李云峰 徐書林

(1. 江西師范大學(xué) 財(cái)政金融學(xué)院，江西 南昌 330022；2. 暨南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 廣州 510632)

一、引言

2018年，我國65歲及以上人口比重達(dá)到了 11.9%，人口老齡化程度持續(xù)提高。如何解決人口老齡化背景下的社會(huì)養(yǎng)老問題，特別是更為嚴(yán)峻和緊迫的農(nóng)村養(yǎng)老問題，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民“老有所養(yǎng)”是政府和學(xué)術(shù)界熱烈討論的話題。國務(wù)院于2009年9月在全國首批320個(gè)縣啟動(dòng)“新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)”試點(diǎn)工作(以下簡(jiǎn)稱“新農(nóng)?！?，2010年新農(nóng)保試點(diǎn)縣增加到838個(gè)縣，試點(diǎn)覆蓋率為24%，參保人數(shù)為1.43億人，4243萬人開始領(lǐng)取新農(nóng)保；2011年試點(diǎn)縣增加到2343個(gè)，覆蓋率為60%，參保人數(shù)迅速增長(zhǎng)到3.58億人；2012年底試點(diǎn)縣增加到2853個(gè)，參保人數(shù)增加到4.6億人。2014年開始，國務(wù)院整合新農(nóng)保和城鎮(zhèn)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，建立了統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，到2016年底新農(nóng)保參保率已達(dá)92%。但是，在實(shí)際繳納過程中大部分居民往往選擇100～500元五個(gè)檔次中的最低標(biāo)準(zhǔn)100元。鑒于新農(nóng)保繳納的數(shù)額及檔次越高，未來獲取的政府相應(yīng)補(bǔ)貼也越多，農(nóng)村居民應(yīng)參與新農(nóng)保并繳納較高的檔次。但是大部分農(nóng)村居民卻沒有做出這樣的選擇。是什么原因阻礙了農(nóng)村居民參與新農(nóng)保并抑制了他們繳納更高檔次的新農(nóng)保呢？常芳等從個(gè)體、家庭、社區(qū)和縣級(jí)四個(gè)方面綜合分析了影響新農(nóng)保參與行為的因素[1]；黃宏偉和展進(jìn)濤認(rèn)為收入水平越高的家庭，新農(nóng)保參與率越低，但更傾向于繳納更高費(fèi)用，家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān)和教育支出壓力成為制約新農(nóng)保參與和繳納額的重要原因[2]。這些因素能在一定程度上解釋農(nóng)村居民新農(nóng)保參與率低、繳費(fèi)檔次低的原因，同時(shí)也是制約新農(nóng)保參與度的重要客觀因素。此外，農(nóng)村居民在新農(nóng)保參與及繳納金額決策時(shí)往往會(huì)對(duì)其進(jìn)行成本收益分析，然后再根據(jù)自身情況選擇最優(yōu)繳納檔次，這種決策需要依賴個(gè)體自身客觀金融知識(shí)水平，金融知識(shí)可能是影響農(nóng)村居民參與新農(nóng)保及其繳納金額的重要因素?；诖耍疚奶接懡鹑谥R(shí)是否能夠影響當(dāng)期和長(zhǎng)期農(nóng)村居民新農(nóng)保參與行為？如果金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保產(chǎn)生顯著影響，那么金融教育(含短暫性和臨時(shí)性金融教育培訓(xùn)，以下統(tǒng)稱其為“金融教育”)能否顯著提高農(nóng)村居民的金融知識(shí)，并對(duì)當(dāng)期、長(zhǎng)期新農(nóng)保參與行為及其變化具有顯著的積極作用？

為了回答以上問題，本文基于2015年和2017年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)微觀數(shù)據(jù)，采用Probit模型、有序Probit模型以及傾向得分匹配(PSM)等計(jì)量方法研究了金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村居民當(dāng)期、長(zhǎng)期新農(nóng)保參與行為及其變化的影響，并進(jìn)一步探究金融教育是否對(duì)金融知識(shí)的作用效果具有顯著調(diào)節(jié)作用。本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：首先，從當(dāng)期、長(zhǎng)期和動(dòng)態(tài)三方面綜合考慮了金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與行為的影響，彌補(bǔ)了現(xiàn)有文獻(xiàn)只關(guān)注金融知識(shí)對(duì)當(dāng)期金融行為的影響的不足(尹志超等[3]、Lusardi等[4])。其次，基于國內(nèi)微觀截面數(shù)據(jù)，從金融知識(shí)視角研究農(nóng)村居民新農(nóng)保參與行為，有助于確定新農(nóng)保等金融產(chǎn)品及金融服務(wù)的選擇障礙，為以新農(nóng)保為代表的金融產(chǎn)品在農(nóng)村地區(qū)普及率低的問題提供解釋，為提升農(nóng)村居民金融知識(shí)水平，促進(jìn)其參與新農(nóng)保和提升繳費(fèi)檔次提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)；最后，從金融教育角度出發(fā)探討其在金融知識(shí)與新農(nóng)保參與行為中的作用，將有助于擴(kuò)展國內(nèi)金融教育的相關(guān)領(lǐng)域，為各級(jí)政府和金融機(jī)構(gòu)普及金融教育提供政策依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

