關于對農戶普惠金融參與影響農戶內生動力的調研報告

關于對農戶普惠金融參與影響農戶內生動力的調研報告一、引言黨和政府一直高度重視激發(fā)農戶內生動力［1］，強調要增強脫貧地區(qū)和脫貧農戶內生動力，要充分尊重廣大農民意愿，調動廣大農民積極性、主動性、創(chuàng)造性，把廣大農民對美好生活的向往轉化為推動鄉(xiāng)村振興的強大動力。激發(fā)農戶內生動力、提升農戶的自我發(fā)展能力，也是不斷推動更多農戶邁入中等收入行列，扎實推進共同富裕，早日實現(xiàn)中國式現(xiàn)代化的應有之義。為此，我國從產業(yè)扶持、專業(yè)組織培育和技能培訓等多個維度采取了積極措施，但農戶內生動力不足仍較明顯，如何激發(fā)農戶內生動力仍然是推動“三農”持續(xù)穩(wěn)健發(fā)展亟待解決的難題［2］。普惠金融是指以可負擔的成本為有金融服務需求的社會各階層和群體提供適當?shù)?、有效的金融服務?］。資本缺失會帶來能力缺失，作為彌補市場失靈的一種制度創(chuàng)新，普惠金融能同時從資本和能力兩個維度為農戶賦能。現(xiàn)有研究大多認為普惠金融能夠降低貧困發(fā)生率和不平等程度［4］，并能有效緩解貧困家庭面臨的資本約束，幫助貧困家庭拓展收入來源，改善收入分配和優(yōu)化消費結構［5］，從而使農戶擁有更多信心和動力為更加美好生活而努力［6］。也有研究表明，普惠金融參與可通過激發(fā)農戶有抱負的希望并通過持續(xù)強化而形成可持續(xù)發(fā)展的內生動力。例如，Garcia等（2020）以希望作為農戶內生動力的代理變量，利用塞拉利昂1295名貸款農戶的數(shù)據(jù)證實小組聯(lián)保貸款模式下的每周例會能促進農戶間的社會互動和社會聯(lián)結，進而激發(fā)農戶的希望［7］。Khalequzza-man等（2023）也發(fā)現(xiàn)，孟加拉國的小組信貸模式能夠激發(fā)參與農戶的責任感和公正感，進而提升農戶希望［8］。但Cecchi等（2022）的研究指出，普惠金融參與對農戶希望的影響存在時滯，短期內農戶希望難以改變，且普惠金融對農戶希望的正向影響極易消散［9］。以上研究為普惠金融參與正向影響農戶希望提供了他國經驗支撐，但普惠金融參與為何能影響農戶的希望，激發(fā)其內生動力，現(xiàn)有文獻并沒有提供學理支持，關于普惠金融參與影響農戶希望的路徑和異質性，現(xiàn)有文獻也缺乏堅實的實證檢驗。隨著普惠金融業(yè)務的推廣和普惠金融理念的深入，其多樣化的業(yè)務也不斷向農戶滲透，而現(xiàn)有文獻多以信貸作為普惠金融的代理變量，無法全面衡量普惠金融參與對農戶的影響。基于此，本文從制度邏輯視角，理論演繹普惠金融參與影響農戶希望，激發(fā)農戶內生動力的內在機理和路徑，并實證檢驗影響的路徑和異質性，為優(yōu)化我國普惠金融政策，促進我國鄉(xiāng)村內生發(fā)展提供經驗依據(jù)。本文可能的邊際貢獻主要有以下三點：一是現(xiàn)有文獻多基于緩解外部資本約束視角探討普惠金融參與的經濟效應，本文利用心理學、社會學等跨學科研究方法，從緩解內部心理約束視角探討了普惠金融參與對農戶內生動力的影響，拓展了普惠金融參與的效應研究；二是現(xiàn)有文獻多通過案例研究證實普惠金融參與的社會效應，本文引入制度邏輯視角，較為系統(tǒng)地梳理了普惠金融參與影響農戶希望，激發(fā)農戶內生動力的機理和路徑，能為普惠金融參與的社會效應提供學理支持；三是現(xiàn)有文獻大多聚焦信貸參與對農戶的影響，本文將貸款、存款、保險和理財一并納入普惠金融的測度指標，能更精準地反映普惠金融參與情況，并利用一手調研數(shù)據(jù)證實普惠金融參與影響農戶希望，激發(fā)農戶內生動力的機制及異質性。