大學生村官與農村家庭金融市場參與

摘 要：隨著鄉村振興戰略的推進，探索促進農村家庭金融市場參與的有效途徑，對于優化農村金融服務體系、推動普惠金融高質量發展具有重要意義。本文基于2020年“六省普惠金融調查”數據，運用Probit模型實證檢驗了大學生村官對農村家庭金融市場參與的影響及其作用機制。研究結論如下：基準回歸結果表明，大學生村官顯著促進了農村家庭金融市場參與，并且，主要促進了農村家庭銀行理財參與和互聯網理財參與。機制分析表明，家庭收入水平的提高、金融素養的提升和金融可得性的增強，是大學生村官推動農村家庭金融市場參與的重要機制。異質性分析表明，對于缺乏金融知識培訓或希望參加金融投資的農村家庭，大學生村官促進家庭金融市場參與的影響更加顯著。在信貸條件相對寬松的家庭中，大學生村官促進農村家庭金融市場參與的作用則更為明顯。這一研究揭示了大學生村官在促進農村金融發展中的重要作用，為發揮人才在鄉村振興中的作用和農村金融市場的健康發展提供了理論基礎。

關鍵詞：大學生村官；金融市場參與；農村金融；鄉村振興

中圖分類號：F832.5 文獻標識碼：A 文章編號：1000-176X（2024）05-0049-13

一、問題的提出

隨著鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉村振興有效銜接的逐步推進，我國農村居民的生活水平得到顯著提升，城鄉居民收入差距也在逐步縮小。國家統計局數據顯示，過去十年農村居民的年均收入增速比城鎮居民高1. 7個百分點［1］。家庭經濟狀況的改善通常伴隨著資產配置效率的提升［2］。然而，盡管我國農村家庭財富積累的速度逐漸加快，但農村家庭在金融市場中的參與度仍然較低，家庭資產結構較為單一。數據顯示，我國農村家庭的資產主要集中在房產和土地資產上，家庭金融資產的占比不足10%。在這些金融資產中，現金和存款的占比較高，無風險資產的占比超過80%。農村家庭對于股票、基金和債券等資產的參與率不足5%，遠遠低于城市家庭金融市場參與率［3］。相對于其他城鎮居民，具有農村成長經歷的城鎮居民的金融市場參與率更低。這種資產配置的單一性限制了農村家庭利用金融市場分散風險和財富增值，也影響了其應對經濟波動的能力。

鄉村振興戰略的實施，不僅需要政策支持和資金投入，也需要金融市場的有效支持。黨的二十大報告明確提出，全面推進鄉村振興。習近平總書記在山東省考察時強調，完善農業支持保護制度，健全農村金融服務體系。2023年10月11日國務院發布的《關于推進普惠金融高質量發展的實施意見》提出，健全農村金融服務體系，加強對鄉村產業發展、文化繁榮、生態保護、城鄉融合等領域的金融支持。金融是現代經濟的血液，對于推動鄉村產業升級、激發農村內生動力、改善農村居民生活條件具有重要作用。然而，長期以來，多種因素共同作用導致農村金融市場的發展相對滯后［4］。農村家庭在金融市場中的參與度普遍偏低，這不僅體現在金融服務覆蓋面小，而且反映在農戶對金融服務的滿意度不高，一定程度上制約了鄉村振興戰略的深入實施。因此，探究促進農村家庭金融市場參與的有效途徑，優化其資產配置，不僅對提升農村家庭自身的經濟福祉和風險抵御能力具有重要意義，而且對促進金融服務全面覆蓋和助推鄉村振興戰略的實施具有深遠而積極的影響。

當前相關研究主要聚焦于提升農村家庭收入和實現共同富裕，對農村家庭資產配置效率影響因素的研究略微不足。基于此，本文從大學生村官的角度探討影響農村家庭金融市場參與的因素，并分析促進家庭參與金融市場的方式。習近平總書記提出，鄉村振興，人才是關鍵……要鼓勵大學生村官扎根基層，為鄉村振興提供人才保障。自2008年《關于選聘高校畢業生到村任職工作的意見（試行）》發布以來，大學生村官扎根農村、奉獻基層。截至2020年底，全國累計選聘大學生村官超過50萬名。已有研究表明，大學生村官已經成為高素質人才與農村基層的重要紐帶，為鄉村凝聚創新力量。大學生村官在鄉村振興中不僅肩負著致富帶路的責任，促進了村集體經濟增長，而且在加快信息傳播、普及金融知識和提高農村文化教育水平等方面發揮著重要作用［5-6］。

