金融素養(yǎng)與農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力

黃飛鳴，徐曉萱，劉小春

（1.江西財經(jīng)大學 金融學院，江西 南昌330013；2.江西農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)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(chǎn)品推陳出新，我國金融市場多元化、產(chǎn)品多樣化和復雜化不斷加深，消費者對金融產(chǎn)品與服務(wù)的認知、使用、交易和風險識別的難度也提高了，在農(nóng)村地區(qū)尤其如此。

《中共中央關(guān)于制定國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二〇三五年遠景目標的建議》明確指出我國應健全農(nóng)村金融服務(wù)體系，增強金融普惠性。各涉農(nóng)金融機構(gòu)也大力推進農(nóng)村金融改革創(chuàng)新，取得了較好的成效。但是，目前農(nóng)村地區(qū)普遍存在金融產(chǎn)品和服務(wù)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(nóng)村普惠金融供給，更要在提高農(nóng)村金融產(chǎn)品和服務(wù)質(zhì)量效率的同時大力提高農(nóng)村金融需求側(cè)質(zhì)量。這其中，提高農(nóng)民金融素質(zhì)，增強農(nóng)民進入金融市場的能力，優(yōu)化其金融決策，是更好地落實普惠金融政策的關(guān)鍵（Bianchi，2017；吳雨等，2017；吳衛(wèi)星等，2018）[3-5]。此外，目前農(nóng)村青壯年勞動力外出務(wù)工較多，中老年人成為農(nóng)村“值守”群體。以金融素質(zhì)培養(yǎng)為切入點瞄準如何提升“值守”的農(nóng)村中老年人的生計能力將成為實現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化、農(nóng)村經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展、解決“三農(nóng)”問題的關(guān)鍵問題之一。

本文的研究貢獻主要體現(xiàn)在以下幾方面。第一，有別于目前關(guān)于金融素養(yǎng)與可持續(xù)生計能力僅以不同類型群體為視角研究金融素養(yǎng)對反映可持續(xù)生計能力間接指標的影響，本文利用入戶訪談?wù){(diào)查的微觀數(shù)據(jù)，構(gòu)建針對農(nóng)村“值守”群體金融素養(yǎng)與可持續(xù)生計能力測評框架，實證研究金融素養(yǎng)對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力的影響。第二，基于農(nóng)村“值守”群體的特性，分析金融素養(yǎng)對其可持續(xù)生計能力的影響機制，驗證了資產(chǎn)規(guī)劃意識、購買城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險行為在金融素養(yǎng)對其可持續(xù)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(yè)發(fā)展較好的農(nóng)村、有子女戶、從業(yè)類型豐富戶、非一般戶的農(nóng)村“值守”群體，金融素養(yǎng)對其可持續(xù)生計能力的正影響邊際效應更高，為實現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)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(xù)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(zhì)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(chǎn)的一種能力。目前國內(nèi)外關(guān)于可持續(xù)生計能力測度的研究，主要依據(jù)DFID（2000）[7]提出的可持續(xù)生計分析框架（SLA），量化自然、社會、人力、物質(zhì)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(quán)，2020）[10]和BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)法等方法進行加權(quán)量化測度出可持續(xù)生計能力。在研究影響可持續(xù)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(xù)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(nóng)民為視角，研究城市邊緣區(qū)征地、生態(tài)補償、農(nóng)地流轉(zhuǎn)等外力因素對其可持續(xù)生計能力的異質(zhì)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(xù)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(nóng)村“值守”群體市場的普惠信貸、養(yǎng)老理財、商業(yè)養(yǎng)老保險等金融產(chǎn)品的不斷興起，提升農(nóng)村居民金融素養(yǎng)是我國金融改革與發(fā)展的必然趨勢。因此金融素養(yǎng)對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力作用機制解析成為研究的新視角。

