财政转移支付、数字普惠金融与城乡协调发展

王灿雄

（福建农林大学 金山学院，福建 福州 350002）

一、引言

党的十九大报告明确了中国社会主要矛盾是人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾。其中，“不平衡”尤以城乡二元体制格局为典型表现。李克强总理在2022 年政府工作报告中强调：“推动城乡区域协调发展，不断优化经济布局。”二十大报告进一步提出：“坚持城乡融合发展，畅通城乡要素流动。”这一背景下，需将城乡协调发展置于要素动态关系变化趋势中加以考量，以实现持续优化经济布局发展目标。因此，破除传统城乡二元体制的要素分配差异、推动城乡要素双向流动，已成为城乡协调发展的重要目标[1]。作为资金要素分配、公共服务要素补充的有效政策手段，财政转移支付成为实现城乡协调发展的重要抓手[2，3]。财政转移支付本质属于区域补偿政策工具，核心作用是将以税收形式筹集的资金转移至社会福利、财政补贴等费用支付层面，以便缩小经济发展差距、纾缓公平与效率之间的矛盾[4]。如此，不仅可以促进城乡个人收入公平，亦可促使城乡居民在义务教育、基础设施等各项公共服务享受平等权利，进一步实现城乡协调发展。不可忽略的是，仅依靠政府财政手段并无法有效推动城乡协调，还需市场配合发挥其资源配置功能，协同赋能城乡协调发展[5]。此中，数字普惠金融成为市场资源配置的有效方式，其通过创新普惠金融产品与服务供给方式、健全支付征信金融基础设施优势，成为政府财税政策扶持体系的有益补充。

在财政转移支付及数字普惠金融叠加作用下，文章对如下问题进行探讨：其一，国内城乡协调发展水平如何？其二，财政转移支付对平衡城乡经济收入、校正城乡公共服务均等水平等城乡协调发展方面具体产生怎样的传导作用？其三，在数字普惠金融的助力下财政转移支付对城乡协调发展水平提升将会产生如何表现？深入探索上述问题，有助于厘清财政转移支付、数字普惠金融与城乡协调发展之间的关系，对中国驱动城乡协调发展具有重要理论意义。

二、文献述评

1.城乡协调发展内涵及其水平测度

受限于自然资源禀赋、体制机制差异及其他因素影响，农村同城市存在显著经济水平差异。汪彬(2019)指出城乡发展不平衡的客观影响因素是自然地理条件、产业空间布局；主观影响因素是城市优先发展政策取向[6]。郭君平(2022)指出城乡发展不平衡的典型表现集中于经济关系、社会关系、生态关系、政治关系、文化关系结构性失衡[7]。面向区域协调发展及共同富裕宏观背景，应当着力纾解城乡经济差异、驱动城乡协调发展[8]。林聚任、张小莉(2020)针对现时城乡空间协调发展的阻碍，提出破除城乡二元分割、改良城乡空间结构功能及促进城乡居民空间权利等建议，力求促进城乡一体发展及空间融合[9]。张博胜、杨子生(2020)则提出聚焦城乡空间融合、产业发展融合、社会公共服务保障融合及文化融合领域，全面推进城乡协调发展。也有学者聚焦城乡协调发展水平进行初步测度，形成了丰富的研究结论[10]。赵德起、陈娜(2019)使用横纵向拉开档次法进行测度，证明中国城乡协调发展水平整体上处于持续提升状态，但欠发达地区协调发展水平仍有较大提升空间[11]。Libang Ma 等(2021)研究证明城乡协调发展水平呈现逐年提升趋势，但速度正在渐次放缓，且东部地区城乡协调发展水平整体优于西部地区[12]。

综上而言，有关城乡协调发展水平的内涵研究及水平测度研究已然相对丰富，覆盖城乡经济发展、公共服务等多个领域。但文章认为，城乡协调发展不仅涵括上述领域，更涉及环境公平、劳动要素配置等其他影响因素。因此，有必要在既有文献的基础上将其他因素纳入评价体系加以考量，全面反映国内城乡协调发展水平。

