金融知識普及、金融風險與市場要素配置效率研究

謝賢君

(西安交通大學，陜西 西安 710061)

金融是現代經濟的核心，根本目標是促進實體經濟發展，本質在于服務實體經濟，基本內涵在于實現資源高效配置(葉德珠 等，2018；楊子榮 等，2018)。近年來，隨著普惠金融的發展，我國金融知識普及覆蓋面積不斷拓展、普及速度不斷提升，這不僅有助于提高微觀經濟主體對資金使用、管理、決策的能力，也有助于提高其對正規金融產品信息、工具運用、服務流程與信貸政策的知悉程度，緩解企業或個體的“需求抑制型信貸約束”，實現金融資源的合理分配、金融風險的有效管理以及推動企業的良好運轉，從而提升市場要素配置能力，降低生產要素扭曲程度。

一、文獻綜述

Noctor et al.(1992)最早明確提出金融知識概念，意指人們在使用和管理資金上所表現出來的、能夠做出明智判斷和有效決策的能力。Lusardi et al.(2014)則將金融知識定義為人們處理經濟金融事物的相關信息，并根據此信息在財富積累、財務規劃、負債計劃、投資管理等方面做出合理決策。金融知識的具體內容包含信用卡債務方面的知識(Lusardi et al.，2009)，投資經驗與看法、教育水平與認知能力等方面的知識(Hung et al.，2009)，以及對經濟金融概念和信息的理解、處理金融事物的經驗等(Hung et al.，2009；Lusardi et al.，2014；黃宇虹 等，2019)。彭倩等(2019)認為，金融教育可有效提升金融素養，而長期的、持續的、多樣化的、層次性的金融教育能夠顯著提高金融知識水平。Hira et al.(2005)也認為，通過對員工進行針對性和及時性的金融教育，可有效提升員工的金融素養，有助于培育員工良好的金融活動習慣，提升其投資決策理性程度。

Lusardi et al.(2008，2009)認為，在面臨各種金融產品、工具、服務時，居民如何做出有益的金融活動決策，是決定金融資源能否有效配置的重要因素。金融行為是影響金融資源配置的重要因素之一，而金融行為則受金融知識的影響，如Lusardi et al.(2011)指出，加強金融教育可顯著改善低金融素養勞動者的資產配置行為。從宏觀層面來看，金融知識普及能夠促進經濟主體形成理性的投資、消費等行為，進而改善金融錯配程度，從而降低其對全要素生產率的抑制作用(王欣 等，2019)。一般認為，具有較高金融知識水平的人擁有正規銀行賬戶機會越大，參與正規金融市場活動的概率也就越大(Christelis et al.，2010；Almenberg et al.，2015；Von Gaudecker，2015；Chu et al.，2017)。吳雨等(2017)認為金融知識較高水平的人還可做出合理的退休與養老金計劃。秦芳等(2016)認為金融知識水平顯著提升了我國居民家庭參與商業保險的可能性與參與程度。李云峰等(2018)認為高水平的金融知識擁有者傾向于增加信用卡消費，實現合理成本或可控風險的負債與借貸行為。此外，尹志超等(2014)、曾志耕等(2015)認為提高金融知識水平可促進家庭風險資產投資和優化家庭資產配置，Lusardi et al.(2014)更是強調提升金融知識水平能夠提高家庭投資收益率。

進一步從金融知識普及提升金融知識水平的影響來看，主要包含金融知識影響創新創業路徑和緩解融資約束路徑。關于前者，如黃宇虹等(2019)認為，金融知識水平的提升，通過認知機制和信貸機制促使企業更加注重企業創新必要性，提升企業人員的創新能力，從而提高企業創新意識與創新活力；金融知識在非國有經濟較好、市場化程度較高的地區表現出提升市場認知機制的作用，而在非國有經濟較差、市場化程度較低的地區表現出提升創新活力機制的作用。尹志超等(2014，2015)、張號棟等(2016)、李云峰等(2018)等認為提升金融知識水平有利于促進家庭參與金融活動，減少家庭金融排斥概率，同時提高家庭投資偏好機會，從而促進家庭參與創業活動。孫光林等(2019)認為提升金融知識水平可通過提高農民獲取金融資本的能力，從而推動被動失地農民主動參與創業，并提高其創業績效。關于后者，如Lusardi et al.(2009)認為，金融知識可以有效提高企業、家庭或個人對正規信貸的理解與知悉程度，從而提高正規信貸的可獲得性，緩解其信貸約束。江靜琳等(2019)認為金融知識越豐富的個體或家庭遭受正規信貸約束的可能性越低。劉丹等(2019)認為加強對農戶的金融知識普及程度，能夠有效提高農戶正規信貸可得性。

