金融素養能夠抑制持續性貧困嗎？

■雷漢云，陳遷遷

一、引言與文獻綜述

我國自1986年開始扶貧，到2015年明確制定并實施脫貧攻堅戰略，其戰略目標是到2020年穩定實現農村貧困人口不愁吃、不愁穿，義務教育、基本醫療和住房安全有保障（簡稱“兩不愁三保障”）（燕繼榮，2020）。隨著扶貧戰略的實施，我國的貧困發生率顯著降低，減貧政策獲得的成就顯著。2019年末，貧困發生率從2012年的10.2%降至0.6%，全國農村貧困人口從1978年的7.7億縮減到2019年的551萬，僅2019年就實現了1109萬人脫貧的目標。然而，在扶貧過程中，有的貧困地區在擺脫絕對貧困后，還會出現相對貧困的問題，而相對貧困是一種長期性貧困，他還保留著絕對貧困的特點，即前期特點是區域分化明顯以及由收入為主導的貧困（孫久文和夏添，2019）。部分脫貧人群也出現了脆弱性脫貧以及返貧的現象（周迪和王明哲，2019）。因此，如何做到減貧不返貧，如何應對減貧后出現的相對貧困是我國全面建成小康社會進程中需要迫切解決的問題。

貧困是指在部分個體或群體中出現生活窘迫的情況，也是相對于經濟發展而存在的一種現象（燕繼榮，2020）。已有關于影響貧困因素的研究表明，金融素養是影響主體資產配置的重要因素，缺少必要的金融素養往往不能作出合理的金融決策，從而無法在金融市場上獲得應有的收益，對貧困人口的貧困狀況產生潛在的影響。一些學者研究表明，隨著經濟的發展和教育的普及，國民的金融水平也在逐步提高，但是一部分的居民的金融素養還是處于較低的水平（吳衛星等，2018）。現有文獻對金融素養的研究主要關注金融素養的影響因素，以及金融素養對家庭投資行為、借貸行為和消費行為的影響。研究表明是否學過關于經濟的課程、教育水平、性別等都是影響金融素養的因素。居民金融素養水平的提高有利于他們作出合理的信貸決策（尹志超等，2014）。具有高水平金融素養的人們更偏好在銀行等機構，即正規的渠道進行貸款，而參與高利貸以及小額信貸等非正規借貸的概率較小（向暉和郭珍珍，2019）。Van Rooij et al.（2011）強調了金融素養和金融服務的可得性以及減貧之間的關系。金融素養能夠促進金融消費者在股票市場進行投資，并從中獲益，因此有助于個人和家庭財富的積累。隨著金融消費的下沉，金融分支機構深入到農村開展金融服務，對貧困產生了顯著的減緩作用，但居民獲得收益的前提是對金融產品能夠有所了解及如何使用（Burgess&Rohini，2005）。當一個人能夠管理自己的資金，選擇符合自己要求的金融產品時，就能夠隨時了解自身的財務狀況，從而也能夠避免財務困境的發生（Faboyede et al.，2015）。

我國當前金融市場尚不完善以及失業補貼尚不充足，相比于擁有穩定工作的人，工作不穩定的工人具有更高的失業可能性，以及陷入經濟困難的可能性，但高水平的金融素養則能夠減輕這些問題，尤其是對于沒有穩定工作的人群（Moretti et al.，2014）。豐富的金融知識能夠幫助居民深入了解金融市場上各種金融產品存在的回報率以及風險，使金融服務對貧困的抑制更加顯著，金融知識則能夠使包容性的金融體系為居民達到減貧的效果（李建軍和韓珣，2019；譚燕芝和彭千芮，2019）。當金融素養提高到一定水平時，還能提高農民對創業融資的積極性，提高農民收入水平（曹瓅和羅劍朝，2019）。金融素養、創業教育和信貸產品的獲取對中小企業的創業績效也有積極的影響，從而能夠降低貧困的程度，為中小企業管理員工和最終消除家庭貧困提供了途徑（Maziriri&Chivandi，2020）。根據萬事達基金會（Master Card Foundation）2011年的報告，當居民的金融素養水平處于較低水平時，做出的金融決策通常是不合理的，會出現借貸資金過多和儲蓄資金過少的情況，還有可能錯失有利的投資機會，即金融素養能夠影響家庭的資產配置效率，從而對家庭的貧困具有重要的影響（單德朋，2019）。基于以上文獻，筆者從金融素養的角度來研究居民家庭的持續性貧困狀況，分析當金融素養水平提高時，是否對居民家庭的持續性貧困具有抑制性。

