金融知識普及、金融風(fēng)險與市場要素配置效率研究

謝賢君

(西安交通大學(xué)，陜西 西安 710061)

金融是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的核心，根本目標(biāo)是促進(jìn)實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，本質(zhì)在于服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)，基本內(nèi)涵在于實現(xiàn)資源高效配置(葉德珠 等，2018；楊子榮 等，2018)。近年來，隨著普惠金融的發(fā)展，我國金融知識普及覆蓋面積不斷拓展、普及速度不斷提升，這不僅有助于提高微觀經(jīng)濟(jì)主體對資金使用、管理、決策的能力，也有助于提高其對正規(guī)金融產(chǎn)品信息、工具運(yùn)用、服務(wù)流程與信貸政策的知悉程度，緩解企業(yè)或個體的“需求抑制型信貸約束”，實現(xiàn)金融資源的合理分配、金融風(fēng)險的有效管理以及推動企業(yè)的良好運(yùn)轉(zhuǎn)，從而提升市場要素配置能力，降低生產(chǎn)要素扭曲程度。

一、文獻(xiàn)綜述

Noctor et al.(1992)最早明確提出金融知識概念，意指人們在使用和管理資金上所表現(xiàn)出來的、能夠做出明智判斷和有效決策的能力。Lusardi et al.(2014)則將金融知識定義為人們處理經(jīng)濟(jì)金融事物的相關(guān)信息，并根據(jù)此信息在財富積累、財務(wù)規(guī)劃、負(fù)債計劃、投資管理等方面做出合理決策。金融知識的具體內(nèi)容包含信用卡債務(wù)方面的知識(Lusardi et al.，2009)，投資經(jīng)驗與看法、教育水平與認(rèn)知能力等方面的知識(Hung et al.，2009)，以及對經(jīng)濟(jì)金融概念和信息的理解、處理金融事物的經(jīng)驗等(Hung et al.，2009；Lusardi et al.，2014；黃宇虹 等，2019)。彭倩等(2019)認(rèn)為，金融教育可有效提升金融素養(yǎng)，而長期的、持續(xù)的、多樣化的、層次性的金融教育能夠顯著提高金融知識水平。Hira et al.(2005)也認(rèn)為，通過對員工進(jìn)行針對性和及時性的金融教育，可有效提升員工的金融素養(yǎng)，有助于培育員工良好的金融活動習(xí)慣，提升其投資決策理性程度。

Lusardi et al.(2008，2009)認(rèn)為，在面臨各種金融產(chǎn)品、工具、服務(wù)時，居民如何做出有益的金融活動決策，是決定金融資源能否有效配置的重要因素。金融行為是影響金融資源配置的重要因素之一，而金融行為則受金融知識的影響，如Lusardi et al.(2011)指出，加強(qiáng)金融教育可顯著改善低金融素養(yǎng)勞動者的資產(chǎn)配置行為。從宏觀層面來看，金融知識普及能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)主體形成理性的投資、消費(fèi)等行為，進(jìn)而改善金融錯配程度，從而降低其對全要素生產(chǎn)率的抑制作用(王欣 等，2019)。一般認(rèn)為，具有較高金融知識水平的人擁有正規(guī)銀行賬戶機(jī)會越大，參與正規(guī)金融市場活動的概率也就越大(Christelis et al.，2010；Almenberg et al.，2015；Von Gaudecker，2015；Chu et al.，2017)。吳雨等(2017)認(rèn)為金融知識較高水平的人還可做出合理的退休與養(yǎng)老金計劃。秦芳等(2016)認(rèn)為金融知識水平顯著提升了我國居民家庭參與商業(yè)保險的可能性與參與程度。李云峰等(2018)認(rèn)為高水平的金融知識擁有者傾向于增加信用卡消費(fèi)，實現(xiàn)合理成本或可控風(fēng)險的負(fù)債與借貸行為。此外，尹志超等(2014)、曾志耕等(2015)認(rèn)為提高金融知識水平可促進(jìn)家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資和優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置，Lusardi et al.(2014)更是強(qiáng)調(diào)提升金融知識水平能夠提高家庭投資收益率。

進(jìn)一步從金融知識普及提升金融知識水平的影響來看，主要包含金融知識影響創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)路徑和緩解融資約束路徑。關(guān)于前者，如黃宇虹等(2019)認(rèn)為，金融知識水平的提升，通過認(rèn)知機(jī)制和信貸機(jī)制促使企業(yè)更加注重企業(yè)創(chuàng)新必要性，提升企業(yè)人員的創(chuàng)新能力，從而提高企業(yè)創(chuàng)新意識與創(chuàng)新活力；金融知識在非國有經(jīng)濟(jì)較好、市場化程度較高的地區(qū)表現(xiàn)出提升市場認(rèn)知機(jī)制的作用，而在非國有經(jīng)濟(jì)較差、市場化程度較低的地區(qū)表現(xiàn)出提升創(chuàng)新活力機(jī)制的作用。尹志超等(2014，2015)、張?zhí)枟澋?2016)、李云峰等(2018)等認(rèn)為提升金融知識水平有利于促進(jìn)家庭參與金融活動，減少家庭金融排斥概率，同時提高家庭投資偏好機(jī)會，從而促進(jìn)家庭參與創(chuàng)業(yè)活動。孫光林等(2019)認(rèn)為提升金融知識水平可通過提高農(nóng)民獲取金融資本的能力，從而推動被動失地農(nóng)民主動參與創(chuàng)業(yè)，并提高其創(chuàng)業(yè)績效。關(guān)于后者，如Lusardi et al.(2009)認(rèn)為，金融知識可以有效提高企業(yè)、家庭或個人對正規(guī)信貸的理解與知悉程度，從而提高正規(guī)信貸的可獲得性，緩解其信貸約束。江靜琳等(2019)認(rèn)為金融知識越豐富的個體或家庭遭受正規(guī)信貸約束的可能性越低。劉丹等(2019)認(rèn)為加強(qiáng)對農(nóng)戶的金融知識普及程度，能夠有效提高農(nóng)戶正規(guī)信貸可得性。

