区域视角下数字普惠金融发展对城乡收入差距的影响研究——基于面板门槛模型的实证分析

贾洪文 史子宇

（兰州大学 经济学院，甘肃 兰州 730000）

一、引言

我国农村贫困现象在改革开放之后得到显著改善，1978年到2019年，我国农村居民人均纯收入由133.6元增至17131元。虽然脱贫攻坚目标已如期完成，但脱贫成果有待巩固。城乡二元经济结构造成了城乡金融体系的分割，农村金融排斥和融资约束现象严重，制约了农村贫困人口的投资和消费需求，这已成为加剧城乡收入差距的关键因素，影响着新常态下经济的可持续发展。2005年“普惠金融”在联合国的首次提出为解决城乡收入差距问题带来了新的途径。2018年《政府工作报告》指出“要支持金融机构拓展普惠金融业务，加大精准脱贫力度”，可见普惠金融已成为我国新阶段精准扶贫的重要途径。随着互联网技术的快速发展，普惠金融进入数字化发展阶段。大数据分析、云计算和人工智能等技术在金融领域的应用，有效降低了金融交易成本和服务门槛，金融服务的深度与广度得到提升。数字普惠金融模式的兴起使农村居民、小微企业等“长尾客户”都能平等地参与到金融体系之中，为健全农村金融服务体系、实现城乡区域协调发展提供了新路径。本文利用中国省际面板数据，从全国层面和区域层面考察数字普惠金融发展对城乡收入差距的影响，试图为深化金融供给侧结构性改革提供经验依据。

二、文献综述

金融发展对经济发展的促进作用已成为共识，但对于金融发展与城乡收入差距的关系还存在争议。现有研究结果基本呈现出三种观点，一类观点是金融发展有助于缩小城乡收入差距。根据Beck和Levine（2004）的研究结果，金融发展会收敛城乡收入差距。从长期看，普惠金融的发展有助于城乡收入差距的缩小。针对新兴市场国家和发展中国家，Beck（2006）发现普惠金融的发展可以通过减少信贷约束改善收入不平等。Park（2018）等通过研究176个经济体，发现普惠金融与减少贫困和降低收入差距显著相关。 Neaime、S（2018）的实证结果表明，金融普惠减少了收入不平等，但人口扩增和通货膨胀却加剧了收入不平等。国内多数学者的观点与此类似，姚耀军（2005）认为金融发展效率与城乡收入差距负相关且存在双向格兰杰因果关系。徐敏、张小林（2014）运用VAR模型等方法分析中国1985—2012年的数据，发现普惠金融发展对城乡收入差距有单向收敛效应。我国区域发展不均衡的现象长期存在，封思贤和王伟（2014）发现我国东部地区城乡收入差距随金融排除的降低显著缩小，其他地区作用不显著。随着互联网金融的迅速发展，相关研究逐渐转向数字普惠金融。黄倩（2019）等通过对数字普惠金融减贫的机制进行研究，发现数字普惠金融能改善收入不均等。

另一类观点是金融发展会扩大城乡收入差距。Maurer和Haber（2003）认为，随着金融的发展，高收入群体对于金融资源的可获得性仍然高于低收入群体，从而可以获取更多收益。张立军、湛泳（2006）认为，非正规金融的发展和农村资金的外流加剧了城乡收入差距。叶志强等（2011）发现金融发展抑制了农村居民收入增长，并使城乡收入差距显著扩大。孙永强（2012）采用向量误差修正模型进行实证分析，得出在城乡二元结构下，城乡部门外部融资的提高都能提高该部门居民收入水平，但整体金融发展水平的提高将扩大城乡收入差距。