綜上，可以發現，一方面，已有文獻關于金融知識基本概念、基本內涵以及金融知識普及對經濟主體的金融行為的影響效果和影響機制有了較為深入的研究，特別是發現金融知識水平的提升可以通過提升創新創業水平和改善信貸融資約束等路徑影響金融行為，為本文廓清金融知識普及與要素配置效應之間關系打下了基礎。另一方面，已有文獻大多基于微觀層面，特別是集中在消費金融層面，而在金融創新與變革帶來越來越廣泛的金融知識普及背景下，如何深度認知金融知識普及對宏觀層面經濟資源配置的作用顯得十分必要。有鑒于此，本文基于金融風險這一宏觀層面，探究金融知識普及的要素配置效應及其作用機理，這或許更具有理論意義和現實價值。

二、理論機制與研究假設

在信息不對稱與不確定的環境下，如何減少信息不對稱，對于提高資源配置效率、改善要素配置方式、降低要素扭曲程度至關重要，而金融知識及其普及恰好為降低信息不對稱提供了良好的基礎：較高水平的金融知識有助于人們識別、理解和認知金融產品與服務的收益、風險等多方面信息，同時不斷整合、處理這類信息，并做出決策。這是影響經濟主體選擇金融資產配置方式和行為的最為重要的因素。

(一)直接效應

在信息完全的市場條件下，信息具有充分性，而在信息不對稱的條件下，經濟主體依據有限的信息評估投資項目的風險與收益，在評估能力以及評估信息制約下，經濟主體難以準確全面評估、預測風險與收益。在風險偏好的情況下，經濟主體可能做出錯誤的投資決策，導致投資行為失敗；相反，在風險厭惡的情況下，信息不足將可能導致經濟主體做出放棄投資項目的決策。然而，從金融機構角度來看，金融知識普及度的提高，可顯著提高金融機構的金融服務與咨詢的專業能力，投資者可依托專業的金融機構進行投資咨詢，從而全面準確預測投資項目風險與收益。特別是，相比單個個體，金融機構具有更強的監督能力和更低的監督成本，實現對信貸資金的運用、使用流程的監控，保證資金流向風險與收益相對合理的項目，有利于提高投資回報率，降低資金風險。從金融產品和工具來看，金融知識普及度提高，意味著金融知識水平的提升，經濟主體能夠更好地掌握更高水平、更高標準的國際化金融產品，通過不斷模仿、改造，提高其投資能力，提升資金配置效率。總之，提高金融知識普及度，增加經濟主體的金融知識，如包括理財知識在內的多方面金融知識，提高其金融素養，提升其對風險可控、收益較高的投資項目的甄別能力，進而提高預期收益水平，從而使得資金向風險可控、收益更高的項目、行業、領域流動，提高資金配置效率，同時引致其他市場要素向這些項目、行業、領域流動，有效降低市場要素扭曲程度。

根據以上分析，提出：

研究假設1：提高金融知識普及度可顯著降低市場要素扭曲程度。

(二)間接效應

1.提高人力資本積累水平，降低金融風險

提高金融知識普及度，不僅意味著金融知識普及主體的數量和規模增加，還意味著金融知識普及載體的數量和規模增加，而金融知識普及的主體和載體數量和規模增加，也就意味著金融知識普及的覆蓋廣度的擴大、使用深度的加深，使得更多的受眾群體獲得更多的金融知識，全民金融素養得到提升。同時，金融知識普及度的提高，還倒逼金融知識普及主體不斷創新金融產品和金融服務，以滿足經濟主體金融素養不斷提高的要求。在金融活動過程中，經濟主體通過持續的學習，獲得了更多的金融知識，這有助于提高其自身的金融素養，推升人力資本積累水平。人力資本積累水平的提升，意味著更多的經濟主體擁有更高水平的金融知識，擁有對金融市場相關活動更高水平的判斷能力和對金融市場信息的分析和處理能力，進而能夠對提供各類風險轉移、風險分散和風險補償的金融工具和金融產品進行合理甄別，提高其識別投資項目的風險與收益情況的能力，在經濟主體投資過程中，可更優地選擇風險分擔方式，降低投資風險，使得自身利益最大化，有效實現風險與收益的均衡。由于經濟主體投資風險的降低，意味著金融機構、金融部門相關信貸違約率降低，金融系統產生金融風險的可能性降低。可見，金融知識普及度的提升，意味著投資者金融素養的提高，進而促進人力資本積累水平，這對于降低經濟主體投資風險、金融系統違約率具有重要作用。