近年來，學(xué)者們研究新農(nóng)保主要集中于新農(nóng)保參與行為的影響因素和評(píng)估新農(nóng)保政策實(shí)施后的影響效果。新農(nóng)保參與行為的影響因素方面，子女?dāng)?shù)量、家庭是否供養(yǎng)老人、年齡、受教育程度(常芳等[1])、性別、健康狀況、地理位置、家庭收入水平、成員結(jié)構(gòu)(黃宏偉和展進(jìn)濤[2])、村域社會(huì)資本、政策認(rèn)知與評(píng)價(jià)等個(gè)體特征、家庭特征、社區(qū)等層面都會(huì)影響新農(nóng)保參與行為。研究發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量，特別是男孩數(shù)量與新農(nóng)保參與意愿成負(fù)相關(guān)；家庭供養(yǎng)老人與新農(nóng)保參與呈正相關(guān)；年齡與新農(nóng)保參與呈倒U型曲線關(guān)系，年齡在16～39歲新農(nóng)保參保概率較低，在40～59歲新農(nóng)保參保概率較高；家庭撫養(yǎng)比和參保行為間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；家庭收入水平越高，新農(nóng)保參與概率越低，而收入水平高的家庭傾向于支付更高的繳納金額，家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān)和教育支出壓力也會(huì)制約新農(nóng)村參與概率和繳納額。

其他學(xué)者則集中于新農(nóng)保政策實(shí)施后的影響效果。陳華帥和曾毅利用固定面板效應(yīng)模型和PSMDD等方法研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保增進(jìn)了老人福利水平，減輕了子女的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，對(duì)家庭代際經(jīng)濟(jì)支持具有顯著的“擠出效應(yīng)”[5]。張川川等采用雙重差分(DD)和斷點(diǎn)回歸(RD)評(píng)估了新農(nóng)保政策效果，研究表明新農(nóng)保在提高老年人收入水平和主觀福利，促進(jìn)家庭消費(fèi)，減少貧困發(fā)生率和老年人勞動(dòng)供給，降低老年人與子女轉(zhuǎn)移支付依賴程度，提升農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)活動(dòng)都具有顯著影響[6]。而張川川研究表明新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村總消費(fèi)及耐用品消費(fèi)增長(zhǎng)有正向作用，但不顯著；新農(nóng)保政策對(duì)農(nóng)村老年人勞動(dòng)供給決策、勞動(dòng)供給時(shí)間和抑郁指數(shù)無顯著影響，他們將其歸因于當(dāng)時(shí)新農(nóng)保養(yǎng)老金水平較低[7]。張曄等研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保政策顯著降低農(nóng)村居民對(duì)家庭養(yǎng)老的依賴和農(nóng)村地區(qū)出生人口性別比，提高了參保老人的養(yǎng)老質(zhì)量[8]。李江一和李涵采用斷點(diǎn)回歸也證實(shí)了新農(nóng)保顯著降低了老年人農(nóng)業(yè)勞動(dòng)參與率，而這一傳導(dǎo)機(jī)制是通過收入效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的，新農(nóng)保養(yǎng)老金是老年人退出勞動(dòng)力市場(chǎng)的催化劑[9]。岳愛等研究發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保提高了家庭日常費(fèi)用支出，降低家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄[10]。進(jìn)一步，馬光榮和周廣肅研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)于60歲以下的參保居民，新農(nóng)保并不能顯著降低他們儲(chǔ)蓄率，而對(duì)于60歲以上參保居民，新農(nóng)保顯著降低居民儲(chǔ)蓄率，促進(jìn)了居民消費(fèi)[11]。沈冰清和郭忠興研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保制度對(duì)于改善低收入家庭脆弱性具有顯著正向影響，新農(nóng)保使得處于繳費(fèi)階段的低收入家庭更加脆弱，但能降低領(lǐng)取階段低收入家庭脆弱性，其貢獻(xiàn)率在14%～21%之間[12]。國外學(xué)者利用不同國家數(shù)據(jù)進(jìn)行研究也發(fā)現(xiàn)，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)力供給(Mastrobuoni)、家庭儲(chǔ)蓄率(Alessie等)、家庭結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)移支付、貧困發(fā)生率和家庭福利水平等方面的社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量都會(huì)產(chǎn)生顯著的影響[13][14]。

以上文獻(xiàn)已論及新農(nóng)保參與行為受多方面響因素影響，但這些討論主要集中于家庭層面和社會(huì)層面，事實(shí)上，農(nóng)村居民在做出新農(nóng)保參與行為決策時(shí)，會(huì)去主動(dòng)了解和搜尋相關(guān)信息，并進(jìn)行篩選、處理和分析，從而優(yōu)化自身的經(jīng)濟(jì)決策。這一過程則要求個(gè)體具備一定的金融知識(shí)。然而新農(nóng)保參與行為背后更為深層次的影響因素——金融知識(shí)還未得到高度關(guān)注。新農(nóng)保參與行為作為一種金融行為，與金融知識(shí)密切相關(guān)，對(duì)此還未有文獻(xiàn)進(jìn)行相關(guān)研究?，F(xiàn)有文獻(xiàn)主要集中于金融知識(shí)、金融教育與金融行為之間的關(guān)系。

