王慧玲 楊少雄 孔榮

摘 要：隨著新發(fā)展格局戰(zhàn)略的持續(xù)推進(jìn)，激發(fā)農(nóng)戶消費(fèi)需求和降低消費(fèi)不平等、擴(kuò)大內(nèi)需對(duì)于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)良性循環(huán)暢通意義重大。基于山東省農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，采用OLS和2SLS方法探究了金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)不平等的影響，運(yùn)用Bootstrap中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)了金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費(fèi)不平等的作用機(jī)制，利用分位數(shù)回歸模型剖析了金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)不平等的異質(zhì)性影響。結(jié)果表明，一是金融素養(yǎng)顯著降低了農(nóng)戶消費(fèi)不平等，對(duì)生活性消費(fèi)不平等的抑制作用大于對(duì)生產(chǎn)性消費(fèi)不平等的抑制作用。二是金融素養(yǎng)通過(guò)信貸平滑、理財(cái)增值和保險(xiǎn)保障機(jī)制影響農(nóng)戶消費(fèi)不平等。三是金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費(fèi)不平等具有異質(zhì)性，對(duì)消費(fèi)差異高的農(nóng)戶影響更為明顯。

關(guān)鍵詞：金融素養(yǎng);消費(fèi)不平等;金融行為;中介作用

中圖分類號(hào)：F323.9? ???????文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1009-9107（2021）05-0076-09

收稿日期：2020-01-11? DOI：10.13968/j.cnki.1009-9107.2021.05.09

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（71773094）;西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院2020年研究生科研創(chuàng)新項(xiàng)目（JGYJSCXXM202003）;西北農(nóng)林科技大學(xué)基本科研業(yè)務(wù)費(fèi)人文社會(huì)科學(xué)項(xiàng)目（2452021168）

作者簡(jiǎn)介：王慧玲，女，西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，主要研究方向?yàn)檗r(nóng)村金融。

*通信作者

引 言

2021年中央一號(hào)文件提出“全面促進(jìn)農(nóng)村消費(fèi)”，農(nóng)村消費(fèi)成為后扶貧時(shí)代高質(zhì)量發(fā)展的核心著力點(diǎn)?！巴苿?dòng)農(nóng)村居民消費(fèi)梯次升級(jí)，逐步縮小城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距”，以及“進(jìn)一步提升金融對(duì)促進(jìn)消費(fèi)的支持作用”等一系列部署凸顯了中央對(duì)降低居民消費(fèi)不平等的重視，佐證了金融是提振農(nóng)村消費(fèi)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(diǎn)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(shí)，更應(yīng)提升農(nóng)民金融素養(yǎng)，增強(qiáng)其參與金融活動(dòng)的主觀能動(dòng)性，從而促進(jìn)消費(fèi)提檔升級(jí)。

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(fèi)不平等[3-4]，較少關(guān)注農(nóng)戶消費(fèi)不平等;二是學(xué)者多剖析金融素養(yǎng)對(duì)消費(fèi)水平的影響[5-6]，鮮有研究探究其對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)不平等的影響;三是現(xiàn)有文獻(xiàn)多將農(nóng)戶消費(fèi)劃分為食品、煙酒等八類或生存型、發(fā)展型和享受型消費(fèi)三類，而基于生產(chǎn)性消費(fèi)和生活性消費(fèi)的指標(biāo)測(cè)度被嚴(yán)重忽略。四是現(xiàn)有研究主要考察金融素養(yǎng)對(duì)消費(fèi)的直接影響[7-8]，忽視了機(jī)理剖析及驗(yàn)證;注重探究金融素養(yǎng)對(duì)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(duì)農(nóng)戶消費(fèi)不平等的作用機(jī)理，利用OLS和2SLS方法分析金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)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(fèi)不平等的異質(zhì)性，運(yùn)用Bootstrap中介檢驗(yàn)?zāi)Ｐ万?yàn)證金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)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(fèi)不平等問(wèn)題具有重要學(xué)術(shù)價(jià)值，研究結(jié)論有利于拓寬農(nóng)戶消費(fèi)研究視域，豐富農(nóng)戶福利效應(yīng)研究?jī)?nèi)容，為進(jìn)一步提升金融素養(yǎng)，推動(dòng)農(nóng)民參與金融活動(dòng)，進(jìn)而助力農(nóng)村消費(fèi)轉(zhuǎn)型升級(jí)提供實(shí)踐參考依據(jù)。