綜上，可以發(fā)現(xiàn)，一方面，已有文獻(xiàn)關(guān)于金融知識基本概念、基本內(nèi)涵以及金融知識普及對經(jīng)濟(jì)主體的金融行為的影響效果和影響機(jī)制有了較為深入的研究，特別是發(fā)現(xiàn)金融知識水平的提升可以通過提升創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)水平和改善信貸融資約束等路徑影響金融行為，為本文廓清金融知識普及與要素配置效應(yīng)之間關(guān)系打下了基礎(chǔ)。另一方面，已有文獻(xiàn)大多基于微觀層面，特別是集中在消費(fèi)金融層面，而在金融創(chuàng)新與變革帶來越來越廣泛的金融知識普及背景下，如何深度認(rèn)知金融知識普及對宏觀層面經(jīng)濟(jì)資源配置的作用顯得十分必要。有鑒于此，本文基于金融風(fēng)險這一宏觀層面，探究金融知識普及的要素配置效應(yīng)及其作用機(jī)理，這或許更具有理論意義和現(xiàn)實價值。

二、理論機(jī)制與研究假設(shè)

在信息不對稱與不確定的環(huán)境下，如何減少信息不對稱，對于提高資源配置效率、改善要素配置方式、降低要素扭曲程度至關(guān)重要，而金融知識及其普及恰好為降低信息不對稱提供了良好的基礎(chǔ)：較高水平的金融知識有助于人們識別、理解和認(rèn)知金融產(chǎn)品與服務(wù)的收益、風(fēng)險等多方面信息，同時不斷整合、處理這類信息，并做出決策。這是影響經(jīng)濟(jì)主體選擇金融資產(chǎn)配置方式和行為的最為重要的因素。

(一)直接效應(yīng)

在信息完全的市場條件下，信息具有充分性，而在信息不對稱的條件下，經(jīng)濟(jì)主體依據(jù)有限的信息評估投資項目的風(fēng)險與收益，在評估能力以及評估信息制約下，經(jīng)濟(jì)主體難以準(zhǔn)確全面評估、預(yù)測風(fēng)險與收益。在風(fēng)險偏好的情況下，經(jīng)濟(jì)主體可能做出錯誤的投資決策，導(dǎo)致投資行為失敗；相反，在風(fēng)險厭惡的情況下，信息不足將可能導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)主體做出放棄投資項目的決策。然而，從金融機(jī)構(gòu)角度來看，金融知識普及度的提高，可顯著提高金融機(jī)構(gòu)的金融服務(wù)與咨詢的專業(yè)能力，投資者可依托專業(yè)的金融機(jī)構(gòu)進(jìn)行投資咨詢，從而全面準(zhǔn)確預(yù)測投資項目風(fēng)險與收益。特別是，相比單個個體，金融機(jī)構(gòu)具有更強(qiáng)的監(jiān)督能力和更低的監(jiān)督成本，實現(xiàn)對信貸資金的運(yùn)用、使用流程的監(jiān)控，保證資金流向風(fēng)險與收益相對合理的項目，有利于提高投資回報率，降低資金風(fēng)險。從金融產(chǎn)品和工具來看，金融知識普及度提高，意味著金融知識水平的提升，經(jīng)濟(jì)主體能夠更好地掌握更高水平、更高標(biāo)準(zhǔn)的國際化金融產(chǎn)品，通過不斷模仿、改造，提高其投資能力，提升資金配置效率?？傊?，提高金融知識普及度，增加經(jīng)濟(jì)主體的金融知識，如包括理財知識在內(nèi)的多方面金融知識，提高其金融素養(yǎng)，提升其對風(fēng)險可控、收益較高的投資項目的甄別能力，進(jìn)而提高預(yù)期收益水平，從而使得資金向風(fēng)險可控、收益更高的項目、行業(yè)、領(lǐng)域流動，提高資金配置效率，同時引致其他市場要素向這些項目、行業(yè)、領(lǐng)域流動，有效降低市場要素扭曲程度。

根據(jù)以上分析，提出：

研究假設(shè)1：提高金融知識普及度可顯著降低市場要素扭曲程度。

(二)間接效應(yīng)

1.提高人力資本積累水平，降低金融風(fēng)險

提高金融知識普及度，不僅意味著金融知識普及主體的數(shù)量和規(guī)模增加，還意味著金融知識普及載體的數(shù)量和規(guī)模增加，而金融知識普及的主體和載體數(shù)量和規(guī)模增加，也就意味著金融知識普及的覆蓋廣度的擴(kuò)大、使用深度的加深，使得更多的受眾群體獲得更多的金融知識，全民金融素養(yǎng)得到提升。同時，金融知識普及度的提高，還倒逼金融知識普及主體不斷創(chuàng)新金融產(chǎn)品和金融服務(wù)，以滿足經(jīng)濟(jì)主體金融素養(yǎng)不斷提高的要求。在金融活動過程中，經(jīng)濟(jì)主體通過持續(xù)的學(xué)習(xí)，獲得了更多的金融知識，這有助于提高其自身的金融素養(yǎng)，推升人力資本積累水平。人力資本積累水平的提升，意味著更多的經(jīng)濟(jì)主體擁有更高水平的金融知識，擁有對金融市場相關(guān)活動更高水平的判斷能力和對金融市場信息的分析和處理能力，進(jìn)而能夠?qū)μ峁└黝愶L(fēng)險轉(zhuǎn)移、風(fēng)險分散和風(fēng)險補(bǔ)償?shù)慕鹑诠ぞ吆徒鹑诋a(chǎn)品進(jìn)行合理甄別，提高其識別投資項目的風(fēng)險與收益情況的能力，在經(jīng)濟(jì)主體投資過程中，可更優(yōu)地選擇風(fēng)險分擔(dān)方式，降低投資風(fēng)險，使得自身利益最大化，有效實現(xiàn)風(fēng)險與收益的均衡。由于經(jīng)濟(jì)主體投資風(fēng)險的降低，意味著金融機(jī)構(gòu)、金融部門相關(guān)信貸違約率降低，金融系統(tǒng)產(chǎn)生金融風(fēng)險的可能性降低?？梢?，金融知識普及度的提升，意味著投資者金融素養(yǎng)的提高，進(jìn)而促進(jìn)人力資本積累水平，這對于降低經(jīng)濟(jì)主體投資風(fēng)險、金融系統(tǒng)違約率具有重要作用。