根據以上分析，提出：

研究假設2：提高金融知識普及度意味著人力資本積累水平的提升，從而有利于降低金融風險，實現金融風險管理。

2.實現跨期風險分散機制，提高金融資源配置效率

一是，銀行機構實現跨期風險分散機制。一方面，銀行平滑不同時期風險減少投資者不同時期收益的波動。由于投資者存在不確定性的投資需求，同時其投資偏好也存在一定的隱秘性，對資金流動性提出了較高要求，因此銀行必須通過吸存負債來保持資金的流動性。在初始期，銀行接受投資者的稟賦存款，并承諾對于每單位的存款，投資者在次期可獲得一定的固定收益；在次期，如果投資者的存款收益提取固定，則投資者在第三期依然可以穩健地獲得存款收益。因此，無論是在次期還是在第三期，投資者都可以獲得一定的固定存款收益，銀行則能夠以此方式實現完全信息的風險分散均衡。另一方面，銀行將風險分攤于不同代際。銀行持有資產，向每一代提供存款合約，并向每一代提供固定的存款收益，實現代際風險分擔機制。

二是，金融知識普及主體的擴張，促進跨期風險分散機制實現，提高金融資源配置效率。在承擔風險條件下，銀行通過跨期風險分散機制以均衡投資者不同時期的收入，進而防止資產價格波動，平滑投資者不同時期的投資收益。隨著金融知識普及度的提高，金融知識普及主體的增加使得金融機構規模和數量增加，則可顯著實現跨期風險分散，實現金融資源在不同時期于不同代際的優化配置，實現更高水平的金融風險管理，而金融風險管理水平的提升則意味著資源向更高收益、更高回報率的項目、行業、領域配置。由此，可見金融知識普及帶來金融知識普及主體的擴張，意味著金融資本配置效率的提高，進而引致其他要素配置效率的提高，從而降低市場要素扭曲程度。

3.實現跨部門風險分散機制，提高金融資源配置效率

一是，金融市場實現跨部門風險分散機制。一方面，提供流動性風險分散機制。根據“流動性假說”理論，投資者一般面臨流動性高、收益率低與流動性低、收益率高的項目選擇困境，當遭受某種沖擊時，投資者希望在非流動性項目獲利之前獲得資金，這種動機也就容易使得投資者對低回報率的流動項目進行投資。在發達的金融市場上，這部分投資者可以通過股票市場將其持有的非流動性項目股票轉售給他人，即通過流動的股票市場轉售股票，進而形成有效的長期資本投資，股票市場則提供流動性風險分散機制。股票市場交易成本越低，其流動性風險分散能力越強。另一方面，促進國際資本市場一體化，強化風險分散能力。金融市場的發展促進國際資本市場一體化，使得高風險的高收益項目會隨著資本流動分散到全球投資中，提高了風險分散能力。

二是，金融知識普及載體的數量和規模增加，促進跨部門風險分散機制實現，提高金融資源配置效率。金融知識普及度的提高意味著金融知識普及載體的數量和規模增加，也就意味著發達的股票等金融市場提供了更加豐富的金融產品和工具，尤其是衍生性金融產品和服務，創造了大量的跨部門風險分散機會，進而增強了投資者尤其是中小投資者的投資信心，從而實現跨部門風險分擔和高水平的金融風險管理，而金融風險管理水平的提升則意味著資源向更高收益、更高回報率的項目、行業、領域配置。由此可見，金融知識普及帶來金融知識普及載體的擴張，意味著金融資本配置效率的提高，進而引致其他要素配置效率的提高，從而降低市場要素扭曲程度。

根據以上分析，提出：

研究假設3：提高金融知識普及度意味著金融知識普及主體和載體的數量和規模增加，可實現跨期風險分散機制和跨部門風險分散機制，提高資本配置效率，從而顯著降低市場要素扭曲程度。

三、實證分析

(一)模型設計

基于Hayes(2009)、溫忠麟等(2014)中介效應檢驗模型，本文實證檢驗金融知識普及的要素配置效應的作用機制。基準模型具體設計如下：

(1)

(2)

其中，BRISKit表示金融風險，BRISKit-1表示金融風險滯后一期，DISit表示市場要素配置，DISit-1表示市場要素配置滯后一期，FLit表示金融知識普及度，controljit表示控制變量，α、ρ分別表示核心解釋變量和控制變量的系數，εit表示誤差項，i表示省份，t表示時間，μi表示個體固定效應，vt表示時間固定效應。

