數字普惠金融對農業產業結構升級的影響機制研究

李傲波，戴浩

(長江大學 經濟與管理學院，湖北 荊州 434023)

產業興則鄉村旺，農業是國民之基，是實現經濟增長的重要組成部分。目前外部不確定性增大、經濟發展乏力、傳統動能疲軟，我國正處于提質換擋的關鍵時期，依靠傳統動能發展的農業難以適應新形勢下發展趨勢，亟需新舊動能轉換、優化農業產業結構。農業產業不僅追求產值目標，更注重產業整體結構的優化以實現農業的可持續發展。2017年中央一號文件強調“深入推進農業供給側結構性改革，加快培育農業農村發展新動能”，此后，中央一號文件多次對農業產業結構做出重要部署，2023年中央一號文件指出：“加快農產品流通業、服務業、新業態體系的建設，完善鄉村產業空間布局，推動鄉村產業高質量發展，實現農業強國目標?！贝龠M農業產業結構升級既是農業供給側結構性改革的重點，也是農業提質增效、農戶增收的關鍵所在。農業產業結構升級是一項復雜的系統性工程，既需要政府部門的頂層設計，統籌發展格局，也需要大量的金融支持。然而，受限于農村地區的自然和地理條件，風險高、成本大的農村金融市場被傳統金融機構排斥在外，農村資金利用率低、融資成本高是長期制約農村地區發展的主要困境之一。隨著數字信息技術的發展與傳統金融的更新迭代，將數字普惠金融嵌入傳統產業及社會生活成為我國轉變經濟發展方式的總基調。近年來，數字普惠金融以加速態勢向農村地區廣泛滲透，在增加農村產業創新活力、培育農村產業新優勢、推動農業產業結構升級優化等方面發揮關鍵作用，其正逐步成為加速農業結構轉型升級、促進鄉村振興、實現農業現代化的重要引擎。

從現有研究看，學者在研究數字金融與產業結構的關系時主要圍繞數字普惠金融與產業結構以及數字普惠金融與農村發展兩個主題展開研究。關于數字普惠金融對產業結構升級的影響，眾多學者認為前者對后者具有正向影響[1]，并揭示了兩者之間的傳導機制主要通過技術創新[2]、信貸政策[3]、人力資本[1]。在此基礎上，葛和平等[4]研究發現，各地區數字普惠金融的產業結構升級效應存在區域異質性，其中中部地區的產業結構升級作用最顯著。另外，有學者基于縣域視角，研究發現數字普惠金融對產業結構的促進效應在相對貧困縣和非貧困縣存在異質性，且自然環境、制度環境以及縣域發展階段發揮了調節作用[5]。

關于數字普惠金融對農村發展的影響，目前尚未形成完整體系。相較于城市發展來說，農村地區的交通、通信等基礎設施條件落后，使得農村地區呈現出金融排斥現象[6]。數字普惠金融通過大數據技術快速收集農戶信息，完善農村群體的征信體系，有效緩解金融機構和農戶信息不對稱所導致的農戶融資困難問題。張林等[7]研究發現，數字普惠金融通過提高支付便利性和緩解流動性約束兩種途徑促進農村產業融合，并從空間集聚效應的角度解釋了區域異質性。熊德平等[8]從農戶創業的視角研究數字普惠金融對農村貧困問題的改善，結果表明，數字普惠金融可以通過促進農戶創業的途徑降低農戶陷入多維貧困的概率。星焱[9]認為，數字普惠金融對農村地區的影響機制存在兩重性，一方面有效降低交易成本、支撐農村數字經濟增長，另一方面地區間數字基礎設施的差異將會使城鄉之間產生“數字鴻溝”。