金融知識(shí)與金融行為方面文獻(xiàn)頗豐。他們發(fā)現(xiàn)具備更多金融知識(shí)的人更可能參與正規(guī)金融市場(chǎng)與股票投資(Hsiao和Tsai[15]、尹志超等[16])、持有謹(jǐn)慎性儲(chǔ)蓄(Clark等[17])、仔細(xì)評(píng)估金融產(chǎn)品、做出合理的理財(cái)規(guī)劃及退休計(jì)劃，還有助于積累家庭財(cái)富(Lusardi和Mitchell[18])、緩解家庭信貸約束、促進(jìn)家庭資產(chǎn)配置優(yōu)化等(尹志超等[16])。而貧乏的金融知識(shí)會(huì)引致高的交易成本、參與高成本借貸及獲取低投資收益(Lusardi和Tufano[19]、Von Gaudecker[20])，以及加大家庭經(jīng)濟(jì)脆弱性(Stolper和Walter[21])。

金融教育項(xiàng)目能提高公眾金融知識(shí)，改變公眾的不良金融行為(Lusardi和Mitchell[18])。進(jìn)一步，Lusardi等認(rèn)為通過信息手冊(cè)、視覺交互工具、書面敘述和視頻故事等新型金融教育計(jì)劃能有效提高個(gè)體金融知識(shí)水平，改善其金融行為[22]。Sayinzoga等發(fā)現(xiàn)，通過金融知識(shí)教育培訓(xùn)，參與者能提高金融知識(shí)，改變他們的儲(chǔ)蓄與借貸行為，并且有助于創(chuàng)業(yè)行為[23]。然而，短期的金融教育培訓(xùn)對(duì)于參與者收入的提高并不顯著。國內(nèi)學(xué)者雖然已認(rèn)識(shí)到金融教育的重要性，但大多數(shù)研究集中于定性分析，相關(guān)實(shí)證文獻(xiàn)甚少。

現(xiàn)有文獻(xiàn)豐富了新農(nóng)保、金融知識(shí)和金融教育相關(guān)研究，對(duì)本文的研究具有重要的參考價(jià)值。然而，已有文獻(xiàn)雖涉及金融知識(shí)將有助于家庭養(yǎng)老計(jì)劃改善，增加家庭保險(xiǎn)決策，金融教育項(xiàng)目能夠增加金融知識(shí)，但還未進(jìn)一步研究金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與行為的當(dāng)期、長(zhǎng)期及其變化的影響，也未驗(yàn)證金融教育是否對(duì)金融知識(shí)的作用效果具有調(diào)節(jié)作用，本文擬彌補(bǔ)上述文獻(xiàn)的不足。

三、數(shù)據(jù)與變量

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用2015年和2017年西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心在全國范圍內(nèi)開展的第三輪和第四輪中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)。該調(diào)查采用三階段分層抽樣方法，獲得城鄉(xiāng)家庭的資產(chǎn)與負(fù)債、保障與保險(xiǎn)、支出與收入、家庭人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征及就業(yè)等方面的大型微觀數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)質(zhì)量高且具有全國和省級(jí)代表性(甘犁等[24])。中國家庭金融調(diào)查問卷詳細(xì)詢問了家庭社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)、金融教育(含臨時(shí)性培訓(xùn))等方面的情況，這為本文研究金融知識(shí)、金融教育與新農(nóng)保參與行為之間的關(guān)系提供了強(qiáng)有力的數(shù)據(jù)支持。

(二)變量構(gòu)建

1. 金融知識(shí)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)受訪者客觀金融知識(shí)度量有因子分析法(Lusardi和Michell[18])和使用受訪者正確回答金融知識(shí)問題個(gè)數(shù)(Agnew和Szyman[25]、尹志超等[16]; 李云峰等[26])。而本文將采用因子分析法測(cè)度受訪者客觀金融知識(shí)水平，主要在于因子分析能夠?qū)υS多相關(guān)變量進(jìn)行歸類，起到降維作用(Thurstone[27])。2015年金融知識(shí)回答情況的描述性統(tǒng)計(jì)如表1和表2所示。

從表1可以看出，在農(nóng)村家庭中3個(gè)問題回答正確率最高的是風(fēng)險(xiǎn)投資問題為27.67%，回答正確率最低的是通貨膨脹問題僅為13.16%；通貨膨脹問題錯(cuò)誤率高達(dá)25.47%，風(fēng)險(xiǎn)投資問題不知道或算不出來高達(dá)70.39%。另外，從表2也可以看出，3個(gè)問題均回答正確的家庭僅為2.21%，農(nóng)村家庭平均正確回答個(gè)數(shù)為0.576個(gè)，3個(gè)問題都回答不知道或算不出來的家庭有46.06%，反映了我國農(nóng)村居民家庭對(duì)基本金融知識(shí)的嚴(yán)重缺乏。

表1 各問題回答情況 (單位：%)

表2 金融知識(shí)相關(guān)問題回答選項(xiàng)分布情況

因子分析法構(gòu)建金融知識(shí)指標(biāo)時(shí)需對(duì)利率計(jì)算、通貨膨脹計(jì)算和風(fēng)險(xiǎn)投資這3個(gè)問題逐一構(gòu)建是否回答正確、回答不知道或算不出來2個(gè)啞變量，因此依據(jù)3個(gè)問題可以構(gòu)建6個(gè)變量進(jìn)行迭代主因子法進(jìn)行因子分析。表3報(bào)告了因子分析結(jié)果，選取特征值大于等于1因子作為受訪者金融知識(shí)水平。表4報(bào)告了KMO檢驗(yàn)結(jié)果和各變量的因子載荷，結(jié)果顯示樣本適合做因子分析。金融知識(shí)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表5。