在经济发展的不同阶段，金融减贫的作用可能不同，部分学者发现金融发展与减贫之间存在非线性关系。Greenwood与Jovanovic（1990）利用动态理论模型研究发现了金融排除与城乡收入差距之间的“倒U型”关系，当普惠金融发展达到一定阈值之后，低收入群体才能获得金融服务。胡宗义和刘亦文（2010）基于全国县域面板数据分析得出，只有到了金融发展的末期，城乡收入差距才随金融排斥的降低而缩小。张贺、白钦先（2018）构建非线性门槛回归模型，发现越过一定的城镇化率门槛后，数字普惠金融对城乡收入差距的收敛效应更大。梁双陆、刘培培（2019）认为数字普惠金融可以有效缩小城乡收入差距，但这种收敛效应存在一定的教育门槛限制。顾宁、张甜（2019）发现，普惠金融发展对农村贫困的抑制作用在跨越农村经济发展水平的门槛值后显著强化，呈现出边际效益递增的特点。赵丙奇（2020）通过门限模型分析得出，在经济发展水平较高的地区，数字普惠金融可以缩小城乡收入差距，反之，数字普惠金融的发展反而会拉大城乡收入差距。

已有文献研究为本文提供了借鉴，但可以在以下方面有所改进：一是学界关于数字普惠金融对城乡收入差距是否有收敛作用，这种收敛效应是否为线性说法不一，有待进一步验证。二是目前相关研究大多集中于全国层面，由于我国区域发展差异较大，本文将在全国层面分析后，分东中西三个区域进一步讨论。三是本文选取2019年4月发布的《北京大学数字普惠金融指数（2011—2018 年）》进行研究，该指数能综合反映我国数字普惠金融发展情况，现有文献利用该指数进行研究的不多。

三、理论分析与研究假设

数字普惠金融主要通过减轻农村贫困现象来缩小城乡收入差距，根据文献梳理和数字普惠金融的理论特征，本文将从直接效应、间接效应和门槛效应对数字普惠金融的减贫机制进行阐述。

（一）直接效应

数字普惠金融通过调节信贷配给和优化资源配置直接缓解农村贫困。数字普惠金融为什么在调节信贷配给和优化资源配置方面更有优势？首先，大数据、人工智能和云计算等数据处理技术在普惠金融领域的应用，能有效缩减运营成本，提高金融机构提供金融服务的能力和效率。在乡村建设一个银行网点每年的成本超过百万，铺设网点的高成本使传统金融服务无法渗透到经济落后的地区，而互联网金融无须铺设实体网点，通过手机银行、网上银行就可以提供金融服务，极大降低了边际成本。蚂蚁金服数据显示，云计算的成本可达到传统IT成本的十分之一，因为云计算可以使金融机构将硬件和软件的使用效率达到最大化，节约购买软硬件的成本。其次，数字普惠金融的发展可以缓解信贷市场信息不对称，有利于解决贫困人口因缺乏优质抵押品而难以获得正规金融机构信贷配给的限制。通过增加贫困地区农村小额信贷配给，使长期处于金融排斥的农村居民等低收入群体更加平等地享受金融服务，直接增加贫困人口的收入。最后，数字普惠金融的发展还能促进资源的有效配置和价值实现。农村居民日益增长的收入和消费与短缺的金融服务之间的矛盾，使农村金融市场成为普遍认同的“蓝海市场”。总之，数字普惠金融作为桥梁，能将城市闲散的民间资本引向农村，给贫困人口、中小企业提供融资或补贴，同时促进新企业的成长，帮助贫困人口就业创业，实现减贫效应，从而缩小城乡收入差距。

