廖信林,卞晓桐

(安徽财经大学 经济学院,安徽 蚌埠 233030)

不同于西方资本主义的现代化,中国式现代化是在马克思主义理论基础上立足中国国情发展的产物。习近平总书记在党的二十大报告中指出:“中国式现代化是全体人民共同富裕的现代化。共同富裕是中国特色社会主义的本质要求,也是一个长期的历史过程”。缩小城乡收入差距,促进城乡协调发展是实现共同富裕需解决的关键问题。当前我国城乡发展不平衡不充分问题仍然突出,城乡间基础设施建设、经济发展程度和居民收入差距仍然较大,要实现中国式现代化建设首先要解决农村短板问题。金融的发展与人民群众生活休戚相关,但由于农村居民收入相对较低,无法承担金融服务的成本,金融的逐利行为导致农村金融资源匮乏,进一步拉大城乡收入差距[1]。普惠金融的出现为缓解这一现状提供了新的实施方案,在数字技术和普惠金融的有机结合下,数字普惠金融应运而生。数字普惠金融凭借其高效的信息传输、分析与数据的精准刻画,降低了融资约束,克服了传统金融排斥所产生的不良影响。以互联网和移动通信技术为支撑的数字普惠金融蓬勃发展,有助于缓解传统金融排斥产生的弱势群体融资难、融资贵等问题,更好地服务于农村居民和中小企业[2]。

一、文献综述与问题提出

现有关于数字普惠金融与城乡收入差距的研究主要集中在以下几个方面。第一,探索数字普惠金融与城乡收入差距省域空间效应。李建伟等指出数字普惠金融的发展对城乡收入差距呈现显著的空间收敛状态,缩小城乡消费差距,进而促进城乡协调发展[3];赵德起和王世哲通过空间计量分析数字普惠金融和城乡收入差距同高或者同低的特点分布,并且数字普惠金融具有显著的空间溢出性[4];殷贺等人分析得出地区城乡收入差距与数字普惠金融发展程度成反比,即城乡收入差距越大,数字普惠金融发展程度越低[5]。第二,数字普惠金融能够缩小城乡收入差距。张贺和白钦先指出数字普惠金融的包容、减贫和增长效应能够缩小城乡收入差距[6];杨怡等人认为数字普惠金融能够缩小城乡收入差距,并且人力资本和农业绿色全要素生产率均发挥了机制作用[7];伍卓和周付友认为产业升级和提升人力资本水平是有效抑制城乡收入差距的重要途径,进而有助于实现共同富裕[8]。第三,数字普惠金融拉大城乡收入差距。李牧辰等人以金融体系结构与功能为分析视角表明数字化扩大了城乡收入差距,数字普惠金融的衍生业务也将进一步扩大城乡收入差距[9];星焱指出若要获得数字普惠金融发展的红利,必须提高数字基础设施、金融生态环境和客体认知禀赋,否则将不利于缩小城乡差距[10];顾宁和张甜系统阐述了农村信用体系支撑数字普惠金融发展的机制,在城乡二元结构下的农村信用体系建设不完备,数字化发展不均衡会阻碍数字普惠金融积极作用的发挥[11]。

综上所述,现有研究多维度探讨了二者的关系,其中,提高金融服务的覆盖率、增加农村居民的收入、缩小城乡差距体现了数字普惠金融的包容性与经济增长性,但数字普惠金融持续助力协调城乡发展也存在一定的制约因素。现有文献对本文有一定的借鉴意义,但鲜有文献讨论财政支农和传统银行竞争力在数字普惠金融影响城乡收入差距中发挥的作用。因此,基于2011—2021年中国30个省市的数据,旨在回答数字普惠金融对城乡收入差距的影响,分析财政支农和传统金融在数字普惠金融影响城乡收入差距中发挥何种作用,讨论数字普惠金融和财政支农偏向在省域中存在的异质性特征这3个问题。

