魯釗陽，馬輝

（西南政法大學 經(jīng)濟學院，重慶 渝北401120）

一、引言

2020年，我國如期實現(xiàn)全面消除絕對貧困目標，順利完成了全面建成小康社會的總體目標。貧困人口階段性脫貧、貧困縣全部摘帽，有力地推動了各地經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展，也在很大程度上直接提升了農(nóng)村居民的幸福感和獲得感。隨著我國絕對貧困的全面消除，貧困問題還將以相對貧困形式存在。為此，2021年中央一號文件明確指出，要穩(wěn)步加快鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展，以產(chǎn)業(yè)為支撐來實現(xiàn)鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興的有效銜接，逐步解決農(nóng)村的相對貧困。實踐也已經(jīng)證明，要使農(nóng)村居民穩(wěn)步跨越貧困的二次門檻，就必須基于農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)實，依托政府有關(guān)鄉(xiāng)村振興的支農(nóng)惠民政策助力農(nóng)民增產(chǎn)增收。當然，影響農(nóng)民增產(chǎn)增收的因素很多，金融素養(yǎng)問題不應(yīng)該被忽視。

作為家庭金融研究的重要組成部分，金融素養(yǎng)問題備受學者們關(guān)注。部分學者從金融素養(yǎng)的經(jīng)濟效應(yīng)出發(fā)進行研究，認為金融素養(yǎng)對居民創(chuàng)業(yè)、家庭金融資產(chǎn)配置、農(nóng)村要素市場整合發(fā)育、家庭債務(wù)等均有顯著影響［1-4］。部分學者從金融素養(yǎng)與家庭負債之間的關(guān)系出發(fā)進行研究，認為提高居民金融素養(yǎng)水平可以顯著降低家庭負債和家庭金融脆弱性，但是，金融素養(yǎng)對居民家庭農(nóng)房抵押貸款、信用消費行為等存在顯著正向促進作用；不僅如此，降低家庭負債會進一步增加家庭已婚女性的就業(yè)概率，家庭就業(yè)概率的增加將會進一步提高家庭居民的可支配收入，從而產(chǎn)生持續(xù)性的減貧效應(yīng)；降低家庭金融脆弱性并優(yōu)化家庭居民金融資產(chǎn)配置，可以提高家庭金融資產(chǎn)配資效率，增加家庭金融資產(chǎn)凈收入［5-7］。很顯然，提高金融素養(yǎng)在一定程度上可以緩解貧困。到底哪些因素會導致貧困呢？理論上來說，父母婚姻狀況、比較收入分配、農(nóng)村普惠金融水平、教育投入、互聯(lián)網(wǎng)使用、公共服務(wù)供給以及生計資本轉(zhuǎn)換等均是導致貧困的原因［8-12］。隨著我國絕對貧困的消除，解決相對貧困問題迫在眉睫。要解決農(nóng)村相對貧困問題，必須全方位、多角度審視導致農(nóng)村相對貧困產(chǎn)生的原因。從當前我國各地的實際情況來看，提高居民整體金融素養(yǎng)，可以顯著優(yōu)化居民家庭金融資產(chǎn)配置效率、增加居民可支配收入，進而可以發(fā)揮顯著的減貧效應(yīng)。也就是說，提高居民金融素養(yǎng)水平對貧困減緩具有顯著的積極影響，但該種影響具有顯著的異質(zhì)性［13］；不可否認的是，減緩相對貧困會增加貧困居民收入、刺激消費需求，進而推動地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展［14］。進一步地講，提高居民金融素養(yǎng)可明顯增加居民創(chuàng)業(yè)概率，而居民創(chuàng)業(yè)概率的增加可進一步提高居民收入水平和消費水平，這無論在短期還是長期均存在顯著的減貧效應(yīng)。此外，提高消費者個體的金融素養(yǎng)，還能夠顯著提升信用消費對短期消費和長期潛在消費的刺激作用。絕對貧困的全面消除、完善的社會保障使得我國居民“低消費、高儲蓄”的局面被全面打破，居民消費水平開始隨著收入水平的提高而提高。