綜上所述，現有文獻聚焦于數字普惠金融對產業結構升級的影響，并對機制作用展開了詳細分析，為本文奠定了理論基礎。目前外部環境的不確定性加劇，傳統的農村產業受到外部沖擊亟需轉型升級，既有研究對農村領域雖有所涉及，但鮮有文獻針對數字普惠金融與農業產業結構升級進行分析與研究。鑒于此，本文通過構建數字普惠金融對農業產業結構升級的理論框架，評估數字普惠金融對農業產業結構升級的影響，并剖析其作用機制。本文可能存在的邊際貢獻如下：一是基于農戶創業視角分析數字普惠金融對農業產業結構的作用機理及路徑。二是在一定程度上從數字普惠金融視角豐富農業產業結構升級的相關研究，為推動農業轉型升級提供新思路。因此，本文基于全國31個省區市2011—2018年面板數據，探討數字普惠金融對農業產業結構升級的影響與機制。

1 理論假設

1.1 數字普惠金融對農業產業結構升級的直接影響

隨著大數據、移動互聯網、云計算以及其他高新技術的涌現，數字化技術不斷滲透到金融服務業，金融機構的服務范圍和服務質量提升顯著，而數字普惠金融不僅是數字經濟的新趨勢、新業態，也是金融行業的新力量[10]。數字普惠金融有效打破了傳統農業發展壁壘，農村內部資源得到合理優化和配置，資源稟賦的合理化將會刺激新型農村產業的迭代升級，進而推動農業產業結構的變遷。具體來說，數字普惠金融對農業產業結構升級的影響主要體現在以下兩方面：

第一，降低金融交易成本，擴大金融服務范圍。數字普惠金融依托于數字技術有效緩解了農業與其他產業間的信息不對稱，節省了搜尋、議價、合同、監督等環節的資金成本[11]，同時通過點對點、點對面、面對點的數字化交易平臺，買賣雙方更加便利的互相選擇，透明化的交易模式精簡交易流程，節約時間成本。正是由于交易成本的降低，使得金融服務范圍擴大，一方面，金融機構更加積極地研發多元化的金融產品，使投資商既能擁有較低的投資門檻，又能獲得更優質的服務；另一方面，被傳統金融排斥在外的農村“長尾群體”有了合適融資渠道，從而獲得新的投資，促進了農村產業多元化，激活農業產業結構優化新動能。因此，在數字普惠金融的實踐過程中要充分發揮其“成本低、速度快、覆蓋廣”的優勢，驅動資源要素高效配置，加快產業結構變動升級。

第二，建立征信體系，優化風險管理。長期以來，農村一直存在金融抑制的現象，主要由于農村地區信息渠道不暢、農民金融意識薄弱、經濟資產較少等原因導致金融主體投資風險大，農戶融資困難等問題進而出現農戶保不起，金融公司賠不起的現狀[12]。如今，數字普惠金融作為一個數字化的金融基礎設施在農業產業結構轉型升級的關鍵節點應運而生。金融機構通過大數據技術收集客戶在互聯網沉淀下來的行為數據構建評估體系，對每個客戶建檔立卡，分析并篩選出符合標準的客戶，由此增加信貸服務的供給，更好地滿足農村地區多層次、差異化的融資需求。征信體系的完善增加了金融供給，擴大農戶的投資機會，提高了農業領域新業態形成的可能性，進而推動資源要素向更合理、更高級的產業聚集，逐步優化農業產業結構。故本文提出以下假說：