根據(jù)以上分析，提出：

研究假設(shè)2：提高金融知識普及度意味著人力資本積累水平的提升，從而有利于降低金融風(fēng)險，實現(xiàn)金融風(fēng)險管理。

2.實現(xiàn)跨期風(fēng)險分散機(jī)制，提高金融資源配置效率

一是，銀行機(jī)構(gòu)實現(xiàn)跨期風(fēng)險分散機(jī)制。一方面，銀行平滑不同時期風(fēng)險減少投資者不同時期收益的波動。由于投資者存在不確定性的投資需求，同時其投資偏好也存在一定的隱秘性，對資金流動性提出了較高要求，因此銀行必須通過吸存負(fù)債來保持資金的流動性。在初始期，銀行接受投資者的稟賦存款，并承諾對于每單位的存款，投資者在次期可獲得一定的固定收益；在次期，如果投資者的存款收益提取固定，則投資者在第三期依然可以穩(wěn)健地獲得存款收益。因此，無論是在次期還是在第三期，投資者都可以獲得一定的固定存款收益，銀行則能夠以此方式實現(xiàn)完全信息的風(fēng)險分散均衡。另一方面，銀行將風(fēng)險分?jǐn)傆诓煌H。銀行持有資產(chǎn)，向每一代提供存款合約，并向每一代提供固定的存款收益，實現(xiàn)代際風(fēng)險分擔(dān)機(jī)制。

二是，金融知識普及主體的擴(kuò)張，促進(jìn)跨期風(fēng)險分散機(jī)制實現(xiàn)，提高金融資源配置效率。在承擔(dān)風(fēng)險條件下，銀行通過跨期風(fēng)險分散機(jī)制以均衡投資者不同時期的收入，進(jìn)而防止資產(chǎn)價格波動，平滑投資者不同時期的投資收益。隨著金融知識普及度的提高，金融知識普及主體的增加使得金融機(jī)構(gòu)規(guī)模和數(shù)量增加，則可顯著實現(xiàn)跨期風(fēng)險分散，實現(xiàn)金融資源在不同時期于不同代際的優(yōu)化配置，實現(xiàn)更高水平的金融風(fēng)險管理，而金融風(fēng)險管理水平的提升則意味著資源向更高收益、更高回報率的項目、行業(yè)、領(lǐng)域配置。由此，可見金融知識普及帶來金融知識普及主體的擴(kuò)張，意味著金融資本配置效率的提高，進(jìn)而引致其他要素配置效率的提高，從而降低市場要素扭曲程度。

3.實現(xiàn)跨部門風(fēng)險分散機(jī)制，提高金融資源配置效率

一是，金融市場實現(xiàn)跨部門風(fēng)險分散機(jī)制。一方面，提供流動性風(fēng)險分散機(jī)制。根據(jù)“流動性假說”理論，投資者一般面臨流動性高、收益率低與流動性低、收益率高的項目選擇困境，當(dāng)遭受某種沖擊時，投資者希望在非流動性項目獲利之前獲得資金，這種動機(jī)也就容易使得投資者對低回報率的流動項目進(jìn)行投資。在發(fā)達(dá)的金融市場上，這部分投資者可以通過股票市場將其持有的非流動性項目股票轉(zhuǎn)售給他人，即通過流動的股票市場轉(zhuǎn)售股票，進(jìn)而形成有效的長期資本投資，股票市場則提供流動性風(fēng)險分散機(jī)制。股票市場交易成本越低，其流動性風(fēng)險分散能力越強(qiáng)。另一方面，促進(jìn)國際資本市場一體化，強(qiáng)化風(fēng)險分散能力。金融市場的發(fā)展促進(jìn)國際資本市場一體化，使得高風(fēng)險的高收益項目會隨著資本流動分散到全球投資中，提高了風(fēng)險分散能力。

二是，金融知識普及載體的數(shù)量和規(guī)模增加，促進(jìn)跨部門風(fēng)險分散機(jī)制實現(xiàn)，提高金融資源配置效率。金融知識普及度的提高意味著金融知識普及載體的數(shù)量和規(guī)模增加，也就意味著發(fā)達(dá)的股票等金融市場提供了更加豐富的金融產(chǎn)品和工具，尤其是衍生性金融產(chǎn)品和服務(wù)，創(chuàng)造了大量的跨部門風(fēng)險分散機(jī)會，進(jìn)而增強(qiáng)了投資者尤其是中小投資者的投資信心，從而實現(xiàn)跨部門風(fēng)險分擔(dān)和高水平的金融風(fēng)險管理，而金融風(fēng)險管理水平的提升則意味著資源向更高收益、更高回報率的項目、行業(yè)、領(lǐng)域配置。由此可見，金融知識普及帶來金融知識普及載體的擴(kuò)張，意味著金融資本配置效率的提高，進(jìn)而引致其他要素配置效率的提高，從而降低市場要素扭曲程度。

根據(jù)以上分析，提出：

研究假設(shè)3：提高金融知識普及度意味著金融知識普及主體和載體的數(shù)量和規(guī)模增加，可實現(xiàn)跨期風(fēng)險分散機(jī)制和跨部門風(fēng)險分散機(jī)制，提高資本配置效率，從而顯著降低市場要素扭曲程度。

