數字普惠金融、市場潛力與縣域經濟發展
——基于四川省109個縣域的證據

譚 英 李妍林 王 雪

（中共宜賓市委黨校［宜賓行政學院］，四川 宜賓 644000）

普惠金融是我國經濟社會發展的重要議題之一，重點為“長尾群體”提供便捷的金融服務。數字普惠金融是通過數字化手段開展普惠金融，不受時間和空間限制，有助于提升普惠金融的覆蓋范圍和使用效率。作為新興技術，數字普惠金融已經成為推動經濟增長的重要工具，尤其是縣域經濟發展?？h域經濟是指在縣級行政區劃范圍內實現產業發展的新型經濟形式，目前主要存在發展模式粗放、產業結構不合理、人力財力缺乏等問題。［1］一般而言，數字普惠金融促進縣域經濟發展可以通過以下幾條路徑：一是加大政府支持力度，更大限度地發揮政府在數字普惠金融運營中的作用；二是完善數字普惠金融的配套設施和服務設施，搭建好普惠金融平臺；三是提高人口素質，增強居民對于數字普惠金融的基本認識。

當前，推動縣域經濟發展是進一步促進整體經濟增長的重要組成部分。隨著大數據、人工智能、區塊鏈等數字化技術迅速發展，普惠金融不斷數字化，其便捷性和可獲得性不斷提高，成為改善融資形勢、減緩融資壓力、擴展融資渠道的有效途徑。［2］然而數字金融服務的覆蓋度、使用率、數字化程度差異性較大，我國縣域發展存在較大的局限性和差異性，缺乏有效的數字普惠金融政策支持，使得縣域經濟發展緩慢。因此，研究數字普惠金融與縣域經濟發展之間的關系，探明數字普惠金融對縣域經濟發展的作用機制，對有效促進縣域經濟發展具有重要的現實意義。

一、文獻綜述

近年來，數字普惠金融飛速發展，突破了傳統“實體網點+人工服務”的金融發展模式，擴大了金融服務的受眾人群以及覆蓋范圍，也降低了金融交易成本，這是促進經濟進一步發展的有效途徑。數字普惠金融有助于實現經濟公平、高效發展，在縣域經濟發展中將發揮重要作用。［3-4］現有關于數字普惠金融的研究成果主要集中在數字普惠金融對經濟增長［5-6］、產業結構調整［7-8］、縮小城鄉收入差距［9］、農村減貧［10］以及企業融資的作用等方面，大多通過空間杜賓模型、面板自回歸模型、雙重差分法、門檻回歸分析等計量經濟學方法進行實證研究。［11］

數字普惠金融的本質就是增強經濟發展活力，促進經濟增長，其發展速度需要和經濟發展水平實現均衡，過快或過慢的非均衡性發展在一定程度上會阻礙經濟增長［12-13］。大部分研究發現，數字普惠金融與經濟增長具有顯著的正相關效應，楊剛等［14］利用省級面板數據證實數字普惠金融能通過提高創新水平對經濟增長產生非線性的影響，東中西部存在異質性。錢海章等［15］同樣利用31 個省級面板數據發現數字金融發展能促進技術創新和創業從而推動經濟增長；但也有部分研究發現二者呈現負相關效應，李濤等［16］基于跨國截面數據研究普惠金融與經濟增長，構建由9 個指標組成的普惠金融評價指標體系，發現僅有投資資金來自銀行的企業比率指標對世界各經濟體有穩健且顯著的負面影響，其他指標對經濟增長的影響并不顯著，故學術界對于數字普惠金融能否促進經濟增長尚未達成一致，現有研究多以省、市級數據為基礎，有必要在縣域層面進行補充。

數字普惠金融與縣域發展的研究側重于數字普惠金融的縣域發展異質性分析［17］、影響因素研究［18-19］產業結構［20］等，而數字普惠金融對縣域經濟發展的影響方向也需要更加明確，有必要展開相關研究。對于數字普惠金融的衡量大多使用北京大學數字金融研究中心發布的數字普惠金融指數［21］，如汪雯羽和貝多廣在研究政府干預在數字普惠金融影響縣域經濟增長的調節作用中就選擇該指數作為解釋變量［22］。詹韻秋［23］用人均地區生產總值作為被解釋變量，研究發現數字普惠金融和經濟增長會呈現非線性的關系，故可以考慮將表征經濟發展的被解釋變量做對數處理或對數平方處理。此外，還需要增加控制變量以減少變量遺漏帶來的誤差，比如，財政支出占GDP的比重、城鎮人口比重、教育水平、人口、產業結構等［24-25］。因此，由于部分縣域數據缺失，本文以四川省109個縣域為實證樣本，運用空間杜賓模型探討數字普惠金融對四川省縣域經濟發展的影響。