解決農(nóng)村相對貧困問題，推動地區(qū)經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，并使農(nóng)村居民幸福感更足、獲得感更強、安全感更有保障，這備受黨中央、國務(wù)院的重視。因此，高質(zhì)量脫貧問題受到學者們的高度關(guān)注。從當前各地的實踐來看，增加政府的公共財政支出、強化居民的教育培訓力度以及提升區(qū)域信息化水平已經(jīng)成為各地政府較為普遍的做法。理論上來說，這種基于財政政策的脫貧做法實際成效可能會存在一些問題?，F(xiàn)實中，政府在制度安排和經(jīng)濟增長中的角色定位似乎面臨著一個“悖論”。一方面，在基于合理制度安排下，政府將會提高供給支出的效率與質(zhì)量，將目標資金作用于靶向性基礎(chǔ)建設(shè)，這不僅可以提高居民收入水平，還可以起到減貧效應(yīng)；另一方面，對于一個“非善良”的政府而言，在晉升錦標賽和獎勵機制的作用下，可能會將更多的政府公共支出轉(zhuǎn)化為政府投資以獲取更大的經(jīng)濟收益。因此，政府在凸顯基本公共服務(wù)的減貧效應(yīng)時應(yīng)進一步強化主觀能動性在脫貧中的作用，而提高居民金融素養(yǎng)則可更好地促進金融決策或規(guī)范金融行為［15］。比如，尹志超等認為，金融知識主要通過改善家庭借款渠道偏好、提高家庭正規(guī)信貸需求和正規(guī)信貸可得性以及改善家庭的風險態(tài)度來降低金融約束等對創(chuàng)業(yè)精神的抑制作用，進而提高家庭創(chuàng)業(yè)意愿［16］；楊柳和劉芷欣認為，金融素養(yǎng)與家庭商業(yè)保險消費的可能性以及程度呈正相關(guān)關(guān)系，金融素養(yǎng)高的消費者更愿意持有商業(yè)健康保險和商業(yè)人壽保險，而不愿意持有商業(yè)財產(chǎn)保險［17］；孟德鋒等也認為，提高消費者金融素養(yǎng)能顯著提升信用消費對短期消費和長期潛在消費的刺激作用，可以顯著減少其高成本的信用消費行為［18］。同時，金融素養(yǎng)較高的家庭可更好地對未來做養(yǎng)老規(guī)劃、參與股票市場投資和尋求更好的金融服務(wù)率［19］。魏麗萍等認為，消費者金融素養(yǎng)水平越高，越傾向于參與互聯(lián)網(wǎng)金融市場；風險感知水平越低，越傾向于參與互聯(lián)網(wǎng)金融市場；金融素養(yǎng)、風險容忍、風險感知對互聯(lián)網(wǎng)金融投資決策共同影響的機制為鏈式效應(yīng)，即金融素養(yǎng)→風險容忍→風險感知→投資決策［20］。而科學合理做出金融決策的居民所擁有的金融資產(chǎn)種類越多，在資產(chǎn)配置行為中就會更好、更全面地進行理財規(guī)劃［21］。居民金融決策多樣性選擇能夠有效降低農(nóng)戶貧困的脆弱性，對個體農(nóng)戶而言，大規(guī)模創(chuàng)業(yè)主要通過風險管理效應(yīng)降低風險脆弱性，小規(guī)模創(chuàng)業(yè)則能夠同時通過風險管理和收入增長效應(yīng)緩減貧困脆弱性［22］。

圍繞金融素養(yǎng)和農(nóng)村貧困問題，雖然既有文獻較為豐富，但鮮有學者研究金融素養(yǎng)對農(nóng)村相對貧困的影響，本文從理論和實證層面考察金融素養(yǎng)對農(nóng)村相對貧困的影響，為厘清金融素養(yǎng)與農(nóng)村相對貧困的關(guān)系提供新的經(jīng)驗認知。這不僅可以為未來解決農(nóng)村相對貧困問題提供新的思路，還可以進一步豐富中國特色反貧困理論。在具體實證研究的過程中，本文先后采用多種不同的識別策略來進行穩(wěn)健性檢驗，也從不同維度對金融素養(yǎng)緩解農(nóng)村居民相對貧困進行異質(zhì)性檢驗，實證結(jié)果更為穩(wěn)健可信。本文的研究結(jié)論將在一定程度上可以為政府緩解農(nóng)村居民相對貧困問題提供新的思路，對農(nóng)村居民高質(zhì)量擺脫相對貧困具有重要意義。

二、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于2014年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)①。該數(shù)據(jù)在本文所選擇的核心解釋變量金融素養(yǎng)方面，設(shè)計了關(guān)于金融素養(yǎng)的基本知識和金融風險方面的問題，能夠滿足研究的實際需要。本文主要使用2014年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)中有關(guān)農(nóng)村地區(qū)方面的數(shù)據(jù)，在研究過程中發(fā)現(xiàn)，新疆、內(nèi)蒙古、青海、西藏、寧夏、海南等省級單位農(nóng)村地區(qū)樣本數(shù)據(jù)缺失嚴重且問卷調(diào)查個體較少，故將其剔除，最終選用除上述省級單位外的其他省級單位數(shù)據(jù)，共計5 284個家庭樣本。其中，東部地區(qū)1 860個農(nóng)村樣本，中部地區(qū)2 074個農(nóng)村樣本，西部地區(qū)1 350個農(nóng)村樣本。

（二）變量定義

1.被解釋變量即居民相對貧困

從既有文獻資料來看，相對貧困線的測度主要有四種方法，分別為收入比例法、恩格爾系數(shù)法、擴展性線性支出模型法（ELES）以及馬丁法。國際上對相對貧困線的測度，主要采用收入分配界定法，即先按居民可支配收入水平界定絕對貧困線，再由絕對貧困線來界定相對貧困線［23］。以此為基礎(chǔ)，本文首先將樣本數(shù)據(jù)中農(nóng)村居民人均可支配收入中位數(shù)和居民家庭人均凈資產(chǎn)收入中位數(shù)的40%分別作為當年農(nóng)村地區(qū)居民收入性相對貧困和資產(chǎn)性相對貧困的界定線②，同時將農(nóng)村居民人均可支配收入的中位數(shù)和居民家庭人均凈資產(chǎn)收入中位數(shù)的60%作為農(nóng)村居民2020年以后相對貧困界定線。需要特別說明的是，在穩(wěn)健性檢驗過程中，本文將引入相對貧困虛擬變量，若居民人均可支配收入和人均凈資產(chǎn)收入低于相對貧困劃定線，則將其賦值為1，否則賦值為0。