本文的研究結論能為優(yōu)化普惠金融政策，提升普惠金融參與效應提供經驗支撐。二、理論分析制度邏輯是經社會建構、具備歷史權變性、有能力規(guī)范組織或個人行為的物質實踐、價值和規(guī)則體系，能夠解釋制度如何既約束又促進行動者的行為選擇。具體而言，制度邏輯可通過影響個體的注意力配置激活其在特定情境下的身份和目標，進而改變個體的認知、態(tài)度與行動，并使個體之間通過信息交流、資源流動以及由此產生的相互依賴形成各種社會實踐和結構［10］。普惠金融作為一種制度創(chuàng)新，可以通過制度邏輯塑造農戶的行為邏輯，進而影響農戶的希望水平。而根據(jù)自我決定論，個體的內生動力來源于自主性、能力感和關聯(lián)性，當這三個心理需求得到滿足時，個體的內生動力就會被激發(fā)并不斷增強。希望作為一種積極的心理狀態(tài)，強調個體對目標實現(xiàn)的積極預期和動機。懷有希望的個體會主動（自主性）尋找實現(xiàn)目標的方法和手段（能力感），并在遇到困難時積極尋求社會支持（關聯(lián)性）。因此，希望水平的高低能夠體現(xiàn)個體內生動力的強弱。（一）普惠金融參與對農戶希望的影響希望是一種積極的、以追求成功的路徑和動力交互作用為基礎的動機性狀態(tài)，其核心三要素是渴望、途徑思維和動力思維［11］。普惠金融參與可通過強化希望的核心三要素提升農戶希望。渴望是個體設定的關于收入、教育和社會地位等的目標和愿望，是希望的核心［12］。普惠金融參與可以緩解農戶面臨的金融排斥，幫助農戶通過系列金融手段實現(xiàn)當期的渴望。普惠金融的制度邏輯具有“弱勢偏向性”，強調對弱勢群體金融需求的滿足。因此，若農戶關注到普惠金融的“弱勢偏向性”，就會意識到自身的投融資渠道以及可獲得金融產品或服務的范圍和邊界得到了極大拓寬，有更多機會根據(jù)家庭收入、風險偏好、金融訴求等自主選擇多元化的金融產品和服務，也即外部資金約束的緩解使農戶更有可能樹立更高的目標，渴望得以提升［13］。途徑思維是個體在追求目標的過程中能想到的路徑和方法［14］。普惠金融參與能夠緩解農戶面臨的外部約束，進而提升農戶的途徑思維。具體來看，在“普惠性”和“可持續(xù)性”的制度邏輯下，一方面，農戶更容易接觸到信貸、保險和基金等金融產品，資金約束得到緩解，農戶有更多的辦法和方案實現(xiàn)預期目標；另一方面，為控制金融風險、提升盈利空間，金融機構通過加大金融科技投入提升數(shù)字化水平，農戶通過普惠金融業(yè)務融入到金融機構的互聯(lián)網生態(tài)圈中，更容易接觸到諸如農村電商等多元化的增收平臺和途徑，因此其途徑思維得以激發(fā)［15］。動力思維是執(zhí)行路線的動力，即個體對自己是否有根據(jù)已有路徑達到期望目標的能力的評估［11］。普惠金融的“共享性”蘊含著“包容”和“公正”的理念和基因，與中國優(yōu)秀傳統(tǒng)文化中“公平公正”的內涵相契合，更容易被農戶認同、接受并實踐。普惠金融也能通過制度、行動、認知嵌入等方式融入鄉(xiāng)村治理之中，激發(fā)鄉(xiāng)村內生秩序，改善鄉(xiāng)村社會環(huán)境和信用體系［16］。環(huán)境的改善和文化的引導讓農戶更加認可個人能力和自我努力的重要性，控制點類型向內控型轉變，遇到障礙和困難也更有堅持的信念和意志力，自我效能感提升，動力思維增強。由此，本文提出如下假設：H1：普惠金融參與能夠提升農戶希望，具體表現(xiàn)在普惠金融參與能夠提升農戶的渴望、途徑思維和動力思維。（二）普惠金融參與影響農戶希望的機制普惠金融參與如何影響農戶的希望？作為一種制度創(chuàng)新，普惠金融的基本制度邏輯是讓所有有金融需求的農戶都能以可負擔的成本獲得金融服務。