金融素養(yǎng)降低農(nóng)戶消費不平等了嗎?
——基于金融行為的中介效應(yīng)分析

王慧玲,楊少雄,孔 榮(西北農(nóng)林科技大學 經(jīng)濟管理學院,陜西 楊凌 712100)

引 言

2021年中央一號文件提出“全面促進農(nóng)村消費”,農(nóng)村消費成為后扶貧時代高質(zhì)量發(fā)展的核心著力點?！巴苿愚r(nóng)村居民消費梯次升級,逐步縮小城鄉(xiāng)居民消費差距”,以及“進一步提升金融對促進消費的支持作用”等一系列部署凸顯了中央對降低居民消費不平等的重視,佐證了金融是提振農(nóng)村消費的關(guān)鍵[1]。筆者在調(diào)研中發(fā)現(xiàn),農(nóng)民因金融素養(yǎng)水平較低,不能充分理解條款,致使其產(chǎn)生主觀金融排斥,這一點也得到了相關(guān)研究佐證[2]。在完善金融工具和服務(wù)的同時,更應(yīng)提升農(nóng)民金融素養(yǎng),增強其參與金融活動的主觀能動性,從而促進消費提檔升級。

梳理文獻發(fā)現(xiàn),相關(guān)研究仍需在以下幾方面進行完善:一是已有研究集中于探討城鄉(xiāng)消費不平等[3-4],較少關(guān)注農(nóng)戶消費不平等;二是學者多剖析金融素養(yǎng)對消費水平的影響[5-6],鮮有研究探究其對農(nóng)戶消費不平等的影響;三是現(xiàn)有文獻多將農(nóng)戶消費劃分為食品、煙酒等八類或生存型、發(fā)展型和享受型消費三類,而基于生產(chǎn)性消費和生活性消費的指標測度被嚴重忽略。四是現(xiàn)有研究主要考察金融素養(yǎng)對消費的直接影響[7-8],忽視了機理剖析及驗證;注重探究金融素養(yǎng)對農(nóng)村居民的平均影響,忽略了異質(zhì)性。

鑒于此,本文闡釋金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費不平等的作用機理,利用OLS和2SLS方法分析金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費不平等的影響,采用分位數(shù)回歸模型探究金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費不平等的異質(zhì)性,運用Bootstrap中介檢驗?zāi)Ｐ万炞C金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費不平等的影響機理。本文基于金融素養(yǎng)視角解析農(nóng)村經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展背景下農(nóng)戶消費不平等問題具有重要學術(shù)價值,研究結(jié)論有利于拓寬農(nóng)戶消費研究視域,豐富農(nóng)戶福利效應(yīng)研究內(nèi)容,為進一步提升金融素養(yǎng),推動農(nóng)民參與金融活動,進而助力農(nóng)村消費轉(zhuǎn)型升級提供實踐參考依據(jù)。

一、理論分析與假說提出

(一)金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費不平等的直接影響分析

收入[9]、人口老齡化[10]、經(jīng)濟發(fā)展[11]等是影響消費不平等的關(guān)鍵誘因。彭顯琪等認為個體金融素養(yǎng)匱乏導(dǎo)致其金融活動參與能力薄弱,較難通過購買金融產(chǎn)品分散風險[12]。而若將財富用于投資或購買住房,亦會制約財富的消費促進作用[13]。宋全云等人認為金融知識匱乏是當前中國城鎮(zhèn)居民家庭消費水平不足的關(guān)鍵[14]。由此可以推斷,作為有限理性人,金融素養(yǎng)水平較高的農(nóng)民不僅能夠降低信息搜尋成本,還能夠深入理解金融產(chǎn)品,提高金融市場參與積極性、降低主觀金融排斥和縮減消費差距,提升家庭福利效應(yīng)。而與消費水平相比,消費不平等更加直接準確地衡量福利水平[15],故金融素養(yǎng)對消費不平等的影響作用不容忽視,但鮮有文獻據(jù)此展開深入研究。

經(jīng)濟學者通常將農(nóng)村居民的生產(chǎn)或消費活動統(tǒng)稱為消費行為[16]。本文界定農(nóng)戶消費包括生產(chǎn)性消費和生活性消費,其中,生產(chǎn)性消費是指農(nóng)戶對生產(chǎn)資料的消耗行為和過程[17];生活性消費指農(nóng)戶用于滿足日常生活需要而發(fā)生的消費[10]。

