金融素養與農村“值守”群體可持續生計能力

黃飛鳴，徐曉萱，劉小春

（1.江西財經大學 金融學院，江西 南昌330013；2.江西農業大學 經濟管理學院，江西 南昌 330033）

一、引言

伴隨著金融市場面向中老年人的金融產品推陳出新，我國金融市場多元化、產品多樣化和復雜化不斷加深，消費者對金融產品與服務的認知、使用、交易和風險識別的難度也提高了，在農村地區尤其如此。

《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二〇三五年遠景目標的建議》明確指出我國應健全農村金融服務體系，增強金融普惠性。各涉農金融機構也大力推進農村金融改革創新，取得了較好的成效。但是，目前農村地區普遍存在金融產品和服務需求乏力的供給和需求不匹配的問題（賈晉和肖建，2017；李俊霞，2020）[1-2]。因此，不僅要加大農村普惠金融供給，更要在提高農村金融產品和服務質量效率的同時大力提高農村金融需求側質量。這其中，提高農民金融素質，增強農民進入金融市場的能力，優化其金融決策，是更好地落實普惠金融政策的關鍵（Bianchi，2017；吳雨等，2017；吳衛星等，2018）[3-5]。此外，目前農村青壯年勞動力外出務工較多，中老年人成為農村“值守”群體。以金融素質培養為切入點瞄準如何提升“值守”的農村中老年人的生計能力將成為實現農業農村現代化、農村經濟的可持續發展、解決“三農”問題的關鍵問題之一。

本文的研究貢獻主要體現在以下幾方面。第一，有別于目前關于金融素養與可持續生計能力僅以不同類型群體為視角研究金融素養對反映可持續生計能力間接指標的影響，本文利用入戶訪談調查的微觀數據，構建針對農村“值守”群體金融素養與可持續生計能力測評框架，實證研究金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力的影響。第二，基于農村“值守”群體的特性，分析金融素養對其可持續生計能力的影響機制，驗證了資產規劃意識、購買城鄉居民社會養老保險行為在金融素養對其可持續生計能力的正影響中具有中介效應。第三，驗證了在社會事業發展較好的農村、有子女戶、從業類型豐富戶、非一般戶的農村“值守”群體，金融素養對其可持續生計能力的正影響邊際效應更高，為實現農業農村現代化的實踐參考和政策指導拓寬了思路。

二、文獻回顧、理論分析與研究假說

（一）文獻回顧

可持續生計能力使用較為廣泛的定義由Scones（1998）[6]提出，指由人們生活所需的能力、物質以及活動組成的生計資本，使能在應付外界壓力和沖擊下，保證不過度消耗其自然資源情況下恢復或改善其能力和資產的一種能力。目前國內外關于可持續生計能力測度的研究，主要依據DFID（2000）[7]提出的可持續生計分析框架（SLA），量化自然、社會、人力、物質和金融五類資本指標，運用因子分析法（丁士軍等，2016）[8]、TOPSIS 綜合評價法（王振振和王立劍，2019）[9]、熵值法（李玉山和陸遠權，2020）[10]和BP神經網絡法等方法進行加權量化測度出可持續生計能力。在研究影響可持續生計能力的路徑上，大多聚焦于以脆弱性較高的貧困戶為視角，研究易地搬遷、移民搬遷等政策對其可持續生計能力的提升作用（王振振和王立劍，2019；李明月和陳凱，2020）[9,11]。以及以脆弱性農民為視角，研究城市邊緣區征地、生態補償、農地流轉等外力因素對其可持續生計能力的異質性影響（周恩毅和聶思言，2021；劉格格等，2021；周月書和汪曼，2021）[12-14]。甚至還有不少學者以家庭因素為視角進行研究，例如宋璐和李樹茁（2017）[15]研究表明子女遷移會導致老年家庭戶可持續生計能力中人力資本的減少、社會資本的增加。而隨著面向農村“值守”群體市場的普惠信貸、養老理財、商業養老保險等金融產品的不斷興起，提升農村居民金融素養是我國金融改革與發展的必然趨勢。因此金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力作用機制解析成為研究的新視角。