（二）间接效应

数字普惠金融发展通过促进经济增长间接缓解农村贫困。通过经济增长的“涓滴效应”，财富将自发向贫困人口扩散，这就是数字普惠金融减贫机制中的间接效应。申云、张尊帅等（2018）认为，经济增长的“涓滴效应”和再分配效应间接促进了贫困人口的脱贫致富。李牧辰、封思贤（2020）的研究表明，数字普惠金融缓解了农村金融排斥，通过刺激消费、促进就业、改善人力资本等机制显著收敛了城乡收入差距。具体而言，随着地区城市的经济增长，一方面，农村投资及生产水平不断提高，为农村居民提供更多就业机会，提高农村贫困人口的收入和消费水平；另一方面，地方财政收入也将随之增加，可以将更多资金用于农村基础设施及居民生活保障，实现教育、医疗、文化等多维度的贫困减缓。农村居民获取外源融资后也将增加食品、健康和教育等方面的支出，农村人力资本增加，地区整体人均劳动生产率也随之提升，进而促进总产出的增长并引致内需消费的增长。

（三）门槛效应

在经济发展的不同阶段，数字普惠金融服务对农村减贫的边际效用可能存在不同。根据发展经济学的相关理论，资本积累只有在跨越一定门槛后，才能创造出持续的收入流，进一步转化为资本，使经济迈入持续增长的阶段进而脱离贫困。在经济金融发展初期，金融发展需要经济的辅助。实体经济创造的财富和价值支持了金融创新发展。杨宇焰、张柏杨（2020）的研究表明，作为一个产业，金融部门的规模扩张对于实体经济有显著挤出效应。金融部门在资金循环的过程中获得利润，资金的流转链条越长、金融部门的规模越大，对实体经济部门的利润盘剥就越严重。在经济金融发展初期，金融会与经济发展产生摩擦，减贫作用有限。在经济金融发展后期，金融发展再加上前期的资本积累与研发投入，能够显著地提高全要素生产率，增强减贫效果。综上可知，金融发展的减贫作用的实现对经济发展水平有一定要求。

根据文献梳理和理论分析提出本文的研究假设：数字普惠金融对城乡收入差距有收敛作用，这种收敛作用包括基于优化信贷资源配置的直接效应和基于经济发展的间接效应。但可能对经济发展水平存在门槛效应。由于我国区域发展不平衡长期存在，这种收敛效应可能具有区域异质性。

图1 数字普惠金融对城乡收入差距的收敛路径

四、模型构建和变量选取

（一）面板门槛回归模型的设定

数字普惠金融发展对城乡收入差距可能呈现出非线性的影响，即存在门槛效应，因此需要确定门槛值。面板门槛回归方程（以单门槛为例）：

其中，下标i和t分别表示个体和时间变量，TL表示被解释变量城乡收入差距，用泰尔指数衡量。X为自变量数字普惠金融指数，门槛变量q为人均GDP，γ为门槛的临界值。β为系数值，ε是随机扰动项，I（·）为示性函数。门槛值及其个数由样本数据决定。现有研究发现，在不同的经济发展阶段，数字普惠金融对城乡收入差距的作用可能存在差异。所以选定门槛变量为各省市自治区的人均GDP，因为人均GDP能反映一个地区经济发展的实际水平和发展阶段，影响人力资本的流动、城镇化率的发展水平等因素，与城乡收入差距紧密联系。门槛效应检验过程如下：

若H0成立，表示在不同门槛值范围内回归系数一致，即不存在门槛效应；反之则存在门槛效应，至少存在一个门槛值。鉴于我国东中西部的经济发展水平存在巨大差距，在全样本的门槛回归后，又用传统三大经济带的相关数据进行分样本门槛回归。

（二）变量选取与数据来源

1.被解释变量：城乡居民收入差距指标（GAP）

城乡居民人均可支配收入比常被用于衡量城乡收入差距，数据直观易得，但是这种计算方法不能体现城乡人口比重变化造成的影响。泰尔指数考虑了城乡人口比重对城乡收入差距的影响。因此本文选用泰尔指数表示城乡居民收入差距（GAP），泰尔指数越大，城乡收入差距越大。泰尔指数计算公式为：