2.核心解釋變量即金融素養(yǎng)

由于本文所使用的是2014年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，其對金融素養(yǎng)進行衡量的指標較多，故用因子分析法將表征金融素養(yǎng)的多個不同的指標合成為一個指數(shù)?；谘芯康膶嶋H需要，本文將金融素養(yǎng)的指數(shù)劃分為兩個維度，分別是初級金融素養(yǎng)和高級金融素養(yǎng)。CFPS（2014）問卷中刻畫初級金融素養(yǎng)的題目主要涉及“定期利率”“一年期本息和”“貨幣購買力”“通貨膨脹率”“銀行決策”“財經(jīng)關(guān)注度”“股票和基金基本區(qū)別”等方面，這些問題可以從側(cè)面反映個體居民的基本金融常識，故可用來表征農(nóng)村居民的初級金融素養(yǎng)。在實際研究過程中，受訪者如果可以正確回答上述問題，將其賦值為1，否則賦值為0；然后將最終賦值后的指標運用因子分析法提取主要反映居民初級金融素養(yǎng)的指標，再通過累積方差貢獻率以及KMO檢驗和巴特利特球度檢驗③進行進一步驗證，最終使用因子分析法合成農(nóng)村居民初級金融素養(yǎng)指數(shù)。CFPS（2014）問卷中，可用于識別居民高級金融素養(yǎng)的指標主要涉及“產(chǎn)品投資風險”“金融理財風險”“養(yǎng)老計劃”“居民金融知識水平”“股票、基金功能性區(qū)別”“價值比較”“制定長期財務(wù)計劃”“央行職能”等，采用與合成居民初級金融素養(yǎng)指數(shù)同樣的方法，合成居民高級金融素養(yǎng)指數(shù)④。

3.控制變量

基于數(shù)據(jù)可得性考慮，本文選用性別、年齡、年齡的平方、婚姻狀況、受教育水平、健康狀況、宗教信仰、鄰里關(guān)系、家庭基本支出、政府保障、家庭總收入、家庭規(guī)模、戶主是否從事農(nóng)業(yè)、家庭債務(wù)等指標作為控制變量。主要變量的定義及描述性統(tǒng)計分析結(jié)果如表1所示。

表1 主要變量定義及描述性統(tǒng)計分析結(jié)果

（三）模型構(gòu)建

在確定變量的前提下，本文將金融素養(yǎng)影響農(nóng)村相對貧困的基準模型設(shè)定為：

其中，下標i和j分別表示第i個受訪者和第j個家庭，X指影響被解釋變量的微觀個體特征，Z指影響被解釋變量的微觀家庭特征，εi是總體隨機擾動項。變量Relativepoverty是衡量農(nóng)村居民個體相對貧困的虛擬變量，在具體處理過程中，本文對居民相對貧困的測度主要從兩個維度來進行。第一個維度是將居民人均可支配收入中位數(shù)的40%作為收入性相對貧困界定線，如果居民人均可支配收入低于該界限值則將其賦值為1，否則賦值為0；同理，將居民人均凈資產(chǎn)收入中位數(shù)的40%作為資產(chǎn)性相對貧困界定線，如果居民人均凈資產(chǎn)收入低于該界限值則將其賦值為1，否則賦值為0。第二個維度是將人均可支配收入中位數(shù)和人均凈資產(chǎn)收入中位數(shù)的60%作為2020年我國全面建成小康社會農(nóng)村居民生活水平普遍提高后的相對貧困界定線。之所以提高農(nóng)村居民相對貧困線界定標準，主要是考慮隨著經(jīng)濟的發(fā)展，中央政府通過各種措施提高農(nóng)村居民就業(yè)率，這在很大程度上直接提高了農(nóng)村居民的可支配收入。變量Financialliterzcy主要用于衡量農(nóng)村居民金融素養(yǎng)水平，也就是前文所測度的農(nóng)村居民初級金融素養(yǎng)指數(shù)和高級金融素養(yǎng)指數(shù)。

三、理論假說與實證分析

（一）理論假說

基于前面文獻分析，本文提出兩個有待檢驗的基礎(chǔ)理論預(yù)期假說：

H1：提高農(nóng)村居民金融素養(yǎng)水平，可降低居民陷入收入性相對貧困的概率；

H2：提高農(nóng)村居民金融素養(yǎng)水平，可降低居民陷入資產(chǎn)性相對貧困的概率。

基于前面文獻理論“金融素養(yǎng)水平→金融決策→居民相對貧困”的中介傳導機制，本文提出一個有待檢驗的作用機制假說：

H3：提高農(nóng)村居民金融素養(yǎng)水平，可通過優(yōu)化農(nóng)村居民金融決策行為來增加農(nóng)村居民金融資產(chǎn)配置收益，進而起到減弱居民陷入收入性和資產(chǎn)性相對貧困概率的經(jīng)濟效應(yīng)。