本文的边际贡献与创新有:第一,将数字普惠金融、财政支农与城乡收入差距三者联系起来。现有文献鲜有讨论财政支农在数字普惠金融影响城乡收入差距中的作用,本文的结论能够丰富相关研究内容,并为地方政府支持农业高质量发展,引导金融有序参与农业发展提供理论依据;第二,创新性地讨论传统银行的内在作用,考虑到数字普惠金融的发展与传统银行息息相关,传统银行结构的变化也将影响数字金融的普惠作用,探究传统银行的内在作用具有必要性也能拓展数字普惠金融影响城乡收入差距的研究视角;第三,分别检验数字普惠金融和财政支农的异质性,有效处理模型的稳健性和内生性问题,使文章结论更具有可靠性,为不同地区发展数字普惠金融和政府实施涉农领域财政措施提供政策建议。

二、理论分析与研究假说

(一)数字普惠金融与城乡收入差距

由于传统银行依靠实体网点给当地提供金融服务,考虑到成本与收益因素,传统银行机构网点鲜有在农村和低收入地区设立,这是因为农村地区和低收入地区信用环境差,可提供的抵押资产较少, 给银行带来较大的贷款风险,农村地区无法满足一般银行信贷服务所需的条件。短缺的金融资源不利于低收入者增收,抑制了农村经济发展,而这种限制还会形成恶性循环, 高收入人群享有越来越多的资源,低收入人群却资源匮乏,导致不同人群间的收入差异被拉大。数字技术与传统金融相结合的数字普惠金融能够破除地理空间限制,提高农村地区金融服务的可达性。数字普惠金融通过替换和补充现有生产要素影响资本与劳动力的生产效率,进而影响收入分配格局[12]。城乡收入差距是规模性收入分配问题,即由于微观主体间收入差异引起的收入不平等[13],缩小城乡收入差距的关键在于提高农村居民收入。数字普惠金融能够作用于农村居民农业与非农业性收入,就农业生产收入来说,数字普惠金融主要以终端和客户端为交易媒介,降低金融交易成本,提高了金融获取的可能性,能有效解决农业生产过程中的借贷需求,不仅满足必要的农业生产性投入,还有助于引入先进技术与人力资本等生产要素,提高农业现代化生产能力。此外,流通数字化能够降低信息交流成本与提高资源配置效率[14]。依托数字普惠金融的平台,农民能够获取更多关于生产、加工、销售的信息,降低信息不对称性,创新农业生产方式,提高农业经济韧性[15]。就非农业性收入来讲,数字普惠金融使用成本低、操作简易,农民可以进行金融投资,重新定义投资和消费的观念,提高资金的配置效率,增加农民的财产性收入。进一步地,数字普惠金融有助于推进智慧农业发展,将农业先进技术与资本有效衔接,激发创业活跃度,引导数字技术与涉农产业相结合,促进农业转型升级,拓展新业态空间溢出效应,推进乡村振兴战略[16],提升农民可支配收入。由此可见,数字普惠金融有利于缓解金融体系的二元化,缩小不同阶层的收入差距,促进城乡协调发展[17-18]。

基于以上分析,提出假说1。

H1:数字普惠金融能缩小城乡收入差距。

(二)财政支农的调节作用

财政支农是政府财政用于农业和农村发展,提高农业生产效率,改善农民生活水平,推动农业可持续发展的政策手段。普惠金融本质上也是逐利行为,农村发展的局限性导致金融服务相对落后,需要政府采取措施鼓励金融服务农村发展,推动财政与金融融合发展,共同赋能乡村振兴[19],这也是辩证处理好政府与市场关系的重要举措,农业高质量发展要求提高政府与市场的适配性,转变政府职能,引导市场有序发展。因此,财政支农在数字普惠金融与缩小城乡差距中的作用不容小觑。一方面,农村地区以农村信用社为金融服务主体,金融服务体系处于相对垄断局面,但由于信息的不完全性,传统金融机构对农村地区出现“惜贷”的情况,使农民的贷款成本上升或者是贷款成功率降低,在缺乏足额资金的运转下,对农业发展产生不利影响,降低农民收入,即使数字普惠金融具有普惠与包容性,但在资本逐利的条件下往往难以深入农村地区,如果政府出台相关政策,对农业农村方面进行财政偏向,则会缓解金融市场失灵,引导数字普惠金融支持农业发展,丰富涉农贷款和保险产品,促进农业农村发展。另一方面,财政支持资金主要流向农村建设的薄弱和重点领域,这一举措向外释放积极信号,引导金融支农的走向,有助于完善农村地区基础设施建设、升级农业基础设备、提高农业投入产出比,补齐农村发展短板,提高农村地区收入。具体作用路径见图1。

