數字普惠金融、財政支農與城鄉收入差距

廖信林,卞曉桐

(安徽財經大學 經濟學院,安徽 蚌埠 233030)

不同于西方資本主義的現代化,中國式現代化是在馬克思主義理論基礎上立足中國國情發展的產物。習近平總書記在黨的二十大報告中指出:“中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化。共同富裕是中國特色社會主義的本質要求,也是一個長期的歷史過程”。縮小城鄉收入差距,促進城鄉協調發展是實現共同富裕需解決的關鍵問題。當前我國城鄉發展不平衡不充分問題仍然突出,城鄉間基礎設施建設、經濟發展程度和居民收入差距仍然較大,要實現中國式現代化建設首先要解決農村短板問題。金融的發展與人民群眾生活休戚相關,但由于農村居民收入相對較低,無法承擔金融服務的成本,金融的逐利行為導致農村金融資源匱乏,進一步拉大城鄉收入差距[1]。普惠金融的出現為緩解這一現狀提供了新的實施方案,在數字技術和普惠金融的有機結合下,數字普惠金融應運而生。數字普惠金融憑借其高效的信息傳輸、分析與數據的精準刻畫,降低了融資約束,克服了傳統金融排斥所產生的不良影響。以互聯網和移動通信技術為支撐的數字普惠金融蓬勃發展,有助于緩解傳統金融排斥產生的弱勢群體融資難、融資貴等問題,更好地服務于農村居民和中小企業[2]。

一、文獻綜述與問題提出

現有關于數字普惠金融與城鄉收入差距的研究主要集中在以下幾個方面。第一,探索數字普惠金融與城鄉收入差距省域空間效應。李建偉等指出數字普惠金融的發展對城鄉收入差距呈現顯著的空間收斂狀態,縮小城鄉消費差距,進而促進城鄉協調發展[3];趙德起和王世哲通過空間計量分析數字普惠金融和城鄉收入差距同高或者同低的特點分布,并且數字普惠金融具有顯著的空間溢出性[4];殷賀等人分析得出地區城鄉收入差距與數字普惠金融發展程度成反比,即城鄉收入差距越大,數字普惠金融發展程度越低[5]。第二,數字普惠金融能夠縮小城鄉收入差距。張賀和白欽先指出數字普惠金融的包容、減貧和增長效應能夠縮小城鄉收入差距[6];楊怡等人認為數字普惠金融能夠縮小城鄉收入差距,并且人力資本和農業綠色全要素生產率均發揮了機制作用[7];伍卓和周付友認為產業升級和提升人力資本水平是有效抑制城鄉收入差距的重要途徑,進而有助于實現共同富裕[8]。第三,數字普惠金融拉大城鄉收入差距。李牧辰等人以金融體系結構與功能為分析視角表明數字化擴大了城鄉收入差距,數字普惠金融的衍生業務也將進一步擴大城鄉收入差距[9];星焱指出若要獲得數字普惠金融發展的紅利,必須提高數字基礎設施、金融生態環境和客體認知稟賦,否則將不利于縮小城鄉差距[10];顧寧和張甜系統闡述了農村信用體系支撐數字普惠金融發展的機制,在城鄉二元結構下的農村信用體系建設不完備,數字化發展不均衡會阻礙數字普惠金融積極作用的發揮[11]。

綜上所述,現有研究多維度探討了二者的關系,其中,提高金融服務的覆蓋率、增加農村居民的收入、縮小城鄉差距體現了數字普惠金融的包容性與經濟增長性,但數字普惠金融持續助力協調城鄉發展也存在一定的制約因素。現有文獻對本文有一定的借鑒意義,但鮮有文獻討論財政支農和傳統銀行競爭力在數字普惠金融影響城鄉收入差距中發揮的作用。因此,基于2011—2021年中國30個省市的數據,旨在回答數字普惠金融對城鄉收入差距的影響,分析財政支農和傳統金融在數字普惠金融影響城鄉收入差距中發揮何種作用,討論數字普惠金融和財政支農偏向在省域中存在的異質性特征這3個問題。