二、數據說明與模型設計

（一）數據來源

研究所用數據是西南財經大學的CHFS2013年、CHFS2015年和CHFS2017年的數據，主要運用CHFS2015年的數據，該項調查的樣本來自于我國的29個省、直轄市和自治區，研究對象是篩選出的戶主樣本。為避免數據中的異常值對結果產生影響，在對數據進行處理時，剔除受訪者對問題的回答不符合條件的樣本，如指標缺失和拒絕回答的樣本，最終保留14273份樣本數據。

（二）變量說明及描述性統計

1.金融素養水平指標（fl）

核心解釋變量是戶主的金融素養水平，界定方式與Servon&Kaestner（2008）的方法一致，把金融素養分為金融知識和金融能力，筆者選擇了8個問題衡量金融素養，見表1。在測量金融素養時采用因子分析法，選取6個因子，累計方差貢獻率為82.59%，KMO值為0.729；Bartlett檢驗的P值為0.000，因子分析法可以適用。

表1 金融素養指標體系構建

2.持續性貧困指標（poverty）

被解釋變量為持續性貧困水平。Duclos et al.（2010）提出區分長期貧困和短期貧困的新方法，認為“永久”或“長期”貧困和“臨時”或“瞬時”貧困不同。長期貧困研究中心把長期貧困認定為：個人的基本能力被剝奪5年或者超過5年，因此持續性貧困是指居民因獲得的財富少導致享受到的福利長時間低于貧困線的現象，經歷貧困的時間是測量持續性貧困的主要指標（胡倫和陸遷，2019）。筆者把2013—2017年都不貧困的家庭稱為非貧困家庭，2013—2017年一直經歷貧困的家庭為持續性貧困家庭，有1年或2年貧困的家庭為短期貧困家庭。

在測度貧困水平時，區分絕對貧困和相對貧困，其中絕對貧困有兩種測度方法：根據國際貧困標準人均每天收入1.9美元，按相應的匯率計算折合成人民幣為人均每年收入4319.40元；根據國內貧困標準人均每年收入2300元。同時，劃分相對貧困線，運用所有樣本人均收入和人均資產的70%作為收入和資產的相對貧困線（Rippin，2016）。相對收入貧困線2013年、2015年和2017年的標準分別為：人均年收入16714.41元、21062.80元和27186.70元。相對資產貧困線2013年、2015年和2017年的標準分別為：人均資產147271.58元、182548.42元和235985.14元。

3.控制變量

能夠對持續性貧困產生影響的因素有很多，筆者選用的控制變量有：（1）戶主的特征變量：性別、年齡、文化程度、是否黨員、戶口類型、是否有商業醫療保險、是否有住房公積金、是否從事農業生產經營、是否使用信用卡。（2）家庭的特征變量：家庭人口數、是否有電腦、是否有因家庭成員教育有尚未還清的銀行貸款或民間借款。相關變量的描述性統計如表2所示。

表2 描述性統計

續表2

（三）模型選擇

由于持續性貧困指標是有序的四分類水平，因此主要運用Ordered—Probit模型進行研究。Ordered—Probit模型的一般形式是：

其中，y*是潛在變量，β為待估計參數，x為解釋變量，ε為隨機擾動項。

其中，a為未知切割點，因變量y的0、1、2、3每個取值概率可以計算得出：

所以根據上述模型，建立如下關系式：

其中，poverty為持續性貧困，fl為金融素養，X為控制變量，ε為隨機擾動項。

三、實證結果分析

（一）金融素養與持續性貧困

為研究持續性貧困問題，筆者從四個方面研究：收入絕對貧困（國際標準人均每天1.9美元）①以下簡稱“收入絕對貧困（1.9）”、收入絕對貧困（國內標準年人均2300元）②以下簡稱“收入絕對貧困（2300）”、收入相對貧困、資產相對貧困。運用Ordered—probit模型和Ordered—logit模型進行分析，結果如表3。