一旦農戶注意到普惠金融的這一邏輯，認識到普惠金融的“可獲得性”和“可使用性”后，就有可能參與普惠金融業(yè)務，即激活自己作為“普惠金融客戶”的身份。個體對某一身份的承諾會隨著這一身份的激活而增強，且個體身份承諾的強弱將影響他們與其他相似個體之間的關系，以及與其他不同個體之間潛在的身份沖突和競爭［17］。盡管個體經常具有彼此沖突的目標，但當某一目標被注意力焦點激發(fā)時，個體也會相應地受注意力焦點的引導而進行決策和行動。因此，一旦農戶參與普惠金融業(yè)務，就有可能在與其相似的或不相似的個體所形成的社會關系網絡中，在目標的引領下，通過社會比較和社會互動而增強希望水平。社會比較指的是個體將自己的社會心理和行為特征，特別是觀念、能力等同他人作比較，并通過對比效應和同化效應對個體的自我評價產生影響的過程［18］。農戶參與普惠金融業(yè)務后，其社交網絡會因業(yè)務往來和（或）共同話題等因素擴大，此時農戶通常會把目標投向比自身處境更優(yōu)越的個體［19］。若這些個體的成功經驗被農戶認同，則這些個體的行為結果也將成為農戶調整渴望的重要參照點。即農戶可以通過與比自己優(yōu)秀的農戶的比較，拓展自身的渴望窗口①，提升渴望［20］，也可以通過借鑒已有的成功經驗提升途徑思維。農戶還會和與自己情況相似的其他農戶進行比較，其自信心會因自己參與了普惠金融業(yè)務的成功經歷而得到增強，主觀上認為自己與其他農戶的生活水平差距進一步縮小，甚至超過其他農戶的生活水平，農戶的動力思維得以提升。社會互動是指不受市場調節(jié)的、不同個體間的相互影響，本質是一種特殊形式的外部性［21］。參與普惠金融業(yè)務后，隨著新的社群和社會關系網絡的形成，農戶會更容易受到以下三方面的影響：一是受到部分農戶（尤其是具有重要地位的農戶）的行為準則和希望水平產生的溢出效應和擴散效應的影響，不斷提升農戶的渴望［22］；二是隨著社會網絡的拓展，農戶能獲得的信息和資源增多，當農戶不斷獲得有關普惠金融參與對家庭收入等經濟福利的積極影響的信息，或觀察到其他農戶成功利用普惠金融業(yè)務實現(xiàn)諸如脫貧、增收、創(chuàng)業(yè)等目標時，農戶的途徑思維和動力思維不斷增強，對未來也會更有希望；三是社會互動能在貧困群體之間、貧困群體與信貸員之間以及貧困群體與金融機構之間建立信任［23］，而這種信任所提供的情感支持也有助于農戶動力思維的提升。基于以上分析，本文提出如下假設：H2：普惠金融參與能夠通過社會比較提升農戶希望。H3：普惠金融參與能夠通過社會互動提升農戶希望。三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型設定（一）數(shù)據(jù)來源本文使用的數(shù)據(jù)來自作者所在課題組2021年5月和2021年7月至8月在xx回族自治區(qū)銀川市、吳忠市、固原市和中衛(wèi)市的9個縣（區(qū)）47個村莊組織的調研①。兩次調研均為隨機便利入戶問卷，共發(fā)放問卷600份，剔除殘缺值、離群值、固定反應等異常值樣本后，獲得有效樣本575個，有效率95.83%。選定xx回族自治區(qū)作為調研地區(qū)的原因在于：xx回族自治區(qū)曾經是我國金融扶貧攻堅的重要陣地，涌現(xiàn)出黃河農村商業(yè)銀行、xx東方惠民小額貸款股份有限公司等一批服務農戶的領先型金融機構，農村普惠金融覆蓋廣度和覆蓋深度處于較高水平，普惠金融對農戶內生動力的影響更容易捕捉。同時，盡管xx農戶收入不斷增加，但相較于全國平均水平仍有很大差距，包括紅寺堡區(qū)在內的5個縣（區(qū)）仍然是國家級鄉(xiāng)村振興重點幫扶縣。因而，研究普惠金融是否以及如何影響xx農戶內生動力，對加快xx以及其他相對貧困地區(qū)鄉(xiāng)村振興進程具有重要的理論與現(xiàn)實意義。