作為鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉村振興有效銜接的關鍵力量，大學生村官是否對農村家庭參與金融市場產生了影響？為了回答這一問題，本文基于2020年“六省普惠金融調查”，分析了大學生村官對農村家庭金融市場參與以及各類金融產品選擇的具體影響及其作用機制。本文可能的邊際貢獻在于，綜合分析了大學生村官對農村家庭金融市場參與的影響，并深入探討了大學生村官促進農村家庭積極參與金融市場的機制和異質性。這不僅豐富了農村金融市場參與的研究文獻，為進一步優化農村金融服務體系、推動普惠金融高質量發展提供了實證支持，也從一個新的視角驗證了“人才是鄉村振興的關鍵”這一重要論斷。

二、理論分析與研究假設

探究家庭風險金融資產配置的各種影響因素，解析家庭在金融市場中的“有限參與”現象，一直被學術界關注。經典理論認為，風險資產的最優持有比例僅與投資者的風險態度有關［7-8］。因此，理論上每個家庭都應該參與金融市場，只是參與度有所不同。然而，現實情況卻與理論預測存在較大差距，實際參與金融市場的家庭數量遠遠低于預期。針對這一現象，國內外學者從多重維度進行了深入探討。眾多研究從金融市場的進入成本和投資者異質性等視角，分析了家庭未如標準投資組合模型所預測的那樣廣泛參與股市的原因［9-12］。同時，社會經濟環境作為另一重要因素，也被認為是對家庭參與正規金融市場和風險資產持有比例具有顯著的正向影響，部分研究揭示了社會互動和信息傳遞在金融市場參與中的重要性［13-14］。綜合來看，能夠提升信息傳遞效率或促進社會經濟環境正向變化的因素都有可能對家庭金融市場參與產生積極影響。

需要特別關注的是，我國城鄉家庭在金融市場參與方面存在顯著差異［15］，這為深入研究提供了一個新視角。當前，已有研究對農村家庭金融市場參與的影響因素進行了探討。一方面，農村居民在資產配置上的表現不佳，部分可歸因于其金融知識的匱乏。投資多元化的金融產品需要具備豐富的金融知識［16-17］。許多農村居民缺乏金融知識，不了解如何有效地管理和投資資產，金融知識的不足成為阻礙農村家庭享受金融服務的主要因素之一［18-20］。周雨晴和何廣文［21］ 認為，提高農村居民的金融素養有助于改善其資產配置。另一方面，已有研究從金融可得性的角度分析了農村家庭金融市場參與率較低的原因。金融市場參與不僅受家庭條件和個體特征的影響，而且與所在地區的金融環境和金融產品供給密切相關，地區的金融發展水平和金融可得性對家庭金融市場參與率和資產配置水平有重要影響［22-23］。相較于城鎮，農村金融基礎設施發展相對薄弱，正規農村金融機構的覆蓋率不足，金融可得性較差，存在明顯的金融排斥現象［24-25］。同時，也有證據表明，農村金融可得性的改善能夠促進農村家庭金融市場參與。如普惠金融和數字金融的發展，使農村居民更加便捷地獲取和利用金融服務，從而提升了當地金融需求和金融市場參與度［26-27］。尹志超等［28］認為，提高金融可得性有助于促進家庭參與正規金融市場，尤其對農村家庭的影響更為顯著。

隨著鄉村振興戰略的持續推進，我國農村發生了巨大變化。這得益于政策的精心策劃與有效執行，而大學生村官作為推動鄉村發展的重要生力軍，在推動農村經濟發展、提高教育水平和提升金融素養方面發揮了積極作用。已有研究表明，大學生村官有效促進了農村經濟的發展，改善了農村家庭的生活狀況［29-30］。官員的學歷也被證實是地區經濟發展和教育水平提升的關鍵因素［31］。在我國農村基層干部普遍學歷較低的背景下，高學歷、高素質的大學生村官在推動文化傳播、提升當地教育水平方面發揮了積極作用［32］。此外，宋全云等［33］的研究進一步指出，大學生村官通過鼓勵農戶創業、提升農戶的金融素養，有效增加了農戶的非農業收入，優化了其收入結構。