i=1代表城镇，i=2代表农村。Yt代表第t年总可支配收入，Y(i,t)表示第t年城镇或农村居民的可支配收入；Xt代表第t年总人口数，X(i,t)表示第t年城镇或农村人口数。TLit表示第i个横截单元t时期的泰尔指数。泰尔指数越大，城乡收入差距越大。图2将各地区2011—2018年的泰尔指数按东中西区域的顺序在横轴上从左至右依次排列，能直观地反映各地区城乡收入差距的变动和差异。可见各省的城乡收入差距都呈明显的下降趋势，说明各地区的城乡不平衡发展有了很大改善。其中东部地区（横轴左侧区域）城乡收入差距较小，年平均泰尔指数集中分布在0.7～1.6；中部地区（横轴中部区域）城乡收入差距整体大于东部，年平均泰尔指数集中分布在1.2～2.2；西部地区（横轴右侧区域）城乡收入差距明显高于中东部省份，年平均泰尔指数集中分布在1.5～4.2。由此可见东中西城乡收入差距呈现出明显的区域差异，因此有必要按东中西三个传统经济带进行分样本研究。

图2 2011—2018年中国各省城乡收入差距

2.解释变量：数字普惠金融指数（DFI）

本文采用北京大学互联网金融研究中心编制的“北京大学数字普惠金融指数（2011—2018）”。为统一量纲对该指数进行标准化处理。图3依次反映了东中西三大经济带数字普惠金融发展情况。首先，在2011—2018年间，各地区的数字普惠金融指数一直保持上升趋势，全国平均数字普惠金融指数的增长率约为650.53%，这说明我国的数字普惠金融水平一直在提高且实现了跨越式发展。其次，由图可知，从左到右的总趋势是下降的，图4对各年不同地区的数字普惠金融指数取平均值，更能直观反映这种趋势。可见，东部地区各省份的数字普惠金融发展水平长期处于领先地位，中部和西部地区数字普惠金融发展水平略低一些，呈现出较强的地域差异。

图3 2011—2018年中国各省数字普惠金融指数

图4 2011—2018年中国各地区数字普惠金融发展水平

3.控制变量

控制影响城乡收入差距的其他变量，可以更准确分析数字普惠金融对城乡收入差距的影响。结合理论分析和文献梳理，选取以下控制变量。

城镇化率（Urban），用城镇年末人口占地区总人口的比重表示。通常认为，二元化的城乡结构阻碍了劳动力的自由流动，扩大了城乡收入的不平等。随着城市化进程的不断推进，大量农村劳动力进入城市寻求就业，使得城市劳动力市场竞争更加激烈，在劳动力市场供求关系主导下，城市劳动力的价格降低，城乡收入差距得以缩小。其次，城市工资一般高于农村，所以越来越多的农村劳动力在城市获得更多的劳动报酬，也有助于城乡收入差距的缩小。预期这一变量将缩小城乡居民收入差距。

产业结构指数（IS），用第二、三产业增加值占GDP的比重表示。除了城镇化，劳动力也会随着产业结构的变化发生转移，单一的农业经济结构是抑制农村居民收入增加的重要因素，农产品价格低，购销机制僵化，农民难以从农业发展中获得应有的经济利益。随着产业结构的升级，劳动力向二、三产业流动，获得更高的工资报酬。但另一方面，随着资源不断流入非农产业，会加大农业与非农产业的效率差距和收入差距。产业结构IS对城乡收入差距的影响有待验证。

对外开放程度（OPEN），用进出口总额与GDP的比值衡量。一般而言，对外开放程度越高的地区，外向型制造业往往越发达，在推动地区工业化和城市化发展的同时，创造了大量就业机会，能吸收部分农村剩余劳动力就业，有利于提高农村居民的收入水平。国内部分学者利用省际或城市数据发现对外开放有利于城乡收入差距的缩小，但也有学者持不同意见。关于这一变量对城乡收入差距的影响有待检验。