基于此,本文提出3個假說。

H1:金融素養(yǎng)對農(nóng)戶總消費不平等具有負向影響。

H1-1:金融素養(yǎng)對農(nóng)戶生產(chǎn)性消費不平等具有負向影響。

H1-2:金融素養(yǎng)對農(nóng)戶生活性消費不平等具有負向影響。

(二)金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費不平等的間接影響分析

受已有文獻啟發(fā)[18-20],本文認為金融素養(yǎng)可通過借貸、理財、保險等金融行為影響農(nóng)戶消費不平等,且存在三種作用機制:信貸平滑機制、理財增值機制和保險保障機制(如圖1所示)。

圖1 金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費不平等的作用機理

1.信貸平滑機制。農(nóng)民金融素養(yǎng)高低是影響信貸獲批可能性及獲批金額的核心因素[18]。金融素養(yǎng)較高的農(nóng)民具有較好的計算能力和金融工具使用能力,有利于優(yōu)化信息整理和運用決策,準確計算利息并選擇最佳還貸方式,有效緩解由于概念辨別困難而引致借貸雙方信息偏差,從而提升了農(nóng)民信貸積極性和獲批率。依據(jù)生命周期理論可知,個體消費決策通常是跨期決策,而個體在面對較大開支或不確定性時,往往容易產(chǎn)生預(yù)算約束和流動性約束。一些學者通過實證檢驗得出,個體參與信貸既有效降低了消費對于家庭即期可支配收入敏感性,還緩解了家庭預(yù)算約束,進而實現(xiàn)跨期消費[21-22]。

工程質(zhì)量監(jiān)督工作人力資源較為匱乏，究其原因，主要是工程質(zhì)量監(jiān)督機制使得監(jiān)理費用逐漸遞減，監(jiān)理人員工作認清不高，人員流動大造成的。同時，工程質(zhì)量監(jiān)督人員多為臨時性，人員專業(yè)技能及職業(yè)素養(yǎng)有待提升，部分監(jiān)督人員難以勝任專業(yè)性較強得監(jiān)管工作，使得監(jiān)管質(zhì)量嚴重下滑。

2.理財增值機制。隨著金融市場快速發(fā)展,提升金融素養(yǎng)極大推動了個體參與投資、理財?shù)刃屡d金融活動,有利于優(yōu)化家庭資源配置,其產(chǎn)生的財富效應(yīng)和收入效應(yīng)提高了個體及家庭經(jīng)濟效用和福利水平。尹志超等人基于CHFS數(shù)據(jù)實證分析得出,豐富金融知識對參與金融市場進而優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置具有顯著促進作用[13]。隨著互聯(lián)網(wǎng)金融日漸崛起,金融素養(yǎng)水平高的個體能合理利用宏觀經(jīng)濟形勢積極購買金融產(chǎn)品[23]。吳衛(wèi)星等人構(gòu)造夏普比率度量居民家庭資產(chǎn)組合有效性,采用普通最小二乘法、Heckman兩階段法和工具變量法,研究了金融素養(yǎng)對居民家庭資產(chǎn)組合有效性的影響,發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)水平高的家庭資產(chǎn)組合有效性更高[24]。

3.保險保障機制。保險降低了個體未來不確定性從而穩(wěn)定了個體對未來的消費信心,提振了農(nóng)戶消費[25]。近年來,農(nóng)村青壯年勞動力大量外流,導(dǎo)致傳統(tǒng)家庭養(yǎng)老模式逐漸被打破,農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)金融產(chǎn)品應(yīng)運而生,全民基本醫(yī)療保險措施亦全面施行[26]。學者們就養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險這兩類農(nóng)村地區(qū)主流金融產(chǎn)品如何影響消費展開了較為深入研究,關(guān)于兩類保險能夠促進居民消費的結(jié)論亦已獲得廣泛實證檢驗。相較未參保農(nóng)民,參保農(nóng)民的消費意愿更為強烈[27]、消費金額越高[28]且參保帶來的養(yǎng)老金增加了農(nóng)民收入來源,弱化了預(yù)期風險,釋放了消費潛力[29]。此外,對于病患投保者而言,醫(yī)療保險報銷款可以緩解醫(yī)療費用帶來的家庭生活壓力,一定程度上可以增加即期消費能力;對于健康投保者而言,購買醫(yī)療保險可以減少應(yīng)對未來風險的過度儲蓄行為,釋放即期消費潛能[30-31]。