（二）基礎(chǔ)回歸分析

金融素養(yǎng)對農(nóng)村居民相對貧困影響的基礎(chǔ)回歸結(jié)果如表2所示。由回歸結(jié)果可知：無論核心被解釋變量是取農(nóng)村居民初級金融素養(yǎng)還是取農(nóng)村居民高級金融素養(yǎng)，金融素養(yǎng)都可以緩解農(nóng)村居民的相對貧困。進一步地講，由（Ⅰ）和（Ⅱ）兩列回歸結(jié)果可知，提高農(nóng)村居民初級和高級金融素養(yǎng)，可顯著降低農(nóng)村居民陷入收入性相對貧困的概率；由（Ⅱ）和（Ⅲ）兩列回歸結(jié)果可知，提高農(nóng)村居民初級和高級金融素養(yǎng)，可顯著降低農(nóng)村居民陷入資產(chǎn)性相對貧困的概率。可見，提高農(nóng)村居民金融素養(yǎng)，可顯著降低農(nóng)村居民的相對貧困程度，這一估計結(jié)果很好地印證了理論假設(shè)H1和H2。由（Ⅴ）和（Ⅵ）兩列回歸結(jié)果可知，農(nóng)村居民初級金融素養(yǎng)每提高一個標準差（0.115 2），可使得農(nóng)村居民家庭相對貧困發(fā)生率降低1.7個百分點，而農(nóng)村居民高級金融素養(yǎng)每提高一個標準差（0.131 0），可使得農(nóng)村居民家庭相對貧困發(fā)生率降低1.4個百分點，即提升居民金融素養(yǎng)水平可產(chǎn)生顯著的反貧困效應(yīng)。

表2 金融素養(yǎng)對農(nóng)村居民相對貧困影響的基礎(chǔ)回歸結(jié)果

從控制變量來看，在一個家庭中，男性相對于女性將會承擔更多養(yǎng)家責任，男性會更傾向于外出創(chuàng)業(yè)或受雇賺錢，以提高家庭可支配收入和人均凈資產(chǎn)收入。因此，男性較女性可產(chǎn)生更強的減貧效應(yīng)。居民年齡對貧困狀況的影響一般通過收入這個中介變量發(fā)揮作用，顯然，居民年齡與收入之間呈現(xiàn)出“倒U型”關(guān)系，進而居民年齡與其相對貧困狀況也呈現(xiàn)出“倒U型”關(guān)系，因此，年齡的平方對居民收入性相對貧困的邊際效應(yīng)為正，而對居民資產(chǎn)性相對貧困的邊際效應(yīng)則為負。與未婚家庭相比，已婚家庭的居民需要更多的時間用來照顧孩子或老人，這將減少其從事工作的時間，會進一步提高其陷入相對貧困的概率。相對來說，個體受教育水平越高，在就業(yè)市場中越有優(yōu)勢，越不容易陷入相對貧困狀態(tài)。強健的體魄是個體從事一切工作的重要基礎(chǔ)，與身體羸弱者相比，身體強壯的勞動者更容易擺脫相對貧困。居民宗教信仰程度將直接影響其參與生產(chǎn)勞動的時間投入，這可能會提高居民陷入相對貧困的概率。良好的鄰里關(guān)系，不僅有利于個體保持愉悅的心態(tài)來對待工作，也有利于為個體拓展事業(yè)空間創(chuàng)造條件［24］。過高的家庭基本支出，意味著家庭的負擔更重，顯然不利于家庭擺脫相對貧困狀態(tài)。健全的社會保障，不僅有利于緩解相對貧困人口的生活窘境，還有助于為相對貧困家庭擺脫相對貧困創(chuàng)造條件。家庭總收入的增加，意味著家庭人均收入的提高，這是家庭擺脫相對貧困的重要保障。家庭規(guī)模越大，可能意味著家庭負擔越重，這不利于家庭擺脫相對貧困。隨著國家對農(nóng)業(yè)越來越重視，扎實開展農(nóng)業(yè)生產(chǎn)可以實現(xiàn)增產(chǎn)增收的目標。家庭債務(wù)可能是因為擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動所導致的，從長期看，這對家庭擺脫相對貧困有積極意義。

（三）穩(wěn)健性檢驗

第一，替換被解釋變量（抗壓測試）。在前文的研究中，選取居民人均可支配收入中位數(shù)和人均凈資產(chǎn)收入中位數(shù)的40%作為農(nóng)村居民相對貧困界定線，以此來構(gòu)建居民收入性和資產(chǎn)性相對貧困虛擬變量。但是，隨著經(jīng)濟增長和“三農(nóng)問題”的日益被重視，國家先后出臺了一系列支農(nóng)惠農(nóng)政策，旨在全面提高農(nóng)村地區(qū)居民的可支配收入水平和人均凈資產(chǎn)收入水平。Nicole以人均可支配收入中位數(shù)的70%作為相對貧困線，系統(tǒng)評價了德國收入的貧困風險率（AROPR）以及德國相對貧困狀況［25］。李瑩等分別以居民人均可支配收入中位數(shù)的40%、50%和60%作為居民相對貧困界定線，研究了我國城鄉(xiāng)居民相對貧困線的界定標準與測算規(guī)模［26］。鑒于此，本文將人均可支配收入中位數(shù)以及人均凈資產(chǎn)收入中位數(shù)的60%作為農(nóng)村居民相對貧困界定線，若樣本內(nèi)居民個體收入低于該相對貧困臨界線，則將其賦值為1，反之賦值為0，并以此作為穩(wěn)健性檢驗中新的被解釋變量來進行驗證，實證結(jié)果如表3所示。由表3估計結(jié)果可知，重新界定農(nóng)村地區(qū)居民相對貧困標準，將更多居民個體納入相對貧困范圍后的實證研究發(fā)現(xiàn)，提高居民金融素養(yǎng)依然可以產(chǎn)生顯著的減貧效應(yīng)。無論是提高農(nóng)村居民初級金融素養(yǎng)水平還是提高高級金融素養(yǎng)水平，均可降低農(nóng)村居民陷入相對貧困的概率。