农户固定投资社会占比（FIA），各省农户固定投资占社会总投资的比值。统计资料表明，近年来我国农户固定资产投资中大部分用于住宅投资，用于生产性固定资产的投资仅占20%左右。王刚贞、韩文通过分析28个省份1997—2016年的农户固定投资和农村经济增长的数据得出，当前我国农村地区农户固定资产的投入无法有效推动农、林、牧、渔产值增加，且存在经济规模报酬递减的问题。近年来农户将大量资金投向房地产业、流出生产环节，加剧了农村地区经济的脆弱性。关于这一变量对城乡收入差距的影响有待检验。

财政支农支出占比（AFE），农林水事务支出占总财政支出的比例。一般认为，农林水事务类支出比重会缩小城乡收入差距。一方面，农林水事务支出可以通过补助的方式提高农村居民收入，直接缩小城乡收入差距；另一方面，也可以通过提升农村生产力水平间接缩小城乡收入差距，因此预期农林水事务支出会缩小城乡收入差距。

财政金融事务支出占比（PFA），金融事务支出占总财政支出的比例。金融事务支出主要是政府用于金融监管和金融发展等方面的支出，预期这一变量对缩小城乡收入差距有促进作用。

4.门槛变量

选用人均国内生产总值（PGDP）作为门槛变量，由地区生产总值与常住人口的比值计算得到，人均GDP能客观有效衡量地区宏观经济发展与居民生活水平。由图5可知，东部地区的人均GDP数值和增幅普遍高于中西部地区。考虑到量纲问题，在实证分析中将人均GDP指标取对数处理。

图5 2011—2018年中国各省人均GDP（单位：元）

5.数据来源

以上指标的原始数据来源于《北京大学数字普惠金融指数（2011—2018）》《中国统计年鉴》和中经网数据库。研究的地区包括除香港、澳门、台湾以外的31个省、直辖市和自治区，样本的时间范围为2011—2018年，时间跨度为8年。变量的主要统计信息如下表所示。

表1 各变量描述性统计

五、实证检验与结果分析

（一）全国层面实证分析

基于前文的研究方法和门槛模型，利用stata15对模型分别进行单一门槛、双门槛和三门槛的残差平方和最小化检验。检验结果如表2所示。从门槛模型的分析结果看，验证了数字普惠金融对城乡收入差距的影响存在门槛效应，这说明数字普惠金融对城乡收入差距的影响是非线性的。人均GDP作为门槛变量时，双重门槛下F值和P值分别为43.74和0.03，且双门槛模型的残差平方和RSS小于单门槛模型。这表示在5%的显著水平下可以拒绝原假设，认为全国样本存在双重门槛。三门槛模型的结果并不显著。因此我们认为只存在两个门槛值。借助门槛值的LR图形（图5），可以更清楚地看出单门槛模型优于线性模型，而双门槛模型优于单门槛模型，故认为存在两个门槛值。

