侯香玲，修長百，劉玉春，李 潔

(內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010000)

1 文獻(xiàn)綜述

根據(jù)中國人民銀行發(fā)布《消費(fèi)者金融素養(yǎng)調(diào)查分析報(bào)告(2021)》，我國消費(fèi)者金融素養(yǎng)指數(shù)為66.81，目前我國消費(fèi)者金融素養(yǎng)水平一般且差異性較大，尤其老年人與青少年的金融素養(yǎng)水平相對較低。與此相應(yīng)的是伴隨著鄉(xiāng)村振興的提出，我國農(nóng)村加快了實(shí)現(xiàn)農(nóng)村農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的腳步，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化調(diào)整，農(nóng)村地區(qū)資金、技術(shù)等不斷流入，由此促進(jìn)農(nóng)戶收入增加、消費(fèi)水平提升、投資需求多元，農(nóng)戶面臨更多的資產(chǎn)配置問題，而金融素養(yǎng)作為一種重要的人力資本，勢必會伴隨著消費(fèi)、儲蓄等配置的全過程，并發(fā)揮著重要的作用。金融素養(yǎng)是否會影響農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出、金融素養(yǎng)與農(nóng)戶家庭金融行為、農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出之間存在何種關(guān)系，正是本文擬待解決的問題。

金融素養(yǎng)最早是由美國學(xué)者B.Douglas Bernheim(1996)提出，他首次將居民對于金融知識的接受程度引入家庭金融行為的研究中并發(fā)現(xiàn)前者會影響后者。然而，這并未引起學(xué)者們的關(guān)注，隨著金融危機(jī)的爆發(fā)，人們意識到金融素養(yǎng)的重要性。之后，學(xué)者們對金融素養(yǎng)與金融行為之間的關(guān)系進(jìn)行了深入研究，Rooij(2007)研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)水平與其受訪者金融行為之間存在正向關(guān)系，即當(dāng)居民金融素養(yǎng)提升時(shí)，其管理資金、運(yùn)用資金能力會隨之提高。學(xué)者們將研究重點(diǎn)放在金融素養(yǎng)與居民收入、資產(chǎn)配置、信貸獲得性等方面，何學(xué)松、孔榮(2019)發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)可以通過影響農(nóng)民金融行為從而在促進(jìn)居民收入；周雨晴、何廣文(2020)發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)高的農(nóng)戶其金融市場參與能力更強(qiáng)，居民對金融資產(chǎn)的配置比例也更高；吳衛(wèi)星(2018)等運(yùn)用夏普比率構(gòu)造指標(biāo)評價(jià)居民金融素養(yǎng)與其資產(chǎn)組合合理性，通過研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)水平較高的居民其資產(chǎn)組合更合理，更有利于居民積累財(cái)富；尹志超、宋全云等(2015)將正規(guī)信貸可得性作為間接變量引入金融知識影響家庭創(chuàng)業(yè)的研究中，發(fā)現(xiàn)金融知識水平越高的家庭，其對正規(guī)信貸的需求性越高，其正規(guī)信貸可得性越大。有關(guān)家庭消費(fèi)的研究，主要集中于家庭負(fù)債、家庭收入、家庭資產(chǎn)等對居民家庭消費(fèi)的影響。Modigliani E，Brumbereg R(1954)最早通過研究發(fā)現(xiàn)家庭合理的負(fù)債會優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)，從而實(shí)現(xiàn)家庭跨期消費(fèi)效應(yīng)的最優(yōu)。目前，大量學(xué)者們的研究均表明，收入會對消費(fèi)產(chǎn)生持續(xù)性影響(趙怡虹、李峰，2008；張五六、趙昕東，2012；王藝、李娜，2016)。范旭春、朱保華(2015)研究發(fā)現(xiàn)從短期來看，家庭消費(fèi)支出會受到當(dāng)下家庭面臨的消費(fèi)環(huán)境以及家庭對于未來預(yù)期的影響，而從長期來看，家庭收入與資產(chǎn)的增長則是導(dǎo)致家庭消費(fèi)支出的重要因素。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于金融素養(yǎng)的測度及其與金融行為的關(guān)系等為筆者研究提供重要啟示和有益借鑒。但梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究還存在不足：已有金融素養(yǎng)研究多集中于城市居民，對農(nóng)村居民尤其是對黃河灌區(qū)農(nóng)戶金融素養(yǎng)測度研究較少，且已有金融素養(yǎng)相關(guān)文獻(xiàn)中缺乏金融素養(yǎng)對農(nóng)戶家庭消費(fèi)影響的研究。鑒于此，筆者擬構(gòu)建農(nóng)戶金融素養(yǎng)與其家庭消費(fèi)之間的關(guān)系，計(jì)量分析農(nóng)戶金融素養(yǎng)對其家庭消費(fèi)的影響，以期實(shí)現(xiàn)金融素養(yǎng)視角下的農(nóng)戶家庭消費(fèi)優(yōu)化機(jī)制。