2.财政转移支付与城乡协调发展

财政转移支付作为中央支持财政困难地区和欠发达地区的有效手段，可合理增强城乡区域协调发展的财力保障能力，提升城乡区域发展平衡性、协调性[13]。钱文强(2019)基于2004—2014 年新农合省级面板数据展开实证研究，证明中央财政转移支付有效平衡城乡社会保障，进一步推动城乡协调发展[14]。张鹏等(2022)则指出财政转移支付可通过阻止脱贫家庭重返贫困缩小城乡居民收入差距，助力城乡协调发展[15]。黄祖辉等(2020)以RD-IV 识别策略探讨转移支付对农村公共品供给的影响，研究证明转移支付收入可有效增强公共品供给水平，利于形成城乡均衡公共服务体系、促进城乡协调发展[16]。当然，亦有学者就财政转移支付对城乡协调发展的作用机制进行研究。周倩、孙文杰(2022)指出，人口跨区域流动在财政转移支付对城乡公共服务协调发展的影响中产生中介作用，一定程度上抑制财政转移支付的激励功能[17]。边恕和张铭志(2021)研究得知在转移支付对城乡消费协调发展的影响关系中，收入差距、流动性约束是重要中介变量，限制扶贫转移支付效应的发挥且对城乡协调发展产生阻碍[18]。

综合上述文献可以发现，财政转移支付可以促进城乡社会保障均衡、缩减城乡居民收入差距并平衡公共服务，进一步推动城乡协调发展。值得注意的是，现有文献在探讨财政转移支付对城乡协调发展的作用机制时，发现多数变量均产生中介作用，且对城乡协调发展产生抑制。

3.数字普惠金融的加持：财政转移支付与城乡协调发展

上文述及，财政转移支付对城乡协调发展的作用机制中，鲜有变量产生调节促进作用，无法有力推动城乡协调发展。那么，是否有某一变量能够作为财政转移支付的补充，提升财政转移支付对城乡协调发展的正向效应呢？数字普惠金融凭借广泛城乡触达性，成为重要考量要素[19]。学界已经初步围绕数字普惠金融、财政转移支付及城乡协调发展之间的影响进行研究，并产生丰富研究结论。其一，数字普惠金融对城乡协调发展的影响。周立、陈彦羽(2022)基于2011—2019 年219 个地级市面板数据，实证研究发现数字普惠金融对城乡居民可收入水平、城乡人均消费支出具有显著促进作用，发挥正向弥合功能以促进城乡一体化均衡发展[20]。张东晴等(2022)以长江经济带11 省市为研究样本，探讨得知数字普惠金融有效弥补城乡保险设置所导致的城乡差距，进一步产生空间溢出效应驱动城乡协调发展[21]。同样，也有学者以长三角地区为例探讨得知数字普惠金融可以缩减城乡收入差距，实现城乡协调发展[22]。其二，数字普惠金融在财政转移支付对城乡协调发展中的补充作用。直接研究这一领域的文献相对较少，相关研究侧重考量数字普惠金融在其他因素对城乡协调发展影响中的补充作用。张楷卉(2022)研究得知随着数字普惠金融使用深度、普及广度的增加，城乡数字鸿沟对农村家庭财富差距的影响效应逐渐被削弱，发挥补充功能并有力推动城乡协调发展[23]。胡国晖、赵婷婷(2022)研究得知数字普惠金融在数字化基础对城乡居民创业的影响中发挥补充作用，可有效增加城乡居民创业收入并促进城乡协调发展[24]。

既有文献结论为本研究提供了扎实理论基础，但有关财政转移支付对城乡协调发展影响及数字普惠金融补充作用研究鲜少。故此，文章聚焦上文所提三个问题展开深入探讨。首先，2015 年10 月，中国共产党第十八届中央委员会第五次全体会议在京召开，强调将促进城乡协调作为“十三五”及后续社会发展的重要目标。是以，将2015—2021 年省级面板数据为基础，纳入生活质量、要素配置重构城乡协调发展水平指标评价体系，对城乡协调发展水平进行测度。随后，立足政府公开数据构建财政转移支付绩效评价体系，探讨财政转移支付对城乡协调发展的影响作用及传导机制。最后，利用三重差分模型考量数字普惠金融在财政转移支付对城乡协调发展影响中的补偿效应。通过本研究，以期为抓牢财政转移支付、数字普惠金融手段促进城乡协调发展提供决策参考。