綜上所述，大學生村官不僅能夠推動農村經濟發展，提高農村家庭收入水平，而且能有效彌補農村家庭在金融知識匱乏、受教育程度較低和金融環境不佳等方面的短板，為農村家庭更廣泛地參與金融市場、享受金融服務提供了新的可能性。基于以上分析，筆者提出如下假設：

H1：大學生村官能夠促進農村家庭金融市場參與。

在眾多影響農村家庭金融市場參與的因素中，農村家庭收入水平無疑扮演著至關重要的角色。收入作為家庭經濟狀況的直接體現，不僅決定了家庭可用于投資的可支配資金規模，而且在很大程度上影響著家庭的風險承擔能力和對金融市場的信心。大學生村官，作為新時代農村發展的重要力量，其角色遠不止于行政事務的執行者。大學生村官通常具備較好的教育背景、扎實的專業知識，這使其在推動農村經濟發展方面具有明顯優勢［9］。大學生村官往往與一系列項目的推進緊密相連，大學生村官的到任能夠通過提升農業生產效率、培育鄉村特色產業、促進農村就業等多種途徑拓寬農村居民收入渠道。可支配收入的逐步提高為農村家庭在金融領域進行投資提供了更多的資金支持，這不僅顯著增強了農村家庭參與金融市場的意愿，而且提升了其在金融市場中的實際參與能力。具體來說，大學生村官能夠通過引入現代農業技術和管理模式，引導農民轉變傳統種植觀念，采用更高效、更盈利的農業生產方式。這不僅提高了農產品的產量和質量，而且通過增加農產品的附加值，為農戶帶來了更高的經濟回報。此外，大學生村官還能夠積極引導和扶持農村家庭發展特色種植、鄉村旅游等新農業，進一步拓寬了農村家庭的收入來源［28］。隨著收入水平的提高，農村家庭在滿足基本生活需求后，將有更多的可支配收入用于金融投資。同時，經濟狀況的改善也會增強農村家庭對金融市場的信心和風險承擔能力，使農村家庭更愿意參與金融市場。基于以上分析，筆者提出如下假設：

H2a：大學生村官通過提高家庭收入水平促進農村家庭金融市場參與。

金融素養是影響家庭金融市場參與的關鍵因素。金融素養代表著個體在金融領域的知識、技能和態度，對于有效參與金融市場具有重要影響。由于農村教育資源相對匱乏、信息傳播渠道有限，農村居民普遍面臨金融素養較低的問題，這成為制約農村家庭金融市場參與的重要障礙。已有研究發現，接受金融教育的家庭在金融市場中的活躍度顯著高于未接受教育的家庭［34］。大學生村官具備相對較好的教育背景和扎實的專業知識，尤其是金融、經濟等領域的知識。大學生村官可以通過組織金融知識講座、培訓班等形式，直接向農村居民傳授金融基礎知識，幫助農村家庭理解基本的金融概念，提高其對金融市場的認知。大學生村官作為向農村輸送的高素質人才，在提升農村家庭金融素養方面發揮了關鍵作用，有助于激發農村家庭金融市場參與的熱情，降低金融市場參與的知識門檻。基于以上分析，筆者提出如下假設：