图1 财政支农对数字普惠金融影响城乡收入差距的机制分析

基于以上分析,提出假说2。

H2:财政支农对数字普惠金融缩小城乡差距具有正向调节作用。

(三)财政支农和传统金融的门槛效应

现行中央与地方财政收入构成不同,地方财政主要以税收为主要来源,但由于地方经济水平不同,地方财政呈现不同程度的资金缺口。财政紧张的地方政府在政治与经济的双重压力下,倾向于将资金投向收益好、见效快的领域,而对经济效益较低的农业减少投入,造成财政失衡现象,不利于农业高质量发展[20]。因此,不同地区财政支农偏向程度不同,政策实施的效果不同,财政支农对数字普惠金融影响城乡收入差距的调节作用具有非线性。主要表现为:当财政支农力度大、范围广、水平深时,财政支出对地区农村基础设施建设、农村产业发展、农业技术创新发挥更大的作用,可能会扩大数字普惠金融缩小城乡收入差距的程度;当财政支农水平较低时,财政资金不足,对普惠金融引导动力不强,财政支农的调节作用也将受限。因此,随着财政支农的变化,数字普惠金融对城乡收入差距的影响也将发生变化。

我国直接融资占比逐步提升,但是银行提供的间接融资仍是市场中主要的融资方式[21]。银行业对城乡收入差距的影响取决于其结构的合理性,其理论来源于资本的边际收益递减作用。当金融发展水平较高时,城市客户资源趋于饱和,城市金融资本总量呈减速上升阶段,随着资本边际收益递减,金融资本开始向农村地区扩散,改善农村地区金融资源短缺的现状[22]。当银行业竞争激烈,中小型银行发挥其信息优势和体量小、方式灵活的优势将客户目标下移至需求小、资质浅的客户,资源相对匮乏的农村居民也能享受到金融资源。数字普惠金融冲击了传统银行的盈利模式,缩窄银行盈利区间,抢夺了传统银行的长尾客户,迫使银行间竞争更加激烈,各银行为在竞争中脱颖而出,必须顺应数字化发展的趋势进行银行数字化转型,提高银行的金融服务水平,扩大普惠金融覆盖范围以及促进金融资产的合理配置[23]。银行竞争激烈的主要表现有中小型银行占比提高和传统金融与数字化深度融合,而这一现状可以增强金融对普通客户的包容性,较大程度上满足农户对金融的需求,提高农村地区收入,缩小城乡收入差距。反之,若银行结构不合理,国有大型银行处于垄断地位,传统银行对中低端资产客户的排斥行为将会拉大收入差距,由于信息的不对称性容易造成富者越富、穷者越穷的极端情况,进而阻碍我国共同富裕的进程。

基于以上分析,提出假说3。

H3:财政支农和传统金融在数字普惠金融影响城乡差距中具有门槛效应。

三、研究设计

(一)变量的选取与描述

1.被解释变量:城乡收入差距(Theil)。参考陈文和吴赢的做法[24],采用泰尔指数作为衡量城乡收入差距的指标,因为泰尔指数的计算方法考虑到人口与收入的变动因素,能够更全面地反映城乡收入差距。此外,为使文章结论更具可靠性,采用各省市城乡居民可支配收入的比值进行稳健性检验。其中泰尔指数的计算公式为:

(1)

2.解释变量:数字普惠金融(dig)。采用北京大学数字金融研究中心编制的数字普惠金融指数衡量区域数字普惠金融发展程度。为使数据更加平稳,对该指数进行对数处理。

3.调节变量:财政支农(arc)。财政支农是财政在支持农业农村发展方面的支出,参考乔翠霞等的做法[25],使用各省市农林水事务支出占财政总支出的比值来衡量各地财政对农业的支出偏向。