金融素養使用較為廣泛的定義由美國金融素養和教育委員會（AFLEC）提出，金融素養是指消費者對所擁有的金融福祉具備有效管理的知識和能力。金融素養測評方法研究，主要依據由經濟合作與發展組織（OECD）2000年開發的金融素養測評框架（PISA），設定問題指標，根據問題回答情況賦值并將得分直接加總（Agarwal 等，2015）[16]，或通過因子分析加權量化（尹志超等，2014）[17]測評金融素養水平。已有研究集中于探討居民金融素養對資產配置、金融決策、借貸、創業行為的影響。Bianchi 等（2017）[3]研究發現，金融素養越高的家庭其家庭資產組合配置越有效，家庭財富積累越多，也更加注重平衡投資組合。吳雨等（2017）[4]、秦芳等（2016）[18]指出金融素養越高的家庭對商業保險的信任度與參與度越高。宋全云等（2017）[19]研究表明金融素養越高的家庭，申請信用卡和貸款更便利，家庭信貸約束越低。Cumurovic和Hyll（2016）[20]、宋全云等（2020）[21]研究發現金融素養顯著提高了創業者的盈利能力和創業表現。

關于金融素養與可持續生計能力關系的研究，多數以不同類型群體為視角研究金融素養對反映可持續生計能力間接指標的影響，目前已有文獻大多表明金融素養對反映可持續生計能力的間接指標具有正相關性，影響路徑大致分為兩個方面。一方面是提升金融素養可以通過抑制不良行為發生，提升其可持續生計能力。如Chivasa和Simbanegavi（2016）[22]研究發現，提升低金融素養群體的金融知識，可以減少其在通貨膨脹和失業期時期表現出的經濟排斥行為，進而促進社會構建支持可持續生計的普惠金融服務保障體系。Mishra（2016）[23]指出提升農民的金融素養，可以有效緩解其過度借債行為，減少債務壓力的沖擊，進而提升農民整體可持續生計率。另一方面是提升金融素養可以提高其自身能力，提升其可持續生計能力。如Fornero 等（2018）[24]指出通過提高老年公民金融素養，可以提升其對養老金和退休金的資產配置，進而有利于完善社會養老金制度。

通過梳理現有文獻發現，可持續生計能力和金融素養都是目前學術界研究的熱點，但是少有文獻利用微觀數據，以脆弱性較高的農村“值守”群體為視角實證研究金融素養對其可持續生計能力的影響機制。因此本文采用微觀數據，構建針對農村“值守”群體金融素養與可持續生計能力測評框架，實證研究金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力的影響及其作用機制。

（二）理論分析與研究假說

本文根據已有文獻和1997年英國國際發展計劃署DFID 以脆弱性人群為基礎，基于生計資產結構和過程轉變的可持續生計分析框架（SLA）進行拓展，據此以金融素養為關注點研究其影響農村“值守”群體可持續生計能力的機制，如圖1所示。

根據目前關于金融素養與可持續生計能力的研究文獻，大多表明金融素養對反映可持續生計能力間接指標呈正相關性（Chivasa 和Simbanegavi，2016；Mishra，2016；Fornero等，2018）[22-24]，同時根據圖1所示農村“值守”群體可持續生計分析框架，本文提出如下假說。