三、城乡协调发展水平测度

1.城乡协调发展水平指标评价体系构建

2021 年5 月，中共中央颁布《关于支持浙江高质量发展建设共同富裕示范区的意见》，作出浙江“城乡区域协调发展引领区”的战略规划。同时，该文件亦对城乡协调发展进行定调，指明当推进城乡居民收入均衡化、基本公共服务均等化和生活质量等值化。结合意见部署及上文理论阐述，借鉴既有文献[25-27]，构建涵括经济发展、公共服务、生活质量及要素流动4项准则层及33 个指标层在内的城乡协调发展水平，详见表1。指标数据主要来源于《中国统计年鉴》 《中国能源统计年鉴》《中国环境统计年鉴》及《中国科技统计年鉴》。部分指标数据源自教育部门、人力资源和社会保障部以及《中国居民生活质量指数报告》公开数据。针对指标异常数据及缺失数据，采用插值法进行校正、补足。

表1 城乡协调发展水平指标评价体系

2.测度方法

文章选用熵权TOPSIS 对城乡协调发展水平进行测度，具体原因如下。熵权TOPSIS 法即是熵权法同TPSIS 的融合，具备合理、客观双重方法优势，既可利用客观赋权消除主观赋权的弊端，亦可直观给出测度对象与最优方案、最劣方案的距离[28]。对应计算步骤如下：

假定Kij(i=1，2，…，n；j=1，2，…，m)为i 省第j 个指标观测数值，建立初始矩阵K 见式(1)。式中，n 为31（除港澳台以外的其他31 个省份），m 为33。

在获得初始矩阵K 以后，将其中各指标Kij实施标准化处理，得到Xij。为便于计算，参鉴韩君(2021)[29]操作方法，在离差标准化基础上进行优化，使最终标准化后数据处于(0，1.00]区间，对应处理公式见式(2)、式(3)。

在此基础上，使用熵值法确定各指标权重。计算i 省第j个指标上的指标比值Iij及其熵值ej，取值范围为(0，1)，对应公式见(4)、(5)。

进一步确定各指标权重系数，其中Pj为j 指标权重，如式(6)。

测算得到权重系数之后，使用TOPSIS 法进行决策方案，构建城乡协调发展水平测度指标的加权矩阵Qj。

最后，基于测得欧氏距离计算相对接近度Mi。

式中，相对接近度Mi取值大小反映某一省份的城乡协调发展水平。Mi越接近1，表明该省份城乡协调发展水平越高。

3.城乡协调发展水平测度

依据上述流程，测得中国31 个省份（港澳台地区除外） 2015—2021 年城乡协调发展水平。限于篇幅，文章仅列示2015 年、2017 年、2019 年、2021 年的结果，详见表2。其中，东、中、西及东北地区根据《中共中央 国务院关于促进中部地区崛起的若干意见》 《国务院发布关于西部大开发若干政策措施的实施意见》进行划分。整体来看，中国2015—2021 年城乡协调发展水平处于持续稳定增长态势，且增幅保持在0.6 以上。分析产生这一现象的根本原因在于，近年在乡村振兴、脱贫攻坚政策持续深化的背景下，乡村各层面均得到较大程度发展，有效缩减了城乡差异并促进城乡协调发展。不可忽略的是，即使进入2021 年，全国城乡协调发展水平均值仅有0.5951，表明中国城乡协调发展道路仍然任重道远。按照省份划分来看，浙江、北京、上海三省市的城乡协调发展水平始终领跑全国，天津、江苏、广东等省市紧跟其后。而西藏、甘肃、新疆在研究期内始终位于末位，亟待进行提升。按照区域划分来看，东部地区城乡协调发展水平显著领先，东北地区次之，中部及西部地区滞后。分析产生这一现象的原因，可能在于东部整体经济水平较为良好，城市地区利用先发优势推动技术、资本等要素流入农村并带动农村发展，进一步实现城乡协调发展。

表2 中国城乡协调发展水平指数

进一步使用熵权TOPSIS 流程测算中国城乡协调发展各子系统水平，得到表3 所示结果。需要强调，分析结果为2015—2021 年平均指数。结果显示，中国城乡协调发展各子系统的综合水平平均指数为0.5256。其中，公共服务协调水平指数最低，仅为0.1035，表明中国城乡公共服务协调仍存在较大短板。