本文的邊際貢獻與創新有:第一,將數字普惠金融、財政支農與城鄉收入差距三者聯系起來。現有文獻鮮有討論財政支農在數字普惠金融影響城鄉收入差距中的作用,本文的結論能夠豐富相關研究內容,并為地方政府支持農業高質量發展,引導金融有序參與農業發展提供理論依據;第二,創新性地討論傳統銀行的內在作用,考慮到數字普惠金融的發展與傳統銀行息息相關,傳統銀行結構的變化也將影響數字金融的普惠作用,探究傳統銀行的內在作用具有必要性也能拓展數字普惠金融影響城鄉收入差距的研究視角;第三,分別檢驗數字普惠金融和財政支農的異質性,有效處理模型的穩健性和內生性問題,使文章結論更具有可靠性,為不同地區發展數字普惠金融和政府實施涉農領域財政措施提供政策建議。

二、理論分析與研究假說

(一)數字普惠金融與城鄉收入差距

由于傳統銀行依靠實體網點給當地提供金融服務,考慮到成本與收益因素,傳統銀行機構網點鮮有在農村和低收入地區設立,這是因為農村地區和低收入地區信用環境差,可提供的抵押資產較少, 給銀行帶來較大的貸款風險,農村地區無法滿足一般銀行信貸服務所需的條件。短缺的金融資源不利于低收入者增收,抑制了農村經濟發展,而這種限制還會形成惡性循環, 高收入人群享有越來越多的資源,低收入人群卻資源匱乏,導致不同人群間的收入差異被拉大。數字技術與傳統金融相結合的數字普惠金融能夠破除地理空間限制,提高農村地區金融服務的可達性。數字普惠金融通過替換和補充現有生產要素影響資本與勞動力的生產效率,進而影響收入分配格局[12]。城鄉收入差距是規模性收入分配問題,即由于微觀主體間收入差異引起的收入不平等[13],縮小城鄉收入差距的關鍵在于提高農村居民收入。數字普惠金融能夠作用于農村居民農業與非農業性收入,就農業生產收入來說,數字普惠金融主要以終端和客戶端為交易媒介,降低金融交易成本,提高了金融獲取的可能性,能有效解決農業生產過程中的借貸需求,不僅滿足必要的農業生產性投入,還有助于引入先進技術與人力資本等生產要素,提高農業現代化生產能力。此外,流通數字化能夠降低信息交流成本與提高資源配置效率[14]。依托數字普惠金融的平臺,農民能夠獲取更多關于生產、加工、銷售的信息,降低信息不對稱性,創新農業生產方式,提高農業經濟韌性[15]。就非農業性收入來講,數字普惠金融使用成本低、操作簡易,農民可以進行金融投資,重新定義投資和消費的觀念,提高資金的配置效率,增加農民的財產性收入。進一步地,數字普惠金融有助于推進智慧農業發展,將農業先進技術與資本有效銜接,激發創業活躍度,引導數字技術與涉農產業相結合,促進農業轉型升級,拓展新業態空間溢出效應,推進鄉村振興戰略[16],提升農民可支配收入。由此可見,數字普惠金融有利于緩解金融體系的二元化,縮小不同階層的收入差距,促進城鄉協調發展[17-18]。

基于以上分析,提出假說1。

H1:數字普惠金融能縮小城鄉收入差距。

(二)財政支農的調節作用

財政支農是政府財政用于農業和農村發展,提高農業生產效率,改善農民生活水平,推動農業可持續發展的政策手段。普惠金融本質上也是逐利行為,農村發展的局限性導致金融服務相對落后,需要政府采取措施鼓勵金融服務農村發展,推動財政與金融融合發展,共同賦能鄉村振興[19],這也是辯證處理好政府與市場關系的重要舉措,農業高質量發展要求提高政府與市場的適配性,轉變政府職能,引導市場有序發展。因此,財政支農在數字普惠金融與縮小城鄉差距中的作用不容小覷。一方面,農村地區以農村信用社為金融服務主體,金融服務體系處于相對壟斷局面,但由于信息的不完全性,傳統金融機構對農村地區出現“惜貸”的情況,使農民的貸款成本上升或者是貸款成功率降低,在缺乏足額資金的運轉下,對農業發展產生不利影響,降低農民收入,即使數字普惠金融具有普惠與包容性,但在資本逐利的條件下往往難以深入農村地區,如果政府出臺相關政策,對農業農村方面進行財政偏向,則會緩解金融市場失靈,引導數字普惠金融支持農業發展,豐富涉農貸款和保險產品,促進農業農村發展。另一方面,財政支持資金主要流向農村建設的薄弱和重點領域,這一舉措向外釋放積極信號,引導金融支農的走向,有助于完善農村地區基礎設施建設、升級農業基礎設備、提高農業投入產出比,補齊農村發展短板,提高農村地區收入。具體作用路徑見圖1。

