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金融素養(yǎng)降低農(nóng)戶消費不平等了嗎?
——基于金融行為的中介效應(yīng)分析

2021-08-30 09:10王慧玲楊少雄西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院陜西楊凌712100
關(guān)鍵詞:變量農(nóng)戶消費

王慧玲,楊少雄,孔 榮(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,陜西 楊凌 712100)

引 言

2021年中央一號文件提出“全面促進(jìn)農(nóng)村消費”,農(nóng)村消費成為后扶貧時代高質(zhì)量發(fā)展的核心著力點?!巴苿愚r(nóng)村居民消費梯次升級,逐步縮小城鄉(xiāng)居民消費差距”,以及“進(jìn)一步提升金融對促進(jìn)消費的支持作用”等一系列部署凸顯了中央對降低居民消費不平等的重視,佐證了金融是提振農(nóng)村消費的關(guān)鍵[1]。筆者在調(diào)研中發(fā)現(xiàn),農(nóng)民因金融素養(yǎng)水平較低,不能充分理解條款,致使其產(chǎn)生主觀金融排斥,這一點也得到了相關(guān)研究佐證[2]。在完善金融工具和服務(wù)的同時,更應(yīng)提升農(nóng)民金融素養(yǎng),增強(qiáng)其參與金融活動的主觀能動性,從而促進(jìn)消費提檔升級。

梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn),相關(guān)研究仍需在以下幾方面進(jìn)行完善:一是已有研究集中于探討城鄉(xiāng)消費不平等[3-4],較少關(guān)注農(nóng)戶消費不平等;二是學(xué)者多剖析金融素養(yǎng)對消費水平的影響[5-6],鮮有研究探究其對農(nóng)戶消費不平等的影響;三是現(xiàn)有文獻(xiàn)多將農(nóng)戶消費劃分為食品、煙酒等八類或生存型、發(fā)展型和享受型消費三類,而基于生產(chǎn)性消費和生活性消費的指標(biāo)測度被嚴(yán)重忽略。四是現(xiàn)有研究主要考察金融素養(yǎng)對消費的直接影響[7-8],忽視了機(jī)理剖析及驗證;注重探究金融素養(yǎng)對農(nóng)村居民的平均影響,忽略了異質(zhì)性。

鑒于此,本文闡釋金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費不平等的作用機(jī)理,利用OLS和2SLS方法分析金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費不平等的影響,采用分位數(shù)回歸模型探究金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費不平等的異質(zhì)性,運用Bootstrap中介檢驗?zāi)P万炞C金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費不平等的影響機(jī)理。本文基于金融素養(yǎng)視角解析農(nóng)村經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展背景下農(nóng)戶消費不平等問題具有重要學(xué)術(shù)價值,研究結(jié)論有利于拓寬農(nóng)戶消費研究視域,豐富農(nóng)戶福利效應(yīng)研究內(nèi)容,為進(jìn)一步提升金融素養(yǎng),推動農(nóng)民參與金融活動,進(jìn)而助力農(nóng)村消費轉(zhuǎn)型升級提供實踐參考依據(jù)。

一、理論分析與假說提出

(一)金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費不平等的直接影響分析

收入[9]、人口老齡化[10]、經(jīng)濟(jì)發(fā)展[11]等是影響消費不平等的關(guān)鍵誘因。彭顯琪等認(rèn)為個體金融素養(yǎng)匱乏導(dǎo)致其金融活動參與能力薄弱,較難通過購買金融產(chǎn)品分散風(fēng)險[12]。而若將財富用于投資或購買住房,亦會制約財富的消費促進(jìn)作用[13]。宋全云等人認(rèn)為金融知識匱乏是當(dāng)前中國城鎮(zhèn)居民家庭消費水平不足的關(guān)鍵[14]。由此可以推斷,作為有限理性人,金融素養(yǎng)水平較高的農(nóng)民不僅能夠降低信息搜尋成本,還能夠深入理解金融產(chǎn)品,提高金融市場參與積極性、降低主觀金融排斥和縮減消費差距,提升家庭福利效應(yīng)。而與消費水平相比,消費不平等更加直接準(zhǔn)確地衡量福利水平[15],故金融素養(yǎng)對消費不平等的影響作用不容忽視,但鮮有文獻(xiàn)據(jù)此展開深入研究。