2 研究假設(shè)

金融素養(yǎng)是指消費(fèi)者利用金融知識與能力有效管理和支配自身金融資源并增進(jìn)經(jīng)濟(jì)福祉的能力(余文建等，2017)。隨著經(jīng)濟(jì)社會的不斷發(fā)展，金融產(chǎn)品等日益復(fù)雜化，這就要求居民必須提升自身金融素養(yǎng)水平，以適應(yīng)日益變化的金融市場。居民在進(jìn)行借貸、投資、消費(fèi)等各個環(huán)節(jié)均會涉及金融知識、能力使用及金融態(tài)度的表達(dá)。因此，金融素養(yǎng)水平較高的居民更能合理利用資金，實(shí)現(xiàn)家庭資產(chǎn)的最優(yōu)分配，并以此促進(jìn)消費(fèi)的提升，實(shí)現(xiàn)個人福利最大化。金融素養(yǎng)作為一種重要的人力資本，在家庭進(jìn)行金融決策中起到重要作用，而家庭消費(fèi)支出是家庭金融決策的重要部分，因此，二者之間必然存在一定的關(guān)系。從理論上來說，金融素養(yǎng)是提高家庭金融可得性的重要因素之一。擁有較高水平的個體，會擁有對金融知識更好的理解力、擁有對金融技能的使用能力和更加理性化的金融態(tài)度，基于此，家庭會更合理地利用自有資源，并提高自身的金融可得性。隨著家庭金融可得性的提高，其資產(chǎn)分配也會趨于合理化，并促進(jìn)家庭消費(fèi)支出的良好提高?；诖?，筆者認(rèn)為金融素養(yǎng)提高會使得家庭金融可得性提高，并促進(jìn)家庭消費(fèi)支出的良好提高。因此提出以下研究假設(shè)。

假設(shè)1：金融素養(yǎng)會正向影響農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出，即較高的金融素養(yǎng)能夠提升農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出水平。

假設(shè)2：金融素養(yǎng)通過影響農(nóng)戶家庭的金融可得性，進(jìn)而影響農(nóng)民家庭的消費(fèi)支出水平，即金融可得性在金融素養(yǎng)促進(jìn)農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出中具有中介作用。

3 數(shù)據(jù)說明與模型設(shè)定

3.1 數(shù)據(jù)說明

文中數(shù)據(jù)來源于內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院內(nèi)蒙古農(nóng)村牧區(qū)發(fā)展研究所對農(nóng)牧戶的調(diào)研，該課題于2020年11月—12月在內(nèi)蒙古自治區(qū)巴彥淖爾市3個旗縣、10個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、40個自然村進(jìn)行入戶采訪，樣本選取充分考慮到了地域差異及經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異，樣本有較好的代表性。具體調(diào)研問卷包括農(nóng)戶個體特征、農(nóng)戶家庭特征等。調(diào)研共發(fā)放問卷793份，回收問卷793份，問卷回收率為100%；其中有效問卷為714份，問卷有效率為90.04%。

3.2 變量選擇

3.2.1 農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出。筆者選取人均家庭消費(fèi)總支出、人均生存型消費(fèi)支出、人均發(fā)展型消費(fèi)支出為被解釋變量，反映農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出的指標(biāo)。其中，人均生存型消費(fèi)支出包括食品、服飾、房屋修建或維護(hù)、能源開支等；人均發(fā)展型消費(fèi)支出包括醫(yī)療支出、人情禮金開支、教育開支、通信開支、交通運(yùn)輸開支等。

3.2.2 金融素養(yǎng)。筆者選取金融素養(yǎng)為解釋變量，參照張歡歡等(2017)以及中國人民銀行構(gòu)建消費(fèi)者金融素養(yǎng)指數(shù)的方法，構(gòu)建了包括金融知識、金融技能、金融態(tài)度的綜合金融素養(yǎng)指標(biāo)體系。采用主成分分析法和最大方差法，根據(jù)成分特征值>1的原則，提取了16個公因子，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)74%，并將上述各因子的方差貢獻(xiàn)率占總方差貢獻(xiàn)率的比重作為權(quán)重，加總得出農(nóng)戶總體金融素養(yǎng)水平。由因子分析得KMO為0.804，說明樣本適合做因子分析并提取公共因子。