圖1 農村“值守”群體可持續生計分析框架

Ha：農村“值守”群體金融素養的增加，可以提升其可持續生計能力。

如果金融素養具有提升可持續生計能力效應，那么一個深層次的問題必須闡明：金融素養提升可持續生計能力的效應是通過什么傳導路徑形成的？其作用機制是什么？本文結合已有文獻證實較高的金融素養有利于合理的資產配置（Bianchi，2017）[3]以及有利于提升借貸、購買保險等決策意識（吳雨等，2017）[4]，因此提升農村“值守”群體金融素養最大的利處有以下幾點。一是提高農村中年人對普惠信貸、養老理財、商業養老保險等金融產品的認知度；二是便于農村金融服務的宣傳和落實，預防金融詐騙，同時促使金融產品進入農村“值守”群體市場；三是提升農村中年人資產規劃意識，使得資源合理配置；四是提升購買城鄉居民社會養老保險行為，促使形成全方位、多樣化的老年精準保障體系。結合已有的文獻，本文提出金融素養可能會通過以下兩路徑對可持續生計能力產生作用。

Hb1為作用機制一：提高金融素養→提升資產規劃意識→提升農村“值守”群體可持續生計能力。

Hb2為作用機制二：提高金融素養→提升購買城鄉居民社會養老保險行為→提升農村“值守”群體可持續生計能力。

如果金融素養具有提升可持續生計能力的效應，那么另一個深層次的問題必須闡明：基于村層面、戶層面金融素養對提升可持續生計能力效應是否具有差異性？結合黨的十九大報告明確指出的鄉村振興需要按照生態宜居等五項總要求，落實建立健全城鄉融合發展體制機制和政策體系，以及在鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉村振興有效銜接的背景下，依據已有文獻對可持續生計能力影響因素的研究基礎，本文認為基于村層面、戶層面金融素養對提升可持續生計能力效應具有差異性，并提出以下假設。

Hc1：村社會事業配套等級較好的農村“值守”群體金融素養對可持續生計能力影響效應更強。

Hc2：有子女戶相比無子女戶的農村“值守”群體金融素養對可持續生計能力影響效應更強。

Hc3：非一般戶相比一般戶的農村“值守”群體金融素養對可持續生計能力影響效應更強。

Hc4：從業類型豐富相比從業單一的農村“值守”群體金融素養對可持續生計能力影響效應更強。

三、數據來源與研究設計

（一）數據來源

本文的數據來源于課題組2020年7月—9月在江西省開展的抽樣調查所得。根據農村“值守”群體在金融素養及可持續生計能力的差異，對全省11 個設區的市進行四級隨機抽樣入戶調查，一級抽樣是按照省內11 個設區的市的面積、人口、2019年GDP排名等差異分別在一個設區的市內抽樣2—4 個縣；二級抽樣是按照縣內各鎮經濟水平排名等距抽樣1—2 個鄉鎮；三級抽樣是按照同一鄉鎮內各村經濟水平排名等距抽樣1—2 個村；四級抽樣則是從每個村大致抽取20 戶入戶訪談，并進行問卷調查，樣本對象為農村45 周歲以上的農村“值守”群體。根據《中國發展報告2020：中國人口老齡化的發展趨勢和政策》預測，到2050年我國老年人口總量將超過5億人，說明目前農村45 周歲以上的群體未來將會面臨巨大的老齡化風險，因此對于研究農村“值守”群體如何提升其可持續生計能力具有非常重要的意義。在調查全程保障嚴格質量控制的情況下，本文采用入戶深度訪談形式，覆蓋江西省11 個設區的市的734個有效樣本展開實證研究。

（二）研究設計

1.金融素養、可持續生計能力測度模型

可持續生計能力的測度借鑒王振振和王立劍（2019）[9]的方法，運用最大似然因子法將定義農村“值守”群體人力、物質、自然、金融和社會五類資本的指標加權得到其可持續生計能力。金融素養的測度借鑒尹志超等（2014）[17]對金融素養的研究方法，將金融素養分為客觀與主觀金融素養，客觀金融素養由對金融市場認知的自我評價展開，主觀金融素養由從復利、通貨膨脹和風險多樣性等方面展開測評，并賦予相對應的分值，運用最大似然因子法將所有指標加權，客觀指標加權得到客觀金融素養，主觀金融素養測度同理。

2.金融素養與可持續生計能力基準回歸模型

根據圖1擴展版的可持續生計分析框架（SLA），分別研究金融素養、客觀金融素養、主觀金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力的影響，本文構建如下式（1）橫截面模型。