基于此,本文提出3個假說。

H2:金融素養(yǎng)通過信貸平滑機制影響農(nóng)戶消費不平等。

H3:金融素養(yǎng)通過理財增值機制影響農(nóng)戶消費不平等。

H4:金融素養(yǎng)通過保險保障機制影響農(nóng)戶消費不平等。

二、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)源自項目組于2018年9月在山東開展的入戶調(diào)查,遵循多階段分層抽樣與隨機抽樣相結(jié)合原則,在莘縣、沂南縣和青州市隨機抽選3個樣本鎮(zhèn),每個樣本鎮(zhèn)隨機抽取2～3個自然村,在樣本村內(nèi)隨機訪問25～30個農(nóng)村居民。調(diào)查共涉及3個市3個縣9個鄉(xiāng)鎮(zhèn)25個自然村,累計發(fā)放問卷650份,在剔除異常值和缺失值后,回收有效問卷604份,有效率為92.92%,樣本代表性良好。

(二)模型設(shè)計

Ii=α0+α1Li+α2Xi+γi

(1)

上式中,Ii表示第i個家庭消費不平等;Li表示第i個農(nóng)村居民金融素養(yǎng);Xi為控制變量,包括個體特征、家庭特征和區(qū)域特征變量;γi為殘差項。

2.含內(nèi)生變量的兩階段最小二乘估計方法。模型(1)中可能存在因反向因果關(guān)系、變量測量偏差和遺漏變量等導(dǎo)致的內(nèi)生性,故需采用工具變量法修正。由于受訪者可以通過向同村其他農(nóng)戶學習交流,提升其金融素養(yǎng)水平,但同村其他農(nóng)戶金融素養(yǎng)水平不會對受訪者家庭消費不平等產(chǎn)生直接影響,因此,可以推論,在同一村莊內(nèi)部某受訪者金融素養(yǎng)水平受村莊其他農(nóng)戶金融素養(yǎng)水平的影響,兩者高度相關(guān);同時,其他農(nóng)戶金融素養(yǎng)水平與某受訪者家庭消費不平等并不直接相關(guān),符合工具變量需滿足與內(nèi)生解釋變量高度相關(guān)且與誤差項嚴格外生的理論要求。鑒于此,本文選取“居住在同一村莊同等收入階層,除受訪者自身外其他樣本金融素養(yǎng)均值”作為金融素養(yǎng)的工具變量,并采用工具變量法進行兩階段估計。具體地,將樣本按照2017年家庭收入依次等區(qū)間劃分為低、中、高三組,即收入階層k的取值依次為1、2、3,則剔除村莊j收入階層為k的第i個農(nóng)民的同一村莊同等收入階層其他樣本金融素養(yǎng)水平的均值為:

(2)

其中,Njk表示村莊j收入階層為k的樣本數(shù)量。

3.Bootstrap中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?。Bootstrap方法基于重復(fù)抽樣樣本數(shù)據(jù)計算統(tǒng)計量、估計樣本分布,并利用估計統(tǒng)計量方差對區(qū)間估計進行非參數(shù)統(tǒng)計,有效提高了中介變量檢驗結(jié)果的可靠性,故本文采用其檢驗金融行為在金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費不平等的中介作用。在具體執(zhí)行時,運用SPSS 22.0軟件的Process插件進行檢驗,Bootstrap抽樣次數(shù)為5 000,置信區(qū)間為95%。

(三)變量選取及描述性統(tǒng)計

1.因變量。本文選取人均總消費不平等、人均生產(chǎn)性消費不平等和人均生活性消費不平等表征農(nóng)戶消費不平等?？紤]到Kakwani指數(shù)在消費分布擬合中性質(zhì)更為優(yōu)良,故本文借鑒鄧大松等研究,采用由家庭人均消費測度的Kakwani相對剝奪指數(shù)計算消費不平等[32]。

2.核心自變量。金融素養(yǎng)，依據(jù)PISA測評框架,本文從金融知識、金融能力、金融意識三個維度設(shè)計指標體系并最終篩選24個題項進行測度。金融知識包括通脹、儲蓄、貸款、信用和股票投資等方面的知識,通過設(shè)計簡單的計算和選擇題進行測量;金融能力包括金融工具使用能力、借貸能力和財務(wù)規(guī)劃能力,通過受訪者的實際行為進行測量;金融意識包括投資理財意識和風險防控意識,通過受訪者的自我評估進行測量。以各公因子方差貢獻率占累積方差貢獻率的比重為各因子得分所對應(yīng)的權(quán)重,對農(nóng)民金融素養(yǎng)綜合水平進行評價。

按照特征根大于1的原則,本文提取公共因子10個,累積方差貢獻率為77.847%。為保證有效性和可靠性,本文進行信度和效度檢驗。因子分析結(jié)果中,KMO值為0.74,表明題項具有較好相關(guān)性;Bartlett球形度檢驗統(tǒng)計量的顯著性p值為0.000,說明因子分析結(jié)果有效。本量表中各維度題項的克朗巴哈系數(shù)均高于0.3,表明變量的信度可接受。此外,各題項的因子載荷值均大于0.5,表明變量的收斂效度較好。