表3 因子分析結(jié)果

表4 因子分析KMO檢驗(yàn)結(jié)果及各因子載荷

2. 金融教育。作為本文進(jìn)一步探討的調(diào)節(jié)變量金融教育，受訪者是否接受或參加經(jīng)濟(jì)或金融類課程(含臨時(shí)性金融教育培訓(xùn))是一種“自選擇”的結(jié)果。如果受訪者接受或參與過金融教育則賦值為1，反之為0。2015年中國家庭金融調(diào)查問卷中相關(guān)問題主要還是考察受訪者是否接受金融教育和參與金融知識(shí)教育培訓(xùn)。

3. 新農(nóng)保參與行為。新農(nóng)保參與行為是本文的被解釋變量，2015年和2017年中國家庭金融調(diào)查詳細(xì)詢問了受訪者是否新農(nóng)保參與、家庭新農(nóng)保人均繳納金額。本文研究新農(nóng)保參與行為主要選取家庭戶主是否參與新農(nóng)保以及家庭人均新農(nóng)保繳納額兩個(gè)指標(biāo)?？紤]到由于制度變遷不同年度參保類型的統(tǒng)計(jì)口徑稍存差異，本文依據(jù)當(dāng)年度統(tǒng)計(jì)口徑進(jìn)行了調(diào)整。如果戶主受訪者的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)選擇新農(nóng)保，則賦值為1，否則賦值為0；對(duì)新農(nóng)保繳納額取自然對(duì)數(shù)處理。具體描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表5所示。

4. 控制變量。本文選取的控制變量有戶主性別、年齡、年齡的平方、教育程度、婚姻狀況、健康狀況、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征。若戶主性別為男性，則賦值為1，反之為0；若戶主已婚或同居，則賦值為1，反之為0；若戶主自我評(píng)價(jià)健康狀況非常好或很好，則賦值為1，反之為0；教育程度從沒上過學(xué)到博士依次賦值為1～9。若戶主為風(fēng)險(xiǎn)偏好型，則賦值為1，反之為0；若戶主為風(fēng)險(xiǎn)厭惡型，則賦值為1，反之為0。家庭特征變量包括家庭規(guī)模，家庭小孩數(shù)量(年齡<16)，家庭老年人數(shù)量(年齡≥60)，家庭總收入(取自然對(duì)數(shù))、家庭總資產(chǎn)(取自然對(duì)數(shù))。地區(qū)及省份特征變量主要是省份啞變量。本文剔除了含有缺失值樣本，對(duì)家庭總資產(chǎn)進(jìn)行0.5%前后縮尾處理。2015年樣本變量描述性統(tǒng)計(jì)如表5所示。

表5 樣本變量描述性統(tǒng)計(jì)

從表5可以看出，有66.4%的家庭參與新農(nóng)保，樣本中家庭新農(nóng)保平均繳納金額對(duì)數(shù)約為0.640元，新農(nóng)保參與處于較低水平，繳納金額基本處于最低繳納標(biāo)準(zhǔn)；農(nóng)村居民金融知識(shí)指標(biāo)均值為-2.28e-09，標(biāo)準(zhǔn)差為0.986，最小值為-1.638，最大值為0.963，農(nóng)村居民基礎(chǔ)金融知識(shí)缺乏且不同家庭之間金融知識(shí)水平存在一定差距；接受金融教育的家庭僅為2%，表明金融知識(shí)教育在農(nóng)村地區(qū)嚴(yán)重不足。

四、實(shí)證分析

(一)金融知識(shí)與新農(nóng)保參與行為的模型設(shè)定

首先，驗(yàn)證金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與和新農(nóng)保繳納金額的當(dāng)期、長(zhǎng)期及其變化的影響。當(dāng)研究金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與行為的當(dāng)期影響時(shí)，考慮到新農(nóng)保參與為二值離散變量，構(gòu)建Probit模型，考慮到新農(nóng)保繳納金額為非離散型數(shù)值，采用最小二乘法(OLS)估計(jì)，模型設(shè)定如下。

Prob(Y=1|X)=Φ(α+β1financial_literacy+β2X+μ)

(1)

Ln(payment_amount)=α+β1financial_literacy+β2X+ε

(2)

式(1)和式(2)中的Y為被解釋變量，Y=1表示家庭2015年參與新農(nóng)保，反之則不參與。式(2)中的payment_amount表示家庭2015新農(nóng)保繳納金額，對(duì)其取自然對(duì)數(shù)，financial_literacy為核心解釋變量家庭2015年金融知識(shí)。當(dāng)研究金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與行為的長(zhǎng)期影響時(shí),繼續(xù)使用模型(1)和模型(2)。其中，Y=1表示家庭2017年參與新農(nóng)保，反之則不參與。payment_amount表示家庭2017新農(nóng)保繳納金額，對(duì)其取自然對(duì)數(shù)，financial_literacy為家庭2015年金融知識(shí)。當(dāng)研究金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與行為變化的影響時(shí)。使用有序Probit模型研究金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與的動(dòng)態(tài)改善效果，使用OLS研究金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保繳納金額變化的動(dòng)態(tài)影響。

Yi=F(a+βFinancail_Literacyi+φiXi+ui)

(3)