此外，xx回族自治區(qū)地處中國西北內陸地區(qū)，在調研前及調研期間，新冠疫情產生的影響較小，調研結果更能反映普惠金融參與對農戶希望的真實影響。（二）變量選取1.被解釋變量。希望為被解釋變量，包括渴望、途徑思維和動力思維三個維度。借鑒陳光等（2022）的做法［24］，用收入渴望衡量農戶的渴望，同時采用Synder（2002）的特質希望量表來衡量農戶的途徑思維和動力思維［11］，具體測量問題和賦值規(guī)則如表1所示。2.核心解釋變量。普惠金融參與為核心解釋變量。現(xiàn)有文獻多以信貸參與作為普惠金融參與的代理變量，難以全面反映農戶參與普惠金融的狀況。本文參考王小華等（2022）的研究，選取農戶參與普惠金融業(yè)務類型的數(shù)量作為普惠金融參與的代理變量［25］。問卷中相關測量問題為“您家辦理過以下哪些普惠金融業(yè)務？”，相應的測量選項包括“從銀行等金融機構申請并獲得貸款”“購買保險”“購買理財產品”和“銀行存款”。受訪農戶每參與以上一種普惠金融業(yè)務計1分，最多計4分，總分值在0—4分之間，得分越高表明普惠金融參與范圍越廣。3.中介變量。社會比較和社會互動為中介變量。借鑒Garcia等（2020）的研究思路［7］，用“您家生活水平與本村富裕家庭相比”“您家生活水平與您親戚家相比”“您家生活水平與本村平均水平相比”三個測量問題總得分衡量農戶的社會比較狀況；用“您家參加村里的各項集體活動的情況”“您家與本村其他村民來往的情況”“您家與本村外的人群來往情況”三個測量問題總得分衡量農戶的社會互動狀況。社會比較和社會互動的測量選項都用“非常多=5”至“從不=1”的李克特5級評分法進行賦值。4.控制變量。農戶的希望往往是多因素共同作用的結果，為降低內生性問題的影響，參考王小華等（2022）的研究［25］，選取年齡、性別、教育水平、健康狀況作為個體特征的控制變量；選取勞動力數(shù)量、收入來源、是否移民戶、是否脫貧戶、民間借貸作為家庭特征的控制變量；選取縣城距離作為村莊特征的控制變量。同時，為了排除不可觀測因素的影響，加入縣（區(qū)）級地區(qū)虛擬變量以控制地區(qū)特征。表2匯報了主要變量的說明與描述性統(tǒng)計結果。（三）模型設定1.基準模型。為了分析普惠金融參與對農戶希望的影響，建立如下回歸模型：Hopeij=λ0+λ1inc-financeij+λ2Xij+μi+εij（1）其中，Hopeij為被解釋變量，代表第i個縣（區(qū)）第j個農戶的希望；解釋變量inc-financeij表示第i個縣（區(qū)）第j個農戶的普惠金融參與情況。Xij表示影響農戶希望的一系列控制變量，μi為縣（區(qū)）級層面的地區(qū)固定效應，εij為隨機擾動項。2.中介效應檢驗。用逐步法檢驗中介效應可能存在內生性偏誤和部分渠道識別不清等問題，本文參考江艇（2022）的操作建議［26］，在式（1）基礎上進一步檢驗核心解釋變量對中介變量的影響，模型設定如下：Mediatorij=α0+α1inc-financeij+α2Xij+μi+εij（2）其中，Mediatorij為中介變量，包括社會比較和社會互動，其他變量含義與式（1）相同。由于社會比較和社會互動對農戶希望的正向影響直接而顯然，因此若α1顯著，則社會比較和社會互動在普惠金融參與影響農戶希望中存在中介效應。四、實證結果分析（一）基準回歸式（1）回歸結果如表3所示。無論是否加入控制變量，普惠金融參與都顯著正向影響農戶的渴望、途徑思維和動力思維，說明參與普惠金融業(yè)務類型越多，農戶預期未來收入增長的目標越高，能夠想到的實現(xiàn)預期目標的手段和途徑也越多或更加具體可行，而且在面對困難和挫折時農戶也更有信心和毅力努力堅持，追逐目標。