三、實證分析

(一)模型設(shè)計

基于Hayes(2009)、溫忠麟等(2014)中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?，本文實證檢驗金融知識普及的要素配置效應(yīng)的作用機(jī)制?；鶞?zhǔn)模型具體設(shè)計如下：

(1)

(2)

其中，BRISKit表示金融風(fēng)險，BRISKit-1表示金融風(fēng)險滯后一期，DISit表示市場要素配置，DISit-1表示市場要素配置滯后一期，F(xiàn)Lit表示金融知識普及度，controljit表示控制變量，α、ρ分別表示核心解釋變量和控制變量的系數(shù)，εit表示誤差項，i表示省份，t表示時間，μi表示個體固定效應(yīng)，vt表示時間固定效應(yīng)。

為判斷金融知識普及度影響金融風(fēng)險的作用機(jī)制，設(shè)計如下中介效應(yīng)模型：

(3)

(4)

其中：humanit表示中介變量，即人力資本積累水平；humanit-1表示人力資本積累水平滯后一期。

為進(jìn)一步判斷金融知識普及度影響要素市場扭曲程度的作用機(jī)制，設(shè)計如下中介效應(yīng)模型：

(5)

其中，BRISKit在這里表示中介變量。

(二)變量選取

1.被解釋變量

被解釋變量是市場要素扭曲程度(DIS)。借鑒戴魁早等(2016)和謝賢君(2019)，本文選擇標(biāo)桿法分析市場要素扭曲程度：

DISit=(

max(pmit)-pmit

)/

max(pmit)

(6)

其中：DISit表示市場要素扭曲程度，取值范圍為0～1；pmit、max(pmit)分別表示要素市場發(fā)育程度指數(shù)和要素市場發(fā)育程度指數(shù)最高值(1)要素市場發(fā)育程度指數(shù)來自《中國市場化進(jìn)程指數(shù)報告》。。市場要素扭曲程度越高，表示要素配置效率越低；反之，則越高。

2.核心解釋變量

核心解釋變量是金融知識普及度(FL)。金融知識普及度不僅僅體現(xiàn)在“金融知識普及月”的集中金融教育宣傳活動，還更多體現(xiàn)在日常性、持續(xù)性的金融知識教育中，這對于提高投資者、消費(fèi)者對相關(guān)金融產(chǎn)品的內(nèi)涵和風(fēng)險的理解具有重要意義。例如，金融機(jī)構(gòu)提供金融產(chǎn)品時，針對投資者、消費(fèi)者主動開展的金融教育活動。同時，金融機(jī)構(gòu)利用金融教育平臺提供金融知識，建立金融教育活動的反饋機(jī)制，并開展針對性的金融消費(fèi)者教育等活動。通過此類行動，金融機(jī)構(gòu)不僅普及了人民幣知識及個人征信、銀行卡安全、支付工具使用、保險和投資理財?shù)然A(chǔ)金融知識，也對社會公眾在全面認(rèn)識存款保險制度及其作用、金融消費(fèi)安全意識、風(fēng)險責(zé)任意識等方面進(jìn)行了指導(dǎo)，這對于提升金融知識水平，拓寬金融知識普及度具有重要作用。

迄今為止，鮮有關(guān)于量化金融知識普及度的研究，而已有文獻(xiàn)大多聚焦于微觀調(diào)查統(tǒng)計，較少從宏觀視角量化評估金融知識普及度。本文根據(jù)金融知識普及主體對存貸款知識、支付結(jié)算知識、征信知識、人民幣知識、黃金市場投資知識、國債知識、外匯業(yè)務(wù)、存款保險相關(guān)知識、金融新業(yè)態(tài)與金融安全以及維權(quán)知識等方面的狀況介紹、規(guī)制解釋、申請與使用講解、注意事項明確、相關(guān)政策與要求、操作方法等內(nèi)容，同時基于金融知識普及的基本內(nèi)涵，依據(jù)金融知識普及主體和金融知識普及載體兩個方面構(gòu)建金融知識普及度衡量指標(biāo)體系，通過主成分分析法對金融知識普及度進(jìn)行測度，并以測度的金融知識普及度作為核心解釋變量。具體評價指標(biāo)如表1所示。

表1 金融知識普及度測度指標(biāo)體系

首先，本文關(guān)于金融知識普及度指標(biāo)體系的有效性和可行性檢驗結(jié)果為：一方面，KMO檢驗系數(shù)為0.7983，表明運(yùn)用主成分分析法進(jìn)行金融知識普及度指標(biāo)數(shù)據(jù)研究具有可行性；另一方面，SMC檢驗結(jié)果也表明可對金融知識普及度指標(biāo)進(jìn)行主成分分析。

其次，金融知識普及度指標(biāo)體系的特征值及累計貢獻(xiàn)率情況。本文選取累計貢獻(xiàn)率高于60%、累計百分比達(dá)到80%的兩個主成分F1、F2。由此可得出綜合指標(biāo)對原始經(jīng)濟(jì)信息具有較為全面的有效的解釋能力，因此可較好地反映原始經(jīng)濟(jì)信息。

最后，以兩個主成分F1、F2為金融知識普及度指標(biāo)體系的綜合評價指標(biāo)，通過計算出兩個主成分F1、F2的載荷系數(shù)獲得綜合金融知識普及度指數(shù)F，具體表達(dá)式為：F=0.6444F1+0.1788F2。

3.中介變量

(1)人力資本積累水平(human)。人力資本是金融風(fēng)險管理的載體。金融素養(yǎng)提升帶來的人力資本積累水平的提高，可以實現(xiàn)更高水平的金融風(fēng)險管理。因此，金融風(fēng)險管理能力高低與其人力資本積累水平存在著較為密切的聯(lián)系。本文以地區(qū)平均受教育年限表示地區(qū)人力資本積累水平。一般來講，小學(xué)、初中、高中以及普通高等學(xué)校畢業(yè)生的教育年限分別為6年、9年、12年、16年，由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)并沒有將中學(xué)與高中分開，所以本文對中學(xué)受教育年限取平均值10.5年計算，即人力資本積累水平可以表示為humman=6×pri+10.5×mid+16×uni。其中，pri、mid、uni分別代表地區(qū)小學(xué)畢業(yè)人數(shù)、普通中學(xué)畢業(yè)人數(shù)以及普通高等學(xué)校畢業(yè)人數(shù)。