二、研究假說

隨著數字信息技術的不斷發展，數字普惠金融極大降低了金融產品的交易成本，彌補了傳統金融難以為“長尾群體”提供多元化金融服務的缺陷，擴大了金融服務的覆蓋范圍，推動了金融更好服務縣域經濟發展。數字普惠金融的發展對縣域經濟發展的影響主要體現在如下三點：

一是數字普惠金融助力縣域經濟快速發展。（1）對偏遠欠發達地區居民而言，一方面，數字普惠金融拓展了金融服務的覆蓋范圍。截至2021年末，銀行業機構鄉鎮覆蓋率達到97.13%，基礎金融服務行政村覆蓋率達到99.97%，基礎金融服務可得性較高，但偏遠地區居民金融服務仍存在供需失衡等問題。借助現代數字信息技術，數字普惠金融將更多金融資源向偏遠欠發達地區居民傾斜，為其提供精準的金融服務，進一步擴展了金融覆蓋面。如將偏遠欠發達地區居民的手機視為一個“銀行網點”，打破傳統金融機構網點設置、人員配備與服務時間方面存在的局限，使得偏遠地區居民也能享受數字普惠金融服務帶來的福利，從而促進欠發達地區經濟跨越式發展。另一方面數字普惠金融知識普及提升了居民群眾金融素養。數字普惠金融提升居民群眾獲取金融產品及服務的公平性，居民群眾間接地接受金融知識的滲透，克服對金融產品和服務的恐懼心理；同時，進一步增強了居民群眾金融安全意識，提高了防范金融風險、借貸及投資的能力。因此，數字普惠金融在潛移默化中提升了居民群眾的金融素養，為縣域經濟發展注入強勁動力。（2）對中、小微企業而言，一方面數字普惠金融改變傳統信貸模式。因縣域經濟發展的特殊性，其經濟主體中很少有大型企業的存在，一般都是中、小微企業。這些企業因缺乏優質的抵押物或融資擔保人，且在傳統金融機構中缺乏較好的征信記錄，面臨融資難、融資貴等問題，制約縣域經濟快速發展。借助先進的數字信息技術，數字普惠金融為中、小企業提供更為便利的網絡信貸服務；同時，為中、小微型企業在采購、生產、銷售與研發創新中提供資金支持，為企業拓展售賣渠道，刺激了縣域經濟的快速增長。另一方面數字普惠金融避免資源錯配。數字普惠金融能夠精準把握縣域中、小微企業的真實需求，通過互聯網進行高效的信息交換，減少傳統金融機構與融資主體間的信息不對稱現象，緩解了逆向選擇、道德風險和金融風險等難題。因此數字普惠金融避免資源錯配，進一步提升經濟發展的穩定性?；诖?，本文提出假設1。

H1：數字普惠金融對四川省縣域經濟發展具有顯著促進作用。

二是市場潛力在數字普惠金融影響經濟高質量發展過程中具有一定的傳導作用。數字普惠金融是數字信息技術與普惠金融融合后的延伸與拓展，數據作為關鍵性生產要素已滲透到數字普惠金融的產業鏈與供應鏈之中，為市場潛力的釋放提供較強的內生動力，成為縣域經濟增長的新動力。如采用“數字化+金融”的模式，金融機構能便捷精準獲取縣域、中小微企業的營收、成本、利潤等經營數據，對不同類型、不同需求的縣域中小微企業提供精準的金融服務，對產業鏈上中下游的縣域中小微企業提供資金支持，從而實現市場資源的優化配置，削弱國內市場分割，緩解國內市場循環困境，充分釋放生產端和消費端的市場潛力，實現縣域經濟蓬勃發展。一方面，在生產過程中，數字普惠金融為縣域中、小微企業提供生產經營所需的金融資源以及精準的金融服務，大大降低了企業生產過程中因信息不對稱產生的成本。依靠數據要素與數字技術，降低市場資源的錯配程度，利用更低的成本撬動更多產出，從而提升企業所具有的市場競爭力，提高企業的經濟效益。企業的迅速發展需要不斷開拓新的業務、擴大市場規模，繼而釋放較大的市場潛力，從而帶動縣域經濟快速發展。另一方面，在消費領域上，四川省作為西部地區工業門類最全的省份，資源稟賦優勢大，且是我國人口大省之一，具有廣闊的消費市場。消費市場擴大影響當地供給水平和結構，釋放當地市場潛力。如企業為了追求效益，將產品生產和服務自動優化布局某處，吸引更多消費者購買該產品或服務。同時，數字信息技術催生了數字普惠金融新業態和移動支付業務新模式。對企業而言，進一步拓寬了產品的市場銷售覆蓋范圍，推動商品跨地區流動。對消費者而言，數字技術提升了大眾消費體驗感，從而促進大眾消費需求增加，擴大縣域消費市場需求潛力，助力縣域經濟發展?；诖?，本文提出假設2。