圖1 財政支農對數字普惠金融影響城鄉收入差距的機制分析

基于以上分析,提出假說2。

H2:財政支農對數字普惠金融縮小城鄉差距具有正向調節作用。

(三)財政支農和傳統金融的門檻效應

現行中央與地方財政收入構成不同,地方財政主要以稅收為主要來源,但由于地方經濟水平不同,地方財政呈現不同程度的資金缺口。財政緊張的地方政府在政治與經濟的雙重壓力下,傾向于將資金投向收益好、見效快的領域,而對經濟效益較低的農業減少投入,造成財政失衡現象,不利于農業高質量發展[20]。因此,不同地區財政支農偏向程度不同,政策實施的效果不同,財政支農對數字普惠金融影響城鄉收入差距的調節作用具有非線性。主要表現為:當財政支農力度大、范圍廣、水平深時,財政支出對地區農村基礎設施建設、農村產業發展、農業技術創新發揮更大的作用,可能會擴大數字普惠金融縮小城鄉收入差距的程度;當財政支農水平較低時,財政資金不足,對普惠金融引導動力不強,財政支農的調節作用也將受限。因此,隨著財政支農的變化,數字普惠金融對城鄉收入差距的影響也將發生變化。

我國直接融資占比逐步提升,但是銀行提供的間接融資仍是市場中主要的融資方式[21]。銀行業對城鄉收入差距的影響取決于其結構的合理性,其理論來源于資本的邊際收益遞減作用。當金融發展水平較高時,城市客戶資源趨于飽和,城市金融資本總量呈減速上升階段,隨著資本邊際收益遞減,金融資本開始向農村地區擴散,改善農村地區金融資源短缺的現狀[22]。當銀行業競爭激烈,中小型銀行發揮其信息優勢和體量小、方式靈活的優勢將客戶目標下移至需求小、資質淺的客戶,資源相對匱乏的農村居民也能享受到金融資源。數字普惠金融沖擊了傳統銀行的盈利模式,縮窄銀行盈利區間,搶奪了傳統銀行的長尾客戶,迫使銀行間競爭更加激烈,各銀行為在競爭中脫穎而出,必須順應數字化發展的趨勢進行銀行數字化轉型,提高銀行的金融服務水平,擴大普惠金融覆蓋范圍以及促進金融資產的合理配置[23]。銀行競爭激烈的主要表現有中小型銀行占比提高和傳統金融與數字化深度融合,而這一現狀可以增強金融對普通客戶的包容性,較大程度上滿足農戶對金融的需求,提高農村地區收入,縮小城鄉收入差距。反之,若銀行結構不合理,國有大型銀行處于壟斷地位,傳統銀行對中低端資產客戶的排斥行為將會拉大收入差距,由于信息的不對稱性容易造成富者越富、窮者越窮的極端情況,進而阻礙我國共同富裕的進程。

基于以上分析,提出假說3。

H3:財政支農和傳統金融在數字普惠金融影響城鄉差距中具有門檻效應。

三、研究設計

(一)變量的選取與描述

1.被解釋變量:城鄉收入差距(Theil)。參考陳文和吳贏的做法[24],采用泰爾指數作為衡量城鄉收入差距的指標,因為泰爾指數的計算方法考慮到人口與收入的變動因素,能夠更全面地反映城鄉收入差距。此外,為使文章結論更具可靠性,采用各省市城鄉居民可支配收入的比值進行穩健性檢驗。其中泰爾指數的計算公式為:

(1)

2.解釋變量:數字普惠金融(dig)。采用北京大學數字金融研究中心編制的數字普惠金融指數衡量區域數字普惠金融發展程度。為使數據更加平穩,對該指數進行對數處理。

3.調節變量:財政支農(arc)。財政支農是財政在支持農業農村發展方面的支出,參考喬翠霞等的做法[25],使用各省市農林水事務支出占財政總支出的比值來衡量各地財政對農業的支出偏向。