4.门槛变量。第一组门槛变量为财政支农(arc)(1)度量方法与调节变量一致。,第二组变量为传统金融发展水平。考虑到银行仍为市场融资主体,在一定程度上,银行业竞争状况反映了本地区传统金融发展的程度,本文借鉴姜付秀等人[26]的做法,采用银行业的赫芬达尔指数(HHI)代表各省市传统金融发展水平,计算公式为:

(2)

式中,k代表银行,i与t分别表示各省市与年份,Branchkit为其分支机构数量,TotalBranches为各省市银行分支机构的加总,HHIit为逆向指标,该数值越小则银行间竞争越激烈,传统金融发展水平越高。

5.控制变量。参考现有文献赵德起和王世哲[4]、伍卓和周付友[8]的做法,选用经济发展水平(lngdp)、人力资本(edu)、产业结构(stru)、政府干预程度(gov)、对外开放水平(open)作为控制变量。其中,经济发展水平用各省市年度人均GDP的对数表示;人力资本由计算各省市人均受教育年限得到;产业结构选用地区第三产业占GDP的比重表示;政府干预程度(gov)由各省市每年财政支出占地区GDP的比重表示;对外开放程度(open)为当地货物进出口总额占GDP的比重。

(二)模型构建

基于上文理论分析,首先验证数字普惠金融与城乡收入差距的关系,构建如下基准回归模型:

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

(3)

其中,Theilit代表城乡收入差距,digit为核心解释变量数字普惠金融,为使数据更加平稳,此处做对数处理。controls指本文的控制变量,i与t分别表示各省市与年份,β1、β2表示估计系数,即各变量对被解释变量的影响程度,μi表示省份固定效应,θt表示年份固定效应,εit表示随机扰动项。

为验证财政支农在其中发挥的作用,参考温忠麟等[27]调节效应的做法,在式(1)的基础上引入数字普惠金融和财政支农的交互项作为调节变量,得到如下拓展:

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

(4)

其中,arcit表示财政支农,lndigit×arcit为数字普惠金融和财政支农的交互项,系数λ3反映的是调节效应的作用程度,其余变量涵义与式(3)相同。

此外,为进一步研究数字普惠金融对城乡收入差距的非线性关系,借鉴Hansen[28]的模型,构建面板门槛模型:

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

(5)

式中,I()为示性函数,若满足括号内条件则取值为1,否则取值为0;Thresholdit为门槛变量,即财政支农和传统金融,y表示待估计的门槛值,其他变量涵义与式(3)相同。

四、实证分析与结果

(一)数据来源与样本选择

以全国30(2)因数据缺失,样本不含西藏自治区、台湾省、香港和澳门特别行政区。个省份2011—2021年面板数据作为研究样本进行分析。解释变量数字普惠金融来自北京大学数字金融研究中心编制的数字普惠金融指数;被解释变量城乡收入差距、调节变量财政支农、门槛变量城镇化和互联网普及率以及控制变量的数据来源于国家统计局、《中国人口与就业统计年鉴》以及各省市的统计年鉴。

由统计数据可以看出,城乡收入差距的标准差为0.039,最大值与最小值间相差0.184,说明我国仍需补足农村发展这一短板,缩小城乡收入差距任重而道远。全国数字金融发展也处于不平衡阶段,数字普惠金融发展波动较大,尤其数字普惠金融指数标准差为0.669,最小值2.909,最大值为6.129,说明数字普惠金融在地区间发展不平衡。此外,财政支农、经济发展水平、人力资本、产业结构政府干预程度以及对外开放水平各省市间均有差异(见表1)。

表1 描述性统计

(二)回归分析

先用似然比(LR)与豪斯曼(Hausman)检验确定模型效应,检验结果显示,拒绝混合效应模型与随机效应模型,结合实际情况与既有文献研究,采用省份与年份双固定效应模型,基准回归与调节效应结果见表2。