H2：數字普惠金融會通過市場潛力來影響四川省縣域經濟發展。

三是數字普惠金融對縣域經濟發展影響具有正向的空間溢出效應。以往對縣域經濟的研究，忽略了縣域空間之間的聯系，僅將其放在相互割裂、互相隔絕的單個個體中研究?？h域之間經濟是相互聯系、互相影響的。經濟發達縣因其優越條件不斷吸引勞動力、資本、技術與數據等要素資源從經濟欠發達縣域向經濟發達縣域跨區域流動，導致縣域間經濟發展的差距愈發拉大，走入“馬太效應”怪圈。憑借數字信息技術，數字普惠金融因其普惠性、包容性有效緩解這一怪圈現象，不僅能夠促進本地縣域經濟發展，而且能通過溢出效應拉動鄰近縣域經濟快速發展，突破縣域行政地理區域的限制。由此可見，數字普惠金融對縣域經濟發展具有正向的空間溢出效應。一方面，在地理空間層面上，數字普惠金融不受地域空間的限制，使優質的金融產品與服務能夠普惠萬家；同時，本地縣域數字普惠金融的快速發展會對相鄰縣域經濟產生一定“啟發效應和學習效應”，促進當地金融資源的快速積累且提高其在時空上的擴散速度，具有較強的地理空間溢出效應。另一方面，在政策制定層面上，政策制定部門通過采取頂層設計、協同治理、共建共享等措施，因地制宜地支持當地縣域數字普惠金融快速發展，不僅促進了當地縣域經濟發展，同時也拉動了相鄰縣域經濟發展?；诖?，本文提出假設3。

H3：四川省縣域數字普惠金融對縣域經濟發展影響具有正向空間溢出效應。

三、實證研究

（一）總體效應分析

1.變量選擇與數據說明

為了檢驗數字普惠金融與縣域經濟發展水平的影響，本文以表征經濟發展的實際人均國民生產總值的自然對數（lnper_gdp）作為被解釋變量，以北京大學數字金融研究中心發布的普惠金融指數作為核心解釋變量，以影響經濟發展的其他因素作為控制變量，利用四川縣域2014-2020 年的面板數據，從實證的角度對數字普惠金融與縣域經濟發展的關系展開研究。具體變量選擇與數據說明如下：

被解釋變量：縣域經濟高質量發展水平，用實際人均國民生產總值進行表征。

解釋變量：數字普惠金融指數（DIFI）。參考北京大學數字金融研究中心發布的《北京大學數字普惠金融指數》中數字普惠金融指數作為解釋變量。

控制變量：為了準確衡量數字普惠金融對縣域經濟發展的影響，通過文獻梳理，參考王偉等［26］、劉鑫等［27］關于縣域經濟的研究，發現影響縣域經濟發展的控制變量主要集中在產業發展、人口變化等方面。假設縣域經濟發展不僅受到數字普惠金融的影響，還會受到縣域人口、投資、政府能力等的影響，故本文選取人口的自然對數（lnpeople）、固定資產投資額（inves_ratio）、赤字率（def_ratio）、產業結構指數（high）、消費指數（consum_ratio）作為控制變量，在縣域層面上分析數字金融普惠對縣域經濟增長的影響。

中介變量：市場潛力（mdp）。參考部分學者張藝川等［28］的做法，選用夜間燈光數據衡量地方市場潛力。數據來源于美國國家海洋和大氣局的由美國國防氣象衛星搭載的可見光成像線性掃描業務系統（DMSP/OLS）數據。