從表3可以看出，無論是絕對貧困還是相對貧困，金融素養的系數都為負，即金融素養與持續性貧困呈反向關系，且都在1%的顯著性水平下顯著，只是不同模型獲得的參數大小有所差異，金融素養水平高的家庭對金融市場知識了解更多，能夠更大可能地進入金融市場，獲得更多的財產性收入和資產。在控制變量中，是否黨員、戶口類型、是否有商業醫療保險、是否有電腦、是否使用信用卡對收入持續性貧困①指用收入絕對貧困（國際標準人均每天1.9美元）、收入絕對貧困（國內標準年人均2300元）和收入相對貧困來衡量的持續性貧困，下同。和資產持續性貧困②指用資產相對貧困衡量的持續性貧困，下同。都有顯著的抑制作用。戶主文化程度與持續性貧困呈反向關系，即文化程度越高，持續性貧困的時間就越短，表明當戶主具有較高的文化程度時，人力資本得以體現，從而陷入貧困的概率越小，時間越短。家庭人口數、是否從事農業生產經營、是否有因家庭成員教育尚未還清的銀行貸款與持續性貧困呈正相關關系。表明家庭人口數越多，更可能陷入貧困；從事農業生產經營的利潤比較低，所以與城市居民相比，從事農業生產獲得的收入較低，資產較少；在當今視知識如財富的年代，一些家庭雖然重視教育，但是由于資金不充足，難以負擔起家庭成員的教育費用，使得這些家庭不得不選擇教育貸款來維持學業，而這些選擇教育貸款的家庭通常是收入水平較低的家庭，相對比較貧困，并且社會中還存在“因學致貧”的現象，因此在回歸結果中5年之內是否有因教育尚未還清的銀行貸款或借款與持續性貧困存在正相關關系。

與上述控制變量的結果不同的是年齡對絕對貧困和相對貧困的影響不同，即年齡與絕對貧困持續的時間呈正相關，與相對貧困持續的時間呈負相關。因為衡量絕對貧困的標準極低，所以收入在此標準以下的群體集中在農村，并且農村居民一般依靠體力勞動才能獲得收入，農村的年輕人有充足的勞動能力，可以出外務工獲得相應的收入，但是隨著年齡的增長，體力無法支撐繁重的勞動，使得收入下降，且他們沒有充足的養老金，所以以收入衡量的絕對貧困持續性時間越長。

表3 金融素養與持續性貧困

以相對貧困來衡量居民是否貧困時，衡量的基數比較大，這是由于貧富差距較大導致，因此大多居民都處于貧困水平，社會中少數人掌握著較多的資產，而這些收入和資產較多地掌握在城鎮居民手中，并且一般隨著工齡的增長，職務會隨之提高，收入提高，累積的資產增多。相反，剛步入社會的年輕人收入較低，資產較少，因此呈現出年齡和相對持續性貧困持續的時間呈負相關。

為進一步分析金融素養與持續性貧困，表4為運用Ordered—probit模型進行了金融素養與持續性貧困的非線性分析。從中可以看出，在5%的顯著水平下，以國際和國內的標準衡量絕對貧困的收入水平要求較低，使得金融素養與收入絕對貧困持續性不存在“U”型關系，即隨著金融素養水平的提高，居民的持續性貧困時間呈現出減少的趨勢，對持續性貧困的抑制能力增強。

但是金融素養與收入相對持續性貧困和資產相對持續性貧困存在正“U”型關系①雖然呈現正“U”型關系，但是金融素養對持續性貧困的影響一直是抑制的，只是貧困持續的時間相對沒有降低，即相對抑制能力減弱。，即隨著金融素養水平的提高，金融素養水平對持續性貧困的抑制能力呈現出先增強后減弱的趨勢。這是因為居民在較低的金融素養水平下，當金融素養水平提高時，居民的金融知識儲備增加，越來越了解如何對家庭財富進行合理配置，以獲得更多的收益。但當居民的金融素養水平達到一定高度后，人們常常會出現過分自信的心理，在沒有充分了解金融產品時就開始投資，導致的損失會增加，從而使得金融素養對持續性貧困的抑制能力相對減弱。