式(3)中，Yi代表新農(nóng)保行為的變化，若2015年未參與新農(nóng)保，2017年參與新農(nóng)保則賦值為1；若2017年新農(nóng)保參與情況與2015年相同則賦值為0；若2015年參與新農(nóng)保，2017年未參與新農(nóng)保則賦值為-1。Financial_Literacy為2015年受訪者金融知識(shí)水平；ui為隨機(jī)誤差項(xiàng)，假定服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。F(·)函數(shù)的表現(xiàn)形式為：

(4)

式(4)中，Y*是Y的潛在變量，μ1<μ2<…<μr-1為切點(diǎn)。同時(shí)Y*滿足：

(5)

ΔPayment_amount=α+β1Financial_Literacy+β2X+ε

(6)

式(5)中，ΔPayment_amount為家庭2017年與2015年家庭新農(nóng)保繳納額的差值。Financial_Literacy為2015年受訪者客觀金融知識(shí)水平。以上模型中，X為控制變量，包括2015年戶主的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征變量，如性別、年齡、年齡平方、健康狀況、婚姻狀況、教育程度、風(fēng)險(xiǎn)偏好等；2015年家庭特征變量，如家庭規(guī)模、家庭小孩個(gè)數(shù)、家庭老年人個(gè)數(shù)、家庭總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)、家庭總收入自然對(duì)數(shù)等；還包括省份虛擬控制變量等。μ、ε分別表示隨機(jī)殘差項(xiàng)或其他不可觀測(cè)的因素的集合，服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布N(0,σ2)的累積分布函數(shù)。

其次，為了驗(yàn)證金融教育對(duì)金融知識(shí)是否具有顯著影響，使用傾向得分匹配(PSM)法構(gòu)造反事實(shí)狀態(tài)，從而在擬實(shí)驗(yàn)(自然)環(huán)境下去估計(jì)金融教育對(duì)金融知識(shí)的價(jià)值。假設(shè)T=1為受處理狀態(tài)，T=0為受控制狀態(tài)；Y1表示受訪者已接受金融教育情況下的金融知識(shí)水平；Y0表示受訪者未接受金融教育情況下的金融知識(shí)水平。金融教育作為受訪者的一種“自選擇”行為，需關(guān)注已接受金融教育情況下居民金融知識(shí)的平均處理效應(yīng)(ATT= E(Yi1|T=1)-E(Yi0|T=1))。但無法觀測(cè)到?jīng)]有接受或參與金融教育情況下居民金融知識(shí)結(jié)果，若貿(mào)然假定E(Yi0|T=0)=E(Yi1|T=1)必然會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果是有偏的。另一選擇結(jié)果則需要通過反事實(shí)推斷得到。使用這一方法最大優(yōu)點(diǎn)在于能夠有效消除模型中變量的內(nèi)生問題，避免因遺漏某些無法觀測(cè)的變量和自選擇行為造成估計(jì)結(jié)果有偏問題。構(gòu)建一個(gè)接受金融教育培訓(xùn)的概率模型，采用Logit模型估計(jì)家庭接受金融教育的概率。

(7)

式(7)中，X表示影響受訪者是否接受金融教育的因素，即匹配變量或共同影響因素，包括的變量與式(1)相同，β為相關(guān)系數(shù)。PS表示受訪者是否接受金融教育的概率，即傾向得分。根據(jù)以上回歸方程，計(jì)算得出每一個(gè)受訪者的傾向得分值，作為匹配的基礎(chǔ)。進(jìn)一步，根據(jù)Becker和Ichino的方法，計(jì)算出金融教育對(duì)受訪者金融知識(shí)的平均處理效應(yīng)(ATT)，其計(jì)算公式如下[28]：

ATT=E[Y1i-Y0i|pro-pari=1]=E{E[Y1i-Y0i]|pro-pari=1,PS(X)}

=E{E[Y1i]|pro-pari=1,PS(X)}-E{E[Y0i]|pro-pari=0,PS(X)|pro-pari=1}

(8)

式(8)中，Y1i和Y0i分別表示接受金融教育與未接受金融教育項(xiàng)目受訪者金融知識(shí)水平。

最后，在模型(1)～(6)的基礎(chǔ)上加入金融教育以及金融知識(shí)與金融教育的交互項(xiàng)以驗(yàn)證金融教育是否對(duì)金融知識(shí)的作用效果具有顯著正向調(diào)節(jié)作用。