表2 全国层面门槛检验结果

图6 门槛值的LR统计图形

结合门槛效应检验，采用我国2011—2018年上述指标的数据进行全样本面板门槛回归，其回归结果如表3所示。

表3 全国层面门槛回归结果

注：表格中的***、**、*分别表示在1%、5%、10%的统计水平上显著，括号内为估计系数的稳健标准误差。门槛值为ln（PGDP）。

从表3的回归结果可见，全国层面门槛面板模型的回归拟合优度为0.72。全国层面数字普惠金融指数（DFI）的估计系数显著，当人均GDP低于门槛值20076.39元（e^9.9073）时，数字普惠金融对城乡收入差距的有一定的扩大作用，估计系数为0.079，且该作用是在5%的显著水平上显著（见表3-区制1）；当人均GDP越过第一个门槛值，进入到[20076.39,27950.77]区间时，仍然对城乡收入差距有正向作用，但估计系数减小到0.011且该作用变得不显著（见表3-区制2），也就是说随着数字普惠金融的发展，在经济发展水平较低的地区（PGDP≤27 950.77）的城乡收入差距反而扩大。当人均GDP越过第二个门槛值27 950.77(e^10.2382)后，数字普惠金融对城乡收入差距表现出收敛作用，数字普惠金融指数（DFI）的估计系数为-0.043且在5%的显著水平上显著（见表3-区制3），也就是说数字普惠金融指数每增加100个百分点会使泰尔指数下降4.3个百分点，数字普惠金融的发展可以缩小城乡收入差距。总体上，数字普惠金融的发展可以缩小城乡收入差距，但该收敛作用的发挥要求经济发展水平达到一定的门槛。经济发展水平越低的地区，越难以通过发展数字普惠金融缩小城乡收入差距。这可能是因为经济发展较落后的地区，城乡基础设施、受教育程度和数字化产品使用量的差距较大，且城镇化率较低，农村贫困人口基数较大，相较于城镇居民，农村居民从数字普惠金融发展中的获益较少。在经济发展水平高的地区，城乡基础设施、居民受教育程度、数字设备使用率差别不明显，农村居民更容易从数字普惠金融额度发展中获益。经济发展水平高的地区往往有较高的城镇化率，农村贫困人口基数较小，减贫效应更为明显。

就控制变量而言，城镇化率与城乡收入差距之间存在负相关关系，估计系数为-2.51且在1%的显著水平上显著。产业结构指数、对外开放程度和财政金融支出占比与城乡收入差距之间也表现出负相关关系，但未通过统计意义上的显著性检验，可能是由于样本容量不够大，有待进一步验证。

（二）分地区实证分析

我国幅员辽阔，区域经济发展和金融发展存在较大的非均衡性，中西部地区与东部地区发展差距较大，数字普惠金融发展也呈现出区域非均衡效应。所以本文进一步进行分东中西三大区域的分析。由门槛检验结果（表4）可知，东部地区呈现出单门槛效应但并不显著，中、西部地区存在双重门槛，分别在5%和10% 的显著水平上显著。

表4 分地区门槛检验

在此基础上分别对东中西部进行回归，回归结果如表5所示。从分样本回归的结果可得，东中西地区面板门槛模型的拟合优度分别为0.815、0.805和0.927。东部地区的人均GDP单门槛值为50817.1，估计系数分别为1.28和1.64，可见数字普惠金融在一定程度上扩大了东部城市的城乡收入差距，这可能是由于东部城市本身城镇化率较高、城乡收入差距不明显、农村金融排斥较低，数字普惠金融对城乡收入差距的缓解作用还未显现。中、西部地区为双门槛，中部地区人均GDP门槛值分别为24834.77、27950.77。中部地区在人均GDP小于第一个门槛值24834.77时，数字普惠金融对城乡收入差距尚未表现出收敛效应，在越过第一个门槛值后表现出收敛效应，在越过第二个门槛值27950.77后估计系数的绝对值由0.012变为0.017，边际收敛效应增强。2011年，中部地区还有安徽、江西、广西的人均GDP介于第一重和第二重门槛值之间。2012年起，中部地区样本的人均GDP已全部大于第二重门槛值，边际收敛效应增强。西部地区的门槛值分别为20076.39和43 529.75。三个门槛区间内，西部地区的数字普惠金融都对城乡收入差距都有缩小作用，且在越过第一个门槛值20076.39后估计系数由-0.044变为-0.069，数字普惠金融对城乡收入差距的缩小效应增强。2011年，西部地区还有贵州、云南、甘肃、西藏四省区的人均GDP未达到第一个门槛值，2013年起，西部各省份都跨越了第一重门槛，边际收敛效应增强。相较于东部和中部，西部地区数字普惠金融对城乡收入差距的收敛效应的发挥需要更低的经济发展水平门槛，且数字普惠金融发展对缩小城乡收入差距的边际贡献较高。西部地区是我国农村贫困人口较为集聚的地区，西部数字普惠金融尚有很大的发展空间，预期能对农村减贫、巩固脱贫成果起到重要作用。

