農戶金融素養水平測度及其對家庭消費的影響研究
——以黃河灌區農戶為例

侯香玲，修長百，劉玉春，李 潔

(內蒙古農業大學 經濟管理學院，內蒙古 呼和浩特 010000)

1 文獻綜述

根據中國人民銀行發布《消費者金融素養調查分析報告(2021)》，我國消費者金融素養指數為66.81，目前我國消費者金融素養水平一般且差異性較大，尤其老年人與青少年的金融素養水平相對較低。與此相應的是伴隨著鄉村振興的提出，我國農村加快了實現農村農業現代化的腳步，農村經濟結構不斷優化調整，農村地區資金、技術等不斷流入，由此促進農戶收入增加、消費水平提升、投資需求多元，農戶面臨更多的資產配置問題，而金融素養作為一種重要的人力資本，勢必會伴隨著消費、儲蓄等配置的全過程，并發揮著重要的作用。金融素養是否會影響農戶家庭消費支出、金融素養與農戶家庭金融行為、農戶家庭消費支出之間存在何種關系，正是本文擬待解決的問題。

金融素養最早是由美國學者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現前者會影響后者。然而，這并未引起學者們的關注，隨著金融危機的爆發，人們意識到金融素養的重要性。之后，學者們對金融素養與金融行為之間的關系進行了深入研究，Rooij(2007)研究發現，金融素養水平與其受訪者金融行為之間存在正向關系，即當居民金融素養提升時，其管理資金、運用資金能力會隨之提高。學者們將研究重點放在金融素養與居民收入、資產配置、信貸獲得性等方面，何學松、孔榮(2019)發現金融素養可以通過影響農民金融行為從而在促進居民收入；周雨晴、何廣文(2020)發現金融素養高的農戶其金融市場參與能力更強，居民對金融資產的配置比例也更高；吳衛星(2018)等運用夏普比率構造指標評價居民金融素養與其資產組合合理性，通過研究發現金融素養水平較高的居民其資產組合更合理，更有利于居民積累財富；尹志超、宋全云等(2015)將正規信貸可得性作為間接變量引入金融知識影響家庭創業的研究中，發現金融知識水平越高的家庭，其對正規信貸的需求性越高，其正規信貸可得性越大。有關家庭消費的研究，主要集中于家庭負債、家庭收入、家庭資產等對居民家庭消費的影響。Modigliani E，Brumbereg R(1954)最早通過研究發現家庭合理的負債會優化家庭資產配置結構，從而實現家庭跨期消費效應的最優。目前，大量學者們的研究均表明，收入會對消費產生持續性影響(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)研究發現從短期來看，家庭消費支出會受到當下家庭面臨的消費環境以及家庭對于未來預期的影響，而從長期來看，家庭收入與資產的增長則是導致家庭消費支出的重要因素。

綜上所述，現有文獻關于金融素養的測度及其與金融行為的關系等為筆者研究提供重要啟示和有益借鑒。但梳理文獻發現，現有研究還存在不足：已有金融素養研究多集中于城市居民，對農村居民尤其是對黃河灌區農戶金融素養測度研究較少，且已有金融素養相關文獻中缺乏金融素養對農戶家庭消費影響的研究。鑒于此，筆者擬構建農戶金融素養與其家庭消費之間的關系，計量分析農戶金融素養對其家庭消費的影響，以期實現金融素養視角下的農戶家庭消費優化機制。

2 研究假設

金融素養是指消費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經濟福祉的能力(余文建等，2017)。隨著經濟社會的不斷發展，金融產品等日益復雜化，這就要求居民必須提升自身金融素養水平，以適應日益變化的金融市場。居民在進行借貸、投資、消費等各個環節均會涉及金融知識、能力使用及金融態度的表達。因此，金融素養水平較高的居民更能合理利用資金，實現家庭資產的最優分配，并以此促進消費的提升，實現個人福利最大化。金融素養作為一種重要的人力資本，在家庭進行金融決策中起到重要作用，而家庭消費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系。從理論上來說，金融素養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，其資產分配也會趨于合理化，并促進家庭消費支出的良好提高。基于此，筆者認為金融素養提高會使得家庭金融可得性提高，并促進家庭消費支出的良好提高。因此提出以下研究假設。

假設1：金融素養會正向影響農戶家庭消費支出，即較高的金融素養能夠提升農戶家庭消費支出水平。

假設2：金融素養通過影響農戶家庭的金融可得性，進而影響農民家庭的消費支出水平，即金融可得性在金融素養促進農戶家庭消費支出中具有中介作用。

3 數據說明與模型設定

3.1 數據說明

文中數據來源于內蒙古農業大學經濟管理學院內蒙古農村牧區發展研究所對農牧戶的調研，該課題于2020年11月—12月在內蒙古自治區巴彥淖爾市3個旗縣、10個鄉鎮、40個自然村進行入戶采訪，樣本選取充分考慮到了地域差異及經濟發展差異，樣本有較好的代表性。具體調研問卷包括農戶個體特征、農戶家庭特征等。調研共發放問卷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 農戶家庭消費支出。筆者選取人均家庭消費總支出、人均生存型消費支出、人均發展型消費支出為被解釋變量，反映農戶家庭消費支出的指標。其中，人均生存型消費支出包括食品、服飾、房屋修建或維護、能源開支等；人均發展型消費支出包括醫療支出、人情禮金開支、教育開支、通信開支、交通運輸開支等。