SLAic表示c 市區i 個體的可持續生計能力，分別表示c 市區i 個體的金融素養、客觀金融素養、主觀金融素養，Zic表示c 市區i 個體的村級、個體層面的控制變量，分別為以上各解釋變量的地區（市）固定效應和誤差項。分別為金融素養、客觀金融素養、主觀金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力影響的參數估計。

3.金融素養對可持續生計能力作用機制檢驗模型

模型（1）只能檢驗農村“值守”群體金融素養對其可持續生計能力的直接影響，無法識別金融素養對其可持續生計能力的作用路徑。因此為進一步檢驗金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力的作用機制和路徑，本文借鑒李明月和陳凱（2020）的研究[11]，運用中介效應模型研究金融素養對可持續生計能力的影響過程和作用機制。

中介效應檢驗理論模型為式（1）—式（3）所示，SLAic、Zic含義同上，FLic表示c 市區i個體金融素養，分別表示各中介變量。分別表示金融素養對各中介變量的參數估計，分別表示各中介變量對農村“值守”群體可持續生計能力影響的參數估計。若回歸系數在某中介變量時顯著，則此中介變量具有中介效應，且若顯著且則表明該中介變量發揮部分中介作用，若不顯著則表明該中介變量發揮完全中介作用。

四、變量選取與描述性統計

（一）變量選取

本文所涉及的變量可以分為被解釋變量、解釋變量、中介效應檢驗變量、控制變量四個部分，具體如下。

1.被解釋變量

本文被解釋變量為可持續生計SLA，其測度方法運用最大似然因子法將定義農村“值守”群體人力、物質、自然、金融和社會五類資本的指標加權所得其可持續生計能力，即加權所得系數越高，表示農村“值守”群體可持續生計能力越高。具體的可持續生計能力指標體系如表1所示。

表1 可持續生計能力指標體系變量定義

運用STATA15.1 做KMO 檢 驗，得出KMO 的值為0.7525，根據KMO 度量標準，得出原有變量適合做因子分析，進而運用最大似然因子法進行因子分析，加權算出可持續生計能力SLA。

2.核心解釋變量

本文核心解釋變量為金融素養、客觀金融素養、主觀金融素養。客觀金融素養由對金融市場的自我評價展開，并賦予相對應的分值；主觀金融素養由從復利、通貨膨脹和風險多樣性等方面測評，完全不了解題目得0 分，懂題目但打錯得1 分，懂題目答對得2 分。其具體的客觀和主觀金融素養指標體系如表2所示。

表2 金融素養指標體系變量定義

運用STATA15.1做KMO檢驗，得出KMO的值為0.8786，根據度量標準得出原有變量適合做因子分析，進而運用最大似然因子法模型進行因子分析，加權算出金融素養、客觀金融素養、主觀金融素養。

3.關鍵解釋變量

為進一步運用中介效應模型檢驗金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力的作用機制和路徑，選取農戶是否有資產規劃意識、農戶是否有購買城鄉居民社會養老保險行為作為關鍵解釋變量，其變量定義見表3。

4.控制變量

為減少村層面、個體層面的差異性導致自變量對因變量的誤差，本文選取的控制變量分為兩個層面:一是村層面的變量，選取所在村總面積、目前總人口數、村到區縣距離、村居民家庭年人均可支配收入、村是否開通了公交線路到鄉鎮或到區縣、村的經濟發展程度在所屬的鄉鎮中處于什么水平、村外出務工人員比例7 個可能會影響農戶可持續生計能力的村級層面特征控制變量；二是農戶層面的變量，主要有農戶性別、婚姻狀況、是否是原住居民、政治面貌、目前主要從事什么勞動、是否感受到孤獨和寂寞、心情不愉快時是否會傾訴7 個可能會影響農戶可持續生計能力的戶主特征變量和農戶家庭是否有穩定的經濟來源、生活水平在本村處于什么水平、子女數、子女孝敬程度4 個可能會影響農戶可持續生計能力的家庭特征變量，其變量定義見表3。