假說 1，數字普惠金融的發展對農業產業結構升級具有直接促進作用。

1.2 數字普惠金融對農業產業結構升級的間接影響

創新創業是發展的動力之源，在“大眾創業、萬眾創新”時代之下，“三農”“雙創”工作也需要務實推進。創業活動是整合資源要素創造價值的過程，既要考慮能否在市場生存，又要考慮如何保持持續成長，而農戶創業最大的限制性因素是內部自有資金的缺乏和金融抑制所導致的融資困境。隨著數字普惠金融向農村地區延伸，在一定程度上解決了農戶創業瓶頸，其分別從農戶認知、創業融資、資源配置以及社會信任環境4個角度影響農戶創業活動。第一，數字普惠金融帶來了頻繁的信息互動，農戶通過數字金融平臺獲取更多金融知識、創業經驗和經濟政策法規，提高農戶的認知水平和對創業商機的感知力，打破了農戶與市場之間的“信息孤島”，從而減少了創業過程的盲目性。第二，數字普惠金融解決了農戶的資金需求，降低交易成本和服務門檻，使得創業機會更均衡等。近年來，數字普惠金融衍生了許多創新性、專有性的金融產品，例如優商貸、供應鏈金融等，能為不同領域的創業活動提供多元化的金融服務，填補創業過程的資金缺口。第三，數字普惠金融通過數字技術挖掘整合出農村的冗余資源，實現資源要素重新組合，形成新的商業模型和新興業態，為創業帶來新的增長點。第四，數字普惠金融依托其強大的數字安全網絡和完善的安全管理體系，不斷強化個人隱私數據保護技術措施，及時預警突發情況，降低融資過程中外部環境的不確定性帶來的風險。目前農村社會中，“小富即安”的思想依然存在，這類人群缺乏冒險精神，規避風險意識淡薄，而數字普惠金融的普及消除了農民對新事物的疑慮，提升了農戶信任感和安全感，逐步建立起社會信任強化機制，從而增加了創業可能性。

由于農戶創業水平的提高，激活了農村的創新活力，賦予了農業產業結構升級新動能。一方面，農戶借助數字平臺發布創業策劃，經過用戶交流互動、信息共享以及專業人士的答疑，投資者能夠準確評估創業項目的可行性，不僅方便投資者出借資金，也為創業者提供了參考意見，并自發形成了對創業項目的選擇機制。如今農村就業活躍度較高的行業主要集中于農業生產性服務、農產品加工、農村電商以及休閑農業，這不僅促進農村多元產業體系的建成，也解決了傳統農業生產效率不足、供給消費不平衡、產業鏈單一等問題，從而使農業產業更具高效性、多樣性、先進性。而新的產業進入市場，又會重塑市場秩序，形成新的競爭機制，使得農業產業結構呈螺旋上升式發展。另一方面，創業本質上是創業者充分發揮主觀能動性，對自身資源和外部資源整合創造更大經濟價值和社會價值的過程。農村創業水平的提高有助于農戶分化，形成兼業型農民和新型職業農民。兼業型農民在城鄉間的流動伴隨著技術、資金等生產要素的流動，加快農業的技術改造，提高機械化水平從而促進農業服務業的發展。新型職業農民擁有更高的勞動者素質，更先進的發展理念，為農業產業注入新活力，淘汰落后產業，推動農業產業結構朝著合理化、高級化的方向發展。故本文提出以下假說：

假說 2，數字普惠金融通過農戶創業間接影響農業產業結構升級，即農戶創業在數字普惠金融與農業產業結構升級之間發揮中介效應。

2 模型設計與變量選取

2.1 模型構建

2.1.1 基準模型

為檢驗數字普惠金融對農業產業結構升級的影響，本文構建的面板回歸的模型如下：

STRit=?0+?1DFIit+?2CONit+γit。

(1)

式(1)中，STR表示農業產業結構升級，i表示省份，t表示年份，DFI表示數字普惠金融，CON表示一系列控制變量，具體包括人力資本(EDU)、政府干預(FIN)、城鎮化率(URB)、城鄉居民收入比(INC)、科技投入(RD)；?0表示截距項，?1、?2表示待估系數；γit表示隨機擾動項。

2.1.2 中介效應模型

為進一步驗證數字普惠金融對農業產業結構升級的傳導機制，引入農戶創業(ENT)作為中介變量，在公式(1)的基礎上，構建公式(2)和(3)如下所示：

ENTit=β0+β1DFIit+β2CONit+γit。

(2)

STRit=φ0+φ1DFIit+φ2ENTit+φ3CONit+γit。

(3)