H2b：大學生村官通過提升農村居民的金融素養促進農村家庭金融市場參與。

受金融機構分布不均、金融產品供給不足等制約，農村居民往往面臨著金融可得性較低的困境，這限制了農村家庭金融市場參與。農村居民獲得金融產品和服務的便利程度直接關系到其金融市場參與。在農村地區，金融可得性較低，農村居民面臨貸款難和貸款貴的問題，限制了農村家庭持有金融資產的機會。大學生村官充當信息傳遞者和服務提供者，通過積極改善基礎設施、推動政策向農村傾斜等有力措施，顯著優化了農村金融環境。而且，為了解決農村地區融資難的問題，一些地區建設了“信用村”或成立了資金互助社。林萬龍和楊叢叢［35］對四川省儀隴縣互助資金試點研究發現，互助資金為貧困農戶提供了貸款服務平臺。這些舉措通過讓有信用、有市場的農戶獲得銀行信貸支持，有助于農村居民更好地利用金融政策，以滿足鄉村振興多樣化的融資需求。為了配合大學生村官的創業富民工作，發揮大學生村官的示范引領作用，多地開展了金融知識培訓活動，推動金融知識和金融服務下鄉，提高了農村金融服務的供給質量和效率［36］。這種金融機構的增設和服務拓展，顯著提高了農村金融可得性，為農村家庭金融市場參與創造了有利條件。這些措施共同改善了金融市場環境，增強了農村家庭金融市場參與的可能性。基于以上分析，筆者提出如下假設：

H2c：大學生村官通過增強金融可得性促進農村家庭金融市場參與。

三、研究設計

（一） 數據來源

本研究的數據來源于“六省普惠金融調查”。此項調查于2020年在中國廣東、廣西、浙江、湖北、湖南和福建六個省份的農村地區展開，涉及64個城市271個村莊。調查所覆蓋的六個省份經濟發展水平、文化背景、地理環境均有較大差異，村莊的選取充分考慮了這些省份的代表性。這些村莊的選擇標準包括經濟發展水平、地理位置、農業與非農業產業的分布情況，確保了樣本的廣泛性和多樣性。為了保證數據的可靠性，調查團隊采用面對面訪談的方式，由經過專業培訓的調查員進行訪談。調查內容涵蓋了多個數據維度，包括村莊環境與治理、農村家庭基本信息、普惠金融發展狀況和脫貧補助反饋情況。

該調查特別關注了村莊中大學生村官任職的相關信息，并詳細收集了相應的任職經歷和在職時長等信息。盡管大學生村官的選拔過程并不是隨機的，但考慮到大學生村官選聘工作是由省（區、市） 人事部門統一或聯合組織實施的，且本文中村莊選取并未將大學生村官任職情況作為考量因素。因此，大學生村官在樣本中的分布在本文中可以被視為相對外生的。從任期時間來看，樣本中大學生村官的最早到村任職時間為2008年，最晚到村任職時間為2020年，從到村任職到2020年平均時長為4. 600年。考慮到大學生村官通常的聘期為2—3年，本樣本中有76. 1%的大學生村官已經完成了任期。在本研究樣本中，共有106個村莊。其中，49個村莊曾有大學生村官任職，涉及總樣本849個家庭中的400個農村家庭。在分布上，除浙江僅調查了一個村莊外，其他五個省份中，涉及大學生村官任職村莊的樣本占比均約為50%。綜合來看，大學生村官在被調查的省份分布較為均衡，能夠代表不同背景和經濟發展水平的村莊，從而可以有效評估其對農村家庭金融市場參與的影響。

為了確保數據的準確性和可用性，本文對數據進行了如下處理：剔除家庭資產和收入的極端值，清理缺乏村莊大學生村官信息的樣本，刪除未統計各項風險資產參與情況的樣本。最終，本研究得到了849個農村家庭的有效樣本。