經(jīng)濟(jì)學(xué)者通常將農(nóng)村居民的生產(chǎn)或消費活動統(tǒng)稱為消費行為[16]。本文界定農(nóng)戶消費包括生產(chǎn)性消費和生活性消費,其中,生產(chǎn)性消費是指農(nóng)戶對生產(chǎn)資料的消耗行為和過程[17];生活性消費指農(nóng)戶用于滿足日常生活需要而發(fā)生的消費[10]。

基于此,本文提出3個假說。

H1:金融素養(yǎng)對農(nóng)戶總消費不平等具有負(fù)向影響。

H1-1:金融素養(yǎng)對農(nóng)戶生產(chǎn)性消費不平等具有負(fù)向影響。

H1-2:金融素養(yǎng)對農(nóng)戶生活性消費不平等具有負(fù)向影響。

(二)金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費不平等的間接影響分析

受已有文獻(xiàn)啟發(fā)[18-20],本文認(rèn)為金融素養(yǎng)可通過借貸、理財、保險等金融行為影響農(nóng)戶消費不平等,且存在三種作用機(jī)制:信貸平滑機(jī)制、理財增值機(jī)制和保險保障機(jī)制(如圖1所示)。

圖1 金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費不平等的作用機(jī)理

1.信貸平滑機(jī)制。農(nóng)民金融素養(yǎng)高低是影響信貸獲批可能性及獲批金額的核心因素[18]。金融素養(yǎng)較高的農(nóng)民具有較好的計算能力和金融工具使用能力,有利于優(yōu)化信息整理和運用決策,準(zhǔn)確計算利息并選擇最佳還貸方式,有效緩解由于概念辨別困難而引致借貸雙方信息偏差,從而提升了農(nóng)民信貸積極性和獲批率。依據(jù)生命周期理論可知,個體消費決策通常是跨期決策,而個體在面對較大開支或不確定性時,往往容易產(chǎn)生預(yù)算約束和流動性約束。一些學(xué)者通過實證檢驗得出,個體參與信貸既有效降低了消費對于家庭即期可支配收入敏感性,還緩解了家庭預(yù)算約束,進(jìn)而實現(xiàn)跨期消費[21-22]。

工程質(zhì)量監(jiān)督工作人力資源較為匱乏,究其原因,主要是工程質(zhì)量監(jiān)督機(jī)制使得監(jiān)理費用逐漸遞減,監(jiān)理人員工作認(rèn)清不高,人員流動大造成的。同時,工程質(zhì)量監(jiān)督人員多為臨時性,人員專業(yè)技能及職業(yè)素養(yǎng)有待提升,部分監(jiān)督人員難以勝任專業(yè)性較強(qiáng)得監(jiān)管工作,使得監(jiān)管質(zhì)量嚴(yán)重下滑。

2.理財增值機(jī)制。隨著金融市場快速發(fā)展,提升金融素養(yǎng)極大推動了個體參與投資、理財?shù)刃屡d金融活動,有利于優(yōu)化家庭資源配置,其產(chǎn)生的財富效應(yīng)和收入效應(yīng)提高了個體及家庭經(jīng)濟(jì)效用和福利水平。尹志超等人基于CHFS數(shù)據(jù)實證分析得出,豐富金融知識對參與金融市場進(jìn)而優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置具有顯著促進(jìn)作用[13]。隨著互聯(lián)網(wǎng)金融日漸崛起,金融素養(yǎng)水平高的個體能合理利用宏觀經(jīng)濟(jì)形勢積極購買金融產(chǎn)品[23]。吳衛(wèi)星等人構(gòu)造夏普比率度量居民家庭資產(chǎn)組合有效性,采用普通最小二乘法、Heckman兩階段法和工具變量法,研究了金融素養(yǎng)對居民家庭資產(chǎn)組合有效性的影響,發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)水平高的家庭資產(chǎn)組合有效性更高[24]。