為判斷金融知識普及度影響金融風險的作用機制，設計如下中介效應模型：

(3)

(4)

其中：humanit表示中介變量，即人力資本積累水平；humanit-1表示人力資本積累水平滯后一期。

為進一步判斷金融知識普及度影響要素市場扭曲程度的作用機制，設計如下中介效應模型：

(5)

其中，BRISKit在這里表示中介變量。

(二)變量選取

1.被解釋變量

被解釋變量是市場要素扭曲程度(DIS)。借鑒戴魁早等(2016)和謝賢君(2019)，本文選擇標桿法分析市場要素扭曲程度：

DISit=(

max(pmit)-pmit

)/

max(pmit)

(6)

其中：DISit表示市場要素扭曲程度，取值范圍為0～1；pmit、max(pmit)分別表示要素市場發育程度指數和要素市場發育程度指數最高值(1)要素市場發育程度指數來自《中國市場化進程指數報告》。。市場要素扭曲程度越高，表示要素配置效率越低；反之，則越高。

2.核心解釋變量

核心解釋變量是金融知識普及度(FL)。金融知識普及度不僅僅體現在“金融知識普及月”的集中金融教育宣傳活動，還更多體現在日常性、持續性的金融知識教育中，這對于提高投資者、消費者對相關金融產品的內涵和風險的理解具有重要意義。例如，金融機構提供金融產品時，針對投資者、消費者主動開展的金融教育活動。同時，金融機構利用金融教育平臺提供金融知識，建立金融教育活動的反饋機制，并開展針對性的金融消費者教育等活動。通過此類行動，金融機構不僅普及了人民幣知識及個人征信、銀行卡安全、支付工具使用、保險和投資理財等基礎金融知識，也對社會公眾在全面認識存款保險制度及其作用、金融消費安全意識、風險責任意識等方面進行了指導，這對于提升金融知識水平，拓寬金融知識普及度具有重要作用。

迄今為止，鮮有關于量化金融知識普及度的研究，而已有文獻大多聚焦于微觀調查統計，較少從宏觀視角量化評估金融知識普及度。本文根據金融知識普及主體對存貸款知識、支付結算知識、征信知識、人民幣知識、黃金市場投資知識、國債知識、外匯業務、存款保險相關知識、金融新業態與金融安全以及維權知識等方面的狀況介紹、規制解釋、申請與使用講解、注意事項明確、相關政策與要求、操作方法等內容，同時基于金融知識普及的基本內涵，依據金融知識普及主體和金融知識普及載體兩個方面構建金融知識普及度衡量指標體系，通過主成分分析法對金融知識普及度進行測度，并以測度的金融知識普及度作為核心解釋變量。具體評價指標如表1所示。

表1 金融知識普及度測度指標體系

首先，本文關于金融知識普及度指標體系的有效性和可行性檢驗結果為：一方面，KMO檢驗系數為0.7983，表明運用主成分分析法進行金融知識普及度指標數據研究具有可行性；另一方面，SMC檢驗結果也表明可對金融知識普及度指標進行主成分分析。

其次，金融知識普及度指標體系的特征值及累計貢獻率情況。本文選取累計貢獻率高于60%、累計百分比達到80%的兩個主成分F1、F2。由此可得出綜合指標對原始經濟信息具有較為全面的有效的解釋能力，因此可較好地反映原始經濟信息。

最后，以兩個主成分F1、F2為金融知識普及度指標體系的綜合評價指標，通過計算出兩個主成分F1、F2的載荷系數獲得綜合金融知識普及度指數F，具體表達式為：F=0.6444F1+0.1788F2。

3.中介變量

(1)人力資本積累水平(human)。人力資本是金融風險管理的載體。金融素養提升帶來的人力資本積累水平的提高，可以實現更高水平的金融風險管理。因此，金融風險管理能力高低與其人力資本積累水平存在著較為密切的聯系。本文以地區平均受教育年限表示地區人力資本積累水平。一般來講，小學、初中、高中以及普通高等學校畢業生的教育年限分別為6年、9年、12年、16年，由于統計數據并沒有將中學與高中分開，所以本文對中學受教育年限取平均值10.5年計算，即人力資本積累水平可以表示為humman=6×pri+10.5×mid+16×uni。其中，pri、mid、uni分別代表地區小學畢業人數、普通中學畢業人數以及普通高等學校畢業人數。