(二)實(shí)證結(jié)果分析

1.金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與行為的當(dāng)期、長(zhǎng)期和動(dòng)態(tài)影響。表6報(bào)告了金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與行為的當(dāng)期、長(zhǎng)期和動(dòng)態(tài)影響的基本回歸結(jié)果。從表6可以看出，金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與的當(dāng)期邊際影響為0.020，在1%水平上顯著，表明金融知識(shí)越高的農(nóng)村家庭，其當(dāng)期參與新農(nóng)保的可能性越大；金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與的當(dāng)期邊際影響為0.017，在1%水平上顯著，表明金融知識(shí)水平越高，會(huì)增加家庭長(zhǎng)期參與新農(nóng)保的概率；金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與變化的邊際影響為0.012，在10%水平上顯著，說明金融知識(shí)有助于新農(nóng)保參與行為的改善。金融知識(shí)對(duì)當(dāng)期新農(nóng)保繳納金額的估計(jì)系數(shù)為0.107，并在1%水平上顯著，說明金融知識(shí)顯著促進(jìn)了當(dāng)期新農(nóng)保繳納金額支出。金融知識(shí)對(duì)長(zhǎng)期新農(nóng)保繳納金額的估計(jì)系數(shù)為0.088，并在1%水平上顯著，說明金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保繳納金額支出具有顯著的長(zhǎng)期影響。雖然金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保繳納金額變化的估計(jì)系數(shù)為22.933，但在統(tǒng)計(jì)上不顯著。以上結(jié)果表明，農(nóng)村家庭新農(nóng)保參與行為在一定程度上受到個(gè)人金融知識(shí)方面的約束，金融知識(shí)是農(nóng)村居民家庭新農(nóng)保參與行為的重要決定因素。金融知識(shí)的提高會(huì)顯著影響當(dāng)期和長(zhǎng)期家庭新農(nóng)保參與和新農(nóng)保繳納金額支出，同時(shí)對(duì)改善新農(nóng)保參與也具有顯著的正向影響，但對(duì)新農(nóng)保繳納金額變化無顯著影響。金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保繳納金額變化影響不顯著的可能原因在于，金融知識(shí)豐富的農(nóng)村居民盡管會(huì)選擇一個(gè)較高的繳費(fèi)檔次，金融知識(shí)貧乏的居民則會(huì)選擇一個(gè)較低的繳納金額，但在兩次新農(nóng)保金額繳納期間，農(nóng)村居民金融知識(shí)并沒有顯著增加，因而導(dǎo)致金融知識(shí)豐富與金融知識(shí)貧乏的農(nóng)村居民在繳納新農(nóng)保金額變化上無差異。

表6 金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與的影響

除金融知識(shí)解釋變量外，其他控制變量如戶主年齡對(duì)新農(nóng)保參與的當(dāng)期和長(zhǎng)期影響是“倒U”型的，表明隨著戶主年齡的增加，家庭參與新農(nóng)保的概率呈先上升后下降的趨勢(shì)。戶主性別對(duì)當(dāng)期新農(nóng)保參與沒有顯著影響，這與常芳等所得到的實(shí)證結(jié)果基本一致[1]。家庭規(guī)模、家庭小孩數(shù)量和家庭總資產(chǎn)對(duì)當(dāng)期新農(nóng)保參與具有顯著正向影響。在新農(nóng)保繳納金額方面，戶主為男性的系數(shù)為-0.119，在5%水平上顯著；戶主年齡對(duì)當(dāng)期新農(nóng)保繳納金額支出的影響也是呈“倒U”型；教育程度、家庭總收入和家庭總資產(chǎn)的系數(shù)為正且在1%水平上顯著，說明教育水平越高，家庭總收入和總資產(chǎn)越高均會(huì)增加家庭當(dāng)期新農(nóng)保繳費(fèi)金額，有關(guān)研究已證實(shí)[2]。受訪者的風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)新農(nóng)保當(dāng)期、長(zhǎng)期和動(dòng)態(tài)參與行為沒有顯著的影響，這表明受訪者的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)家庭新農(nóng)保參與行為沒有顯著作用。

另外，考慮到可能因遺漏變量和反向因果關(guān)系等而導(dǎo)致內(nèi)生性問題。一方面，金融知識(shí)本身在一定程度上可能受到新農(nóng)保參與行為的影響。有些參與新農(nóng)保的群體可能未必?fù)碛幸欢ǖ慕鹑谥R(shí)，但隨著持續(xù)不斷的參與和繳納新農(nóng)保費(fèi)用，自身的計(jì)算能力可能會(huì)得到一定的提高，對(duì)經(jīng)濟(jì)、金融知識(shí)的積累不斷增加，對(duì)金融產(chǎn)品等的了解和認(rèn)識(shí)不斷深入，同時(shí)通過自身在參與過程中的不斷學(xué)習(xí)，相關(guān)金融知識(shí)可能已經(jīng)較為豐富，這種反向因果關(guān)系則會(huì)導(dǎo)致我們高估金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與行為的影響。另一方面，可能由于遺漏某些我們無法觀測(cè)的外生因素，比如當(dāng)?shù)氐娘L(fēng)俗習(xí)慣、人文環(huán)境、文化等，這些無法觀測(cè)的因素會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果是有偏誤的。因此，我們認(rèn)為，金融知識(shí)與新農(nóng)保參與行為之間的反向因果關(guān)系可能存在于當(dāng)期和動(dòng)態(tài)影響中，需要進(jìn)一步解決金融知識(shí)的內(nèi)生性問題。參照尹志超等的做法，我們選取居住在同一村莊(社區(qū))除自身外其他人的平均金融知識(shí)水平作為受訪者金融知識(shí)的工具變量，采用工具變量法進(jìn)行兩階段估計(jì)[16]。受訪者可以通過與其他人交往學(xué)習(xí)和積累一定的金融知識(shí)，而其他人的金融知識(shí)水平相對(duì)于受訪者是外生的，是不受受訪者所控制，村莊(社區(qū))平均金融知識(shí)相對(duì)于受訪者的新農(nóng)保參與行為是嚴(yán)格外生的，兩者之間沒有直接相關(guān)性。因此，我們認(rèn)為，用同一村莊(社區(qū))除自身外其他人的平均金融知識(shí)水平作為受訪者金融知識(shí)的工具變量是合適的。金融知識(shí)兩階段工具變量估計(jì)結(jié)果如表7所示。

表7 內(nèi)生性檢驗(yàn)