3.保險保障機(jī)制。保險降低了個體未來不確定性從而穩(wěn)定了個體對未來的消費信心,提振了農(nóng)戶消費[25]。近年來,農(nóng)村青壯年勞動力大量外流,導(dǎo)致傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老模式逐漸被打破,農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)金融產(chǎn)品應(yīng)運而生,全民基本醫(yī)療保險措施亦全面施行[26]。學(xué)者們就養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險這兩類農(nóng)村地區(qū)主流金融產(chǎn)品如何影響消費展開了較為深入研究,關(guān)于兩類保險能夠促進(jìn)居民消費的結(jié)論亦已獲得廣泛實證檢驗。相較未參保農(nóng)民,參保農(nóng)民的消費意愿更為強(qiáng)烈[27]、消費金額越高[28]且參保帶來的養(yǎng)老金增加了農(nóng)民收入來源,弱化了預(yù)期風(fēng)險,釋放了消費潛力[29]。此外,對于病患投保者而言,醫(yī)療保險報銷款可以緩解醫(yī)療費用帶來的家庭生活壓力,一定程度上可以增加即期消費能力;對于健康投保者而言,購買醫(yī)療保險可以減少應(yīng)對未來風(fēng)險的過度儲蓄行為,釋放即期消費潛能[30-31]。

基于此,本文提出3個假說。

H2:金融素養(yǎng)通過信貸平滑機(jī)制影響農(nóng)戶消費不平等。

H3:金融素養(yǎng)通過理財增值機(jī)制影響農(nóng)戶消費不平等。

H4:金融素養(yǎng)通過保險保障機(jī)制影響農(nóng)戶消費不平等。

二、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)源自項目組于2018年9月在山東開展的入戶調(diào)查,遵循多階段分層抽樣與隨機(jī)抽樣相結(jié)合原則,在莘縣、沂南縣和青州市隨機(jī)抽選3個樣本鎮(zhèn),每個樣本鎮(zhèn)隨機(jī)抽取2~3個自然村,在樣本村內(nèi)隨機(jī)訪問25~30個農(nóng)村居民。調(diào)查共涉及3個市3個縣9個鄉(xiāng)鎮(zhèn)25個自然村,累計發(fā)放問卷650份,在剔除異常值和缺失值后,回收有效問卷604份,有效率為92.92%,樣本代表性良好。

(二)模型設(shè)計

Ii=α0+α1Li+α2Xi+γi

(1)

上式中,Ii表示第i個家庭消費不平等;Li表示第i個農(nóng)村居民金融素養(yǎng);Xi為控制變量,包括個體特征、家庭特征和區(qū)域特征變量;γi為殘差項。

2.含內(nèi)生變量的兩階段最小二乘估計方法。模型(1)中可能存在因反向因果關(guān)系、變量測量偏差和遺漏變量等導(dǎo)致的內(nèi)生性,故需采用工具變量法修正。由于受訪者可以通過向同村其他農(nóng)戶學(xué)習(xí)交流,提升其金融素養(yǎng)水平,但同村其他農(nóng)戶金融素養(yǎng)水平不會對受訪者家庭消費不平等產(chǎn)生直接影響,因此,可以推論,在同一村莊內(nèi)部某受訪者金融素養(yǎng)水平受村莊其他農(nóng)戶金融素養(yǎng)水平的影響,兩者高度相關(guān);同時,其他農(nóng)戶金融素養(yǎng)水平與某受訪者家庭消費不平等并不直接相關(guān),符合工具變量需滿足與內(nèi)生解釋變量高度相關(guān)且與誤差項嚴(yán)格外生的理論要求。鑒于此,本文選取“居住在同一村莊同等收入階層,除受訪者自身外其他樣本金融素養(yǎng)均值”作為金融素養(yǎng)的工具變量,并采用工具變量法進(jìn)行兩階段估計。具體地,將樣本按照2017年家庭收入依次等區(qū)間劃分為低、中、高三組,即收入階層k的取值依次為1、2、3,則剔除村莊j收入階層為k的第i個農(nóng)民的同一村莊同等收入階層其他樣本金融素養(yǎng)水平的均值為:

(2)

其中,Njk表示村莊j收入階層為k的樣本數(shù)量。

3.Bootstrap中介效應(yīng)檢驗?zāi)P汀ootstrap方法基于重復(fù)抽樣樣本數(shù)據(jù)計算統(tǒng)計量、估計樣本分布,并利用估計統(tǒng)計量方差對區(qū)間估計進(jìn)行非參數(shù)統(tǒng)計,有效提高了中介變量檢驗結(jié)果的可靠性,故本文采用其檢驗金融行為在金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費不平等的中介作用。在具體執(zhí)行時,運用SPSS 22.0軟件的Process插件進(jìn)行檢驗,Bootstrap抽樣次數(shù)為5 000,置信區(qū)間為95%。

(三)變量選取及描述性統(tǒng)計

1.因變量。本文選取人均總消費不平等、人均生產(chǎn)性消費不平等和人均生活性消費不平等表征農(nóng)戶消費不平等??紤]到Kakwani指數(shù)在消費分布擬合中性質(zhì)更為優(yōu)良,故本文借鑒鄧大松等研究,采用由家庭人均消費測度的Kakwani相對剝奪指數(shù)計算消費不平等[32]。

2.核心自變量。金融素養(yǎng),依據(jù)PISA測評框架,本文從金融知識、金融能力、金融意識三個維度設(shè)計指標(biāo)體系并最終篩選24個題項進(jìn)行測度。金融知識包括通脹、儲蓄、貸款、信用和股票投資等方面的知識,通過設(shè)計簡單的計算和選擇題進(jìn)行測量;金融能力包括金融工具使用能力、借貸能力和財務(wù)規(guī)劃能力,通過受訪者的實際行為進(jìn)行測量;金融意識包括投資理財意識和風(fēng)險防控意識,通過受訪者的自我評估進(jìn)行測量。以各公因子方差貢獻(xiàn)率占累積方差貢獻(xiàn)率的比重為各因子得分所對應(yīng)的權(quán)重,對農(nóng)民金融素養(yǎng)綜合水平進(jìn)行評價。

按照特征根大于1的原則,本文提取公共因子10個,累積方差貢獻(xiàn)率為77.847%。為保證有效性和可靠性,本文進(jìn)行信度和效度檢驗。因子分析結(jié)果中,KMO值為0.74,表明題項具有較好相關(guān)性;Bartlett球形度檢驗統(tǒng)計量的顯著性p值為0.000,說明因子分析結(jié)果有效。本量表中各維度題項的克朗巴哈系數(shù)均高于0.3,表明變量的信度可接受。此外,各題項的因子載荷值均大于0.5,表明變量的收斂效度較好。

3.控制變量。為降低遺漏變量導(dǎo)致的計量結(jié)果偏誤,本文在模型內(nèi)引入可控制個體、家庭和地區(qū)層面的變量。個體特征變量主要包括年齡、年齡的平方、受教育年限、風(fēng)險偏好、風(fēng)險厭惡;家庭特征變量主要包括家庭總?cè)丝?、主要勞動力身體健康狀況、住房數(shù)量和收入。此外,本文還控制了地區(qū)層面固定效應(yīng)。

4.中介變量。金融行為,消費者金融行為包括信貸行為、理財行為和保險行為[33]。(1)信貸行為。由于民間借貸多以血緣、親緣與地緣為紐帶,本文著重考察正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的信貸行為,以農(nóng)戶近三年獲取銀行/信用社貸款的總金額進(jìn)行測度,為消除異方差,取其自然對數(shù)。(2)理財行為。以農(nóng)民參與的理財產(chǎn)品種類進(jìn)行測度,本文將理財種類分為余額寶、理財通、基金、股票和國債等。(3)保險行為。以農(nóng)民購買的保險產(chǎn)品種類進(jìn)行測度,本文將保險種類分為新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險、新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險、政策性農(nóng)業(yè)保險、財產(chǎn)保險、商業(yè)性醫(yī)療保險和商業(yè)性人壽保險等。上述各變量賦值說明與描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量賦值說明與描述性統(tǒng)計