金融素養(yǎng)使用較為廣泛的定義由美國金融素養(yǎng)和教育委員會（AFLEC）提出，金融素養(yǎng)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(yǎng)測評方法研究，主要依據(jù)由經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）2000年開發(fā)的金融素養(yǎng)測評框架（PISA），設(shè)定問題指標，根據(jù)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(quán)量化（尹志超等，2014）[17]測評金融素養(yǎng)水平。已有研究集中于探討居民金融素養(yǎng)對資產(chǎn)配置、金融決策、借貸、創(chuàng)業(yè)行為的影響。Bianchi 等（2017）[3]研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)越高的家庭其家庭資產(chǎn)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(yǎng)越高的家庭對商業(yè)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(yǎng)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(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)顯著提高了創(chuàng)業(yè)者的盈利能力和創(chuàng)業(yè)表現(xiàn)。

關(guān)于金融素養(yǎng)與可持續(xù)生計能力關(guān)系的研究，多數(shù)以不同類型群體為視角研究金融素養(yǎng)對反映可持續(xù)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(yǎng)對反映可持續(xù)生計能力的間接指標具有正相關(guān)性，影響路徑大致分為兩個方面。一方面是提升金融素養(yǎng)可以通過抑制不良行為發(fā)生，提升其可持續(xù)生計能力。如Chivasa和Simbanegavi（2016）[22]研究發(fā)現(xiàn)，提升低金融素養(yǎng)群體的金融知識，可以減少其在通貨膨脹和失業(yè)期時期表現(xiàn)出的經(jīng)濟排斥行為，進而促進社會構(gòu)建支持可持續(xù)生計的普惠金融服務(wù)保障體系。Mishra（2016）[23]指出提升農(nóng)民的金融素養(yǎng)，可以有效緩解其過度借債行為，減少債務(wù)壓力的沖擊，進而提升農(nóng)民整體可持續(xù)生計率。另一方面是提升金融素養(yǎng)可以提高其自身能力，提升其可持續(xù)生計能力。如Fornero 等（2018）[24]指出通過提高老年公民金融素養(yǎng)，可以提升其對養(yǎng)老金和退休金的資產(chǎn)配置，進而有利于完善社會養(yǎng)老金制度。

通過梳理現(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn)，可持續(xù)生計能力和金融素養(yǎng)都是目前學術(shù)界研究的熱點，但是少有文獻利用微觀數(shù)據(jù)，以脆弱性較高的農(nóng)村“值守”群體為視角實證研究金融素養(yǎng)對其可持續(xù)生計能力的影響機制。因此本文采用微觀數(shù)據(jù)，構(gòu)建針對農(nóng)村“值守”群體金融素養(yǎng)與可持續(xù)生計能力測評框架，實證研究金融素養(yǎng)對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)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(jù)已有文獻和1997年英國國際發(fā)展計劃署DFID 以脆弱性人群為基礎(chǔ)，基于生計資產(chǎn)結(jié)構(gòu)和過程轉(zhuǎn)變的可持續(xù)生計分析框架（SLA）進行拓展，據(jù)此以金融素養(yǎng)為關(guān)注點研究其影響農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力的機制，如圖1所示。

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

圖1 農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計分析框架

Ha：農(nóng)村“值守”群體金融素養(yǎng)的增加，可以提升其可持續(xù)生計能力。

如果金融素養(yǎng)具有提升可持續(xù)生計能力效應，那么一個深層次的問題必須闡明：金融素養(yǎng)提升可持續(xù)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(jié)合已有文獻證實較高的金融素養(yǎng)有利于合理的資產(chǎn)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(nóng)村“值守”群體金融素養(yǎng)最大的利處有以下幾點。一是提高農(nóng)村中年人對普惠信貸、養(yǎng)老理財、商業(yè)養(yǎng)老保險等金融產(chǎn)品的認知度；二是便于農(nóng)村金融服務(wù)的宣傳和落實，預防金融詐騙，同時促使金融產(chǎn)品進入農(nóng)村“值守”群體市場；三是提升農(nóng)村中年人資產(chǎn)規(guī)劃意識，使得資源合理配置；四是提升購買城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)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(jié)合已有的文獻，本文提出金融素養(yǎng)可能會通過以下兩路徑對可持續(xù)生計能力產(chǎn)生作用。

Hb1為作用機制一：提高金融素養(yǎng)→提升資產(chǎn)規(guī)劃意識→提升農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力。

Hb2為作用機制二：提高金融素養(yǎng)→提升購買城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險行為→提升農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力。