3.控制變量。為降低遺漏變量導(dǎo)致的計量結(jié)果偏誤,本文在模型內(nèi)引入可控制個體、家庭和地區(qū)層面的變量。個體特征變量主要包括年齡、年齡的平方、受教育年限、風險偏好、風險厭惡;家庭特征變量主要包括家庭總?cè)丝?、主要勞動力身體健康狀況、住房數(shù)量和收入。此外,本文還控制了地區(qū)層面固定效應(yīng)。

4.中介變量。金融行為，消費者金融行為包括信貸行為、理財行為和保險行為[33]。(1)信貸行為。由于民間借貸多以血緣、親緣與地緣為紐帶,本文著重考察正規(guī)金融機構(gòu)的信貸行為,以農(nóng)戶近三年獲取銀行/信用社貸款的總金額進行測度,為消除異方差,取其自然對數(shù)。(2)理財行為。以農(nóng)民參與的理財產(chǎn)品種類進行測度,本文將理財種類分為余額寶、理財通、基金、股票和國債等。(3)保險行為。以農(nóng)民購買的保險產(chǎn)品種類進行測度,本文將保險種類分為新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險、新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險、政策性農(nóng)業(yè)保險、財產(chǎn)保險、商業(yè)性醫(yī)療保險和商業(yè)性人壽保險等。上述各變量賦值說明與描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量賦值說明與描述性統(tǒng)計

三、金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費不平等的影響

(一)基準回歸結(jié)果分析

基于OLS方法的金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費不平等的估計結(jié)果見表2?？梢园l(fā)現(xiàn),金融素養(yǎng)對農(nóng)戶人均總消費不平等、人均生產(chǎn)性消費不平等和人均生活性消費不平等均具有顯著負向影響且影響效應(yīng)分別為-0.072 1、-0.075 1和-0.079 3,表明金融素養(yǎng)每提升一個單位,將有利于降低個體間7.21%的人均總消費不平等、7.51%的人均生產(chǎn)性消費不平等和7.93%的人均生活性消費不平等。由此說明,金融素養(yǎng)對于改善個體間相對剝奪具有顯著影響,有利于提高個體福利感知。

表2 基于OLS方法的金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費不平等的估計結(jié)果

(二)內(nèi)生性檢驗結(jié)果分析

考慮到金融素養(yǎng)與農(nóng)戶消費不平等之間可能存在內(nèi)生性,故本文運用2SLS方法剖析,估計結(jié)果見表3?？梢钥闯?一階段F值為17.85、17.41和17.95,大于統(tǒng)計檢驗的臨界值13.43,排除了弱工具變量問題。DWH內(nèi)生性檢驗結(jié)果表明,三個方程均在5%水平上拒絕了基準回歸方程中金融素養(yǎng)為外生變量的原假設(shè)。由此可知,本文選取的工具變量合理,且存在內(nèi)生性。結(jié)果表明,在消除內(nèi)生性后,金融素養(yǎng)降低3.08%的人均總消費不平等、3.12%的人均生產(chǎn)性消費不平等和3.41%的人均生活性消費不平等,故假說H1、H1-1、H1-2得以驗證。

(三)穩(wěn)健性檢驗結(jié)果分析

為了保證計量結(jié)果的穩(wěn)健性,本文根據(jù)上述金融素養(yǎng)各公因子得分及其方差貢獻率,計算受訪者金融素養(yǎng)因子總得分,并將其進行標準化,構(gòu)建如下金融素養(yǎng)指數(shù)Lis,用來替代原有金融素養(yǎng)Li:

(3)

式中,Lis為第i個受訪者的金融素養(yǎng)指數(shù),Li為第i個受訪者的金融素養(yǎng)因子得分,maxF與minF分別為受訪者金融素養(yǎng)因子得分最大值和最小值。

穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明,金融素養(yǎng)對農(nóng)戶人均總消費不平等、人均生產(chǎn)性消費不平等和人均生活性消費不平等的影響在1%統(tǒng)計水平上負向顯著,影響效應(yīng)分別為-0.101 5、-0.105 7、-0.111 6。該結(jié)果與表2回歸結(jié)果基本保持一致,說明本文計量結(jié)果穩(wěn)健,研究結(jié)論可靠。