表3 控制變量及關鍵解釋變量定義

（二）描述性統計

本文金融素養、可持續生計能力測度指標、核心解釋變量和控制變量，以及運用最大似然因子法計算得出的被解釋變量可持續生計能力SLA和核心解釋變量金融素養FL、客觀金融素養FL1、主觀金融素養FL2的描述性統計如表4所示。

根據散點圖2，以及描述性分析表4 所示，可以發現農村“值守”群體可持續生計能力、金融素養均分布于x 軸上下，均值幾乎為0，但是位于中下水平的居多，這說明目前江西省農村“值守”群體的金融素養和可持續生計能力普遍偏低，而且極端跨度較大。

圖2 可持續生計能力、金融素養散點圖

根據核心解釋變量的描述性統計分析，可以發現樣本整體只有34.9%具有資產規劃意識，購買城鄉居民社會養老保險率較高，樣本整體上64.7%已買城鄉居民社會養老保險。

根據控制變量的描述性統計分析，可以發現所在村總面積、所在村目前總人口數、所在村到區縣距離、所在村的經濟發展程度在所屬的鄉鎮中處于什么水平、性別等指標的均值與現實情況相比較為相似，由此證明其樣本選取具有可信度。此外本文所采用的數據可靠性系數為0.8516，通過問卷信度檢驗。除此之外，表4 反映樣本中77%的村已通公交線路到鄉鎮或到區縣，村居民平均外出務工比例達到42.8%，居民家庭年人均可支配收入大約為10279元，在農村只有20%的農村“值守”群體感受到孤獨，63.8%的農村“值守”群體心情不好時會傾訴，67.8%的農村“值守”群體具有穩定的收入來源。

表4 描述性統計

五、實證分析與穩健性檢驗

通過調研共收集734 份樣本數據，其中90 歲以上的樣本數據共12 份。根據年齡分段變量描述性分析（篇幅原因未展示），可以發現90 歲以上的老年人基本無金融素養以及資產規范意識。因此，為提高回歸結果的準確性，本項目擬剔除12份90歲以上的極端值樣本，運用722 份樣本數據實證研究金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力的影響機制。

本文對核心解釋變量、關鍵解釋變量和可持續生計能力的相關性進行檢驗，其結果如表5 所示。結果表明是否有資產規劃意識、是否購買城鄉居民社會養老保險與金融素養都呈顯著正相關，而且金融素養、客觀金融素養、主觀金融素養、是否有資產規劃意識、是否購買城鄉居民社會養老保險與可持續生計能力也都呈顯著正相關。

表5 相關性分析

（一）金融素養與農村“值守”群體可持續生計能力

根據基準回歸模型式（1）得出表6 結果，回歸列（1）—列（3）為未控制地區固定效應及控制變量的金融素養、客觀金融素養、主觀金融素養分別對農村“值守”群體可持續生計能力SLA 的影響程度；回歸列（4）—列（6）為控制地區固定效應的金融素養、客觀金融素養、主觀金融素養分別對農村“值守”群體可持續生計能力SLA 的影響程度；回歸列（7）—列（9）為加入控制變量和地區固定效應的金融素養、客觀金融素養、主觀金融素養分別對農村“值守”群體可持續生計能力SLA的影響程度。根據比較adj.R2，回歸列（7）—列（9）最具有解釋力，可以發現金融素養、客觀金融素養、主觀金融素養分別對農村“值守”群體可持續生計能力SLA 的影響程度都為顯著正相關，且主觀金融素養比客觀金融素養影響系數更大。這表明在控制其他影響因素以及地區（市）固定效應的情況下，金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力的影響在1%的水平上正向顯著，且主觀金融素養比客觀金融素養對可持續生計能力正影響邊際效應更高，與假設Ha預期一致。