(2)金融風險(BRISK)。由于銀行機構在我國金融體系中占據主導地位，銀行系統性風險成為金融風險的主要組成成分。顧海峰等(2020)認為，銀行系統性風險最主要的風險來源是信貸風險，且銀行系統性風險主要積累在信貸市場(張旭 等，2020)。所以，信貸風險則成為金融風險的主要來源，且銀行信貸風險與不良貸款率正相關，即不良貸款率水平越高，銀行信貸風險越高，它直接表明了銀行信貸風險的實際承擔結果。參考顧海峰等(2020)，本文選取不良貸款率作為金融風險的度量指標，即不良貸款率=不良貸款/總貸款。

4.控制變量

(1)經濟對外開放水平(open)。經濟對外開放程度可以用貿易開放度進行衡量。對外貿易能夠帶動國內經濟主體獲取先進的金融知識、金融風險管理經驗等，從而提高國內經濟主體金融素養，改善金融知識普及度，對于提高市場要素配置具有積極作用。本文以地區進出口總額與地區實際國內生產總值的比值表示。

(2)產業結構水平(struc)。一方面，產業結構升級意味著市場經濟體制改革加速推進，進而能夠發揮市場在經濟增長中對資源配置的決定性作用，有利于推動要素從低生產率的企業和部門向高生產率的企業和部門流動，進一步提高資源配置效率。另一方面，金融知識普及所帶來的金融知識水平的提升，形成更高水平的金融人才，與產業結構升級更加匹配，有助于實現資源有效配置。本文以地區第三產業增加值與GDP增加值的比值表示。

(3)政府調控力度(gov)。政府調控具有兩個方面的作用：一方面，政府金融普及政策作為提升金融知識水平的重要外部因素，通過提升金融素養改善市場要素配置。另一方面，政府調控可能使得金融資源的價格體系和市場機制遭受扭曲，進而可能導致資本市場、貨幣市場處于受壓制狀態，難以有效發揮金融體系有效配置資金的功能。特別是，政府對金融體系中直接金融和間接金融所占比重進行干預，可能致使銀行在獲得穩定租金的情況下，缺乏積極搜尋資金來源的動力和有效配置金融資源的激勵，進而導致銀行經營效率下降，金融資源配置發生扭曲，影響市場要素配置效率。因此，政府調控的作用取決于二者的綜合效應。本文以地區政府財政支出與GDP的比值表示。

(4)金融發展水平(financial)。金融發展水平是金融知識的基礎，擁有較高水平的金融發展環境不僅為金融知識提供了要素稟賦基礎，也為獲取金融知識提供了重要的來源，也提高了獲得金融知識的機會。如果金融發展水平較低，金融知識獲取渠道受阻，產生更為嚴重的信息不對稱情況，這對于改善市場要素配置起到了極大的阻礙作用。例如，在金融發展水平較低的條件下，資金供給者為了防范道德風險所可能產生的資金違約損失，傾向于要求企業擁有更高比例的控制權，從而提高了企業投資的成本，一定程度上限制了投資規模，抑制了市場要素配置效率。因此，本文以金融機構存貸款總額與GDP的比值表示地區金融發展水平。

5.其他變量

政策變量(TFL)。從2013年開始，人民銀行每年9月統一開展全國性的“金融知識普及月”活動。據此，為了進一步處理內生性問題，本文通過設定政策變量進行實證檢驗，在2013年以前，將政策變量設定為“0”，而在2013年后，將政策變量設定為“1”。

(三)數據來源及說明

考慮到數據的可獲得性以及滿足樣本數據的時間跨度，本文將研究起止時間區間設定為2011—2018年。其中，被解釋變量數據來源于歷年省級《中國市場化進程指數報告》中市場發育指數；核心解釋變量、中介變量、控制變量以及其他變量數據均來源于歷年《中國統計年鑒》、各省份《國民經濟和社會發展統計公報》、Wind數據庫、CNKI中國經濟社會發展統計數據庫等。

(四)描述性統計

變量的描述性統計結果如表2所示。可以看到，市場要素扭曲程度變化率的均值為-0.0464，標準差為0.1317，表明整體上市場要素扭曲程度隨時間變化呈逐漸降低態勢；金融知識普及度變化率的均值為0.2761，標準差為1.6207，表明整體上金融知識普及度隨時間變化呈逐漸上升態勢；金融風險變化率為0.1842，標準差為0.3662，表明整體上金融風險隨時間變化呈逐漸擴大態勢；人力資本積累水平變化率為-0.0697，標準差為0.5941，表明人力資本積累隨時間變化呈下降態勢。其他變量和控制變量變化率的均值、標準差都處于較為合理范圍。