（二）金融素養與持續性貧困的風險態度異質性分析

在以上研究的基礎上，為研究在不同的風險態度下，金融素養對持續性貧困的影響，運用Ordered—probit模型進行分析，結果如表5和表6。從中可以看出，在不同的風險態度下，金融素養與收入持續性貧困以及資產持續性貧困都呈負相關關系，即在不同的風險態度下，隨著金融素養水平的提高，居民的收入水平提高、資產總量增加，從而對風險的承擔能力增強，對貧困的抑制能力增強，貧困持續性減弱。此外，由于偏好高風險的居民會有一定的經濟基礎，對金融市場的了解相對較多，更能夠將資產進行合理配置；偏好低風險的居民一般較為保守，進行投資時會更加謹慎，以爭取降低損失的可能性。因此相比之下，偏好高風險投資和低風險投資的戶主的金融素養對四種持續性貧困的抑制能力較強，偏好0風險投資和平均風險投資的戶主的金融素養對四種持續性貧困的抑制能力較弱。

為研究在不同的風險態度下，不同金融素養和對持續性貧困的影響，運用Ordered—probit模型進行回歸，結果如表7。金融素養和風險偏好在不同的組合下，金融素養低且風險厭惡者和金融素養高且風險偏愛者的金融素養與持續性貧困都是呈負相關關系，即金融素養對持續性貧困具有抑制作用，但是相比于金融素養低且風險厭惡者，金融素養高且風險偏愛者的金融素養對持續性貧困的抑制作用更加顯著。表明金融素養水平高，并且更加偏好高風險投資的居民，對投資組合的了解有一定深度，能夠更好地利用其所學到的金融知識，將其金融知識轉化為金融能力，在資產配置時更加合理，實現資產配置有效分散，進而在金融市場中能夠獲得更高的收入，積累更多的資產，對貧困的抑制能力更強。

表4 金融素養與持續性貧困的非線性分析

然而金融素養水平低，并且更加偏好低風險投資的居民，其金融知識相對較少，并且風險厭惡者也不能夠充分利用金融市場的功能，收入相對偏低，資產相對較少，所以其金融素養對收入持續性貧困以及資產持續性貧困的抑制作用的顯著性水平較低。

表5 金融素養與持續性貧困的風險態度異質性分析

表6 金融素養與持續性貧困的風險態度異質性分析

表7 不同風險態度、金融素養對持續性貧困的影響①“低—低”指金融素養低且風險厭惡者，即金融素養水平小于0且偏好投資略低風險、略低回報的項目；“高—高”指金融素養高且風險偏愛者，即金融素養水平大于等于0且偏好投資略高風險、略高回報的項目。

四、穩健性檢驗

（一）基于金融素養測度方法不同的穩健性檢驗

改變金融素養水平的測量方法，運用直接加總的方法，來代替上文運用的因子分析法，檢驗結果如表8。金融素養對收入持續性貧困和資產持續性貧困的抑制作用都在1%的顯著性水平下顯著，其他控制變量與持續性貧困的關系與前文的分析結果與表3一致，表明實證結果是穩健的。

（二）基于傾向得分匹配（PSM）的穩健性檢驗

金融素養與持續性貧困之間有可能存在內生性問題。為驗證此問題，使用傾向得分匹配法（PSM）進行穩健性檢驗（斯麗娟，2019），樣本劃分標準為：運用因子分析方法計算的金融素養水平大于或等于0的戶主為實驗組（treat=1），金融素養水平小于0的戶主為控制組（treat=0），基本原理為使用Probit或者Logit計算金融素養水平大于等于0的傾向得分值，再運用合適的匹配方法，把實驗組和控制組樣本之間進行匹配。其中實驗組的平均處理效應（ATT）可以表示為：