如果金融素養(yǎng)具有提升可持續(xù)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(yǎng)對提升可持續(xù)生計能力效應是否具有差異性？結(jié)合黨的十九大報告明確指出的鄉(xiāng)村振興需要按照生態(tài)宜居等五項總要求，落實建立健全城鄉(xiāng)融合發(fā)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(xiāng)村振興有效銜接的背景下，依據(jù)已有文獻對可持續(xù)生計能力影響因素的研究基礎(chǔ)，本文認為基于村層面、戶層面金融素養(yǎng)對提升可持續(xù)生計能力效應具有差異性，并提出以下假設(shè)。

Hc1：村社會事業(yè)配套等級較好的農(nóng)村“值守”群體金融素養(yǎng)對可持續(xù)生計能力影響效應更強。

Hc2：有子女戶相比無子女戶的農(nóng)村“值守”群體金融素養(yǎng)對可持續(xù)生計能力影響效應更強。

Hc3：非一般戶相比一般戶的農(nóng)村“值守”群體金融素養(yǎng)對可持續(xù)生計能力影響效應更強。

Hc4：從業(yè)類型豐富相比從業(yè)單一的農(nóng)村“值守”群體金融素養(yǎng)對可持續(xù)生計能力影響效應更強。

三、數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于課題組2020年7月—9月在江西省開展的抽樣調(diào)查所得。根據(jù)農(nóng)村“值守”群體在金融素養(yǎng)及可持續(xù)生計能力的差異，對全省11 個設(shè)區(qū)的市進行四級隨機抽樣入戶調(diào)查，一級抽樣是按照省內(nèi)11 個設(shè)區(qū)的市的面積、人口、2019年GDP排名等差異分別在一個設(shè)區(qū)的市內(nèi)抽樣2—4 個縣；二級抽樣是按照縣內(nèi)各鎮(zhèn)經(jīng)濟水平排名等距抽樣1—2 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)；三級抽樣是按照同一鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)各村經(jīng)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(diào)查，樣本對象為農(nóng)村45 周歲以上的農(nóng)村“值守”群體。根據(jù)《中國發(fā)展報告2020：中國人口老齡化的發(fā)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(nóng)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(nóng)村“值守”群體如何提升其可持續(xù)生計能力具有非常重要的意義。在調(diào)查全程保障嚴格質(zhì)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(shè)區(qū)的市的734個有效樣本展開實證研究。

（二）研究設(shè)計

1.金融素養(yǎng)、可持續(xù)生計能力測度模型

可持續(xù)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(nóng)村“值守”群體人力、物質(zhì)、自然、金融和社會五類資本的指標加權(quán)得到其可持續(xù)生計能力。金融素養(yǎng)的測度借鑒尹志超等（2014）[17]對金融素養(yǎng)的研究方法，將金融素養(yǎng)分為客觀與主觀金融素養(yǎng)，客觀金融素養(yǎng)由對金融市場認知的自我評價展開，主觀金融素養(yǎng)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(quán)，客觀指標加權(quán)得到客觀金融素養(yǎng)，主觀金融素養(yǎng)測度同理。

2.金融素養(yǎng)與可持續(xù)生計能力基準回歸模型

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

SLAic表示c 市區(qū)i 個體的可持續(xù)生計能力，分別表示c 市區(qū)i 個體的金融素養(yǎng)、客觀金融素養(yǎng)、主觀金融素養(yǎng)，Zic表示c 市區(qū)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(qū)（市）固定效應和誤差項。分別為金融素養(yǎng)、客觀金融素養(yǎng)、主觀金融素養(yǎng)對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力影響的參數(shù)估計。

3.金融素養(yǎng)對可持續(xù)生計能力作用機制檢驗模型

模型（1）只能檢驗農(nóng)村“值守”群體金融素養(yǎng)對其可持續(xù)生計能力的直接影響，無法識別金融素養(yǎng)對其可持續(xù)生計能力的作用路徑。因此為進一步檢驗金融素養(yǎng)對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)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(yǎng)對可持續(xù)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，F(xiàn)Lic表示c 市區(qū)i個體金融素養(yǎng)，分別表示各中介變量。分別表示金融素養(yǎng)對各中介變量的參數(shù)估計，分別表示各中介變量對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力影響的參數(shù)估計。若回歸系數(shù)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(fā)揮部分中介作用，若不顯著則表明該中介變量發(fā)揮完全中介作用。