公式(1)～(3)為中介效應檢驗步驟，檢驗邏輯如下：一，檢驗公式(1)中數字普惠金融(DFI)的回歸系數?1是否顯著，若系數顯著進行下一步，反之則終止檢驗；二，分別檢驗公式(2)、(3)中數字普惠金融(DFI)與農戶創業(ENT)回歸系數β1和φ2；三，若均顯著則進一步檢驗公式(3)中數字普惠金融(DFI)的回歸系數φ1，如若φ1不顯著則為完全中介，反之則存在部分中介。

2.2 變量與數據說明

2.2.1 被解釋變量

農業產業結構(STR)。農業產業結構升級主要是指農業生產條件、生產技術、管理經驗水平等要素從低級向高級逐漸轉變的過程，同時也包括農村人力資本和生產投入要素整合優化的過程。鑒于此，參考干春暉等[13]的做法，本文的被解釋變量農業產業結構升級用STR表示，農村產業結構合理化(STR1)作為進行穩健性檢驗的替換解釋被變量。參考曹菲等[14]的做法，將農林牧漁服務業產值與農林牧漁總產值的比重表示STR。借鑒匡遠配等[15]的做法，使用泰爾指數對STR1進行測算，計算公式如下：

(4)

式(4)中，Xi表示農村農林牧漁業中某一產業的產值；Ti表示鄉村產業中對應的就業人數。鑒于目前無法獲取農林牧漁業分行業的就業人員數據，由于Xi/Ti表示某一產業的生產效率，因此，本文使用各行業的增加值與中間消耗的占比來表示生產效率[16]。

2.2.2 解釋變量

數字普惠金融(DFI)及其各維度指數：覆蓋廣度(COVER)、使用深度(USAGE)以及數字化程度(DIG)。本文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來表示各省市數字普惠金融發展程度[17]。

2.2.3 中介變量

農戶創業(ENT)。本文使用文獻常用的衡量指標創業活躍度表示農戶創業。創業活躍度反映了地區創業活動的積極程度[18-19]，普遍被用于評價區域創業水平。參考相關學者的研究成果[20-21]，同時考慮到數據的可獲得性，本文選擇農村私營企業就業人數與個體就業人數之和與鄉村就業人數的占比衡量區域農村創業活躍度，該比值越大，創業活躍度越高。由于筆者的數據有限性，該指標的度量方法存在一定的不足，未能精準衡量農戶在不同產業的創業情況，以待日后完善。

2.2.4 控制變量

根據現有文獻關于農業產業結構升級的研究，為減少因遺漏變量導致的內生性問題，本文選取的控制變量如下：一，人力資本(EDU)，人力資本在技術進步和產業結構升級中扮演著重要的角色，人力資本水平的高低會影響國家或地區的產業結構升級，本文使用農村居民受教育年限表示。二，政府干預(FIN)，財政資金一方面可以提供公共服務改善各地區市場配置資源的效率，推動產業結構優化，另一方面也可能因使用效率低下造成資源浪費，不利于產業結構的升級。本文使用各地區財政支出占該地區國內生產總值之比來衡量其大小程度；三，城鎮化率(URB)，一般來說，城鎮化率的提高可以推動第三產業的發展，有利于產業結構優化升級，用各地區城鎮常住人口占總人口的比重作為代理變量。四，城鄉居民收入比(INC)，城鄉居民的收入水平越高，其消費能力越強，對于農產品的品質要求越高，促使農村產業升級以滿足多樣化的市場需求；五，科技投入(RD)，科研投入力度在一定程度上可以反映當地新興技術與人才的相關情況，擁有的技術與人才越高，越有利于推動本地的產業轉型升級，本文使用研究與試驗發展經費支出占國內(地區)生產總值比重表示。