4.門檻變量。第一組門檻變量為財政支農(arc)(1)度量方法與調節變量一致。,第二組變量為傳統金融發展水平。考慮到銀行仍為市場融資主體,在一定程度上,銀行業競爭狀況反映了本地區傳統金融發展的程度,本文借鑒姜付秀等人[26]的做法,采用銀行業的赫芬達爾指數(HHI)代表各省市傳統金融發展水平,計算公式為:

(2)

式中,k代表銀行,i與t分別表示各省市與年份,Branchkit為其分支機構數量,TotalBranches為各省市銀行分支機構的加總,HHIit為逆向指標,該數值越小則銀行間競爭越激烈,傳統金融發展水平越高。

5.控制變量。參考現有文獻趙德起和王世哲[4]、伍卓和周付友[8]的做法,選用經濟發展水平(lngdp)、人力資本(edu)、產業結構(stru)、政府干預程度(gov)、對外開放水平(open)作為控制變量。其中,經濟發展水平用各省市年度人均GDP的對數表示;人力資本由計算各省市人均受教育年限得到;產業結構選用地區第三產業占GDP的比重表示;政府干預程度(gov)由各省市每年財政支出占地區GDP的比重表示;對外開放程度(open)為當地貨物進出口總額占GDP的比重。

(二)模型構建

基于上文理論分析,首先驗證數字普惠金融與城鄉收入差距的關系,構建如下基準回歸模型:

Theilit=β0+β1lndigit+β2controlsit+μi+θt+εit

(3)

其中,Theilit代表城鄉收入差距,digit為核心解釋變量數字普惠金融,為使數據更加平穩,此處做對數處理。controls指本文的控制變量,i與t分別表示各省市與年份,β1、β2表示估計系數,即各變量對被解釋變量的影響程度,μi表示省份固定效應,θt表示年份固定效應,εit表示隨機擾動項。

為驗證財政支農在其中發揮的作用,參考溫忠麟等[27]調節效應的做法,在式(1)的基礎上引入數字普惠金融和財政支農的交互項作為調節變量,得到如下拓展:

Theilit=λ0+λ1lndigit+λ2arcit+λ3lndigit×arcit+λ4controlsit+μi+θt+εit

(4)

其中,arcit表示財政支農,lndigit×arcit為數字普惠金融和財政支農的交互項,系數λ3反映的是調節效應的作用程度,其余變量涵義與式(3)相同。

此外,為進一步研究數字普惠金融對城鄉收入差距的非線性關系,借鑒Hansen[28]的模型,構建面板門檻模型:

Theilit=ρ0+ρ1lndigit×I(Thresholdit<γ1)+ρ2lndigit×I(γ1

(5)

式中,I()為示性函數,若滿足括號內條件則取值為1,否則取值為0;Thresholdit為門檻變量,即財政支農和傳統金融,y表示待估計的門檻值,其他變量涵義與式(3)相同。

四、實證分析與結果

(一)數據來源與樣本選擇

以全國30(2)因數據缺失,樣本不含西藏自治區、臺灣省、香港和澳門特別行政區。個省份2011—2021年面板數據作為研究樣本進行分析。解釋變量數字普惠金融來自北京大學數字金融研究中心編制的數字普惠金融指數;被解釋變量城鄉收入差距、調節變量財政支農、門檻變量城鎮化和互聯網普及率以及控制變量的數據來源于國家統計局、《中國人口與就業統計年鑒》以及各省市的統計年鑒。

由統計數據可以看出,城鄉收入差距的標準差為0.039,最大值與最小值間相差0.184,說明我國仍需補足農村發展這一短板,縮小城鄉收入差距任重而道遠。全國數字金融發展也處于不平衡階段,數字普惠金融發展波動較大,尤其數字普惠金融指數標準差為0.669,最小值2.909,最大值為6.129,說明數字普惠金融在地區間發展不平衡。此外,財政支農、經濟發展水平、人力資本、產業結構政府干預程度以及對外開放水平各省市間均有差異(見表1)。

表1 描述性統計

(二)回歸分析

先用似然比(LR)與豪斯曼(Hausman)檢驗確定模型效應,檢驗結果顯示,拒絕混合效應模型與隨機效應模型,結合實際情況與既有文獻研究,采用省份與年份雙固定效應模型,基準回歸與調節效應結果見表2。