由于普惠金融參與能全面提升農戶的渴望、途徑思維和動力思維，因而能顯著提升農戶的希望，假設H1得證。部分控制變量的結果也值得關注。相對于非移民戶，移民戶的渴望更高，但途徑思維和動力思維更弱?？赡艿脑蛟谟冢阂泼駪舭崛胄颅h(huán)境后，改變了原有生活狀態(tài)，提高生活水平的渴望更強烈，因而設定了更高的收入增長目標，但面對新環(huán)境，移民戶短時間內既難以按照原有生計方式提高收入，又難以找到新的合適的增收路徑，因而其途徑思維和動力思維可能更弱。此外，相對于非建檔立卡貧困戶，曾經是建檔立卡貧困戶的渴望、途徑思維和動力思維都更弱。在政策幫扶等外部援助下，貧困戶擺脫了貧困，但沒有明確責任擔當?shù)?、長期的制度性幫扶可能助長部分農戶的受益依賴心理，削弱其解決發(fā)展問題的主體意識和意愿，而且人力資本和社會資本的匱乏也制約了這些農戶多元化生計策略的選擇，因此其途徑思維和動力思維較弱，這也與薛剛（2022）的研究結論相一致［2］。（二）內生性討論①農戶的希望水平可能受到社會環(huán)境、家庭氛圍、群體特質等難以觀測因素的影響，出現(xiàn)遺漏變量問題，同時希望水平較高的農戶參與普惠金融業(yè)務的可能性也更大，二者之間可能存在反向因果關系。為此，本文采用工具變量法進行處理，以緩解可能存在的內生性問題。借鑒張龍耀等（2021）的研究［27］，選取“距離農戶所在村10公里范圍內正規(guī)金融機構網點的數(shù)量”（下文簡稱金融機構網點數(shù)量）作為普惠金融參與的工具變量。一方面，各類正規(guī)金融機構在國家政策支持下積極進行農村普惠金融探索，優(yōu)化農戶授信、農戶貸款以及貸款監(jiān)管等措施，服務農戶的廣度和深度大大提升，因此當?shù)亟鹑跈C構網點數(shù)量越多，農戶參與普惠金融業(yè)務的可能性也越大，滿足工具變量相關性的假定；另一方面，金融機構網點的設立由市場規(guī)模、戰(zhàn)略布局等因素決定，與個體農戶希望水平無直接關系，符合工具變量外生性的假定。依據(jù)金融機構網點數(shù)量作為普惠金融參與工具變量的兩階段最小二乘法（2SLS）估計結果，第一階段回歸中，金融機構網點數(shù)量對普惠金融參與的影響系數(shù)在1%的水平上顯著為正，且F統(tǒng)計量大于10，工具變量的相關性條件得到驗證。第二階段回歸中，普惠金融參與對農戶渴望、途徑思維和動力思維的估計系數(shù)仍然在1%或5%的水平上顯著，表明考慮內生性問題后，普惠金融參與仍然對農戶的希望有顯著提升作用。同時，最小特征值統(tǒng)計量均大于10，表明工具變量選擇恰當，不存在弱工具變量問題。有限信息最大似然法（LIML）的估計結果與2SLS估計結果一致，進一步證明不存在弱工具變量問題。（三）穩(wěn)健性檢驗一是替換被解釋變量。用“生活滿意度”作為希望的替代變量。問卷中，測量題項為“您對目前的生活評價是？”，測量題項用“非常不滿意=1”至“非常滿意=5”的李克特量表計分。二是刪除特殊樣本?？紤]到銀川市作為省會城市，較其他城市擁有更好的經濟基礎和金融基礎設施，因此將銀川市的樣本剔除后重新回歸。上述檢驗結果顯示，普惠金融參與的系數(shù)仍然顯著為正，表明結論可靠。（四）作用機制檢驗為驗證普惠金融參與是否通過社會比較和社會互動兩種作用機制影響農戶希望，本文利用普通最小二乘法（OLS）和2SLS對式（2）進行檢驗。1.社會比較機制。表4第（1）與（2）列結果顯示，經過工具變量法檢驗后，普惠金融參與仍顯著正向影響農戶社會比較，說明參與普惠金融業(yè)務類型越多，農戶的社交網絡越大，農戶之間的社會比較就越多。這表明普惠金融參與可以通過社會比較機制提升農戶渴望、途徑思維和動力思維，從而提升農戶的希望，假設H2得證。2.社會互動機制。