一、理論分析與假說(shuō)提出

（一）金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)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(fèi)不平等的關(guān)鍵誘因。彭顯琪等認(rèn)為個(gè)體金融素養(yǎng)匱乏導(dǎo)致其金融活動(dòng)參與能力薄弱，較難通過(guò)購(gòu)買金融產(chǎn)品分散風(fēng)險(xiǎn)[12]。而若將財(cái)富用于投資或購(gòu)買住房，亦會(huì)制約財(cái)富的消費(fèi)促進(jìn)作用[13]。宋全云等人認(rèn)為金融知識(shí)匱乏是當(dāng)前中國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭消費(fèi)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(chǎng)參與積極性、降低主觀金融排斥和縮減消費(fèi)差距，提升家庭福利效應(yīng)。而與消費(fèi)水平相比，消費(fèi)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(duì)消費(fèi)不平等的影響作用不容忽視，但鮮有文獻(xiàn)據(jù)此展開(kāi)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(fèi)活動(dòng)統(tǒng)稱為消費(fèi)行為[16]。本文界定農(nóng)戶消費(fèi)包括生產(chǎn)性消費(fèi)和生活性消費(fèi)，其中，生產(chǎn)性消費(fèi)是指農(nóng)戶對(duì)生產(chǎn)資料的消耗行為和過(guò)程[17];生活性消費(fèi)指農(nóng)戶用于滿足日常生活需要而發(fā)生的消費(fèi)[10]。

基于此，本文提出3個(gè)假說(shuō)。

H1：金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶總消費(fèi)不平等具有負(fù)向影響。

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

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

（二）金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)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(guò)借貸、理財(cái)、保險(xiǎn)等金融行為影響農(nóng)戶消費(fèi)不平等，且存在三種作用機(jī)制：信貸平滑機(jī)制、理財(cái)增值機(jī)制和保險(xiǎn)保障機(jī)制（如圖1所示）。

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(jì)算能力和金融工具使用能力，有利于優(yōu)化信息整理和運(yùn)用決策，準(zhǔn)確計(jì)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(gè)體消費(fèi)決策通常是跨期決策，而個(gè)體在面對(duì)較大開(kāi)支或不確定性時(shí)，往往容易產(chǎn)生預(yù)算約束和流動(dòng)性約束。一些學(xué)者通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)得出，個(gè)體參與信貸既有效降低了消費(fèi)對(duì)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(shí)現(xiàn)跨期消費(fèi)[21-22]。

2.理財(cái)增值機(jī)制。隨著金融市場(chǎng)快速發(fā)展，提升金融素養(yǎng)極大推動(dòng)了個(gè)體參與投資、理財(cái)?shù)刃屡d金融活動(dòng)，有利于優(yōu)化家庭資源配置，其產(chǎn)生的財(cái)富效應(yīng)和收入效應(yīng)提高了個(gè)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(shí)證分析得出，豐富金融知識(shí)對(duì)參與金融市場(chǎng)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(gè)體能合理利用宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)積極購(gòu)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(duì)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(xiǎn)保障機(jī)制。保險(xiǎn)降低了個(gè)體未來(lái)不確定性從而穩(wěn)定了個(gè)體對(duì)未來(lái)的消費(fèi)信心，提振了農(nóng)戶消費(fèi)[25]。近年來(lái)，農(nóng)村青壯年勞動(dòng)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(yùn)而生，全民基本醫(yī)療保險(xiǎn)措施亦全面施行[26]。學(xué)者們就養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)這兩類農(nóng)村地區(qū)主流金融產(chǎn)品如何影響消費(fèi)展開(kāi)了較為深入研究，關(guān)于兩類保險(xiǎn)能夠促進(jìn)居民消費(fèi)的結(jié)論亦已獲得廣泛實(shí)證檢驗(yàn)。相較未參保農(nóng)民，參保農(nóng)民的消費(fèi)意愿更為強(qiáng)烈[27]、消費(fèi)金額越高[28]且參保帶來(lái)的養(yǎng)老金增加了農(nóng)民收入來(lái)源，弱化了預(yù)期風(fēng)險(xiǎn)，釋放了消費(fèi)潛力[29]。此外，對(duì)于病患投保者而言，醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷款可以緩解醫(yī)療費(fèi)用帶來(lái)的家庭生活壓力，一定程度上可以增加即期消費(fèi)能力;對(duì)于健康投保者而言，購(gòu)買醫(yī)療保險(xiǎn)可以減少應(yīng)對(duì)未來(lái)風(fēng)險(xiǎn)的過(guò)度儲(chǔ)蓄行為，釋放即期消費(fèi)潛能[30-31]。