表3 金融素養(yǎng)對農(nóng)村居民收入性相對貧困和資產(chǎn)性相對貧困影響的實證結(jié)果

第二，內(nèi)生性問題討論（反向因果關(guān)系影響）。從理論層面上講，引發(fā)內(nèi)生性問題的來源主要有遺漏變量偏差、反向因果關(guān)系、測量偏差等。但在實際抽驗過程中，研究者在選用樣本數(shù)據(jù)后，均會對樣本數(shù)據(jù)進行基礎(chǔ)預(yù)處理。因此，由測量偏差引發(fā)內(nèi)生性問題的可能性很小，一般都不進行重點討論。而在一般的實證研究過程中，由遺漏變量偏差和反向因果聯(lián)系引發(fā)的內(nèi)生性問題在既有實證研究中普遍存在，也是學者們關(guān)注的重點。因此，本文首先討論由反向因果聯(lián)系引發(fā)的內(nèi)生性問題。在本文研究中，金融素養(yǎng)與居民相對貧困之間可能存在反向因果聯(lián)系。提高農(nóng)村居民金融素養(yǎng)水平，可規(guī)范其金融決策行為，使農(nóng)村居民對家庭金融資產(chǎn)做出多樣化、合理化配置。具備更高金融素養(yǎng)的居民，可對金融理財產(chǎn)品做出科學合理的理財規(guī)劃，這樣不僅可以使收入來源多樣化，還可以增加家庭金融資產(chǎn)性收入，以起到減貧作用。反過來，居民可支配收入和凈資產(chǎn)收入的不斷增加，可激勵居民不斷學習更多防范金融風險、優(yōu)化金融理財?shù)南嚓P(guān)專業(yè)知識，從而快速提升居民金融素養(yǎng)水平。因此，在本文中，農(nóng)村居民金融素養(yǎng)可能為一個內(nèi)生解釋變量，故需要選取合理且有效的工具變量，以消除核心解釋變量對被解釋變量的估計偏誤問題，盡量使得核心解釋變量始終處于嚴格外生的環(huán)境中。本文基于研究數(shù)據(jù)的可得性考慮，選取“父母金融知識水平”作為受訪者金融素養(yǎng)水平的工具變量。顯然，一個有效工具變量必須滿足如下兩個條件。（1）相關(guān)性：本文所選的工具變量“父母親金融知識水平”和居民金融素養(yǎng)高度相關(guān)；父母金融知識水平的高低，將直接影響受訪者對金融知識的理解和掌握程度。受訪者在父母金融知識的影響下，將會樹立正確的金錢觀和理財觀，在他們?nèi)娼佑|貨幣之前，將會熟練掌握金融理財基礎(chǔ)知識以及具有對一些風險理財產(chǎn)品的經(jīng)驗性認知，金融知識的逐步積累，將會直接提升受訪者金融素養(yǎng)水平，即父母的金融知識水平與受訪者金融素養(yǎng)水平高度相關(guān)。（2）外生性：本文所選工具變量不會直接影響被解釋變量，只能通過內(nèi)生變量去影響被解釋變量，被解釋變量也不會反過來直接影響工具變量，在既有文獻的研究中該工具變量也被學者們多次使用。綜上所述，本文所選工具變量滿足相關(guān)性和外生性要求，即為有效工具變量⑤?；貧w結(jié)果如表4所示，在引入有效工具變量消除內(nèi)生性問題以后，提升農(nóng)村居民金融素養(yǎng)水平所產(chǎn)生的減貧效果將更大，且均通過了1%水平下的顯著性檢驗。同時，這一回歸結(jié)果與本文前面部分提出的理論假說保持一致，即提升農(nóng)村居民金融素養(yǎng)水平，可顯著降低居民陷入相對貧困的概率。在進行工具變量估計分析時，對核心解釋變量內(nèi)生性進行檢驗時發(fā)現(xiàn)，內(nèi)生性識別的P值在5%及以上顯著性水平下拒絕了“核心解釋變量為外生變量”的原假設(shè)，這說明核心解釋變量是內(nèi)生解釋變量，適合使用工具變量法消除內(nèi)生性問題。

表4 工具變量法視角下金融素養(yǎng)對農(nóng)村居民相對貧困影響的實證結(jié)果

第三，內(nèi)生性問題討論（遺漏變量偏差影響）。接下來，將借鑒Nunn和Wantchekon、陳剛使用的識別策略來進一步討論本文研究中是否存在由遺漏變量偏差引發(fā)的內(nèi)生性問題［27-28］。該識別策略的基本思想為：在限定已有可觀測變量對被解釋變量影響的基礎(chǔ)上，不可觀測變量對被解釋變量的影響強度達到多少時，可造成核心解釋變量對被解釋變量的邊際效應(yīng)存在明顯的估計偏誤。在本文的研究中，分別構(gòu)建如下回歸模型來闡述這一識別策略。