3.2.2 金融素養。筆者選取金融素養為解釋變量，參照張歡歡等(2017)以及中國人民銀行構建消費者金融素養指數的方法，構建了包括金融知識、金融技能、金融態度的綜合金融素養指標體系。采用主成分分析法和最大方差法，根據成分特征值>1的原則，提取了16個公因子，累計方差貢獻率達74%，并將上述各因子的方差貢獻率占總方差貢獻率的比重作為權重，加總得出農戶總體金融素養水平。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)采用農戶家庭銀行卡數量作為對金融可得性的考察標準，選取農戶家庭擁有的銀行卡、存折數量為中介變量，來反映農戶家庭金融可得性。

3.2.4 控制變量。筆者選取農戶個體特征中的性別、年齡、受教育年限、婚姻狀況、職業、健康狀況，家庭特征中選取家庭總人口數、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計

3.3 模型設定

3.3.1 OLS模型。為驗證假設1，即金融素養能夠促進農戶家庭消費支出的提高。筆者采取OLS模型進行估計，具體模型如下：

lnCON=λ0+λ1FL+λ2Xi+ε

(1)

其中，CON表示農戶家庭消費支出，FL表示農戶金融素養，Xi表示控制變量，包括農戶個體特征與家庭特征，ε表示誤差項。

3.3.2 中介模型。為驗證假設2，即農戶金融行為在金融素養促進農戶家庭消費中的中介效應，筆者采用溫忠麟(2014)提出的中介檢驗方法進行檢驗，構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表示農戶家庭消費支出，FL表示農戶金融素養，Xi表示控制變量，包括農戶個體特征與家庭特征，M表示中介變量，即農戶金融行為，文中用農戶家庭所擁有的銀行卡數量來衡量，μ表示誤差項。

4 實證分析

4.1 金融素養影響農戶家庭消費結果估計

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

表3 金融素養對農戶家庭消費的影響

考慮到上述結果會存在內生性問題：①因為家庭消費支出水平高的農戶其涉及的儲蓄、消費、投資等相關知識的學習也會較多，所以農戶的金融素養水平也會提高，這就導致其存在因果聯立問題；②因為遺漏變量的偏差或測量誤差也會導致該問題。由于受訪農戶會向同村其他農戶學習金融知識等而提高自身金融素養水平，但同村其他農戶金融素養水平又不會對該農戶家庭消費支出水平產生影響，因此該變量符合工具變量要求。所以，筆者以農戶同一村內收入等級相同的其他農戶的金融素養均值作為工具變量，采用包含內生變量的兩階段回歸(TSLS)，采用工具變量法進行兩階段回歸估計，結果顯示，其F值分別為256.40，53.144，大于其統計臨界值13.61，說明不存在弱工具變量問題。其DWH檢驗值分別為1.431，1.614，其結果分別在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，因此，說明該工具變量選擇較合理，存在內生變量。

4.2 中介效應檢驗

文中參考溫忠麟(2014)提出的中介效應檢驗方法，以農戶家庭金融可得性作為中介變量考察金融素養對農戶家庭消費支出的作用機制。首先分別做農戶家庭消費支出、農戶家庭發展型消費支出對金融素養的回歸，結果顯示金融素養回歸系數為正，且金融素養估計系數P值在1%、5%、10%的水平下都顯著，說明金融素養對農戶家庭消費支出、農戶家庭發展型消費支出有顯著影響，即可以進入中介效應檢驗的第二步。

做金融可得性對金融素養的回歸，結果顯示金融素養回歸系數為正，且金融素養估計系數P值在1%、5%、10%的水平下都顯著，說明金融素養對農戶金融可得性有顯著影響，即可進入中介效應檢驗的第三步。

分別做農戶家庭消費支出、農戶家庭發展型消費支出對金融素養和金融可得性的回歸，結果顯示金融素養的估計系數均發生了下降，表明該模型為部分中介模型，分別計算其中介效應占總效應的比重，得到如下結果：農戶家庭消費支出的中介效應占總效應比重為11.3%，農戶家庭發展型消費的中介效應占總效應比重為11.6%。有上述結果表明，前文所設的假設2得到了驗證，即金融素養通過影響農戶家庭的金融可得性，進而影響農民家庭的消費支出，即金融可得性在金融素養促進農戶家庭消費支出中具有中介作用(具體結果如表4、表5所示)。

表4 農戶家庭消費總支出中介效應結果

表5 農戶家庭發展型消費支出中介效應結果

5 結論與建議

筆者通過運用因子分析法構造黃河灌區農戶金融素養指標體系，探究其對當地農戶家庭消費的影響。根據實證結果發現，金融素養會正向影響農戶家庭消費支出；進一步研究發現，金融素養通過影響農戶家庭的金融可得性，進而影響農民家庭的消費支出水平，即金融可得性在金融素養促進農戶家庭消費支出中具有中介作用。

政府應充分發揮其主導作用，加強對農戶金融知識、金融能力等方面的培訓和引導；社會各界力量應深入農村與嘎查村落合作組織開展有關金融知識方面的學習與教育，例如銀行等金融機構應積極開展金融知識、技能講座，提高農戶的金融知識了解程度；農戶充分利用自身手中的資源，例如網絡、電視等，學習金融知識，提高自身金融素養水平，由此來促進農戶家庭消費支出的提升，提高農戶的幸福感，帶動當地經濟發展，實現農村現代化。