(2)金融風(fēng)險(BRISK)。由于銀行機(jī)構(gòu)在我國金融體系中占據(jù)主導(dǎo)地位，銀行系統(tǒng)性風(fēng)險成為金融風(fēng)險的主要組成成分。顧海峰等(2020)認(rèn)為，銀行系統(tǒng)性風(fēng)險最主要的風(fēng)險來源是信貸風(fēng)險，且銀行系統(tǒng)性風(fēng)險主要積累在信貸市場(張旭 等，2020)。所以，信貸風(fēng)險則成為金融風(fēng)險的主要來源，且銀行信貸風(fēng)險與不良貸款率正相關(guān)，即不良貸款率水平越高，銀行信貸風(fēng)險越高，它直接表明了銀行信貸風(fēng)險的實際承擔(dān)結(jié)果。參考顧海峰等(2020)，本文選取不良貸款率作為金融風(fēng)險的度量指標(biāo)，即不良貸款率=不良貸款/總貸款。

4.控制變量

(1)經(jīng)濟(jì)對外開放水平(open)。經(jīng)濟(jì)對外開放程度可以用貿(mào)易開放度進(jìn)行衡量。對外貿(mào)易能夠帶動國內(nèi)經(jīng)濟(jì)主體獲取先進(jìn)的金融知識、金融風(fēng)險管理經(jīng)驗等，從而提高國內(nèi)經(jīng)濟(jì)主體金融素養(yǎng)，改善金融知識普及度，對于提高市場要素配置具有積極作用。本文以地區(qū)進(jìn)出口總額與地區(qū)實際國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值表示。

(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平(struc)。一方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級意味著市場經(jīng)濟(jì)體制改革加速推進(jìn)，進(jìn)而能夠發(fā)揮市場在經(jīng)濟(jì)增長中對資源配置的決定性作用，有利于推動要素從低生產(chǎn)率的企業(yè)和部門向高生產(chǎn)率的企業(yè)和部門流動，進(jìn)一步提高資源配置效率。另一方面，金融知識普及所帶來的金融知識水平的提升，形成更高水平的金融人才，與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級更加匹配，有助于實現(xiàn)資源有效配置。本文以地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值與GDP增加值的比值表示。

(3)政府調(diào)控力度(gov)。政府調(diào)控具有兩個方面的作用：一方面，政府金融普及政策作為提升金融知識水平的重要外部因素，通過提升金融素養(yǎng)改善市場要素配置。另一方面，政府調(diào)控可能使得金融資源的價格體系和市場機(jī)制遭受扭曲，進(jìn)而可能導(dǎo)致資本市場、貨幣市場處于受壓制狀態(tài)，難以有效發(fā)揮金融體系有效配置資金的功能。特別是，政府對金融體系中直接金融和間接金融所占比重進(jìn)行干預(yù)，可能致使銀行在獲得穩(wěn)定租金的情況下，缺乏積極搜尋資金來源的動力和有效配置金融資源的激勵，進(jìn)而導(dǎo)致銀行經(jīng)營效率下降，金融資源配置發(fā)生扭曲，影響市場要素配置效率。因此，政府調(diào)控的作用取決于二者的綜合效應(yīng)。本文以地區(qū)政府財政支出與GDP的比值表示。

(4)金融發(fā)展水平(financial)。金融發(fā)展水平是金融知識的基礎(chǔ)，擁有較高水平的金融發(fā)展環(huán)境不僅為金融知識提供了要素稟賦基礎(chǔ)，也為獲取金融知識提供了重要的來源，也提高了獲得金融知識的機(jī)會。如果金融發(fā)展水平較低，金融知識獲取渠道受阻，產(chǎn)生更為嚴(yán)重的信息不對稱情況，這對于改善市場要素配置起到了極大的阻礙作用。例如，在金融發(fā)展水平較低的條件下，資金供給者為了防范道德風(fēng)險所可能產(chǎn)生的資金違約損失，傾向于要求企業(yè)擁有更高比例的控制權(quán)，從而提高了企業(yè)投資的成本，一定程度上限制了投資規(guī)模，抑制了市場要素配置效率。因此，本文以金融機(jī)構(gòu)存貸款總額與GDP的比值表示地區(qū)金融發(fā)展水平。

5.其他變量

政策變量(TFL)。從2013年開始，人民銀行每年9月統(tǒng)一開展全國性的“金融知識普及月”活動。據(jù)此，為了進(jìn)一步處理內(nèi)生性問題，本文通過設(shè)定政策變量進(jìn)行實證檢驗，在2013年以前，將政策變量設(shè)定為“0”，而在2013年后，將政策變量設(shè)定為“1”。

(三)數(shù)據(jù)來源及說明

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性以及滿足樣本數(shù)據(jù)的時間跨度，本文將研究起止時間區(qū)間設(shè)定為2011—2018年。其中，被解釋變量數(shù)據(jù)來源于歷年省級《中國市場化進(jìn)程指數(shù)報告》中市場發(fā)育指數(shù)；核心解釋變量、中介變量、控制變量以及其他變量數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、各省份《國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》、Wind數(shù)據(jù)庫、CNKI中國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫等。