（二） 農村家庭資產配置與金融市場參與情況

本文樣本數據顯示，農村家庭各項金融資產中，銀行存款和現金類資產的占比較高，分別為59. 7%和31. 5%。保險資產的占比為4. 7%，而理財、股票、基金和債券等金融資產的總占比不超過5%。這表明農村家庭在配置資產時表現出明顯的風險厭惡，偏向于配置無風險資產和保險資產。參考吳衛星等［12］與尹志超等［28］的研究，本文將金融市場參與定義為家庭擁有銀行理財、互聯網理財、股票、基金、外匯、債券和其他風險資產中的一項或多項，以及存在通過股票、貴金屬、信托等渠道進行投資理財活動的行為。根據本文調查數據，農村家庭的平均金融市場參與率為10. 1%，而股票市場的參與率僅為3. 4%。其中，本文數據中的平均金融市場參與率與2013年中國家庭金融調查數據的12. 5%［17］，2014年中國家庭追蹤調查數據的9. 9%較為接近［37］。同時，農村家庭的股票參與率遠低于2013年中國家庭金融調查數據的7. 7%和2014年中國家庭追蹤調查數據的7. 4%，這也表明農村家庭在選擇風險投資時，更加偏好風險相對較低的理財、基金和保險等。本文重點探討大學生村官與家庭金融市場參與的關系。本文根據家庭所在村莊有無大學生村官進行了分類，列出各類家庭的資產參與情況。①從中可以看出，農村家庭各金融資產配置存在明顯的差異，相對于沒有大學生村官任職的村莊，有大學生村官任職的村莊中農村居民各類金融資產的參與度更高。尤其在銀行理財、互聯網理財、債券和保險等低風險或無風險金融資產上，有大學生村官任職村莊的家庭參與度更高。

（三） 變量選取

⒈被解釋變量

本文的被解釋變量為農村家庭金融市場參與。基于“六省普惠金融調查”問卷，本文將家庭金融市場參與定義為家庭擁有銀行理財、互聯網理財、股票、基金、外匯、債券和其他風險資產中的一項或多項，以及存在通過股票、貴金屬、信托等渠道進行投資理財活動的行為，有賦值為1，否則賦值為0。

⒉解釋變量

本文的解釋變量為大學生村官任職情況，即家庭所在村莊是否有大學生村官任職，曾有大學生村官任職賦值為1，否則賦值為0。

⒊機制變量

本文的機制變量為家庭收入水平、金融素養和金融可得性。（1） 家庭收入水平。家庭收入水平作為反映家庭經濟狀況的核心指標，能夠反映家庭生活條件和金融市場參與能力。用家庭的非資本收入衡量家庭收入水平，以規避資本收入與金融市場參與之間可能存在的內生性問題。在數據處理方面，本文采用對數化方法，用ln（家庭非資本收入+1） 計算家庭收入水平，以平滑數據分布并減少極端值的影響。（2） 金融素養。金融素養對于個體及家庭在金融決策中的表現具有決定性的影響。本文借鑒尹志超等［28］的做法，依據調查問卷中涉及利率理解、通脹認知和投資風險評估三個核心問題，采用主成分分析（PCA） 方法，綜合評估并生成家庭金融素養因子。（3）金融可得性。金融可得性是評估一個地區金融服務覆蓋廣度和便利程度的關鍵指標。在農村地區，金融服務相對匱乏，資金互助社作為一種重要的金融服務機構，在一定程度上可以作為衡量農村金融可得性的工具。相對于銀行網點來說，資金互助社的存在與發展也與大學生村官等知識型人才的參與和推動緊密相連。因此，本文用當地是否設立資金互助社衡量農村金融可得性，村莊中設有資金互助社賦值為1，否則賦值為0。

⒋控制變量

根據已有研究，本文構建了家庭特征、戶主個體特征和地區特征控制變量。（1） 家庭特征控制變量包括：ln資產，用受訪戶家庭所持有的現金、存款、房產、車輛、股票和債券等各類資產的自然對數衡量。ln負債，用受訪戶家庭的房貸、消費貸款、生產經營貸款等各類債務的自然對數衡量。家庭規模，用受訪戶家庭成員的數量衡量。家庭有無耕地，用家庭是否擁有實際經營或耕種的土地衡量，擁有賦值為1，否則賦值為0。（2）戶主個體特征控制變量包括：戶主年齡，用受訪戶在調查時的實際年齡衡量。戶主婚姻狀況，若受訪戶已婚則為1，否則為0。戶主風險偏好，若受訪戶表現出風險偏好為1，否則為0。戶主受教育年限，依據受訪戶的學歷背景所對應的實際受教育年數計算。（3）地區特征控制變量包括：銀行營業網點數，從問卷中的“銀行營業網點有幾個”問題獲得。小額貸款公司數，從問卷中的“小額貸款公司有幾個”問題獲得。ln人均GDP，用村莊所在市人均國內生產總值的自然對數衡量。此外，本文還控制了省份固定效應。

