技創新賦能作用，構建數字普惠金融助農新優勢。其一，大力開展金融科技賦能鄉村振興示范工程，有效利用5G、云計算等信息技術增強風險管控，提高農戶識別及信貸投放能力，為鄉村振興發展提供良好金融支撐。其二，數字普惠金融可利用數字技術創新金融服務，構筑“一點多能、一網多用”綜合金融服務平臺，切實暢通農村線上線下金融服務渠道。其三，著手構建農業農村大數據平臺，加強農村專業商圈、農村政務、“三資”平臺等環節互聯互通，為鄉村振興夯實創新基礎。

第二，拓寬金融服務覆蓋范圍，打造數字普惠金融助農新生態。其一，深入打造技術、產品、合作、場景四大生態體系，為鄉村振興提供差異化、創新化“數字金融超級工廠”，以科技創新助推金融機構提質增效。其二，推進農村地區開放合作，深度拓展數字普惠金融覆蓋廣度，并將其有機嵌入農業農村發展各類場景，打造“C（個人客戶） +B（機構） +G（政府） +P（郵政）”四大場景助農金融服務生態。其三，鍛造以銀行類金融機構為核心、以農村產業為支撐的數字普惠金融生態系統，著力創新研發新產品、新服務，精準對接“三農”領域與數字鄉村建設，助力鄉村振興穩步發展。

第三，釋放地區創新發展活力，培育數字普惠金融助農新動能。一方面，搭建鄉村振興創新示范基地，增強可持續發展內在動力。地方政府應積極搭建農業產業創新平臺，推動新型農業研發機構發展，引進和培育新型興農、助農高新技術企業，逐步提升本地區企業創新能力。在此基礎上，金融機構可搭建扶貧數字普惠金融平臺，實現跨區域跨部門信息有效暢通，優化財政金融支出結構，為企業創新提供良好金融支持，充分發揮產業興農實效。另一方面，釋放金融政策紅利，夯實鄉村數字人才儲備。地方政府、企業與金融機構可聯合推出優惠政策，吸引外出務工人員返鄉就業、創業，并重點培育返鄉創業者、小鎮青年、村干部等鄉村振興人才骨干力量。