基于此，本文提出3個(gè)假說(shuō)。

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

H3：金融素養(yǎng)通過(guò)理財(cái)增值機(jī)制影響農(nóng)戶消費(fèi)不平等。

H4：金融素養(yǎng)通過(guò)保險(xiǎn)保障機(jī)制影響農(nóng)戶消費(fèi)不平等。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)源自項(xiàng)目組于2018年9月在山東開(kāi)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(gè)樣本鎮(zhèn)，每個(gè)樣本鎮(zhèn)隨機(jī)抽取2～3個(gè)自然村，在樣本村內(nèi)隨機(jī)訪問(wèn)25～30個(gè)農(nóng)村居民。調(diào)查共涉及3個(gè)市3個(gè)縣9個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)25個(gè)自然村，累計(jì)發(fā)放問(wèn)卷650份，在剔除異常值和缺失值后，回收有效問(wèn)卷604份，有效率為92.92%，樣本代表性良好。

（二）模型設(shè)計(jì)

1.基準(zhǔn)回歸模型。為考察金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)不平等的影響，本文建立如下計(jì)量模型：

Ii=α0+α1Li+α2Xi+γi?? （1）

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

2.含內(nèi)生變量的兩階段最小二乘估計(jì)方法。模型（1）中可能存在因反向因果關(guān)系、變量測(cè)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(guò)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(huì)對(duì)受訪者家庭消費(fèi)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(shí)，其他農(nóng)戶金融素養(yǎng)水平與某受訪者家庭消費(fèi)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(xiàng)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(jì)。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(gè)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：

L=∑Njk i=1Ljki-Ljki /（Njk-1）? （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(yàn)?zāi)Ｐ汀ootstrap方法基于重復(fù)抽樣樣本數(shù)據(jù)計(jì)算統(tǒng)計(jì)量、估計(jì)樣本分布，并利用估計(jì)統(tǒng)計(jì)量方差對(duì)區(qū)間估計(jì)進(jìn)行非參數(shù)統(tǒng)計(jì)，有效提高了中介變量檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性，故本文采用其檢驗(yàn)金融行為在金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費(fèi)不平等的中介作用。在具體執(zhí)行時(shí)，運(yùn)用SPSS 22.0軟件的Process插件進(jìn)行檢驗(yàn)，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(jì)

1.因變量。本文選取人均總消費(fèi)不平等、人均生產(chǎn)性消費(fèi)不平等和人均生活性消費(fèi)不平等表征農(nóng)戶消費(fèi)不平等?？紤]到Kakwani指數(shù)在消費(fèi)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(fèi)測(cè)度的Kakwani相對(duì)剝奪指數(shù)計(jì)算消費(fèi)不平等[32]。

2.核心自變量。金融素養(yǎng)，依據(jù)PISA測(cè)評(píng)框架，本文從金融知識(shí)、金融能力、金融意識(shí)三個(gè)維度設(shè)計(jì)指標(biāo)體系并最終篩選24個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行測(cè)度。金融知識(shí)包括通脹、儲(chǔ)蓄、貸款、信用和股票投資等方面的知識(shí)，通過(guò)設(shè)計(jì)簡(jiǎn)單的計(jì)算和選擇題進(jìn)行測(cè)量;金融能力包括金融工具使用能力、借貸能力和財(cái)務(wù)規(guī)劃能力，通過(guò)受訪者的實(shí)際行為進(jìn)行測(cè)量;金融意識(shí)包括投資理財(cái)意識(shí)和風(fēng)險(xiǎn)防控意識(shí)，通過(guò)受訪者的自我評(píng)估進(jìn)行測(cè)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(duì)應(yīng)的權(quán)重，對(duì)農(nóng)民金融素養(yǎng)綜合水平進(jìn)行評(píng)價(jià)。