(四)描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示?？梢钥吹?，市場要素扭曲程度變化率的均值為-0.0464，標(biāo)準(zhǔn)差為0.1317，表明整體上市場要素扭曲程度隨時間變化呈逐漸降低態(tài)勢；金融知識普及度變化率的均值為0.2761，標(biāo)準(zhǔn)差為1.6207，表明整體上金融知識普及度隨時間變化呈逐漸上升態(tài)勢；金融風(fēng)險變化率為0.1842，標(biāo)準(zhǔn)差為0.3662，表明整體上金融風(fēng)險隨時間變化呈逐漸擴(kuò)大態(tài)勢；人力資本積累水平變化率為-0.0697，標(biāo)準(zhǔn)差為0.5941，表明人力資本積累隨時間變化呈下降態(tài)勢。其他變量和控制變量變化率的均值、標(biāo)準(zhǔn)差都處于較為合理范圍。

表2 變量描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)估計結(jié)果分析

為緩解內(nèi)生性問題，本文運(yùn)用系統(tǒng)GMM估計方法實證檢驗金融知識普及度對市場要素扭曲程度的影響，具體估計結(jié)果如表3所示。市場要素扭曲程度滯后一期顯著，表明金融知識普及度抑制市場要素扭曲存在顯著的滯后性，為進(jìn)一步增強(qiáng)金融知識普及教育提供了重要依據(jù)。表3在列(1)基礎(chǔ)上逐步加入其他控制變量，估計結(jié)果表明，無論是否納入控制變量，金融知識普及度對市場要素扭曲程度的估計系數(shù)為負(fù)，具體地，表3中列(1)、(2)、(3)、(4)、(5)顯示金融知識普及度的系數(shù)分別為-0.8780、-0.5960、-0.4800、-0.4080、-0.4430，且至少通過10%的顯著性水平檢驗，說明提高金融知識普及度可顯著抑制市場要素扭曲程度。研究假設(shè)1得到驗證。一方面，提高金融知識普及度，不僅可改善、優(yōu)化包括企業(yè)、家庭或個人在內(nèi)的經(jīng)濟(jì)主體金融行為，比如理性投資、理性借貸、理性金融消費(fèi)決策等金融行為，使其面臨更低的借貸成本、更低的風(fēng)險，增加投資回報率；而且可以為企業(yè)、家庭和個人等行為主體選擇資產(chǎn)配置方式和行為提供良好的參考。因此，提高金融知識普及度不僅能夠有效降低信息不對稱、減少交易成本，還能夠有效控制經(jīng)濟(jì)主體面臨的不確定性，提高金融風(fēng)險管理水平，從而有助于提高資源配置效率、改善要素配置方式、降低市場要素扭曲程度。另一方面，由于信息的收集、整理、篩選和控制存在一定的“沉沒”成本，如果金融知識不足，經(jīng)濟(jì)主體可能需要付出一定的咨詢成本進(jìn)行信息處理，這可能導(dǎo)致其難以“支付”這種沉沒成本。隨著金融知識普及度的提高，經(jīng)濟(jì)主體的金融知識水平提高，能夠有效“支付”這種沉沒成本，進(jìn)而提高其信息處理能力。經(jīng)濟(jì)主體信息處理能力的提高，有助于推動市場有效性提高，使得價格能夠充分反映所有可能獲得信息。價格信號是資本市場資本有效配置的內(nèi)在機(jī)制，不僅使資本供給滿足投資需求，還使得資本流向經(jīng)濟(jì)體中各個產(chǎn)業(yè)的邊際收益趨同，達(dá)到總量均衡與結(jié)構(gòu)均衡的最優(yōu)配置狀態(tài)。

表3 基準(zhǔn)模型估計結(jié)果

控制變量方面。經(jīng)濟(jì)對外開放水平顯著抑制了市場要素扭曲程度。經(jīng)濟(jì)對外開放水平通過降低企業(yè)出口價格、增加出口規(guī)模從而顯著提升企業(yè)的出口參與，這不僅會重塑就業(yè)分配效應(yīng)，還會重塑高生產(chǎn)率企業(yè)與低生產(chǎn)率企業(yè)市場份額，從而重新分配市場要素，進(jìn)而引起技術(shù)轉(zhuǎn)移，倒逼企業(yè)提高自身生產(chǎn)效率，改善市場要素配置，對于降低市場扭曲程度具有積極效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平顯著抑制了市場要素扭曲程度。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化與高級化不僅有助于提高不同要素投入間的協(xié)調(diào)配置程度和能力，從而提高要素共同整體生產(chǎn)效率；還有助于實現(xiàn)生產(chǎn)要素由勞動密集型產(chǎn)業(yè)向資本密集型產(chǎn)業(yè)和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，從外延型增長轉(zhuǎn)變?yōu)閮?nèi)涵型增長、從要素投入數(shù)量型增長轉(zhuǎn)變?yōu)榧夹g(shù)創(chuàng)新型增長，即從高投入、高消耗、高污染、低產(chǎn)出、低質(zhì)量、低效益的增長模式轉(zhuǎn)變?yōu)榈屯度?、低消耗、低污染、高產(chǎn)出、高質(zhì)量、高效益的增長模式。政府調(diào)控力度顯著提高了市場要素扭曲程度。地方政府為實現(xiàn)自身的經(jīng)濟(jì)或績效目標(biāo)，可能采取政府調(diào)控行為最大化經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效和政府稅收，由于地方政府往往在地方壁壘、環(huán)境保護(hù)、公共服務(wù)、科技發(fā)展等方面存在不同的發(fā)展取向，因而可能采取不同的投資偏好，即很可能出現(xiàn)激進(jìn)的投資性偏好、溫和的服務(wù)性偏好以及穩(wěn)定的平衡性偏好。如地方市場保護(hù)主義行為，多為優(yōu)惠政策重點扶持相關(guān)產(chǎn)業(yè)為主的投資偏好，嚴(yán)重限制要素資源的自由流動，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)要素分配不均衡，阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。又如地方環(huán)境保護(hù)行為，在面臨經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)雙重壓力下，很可能降低環(huán)境規(guī)制的要求而競爭市場要素，忽視要素優(yōu)化配置效應(yīng)。金融發(fā)展水平顯著抑制了市場要素扭曲程度。金融發(fā)展水平的提高可以顯著提高金融知識的覆蓋率，推進(jìn)金融知識普及進(jìn)程以及推動金融知識普及深度，從而減少信息不對稱性、降低交易成本，抑制要素扭曲程度。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.替換變量穩(wěn)健性估計分析