表7報(bào)告了兩階段估計(jì)的結(jié)果，將第二階段回歸結(jié)果與表6的結(jié)果進(jìn)行比較可以發(fā)現(xiàn)，控制內(nèi)生性問題后，金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與行為的影響依然成立，不存在顯著差異。金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與依然具有顯著正向影響，且在1%水平上顯著；金融知識(shí)仍與新農(nóng)保繳費(fèi)支出顯著正相關(guān)，且在1%水平上顯著。這進(jìn)一步表明，金融知識(shí)是新農(nóng)保參與行為的一個(gè)重要影響因素。第一階段回歸結(jié)果顯示，一階段工具變量T值分別為32.99、32.99、34.48和40.05，超過T值等于10的經(jīng)驗(yàn)值(Stock和Yogo[29])，工具變量與內(nèi)生解釋變量具有顯著正向關(guān)聯(lián)，均在1%水平上顯著，表明工具變量滿足本文的相關(guān)性假設(shè)，也滿足排他性約束假設(shè)，工具變量只通過金融知識(shí)水平影響受訪者新農(nóng)保參與行為，而非經(jīng)過其他解釋變量或我們無法觀測(cè)的變量影響被解釋變量，本文所選取的工具變量不存在弱工具變量問題。DWH檢驗(yàn)顯示p值為0.000，這一結(jié)果也表明不存在弱工具變量問題，拒絕了金融知識(shí)不存在內(nèi)生性的原假設(shè)。

為了檢驗(yàn)前文結(jié)論的穩(wěn)健性，接下來需要對(duì)上文估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。使用金融知識(shí)各分項(xiàng)問題回答結(jié)果做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。受訪者對(duì)每個(gè)問題回答結(jié)果所表現(xiàn)出的金融知識(shí)是不同的[22]，因此對(duì)家庭新農(nóng)保參與行為的影響也是不相同的。選取受訪者利率計(jì)算問題回答正確、通貨膨脹問題回答正確和風(fēng)險(xiǎn)投資問題回答正確3個(gè)啞變量考察它們對(duì)新農(nóng)保參與行為的影響，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。可以發(fā)現(xiàn)，估計(jì)結(jié)果與基本基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

另外，考慮到從事金融行業(yè)的受訪者，其金融知識(shí)往往比較豐富，他們對(duì)于經(jīng)濟(jì)、金融方面的基礎(chǔ)知識(shí)接觸和了解較多，特別是對(duì)于新農(nóng)保等相關(guān)政策的認(rèn)識(shí)度較深。因此需剔除家中有從事金融行業(yè)的樣本進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保行為的當(dāng)期、長(zhǎng)期和動(dòng)態(tài)影響基本與表6一致，除金融知識(shí)的邊際效應(yīng)略有下降，但其結(jié)果依然顯著。受篇幅所限，未予報(bào)告。通過以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)可以得知，本文的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。豐富的金融知識(shí)有助于提高家庭當(dāng)期和長(zhǎng)期新農(nóng)保參與的積極性和新農(nóng)保繳費(fèi)檔次，同時(shí)會(huì)改善新農(nóng)保參與行為。

2.進(jìn)一步研究。基于以上結(jié)果可知金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與行為具有當(dāng)期、長(zhǎng)期和動(dòng)態(tài)影響。那么如何提升居民金融知識(shí)的作用效果則顯得尤為關(guān)鍵。Lusardi和Mitchell、尹志超等認(rèn)為提高金融知識(shí)水平比較直接有效的方法是金融教育[16][18]，金融教育是否能夠起到有效提高居民金融知識(shí)的效果呢？以及金融教育能否有效增強(qiáng)金融知識(shí)對(duì)居民新農(nóng)保參與行為的影響呢？為此，接下來本文將進(jìn)一步從金融教育視角出發(fā)探討其在金融知識(shí)與新農(nóng)保參與行為之間的關(guān)系。

首先，本文先驗(yàn)證金融教育是否能夠有效提高居民金融知識(shí)水平。表9報(bào)告了利用最近鄰匹配、半徑匹配以及核匹配后的ATT值，考察金融教育對(duì)農(nóng)村居民金融知識(shí)水平的影響。從表9結(jié)果可以看出，利用最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配方法進(jìn)行估計(jì)的ATT值分別為0.341、0.618和0.572，且均在1%水平上顯著為正，這表明金融教育確實(shí)有助于提高居民金融知識(shí)水平，且這一結(jié)果可以認(rèn)為是穩(wěn)健的。

表9 PSM估計(jì)的ATT值

下文進(jìn)一步探究金融教育能否有效增強(qiáng)金融知識(shí)對(duì)居民新農(nóng)保參與行為的影響，即驗(yàn)證金融教育是否能夠在金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與行為的當(dāng)期、長(zhǎng)期和動(dòng)態(tài)影響中起有效調(diào)節(jié)作用。為此，在模型(1)(2)基礎(chǔ)上加入金融教育以及金融教育與金融知識(shí)之間的交互項(xiàng)，估計(jì)結(jié)果見表10。由表10可知，在加入金融教育以及金融知識(shí)×金融教育交互項(xiàng)后，可以看到金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與和繳納金額的當(dāng)期和長(zhǎng)期影響基本與表6估計(jì)結(jié)果一致。從金融教育變量來看，金融教育對(duì)增加新農(nóng)保繳納金額的影響存在時(shí)滯，但從長(zhǎng)期和動(dòng)態(tài)視角看，效果還有待提高。究其原因，可能以中國人民銀行為主的在農(nóng)村地區(qū)所開展的金融教育培訓(xùn)項(xiàng)目或送知識(shí)下鄉(xiāng)等活動(dòng)還只是流于形式；農(nóng)村居民知識(shí)水平普遍偏低，學(xué)習(xí)的積極性及主動(dòng)性缺乏，對(duì)金融教育沒有足夠重視，參與積極性嚴(yán)重不足，致使金融教育效果不明顯。而對(duì)于已參與新農(nóng)保的農(nóng)村居民而言，他們比沒有參與新農(nóng)保的居民更積極地去關(guān)注相關(guān)信息，致使金融教育有利于提升居民的相關(guān)金融知識(shí)，進(jìn)而提升新農(nóng)保繳費(fèi)檔次。