表2 基準回歸與調節效應

采用逐個加入控制變量的方式考察二者的關系,由表2列(1)—(6)的回歸結果可知,數字普惠金融的系數均為負,且在1%的水平上顯著,由于泰爾指數為正向指數,即數值越大則城鄉差距越大,反之則越小,因此,數字普惠金融能夠顯著縮小城鄉差距,驗證了本文假說1。

其余各控制變量中,經濟發展水平系數為-0.029,對外開放程度的系數為-0.037,都通過1%的顯著性水平,說明提高經濟發展水平與促進對外開放能夠縮小城鄉收入差距。產業結構和政府干預的系數則顯著為正,說明產業結構發展不均衡是城鄉差距的原因之一,控制變量中的政府干預是指政府一般預算支出占GDP的比重,說明可能部分財政支出用于特定的事項,而非統籌城鄉發展。教育程度的系數雖為負,但卻不顯著,說明我國整體教育普及程度逐步提高,但人力資本仍是縮小城鄉差距的重要因素。

表2列(7)表示財政支農的調節效應,由表可知數字普惠金融和財政支農的交互項系數為-0.133,且在1%水平上顯著,說明數字普惠金融能夠在財政支農的調節下縮小城鄉收入差距,驗證了本文的假說2。值得注意的是,數字普惠金融的系數雖為負但并不顯著,主要是因為數字普惠金融服務范圍廣、授信額度小、交易頻繁、信貸收益率較低且存在信貸風險,金融資本“嫌貧愛富”的逐利行為使得數字普惠金融對縮小城鄉收入差距的作用有限,而財政支農政策介入,能夠分擔數字普惠金融的風險與成本,精準引導金融資本支持農村發展,提高農村居民收入,顯著作用于城鄉收入差距。

(三)內生性的討論

由于無法控制所有影響城鄉收入差距的因素,因此存在其他不可觀測的因素導致的遺漏變量,為緩解這一內生性問題,更好地驗證數字普惠金融和城鄉收入差距的關系,本文參考崔建軍和趙丹玉[29]、謝絢麗等[30]的做法,工具變量采用滯后一期的數字普惠金融指數和區域互聯網普及率。在使用工具變量法之前首先使用豪斯曼檢驗是否存在內生變量,其假設為所有解釋變量均為外生,即不存在內生變量,經回歸發現P值為0.000,拒絕原假設,可以使用工具變量法。其次,工具變量需滿足外生性,本文通過過度識別檢驗考察是否2個工具變量均為外生,與擾動項不相關。經檢驗,過度識別P值為0.797,接受原假設即所有工具變量均外生。因此,使用數字普惠金融指數滯后一期和區域互聯網普及率作為工具變量是符合要求的。表3反映的是2個工具變量的2SLS回歸結果。由結果可知,工具變量第一階段的回歸結果分別為0.001和0.312,在5%和10%的水平上顯著,說明工具變量與數字普惠金融存在顯著的正向關系,F值為262.368,遠大于10 ,而且統計量的P值為0.000,排除有弱工具變量的可能,選擇合理有效的工具變量。第二階段結果顯示,數字普惠金融的系數為-0.043,在1%的水平上顯著,說明即使在考慮了內生性問題后,與原回歸結果無明顯差異,再次驗證了假說1,說明本文的結論是穩健的。

表3 內生性檢驗

(四)穩健性檢驗

為使結果真實穩健,本文主要從以下3個方面進行再次檢驗。第一,剔除直轄市數據。由于直轄市定位特殊,經濟政治文化等方面發展迅速,將直轄市數據剔除再次進行回歸,探究其作用效果。回歸結果并未發生顯著性變化。第二,替換被解釋變量。考慮到被解釋變量的不同測度可能會產生不同的結果,因此,將被解釋變量替換為各省市城鄉居民可支配收入的比值,回歸發現,結果未發生顯著變化。第三,縮小時間窗口。由于普遍將2013年余額寶上線視為數字金融的元年,縮小時間窗口為2013—2021年,再次進行回歸,由回歸結果顯示,系數并未發生實質性改變。綜上所述,本文核心結論是穩健的。具體結果見表4。