三、金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費不平等的影響

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

基于OLS方法的金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費不平等的估計結(jié)果見表2。可以發(fā)現(xiàn),金融素養(yǎng)對農(nóng)戶人均總消費不平等、人均生產(chǎn)性消費不平等和人均生活性消費不平等均具有顯著負(fù)向影響且影響效應(yīng)分別為-0.072 1、-0.075 1和-0.079 3,表明金融素養(yǎng)每提升一個單位,將有利于降低個體間7.21%的人均總消費不平等、7.51%的人均生產(chǎn)性消費不平等和7.93%的人均生活性消費不平等。由此說明,金融素養(yǎng)對于改善個體間相對剝奪具有顯著影響,有利于提高個體福利感知。

表2 基于OLS方法的金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費不平等的估計結(jié)果

(二)內(nèi)生性檢驗結(jié)果分析

考慮到金融素養(yǎng)與農(nóng)戶消費不平等之間可能存在內(nèi)生性,故本文運用2SLS方法剖析,估計結(jié)果見表3??梢钥闯?一階段F值為17.85、17.41和17.95,大于統(tǒng)計檢驗的臨界值13.43,排除了弱工具變量問題。DWH內(nèi)生性檢驗結(jié)果表明,三個方程均在5%水平上拒絕了基準(zhǔn)回歸方程中金融素養(yǎng)為外生變量的原假設(shè)。由此可知,本文選取的工具變量合理,且存在內(nèi)生性。結(jié)果表明,在消除內(nèi)生性后,金融素養(yǎng)降低3.08%的人均總消費不平等、3.12%的人均生產(chǎn)性消費不平等和3.41%的人均生活性消費不平等,故假說H1、H1-1、H1-2得以驗證。

(三)穩(wěn)健性檢驗結(jié)果分析

為了保證計量結(jié)果的穩(wěn)健性,本文根據(jù)上述金融素養(yǎng)各公因子得分及其方差貢獻(xiàn)率,計算受訪者金融素養(yǎng)因子總得分,并將其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化,構(gòu)建如下金融素養(yǎng)指數(shù)Lis,用來替代原有金融素養(yǎng)Li:

(3)

式中,Lis為第i個受訪者的金融素養(yǎng)指數(shù),Li為第i個受訪者的金融素養(yǎng)因子得分,maxF與minF分別為受訪者金融素養(yǎng)因子得分最大值和最小值。

穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明,金融素養(yǎng)對農(nóng)戶人均總消費不平等、人均生產(chǎn)性消費不平等和人均生活性消費不平等的影響在1%統(tǒng)計水平上負(fù)向顯著,影響效應(yīng)分別為-0.101 5、-0.105 7、-0.111 6。該結(jié)果與表2回歸結(jié)果基本保持一致,說明本文計量結(jié)果穩(wěn)健,研究結(jié)論可靠。

四、機(jī)制檢驗與異質(zhì)性分析

(一)影響機(jī)制檢驗

依據(jù)前文分析可知,金融素養(yǎng)通過促進(jìn)農(nóng)戶參與金融行為,進(jìn)而降低消費不平等。本文使用SPSS 22.0統(tǒng)計軟件,運用基本Bootstrap再抽樣技術(shù)檢驗金融行為的顯著性,進(jìn)一步剖析金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費不平等的作用機(jī)理,檢驗結(jié)果如表5所示。由結(jié)果可知,信貸行為、理財行為、保險行為的中介效應(yīng)均通過了1%的顯著性檢驗,說明這三個變量均具有中介作用。具體來看,信貸行為對金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費不平等的中介區(qū)間為-0.130 2和-0.091 8,未包含0,中介效應(yīng)為-0.004 9。理財行為對金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費不平等的中介區(qū)間為-0.127 8和-0.086 7,未包含0,中介效應(yīng)為-0.004 3。保險行為對金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費不平等的中介區(qū)間為-0.133 1和-0.093 0,未包含0,中介效應(yīng)為-0.003 5。鑒于此,假說H2、H3、H4得以驗證。