在方程（2）中考慮加入的限定性控制變量與基礎(chǔ)回歸階段本文加入的控制變量一致，在方程（3）中考慮在基本設(shè)定模型控制變量的基礎(chǔ)上，重新考慮加入部分可觀測的限定性變量以此來檢驗原回歸模型中是否存在由遺漏變量偏差引發(fā)的核心解釋變量對被解釋變量的估計偏誤。因此，本文將方程（2）和方程（3）核心解釋變量Financialliterzcy前的估計系數(shù)進行系數(shù)組合，形成比率式：的值越小，則說明與方程（2）中只限定原有控制變量相比，在方程（3）中限定所有考慮在內(nèi)的限定性變量時，核心解釋變量Financialliterzcy的估計系數(shù)絕對值變化很小，說明在限定原有控制變量的情況下，不可觀測變量對被解釋變量的影響強度要比新納入限定性變量對被解釋變量的影響強度大很多時，才可能導致核心解釋變量對被解釋變量的邊際效應(yīng)存在明顯的估計偏誤，反之，則沒有；若分子的值越大，則的值將會變大，這意味著不可觀測變量對被解釋變量的影響強度需要大很多時，才可能導致存在明顯的估計偏誤。因此，系數(shù)相對比率式的大小，可以用以全面評估回歸模型是否存在因遺漏變量偏差導致的內(nèi)生性問題。

基于上述識別策略思想，本文遺漏變量偏差影響的設(shè)計策略是在方程（2）控制變量的基礎(chǔ)上，將重新考慮加入依然對被解釋變量產(chǎn)生影響且可觀測的限定性變量“家庭孩子數(shù)、戶主是否進行自主創(chuàng)業(yè)、家庭金融總資產(chǎn)、家庭現(xiàn)有土地是否被征用以及家庭居民風險偏好”等，以考察在不可觀測限定性變量對被解釋變量的影響強度達到多大時，才會導致因遺漏變量偏差引發(fā)的內(nèi)生性問題。

表5匯報了由遺漏變量偏差引發(fā)核心解釋變量對被解釋變量的邊際效應(yīng)存在明顯估計偏誤的兩組系數(shù)相對比率絕對值變化情況。很顯然，兩組系數(shù)配對組合比率的絕對值σi（i=1，2，3，4）均大于臨界值1⑦。特別是在考慮加入其他可觀測的限定變量時，核心解釋變量對被解釋變量的邊際效應(yīng)均有所減小，且在四個估計系數(shù)組合值中最小比率值也為1.19，即不可觀測變量對被解釋變量的影響強度，要達到新考慮納入可觀測限定變量對被解釋變量影響強度的一倍多時，才可能導致核心解釋變量對被解釋變量的邊際效應(yīng)存在明顯估計偏誤。顯然，這種情況發(fā)生的概率非常小，故在本文研究中不存在明顯的遺漏變量偏差引發(fā)核心解釋變量的內(nèi)生性問題。

表5 核心解釋變量（Financialliterzcy）的回歸系數(shù)在不同組合下的系數(shù)比率值

（四）異質(zhì)性分析

首先，提升農(nóng)村居民金融素養(yǎng)水平，可起到顯著的減貧作用。但具備較高金融素養(yǎng)的居民必須借助外部金融工具，才可以有效發(fā)揮自身金融素養(yǎng)在金融理財方面的潛在優(yōu)勢，而在我國外部金融市場的活躍程度存在明顯差異，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)金融市場活力遠遠高于經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)。因此，外部金融市場活躍程度的差異使得提高地區(qū)居民金融素養(yǎng)水平所產(chǎn)生的減貧效應(yīng)也存在異質(zhì)性差異。接下來，將從外部金融市場發(fā)達程度入手，分析在金融實力不同的地區(qū)提高居民金融素養(yǎng)水平可否存在顯著的異質(zhì)性差異。在具體研究過程中，擬從“宏觀經(jīng)濟實力”“金融業(yè)發(fā)展程度”“融資能力”“資本化程度”“民間資本活躍度”和“金融機構(gòu)實力”六個維度綜合分析各地區(qū)外部金融市場發(fā)達程度，將這六個維度的綜合得分作為各地區(qū)外部金融市場發(fā)達程度衡量指標。以綜合得分2.9作為外部市場發(fā)達和欠發(fā)達分界線，高于該分界線的地區(qū)將其賦值為1，反之，賦值為0。由表6可知，提高農(nóng)村居民初級和高級金融素養(yǎng)水平，對外部金融市場發(fā)達地區(qū)農(nóng)村居民家庭可產(chǎn)生顯著的減貧效應(yīng)。而對外部金融市場欠發(fā)達地區(qū)的農(nóng)村居民來說，減貧效果不顯著。這主要是因為具備較高金融素養(yǎng)的居民，可以借助發(fā)達、便捷的金融工具，有效發(fā)揮自身潛在金融優(yōu)勢以增加金融收益，從而達到降低陷入相對貧困的概率。