表4 穩健性檢驗

(五)門檻效應分析

在進行門檻分析前先要確定門檻變量是否存在門檻效應以及存在幾重門檻。門檻效應具體分析結果見表5。由表5可知,財政支農(arc)和傳統金融(hhi)的這2個門檻變量的F值均在雙重門檻檢驗時不顯著。說明數字普惠金融對城鄉收入差距的影響在財政支農和傳統金融發展水平約束下存在單門檻效應,并且,財政支農的門檻值為0.154,傳統金融的門檻值為0.115。

表5 門檻效應

表6展示了門檻回歸結果。當財政支農水平低于0.154時,數字普惠金融對城鄉收入差距的影響系數為-0.003 5,在1%水平上顯著。當財政支農越過門檻值,其系數變化為-0.004 6,在1%水平上顯著,系數低于門檻值時,衡量城鄉收入差距的指標泰爾指數越小則城鄉收入差距越小,反之則越大,因此,財政支農的水平提高,數字普惠金融縮小城鄉收入差距的效應呈現逐步增強的非線性特征。此外,當傳統金融發展水平低于門檻值0.115時,數字普惠金融對城鄉收入差距的影響系數為-0.004,在1%水平上顯著,當傳統金融發展水平跨過門檻值高于0.115時,該系數變化為-0.002 1,在1%水平上顯著,說明傳統銀行競爭力的提升,數字普惠金融縮小城鄉收入差距的作用效果呈現非線性的遞減效果。這是因為隨著銀行競爭激烈,各銀行開始搶奪客戶,以前被排斥在傳統金融服務外的農戶也成為銀行的重點客戶,拓展銀行的服務邊界。同時,為了吸引客戶,銀行業推出優惠的信貸業務,因此,農戶較以前也能享受到部分線下金融服務,進而降低數字普惠金融的收斂效果。

綜上所述,在財政支農水平和傳統銀行發展的約束下,數字普惠金融對城鄉收入差距產生差異化影響,假說3得到驗證。

(六)異質性

由于各個地區經濟發展程度、產業結構、金融服務水平等均存在較大差異,為進一步探究三者的空間異質性,將30個省份劃分為中東西3個地區分別進行樣本回歸,具體結果見表7。

由表7結果可知,數字普惠金融以及財政支農在不同地區對城鄉收入差距的影響產生不同特征。具體來說,東部地區的數字普惠金融縮小城鄉收入差距的作用效果以及財政支農的調節效應最顯著,而在中部地區不顯著,西部地區僅有數字普惠金融的收斂效果,說明本研究對象結果主要來源于東部地區。

可能的原因為我國東部地區經濟發展水平較高、產業結構較完善、金融體系結構成熟,能夠抓住數字普惠金融給農業發展帶來的紅利,且財政資金充足、使用效率高,能夠更好地發揮財政支農的調節效應;中西部地區經濟欠發達,但西部地區資源、教育、技術相對落后,具有廣闊的發展空間,數字普惠金融給西部地區帶來了新的融資渠道,緩解農民的融資困境,提高農民收入,進而縮小城鄉收入差距;中部地區發展空間較小,農村產業結構相對單一,城鄉基礎設施差距較大,數字鴻溝制約數字普惠金融的發展。

表7 異質性分析

五、主要結論與政策建議

(一)主要結論

基于2011—2021年我國30個省份的面板數據構建計量模型,分析數字普惠金融和財政支農對城鄉收入差距的影響。研究結果表明:(1)數字普惠金融能夠顯著縮小城鄉收入差距;(2)數字普惠金融能夠在財政支農的正向調節下縮小城鄉收入差距;(3)財政支農和傳統金融在數字普惠金融影響城鄉收入差距中都存在單一門檻,財政支農發揮著邊際效應遞增的非線性特征,傳統銀行競爭則發揮著邊際效應遞減的非線性特征;(4)異質性分析表明,東部地區的數字普惠金融和財政支農在縮小城鄉收入差距中發揮顯著功效,中部地區二者均不顯著,西部地區數字普惠金融也能顯著縮小城鄉收入差距。