表2 變量描述性統計

四、實證結果分析

(一)基準估計結果分析

為緩解內生性問題，本文運用系統GMM估計方法實證檢驗金融知識普及度對市場要素扭曲程度的影響，具體估計結果如表3所示。市場要素扭曲程度滯后一期顯著，表明金融知識普及度抑制市場要素扭曲存在顯著的滯后性，為進一步增強金融知識普及教育提供了重要依據。表3在列(1)基礎上逐步加入其他控制變量，估計結果表明，無論是否納入控制變量，金融知識普及度對市場要素扭曲程度的估計系數為負，具體地，表3中列(1)、(2)、(3)、(4)、(5)顯示金融知識普及度的系數分別為-0.8780、-0.5960、-0.4800、-0.4080、-0.4430，且至少通過10%的顯著性水平檢驗，說明提高金融知識普及度可顯著抑制市場要素扭曲程度。研究假設1得到驗證。一方面，提高金融知識普及度，不僅可改善、優化包括企業、家庭或個人在內的經濟主體金融行為，比如理性投資、理性借貸、理性金融消費決策等金融行為，使其面臨更低的借貸成本、更低的風險，增加投資回報率；而且可以為企業、家庭和個人等行為主體選擇資產配置方式和行為提供良好的參考。因此，提高金融知識普及度不僅能夠有效降低信息不對稱、減少交易成本，還能夠有效控制經濟主體面臨的不確定性，提高金融風險管理水平，從而有助于提高資源配置效率、改善要素配置方式、降低市場要素扭曲程度。另一方面，由于信息的收集、整理、篩選和控制存在一定的“沉沒”成本，如果金融知識不足，經濟主體可能需要付出一定的咨詢成本進行信息處理，這可能導致其難以“支付”這種沉沒成本。隨著金融知識普及度的提高，經濟主體的金融知識水平提高，能夠有效“支付”這種沉沒成本，進而提高其信息處理能力。經濟主體信息處理能力的提高，有助于推動市場有效性提高，使得價格能夠充分反映所有可能獲得信息。價格信號是資本市場資本有效配置的內在機制，不僅使資本供給滿足投資需求，還使得資本流向經濟體中各個產業的邊際收益趨同，達到總量均衡與結構均衡的最優配置狀態。

表3 基準模型估計結果

控制變量方面。經濟對外開放水平顯著抑制了市場要素扭曲程度。經濟對外開放水平通過降低企業出口價格、增加出口規模從而顯著提升企業的出口參與，這不僅會重塑就業分配效應，還會重塑高生產率企業與低生產率企業市場份額，從而重新分配市場要素，進而引起技術轉移，倒逼企業提高自身生產效率，改善市場要素配置，對于降低市場扭曲程度具有積極效應。產業結構水平顯著抑制了市場要素扭曲程度。產業結構合理化與高級化不僅有助于提高不同要素投入間的協調配置程度和能力，從而提高要素共同整體生產效率；還有助于實現生產要素由勞動密集型產業向資本密集型產業和技術密集型產業轉移，從外延型增長轉變為內涵型增長、從要素投入數量型增長轉變為技術創新型增長，即從高投入、高消耗、高污染、低產出、低質量、低效益的增長模式轉變為低投入、低消耗、低污染、高產出、高質量、高效益的增長模式。政府調控力度顯著提高了市場要素扭曲程度。地方政府為實現自身的經濟或績效目標，可能采取政府調控行為最大化經濟發展績效和政府稅收，由于地方政府往往在地方壁壘、環境保護、公共服務、科技發展等方面存在不同的發展取向，因而可能采取不同的投資偏好，即很可能出現激進的投資性偏好、溫和的服務性偏好以及穩定的平衡性偏好。如地方市場保護主義行為，多為優惠政策重點扶持相關產業為主的投資偏好，嚴重限制要素資源的自由流動，導致產業生產要素分配不均衡，阻礙產業結構升級。又如地方環境保護行為，在面臨經濟發展與環境保護雙重壓力下，很可能降低環境規制的要求而競爭市場要素，忽視要素優化配置效應。金融發展水平顯著抑制了市場要素扭曲程度。金融發展水平的提高可以顯著提高金融知識的覆蓋率，推進金融知識普及進程以及推動金融知識普及深度，從而減少信息不對稱性、降低交易成本，抑制要素扭曲程度。