（四） 樣本匹配

考慮到農村金融市場參與偏低和大學生村官選聘存在一定的人為選擇問題，本文使用傾向得分匹配（PSM） 法降低研究的內生性問題。本文中處理組為所在村莊有大學生村官任職的家庭，控制組為所在村莊中沒有大學生村官任職的家庭。本文的研究問題為大學生村官對農村家庭金融市場參與的影響，而為了準確估計這一影響，需要在處理組和控制組之間建立可比性。本文基于Logit模型回歸，使用卡尺近鄰匹配的方法，通過家庭特征和戶主個體特征等匹配變量的回歸系數，計算了每一個家庭的傾向得分值，并根據這些傾向得分值將處理組和控制組的家庭進行一對一匹配，以確保在處理組和控制組之間具有相似的家庭特征和戶主個體特征。通過近鄰匹配，本文得到了一組可比性較高的家庭樣本。傾向得分匹配法的應用有助于減少因選擇偏差而引起的估計偏差，能夠更可靠地評估大學生村官對農村家庭金融市場參與的影響，從而更全面地理解大學生村官在農村金融發展中的作用。在執行傾向得分匹配（PSM） 的過程中，本文綜合應用了涵蓋家庭特征和戶主個體特征在內的多個變量，旨在確保處理組與控制組在可觀測屬性上的相似性，進而提高匹配的效度和研究結果的可信度。需要說明的是，在研究設計的初期，本文曾嘗試將分析限制在同一城市內的農村家庭之間進行匹配。然而，在實際操作過程中，由于樣本量的限制，如果僅在同一城市內進行樣本匹配，會導致可用于分析的樣本量嚴重不足，進而無法滿足回歸分析所需要的數據要求。因此，本文所采用的樣本匹配方法并未嚴格限制在同一城市內的農村家庭。此外，為了進一步增強研究的穩健性，本文在分析中考慮了村莊的條件、城市經濟水平等重要因素，以降低地區差異帶來的偏誤。

為了確保傾向得分匹配（PSM） 結果的可靠性，①本文進行總體平衡性檢驗。②結果顯示，處理組和控制組的差異明顯減小。此外，本文還對每個變量的匹配結果進行了平衡性檢驗，以觀察處理組和控制組在各個匹配變量上是否存在顯著差異。各變量匹配前后的差異結果表明，大部分變量在匹配之后的偏差率明顯下降，并且標準化偏差基本都控制在10%以下，說明處理組和控制組的家庭具有較為相似的可觀測特征。匹配前后各變量標準化偏差的差異對比結果顯示，匹配后這些偏差減小，同樣驗證了變量匹配結果的有效性。綜上所述，傾向得分匹配（PSM） 法和平衡性檢驗的結果均表明，本文所采用的方法能夠減少潛在的選擇偏差，具有可比性，增強了大學生村官對農村家庭金融市場參與影響估計的可信度。

（五） 模型設定

⒈基準回歸模型

為探究大學生村官如何影響農村家庭金融市場參與，本文借鑒吳衛星等［12］與魏昭等［13］的做法，使用Probit模型進行基準回歸，具體模型如下：

⒉機制檢驗模型

為檢驗大學生村官對農村居民金融市場參與的作用機制，本文構建如下機制檢驗模型：

（六） 描述性統計

本文主要變量的描述性統計結果如表1所示。由表1可知，農村家庭金融市場參與的均值為0.100，這說明農村家庭的金融市場參與相對較低。同時，在觀測值中，大學生村官的覆蓋率接近一半，這為研究其對農村家庭金融市場參與的影響提供了良好的數據基礎。此外，受教育年限、銀行營業網點數和小額貸款公司數等變量均具有一定的差異性，與相關研究較為接近。

四、實證結果與分析

（一） 基準回歸結果與分析

大學生村官對農村家庭金融市場參與產生影響的回歸結果如表2所示。表2列（1） —列（3） 分別為未控制任何其他變量、僅控制家庭特征變量和戶主個體特征變量、同時控制家庭特征變量、戶主個體特征變量和地區特征變量的回歸結果。結果顯示，大學生村官的系數均顯著為正，這說明大學生村官對農村家庭金融市場參與產生了顯著的積極影響。本文進一步將銀行營業網點數、小額貸款公司數、ln人均GDP等變量納入匹配條件，進行執行傾向得分匹配（PSM） 分析，以控制地區層面帶來的匹配偏誤。表2列（4） 結果顯示，大學生村官的系數在10%水平下顯著為正，這說明大學生村官對所在村莊的農村家庭金融市場參與產生了顯著的促進作用，H1得證。