數字普惠金融數據來源于北京大學編制的數字普惠金融指數，農業產業結構升級的相關數據來源于各省市統計年鑒以及中國農村統計年鑒，控制變量均來源于EPS數據庫，部分缺失值采用插值法補齊。數字普惠金融指數目前僅公布2011—2020年數據，但由于農林牧漁各行業增加值與中間消耗數據更新截至2018年，綜上考慮，本文選擇 2011—2018年我國31個省區市面板作為研究對象，共獲取248個觀測值，其描述性統計如表1所示。

表1 描述性統計Table 1 Descriptive statistics

3 實證分析

3.1 基準回歸

首先對模型進行基準回歸，根據Hausman檢驗結果本文選擇固定效應模型進行回歸，結果見表2。表2列(1)為數字普惠金融總指數單獨與農業產業結構升級的回歸結果，其在1%的水平上差異顯著，列(2)～(4)分別為數字普惠金融的覆蓋廣度、使用深度、數字化程度與農業產業結構加入控制變量的回歸結果，其結果均為顯著，說明數字普惠金融各個維度對農業產業結構升級具有顯著的促進作用。列(5)為納入所有控制變量后的回歸結果，數字普惠金融的回歸系數為 0.003，在10%的水平上顯著，表明在其他控制變量不變的情況下，數字普惠金融發展水平每增加1%，農業產業結構升級的水平相應地提高 0.003%。這充分說明了數字普惠金融的發展能夠推動農業產業結構升級，假說1得到驗證?？刂谱兞糠矫?，人力資本、政府干預、科研投入的回歸系數顯著為正，說明人力資本提高農村地區的教育水平，對于新事物的接受度較高，有助于農業產業由低級向高級轉變；政府干預為農村產業的發展注入了資金源泉，成為農業產業結構升級的重要推動力；科研投入增強了農村的人才與技術優勢，新技術的出現將會推動農村生產技術的更迭以及產業轉型升級。城鎮化率回歸系數為正但不顯著，可能是目前我國城鎮化程度較高，但未出現大規模逆城鎮化現象，城市的虹吸效應依然存在，人才回流農村對農業產業結構升級的作用比較微弱。城鄉收入比回歸系數顯著為負，說明城鄉居民收入差距過大不利于農業產業結構升級。

表2 基準回歸結果Table 2 Benchmark regression results

3.2 異質性檢驗

由于我國各地區經濟發展程度、數字化程度、產業結構都存在一定差異，所以基于地區差異性，分別對核心解釋變量進行異質性檢驗。限于篇幅，本文僅列出核心解釋變量的影響分析，回歸結果見表3。由表3可知，數字普惠金融對東部和中部地區農業產業結構升級的影響顯著為正，對西部地區的影響為正但不顯著，且對東部地區農業產業結構升級的影響更大，究其原因可能是東部和中部地區經濟發展水平高，其溢出效應對周邊農村的發展產生作用，農村的網絡、互聯網等數字化基礎設施相對比較完善，能夠享受到數字普惠金融的數字紅利，數字金融普及度較高，與當地產業深度融合，形成一定的規模；由于經濟較為發達，農村企業發展的成本相對較高，為追求成本最小化，低附加值、低技術含量等處于價值鏈低端的產業往往會退出該地區，而高附加值、高技術含量等的產業會形成集聚效應，進一步改善產業結構，促進了農業產業結構升級。反觀，西部地區由于氣候地理等自然因素和社會因素，經濟發展程度較低，金融基礎設施建設也不全面，農村數字化基礎較為落后，很難有效支撐數字普惠金融的發展。因此，數字金融不能在西部對整體產業布局形成影響?？赡苷侨绱?，西部的數字普惠金融發展對產業結構高級化的影響為正，但不顯著。