2.模型設定

本文依托2014-2020年四川省109個縣域的面板數據來實證甄別數字普惠金融普及是否促進縣域經濟高質量發展，并進一步從市場潛力渠道來評估數字普惠金融影響縣域經濟高質量發展的傳導機制。結合前期研究文獻的變量選擇，本文的雙向固定效應模型設定為:

人均GDP=α0+α1lnDIFIit+α2城市特征it+固定效應+εit（1）

其中，人均GDP表示地區i在t年的人均實際GDP（2014 年不變價），用以衡量地區經濟高質量發展水平；lnDIFIit表示地區i 在t 年的數字普惠金融發展程度，其系數α度量了數字普惠金融對縣域經濟發展的影響，是本文主要關注的核心系數。此外，本文控制了一組城市特征變量，以盡可能地緩解遺漏變量偏誤。εit是誤差項。

3.基準回歸結果分析

表1報告了基準模型（1）的回歸結果，第一列用隨機模型進行了回歸，第二列報告了固定效應模型回歸結果。從第二列看來，在控制了一系列城市特征變量以及個體、時間固定效應后，lnDIFI 顯著為正，這驗證了本文第一個假說，數字普惠金融對四川省縣域經濟發展具有顯著促進作用，這表示數字普惠金融發展得越好，縣域經濟發展質量越高；可能的原因主要有以下兩個：第一，從直接推動效應來看，數字普惠金融是金融業的重要組成部分，其產業增加值能夠直接對GDP增長做出貢獻。第二，數字普惠金融既能為其他產業發展直接提供資金支持，又能為居民消費提供貸款服務，以間接的方式帶動當地經濟發展。

表1 基準回歸結果

4.傳導機制分析

以上研究表明，數字普惠金融發展有利于推動當地經濟發展。本部分將從市場潛力渠道探究數字普惠金融影響縣域經濟發展的傳導機制。一方面，《中國統計年鑒2021》數據顯示，2021 年我國共有低收入人口8.7億人，月收入低于2000元，他們想要消費卻沒有消費能力。數字普惠金融借助互聯網技術，擴大了金融服務的范圍和覆蓋面，方便低收入人群能夠通過智能手機快速獲得金融貸款服務，以提供金融服務尤其是貸款服務的方式刺激群眾消費，更好發揮三駕馬車之首消費的作用，拉動當地經濟發展。另一方面，數字普惠金融普及使小微企業獲得資金支持，企業生產活動離不開消費，既向上游企業購買材料，同時也為下游企業或者直接面對消費者提供商品，刺激消費。因此，通過擴大市場潛力有利于推動當地經濟發展，而數字普惠金融的普及可以刺激居民消費、企業消費，擴大市場潛力。本文借鑒陳詩一等［29］的研究方法檢驗此機制，選取夜間燈光數據均值作為市場潛力的代理變量，表2 報告了相應的回歸結果。前兩列采用隨機效應模型，后兩列為固定效應模型，對時間、個體進行了雙向固定，從第三列回歸結果可以看出，數字普惠金融顯著促進了市場潛力的擴大，具有顯著性，并且數字普惠金融指數每提高e個點，可以帶動市場潛力擴大0.167個點。第四列市場潛力系數顯著為正，代表市場潛力每擴大1 個點，可以帶動經濟發展1.496 個點。這驗證了前文第二個假說，即數字普惠金融可以通過市場潛力促進經濟發展。

表2 機制檢驗

（二）空間效應分析

1.模型設定

考慮現實生活中相鄰地區存在著廣泛而緊密的經濟聯系，而且在同一省域內經濟發達的兩個縣域交往密切，因此空間鄰近地區之間通常會表現出很強的關聯。數字普惠金融的普及依靠互聯網技術，本身已經突破了現實地理距離的限制，同時產業結構、人口等城市特征變量具有一定的空間溢出效應。鑒于此，本文在考察數字普惠金融對縣域經濟發展的影響時，有必要對其可能存在的空間關聯性進行檢驗和控制。為此，我們參考部分學者徐維祥等［30］的做法，采用空間杜賓模型（SDM）來進行實證分析。模型設定如下：

式中，yit為被解釋變量，即i縣第t年的經濟發展水平，α0為常數項，Wij為空間權重，X為核心解釋變量及控制變量；ρ為被解釋變量的空間滯后系數，τ為核心解釋變量的空間回歸系數，α1為解釋變量的回歸系數；γt為時間效應，μi為個體效應，εit為殘差項。