按照特征根大于1的原則，本文提取公共因子10個(gè)，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(yàn)。因子分析結(jié)果中，KMO值為0.74，表明題項(xiàng)具有較好相關(guān)性;Bartlett球形度檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的顯著性p值為0.000，說(shuō)明因子分析結(jié)果有效。本量表中各維度題項(xiàng)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(xiàng)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(jì)量結(jié)果偏誤，本文在模型內(nèi)引入可控制個(gè)體、家庭和地區(qū)層面的變量。個(gè)體特征變量主要包括年齡、年齡的平方、受教育年限、風(fēng)險(xiǎn)偏好、風(fēng)險(xiǎn)厭惡;家庭特征變量主要包括家庭總?cè)丝凇⒅饕獎(jiǎng)趧?dòng)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(fèi)者金融行為包括信貸行為、理財(cái)行為和保險(xiǎn)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(cè)度，為消除異方差，取其自然對(duì)數(shù)。（2）理財(cái)行為。以農(nóng)民參與的理財(cái)產(chǎn)品種類進(jìn)行測(cè)度，本文將理財(cái)種類分為余額寶、理財(cái)通、基金、股票和國(guó)債等。（3）保險(xiǎn)行為。以農(nóng)民購(gòu)買的保險(xiǎn)產(chǎn)品種類進(jìn)行測(cè)度，本文將保險(xiǎn)種類分為新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)、新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)、政策性農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)、財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)、商業(yè)性醫(yī)療保險(xiǎn)和商業(yè)性人壽保險(xiǎn)等。上述各變量賦值說(shuō)明與描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

三、金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)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(fèi)不平等的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。可以發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶人均總消費(fèi)不平等、人均生產(chǎn)性消費(fèi)不平等和人均生活性消費(fèi)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(gè)單位，將有利于降低個(gè)體間7.21%的人均總消費(fèi)不平等、7.51%的人均生產(chǎn)性消費(fèi)不平等和7.93%的人均生活性消費(fèi)不平等。由此說(shuō)明，金融素養(yǎng)對(duì)于改善個(gè)體間相對(duì)剝奪具有顯著影響，有利于提高個(gè)體福利感知。

（二）內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果分析

考慮到金融素養(yǎng)與農(nóng)戶消費(fèi)不平等之間可能存在內(nèi)生性，故本文運(yùn)用2SLS方法剖析，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3?？梢钥闯觯浑A段F值為17.85、17.41和17.95，大于統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的臨界值13.43，排除了弱工具變量問(wèn)題。DWH內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果表明，三個(gè)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(fèi)不平等、3.12%的人均生產(chǎn)性消費(fèi)不平等和3.41%的人均生活性消費(fèi)不平等，故假說(shuō)H1、H1-1、H1-2得以驗(yàn)證。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果分析

為了保證計(jì)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(jì)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(lái)替代原有金融素養(yǎng)Li：

Lis=Li-min Fmax F-min F （3）

式中，Lis 為第i個(gè)受訪者的金融素養(yǎng)指數(shù)，Li 為第i個(gè)受訪者的金融素養(yǎng)因子得分，max F與min F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(yàn)結(jié)果表明，金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶人均總消費(fèi)不平等、人均生產(chǎn)性消費(fèi)不平等和人均生活性消費(fèi)不平等的影響在1%統(tǒng)計(jì)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(shuō)明本文計(jì)量結(jié)果穩(wěn)健，研究結(jié)論可靠。

四、機(jī)制檢驗(yàn)與異質(zhì)性分析

（一）影響機(jī)制檢驗(yàn)

依據(jù)前文分析可知，金融素養(yǎng)通過(guò)促進(jìn)農(nóng)戶參與金融行為，進(jìn)而降低消費(fèi)不平等。本文使用SPSS 22.0統(tǒng)計(jì)軟件，運(yùn)用基本Bootstrap再抽樣技術(shù)檢驗(yàn)金融行為的顯著性，進(jìn)一步剖析金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)不平等的作用機(jī)理，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。由結(jié)果可知，信貸行為、理財(cái)行為、保險(xiǎn)行為的中介效應(yīng)均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明這三個(gè)變量均具有中介作用。具體來(lái)看，信貸行為對(duì)金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費(fèi)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(cái)行為對(duì)金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費(fèi)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(xiǎn)行為對(duì)金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費(fèi)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(shuō)H2、H3、H4得以驗(yàn)證。