表3 異質性分析Table 3 Heterogeneity analysis

3.3 內生性和穩健性檢驗

3.3.1 內生性問題

雖然本文采用面板數據和固定效應模型能控制不隨時間變化的遺漏變量，但可能依然存在其他內生性問題。因此，本文通過兩階段最小二乘法(2SLS)和高斯混合模型(GMM)兩種方式進行檢驗。首先，借鑒劉偉等[22]的做法，使用除浙江省外的30個省區市到杭州的球面距離與除該省市外全國數字普惠金融均值的乘積作為工具變量。選取依據為：該變量計算反映了互聯網普及率，互聯網作為數字化基礎設施與數字普惠金融聯系緊密，而與農業產業結構沒有直接的影響路徑。因此，選用此工具變量并使用2SLS進行估算，結果見表4列(1)。其中第一階段回歸結果顯示，工具變量與數字普惠金融顯著相關，通過了弱工具變量檢驗，表明此工具變量有效。第二階段回歸結果顯示，在加入工具變量控制內生性問題后，數字普惠金融對促進農業產業結構升級的效應仍舊成立，結果均在1%水平下顯著。然后更換模型，使用系統 GMM 進行回歸，結果見表4列(2)。結果表明，數字普惠金融回歸系數顯著為正，且被解釋變量農業產業結構升級的滯后一期回歸系數顯著為正，均通過1%水平的顯著性檢驗，結果與前文基準回歸一致。

表4 穩健性檢驗Table 4 Robustness test

3.3.2 其他穩健性檢驗

對于穩健性檢驗，采用兩種方法：替換被解釋變量和剔除4個直轄市。首先是替換被解釋變量，將前文中的STR替換為STR1后重新回歸，結果如表4列(3)所示?？紤]到直轄市受政策和地理位置的影響，可能對研究結論產生偏誤，因此，剔除北京市、天津市、上海市和重慶市4個直轄市，重新回歸結果如表4列(4)所示。以上穩健性檢驗結果顯示，數字普惠金融回歸系數均通過10%水平的顯著檢驗。這與表2的基準回歸結果一致，說明本文得到的回歸結果是穩健的。這表明我國數字普惠金融的發展顯著促進了農業產業結構升級，假說1得到證實。

4 中介效應檢驗

為更有效地檢驗農戶創業在數字普惠金融與農業產業結構升級的中介作用，本文嘗試引入中介效應模型進行分析。若數字普惠金融的發展直接促進農業產業結構優化升級，為直接效應；數字普惠金融通過影響農戶創業間接推動農業產業結構升級，則為間接效應，根據公式(1)～(3)中介效應回歸結果見表5。表5列(1)報告的是數字普惠金融對農業產業結構升級的總效應，系數在1%的水平上顯著為正，說明數字普惠金融有助于促進農業產業結構升級。表5列(2)是數字普惠金融對中介變量農戶創業的參數估計結果，回歸系數在1%的水平上顯著為正，說明數字普惠金融有利于農戶創業。表5列(3)報告的是納入中介變量農戶創業后的估計結果，可以看出數字普惠金融的回歸系數由列(1)的0.004 88 下降到列(3)的 0.003 47，說明農戶創業在數字普惠金融對農業產業結構升級的影響中具有部分中介效應，即數字普惠金融促進農業產業結構升級是通過農戶創業來實現的。假說2得到驗證。數字普惠金融具有較強的滲透性和協同性，提高農戶金融素養，擴容農村金融范圍，賦予農業技術支持，這不僅增加農村地區的創業概率，也優化農戶創業質量。近年來，自媒體短視頻的持續火熱激起了新農人返鄉創業的熱潮，這些創業項目分為涉農行業和非農行業，其中農業項目(比如種植有機蔬菜和稀缺品種水果，加工農產品預制菜，經營休閑農莊，開設養殖基地等)結合自媒體宣傳突出產品特色，放大品牌效應，從而促進農業產業結構的合理化。非農項目的增多從宏觀上促進了農村產業多元化，在國家大力推動產業融合的背景下，非農行業與農業將會協同發展；從微觀上非農創業通過提升家庭收入和促進土地規?；?，更有利于農業機械化發展從而提高農業生產效率。另外，非農創業促進農村社會分工，不同行業的農戶各司其職，各盡其能，以精細化、專業化的產業特點服務農業，推動農業產業結構高級化。由此說明，數字普惠金融對農村地區的發展，應把發展的焦點關注在如何促進農戶創業方面，將支持農村三產融合、拓寬農村居民收入渠道，提供就業崗位作為重要方向，以此推動農業產業結構的轉型升級。