表1 金融素養(yǎng)提取變量降維過程

3.2.3 家庭金融可得性。筆者參照尹志超(2015)以及羅娟、王露露(2017)采用農(nóng)戶家庭銀行卡數(shù)量作為對金融可得性的考察標(biāo)準(zhǔn)，選取農(nóng)戶家庭擁有的銀行卡、存折數(shù)量為中介變量，來反映農(nóng)戶家庭金融可得性。

3.2.4 控制變量。筆者選取農(nóng)戶個體特征中的性別、年齡、受教育年限、婚姻狀況、職業(yè)、健康狀況，家庭特征中選取家庭總?cè)丝跀?shù)、家庭凈收入，自有土地面積來反映控制變量。具體見表2。

表2 各變量賦值及描述性統(tǒng)計(jì)

3.3 模型設(shè)定

3.3.1 OLS模型。為驗(yàn)證假設(shè)1，即金融素養(yǎng)能夠促進(jìn)農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出的提高。筆者采取OLS模型進(jìn)行估計(jì)，具體模型如下：

lnCON=λ0+λ1FL+λ2Xi+ε

(1)

其中，CON表示農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出，F(xiàn)L表示農(nóng)戶金融素養(yǎng)，Xi表示控制變量，包括農(nóng)戶個體特征與家庭特征，ε表示誤差項(xiàng)。

3.3.2 中介模型。為驗(yàn)證假設(shè)2，即農(nóng)戶金融行為在金融素養(yǎng)促進(jìn)農(nóng)戶家庭消費(fèi)中的中介效應(yīng)，筆者采用溫忠麟(2014)提出的中介檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，構(gòu)建中介模型具體如下：

lnCON=α0+α1FL+α2Xi+μ1

(2)

M=β0+β1FL+β2Xi+μ2

(3)

lnCON=φ0+φ1FL+φ2M+φ3Xi+μ3

(4)

其中，CON表示農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出，F(xiàn)L表示農(nóng)戶金融素養(yǎng)，Xi表示控制變量，包括農(nóng)戶個體特征與家庭特征，M表示中介變量，即農(nóng)戶金融行為，文中用農(nóng)戶家庭所擁有的銀行卡數(shù)量來衡量，μ表示誤差項(xiàng)。

4 實(shí)證分析

4.1 金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶家庭消費(fèi)結(jié)果估計(jì)

對式(1)進(jìn)行OLS回歸分析，由表4可知，金融素養(yǎng)對農(nóng)戶家庭人均消費(fèi)支出、農(nóng)戶家庭人均發(fā)展型消費(fèi)支出產(chǎn)生顯著的正向影響，金融素養(yǎng)會對農(nóng)戶家庭消費(fèi)產(chǎn)生影響，但金融素養(yǎng)對農(nóng)戶家庭生存型消費(fèi)支出沒有影響。此外，家庭凈收入、農(nóng)戶個體特征中的健康狀況、婚姻狀況、受教育年限以及農(nóng)戶家庭特征中的自有土地面積對農(nóng)戶家庭人均消費(fèi)支出、農(nóng)戶家庭人均發(fā)展型消費(fèi)支出產(chǎn)生的正向影響，其中，農(nóng)戶個體特征中的婚姻狀況并未對農(nóng)戶家庭人均發(fā)展型消費(fèi)支出產(chǎn)生正向影響；而農(nóng)戶家庭特征中的家庭成員數(shù)量則會對農(nóng)戶家庭人均消費(fèi)支出、農(nóng)戶家庭人均發(fā)展型消費(fèi)支出產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。