（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(fèi)不平等。然而，該效應(yīng)可能會(huì)對(duì)不同消費(fèi)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(duì)值的加權(quán)平均作為目標(biāo)函數(shù)，相較于OLS 估計(jì)方法，更不易受極端值影響，能更全面識(shí)別解釋變量對(duì)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(duì)農(nóng)戶消費(fèi)不平等分布的0.2、0.4、0.6和0.8分位點(diǎn)產(chǎn)生的影響，結(jié)果如表6、7、8所示。在各消費(fèi)差異分位點(diǎn)處，金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)不平等均負(fù)向顯著。隨著分位點(diǎn)增大，影響系數(shù)逐漸增加且消費(fèi)不平等分布的0.8分位點(diǎn)處的影響系數(shù)是0.2分位點(diǎn)處的2倍左右，表明金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)差異大的家庭影響更大。

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(fèi)不平等的內(nèi)生動(dòng)力，對(duì)于建立緩解農(nóng)戶消費(fèi)差距長(zhǎng)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(shí)代鞏固脫貧攻堅(jiān)成果、激發(fā)農(nóng)村消費(fèi)需求及潛能、驅(qū)動(dòng)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(fèi)不平等，對(duì)生活性消費(fèi)不平等的抑制作用大于對(duì)生產(chǎn)性消費(fèi)不平等的抑制作用。在考慮內(nèi)生性問(wèn)題后，金融素養(yǎng)每提升一個(gè)單位，可使得人均總消費(fèi)不平等、人均生產(chǎn)性消費(fèi)不平等和人均生活性消費(fèi)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(guò)信貸平滑機(jī)制、理財(cái)增值機(jī)制和保險(xiǎn)保障機(jī)制影響農(nóng)戶消費(fèi)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(duì)農(nóng)戶消費(fèi)不平等具有顯著異質(zhì)性，對(duì)農(nóng)戶消費(fèi)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(dòng)機(jī)制，制定和推廣農(nóng)民金融素養(yǎng)提升計(jì)劃，利用互聯(lián)網(wǎng)等新型多媒體手段開(kāi)展農(nóng)村金融系列公益講座等活動(dòng)，擴(kuò)大普惠金融影響力，形成農(nóng)村金融教育長(zhǎng)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(kāi)發(fā)農(nóng)村理財(cái)產(chǎn)品以及保險(xiǎn)產(chǎn)品，擴(kuò)大信貸平滑機(jī)制、理財(cái)增值機(jī)制和保險(xiǎn)保障機(jī)制影響范圍，加快推進(jìn)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)提檔升級(jí)。三是應(yīng)聚焦家庭消費(fèi)差異較大群體，通過(guò)提升金融素養(yǎng)優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置，積累家庭財(cái)富，釋放重點(diǎn)人群消費(fèi)潛力，形成農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)羊群效應(yīng)。

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Does Financial Literacy Reduce Farmers Consumption Inequality？

—— Analysis of the Mediating Effect Based on Financial Behavior

WANG Huiling，YANG Shaoxiong，KONG Rong*

（College of Economics and Management，Northwest A&F University，Yangling，Shaanxi 712100，China）

Abstract：With the continuous advancement of a new development paradigm，stimulating farmers consumption needs，reducing consumption inequality and expanding domestic demand will help promote a smooth economic cycle.Based on field survey data of rural residents in Shandong Province，this paper uses OLS and 2SLS methods to explore the impact of financial literacy on farmers consumption inequality，uses the Bootstrap intermediary effect test model to test the mechanism of financial literacy affecting farmers consumption inequality，and uses quantiles the regression model to analyze the heterogeneous impact of financial literacy on the consumption inequality of farmers.The results show that，first，financial literacy has significantly reduced rural household consumption inequality，and its inhibitory effect on inequality in daily life consumption is greater than that on productive consumption.Second，financial literacy affects rural household consumption inequality through credit smoothing mechanism，wealth management value-added mechanism，and insurance protection mechanism.Third，financial literacy has significant heterogeneity to farmers consumption inequality，and the impact on households with high consumption differences is more prominent.

Key words：financial literacy;consumption inequality;financial behavior;mediating effect

（責(zé)任編輯：馬欣榮）