表5 中介效應檢驗Table 5 Mediation effect test

5 結論與啟示

本文通過全國 31 個省區市 2011—2018 年的面板數據，系統全面地分析了數字普惠金融和農業產業結構升級之間的關系，進一步探究數字普惠金融對農業產業結構升級的內在影響機制和作用路徑。研究表明：第一，數字普惠金融對農業產業結構升級有顯著的促進作用，且數字普惠金融的3個維度：覆蓋廣度、使用深度和數字化程度對農業產業結構升級均具有推動作用，其中覆蓋廣度作用最大，使用深度其次，數字化程度最小。第二，數字普惠金融對經濟發展水平不同地區的農業產業結構升級的促進作用各不相同，對于經濟發展水平較高的農村地區其促進作用更大，對東、中、西部農業產業結構升級的促進作用依次遞減，尚未發揮兼顧公平和效率的作用。第三，數字普惠金融通過促進農戶創業，進而推動農業產業結構升級，農戶創業發揮中介作用?；趯嵶C分析結果，結合我國農村地區產業結構發展的實際情況，本文提出以下幾點建議：

第一，深化數字普惠金融發展理念，建立健全數字金融市場體系。首先，對于金融機構而言，要不斷拓展數字普惠金融的數字化特征，加強數字經濟與金融產業的深度融合，堅持創新驅動發展，并結合農村產業特點，為農村地區提供優質的金融服務。另外，金融機構應致力于發揮數字普惠金融的“普惠性”特征，通過多渠道降低金融服務門檻。比如打破各種金融服務平臺的障礙設置，以降低平臺之間轉賬等方式的交易成本。其次，對于監管者而言，要嚴格堅守數據安全，保護用戶的合法權益和隱私安全，加快金融信息與市場信息的有效銜接，避免惡性競爭和無序發展。最后，農業經營主體要加強對數字普惠金融知識的深刻認識，通過互聯網的引導式服務，以圖片、影像等方式了解數字金融常識和最新金融資訊?？傊?，通過對多方主體共同治理，提高數字普惠金融發展水平，優化數字金融服務環境，進而促進農業產業結構升級。

第二，制定差異化的發展戰略，促進區域協調聯動發展。我國在制定產業結構優化升級的相關政策時，應根據區域間、城鄉間的現實差異，考慮對應發展戰略，通過數字金融彌合“數字鴻溝”，針對發展特色鮮明、要素稟賦領先的產業，并以實際情況為基礎，調整三產占比以及資源配置，提高經濟效率，同時應對金融市場加以調節，引導產業結構轉型。加大數字金融對基礎設施建設的支持力度，發揮投資對穩增長的關鍵作用。經濟相對發達的東部地區應著力提升數字金融的資金配置精準度，著重通過數字金融工具和鼓勵產品創新提升金融服務于不同企業、不同人群的效率，強化農村地區的數字金融體系建設，大力支持鄉村振興。做好“線上+線下”業務，通過研發適當有效的數字金融產品，助力提升農村地區的人力資本水平，助推農業產業結構升級。

第三，優化創新創業環境，落實好數字普惠金融的支持政策。在金融政策制定方面，要以促進創新創業作為農業產業結構升級的突破口，實行稅收優惠政策，同時還要激勵金融機構創新更能滿足農村創業需求的數字金融產品，拓寬創新創業融資渠道。此外，還要鼓勵新型創業模式，避免同質化競爭。在“大眾創業、萬眾創新”社會背景下，不僅要鼓勵農戶積極參與創業活動，也要注重創業質量，通過制定產業政策和金融政策吸引更多的新型創業者對更優質的農村產業進行投資，從而形成高級化的農業產業結構。