表6 基準回歸結果

（二）金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力作用機制分析

為進一步檢驗金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力的作用機制和路徑，本文借鑒李明月和陳凱（2020）的研究[11]，運用中介效應模型式（1）—式（3）檢驗假設Hb1與Hb2是否成立，其計量估計結果如表7所示。

其兩條路徑中介效應檢驗結果如表7 所示，在控制其他影響因素以及地區（市）固定效應的情況下，回歸列（1）—列（2）分別表示金融素養對是否有資產規劃意識、是否購買城鄉居民社會養老保險的影響，回歸系數在1%的水平上顯著為正，比較邊際效應可知，金融素養對資產規劃意識顯著正效應更強烈。回歸列（3）—列（4）分別表示為金融素養與是否有資產規劃意識、是否購買城鄉居民社會養老保險行為對農村“值守”群體可持續生計能力的影響。

表7 中介效應檢驗結果

列（3）研究結果表明，農村“值守”群體是否有資產規劃意識在1%的水平上正向顯著，通過分解上述中介機制，金融素養經由資產規劃意識作用于農村“值守”群體可持續生計能力的中介效應值為0.028（0.325×0.087），在金融素養影響可持續生計能力的總效應中，資產規劃意識貢獻了因果解釋鏈條50%（0.028/0.056）的份額，因此，資產規劃意識是金融素養影響可持續生計能力的重要渠道因素。即金融素養越高的農村“值守”群體，資產規劃意識越高，研究結論與尹志超等（2014）[17]的結論一致。由此推斷，農村“值守”群體金融素養的提升，會推動對資產的有效配置，提高其投資經驗與金融市場參與率，進而獲取更高的收益，從而提升其可持續生計能力，假設Hb1成立。

列（4）研究結果表明，農村“值守”群體購買城鄉居民社會養老保險行為在1% 的水平上正向顯著。通過分解上述中介機制，金融素養經由購買城鄉居民社會養老保險行為作用于農村“值守”群體可持續生計能力的中介效應值為0.010（0.093×0.111），在金融素養影響可持續生計能力的總效應中，購買城鄉居民社會養老保險行為貢獻了因果解釋鏈條17.857%（0.010/0.056）的份額，發揮部分中介效應。因此，購買城鄉居民社會養老保險行為意識是金融素養影響可持續生計能力的重要渠道因素。即金融素養越高的農村“值守”群體，購買城鄉居民社會養老保險行為意識越高，研究結果與吳雨等（2017）[4]、秦芳等（2016）[18]的研究結果一致。由此推斷，農村“值守”群體金融素養的提高，有利于提升其對社會養老保險的信任度與參與度，促進農村家庭形成以養兒防老、社會保障和養老保險等全方位的老年精準保障體系，從而提升其可持續生計能力，假設Hb2成立。

（三）分樣本回歸結果

為進一步研究基于村層面、戶級層面金融素養的提升可持續生計能力效應的差異性，本文將樣本在村級層面的社會事業配套劃分為“較差”“較好”二類情況，在戶級層面劃分為無子女戶與有子女戶、非一般戶與一般戶和不同從業類型戶進行分樣本回歸檢驗。根據式（1）的回歸模型，對加入控制變量和地區（市）固定效應的金融素養與農村“值守”群體可持續生計能力做分樣本回歸，其結果如表8所示。

表8 分樣本回歸結果

村級層面分樣本回歸結果如表8 回歸列（1）—列（2）所示，在控制其他影響因素以及地區（市）固定效應的情況下，回歸結果為樣本所在村社會事業配套“較差”“較好”二類情況下的金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力影響程度。比較邊際效應可知，和村社會事業配套情況較差的樣本相比，村社會事業配套情況較好的農戶金融素養對其可持續生計能力影響程度較大。因此所在村社會事業配套情況較好的情況下，即在生態宜居的村金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力具有更高的正影響邊際效應，假設Hc1成立。