(二)政策建議

基于以上結論,針對性提出以下政策建議。

1.深化數字普惠金融發展。首先,需完善農村基礎設施建設,推動經濟欠發達地區的公路、水電等傳統基礎設施建設,同時也要加大對寬帶、光纖等新型基礎設施建設的投資,補齊農村基礎設施短板,做好承載數字技術發展的基礎保障,為高效推廣數字普惠金融創造良好的硬件條件。其次,要推動數字技術縱向深入農村地區,提高數字普惠金融覆蓋率,同時,注重提升數字普惠金融產品的多樣性,不僅局限于單純的信貸業務,也應提供相應的保險業務、投資業務等,滿足農村居民不同的金融需求,提高農民財產性收入。最后,規范金融資本有序流動,地方政府應規范引導數字普惠金融向“三農”領域傾斜,降低金融資本流動成本與風險,拓寬金融資本流通渠道,提高金融資本在農業種植、技術研發、農村教育、醫療、基礎設施建設方面的配置效率,充分發揮數字普惠金融在農村地區增收創收的作用,助力鄉村振興。

2.加大財政支農力度與改善財政支農結構。財政支農偏向賦能數字普惠金融縮小城鄉收入差距,要充分發揮財政支農在鄉村建設中的積極作用。隨著財政支農總量邁過門檻,數字普惠金融縮小城鄉收入差距的作用更加明顯,因此,要加大財政支農力度,擴大財政在農村地區的公共投入,有效提升農村基礎設施建設、農村生產生活水平和農業技術保障,帶動農村家庭生產積極性,提高農村地區居民收入。同時,注重優化財政支農支出結構,隨著農業進入高質量發展模式,農業生產目標與結構也發生調整,財政支農支出結構應符合農業高質量發展方向,即支持綠色優質農產品生產,既要提高農產品產量輸出,也要提升農產品質量,完善農產品等級劃分體系,制定價格階梯,避免以劣驅優,轉變粗放低效的農業發展模式,推進綠色農業發展,提高農業經濟效益;要加大農業科技研發投入與科技研發成果轉化落地,鼓勵良種培育、農業種植機械現代化、“互聯網+”智慧農業管理現代化,提高農業生產效率,確保農產品保質增收,促進農業高水平、高效率、低耗能發展。此外,發揮好財政支農與數字普惠金融的協同作用,以財政支農“撬動”數字普惠金融在農村地區的深入,降低農業生產成本和金融抑制性,縮小城鄉收入差距。

3.深化農村金融機制改革。加大對農村金融發展的支持力度,將傳統金融與數字技術不斷融合,拓寬金融服務網絡,提高金融服務效率,營造良好的金融服務環境,鼓勵各大銀行創新產品輸出,推出農村居民短缺且需要的創新金融產品。加強在數字化支付、平臺借貸、保險服務、基金理財等方面的金融服務供給,支持更多金融從業人員下沉農村,為農村居民普及金融相關知識,并對相關APP及網頁的使用提供技術指導,讓農村居民切實感受到數字金融帶來的便利性、普惠性與高效性。鼓勵實體網點入駐農村地區,開展金融業務,提高農村地區金融發展水平,隨著傳統銀行間競爭力的提升,數字普惠金融對城鄉收入差距的收斂作用收窄,但數字普惠金融是傳統金融的衍生,應將傳統銀行業務與數字普惠金融融合發展,二者相輔相成,互相補充,提高農村地區金融服務水平,提高農民收入途徑與收入總量,縮小城鄉收入差距。

4.提升中西部發展水平,促進區域協調發展。提高中西部互聯網普及率以進一步實現數字普惠金融覆蓋廣度與深度,為數字普惠金融發展提供良好的外部環境,通過人才引進,增加教育培訓等方式,提升經濟中西部地區的人力資源和居民受教育水平,加強數字素質,提高數字普惠金融的接納度和使用度,獲取數字紅利。加強區域間協調合作,金融發展水平較高的地區可以橫縱向擴散金融資源,促進資源跨區整合,提升經濟欠發達地區的金融發展水平,帶動欠發達地區經濟發展與提高居民收入。中西部地區應制定合理的財政支農政策,著重解決農村醫療、教育、基礎設施等基本問題,聯動財政金融發展,通過財政補貼、貸款貼息等措施提高資金需求者及供給者的積極性,加快金融資本的流通速度,賦能中西部地區農業發展與農業產業結構轉型,增加經濟欠發達地區居民增收致富的機會,實現共同富裕。