表10 調(diào)節(jié)效應(yīng)估計(jì)

值得注意的是，金融知識(shí)×金融教育交互項(xiàng)邊際效應(yīng)或系數(shù)估計(jì)值均在10%或1%水平上顯著為正，且該值顯著大于金融知識(shí)邊際效應(yīng)或系數(shù)估計(jì)值，這表明金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保當(dāng)期、長(zhǎng)期和動(dòng)態(tài)影響與是否接受金融教育密切相關(guān)，接受金融教育后居民金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與行為的正面影響大于無金融教育群體。因此，這一結(jié)果無法拒絕金融教育是金融知識(shí)對(duì)居民新農(nóng)保參與行為影響的調(diào)節(jié)變量之一，金融教育能夠有效增強(qiáng)金融知識(shí)對(duì)居民新農(nóng)保參與和繳納金額的當(dāng)期、長(zhǎng)期和動(dòng)態(tài)影響。

五、結(jié)論與建議

本文基于2015年和2017年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)微觀數(shù)據(jù)研究了金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與行為的當(dāng)期、長(zhǎng)期和動(dòng)態(tài)影響。研究表明，金融知識(shí)有助于推動(dòng)農(nóng)村居民當(dāng)期和長(zhǎng)期參與新農(nóng)保，促進(jìn)參保居民當(dāng)期和長(zhǎng)期選擇更高新農(nóng)保繳費(fèi)檔次，并改善居民新農(nóng)保參與行為。具體而言，金融知識(shí)的提高對(duì)改善居民新農(nóng)保參與行為、提高居民當(dāng)期和長(zhǎng)期新農(nóng)保參與積極性和提升居民繳費(fèi)檔次具有顯著正向影響，但對(duì)新農(nóng)保繳納金額變化卻無顯著影響。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，金融教育能顯著提高居民金融知識(shí)，并且能夠有效增強(qiáng)居民金融知識(shí)對(duì)新農(nóng)保參與和繳費(fèi)金額的當(dāng)期、長(zhǎng)期和動(dòng)態(tài)影響。因此，在農(nóng)村地區(qū)開展金融教育、普及金融知識(shí)勢(shì)在必行，同時(shí)各級(jí)地方政府及金融機(jī)構(gòu)應(yīng)高度關(guān)注農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)，健全社會(huì)保障體系，以有效改善農(nóng)村居民新農(nóng)保參與行為。

新農(nóng)保政策作為農(nóng)民一項(xiàng)重要的養(yǎng)老保障制度，各級(jí)地方政府及金融機(jī)構(gòu)應(yīng)高度關(guān)注。(1)加大新農(nóng)保政策在農(nóng)村地區(qū)的宣傳力度和廣度，同時(shí)普及相關(guān)的金融知識(shí)，讓農(nóng)村居民能夠利用所學(xué)金融知識(shí)有效地分析新農(nóng)保政策對(duì)自身帶來的好處，激發(fā)對(duì)新農(nóng)保的需求。(2)加強(qiáng)金融教育項(xiàng)目培訓(xùn)和金融知識(shí)宣傳力度，努力提高農(nóng)村居民金融知識(shí)水平，增強(qiáng)金融教育實(shí)施效果。(3)各級(jí)政府及金融機(jī)構(gòu)應(yīng)加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)長(zhǎng)期性、針對(duì)性的金融教育培訓(xùn)和社會(huì)保障政策專業(yè)性解讀，鼓勵(lì)農(nóng)民積極參與金融教育項(xiàng)目培訓(xùn)，引導(dǎo)農(nóng)民在培訓(xùn)中和政策解讀中主動(dòng)學(xué)習(xí)、主動(dòng)思考、積極提問，同時(shí)將金融教育工作作為一項(xiàng)常態(tài)化工作，并動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)和反饋效果，及時(shí)調(diào)整培訓(xùn)方案，以期全面提升農(nóng)民金融知識(shí)水平和對(duì)養(yǎng)老保障政策的了解。(4)應(yīng)加大農(nóng)村地區(qū)優(yōu)質(zhì)教育資源投入力度，提高農(nóng)村地區(qū)整體教育水平，促進(jìn)農(nóng)村居民人力資本積累、提升家庭收入水平，并以此作為改善農(nóng)村地區(qū)居民新農(nóng)保參與行為的根本和長(zhǎng)效機(jī)制。

注釋：

①數(shù)據(jù)從國家統(tǒng)計(jì)局、國家人力資源和社會(huì)保障網(wǎng)站以及2013年全國人大常委會(huì)工作報(bào)告中收集整理而得。