戶級層面分樣本回歸結果如表8 回歸列（3）—列（10）所示，在控制其他影響因素以及地區（市）固定效應的情況下，回歸列（2）—列（3）分別為無子女、有子女樣本的金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力影響程度。由此可以發現有子女樣本的金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力影響在1%的水平上正向顯著，結合基準回歸結果表示子女數對農村“值守”群體可持續生計能力呈顯著的負效應，可以說明優生優育的農村家庭的“值守”群體金融素養對其可持續生計能力具有顯著正影響，假設Hc2成立。回歸列（5）—列（6）分別為家庭性質是貧困戶、低保戶、五保戶、殘疾戶等生計較為弱勢的非一般戶和一般戶樣本的金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力影響程度。由此可以發現非一般戶與一般戶樣本的金融素養對其可持續生計能力影響在5%的水平上都正向顯著。比較邊際效應可知，非一般戶的金融素養對其可持續生計能力的影響程度大于一般戶的影響程度，假設Hc3成立。回歸列（7）—列（10）分別為從業類型是純農業、農業兼業、非農業兼業、非農業（個體等）樣本的金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力差異性影響程度。由此可以發現從事非農兼業的樣本金融素養對其可持續生計能力影響在10%的水平上正向顯著，從事非農業（個體等）樣本金融素養對其可持續生計能力影響在5%的水平上正向顯著。由此說明提高從事非農業而且從業類型豐富的農村中年人的金融素養，對提升其可持續生計能力具有顯著正影響，假設Hc4成立。

（四）穩健性檢驗

在控制其他影響因素以及地區（市）固定效應的情況下，基準回歸結果表6、中介效應檢驗結果表7、分樣本回歸結果表8 中，回歸系數都表明金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力呈現顯著正影響。

為進一步保證研究的可靠性與穩健性，本文采用剔除極端樣本，以及借鑒Agarwal等（2015）[16]根據問題回答情況賦值并將得分直接加總的測度方法，以農戶正確回答問題個數加總來測度其金融素養替換核心解釋變量測度方法來進行穩健性檢驗，其穩健性檢驗結果如表9所示。

表9 穩健性檢驗

穩健性檢驗結果如表9 所示，在控制其他影響因素以及地區（市）固定效應的情況下，回歸列（1）—列（3）為剔除極端樣本穩健性檢驗，分別為剔除“無房產戶”“年收入超過20 萬元”“子女具有碩士學歷”三種可能會引起解釋誤差的極端樣本后，依次進行回歸檢驗。可以發現金融素養、客觀金融素養、主觀金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力SLA的影響都呈顯著正效應且系數變化不大。回歸列（4）為替換核心解釋變量測度方法的穩健性檢驗結果，采用金融素養測度替換成表3 中6 道客觀金融素養的題目答對的個數總和，可以發現新測度的金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力也呈顯著正效應，由此可以說明本文結果的穩健性較好。

進一步分析，本文采用傾向得分匹配法（PSM）減少可能存在的內生性。首先，根據金融素養的中位數將樣本地區分為兩組，設置虛擬變量，大于中位數的為1，作為處理組；小于中位數的為0，作為對照組。其次，本文選擇村面積、村民家庭年人均可支配收入、村經濟發展水平、村外出務工人員比例、戶婚姻狀況、戶是否屬原住民、戶政治面貌、戶家庭類型、戶生活水平、戶子女情況作為協變量。再次，通過1∶1 不放回近鄰匹配法配對。在傾向得分匹配后，兩組樣本的主要特征均無顯著性差異，樣本總體均值偏差也不顯著。去掉不滿足共同區域假定的觀測值，將傾向得分匹配之后的樣本按照模型（1）回歸，得到的結果如表10 所示，結果與前文基準回歸表6的一致，由此可以說明本文結果的穩健性較好。

表10 PSM后樣本回歸結果

六、研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文利用江西省11 個設區的市734 份調研數據，實證研究金融素養對農村“值守”群體可持續生計能力的影響機制，以及對比分析了基于村層面、戶層面金融素養對提升可持續生計能力效應的差異性，得到主要結論如下。