本文將金融知識普及主體作為金融知識普及度的替換變量，即通過變更金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點數(shù)(FL1)和金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點從業(yè)人數(shù)(FL2)變量，刻畫金融知識普及度的覆蓋面，從而進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。表4、表5分別表示以金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點數(shù)和以金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點從業(yè)人數(shù)作為金融知識普及主體替換金融知識普及度的穩(wěn)健性估計結(jié)果。

表4 金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點數(shù)替換變量基準(zhǔn)模型估計結(jié)果

表5 金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點從業(yè)人數(shù)替換變量基準(zhǔn)模型估計結(jié)果

表4結(jié)果表明，逐步納入控制變量后，金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點數(shù)的系數(shù)顯著為負(fù)，說明金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點數(shù)顯著抑制了市場要素扭曲程度；表5結(jié)果表明，逐步納入控制變量后，金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點從業(yè)人數(shù)的系數(shù)顯著為負(fù)，說明金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點從業(yè)人數(shù)顯著抑制了市場要素扭曲程度。這說明提高金融知識普及度可顯著抑制市場要素扭曲程度這一結(jié)論的可靠性和穩(wěn)健性。

2.變更方法穩(wěn)健性估計

本文運(yùn)用變更OLS的估計方法進(jìn)一步檢驗金融知識普及度的市場要素配置效應(yīng)，即以金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點數(shù)(FL1)和金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點從業(yè)人數(shù)(FL2)作為替換變量探究其對市場要素扭曲程度影響的穩(wěn)健性。表6結(jié)果顯示，逐步納入控制變量后，金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點數(shù)系數(shù)至少在5%的顯著性水平下為負(fù)，說明金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點數(shù)顯著抑制了市場要素扭曲程度。表7結(jié)果顯示，逐步納入控制變量后，金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點從業(yè)人數(shù)系數(shù)至少在5%的顯著性水平下為負(fù)，說明金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點從業(yè)人數(shù)顯著抑制了市場要素扭曲程度。這說明提高金融知識普及度，尤其是增加金融知識普及主體，提高金融知識普及覆蓋面，可顯著抑制市場要素扭曲程度。

表6 OLS估計下金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點數(shù)對要素市場扭曲的估計結(jié)果

表7 OLS估計下金融機(jī)構(gòu)網(wǎng)點從業(yè)人數(shù)對要素市場扭曲的估計結(jié)果

3.變更政策變量穩(wěn)健性估計

為緩解同期相關(guān)導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文運(yùn)用變更政策變量(TEL)進(jìn)一步檢驗金融知識普及度對市場要素扭曲程度影響的穩(wěn)健性。如前文其他變量所述，在2013年以前，將政策變量設(shè)定為“0”，而在2013年后，將政策變量設(shè)定為“1”。表8結(jié)果顯示，逐步納入控制變量后，政策變量系數(shù)均在1%的顯著性水平下為負(fù)，即提高金融知識普及度顯著抑制了市場要素扭曲程度。這進(jìn)一步說明了通過集中開展“金融知識普及月”活動，進(jìn)而提高金融知識普及力度，可顯著降低市場要素扭曲程度。

表8 變更金融知識普及度政策變量估計結(jié)果

4.工具變量緩解內(nèi)生性問題

本文的研究過程中可能存在反向因果造成的內(nèi)生性問題。原因在于，金融知識普及是一個資源投入過程，增加要素資源投入可提高金融知識普及力度，由此產(chǎn)生的反向因果形成內(nèi)生性問題。為此，本文分別以北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心和螞蟻金服集團(tuán)組成的聯(lián)合課題組編制的數(shù)字金融覆蓋廣度、數(shù)字金融使用深度以及普惠金融數(shù)字化程度作為金融知識普及度的工具變量，因為金融知識普及度與數(shù)字金融覆蓋廣度、數(shù)字金融使用深度以及普惠金融數(shù)字化程度密切相關(guān)。根據(jù)工具變量估計方法處理反向因果造成的內(nèi)生性問題后，具體結(jié)果如表9所示?？梢钥吹剑栈萁鹑跀?shù)字化程度外，數(shù)字金融覆蓋廣度、數(shù)字金融使用深度工具變量對市場要素扭曲程度的影響負(fù)向顯著，即金融知識普及度指標(biāo)對市場要素扭曲程度仍保持顯著的抑制作用。

表9 工具變量估計結(jié)果

五、影響機(jī)制檢驗分析：中介效應(yīng)模型

(一)金融知識普及度對金融風(fēng)險的影響機(jī)制分析

為檢驗金融知識普及度對金融風(fēng)險的影響機(jī)制，本文運(yùn)用方程(1)、(3)及(4)檢驗金融知識普及度影響金融風(fēng)險的中介效應(yīng)，表10顯示了估計結(jié)果。表10列(1)～(4)表示在人力資本積累水平路徑下，金融知識普及度影響金融風(fēng)險的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。

表10 金融知識普及度對金融風(fēng)險的影響機(jī)制估計結(jié)果

第一步，表10中列(1)顯示金融知識普及度的系數(shù)顯著為負(fù)，表明金融知識普及度對金融風(fēng)險具有顯著的抑制作用。

第二步，表10中列(2)顯示人力資本積累水平滯后一期系數(shù)顯著，說明金融知識普及度對人力資本積累水平的作用存在滯后效應(yīng)。金融知識普及度的系數(shù)(β)顯著為正，說明提高金融知識普及度可顯著提升人力資本積累水平。表10中列(3)顯示金融風(fēng)險滯后一期系數(shù)顯著，說明人力資本積累水平對金融風(fēng)險的作用存在滯后效應(yīng)。人力資本積累水平系數(shù)顯著為負(fù)，說明提高人力資本積累水平可顯著降低金融風(fēng)險水平。進(jìn)一步明確人力資本積累水平提高是金融知識普及度增加的結(jié)果，且也是市場要素扭曲程度降低的前提。