表6 金融素養(yǎng)對農(nóng)村居民相對貧困影響的實證結(jié)果：外部金融市場差異視角下的異質(zhì)性

其次，具備較高金融素養(yǎng)的居民，可有效借助外部金融工具，發(fā)揮自身金融優(yōu)勢，以達到減弱相對貧困的目的。但居民個體金融素養(yǎng)水平的提高往往需要借助自身文化水平，受教育水平較高的居民往往具備扎實金融知識和風險防范意識，可對自身的金融理財做出科學、合理的安排，以創(chuàng)造源源不斷的金融收益。相反，受教育水平較低的居民往往無法高效獲取和掌握金融專業(yè)知識，外加缺乏風險規(guī)避和盲目理財投資的慣性，導致無法很好地借助金融市場發(fā)揮自身金融優(yōu)勢，進而無法通過金融市場來增加金融收入，最終也就無法達到減弱相對貧困的效果。我國可能由于地區(qū)教育支出占本地區(qū)GDP比重差異、高水平教師人才隊伍流失現(xiàn)象等一系列主客觀因素，各地區(qū)居民的受教育水平存在明顯的地區(qū)性差異。受教育水平的提高可以通過提升認知能力以及促進個體社會資本積累兩個渠道提升居民的金融知識水平［29］。也就是說，提高居民金融素養(yǎng)水平帶來的減貧效應(yīng)，存在受教育水平高低的異質(zhì)性差異?；诖?，本文將樣本劃分為高教育組⑧和低教育組⑨，分別來研究處在不同受教育層次居民金融素養(yǎng)對其相對貧困影響的異質(zhì)性。由表7可知，無論是提高農(nóng)村居民初級金融素養(yǎng)水平還是高級金融素養(yǎng)水平，均可對高教育組內(nèi)的居民起到顯著的減貧作用，而對低教育組內(nèi)的居民的減貧效應(yīng)則不顯著。原因在于，對接受教育水平高的居民來說，提高他們的金融素養(yǎng)水平，可使他們更好地運用金融工具創(chuàng)造收益，以免陷入相對貧困的陷阱。

表7 金融素養(yǎng)對農(nóng)村居民相對貧困影響的實證結(jié)果：不同教育水平視角下的異質(zhì)性

四、拓展性研究

前文通過基礎(chǔ)回歸分析、穩(wěn)健性檢驗以及異質(zhì)性檢驗，探討了金融素養(yǎng)與農(nóng)村居民相對貧困之間的關(guān)系，很好地佐證了本文理論假說H1和H2。為此，下面將專門探究金融素養(yǎng)如何影響農(nóng)村居民相對貧困問題，相應(yīng)的中介效應(yīng)模型設(shè)定為：

中介效應(yīng)檢驗思路為：在回歸模型（4）中α1值負向顯著，則進入下一步檢驗，若在回歸模型（5）和模型（6）中β1值正向顯著且λ2值負向顯著，說明居民金融決策確實是影響被解釋變量的中介因素；若λ1顯著，則認為中介因素在回歸模型中發(fā)揮了部分中介的作用；若λ1不顯著，則認為中介因素在回歸模型中發(fā)揮了完全中介的作用。但在β1和λ2值至少有一個不顯著時，就需要進入中介效應(yīng)檢驗環(huán)節(jié)。本文借鑒溫忠麟等提出的中介效應(yīng)檢驗思路，對交互項β1xλ2進行Sobel檢驗［30］。若Sobel Z統(tǒng)計量在10%及以上顯著性水平下顯著，則認為中介效應(yīng)顯著，反之不顯著。

本文借鑒既有文獻研究的做法，選取居民“金融決策”指標作為檢驗居民金融素養(yǎng)影響相對貧困的中介變量，以此來佐證在前文提出的預(yù)期假說H3。由表8第（Ⅰ）列和第（Ⅳ）列估計結(jié)果可知，提高農(nóng)村居民金融素養(yǎng)水平，可顯著提升其金融決策水平，且通過了5%的統(tǒng)計顯著性檢驗。主要是因為，提高農(nóng)村地區(qū)居民金融素養(yǎng)水平可很好地規(guī)范其金融風險偏好行為，從更加理性的角度去做金融風險投資理財，這將進一步提升居民金融決策水平。由第（Ⅱ）、（Ⅲ）、（Ⅴ）、（Ⅵ）列回歸結(jié)果可知，提高居民金融素養(yǎng)水平，通過優(yōu)化金融決策，提升金融資產(chǎn)配置效率，進而增加居民可支配收入和人均凈資產(chǎn)收入以達到減貧效果。同時該中介變量“金融決策”發(fā)揮了部分中介因子的作用，且通過了5%及以上水平的統(tǒng)計顯著性檢驗。這不僅很好地驗證了前文理論部分提出的理論假說H3，也充分證實了“金融決策”是農(nóng)村居民金融素養(yǎng)影響家庭相對貧困的重要中介因子。綜上分析，理性規(guī)范的金融決策是具備更高金融素養(yǎng)的農(nóng)村居民減弱相對貧困的重要因素。

表8 金融素養(yǎng)影響農(nóng)村居民相對貧困中介效應(yīng)的實證結(jié)果

五、研究結(jié)論及建議

本文在弄清楚金融素養(yǎng)緩解農(nóng)村相對貧困理論的基礎(chǔ)上，以CFPS（2014）數(shù)據(jù)為例，實證研究了金融素養(yǎng)對農(nóng)村相對貧困的影響。研究結(jié)果表明，提高農(nóng)村居民金融素養(yǎng)，可以顯著降低其陷入相對貧困的概率，不同的實證策略均證實這一結(jié)果的穩(wěn)健性。異質(zhì)性分析表明，農(nóng)村居民金融素養(yǎng)顯著地降低了外部金融市場發(fā)達地區(qū)的家庭和受教育水平較高的家庭陷入相對貧困的概率，而對外部金融市場欠發(fā)達地區(qū)的家庭和受教育水平較低的家庭的影響則不顯著。機制檢驗發(fā)現(xiàn)，提高農(nóng)村居民金融素養(yǎng)水平，可通過規(guī)范金融決策、增加居民家庭金融資產(chǎn)配置收益來實現(xiàn)降低其陷入相對貧困的目標。