表3 中国城乡协调发展各子系统水平

就经济发展协调子系统来看，该子系统平均指数为0.1421。其中，天津、黑龙江及浙江相对领先；而云南、贵州、甘肃排名相对落后。分析来看，天津、黑龙江及浙江城乡人均可支配收入差异、基尼系数差异相对偏小，因而经济发展协调指数相对较高。云南、甘肃、贵州可能受限于自身经济发展水平滞后，导致整体经济协调指数较低。就公共服务协调子系统来看，该子系统平均指数为0.1035。当中，浙江、北京、上海位于前三，西藏、甘肃、新疆却位于末位，表明西藏、甘肃、新疆等省份城乡公共服务协调水平相对较差。细究其因，浙江、北京、上海均为发达地区，在医疗、教育资源投入方面远超其他省份。而西藏、甘肃、新疆均为欠发达地区，在社会保障、医疗教育投入方面相对较少，也就造成上述省份城乡公共服务协调发展水平相对滞后的现象。就生活质量协调子系统来看，北京、上海、浙江指数排名仍然领先，甘肃、宁夏、新疆则排名落后。这一现象产生的原因，可能在于近年诸如《关于支持长三角生态绿色一体化发展示范区高质量发展的若干政策措施》 《北京市生态涵养区生态保护和绿色发展条例》一系列政策陆续出台，有效提升了城乡污染治理水平及生态环境质量，持续推动城乡居民生活质量协调发展。就要素流动协调子系统来看，上海绝对领先，北京、浙江、广东、天津随后；西藏、甘肃、青海却仍然处于末位。分析原因，可能在于头部省份通过产业融合、技术融合提升城乡要素流动水平，促进城乡要素流动协调。同时，对应头部省份在城乡要素流动体制机制部署方面相对完善，有效推动城乡协调发展、融合发展。

四、财政转移支付与城乡协调发展

1.变量定义与数据来源

依据上文分析，中国城乡协调发展水平处于持续增长态势。这一过程中，财政转移支付作为中央政府破除城乡不平衡发展的财政资金转移、财政平衡制度，具体产生何种作用？故此，拟探讨财政转移支付与城乡协调发展的具体关联。由于财政转移支付无法直接衡量，参鉴徐明(2022)[30]的研究方法，构建财政转移支付绩效指标体系进行表征。

本研究设定主要解释变量为财政转移支付(Ftpe)，结合韩良良(2022)[31]、张蕊(2019)[32]的研究，构建财政转移支付绩效指标评价体系如表4 所示。数据主要来源于2016—2021 年《中国统计年鉴》和各省份统计年鉴。需要强调，2021 年相关数据并未在《中国统计年鉴》中公开，因而2021 年相关数据来源于各省财政厅网站预决算公开专栏，以及中国报告大厅。对应指数核算方法同城乡协调发展水平测度方法一致，不再表述。

表4 财政转移支付绩效指标评价体系

为避免外在因素干扰财政转移支付与城乡协调发展的关系研究，结合刘树鑫(2022)[33]、肖建华和李雅丽(2021)[34]的研究，纳入城镇化发展水平、地方税收水平、城乡产业生产水平差距、农业现代化水平。其中，城镇化发展水平(Loub)使用各省份农村户籍人口与整体人口数量规模之比进行衡量，对应数据来源于《第七次全国人口普查公报》。地方税收水平(Ltl)使用乡村缴纳税额与城市税收收入的比值进行衡量，数据取自于历年《中国税务年鉴》。城乡产业生产水平差距(Gbripl)使用第一产业劳动生产率与二、三产业劳动生产率的比值进行测度，数据来源于《中国统计年鉴》。农业现代化水平(Aml)使用农业机械总动力进行表征，数据同样来源于《中国统计年鉴》。

2.模型设定与实证检验

采用面板数据固定效应模型，检验财政转移支付对城乡协调发展的影响，如式(11)所示。

式中，Ftpeit代表核心解释变量财政转移支付，Cdurait则表示被解释变量城乡协调发展水平，Controlit表示控制变量集，α为边际系数，γit为常数项，ωit为误差项。采用该公式进行测算，获得表5。表中，列(3)及列(4)均采用核心解释变量财政转移支付(Ftpeit)的滞后1 期作为工具变量。另外，列(3)中使用被解释变量城乡协调发展(Cdurait)的滞后2 期作为工具变量，列(4)中使用滞后3 期作为工具变量。列(5)则在列(4)基础上将财政转移支付(Ftpeit)的滞后2 期作为工具变量。列(6)则将所选控制变量作为外生变量。