2.空間權重矩陣設置

本文采用文獻最常使用的距離標準，即地理距離和經濟距離來設定空間矩陣權重。首先基于兩地經緯度的地理距離、經濟距離分別構造了空間權重矩陣W1、W2，其中W1的元素為兩地地理距離倒數，W2的元素為兩地GDP 之差的絕對值倒數?？紤]到只關注一種因素來衡量區域間的空間關聯可能存在偏差，本文參考邵帥等［31］研究成果構造了同時考慮地理距離和經濟距離的地理經濟嵌套空間權重矩陣W3，以及加權形式的地理經濟嵌套空間權重矩陣W4（W4=ωW1+（1-ω）W2，其中ω為權重），ω取值為0.5。上述所有矩陣在用于參數估計時均經過了行標準化處理。

3.空間自相關檢驗

在檢驗空間效應之前，展開空間自相關檢驗是衡量地理單元屬性值的空間關聯的有效方式，為了分析普惠金融、縣域經濟在整個區域內的空間特征，本文通過計算全局Moran'I 指數來度量觀測變量的空間相關性，計算公式如下：

其中，n為觀測樣本值，即109，xi、xj分別為i、j縣的觀測變量值是觀測變量的均值；wij為i 縣、j 縣之間的位置權重。Moran'I取值范圍在［-1，1］之間，當該指數大于0 時表示觀測變量為空間正相關，具體相關程度與指數值正相關；指數等于0表示觀測變量不相關；指數小于0表示觀測變量為空間負相關。

4.實證結果分析

（1）空間自相關檢驗

首先檢驗樣本城市空間自相關性，檢驗2014-2020年間四川省109個縣數字普惠金融和經濟發展的相關程度。常用的空間自相關檢驗指標為莫蘭指數I（Moran'I）。莫蘭指數I的取值范圍為（-1，1），當取值大于0時表示存在空間正相關，即被考察指標的高值與高值、低值與低值在空間上聚集在一起，小于0則表示存在負空間相關，即被考察指標的高值與低值在空間上聚集在一起；表3展示了2014-2020年間四川省109個縣數字普惠金融發展和經濟發展的全局莫蘭指數I，以四個矩陣作為空間權重矩陣?？梢钥吹綌底制栈萁鹑谥笜嗽诖蟛糠帜攴荻际秋@著為正值，縣域經濟發展指標在所有年份都顯著為正值，表明兩個變量普遍存在較高的空間自相關性。

表3 莫蘭指數

（2）空間計量模型回歸結果分析

按照公式（2）設定的模型，表4 給出了在四種空間權重矩陣設定下空間杜賓模型回歸結果?？梢钥吹?，核心解釋變量的空間系數始終顯著為正值，說明本地數字普惠金融發展對周邊地區經濟發展存在正向的空間溢出效應，即本地數字普惠金融發展能夠促進周邊地區經濟發展。主要的原因可能有：一是地理上相近的地區，本地的數字普惠金融覆蓋范圍擴大之后，消費可能會外溢到周邊地區，從而拉動周邊地區經濟發展。同時，本地數字普惠金融發展推動本地經濟增長后，也能通過與周邊地區產生經濟聯系進而推動周邊地區經濟增長。二是經濟距離相近的地區意味著兩地經濟發展水平更相近，經濟發展水平越高可供消費的商品越豐富，因此周邊地區數字普惠金融普及后傾向于選擇經濟發達的地區進行商品交易，從而帶動周邊地區發展。人口變量在W1矩陣設定下顯著為正，本地區人口的增加促進了周邊地區經濟發展，這可以解釋為本地區人口增加后，存在部分人口流動到周邊地區生產生活，從而帶動鄰近地區經濟發展，在W2、W3矩陣設定下絕對值較小，W4矩陣設定下不顯著。產業結構變量在四個矩陣設定下都顯著為正，本地產業結構升級拉動鄰近縣域經濟增長，這可以解釋為地理上鄰近、經濟發展水平相近的區域聯系更加緊密，不同地區之間存在模仿學習行為，本地區產業結構升級會帶動本地經濟發展，周邊地區通過學習該地產業結構發展規律從而帶動增長。消費系數在四種矩陣設定下顯著為負，本地消費提高會減緩鄰近縣域經濟發展，這可以理解為居民選擇在本地消費后通常不會再在鄰近地區消費同類產品。投資系數在W1矩陣設定下不顯著，在W2、W3矩陣設定下顯著為負但絕對值小，W4矩陣設定下顯著為負，本地投資水平提高不利于周邊縣域經濟發展，從現實投資者角度出發，資金有限通常會在對比下選擇更優地區進行投資，因此在一個地區投資后會降低鄰近地區的投資力度進而減緩經濟增長。赤字率在四種矩陣設定下顯著為負，但系數絕對值較小，本地財政支出增長減緩鄰近地區經濟發展，我國地方政府之間相互競爭已是不爭的事實，為吸引中部、東部地區產業轉移四川各地區競相完善基礎設施，本地在改善環境后吸引企業入駐，鄰近地區將失去引進該企業的機會從而不利于經濟增長。