四、變量選取與描述性統(tǒng)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(xù)生計SLA，其測度方法運用最大似然因子法將定義農(nóng)村“值守”群體人力、物質(zhì)、自然、金融和社會五類資本的指標加權(quán)所得其可持續(xù)生計能力，即加權(quán)所得系數(shù)越高，表示農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力越高。具體的可持續(xù)生計能力指標體系如表1所示。

表1 可持續(xù)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(jù)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(quán)算出可持續(xù)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(yǎng)、客觀金融素養(yǎng)、主觀金融素養(yǎng)?？陀^金融素養(yǎng)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(yǎng)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(yǎng)指標體系如表2所示。

表2 金融素養(yǎng)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(jù)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(quán)算出金融素養(yǎng)、客觀金融素養(yǎng)、主觀金融素養(yǎng)。

3.關(guān)鍵解釋變量

為進一步運用中介效應模型檢驗金融素養(yǎng)對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力的作用機制和路徑，選取農(nóng)戶是否有資產(chǎn)規(guī)劃意識、農(nóng)戶是否有購買城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險行為作為關(guān)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?cè)丝跀?shù)、村到區(qū)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(xiāng)鎮(zhèn)或到區(qū)縣、村的經(jīng)濟發(fā)展程度在所屬的鄉(xiāng)鎮(zhèn)中處于什么水平、村外出務(wù)工人員比例7 個可能會影響農(nóng)戶可持續(xù)生計能力的村級層面特征控制變量；二是農(nóng)戶層面的變量，主要有農(nóng)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(nóng)戶可持續(xù)生計能力的戶主特征變量和農(nóng)戶家庭是否有穩(wěn)定的經(jīng)濟來源、生活水平在本村處于什么水平、子女數(shù)、子女孝敬程度4 個可能會影響農(nóng)戶可持續(xù)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(guān)鍵解釋變量定義

（二）描述性統(tǒng)計

本文金融素養(yǎng)、可持續(xù)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(xù)生計能力SLA和核心解釋變量金融素養(yǎng)FL、客觀金融素養(yǎng)FL1、主觀金融素養(yǎng)FL2的描述性統(tǒng)計如表4所示。

根據(jù)散點圖2，以及描述性分析表4 所示，可以發(fā)現(xiàn)農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力、金融素養(yǎng)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(nóng)村“值守”群體的金融素養(yǎng)和可持續(xù)生計能力普遍偏低，而且極端跨度較大。

圖2 可持續(xù)生計能力、金融素養(yǎng)散點圖

根據(jù)核心解釋變量的描述性統(tǒng)計分析，可以發(fā)現(xiàn)樣本整體只有34.9%具有資產(chǎn)規(guī)劃意識，購買城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險率較高，樣本整體上64.7%已買城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險。

根據(jù)控制變量的描述性統(tǒng)計分析，可以發(fā)現(xiàn)所在村總面積、所在村目前總?cè)丝跀?shù)、所在村到區(qū)縣距離、所在村的經(jīng)濟發(fā)展程度在所屬的鄉(xiāng)鎮(zhèn)中處于什么水平、性別等指標的均值與現(xiàn)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(shù)據(jù)可靠性系數(shù)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(xiāng)鎮(zhèn)或到區(qū)縣，村居民平均外出務(wù)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(nóng)村只有20%的農(nóng)村“值守”群體感受到孤獨，63.8%的農(nóng)村“值守”群體心情不好時會傾訴，67.8%的農(nóng)村“值守”群體具有穩(wěn)定的收入來源。

表4 描述性統(tǒng)計

五、實證分析與穩(wěn)健性檢驗

通過調(diào)研共收集734 份樣本數(shù)據(jù)，其中90 歲以上的樣本數(shù)據(jù)共12 份。根據(jù)年齡分段變量描述性分析（篇幅原因未展示），可以發(fā)現(xiàn)90 歲以上的老年人基本無金融素養(yǎng)以及資產(chǎn)規(guī)范意識。因此，為提高回歸結(jié)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(shù)據(jù)實證研究金融素養(yǎng)對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力的影響機制。