依据表5 显示，双向固定效应模型回归结果显示在5%置信水平下产生显著正向效应，表明财政转移支付可推动城乡协调发展。为进一步明确该结果的可靠性，借助动态面板GMM模型自有工具变量进行再次回归，克服内生性问题。可以发现，OLS 混合回归系数为0.1821，且在1%水平通过置信检验。列(3)、(4)、(5)、(6)的GMM 回归结果也均为正数，证实财政转移支付对城乡协调发展的积极作用。

表5 财政转移支付对城乡协调发展的影响

3.影响机制分析

前文证明，财政转移支付对城乡协调发展具有正向效应。但如何产生这一效应，仍未得知。是以，将城乡协调发展指标评价体系进行拆分，先以经济发展协调(Ecdc)、公共服务协调(Cpsdc)、生活质量协调(Qlcdc)、要素流动协调(Flcdc)等准则层分别切入检验财政转移支付的正向效应来源。具体而言，以式(11)为基础，不断将被解释变量替换为城乡协调发展指标评价体系的准则层，最终得到表6。需要强调，此模型中对个体、时间固定效应均进行控制。

表6 列示上述检验中在统计学中呈现显著性的结果，其他并未判定拒绝原假设的结果并未体现。对比影响机制检验结果，知悉财政转移支付正向作用于城乡协调发展主要通过经济发展协调(Ecdc)这一渠道。分析原因，可能在于城乡经济协调意味农民增收渠道拓宽，对应收入及消费能力对标城市水平，助力整体城乡协调推进。公共服务协调(Cpsdc)在财政转移支付促进城乡协调发展的影响作用次之，但也在5%置信水平通过检验，表明城乡公共资源均衡配置有效推动城乡机会公平、共享发展，进一步促进城乡协调发展。要素流动协调的影响作用最小，可能在于土地要素、数据要素、资本要素等流转机制初步明确，对应效应尚未显现。值得注意的是，数字普惠金融作为市场推动资本要素于城乡之间畅通流动的重要介质，可为难以获得贷款的农户提供全新借贷渠道，缓解乡村融资约束。这进一步驱动文章探究数字普惠金融介入状态下，财政转移支付在推动城乡协调发展中具体扮演何种角色。

表6 财政转移支付对城乡协调发展的影响机制检验

五、数字普惠金融介入：财政转移支付与城乡协调发展

聚焦财政转移支付对城乡协调发展的助力作用，深入辨析数字普惠金融介入状态下财政转移支付对城乡协调发展的积极效应，有助于为城乡协调发展提供创新思路。因此，文章将财政转移支付、城乡协调发展及数字普惠金融纳入同一框架展开实证研究。

1.基于三重差分模型的实证检验

为精准识别数字普惠金融介入状态下财政转移支付对城乡协调发展的助力效应，加入财政转移支付(Ftpe)、数字普惠金融(Dficn)的交互项，将其加入公式(11)。在本质上，财政转移支付属于政策延伸。而双重拆分模型可通过控制其他因素，对比财政转移支付政策发生前后处理组、对照组之间差异，进一步解析政策效果。因此，有关验证适用双重拆分模型。另外，数字普惠金融是以政府工作报告提及的城乡关键词频进行衡量，具有相对显著的外生性，适用于三重差分(DDD)模型的最后一重拆分。借鉴刘晶等(2022)[35]的研究方法，设定如下三重差分模型：

式中，Cduraijt变量同前文仍然一致；Ftpeit×Dficnj表示财政转移支付与数字普惠金融的交互项，ζ 为三重差分估计量，表示某区域在数字普惠金融介入状态下财政转移支付对城乡协调发展的平均效应。使用式(11)、(12)进行测算，得到表7。

表7 数字普惠金融介入后财政转移支付的助力作用

表7 中，列(1)为使用普通标准误的双向固定效应回归结果；列(2)为OLS 简单回归效应，作为对照组；列(3)为使用聚类稳健标准误的双向固定效应回归结果。同样采用动态面板GMM模型展开重新测算，列(4)为使用财政转移支付与数字普惠金融交互项滞后1 期、被解释变量城乡协调发展的滞后2 期作为工具变量。综合不同模型结果来看，三重差分项均呈现显著正向作用，且保持良好结果稳健性。这一结果表明在数字普惠金融介入下，财政转移支付对城乡协调发展的作用更加显著。分析这一现象的原因，可能在于数字普惠金融能够依托数字信息于普惠金融结合优势，突破时间、空间限制提升金融服务触达能力，有效纾解乡村农户融资难、融资贵、融资慢的困境，为乡村经济发展、平衡城乡金融服务提供内在动力。