表5 Bootstrap中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

(二)異質(zhì)性分析

依據(jù)上文分析可知,金融素養(yǎng)顯著降低了農(nóng)戶消費不平等。然而,該效應(yīng)可能會對不同消費差異階層的家庭存在異質(zhì)性。分位數(shù)回歸以最小化殘差絕對值的加權(quán)平均作為目標(biāo)函數(shù),相較于OLS 估計方法,更不易受極端值影響,能更全面識別解釋變量對被解釋變量在不同分位數(shù)上的影響,故本文考察了金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費不平等分布的0.2、0.4、0.6和0.8分位點產(chǎn)生的影響,結(jié)果如表6、7、8所示。在各消費差異分位點處,金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費不平等均負(fù)向顯著。隨著分位點增大,影響系數(shù)逐漸增加且消費不平等分布的0.8分位點處的影響系數(shù)是0.2分位點處的2倍左右,表明金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費差異大的家庭影響更大。

表6 人均總消費不平等分位數(shù)回歸結(jié)果

表7 人均生產(chǎn)性消費不平等分位數(shù)回歸結(jié)果

表8 人均生活性消費不平等分位數(shù)回歸結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

基于金融素養(yǎng)視角探究降低農(nóng)戶消費不平等的內(nèi)生動力,對于建立緩解農(nóng)戶消費差距長效機(jī)制,進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)良性循環(huán)暢通具有重大的戰(zhàn)略意義;為后扶貧時代鞏固脫貧攻堅成果、激發(fā)農(nóng)村消費需求及潛能、驅(qū)動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和構(gòu)建新發(fā)展格局提供了理論依據(jù)和政策參考。本文研究發(fā)現(xiàn):一是金融素養(yǎng)顯著降低了農(nóng)戶消費不平等,對生活性消費不平等的抑制作用大于對生產(chǎn)性消費不平等的抑制作用。在考慮內(nèi)生性問題后,金融素養(yǎng)每提升一個單位,可使得人均總消費不平等、人均生產(chǎn)性消費不平等和人均生活性消費不平等分別顯著下降3.08%、3.12%和3.41%。二是金融素養(yǎng)通過信貸平滑機(jī)制、理財增值機(jī)制和保險保障機(jī)制影響農(nóng)戶消費不平等,中介效應(yīng)分別為-0.004 9、-0.004 3和-0.003 5。三是金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費不平等具有顯著異質(zhì)性,對農(nóng)戶消費差異大的家庭產(chǎn)生了更明顯影響。

鑒于此,本文提出如下政策建議:一是當(dāng)?shù)卣?、金融機(jī)構(gòu)和教育機(jī)構(gòu)等應(yīng)合作構(gòu)建農(nóng)民金融教育聯(lián)動機(jī)制,制定和推廣農(nóng)民金融素養(yǎng)提升計劃,利用互聯(lián)網(wǎng)等新型多媒體手段開展農(nóng)村金融系列公益講座等活動,擴(kuò)大普惠金融影響力,形成農(nóng)村金融教育長效機(jī)制,提高農(nóng)民金融素養(yǎng)。二是創(chuàng)新金融服務(wù)方式,拓寬農(nóng)村地區(qū)信貸服務(wù)深度和廣度,因地制宜開發(fā)農(nóng)村理財產(chǎn)品以及保險產(chǎn)品,擴(kuò)大信貸平滑機(jī)制、理財增值機(jī)制和保險保障機(jī)制影響范圍,加快推進(jìn)農(nóng)村居民家庭消費提檔升級。三是應(yīng)聚焦家庭消費差異較大群體,通過提升金融素養(yǎng)優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置,積累家庭財富,釋放重點人群消費潛力,形成農(nóng)村消費市場羊群效應(yīng)。

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