本文研究結(jié)論蘊含的政策含義如下：從政府層面來看，要采取措施切實提高農(nóng)村居民金融素養(yǎng)，為緩解農(nóng)村相對貧困創(chuàng)造條件。比如，政府要重視金融教育，逐步實施金融教育戰(zhàn)略［31］；要引導金融機構(gòu)定期開展“金融知識下鄉(xiāng)村”活動，通過金融機構(gòu)來加大對有關(guān)金融基礎(chǔ)知識的宣傳，穩(wěn)步提升農(nóng)村居民的金融意識、風險意識、責任意識和維權(quán)意識［32］；與此同時，政府還需要采取措施嚴厲打擊“非法集資”“電信詐騙”以及其他各種金融違法活動，切實提高農(nóng)村居民的金融素養(yǎng)，保障農(nóng)村居民的合法權(quán)益；政府還需要采取措施強化農(nóng)村金融信息的傳播，為提升農(nóng)村居民金融素養(yǎng)創(chuàng)造條件［33］。在現(xiàn)實中，政府需要完善農(nóng)村地區(qū)銀行服務(wù)終端，提高農(nóng)村地區(qū)網(wǎng)絡(luò)普及率，有意識地引導金融機構(gòu)推廣新型金融產(chǎn)品［34］；在此過程中，不僅可以為農(nóng)村居民增加財產(chǎn)性收入提供條件，還可以逐步提高農(nóng)村居民的金融素養(yǎng)。從農(nóng)村居民層面來看，考慮到當前城鄉(xiāng)融合發(fā)展的現(xiàn)實，農(nóng)村居民應(yīng)該千方百計利用金融機構(gòu)的培訓機會，提高自身對各種金融產(chǎn)品的認識，提高自身金融素養(yǎng)，切實規(guī)避金融風險［35］。農(nóng)村居民應(yīng)該充分認識到投資理財?shù)闹匾?，除了常見的銀行存款外，農(nóng)村居民需要學會選擇基本的投資理財工具［36］。農(nóng)村居民要充分認識到教育的重要性，要在條件允許的情況下，努力提升自己的文化水平，要學會識別“非法集資”“電信詐騙”等金融違法活動，要確保家庭財富能夠不斷保值增值。

注釋：

①通過研究不同年份的CFPS數(shù)據(jù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)只有CFPS（2014）的數(shù)據(jù)滿足本文研究的實際需要。比如，CFPS（2016）和CFPS（2018）問卷中涉及金融素養(yǎng)的很少，無法設(shè)置本文研究的核心解釋變量，而CFPS（2014）的數(shù)據(jù)比較全面。所以，本文研究最終采用的是CFPS（2014）數(shù)據(jù)。

②本文選用CFPS（2014）農(nóng)村樣本數(shù)據(jù)作為本文研究樣本，根據(jù)收入比例法得到農(nóng)村居民人均可支配收入中位數(shù)為8 931.429元，農(nóng)村居民人均凈資產(chǎn)收入中位數(shù)為50 000元，再將其分別乘以0.4作為基礎(chǔ)回歸分析中最終確定使用的被解釋變量，即當年農(nóng)村地區(qū)居民收入性相對貧困線和資產(chǎn)性相對貧困線分別是3 572.58元和20 000元。

③本文通過因子分析法合成居民初級金融素養(yǎng)指數(shù)，在提取主成分時提取了三個主要反映居民初級金融素養(yǎng)的指標，且三個指標的特征值均大于1，累積方差貢獻率也達到75%，同時進行KMO檢驗和巴特利特球度檢驗發(fā)現(xiàn)，其KMO值為0.8。綜上可知，本文通過主成分因子分析法對居民金融素養(yǎng)建立綜合指標，適合運用因子分析法。

④本文通過因子分析法合成居民高級金融素養(yǎng)指數(shù)，在提取主成分時提取了三個可主要反映居民初級金融素養(yǎng)的指標，且三個指標的特征值均大于1，累積方差貢獻率也達到80%，同時進行KMO檢驗和巴特利特球度檢驗時發(fā)現(xiàn)，其KMO值為0.75。綜上可知，本文通過主成分因子分析法對居民金融素養(yǎng)建立綜合指標，適合運用因子分析法。

⑤相關(guān)檢驗的實證結(jié)果，有興趣的讀者，可以直接向作者索取。

⑥本文在原有限定性控制變量的基礎(chǔ)上，將重新考慮加入部分影響被解釋變量且可被觀測到的限定性控制變量，該可觀測控制變量包括：家庭孩子數(shù)、家庭金融總資產(chǎn)、居民是否自主創(chuàng)業(yè)、家庭土地是否被征用。

⑦按照Nunn和Wantchekon（2011）使用的臨界標準，當比率值大于1時，即說明參數(shù)估計不存在明顯的遺漏變量偏誤。

⑧樣本數(shù)據(jù)在實際處理中將個體受教育程度為本科及以上劃分為高教育組樣本。

⑨樣本數(shù)據(jù)在實際處理中將個體受教育程度為未上過學、小學、初中、高中、大專劃分為低教育組樣本。