本文對核心解釋變量、關(guān)鍵解釋變量和可持續(xù)生計能力的相關(guān)性進行檢驗，其結(jié)果如表5 所示。結(jié)果表明是否有資產(chǎn)規(guī)劃意識、是否購買城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險與金融素養(yǎng)都呈顯著正相關(guān)，而且金融素養(yǎng)、客觀金融素養(yǎng)、主觀金融素養(yǎng)、是否有資產(chǎn)規(guī)劃意識、是否購買城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險與可持續(xù)生計能力也都呈顯著正相關(guān)。

表5 相關(guān)性分析

（一）金融素養(yǎng)與農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力

根據(jù)基準回歸模型式（1）得出表6 結(jié)果，回歸列（1）—列（3）為未控制地區(qū)固定效應及控制變量的金融素養(yǎng)、客觀金融素養(yǎng)、主觀金融素養(yǎng)分別對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力SLA 的影響程度；回歸列（4）—列（6）為控制地區(qū)固定效應的金融素養(yǎng)、客觀金融素養(yǎng)、主觀金融素養(yǎng)分別對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)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(qū)固定效應的金融素養(yǎng)、客觀金融素養(yǎng)、主觀金融素養(yǎng)分別對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力SLA的影響程度。根據(jù)比較adj.R2，回歸列（7）—列（9）最具有解釋力，可以發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)、客觀金融素養(yǎng)、主觀金融素養(yǎng)分別對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力SLA 的影響程度都為顯著正相關(guān)，且主觀金融素養(yǎng)比客觀金融素養(yǎng)影響系數(shù)更大。這表明在控制其他影響因素以及地區(qū)（市）固定效應的情況下，金融素養(yǎng)對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力的影響在1%的水平上正向顯著，且主觀金融素養(yǎng)比客觀金融素養(yǎng)對可持續(xù)生計能力正影響邊際效應更高，與假設(shè)Ha預期一致。

表6 基準回歸結(jié)果

（二）金融素養(yǎng)對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力作用機制分析

為進一步檢驗金融素養(yǎng)對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)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(shè)Hb1與Hb2是否成立，其計量估計結(jié)果如表7所示。

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

表7 中介效應檢驗結(jié)果

列（3）研究結(jié)果表明，農(nóng)村“值守”群體是否有資產(chǎn)規(guī)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(yǎng)經(jīng)由資產(chǎn)規(guī)劃意識作用于農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力的中介效應值為0.028（0.325×0.087），在金融素養(yǎng)影響可持續(xù)生計能力的總效應中，資產(chǎn)規(guī)劃意識貢獻了因果解釋鏈條50%（0.028/0.056）的份額，因此，資產(chǎn)規(guī)劃意識是金融素養(yǎng)影響可持續(xù)生計能力的重要渠道因素。即金融素養(yǎng)越高的農(nóng)村“值守”群體，資產(chǎn)規(guī)劃意識越高，研究結(jié)論與尹志超等（2014）[17]的結(jié)論一致。由此推斷，農(nóng)村“值守”群體金融素養(yǎng)的提升，會推動對資產(chǎn)的有效配置，提高其投資經(jīng)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(xù)生計能力，假設(shè)Hb1成立。

列（4）研究結(jié)果表明，農(nóng)村“值守”群體購買城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)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(yǎng)經(jīng)由購買城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險行為作用于農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力的中介效應值為0.010（0.093×0.111），在金融素養(yǎng)影響可持續(xù)生計能力的總效應中，購買城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險行為貢獻了因果解釋鏈條17.857%（0.010/0.056）的份額，發(fā)揮部分中介效應。因此，購買城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險行為意識是金融素養(yǎng)影響可持續(xù)生計能力的重要渠道因素。即金融素養(yǎng)越高的農(nóng)村“值守”群體，購買城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險行為意識越高，研究結(jié)果與吳雨等（2017）[4]、秦芳等（2016）[18]的研究結(jié)果一致。由此推斷，農(nóng)村“值守”群體金融素養(yǎng)的提高，有利于提升其對社會養(yǎng)老保險的信任度與參與度，促進農(nóng)村家庭形成以養(yǎng)兒防老、社會保障和養(yǎng)老保險等全方位的老年精準保障體系，從而提升其可持續(xù)生計能力，假設(shè)Hb2成立。