表4 空間效應回歸結果

表5 展示了各變量的直接效應和間接效應，核心解釋變量在四種權重矩陣下直接效應都顯著為正，在W2、W3矩陣設定下間接效應顯著為正。存在顯著直接效應代表了本地數字普惠金融擴大既能直接促進本地經濟發展，又能通過推動地理相近、經濟水平相近的地區經濟發展，進而帶動本地經濟發展。在W2、W3矩陣設定下存在顯著間接效應表明，經濟水平差距越小的地區，其空間溢出效應越明顯，即經濟水平相近的地區數字普惠金融普及能夠促進本地的經濟進步。人口變量的直接效應在W1、W4設定下顯著為負，在W2、W3設定下顯著為正，但系數絕對值都小于0.02，影響較??；間接效應在W1、W4設定下不顯著，在W2、W3設定下顯著為負，經濟發展水平相近的地區人口增加不利于相近地區經濟增長。產業結構系數的直接效應在四種矩陣設定下都顯著為正，間接效應只在W2、W3矩陣設定下顯著為正且系數較大，存在較明顯的正向空間溢出效應。消費系數的直接效應在四種矩陣設定下顯著為負，受地理距離影響較大，間接效應只在W2、W3矩陣設定下顯著為負，系數較大，受經濟距離影響更明顯。投資系數和赤字率的直接效應在四種矩陣設定下顯著為負，絕對值小于0.1，間接效應只在W2、W3矩陣設定下顯著為負。

表5 直接效應和間接效應分析

（三）穩健性檢驗

為進一步確保研究結論的可靠性，結合前期文獻的普遍做法，參考曹清峰［32］的檢驗方法，針對數字普惠金融和人均國民生產總值這兩個指標，定義這兩個變量處于1%-99%的數據為正常，超出區間的數據進行縮尾處理，再進行離群值檢驗估計，檢驗結果見表6。在刪除離群值后，核心解釋變量數字普惠金融依舊顯著為正，與前述結果保持一致。

表6 穩健性檢驗

四、結論與建議

數字普惠金融的發展為縣域經濟發展提供了條件，本文從理論和實證兩個方面對數字普惠金融與縣域經濟發展之間的關系進行論證，明晰數字普惠金融對縣域經濟發展的影響，并進一步探究數字普惠金融影響縣域經濟發展的傳導機制，得出如下結論?？h域數字普惠金融的發展程度越高，越有利于縣域經濟發展，并且具有空間溢出效應，對周邊縣域的經濟發展也有促進作用；市場潛力在數字普惠金融對縣域經濟發展影響中存在中介效應，說明數字普惠金融能夠通過市場潛力來影響四川省縣域經濟發展?；诖?，本文提出如下政策建議：

第一，建議相關部門加大對數字普惠金融的政策支持力度，給予基本的資金保障，重視互聯網、大數據、人工智能等信息技術發展和提升，擴大數字金融的普惠性與包容性，使數字普惠金融在提升居民收入、教育、醫療等各方面充分發揮作用，積極推動縣域數字普惠金融規范化發展。第二，完善數字普惠金融的配套設施和服務設施，搭建好方便、快捷、高效的普惠金融平臺，提高居民對數字普惠金融的基本認識，培養居民的數字素養與技能，解放縣域數字生產力。第三，提高人口素質，增強居民對于數字普惠金融的基本認識，大力培育、引進數字人才與金融人才，充分探索服務“長尾人群”的新模式，推動數字普惠金融創新發展，激發縣域數字普惠金融潛力，為縣域經濟增長提供有力支持。