由表4第（3）與（4）列結果可以看出，經過工具變量法檢驗后，普惠金融參與仍顯著正向影響農戶社會互動，說明參與普惠金融業(yè)務類型越多，農戶之間的社會互動就越多。這表明普惠金融參與可以通過增加農戶間的社會互動進而提升農戶渴望，增強農戶的途徑思維和動力思維，也即普惠金融參與可以通過社會互動機制提升農戶的希望，假設H3得證。江艇（2022）認為，如果能證實自變量與因變量，以及自變量與中介變量存在因果關系，并能理論邏輯演繹中介變量對因變量的影響“是直接而顯然的”，且中介變量不是明顯受到因變量的“反向影響”，則中介效應存在［26］。式（2）的結果表明普惠金融參與能通過社會比較和社會互動機制影響農戶的希望，也即實證結果與普惠金融參與影響農戶希望的理論分析一致。式（1）的結果又證實了普惠金融參與對農戶希望的影響。由此得到結論，社會比較與社會互動在普惠金融參與影響農戶希望的過程中起中介效應。五、普惠金融參與影響農戶希望的異質性分析（一）家庭收入水平和性別的異質性分析收入水平不同的家庭對社會資本的投資不同，社會網絡也會不同，普惠金融參與對農戶希望的影響也可能不同。此外，相較于男性，女性擁有更低的流動性和更高的信用水平，也會通過社會網絡使普惠金融參與對農戶希望的影響發(fā)生變化［15］。為此，本文按照2020年農戶家庭年收入平均值和性別進行分組，分組回歸以及組間差異系數(shù)檢驗結果如表5所示。表5的PanelA顯示，普惠金融參與同時提升了高收入水平農戶和低收入水平農戶的渴望、途徑思維和動力思維，但相對于低收入水平農戶，普惠金融參與對高收入水平農戶的影響更大。PanelB顯示，普惠金融參與對男性和女性的渴望、途徑思維和動力思維的影響均顯著為正，但對女性的影響更大，特別是對動力思維，普惠金融參與對女性的影響是對男性影響的3倍多。從家庭收入水平來看，高收入水平農戶有更多資本進行人力資本和社會資本投資，因而社會網絡更廣，一旦參與普惠金融，能更充分利用原有社會網絡去拓展途徑思維和動力思維，放大普惠金融參與帶來的正向影響。從性別角度來看，普惠金融參與一定程度上打破了“男主外、女主內”的傳統(tǒng)家庭分工模式和性別觀念，更有利于緩解女性面臨的資本約束和信息約束，增強女性在家庭和社會中的經濟決策權［28］；同時，普惠金融參與還能激勵女性參加各種社會活動，通過社會聯(lián)結培育女性的社會資本，也有助于增強女性的希望。（二）普惠金融業(yè)務類型的異質性分析隨著普惠金融的穩(wěn)步發(fā)展和包容性發(fā)展理念的不斷深入，普惠金融的多維性和綜合性越來越受重視。因此，對普惠金融的衡量，也應從著重強調貸款業(yè)務轉向盡可能同時覆蓋存款、保險和理財?shù)榷鄠€維度。表6結果顯示，不同的普惠金融業(yè)務對農戶希望的影響具有顯著差異。其中，貸款對農戶的渴望、途徑思維和動力思維均有顯著正向影響。存款、保險和理財對希望的三要素也均有正向影響，但存款顯著提升了農戶渴望，對農戶途徑思維和動力思維的影響則不顯著；保險和理財都能顯著提升動力思維，對渴望和途徑思維的影響則都不顯著。原因可能在于：貸款作為最受重視的普惠金融業(yè)務，其農戶家庭增收效應已經為農戶認同和接受；事實也表明，貸款能夠通過促進農戶創(chuàng)業(yè)、增加非農就業(yè)機會以及提高生產效率等方式提升農戶收入，因而能顯著提升農戶的渴望和途徑思維；同時，農戶貸款所具有的包容性也有助于促進社會公平并提升社會信任水平，進而增強農戶動力思維。存款是實現(xiàn)家庭財富增值的基本途徑，是家庭擴大生產、提高收入的重要來源，也是家庭應對風險、降低家庭脆弱性的重要保障，有助于增強農戶對未來收入增長的預期，渴望得以提升。而保險是家庭處置風險的有效工具，能夠幫助農戶提升風險管理水平，增強農戶風險意識。理財是家庭進行資產配置的重要