表2 基准回归与调节效应

采用逐个加入控制变量的方式考察二者的关系,由表2列(1)—(6)的回归结果可知,数字普惠金融的系数均为负,且在1%的水平上显著,由于泰尔指数为正向指数,即数值越大则城乡差距越大,反之则越小,因此,数字普惠金融能够显著缩小城乡差距,验证了本文假说1。

其余各控制变量中,经济发展水平系数为-0.029,对外开放程度的系数为-0.037,都通过1%的显著性水平,说明提高经济发展水平与促进对外开放能够缩小城乡收入差距。产业结构和政府干预的系数则显著为正,说明产业结构发展不均衡是城乡差距的原因之一,控制变量中的政府干预是指政府一般预算支出占GDP的比重,说明可能部分财政支出用于特定的事项,而非统筹城乡发展。教育程度的系数虽为负,但却不显著,说明我国整体教育普及程度逐步提高,但人力资本仍是缩小城乡差距的重要因素。

表2列(7)表示财政支农的调节效应,由表可知数字普惠金融和财政支农的交互项系数为-0.133,且在1%水平上显著,说明数字普惠金融能够在财政支农的调节下缩小城乡收入差距,验证了本文的假说2。值得注意的是,数字普惠金融的系数虽为负但并不显著,主要是因为数字普惠金融服务范围广、授信额度小、交易频繁、信贷收益率较低且存在信贷风险,金融资本“嫌贫爱富”的逐利行为使得数字普惠金融对缩小城乡收入差距的作用有限,而财政支农政策介入,能够分担数字普惠金融的风险与成本,精准引导金融资本支持农村发展,提高农村居民收入,显著作用于城乡收入差距。

(三)内生性的讨论

由于无法控制所有影响城乡收入差距的因素,因此存在其他不可观测的因素导致的遗漏变量,为缓解这一内生性问题,更好地验证数字普惠金融和城乡收入差距的关系,本文参考崔建军和赵丹玉[29]、谢绚丽等[30]的做法,工具变量采用滞后一期的数字普惠金融指数和区域互联网普及率。在使用工具变量法之前首先使用豪斯曼检验是否存在内生变量,其假设为所有解释变量均为外生,即不存在内生变量,经回归发现P值为0.000,拒绝原假设,可以使用工具变量法。其次,工具变量需满足外生性,本文通过过度识别检验考察是否2个工具变量均为外生,与扰动项不相关。经检验,过度识别P值为0.797,接受原假设即所有工具变量均外生。因此,使用数字普惠金融指数滞后一期和区域互联网普及率作为工具变量是符合要求的。表3反映的是2个工具变量的2SLS回归结果。由结果可知,工具变量第一阶段的回归结果分别为0.001和0.312,在5%和10%的水平上显著,说明工具变量与数字普惠金融存在显著的正向关系,F值为262.368,远大于10 ,而且统计量的P值为0.000,排除有弱工具变量的可能,选择合理有效的工具变量。第二阶段结果显示,数字普惠金融的系数为-0.043,在1%的水平上显著,说明即使在考虑了内生性问题后,与原回归结果无明显差异,再次验证了假说1,说明本文的结论是稳健的。

表3 内生性检验

(四)稳健性检验

为使结果真实稳健,本文主要从以下3个方面进行再次检验。第一,剔除直辖市数据。由于直辖市定位特殊,经济政治文化等方面发展迅速,将直辖市数据剔除再次进行回归,探究其作用效果。回归结果并未发生显著性变化。第二,替换被解释变量。考虑到被解释变量的不同测度可能会产生不同的结果,因此,将被解释变量替换为各省市城乡居民可支配收入的比值,回归发现,结果未发生显著变化。第三,缩小时间窗口。由于普遍将2013年余额宝上线视为数字金融的元年,缩小时间窗口为2013—2021年,再次进行回归,由回归结果显示,系数并未发生实质性改变。综上所述,本文核心结论是稳健的。具体结果见表4。