2.影响机制分析

在数字普惠金融介入以后，财政转移支付对城乡协调发展的传导机制是否会有所转变？仍使用式(11)对准则层指标展开逐次实证检验。具体来讲，即是将被解释变量逐次替换为城乡协调发展指标评价体系的各准则层，按照熵权TOPSIS 法流程计算其指数得分，以探讨数字普惠金融介入以后财政转移支付对城乡协调发展的影响机制。显著差异在于使用三重差分模型，并控制个体、时间固定效应，得到表8。表中数据显示，数字普惠金融介入下财政转移支付对城乡协调发展的助推作用主要体现于经济发展协调(Ecdc)，公共服务协调(Cpsdc)与要素流动协调(Flcdc)次之，生活质量协调(Qlcdc)并不显著。细究其因，可能在于数字普惠金融更多是从保险、贷款、融资等金融领域给予乡村居民服务，因而在经济发展协调与公共服务协调的作用方面更加显著。

表8 数字普惠金融介入下财政转移支付对城乡协调发展的机制检验

六、结论与建议

文章选取2015—2021 年中国31 个省份面板数据，对城乡协调发展水平进行评价。随后，以双向固定效应模型作为基准模型探讨财政转移对城乡协调发展水平的影响，进一步运用三重差分模型辨析数字普惠金融介入后财政转移支付对城乡协调发展的影响作用。研究结果表明：第一，在政策有力推动下，中国城乡协调发展水平呈现持续上升态势，但仍有较大提升空间。划分区域来看，城乡协调发展水平呈现东部领先、东北地区次之、中部及西部滞后的发展格局。划分省市来看，浙江、北京、上海三省市的城乡协调发展水平始终领跑全国，而西藏、甘肃、新疆在研究期内始终位于末位，亟待进行提升。第二，财政转移支付对城乡协调发展具有正向推动作用，这一效应主要通过经济发展协调显现。且在数字普惠金融介入以后，通过市场融入发挥更强支撑作用，也促使此种提升效应越加显著。针对上述结论，提出如下建议：

第一，完善财政转移支付制度体系，搭建农村财政金融支撑新框架。前文述及，中国整体城乡协调发展水平仍然有较大提升空间，而财政转移支付可有效推动城乡协调发展。有必要建立健全财政转移支付制度体系，搭建农村财政体制支撑新格局。针对初步脱离绝对贫困的农业农村地区，适度倾斜财政转移支付配额，兜好农村农民经济底线。同时，按照城乡一体原则对城市和农村低保资金统一筹集、分项记账，可互相调剂使用，切实加强农村财政保障力度。这一过程中，政府部门需要利用好农村数字普惠金融，借助其深入性、广泛性为农村群体提供财政金融支撑，扎实推动城乡协调发展。

第二，健全农村公共服务供给体系，促进城乡公共服务均等化。实证测度表明中国城乡公共服务协调水平相对偏低，亟待提升城乡公共服务均等化水平。因此，应当充分发挥数字普惠金融在资源配置中的基础作用，依靠金融机构的灵活性、专业性引导其参与至农村公共服务供给之中，弥补政府部门在农村公共服务供给中的不足，联动多方主体健全农村公共服务供给体系，促进城乡公共服务均等化。此过程中，区域政府部门应以农村生态、文化、教育及基础设施等长效指标作为依据，坚决杜绝农村“面子工程”，提高财政转移支付使用效益。

第三，畅通城乡要素循环流通机制，推动城乡融合一体化发展。畅通要素循环流通机制亦是着力推动城乡协调发展的重要抓手。政府部门应当充分优化城乡土地要素资源配置，建立健全城乡统一建设用地市场。在农户及村集体自愿前提下依法有偿收回闲置宅基地、公益性用地，将其入市进行经营转让，稳妥盘活闲置乡村土地要素。同时，政府部门应当加快完善农村数字新基建布设，为数字要素在城乡间畅通流动夯实基础。此外，政府部门需加快落实《关于构建更加完善的要素市场化配置体制机制的意见》系列政策，全面畅通城乡要素循环流通渠道。