表5 分地区门槛回归结果

六、结论与建议

基于上述研究可知，数字普惠金融发展能显著缩小我国城乡收入差距，但该收敛效应需要在一定的经济发展水平下才能实现。在全国层面，数字普惠金融对城乡收入差距的影响呈现出双门槛效应，人均GDP小于第一个门槛值20076.39时，数字普惠金融发展对城乡收入差距有显著扩大作用；人均GDP介于两个门槛值20076.39到27950.77之间时，数字普惠金融发展对城乡收入差距的扩大作用减小且变得不显著；人均GDP大于第二个门槛值27950.77时，数字普惠金融对城乡收入差距有显著的收敛效应。根据分地区研究结果，在越过一定的经济发展门槛后，数字普惠金融对中西部地区的城乡收入差距有负向作用，但在一定程度上扩大了东部地区的城乡收入差距，这可能是由于东部地区城镇化率整体较高、城乡收入差距较小，农村金融排斥较低，数字普惠金融对城乡收入差距的收敛作用未能显现出来。在门槛值前后，西部地区数字普惠金融发展对城乡收入差距都有较强的收敛效应。针对数字普惠金融如何缩小城乡收入差距，应充分考虑到不同地区之间的差异，合理科学规划，由此提出如下政策建议。

健全金融服务体系，推动金融服务下沉。首先要加快中西部地区数字互联网基础设施建设。中西部地区经济发展水平较低，缺乏数字普惠金融发展所需的基础设施和技术支持，应根据自身现状合理规划通信网络等基础设施，推动数字普惠金融发展。其次应加大农村金融服务网点覆盖范围。采取科学有效的方法改善偏远农村金融网点稀缺的问题，例如采取流动性的经营模式，满足农村居民对金融服务的需求。此外还要注重相关技术人才的培育和引进。

创新普惠金融产品，缓解农村金融排斥。一方面，深入推进互联网加金融模式，提高金融精准扶贫效率。通过完善农村互联网设施、加大宣传普及等方式，引导农村居民使用数字普惠金融产品。另一方面要根据农户需求设计金融扶贫产品。对农村金融信贷的还款时间、金融信贷的总额和农村金融信贷保险等各方面进行具体地创新设计，有针对性地优化农村普惠金融的发展需求。

深化间接普惠金融，注重产业就业扶持。产业扶持能从根源上帮助农村贫困群体脱贫致富。一方面，政府可以搭建组织平台，带动贫困户发展产业、增加收入。另一方面，很多农村居民地处偏远，将当地特色农产品运输到城市的成本过高，将资金直接借贷给缺乏投资知识和贸易条件的农户可能发生信用履约风险，反而加大农户的债务风险和贫困程度。政府可以将当地企业作为中介，给予企业一定的金融优惠政策，鼓励企业吸收农村贫困人口就业，提升贫困群体自身发展能力。

平衡政策性和商业性，确保金融服务可持续。普惠金融的系统性发展需要政府引导和市场运作的双重作用。一方面，政府要统筹数字普惠金融发展全局，明确战略目标，落实相关政策。另一方面，要尊重市场规律，把握普惠金融发展的市场动力机制，避免在缺乏风险评估的情况下盲目推行普惠金融，出现成本高于收益的现象，导致普惠金融不可持续。在特定环境下需要政府和机构协调发挥作用，以城市金融收益抵补农村和低收入人群普惠金融损失，普惠金融不是慈善，要立足商业可持续的基础，使金融机构在践行普惠金融的同时壮大自身，推动普惠金融的可持续发展。

发展前沿科技金融，创新金融监管模式。在享受互联网带来的便捷高效金融服务的同时，也要认识到互联网金融风险传染性、瞬时性、虚拟性等特征，要优化数字普惠金融发展营商环境，强化监管体系建设，防范金融风险。在利用数字化技术扩展金融服务覆盖面的同时，强化信贷保险甄别机制，确保信贷资源的优化配置。