第一，研究發現江西省面臨著農村青壯年勞動力流失，中老年人成為農村“值守”群體，而該群體存在金融素養、可持續生計能力水平偏低的現狀。農村“值守”群體金融素養水平越高，具有的金融決策意識越強烈，其可持續生計能力越高。這說明缺乏金融素養的農村“值守”群體不善于做出有效的金融決策及未來規劃，進而對自身未來長遠的可持續生計帶來威脅。第二，農村“值守”群體金融素養水平的提高，會提升其資產規劃意識和購買城鄉居民社會養老保險意識。這說明金融素養水平越高的農村“值守”群體在老齡化趨勢嚴峻的背景下，具備購買防范老齡化、脆弱化有效保障工具的意識，進而提升可持續生計能力。第三，本文對比分析了基于村層面、戶層面金融素養對提升可持續生計能力效應的差異性，發現在社會事業發展較好的農村，有子女戶、從業類型豐富戶、非一般戶的農村“值守”群體金融素養對其可持續生計能力的正影響邊際效應更高。

（二）政策啟示

依托上述的金融素養對可持續生計能力的影響機制研究結論，本文的政策啟示如下。

第一，首先，各級政府應深入貫徹落實金融教育國家戰略的法治保障、高效工作機制與長效評估機制。與時俱進完善新金融產品的法律法規，避免非法金融交易活動在監管空白區游走，以促進金融市場有序、健康發展。加強當地各金融機構對消費者金融素養的重視程度，強化對金融教育納入國民素養教育建設機制的研究，營造全體人民學習金融知識的風氣。同時在迎合新金融產品的推出之際，也應當提升消費者金融防范意識，避免遭遇新型金融詐騙，從本質上獲得消費者的信任，才有益于其自主學習金融知識。其次，搭建縣、鄉（鎮）、村多層次的農村金融服務網絡，聯合學校、企業等多方力量協同參與，實現融資、融智、幫信、融信的“四位一體”。落實開展“金惠工程”“金融知識普及月”等金融產品與服務知識“路演”+“云路演”雙模式普及活動。定期組織派遣金融界專家、防詐騙專家以及金融研究生等業內人士，對不同群體實施鮮活的故事、務實的教育、溫馨的提示等精準化、趣味化、高效化方案，增強農村金融消費者的金融意識和對金融詐騙活動的預防意識。再次充分發揮科技作用賦能金融知識普及，調查村民喜聞樂見的知識傳播形式，運用大數據算法分析不同村民偏好，通過多媒體技術創新推出互動體驗式宣傳模式，開展全方位、多維度、廣范圍的精準匹配偏好式的金融知識輸送新模式，將金融教育常態化，推動形成良性的新型金融生態圈，打通金融服務鄉村振興的“最后一公里”。

第二，立足農村“值守”群體的實際情況，首先，針對農村“值守”群體的金融服務既要充分運用信息化現代科技來進行創新升級，同時也要讓金融產品操作流程簡易化、大眾化、便捷化，便于農村“值守”群體更快地接受和使用，才能減少農村“值守”群體對金融知識的畏懼感。其次，當地村干部、黨員等“帶頭人”應發揮先鋒模范作用，依托金融機構展開金融知識、技能的集中培訓，優先提升其金融素養。進而“帶頭人”以點帶面，發揮基層幫扶隊伍作用，用通俗易懂的培訓模式帶動農村“值守”群體學習金融知識，形成“大眾教育”與“精準教育”相結合模式，實現農戶與涉農金融機構互利互惠。再次構建針對農村“值守”群體的智能化一體式平臺，通過數據檢測動態跟蹤農村“值守”群體的金融需求與教育效果，依照農戶需求精準施策，提高鄉村資本要素與金融人才要素供給,為村民金融素養的提升創造一個良好的環境，同時根據教育效果動態調整金融素養精準教育機制。