（三）分樣本回歸結(jié)果

為進一步研究基于村層面、戶級層面金融素養(yǎng)的提升可持續(xù)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(yè)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(yè)類型戶進行分樣本回歸檢驗。根據(jù)式（1）的回歸模型，對加入控制變量和地區(qū)（市）固定效應的金融素養(yǎng)與農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力做分樣本回歸，其結(jié)果如表8所示。

表8 分樣本回歸結(jié)果

村級層面分樣本回歸結(jié)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(qū)（市）固定效應的情況下，回歸結(jié)果為樣本所在村社會事業(yè)配套“較差”“較好”二類情況下的金融素養(yǎng)對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力影響程度。比較邊際效應可知，和村社會事業(yè)配套情況較差的樣本相比，村社會事業(yè)配套情況較好的農(nóng)戶金融素養(yǎng)對其可持續(xù)生計能力影響程度較大。因此所在村社會事業(yè)配套情況較好的情況下，即在生態(tài)宜居的村金融素養(yǎng)對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力具有更高的正影響邊際效應，假設(shè)Hc1成立。

戶級層面分樣本回歸結(jié)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(qū)（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(yǎng)對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力影響程度。由此可以發(fā)現(xiàn)有子女樣本的金融素養(yǎng)對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力影響在1%的水平上正向顯著，結(jié)合基準回歸結(jié)果表示子女數(shù)對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力呈顯著的負效應，可以說明優(yōu)生優(yōu)育的農(nóng)村家庭的“值守”群體金融素養(yǎng)對其可持續(xù)生計能力具有顯著正影響，假設(shè)Hc2成立。回歸列（5）—列（6）分別為家庭性質(zhì)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(yǎng)對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力影響程度。由此可以發(fā)現(xiàn)非一般戶與一般戶樣本的金融素養(yǎng)對其可持續(xù)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(yǎng)對其可持續(xù)生計能力的影響程度大于一般戶的影響程度，假設(shè)Hc3成立?；貧w列（7）—列（10）分別為從業(yè)類型是純農(nóng)業(yè)、農(nóng)業(yè)兼業(yè)、非農(nóng)業(yè)兼業(yè)、非農(nóng)業(yè)（個體等）樣本的金融素養(yǎng)對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力差異性影響程度。由此可以發(fā)現(xiàn)從事非農(nóng)兼業(yè)的樣本金融素養(yǎng)對其可持續(xù)生計能力影響在10%的水平上正向顯著，從事非農(nóng)業(yè)（個體等）樣本金融素養(yǎng)對其可持續(xù)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(nóng)業(yè)而且從業(yè)類型豐富的農(nóng)村中年人的金融素養(yǎng)，對提升其可持續(xù)生計能力具有顯著正影響，假設(shè)Hc4成立。

（四）穩(wěn)健性檢驗

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

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

表9 穩(wěn)健性檢驗

穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表9 所示，在控制其他影響因素以及地區(qū)（市）固定效應的情況下，回歸列（1）—列（3）為剔除極端樣本穩(wěn)健性檢驗，分別為剔除“無房產(chǎn)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?？梢园l(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)、客觀金融素養(yǎng)、主觀金融素養(yǎng)對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力SLA的影響都呈顯著正效應且系數(shù)變化不大?；貧w列（4）為替換核心解釋變量測度方法的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，采用金融素養(yǎng)測度替換成表3 中6 道客觀金融素養(yǎng)的題目答對的個數(shù)總和，可以發(fā)現(xiàn)新測度的金融素養(yǎng)對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)生計能力也呈顯著正效應，由此可以說明本文結(jié)果的穩(wěn)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(nèi)生性。首先，根據(jù)金融素養(yǎng)的中位數(shù)將樣本地區(qū)分為兩組，設(shè)置虛擬變量，大于中位數(shù)的為1，作為處理組；小于中位數(shù)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(jīng)濟發(fā)展水平、村外出務(wù)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(xié)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(qū)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(jié)果如表10 所示，結(jié)果與前文基準回歸表6的一致，由此可以說明本文結(jié)果的穩(wěn)健性較好。