表3 金融素養(yǎng)對農(nóng)戶家庭消費(fèi)的影響

考慮到上述結(jié)果會存在內(nèi)生性問題：①因?yàn)榧彝ハM(fèi)支出水平高的農(nóng)戶其涉及的儲蓄、消費(fèi)、投資等相關(guān)知識的學(xué)習(xí)也會較多，所以農(nóng)戶的金融素養(yǎng)水平也會提高，這就導(dǎo)致其存在因果聯(lián)立問題；②因?yàn)檫z漏變量的偏差或測量誤差也會導(dǎo)致該問題。由于受訪農(nóng)戶會向同村其他農(nóng)戶學(xué)習(xí)金融知識等而提高自身金融素養(yǎng)水平，但同村其他農(nóng)戶金融素養(yǎng)水平又不會對該農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出水平產(chǎn)生影響，因此該變量符合工具變量要求。所以，筆者以農(nóng)戶同一村內(nèi)收入等級相同的其他農(nóng)戶的金融素養(yǎng)均值作為工具變量，采用包含內(nèi)生變量的兩階段回歸(TSLS)，采用工具變量法進(jìn)行兩階段回歸估計(jì)，結(jié)果顯示，其F值分別為256.40，53.144，大于其統(tǒng)計(jì)臨界值13.61，說明不存在弱工具變量問題。其DWH檢驗(yàn)值分別為1.431，1.614，其結(jié)果分別在1%、5%、10%的水平上拒絕了所有解釋變量均為外生性變量的原假設(shè)，因此，說明該工具變量選擇較合理，存在內(nèi)生變量。

4.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

文中參考溫忠麟(2014)提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，以農(nóng)戶家庭金融可得性作為中介變量考察金融素養(yǎng)對農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出的作用機(jī)制。首先分別做農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出、農(nóng)戶家庭發(fā)展型消費(fèi)支出對金融素養(yǎng)的回歸，結(jié)果顯示金融素養(yǎng)回歸系數(shù)為正，且金融素養(yǎng)估計(jì)系數(shù)P值在1%、5%、10%的水平下都顯著，說明金融素養(yǎng)對農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出、農(nóng)戶家庭發(fā)展型消費(fèi)支出有顯著影響，即可以進(jìn)入中介效應(yīng)檢驗(yàn)的第二步。

做金融可得性對金融素養(yǎng)的回歸，結(jié)果顯示金融素養(yǎng)回歸系數(shù)為正，且金融素養(yǎng)估計(jì)系數(shù)P值在1%、5%、10%的水平下都顯著，說明金融素養(yǎng)對農(nóng)戶金融可得性有顯著影響，即可進(jìn)入中介效應(yīng)檢驗(yàn)的第三步。

分別做農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出、農(nóng)戶家庭發(fā)展型消費(fèi)支出對金融素養(yǎng)和金融可得性的回歸，結(jié)果顯示金融素養(yǎng)的估計(jì)系數(shù)均發(fā)生了下降，表明該模型為部分中介模型，分別計(jì)算其中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重，得到如下結(jié)果：農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出的中介效應(yīng)占總效應(yīng)比重為11.3%，農(nóng)戶家庭發(fā)展型消費(fèi)的中介效應(yīng)占總效應(yīng)比重為11.6%。有上述結(jié)果表明，前文所設(shè)的假設(shè)2得到了驗(yàn)證，即金融素養(yǎng)通過影響農(nóng)戶家庭的金融可得性，進(jìn)而影響農(nóng)民家庭的消費(fèi)支出，即金融可得性在金融素養(yǎng)促進(jìn)農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出中具有中介作用(具體結(jié)果如表4、表5所示)。

表4 農(nóng)戶家庭消費(fèi)總支出中介效應(yīng)結(jié)果

表5 農(nóng)戶家庭發(fā)展型消費(fèi)支出中介效應(yīng)結(jié)果

5 結(jié)論與建議

筆者通過運(yùn)用因子分析法構(gòu)造黃河灌區(qū)農(nóng)戶金融素養(yǎng)指標(biāo)體系，探究其對當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶家庭消費(fèi)的影響。根據(jù)實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)會正向影響農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出；進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)通過影響農(nóng)戶家庭的金融可得性，進(jìn)而影響農(nóng)民家庭的消費(fèi)支出水平，即金融可得性在金融素養(yǎng)促進(jìn)農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出中具有中介作用。

政府應(yīng)充分發(fā)揮其主導(dǎo)作用，加強(qiáng)對農(nóng)戶金融知識、金融能力等方面的培訓(xùn)和引導(dǎo)；社會各界力量應(yīng)深入農(nóng)村與嘎查村落合作組織開展有關(guān)金融知識方面的學(xué)習(xí)與教育，例如銀行等金融機(jī)構(gòu)應(yīng)積極開展金融知識、技能講座，提高農(nóng)戶的金融知識了解程度；農(nóng)戶充分利用自身手中的資源，例如網(wǎng)絡(luò)、電視等，學(xué)習(xí)金融知識，提高自身金融素養(yǎng)水平，由此來促進(jìn)農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出的提升，提高農(nóng)戶的幸福感，帶動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村現(xiàn)代化。