第三步，表10中列(4)納入中介變量后，金融知識普及度核心解釋變量的系數(shù)(ω1)顯著，人力資本積累水平中介變量的系數(shù)(ω2)也顯著，且存在系數(shù)β與中介變量系數(shù)ω2的乘積βω2與系數(shù)ω1同號，即βω2/

ω1>0，這說明金融知識普及影響金融風(fēng)險存在人力資本積累水平的部分中介效應(yīng)，即提高金融知識普及度可通過顯著提升人力資本積累水平的部分中介效應(yīng)抑制金融風(fēng)險。經(jīng)濟(jì)主體投資與消費(fèi)的理性程度是提高金融風(fēng)險管理水平的重要前提之一，而提高金融知識普及度則可以增加投資者與消費(fèi)者的理性決策能力，提升其金融素養(yǎng)，特別是金融知識普及度的提升還將帶來更高水平的人力資本積累，經(jīng)濟(jì)主體的理性程度也是人力資本積累水平提升的一種表現(xiàn)，所以，人力資本積累水平的提升將實現(xiàn)更高水平的金融風(fēng)險管理。研究假設(shè)2得到驗證。

(二)金融知識普及度對市場要素配置的影響機(jī)制分析

為進(jìn)一步檢驗金融知識普及度對市場要素配置的影響機(jī)制，本文再次運(yùn)用方程(2)、(1)及(5)檢驗金融知識普及度影響市場要素扭曲程度的中介效應(yīng)。表11列(1)～(3)與列(4)～(6)分別表示在未納入與納入控制變量下，金融知識普及度影響市場要素扭曲程度的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。

表11 金融知識普及度對市場要素配置的影響機(jī)制估計結(jié)果

第一步，如基準(zhǔn)估計結(jié)果，金融知識普及度顯著抑制了市場要素扭曲程度。

第二步，表11中列(1)顯示在未納入控制變量情況下，金融風(fēng)險滯后一期系數(shù)顯著，說明提高金融知識普及度對金融風(fēng)險的作用存在滯后效應(yīng)。同時，金融知識普及度的系數(shù)(β)顯著為負(fù)，說明提高金融知識普及度可顯著降低金融風(fēng)險。表11中列(2)顯示金融風(fēng)險對市場要素扭曲的作用。同樣，市場要素扭曲程度滯后一期系數(shù)顯著，說明金融風(fēng)險對市場要素扭曲程度的作用存在滯后效應(yīng)。而金融風(fēng)險的系數(shù)顯著為正，說明金融風(fēng)險的提高顯著提高了市場要素扭曲程度。這也進(jìn)一步明確了金融風(fēng)險降低是金融知識普及度提高的結(jié)果，且也表明金融風(fēng)險擴(kuò)大是市場要素扭曲程度提高的前提。

第三步，表11列(3)納入中介變量后，金融知識普及度核心解釋變量的系數(shù)(ω1)不顯著，金融風(fēng)險中介變量的系數(shù)(ω2)顯著，這說明金融知識普及度影響市場要素扭曲程度可通過金融風(fēng)險這一完全中介變量來實現(xiàn)，即提高金融知識普及度可通過顯著降低金融風(fēng)險水平這一完全中介效應(yīng)而抑制市場要素扭曲。研究假設(shè)3得到驗證。

同理，列(4)～(6)表明在納入控制變量后，依然存在穩(wěn)健的研究結(jié)論。隨著金融知識普及度的提升，經(jīng)濟(jì)主體的金融知識儲備不斷增加，金融素養(yǎng)不斷提高，經(jīng)濟(jì)主體的信息處理能力進(jìn)一步提高，能夠有效提升金融風(fēng)險管理水平，進(jìn)而能夠在控制風(fēng)險的前提下實現(xiàn)自身利益最大化，促使市場要素在風(fēng)險可控的前提下流向收益更高、回報率更高的項目、行業(yè)中，從而優(yōu)化市場要素配置。

六、結(jié)論與政策啟示

基于2011—2018年省級面板數(shù)據(jù)，本文運(yùn)用系統(tǒng)GMM方法實證分析金融知識普及的要素配置效應(yīng)。結(jié)果表明，金融知識普及對市場要素扭曲程度具有顯著抑制作用。機(jī)制分析表明，提高金融知識普及度則可顯著提升人力資本積累水平，進(jìn)而抑制金融風(fēng)險。進(jìn)一步分析表明，提高金融知識普及度通過顯著抑制金融風(fēng)險這一完全中介效應(yīng)而抑制市場要素扭曲。

基于上述結(jié)論，為推動實現(xiàn)金融服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)、充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，本文的政策啟示如下：一是著力提高金融知識普及水平，通過增加金融知識普及投入、優(yōu)化金融知識普及結(jié)構(gòu)、強(qiáng)化金融知識普及意識，提升金融知識普及覆蓋廣度，從而提高經(jīng)濟(jì)主體金融知識儲備，強(qiáng)化金融風(fēng)險管理和防范。二是全力提高金融知識使用深度、推進(jìn)金融知識普及進(jìn)程，依托互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、云計算、人工智能、區(qū)塊鏈、生物識別等新一代信息通訊技術(shù)，推動金融科技創(chuàng)新發(fā)展。三是在金融創(chuàng)新與變革過程中實現(xiàn)信用體系、授信準(zhǔn)入、風(fēng)險管理等環(huán)節(jié)保障的同時，加大金融創(chuàng)新在新型基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)中的應(yīng)用力度，提高金融知識在新型基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)領(lǐng)域的普及程度，為深入推進(jìn)新型基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)提供重要的金融服務(wù)保障。