(二)穩健性檢驗

1.替換變量穩健性估計分析

本文將金融知識普及主體作為金融知識普及度的替換變量，即通過變更金融機構網點數(FL1)和金融機構網點從業人數(FL2)變量，刻畫金融知識普及度的覆蓋面，從而進行穩健性檢驗。表4、表5分別表示以金融機構網點數和以金融機構網點從業人數作為金融知識普及主體替換金融知識普及度的穩健性估計結果。

表4 金融機構網點數替換變量基準模型估計結果

表5 金融機構網點從業人數替換變量基準模型估計結果

表4結果表明，逐步納入控制變量后，金融機構網點數的系數顯著為負，說明金融機構網點數顯著抑制了市場要素扭曲程度；表5結果表明，逐步納入控制變量后，金融機構網點從業人數的系數顯著為負，說明金融機構網點從業人數顯著抑制了市場要素扭曲程度。這說明提高金融知識普及度可顯著抑制市場要素扭曲程度這一結論的可靠性和穩健性。

2.變更方法穩健性估計

本文運用變更OLS的估計方法進一步檢驗金融知識普及度的市場要素配置效應，即以金融機構網點數(FL1)和金融機構網點從業人數(FL2)作為替換變量探究其對市場要素扭曲程度影響的穩健性。表6結果顯示，逐步納入控制變量后，金融機構網點數系數至少在5%的顯著性水平下為負，說明金融機構網點數顯著抑制了市場要素扭曲程度。表7結果顯示，逐步納入控制變量后，金融機構網點從業人數系數至少在5%的顯著性水平下為負，說明金融機構網點從業人數顯著抑制了市場要素扭曲程度。這說明提高金融知識普及度，尤其是增加金融知識普及主體，提高金融知識普及覆蓋面，可顯著抑制市場要素扭曲程度。

表6 OLS估計下金融機構網點數對要素市場扭曲的估計結果

表7 OLS估計下金融機構網點從業人數對要素市場扭曲的估計結果

3.變更政策變量穩健性估計

為緩解同期相關導致的內生性問題，本文運用變更政策變量(TEL)進一步檢驗金融知識普及度對市場要素扭曲程度影響的穩健性。如前文其他變量所述，在2013年以前，將政策變量設定為“0”，而在2013年后，將政策變量設定為“1”。表8結果顯示，逐步納入控制變量后，政策變量系數均在1%的顯著性水平下為負，即提高金融知識普及度顯著抑制了市場要素扭曲程度。這進一步說明了通過集中開展“金融知識普及月”活動，進而提高金融知識普及力度，可顯著降低市場要素扭曲程度。

表8 變更金融知識普及度政策變量估計結果

4.工具變量緩解內生性問題

本文的研究過程中可能存在反向因果造成的內生性問題。原因在于，金融知識普及是一個資源投入過程，增加要素資源投入可提高金融知識普及力度，由此產生的反向因果形成內生性問題。為此，本文分別以北京大學數字金融研究中心和螞蟻金服集團組成的聯合課題組編制的數字金融覆蓋廣度、數字金融使用深度以及普惠金融數字化程度作為金融知識普及度的工具變量，因為金融知識普及度與數字金融覆蓋廣度、數字金融使用深度以及普惠金融數字化程度密切相關。根據工具變量估計方法處理反向因果造成的內生性問題后，具體結果如表9所示。可以看到，除普惠金融數字化程度外，數字金融覆蓋廣度、數字金融使用深度工具變量對市場要素扭曲程度的影響負向顯著，即金融知識普及度指標對市場要素扭曲程度仍保持顯著的抑制作用。

表9 工具變量估計結果

五、影響機制檢驗分析：中介效應模型

(一)金融知識普及度對金融風險的影響機制分析

為檢驗金融知識普及度對金融風險的影響機制，本文運用方程(1)、(3)及(4)檢驗金融知識普及度影響金融風險的中介效應，表10顯示了估計結果。表10列(1)～(4)表示在人力資本積累水平路徑下，金融知識普及度影響金融風險的中介效應檢驗結果。

表10 金融知識普及度對金融風險的影響機制估計結果

第一步，表10中列(1)顯示金融知識普及度的系數顯著為負，表明金融知識普及度對金融風險具有顯著的抑制作用。

第二步，表10中列(2)顯示人力資本積累水平滯后一期系數顯著，說明金融知識普及度對人力資本積累水平的作用存在滯后效應。金融知識普及度的系數(β)顯著為正，說明提高金融知識普及度可顯著提升人力資本積累水平。表10中列(3)顯示金融風險滯后一期系數顯著，說明人力資本積累水平對金融風險的作用存在滯后效應。人力資本積累水平系數顯著為負，說明提高人力資本積累水平可顯著降低金融風險水平。進一步明確人力資本積累水平提高是金融知識普及度增加的結果，且也是市場要素扭曲程度降低的前提。