表4 稳健性检验

(五)门槛效应分析

在进行门槛分析前先要确定门槛变量是否存在门槛效应以及存在几重门槛。门槛效应具体分析结果见表5。由表5可知,财政支农(arc)和传统金融(hhi)的这2个门槛变量的F值均在双重门槛检验时不显著。说明数字普惠金融对城乡收入差距的影响在财政支农和传统金融发展水平约束下存在单门槛效应,并且,财政支农的门槛值为0.154,传统金融的门槛值为0.115。

表5 门槛效应

表6展示了门槛回归结果。当财政支农水平低于0.154时,数字普惠金融对城乡收入差距的影响系数为-0.003 5,在1%水平上显著。当财政支农越过门槛值,其系数变化为-0.004 6,在1%水平上显著,系数低于门槛值时,衡量城乡收入差距的指标泰尔指数越小则城乡收入差距越小,反之则越大,因此,财政支农的水平提高,数字普惠金融缩小城乡收入差距的效应呈现逐步增强的非线性特征。此外,当传统金融发展水平低于门槛值0.115时,数字普惠金融对城乡收入差距的影响系数为-0.004,在1%水平上显著,当传统金融发展水平跨过门槛值高于0.115时,该系数变化为-0.002 1,在1%水平上显著,说明传统银行竞争力的提升,数字普惠金融缩小城乡收入差距的作用效果呈现非线性的递减效果。这是因为随着银行竞争激烈,各银行开始抢夺客户,以前被排斥在传统金融服务外的农户也成为银行的重点客户,拓展银行的服务边界。同时,为了吸引客户,银行业推出优惠的信贷业务,因此,农户较以前也能享受到部分线下金融服务,进而降低数字普惠金融的收敛效果。

综上所述,在财政支农水平和传统银行发展的约束下,数字普惠金融对城乡收入差距产生差异化影响,假说3得到验证。

(六)异质性

由于各个地区经济发展程度、产业结构、金融服务水平等均存在较大差异,为进一步探究三者的空间异质性,将30个省份划分为中东西3个地区分别进行样本回归,具体结果见表7。

由表7结果可知,数字普惠金融以及财政支农在不同地区对城乡收入差距的影响产生不同特征。具体来说,东部地区的数字普惠金融缩小城乡收入差距的作用效果以及财政支农的调节效应最显著,而在中部地区不显著,西部地区仅有数字普惠金融的收敛效果,说明本研究对象结果主要来源于东部地区。

可能的原因为我国东部地区经济发展水平较高、产业结构较完善、金融体系结构成熟,能够抓住数字普惠金融给农业发展带来的红利,且财政资金充足、使用效率高,能够更好地发挥财政支农的调节效应;中西部地区经济欠发达,但西部地区资源、教育、技术相对落后,具有广阔的发展空间,数字普惠金融给西部地区带来了新的融资渠道,缓解农民的融资困境,提高农民收入,进而缩小城乡收入差距;中部地区发展空间较小,农村产业结构相对单一,城乡基础设施差距较大,数字鸿沟制约数字普惠金融的发展。

表7 异质性分析

五、主要结论与政策建议

(一)主要结论

基于2011—2021年我国30个省份的面板数据构建计量模型,分析数字普惠金融和财政支农对城乡收入差距的影响。研究结果表明:(1)数字普惠金融能够显著缩小城乡收入差距;(2)数字普惠金融能够在财政支农的正向调节下缩小城乡收入差距;(3)财政支农和传统金融在数字普惠金融影响城乡收入差距中都存在单一门槛,财政支农发挥着边际效应递增的非线性特征,传统银行竞争则发挥着边际效应递减的非线性特征;(4)异质性分析表明,东部地区的数字普惠金融和财政支农在缩小城乡收入差距中发挥显著功效,中部地区二者均不显著,西部地区数字普惠金融也能显著缩小城乡收入差距。