表10 PSM后樣本回歸結(jié)果

六、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文利用江西省11 個設(shè)區(qū)的市734 份調(diào)研數(shù)據(jù)，實證研究金融素養(yǎng)對農(nóng)村“值守”群體可持續(xù)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(yǎng)對提升可持續(xù)生計能力效應的差異性，得到主要結(jié)論如下。

第一，研究發(fā)現(xiàn)江西省面臨著農(nóng)村青壯年勞動力流失，中老年人成為農(nóng)村“值守”群體，而該群體存在金融素養(yǎng)、可持續(xù)生計能力水平偏低的現(xiàn)狀。農(nóng)村“值守”群體金融素養(yǎng)水平越高，具有的金融決策意識越強烈，其可持續(xù)生計能力越高。這說明缺乏金融素養(yǎng)的農(nóng)村“值守”群體不善于做出有效的金融決策及未來規(guī)劃，進而對自身未來長遠的可持續(xù)生計帶來威脅。第二，農(nóng)村“值守”群體金融素養(yǎng)水平的提高，會提升其資產(chǎn)規(guī)劃意識和購買城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險意識。這說明金融素養(yǎng)水平越高的農(nóng)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(xù)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(yǎng)對提升可持續(xù)生計能力效應的差異性，發(fā)現(xiàn)在社會事業(yè)發(fā)展較好的農(nóng)村，有子女戶、從業(yè)類型豐富戶、非一般戶的農(nóng)村“值守”群體金融素養(yǎng)對其可持續(xù)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(yǎng)對可持續(xù)生計能力的影響機制研究結(jié)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(zhàn)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(chǎn)品的法律法規(guī)，避免非法金融交易活動在監(jiān)管空白區(qū)游走，以促進金融市場有序、健康發(fā)展。加強當?shù)馗鹘鹑跈C構(gòu)對消費者金融素養(yǎng)的重視程度，強化對金融教育納入國民素養(yǎng)教育建設(shè)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(chǎn)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(zhì)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(xiāng)（鎮(zhèn)）、村多層次的農(nóng)村金融服務(wù)網(wǎng)絡(luò)，聯(lián)合學校、企業(yè)等多方力量協(xié)同參與，實現(xiàn)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(chǎn)品與服務(wù)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(yè)內(nèi)人士，對不同群體實施鮮活的故事、務(wù)實的教育、溫馨的提示等精準化、趣味化、高效化方案，增強農(nóng)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(fā)揮科技作用賦能金融知識普及，調(diào)查村民喜聞樂見的知識傳播形式，運用大數(shù)據(jù)算法分析不同村民偏好，通過多媒體技術(shù)創(chuàng)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(tài)化，推動形成良性的新型金融生態(tài)圈，打通金融服務(wù)鄉(xiāng)村振興的“最后一公里”。

第二，立足農(nóng)村“值守”群體的實際情況，首先，針對農(nóng)村“值守”群體的金融服務(wù)既要充分運用信息化現(xiàn)代科技來進行創(chuàng)新升級，同時也要讓金融產(chǎn)品操作流程簡易化、大眾化、便捷化，便于農(nóng)村“值守”群體更快地接受和使用，才能減少農(nóng)村“值守”群體對金融知識的畏懼感。其次，當?shù)卮甯刹?、黨員等“帶頭人”應發(fā)揮先鋒模范作用，依托金融機構(gòu)展開金融知識、技能的集中培訓，優(yōu)先提升其金融素養(yǎng)。進而“帶頭人”以點帶面，發(fā)揮基層幫扶隊伍作用，用通俗易懂的培訓模式帶動農(nóng)村“值守”群體學習金融知識，形成“大眾教育”與“精準教育”相結(jié)合模式，實現(xiàn)農(nóng)戶與涉農(nóng)金融機構(gòu)互利互惠。再次構(gòu)建針對農(nóng)村“值守”群體的智能化一體式平臺，通過數(shù)據(jù)檢測動態(tài)跟蹤農(nóng)村“值守”群體的金融需求與教育效果，依照農(nóng)戶需求精準施策，提高鄉(xiāng)村資本要素與金融人才要素供給,為村民金融素養(yǎng)的提升創(chuàng)造一個良好的環(huán)境，同時根據(jù)教育效果動態(tài)調(diào)整金融素養(yǎng)精準教育機制。