其中，Y1表示金融素養水平大于或等于0家庭的持續性貧困，Y0表示同一家庭金融素養小于0的可持續貧困。

以上分析得出的結論是金融素養能夠顯著抑制持續性貧困，為確保結論的可靠性和穩健性，使用最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配的方法，分別從收入持續性貧困和資產持續性貧困的角度對戶主金融素養與持續性貧困的進行穩健性分析，其平均處理效應如表9所示。從中可以看出，三種匹配方法的結果存在的差異很小，并且金融素養對持續性貧困的平均處理效應均為負，且都在5%的顯著性水平下顯著，因此戶主具有高水平的金融素養能夠顯著抑制持續性貧困。以國際貧困標準1.9美元衡量的持續性貧困，最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配的平均處理效應分別為了-0.0638、-0.0868、-0.0875，即高水平金融素養比低水平金融素養抑制持續性貧困的程度提高了0.0638、0.0868、0.0875。因此，基于傾向得分匹配（PSM）的檢驗驗證了結論的可靠以及穩健性，金融素養與持續性貧困存在負相關關系，金融素養能夠顯著抑制持續性貧困。并且，四種衡量持續性貧困標準的三種匹配方式均通過了平穩性檢驗①限于篇幅，結果留存備索。，表明在很大程度上減小高水平金融素養和低水平金融素養的特征差異，有效克服了可能存在的內生性問題。

表8 金融素養與持續性貧困：基于直接加總的穩健性檢驗

表9 金融素養與持續性貧困：基于PSM的穩健性檢驗

五、結論與政策建議

運用CHFS數據研究了金融素養和持續性貧困的關系，首先運用因子分析法測度金融素養水平，從收入貧困和資產貧困兩個角度測度持續性貧困的水平；其次運用Ordered—probit模型和Ordered—logit模型研究金融素養對持續性貧困的影響；再分析不同的風險態度下，金融素養對持續性貧困的不同影響；最后運用直接加總的方法測度金融素養水平和傾向得分匹配（PSM）的方法進行穩健性檢驗，得出了如下研究結論：第一，金融素養對以居民的絕對收入、相對收入以及相對資產衡量的持續性貧困都具有顯著的抑制作用，且高水平金融素養比低水平金融素養的抑制能力更強。第二，金融素養對收入絕對持續性貧困的影響不存在“U”型特征，而對收入相對持續性貧困和資產相對持續性貧困的影響存在“U”型特征。第三，偏好高風險投資和低風險投資的戶主的金融素養對收入和資產持續性貧困的抑制能力較強，偏好0風險投資和平均風險投資的戶主的金融素養對收入和資產持續性貧困的抑制能力較弱。第四，相比于金融素養低且風險厭惡者，金融素養高且風險偏愛者的金融素養對持續性貧困的抑制作用更加顯著。

基于研究結論，為促進居民金融素養的提高以抑制持續性貧困提出以下建議：第一，提高居民的金融教育水平，需要根據受教育對象不同采用不同的教育措施。針對不同年齡的群體，如青少年群體，可以運用更加生動活潑的方式對其進行教學，并且在基本教育學習之外，還可以組織金融知識的比賽，或者舉辦金融學習交流會等活動。對于中老年群體，可以采用網絡視頻的方式學習，這種方式下他們可以隨意支配時間，利用其閑暇的時間學習金融知識。對于學生，可以將金融知識在義務教育中普及，提高金融知識儲備，以提高他們對金融風險的認識，以及學習通過適當的保險和儲蓄來防范金融風險的方法，從而提高金融素養水平。

第二，扶貧機構精準識別貧困人口致貧的原因，制定針對性的扶貧政策，提供針對性的金融服務，對2020年實現全面脫貧后出現的相對貧困人口，給予資金以及能力方面差異化的精準扶持。扶貧機構精準定向滴灌，需要精準識別貧困群體和他們的金融服務需求，從而有針對性地給予居民不同的金融服務，提高金融可得性。此外，在促進金融扶貧的進程中，為達到有效和可持續的金融扶貧目的，貧困居民主動參與對扶貧工作來說也是十分必要的。為防止貧困居民在實現脫貧后返貧，金融扶貧機構也需要提高扶貧效率。