(二)政策建议

基于以上结论,针对性提出以下政策建议。

1.深化数字普惠金融发展。首先,需完善农村基础设施建设,推动经济欠发达地区的公路、水电等传统基础设施建设,同时也要加大对宽带、光纤等新型基础设施建设的投资,补齐农村基础设施短板,做好承载数字技术发展的基础保障,为高效推广数字普惠金融创造良好的硬件条件。其次,要推动数字技术纵向深入农村地区,提高数字普惠金融覆盖率,同时,注重提升数字普惠金融产品的多样性,不仅局限于单纯的信贷业务,也应提供相应的保险业务、投资业务等,满足农村居民不同的金融需求,提高农民财产性收入。最后,规范金融资本有序流动,地方政府应规范引导数字普惠金融向“三农”领域倾斜,降低金融资本流动成本与风险,拓宽金融资本流通渠道,提高金融资本在农业种植、技术研发、农村教育、医疗、基础设施建设方面的配置效率,充分发挥数字普惠金融在农村地区增收创收的作用,助力乡村振兴。

2.加大财政支农力度与改善财政支农结构。财政支农偏向赋能数字普惠金融缩小城乡收入差距,要充分发挥财政支农在乡村建设中的积极作用。随着财政支农总量迈过门槛,数字普惠金融缩小城乡收入差距的作用更加明显,因此,要加大财政支农力度,扩大财政在农村地区的公共投入,有效提升农村基础设施建设、农村生产生活水平和农业技术保障,带动农村家庭生产积极性,提高农村地区居民收入。同时,注重优化财政支农支出结构,随着农业进入高质量发展模式,农业生产目标与结构也发生调整,财政支农支出结构应符合农业高质量发展方向,即支持绿色优质农产品生产,既要提高农产品产量输出,也要提升农产品质量,完善农产品等级划分体系,制定价格阶梯,避免以劣驱优,转变粗放低效的农业发展模式,推进绿色农业发展,提高农业经济效益;要加大农业科技研发投入与科技研发成果转化落地,鼓励良种培育、农业种植机械现代化、“互联网+”智慧农业管理现代化,提高农业生产效率,确保农产品保质增收,促进农业高水平、高效率、低耗能发展。此外,发挥好财政支农与数字普惠金融的协同作用,以财政支农“撬动”数字普惠金融在农村地区的深入,降低农业生产成本和金融抑制性,缩小城乡收入差距。

3.深化农村金融机制改革。加大对农村金融发展的支持力度,将传统金融与数字技术不断融合,拓宽金融服务网络,提高金融服务效率,营造良好的金融服务环境,鼓励各大银行创新产品输出,推出农村居民短缺且需要的创新金融产品。加强在数字化支付、平台借贷、保险服务、基金理财等方面的金融服务供给,支持更多金融从业人员下沉农村,为农村居民普及金融相关知识,并对相关APP及网页的使用提供技术指导,让农村居民切实感受到数字金融带来的便利性、普惠性与高效性。鼓励实体网点入驻农村地区,开展金融业务,提高农村地区金融发展水平,随着传统银行间竞争力的提升,数字普惠金融对城乡收入差距的收敛作用收窄,但数字普惠金融是传统金融的衍生,应将传统银行业务与数字普惠金融融合发展,二者相辅相成,互相补充,提高农村地区金融服务水平,提高农民收入途径与收入总量,缩小城乡收入差距。

4.提升中西部发展水平,促进区域协调发展。提高中西部互联网普及率以进一步实现数字普惠金融覆盖广度与深度,为数字普惠金融发展提供良好的外部环境,通过人才引进,增加教育培训等方式,提升经济中西部地区的人力资源和居民受教育水平,加强数字素质,提高数字普惠金融的接纳度和使用度,获取数字红利。加强区域间协调合作,金融发展水平较高的地区可以横纵向扩散金融资源,促进资源跨区整合,提升经济欠发达地区的金融发展水平,带动欠发达地区经济发展与提高居民收入。中西部地区应制定合理的财政支农政策,着重解决农村医疗、教育、基础设施等基本问题,联动财政金融发展,通过财政补贴、贷款贴息等措施提高资金需求者及供给者的积极性,加快金融资本的流通速度,赋能中西部地区农业发展与农业产业结构转型,增加经济欠发达地区居民增收致富的机会,实现共同富裕。