第三步，表10中列(4)納入中介變量后，金融知識普及度核心解釋變量的系數(ω1)顯著，人力資本積累水平中介變量的系數(ω2)也顯著，且存在系數β與中介變量系數ω2的乘積βω2與系數ω1同號，即βω2/

ω1>0，這說明金融知識普及影響金融風險存在人力資本積累水平的部分中介效應，即提高金融知識普及度可通過顯著提升人力資本積累水平的部分中介效應抑制金融風險。經濟主體投資與消費的理性程度是提高金融風險管理水平的重要前提之一，而提高金融知識普及度則可以增加投資者與消費者的理性決策能力，提升其金融素養，特別是金融知識普及度的提升還將帶來更高水平的人力資本積累，經濟主體的理性程度也是人力資本積累水平提升的一種表現，所以，人力資本積累水平的提升將實現更高水平的金融風險管理。研究假設2得到驗證。

(二)金融知識普及度對市場要素配置的影響機制分析

為進一步檢驗金融知識普及度對市場要素配置的影響機制，本文再次運用方程(2)、(1)及(5)檢驗金融知識普及度影響市場要素扭曲程度的中介效應。表11列(1)～(3)與列(4)～(6)分別表示在未納入與納入控制變量下，金融知識普及度影響市場要素扭曲程度的中介效應檢驗結果。

表11 金融知識普及度對市場要素配置的影響機制估計結果

第一步，如基準估計結果，金融知識普及度顯著抑制了市場要素扭曲程度。

第二步，表11中列(1)顯示在未納入控制變量情況下，金融風險滯后一期系數顯著，說明提高金融知識普及度對金融風險的作用存在滯后效應。同時，金融知識普及度的系數(β)顯著為負，說明提高金融知識普及度可顯著降低金融風險。表11中列(2)顯示金融風險對市場要素扭曲的作用。同樣，市場要素扭曲程度滯后一期系數顯著，說明金融風險對市場要素扭曲程度的作用存在滯后效應。而金融風險的系數顯著為正，說明金融風險的提高顯著提高了市場要素扭曲程度。這也進一步明確了金融風險降低是金融知識普及度提高的結果，且也表明金融風險擴大是市場要素扭曲程度提高的前提。

第三步，表11列(3)納入中介變量后，金融知識普及度核心解釋變量的系數(ω1)不顯著，金融風險中介變量的系數(ω2)顯著，這說明金融知識普及度影響市場要素扭曲程度可通過金融風險這一完全中介變量來實現，即提高金融知識普及度可通過顯著降低金融風險水平這一完全中介效應而抑制市場要素扭曲。研究假設3得到驗證。

同理，列(4)～(6)表明在納入控制變量后，依然存在穩健的研究結論。隨著金融知識普及度的提升，經濟主體的金融知識儲備不斷增加，金融素養不斷提高，經濟主體的信息處理能力進一步提高，能夠有效提升金融風險管理水平，進而能夠在控制風險的前提下實現自身利益最大化，促使市場要素在風險可控的前提下流向收益更高、回報率更高的項目、行業中，從而優化市場要素配置。

六、結論與政策啟示

基于2011—2018年省級面板數據，本文運用系統GMM方法實證分析金融知識普及的要素配置效應。結果表明，金融知識普及對市場要素扭曲程度具有顯著抑制作用。機制分析表明，提高金融知識普及度則可顯著提升人力資本積累水平，進而抑制金融風險。進一步分析表明，提高金融知識普及度通過顯著抑制金融風險這一完全中介效應而抑制市場要素扭曲。

基于上述結論，為推動實現金融服務實體經濟、充分發揮市場在資源配置中的決定性作用，本文的政策啟示如下：一是著力提高金融知識普及水平，通過增加金融知識普及投入、優化金融知識普及結構、強化金融知識普及意識，提升金融知識普及覆蓋廣度，從而提高經濟主體金融知識儲備，強化金融風險管理和防范。二是全力提高金融知識使用深度、推進金融知識普及進程，依托互聯網、大數據、云計算、人工智能、區塊鏈、生物識別等新一代信息通訊技術，推動金融科技創新發展。三是在金融創新與變革過程中實現信用體系、授信準入、風險管理等環節保障的同時，加大金融創新在新型基礎設施建設中的應用力度，提高金融知識在新型基礎設施建設領域的普及程度，為深入推進新型基礎設施建設提供重要的金融服務保障。