四、機制檢驗與異質(zhì)性分析

(一)影響機制檢驗

依據(jù)前文分析可知,金融素養(yǎng)通過促進農(nóng)戶參與金融行為,進而降低消費不平等。本文使用SPSS 22.0統(tǒng)計軟件,運用基本Bootstrap再抽樣技術(shù)檢驗金融行為的顯著性,進一步剖析金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費不平等的作用機理,檢驗結(jié)果如表5所示。由結(jié)果可知,信貸行為、理財行為、保險行為的中介效應(yīng)均通過了1%的顯著性檢驗,說明這三個變量均具有中介作用。具體來看,信貸行為對金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費不平等的中介區(qū)間為-0.130 2和-0.091 8,未包含0,中介效應(yīng)為-0.004 9。理財行為對金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費不平等的中介區(qū)間為-0.127 8和-0.086 7,未包含0,中介效應(yīng)為-0.004 3。保險行為對金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶消費不平等的中介區(qū)間為-0.133 1和-0.093 0,未包含0,中介效應(yīng)為-0.003 5。鑒于此,假說H2、H3、H4得以驗證。

表5 Bootstrap中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

(二)異質(zhì)性分析

依據(jù)上文分析可知,金融素養(yǎng)顯著降低了農(nóng)戶消費不平等。然而,該效應(yīng)可能會對不同消費差異階層的家庭存在異質(zhì)性。分位數(shù)回歸以最小化殘差絕對值的加權(quán)平均作為目標函數(shù),相較于OLS 估計方法,更不易受極端值影響,能更全面識別解釋變量對被解釋變量在不同分位數(shù)上的影響,故本文考察了金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費不平等分布的0.2、0.4、0.6和0.8分位點產(chǎn)生的影響,結(jié)果如表6、7、8所示。在各消費差異分位點處,金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費不平等均負向顯著。隨著分位點增大,影響系數(shù)逐漸增加且消費不平等分布的0.8分位點處的影響系數(shù)是0.2分位點處的2倍左右,表明金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費差異大的家庭影響更大。

表6 人均總消費不平等分位數(shù)回歸結(jié)果

表7 人均生產(chǎn)性消費不平等分位數(shù)回歸結(jié)果

表8 人均生活性消費不平等分位數(shù)回歸結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

基于金融素養(yǎng)視角探究降低農(nóng)戶消費不平等的內(nèi)生動力,對于建立緩解農(nóng)戶消費差距長效機制,進而促進經(jīng)濟良性循環(huán)暢通具有重大的戰(zhàn)略意義；為后扶貧時代鞏固脫貧攻堅成果、激發(fā)農(nóng)村消費需求及潛能、驅(qū)動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展和構(gòu)建新發(fā)展格局提供了理論依據(jù)和政策參考。本文研究發(fā)現(xiàn):一是金融素養(yǎng)顯著降低了農(nóng)戶消費不平等,對生活性消費不平等的抑制作用大于對生產(chǎn)性消費不平等的抑制作用。在考慮內(nèi)生性問題后,金融素養(yǎng)每提升一個單位,可使得人均總消費不平等、人均生產(chǎn)性消費不平等和人均生活性消費不平等分別顯著下降3.08%、3.12%和3.41%。二是金融素養(yǎng)通過信貸平滑機制、理財增值機制和保險保障機制影響農(nóng)戶消費不平等,中介效應(yīng)分別為-0.004 9、-0.004 3和-0.003 5。三是金融素養(yǎng)對農(nóng)戶消費不平等具有顯著異質(zhì)性,對農(nóng)戶消費差異大的家庭產(chǎn)生了更明顯影響。

鑒于此,本文提出如下政策建議:一是當?shù)卣?、金融機構(gòu)和教育機構(gòu)等應(yīng)合作構(gòu)建農(nóng)民金融教育聯(lián)動機制,制定和推廣農(nóng)民金融素養(yǎng)提升計劃,利用互聯(lián)網(wǎng)等新型多媒體手段開展農(nóng)村金融系列公益講座等活動,擴大普惠金融影響力,形成農(nóng)村金融教育長效機制,提高農(nóng)民金融素養(yǎng)。二是創(chuàng)新金融服務(wù)方式,拓寬農(nóng)村地區(qū)信貸服務(wù)深度和廣度,因地制宜開發(fā)農(nóng)村理財產(chǎn)品以及保險產(chǎn)品,擴大信貸平滑機制、理財增值機制和保險保障機制影響范圍,加快推進農(nóng)村居民家庭消費提檔升級。三是應(yīng)聚焦家庭消費差異較大群體,通過提升金融素養(yǎng)優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置,積累家庭財富,釋放重點人群消費潛力,形成農(nóng)村消費市場羊群效應(yīng)。