此外，本文進一步研究了大學生村官對農村家庭不同金融資產投資的影響。由于農村家庭呈現出較強的風險厭惡，探討大學生村官對農村家庭不同金融資產投資的影響能夠評估大學生村官在促進農村家庭參與風險較低的理財產品與風險相對較高的投資產品方面的作用是否存在差異。本文將被解釋變量替換為農村家庭的銀行理財參與、互聯網理財參與、股票市場參與和基金市場參與，具體回歸結果如表2列（5） —列（8） 所示。在表2列（5） 和列（6） 中，大學生村官的系數在5%和1%水平下顯著為正，這說明大學生村官使得農村家庭更加積極地參與銀行理財市場和互聯網理財市場。在表2列（7） 和列（8） 中，大學生村官的系數不顯著，這說明大學生村官并未顯著影響農村家庭對股票和基金的投資。其他風險資產投資方面，由于農村家庭整體參與較少，未能滿足回歸分析的要求，因而沒有得出具體實證結果。總體來看，大學生村官主要是通過影響農村家庭配置風險較低的理財產品的方式影響農村家庭金融市場參與。

（二） 機制分析

家庭收入水平機制在大學生村官推動農村家庭金融市場參與中發揮作用的回歸結果如表3列（1） 所示。結果顯示，大學生村官的系數在5%水平下顯著為正，這說明大學生村官在提高當地農村家庭收入水平方面發揮了顯著的促進作用。家庭收入的增加對農村家庭金融市場參與產生了正向影響，這與尹志超等［28］與周弘［34］的研究結論相同。這說明大學生村官提高了農村家庭收入水平，而這種收入效應在激發農村家庭金融市場參與方面發揮了作用，為農村金融市場的繁榮注入了新的活力，H2a得證。

金融素養機制在大學生村官推動農村家庭金融市場參與中發揮作用的回歸結果如表3列（2）所示。結果顯示，大學生村官的系數在5%水平下顯著為正，這說明大學生村官提升了農村家庭金融素養，金融素養的提升是大學生村官影響農村家庭金融市場參與的機制，H2b得證。這是因為，大學生村官作為受過高等教育的人才，具備向農村居民傳遞金融知識的能力。數據表明，近年來，大學生村官中博士研究生、碩士研究生和本科生的比例都在上升，并且大學生村官中，985院校、211院校的畢業生也有增加的趨勢，大學生村官的整體素質也不斷提高［37-38］。大學生村官為農村帶來了新知識、新技術和新理念，其借助宣傳教育工作和信息化手段，提升了農村居民的知識水平和實用技能。同時，大學生村官可以運用自己的專業知識，向農戶提供金融知識培訓和投資咨詢服務，幫助農村居民更好地了解金融市場和投資風險，提高農村家庭的投資意識和風險管理能力。

金融可得性機制在大學生村官推動農村家庭金融市場參與中發揮作用的回歸結果如表3列（3） 所示。結果顯示，大學生村官的系數在1%水平下顯著為正，這說明大學生村官對金融可得性具有顯著的正向影響。因此，提高農村家庭的金融可得性，是大學生村官影響農村家庭金融市場參與的機制，H2c得證。

（三） 異質性分析

⒈金融知識培訓異質性

由于不同認知能力的農村家庭在大學生村官到任之前存在金融素養差異。因此，大學生村官的影響可能存在異質性。本文選取家庭是否參加金融知識培訓分析大學生村官對農村家庭金融市場參與的異質性影響。家庭是否參加金融知識培訓不僅是衡量農村家庭金融素養和認知能力的重要指標，而且是影響家庭金融市場參與行為的關鍵因素。本文使用問卷中的問題“是否曾有人向您講解金融知識？”和“您是否接受過機構組織的金融知識培訓？”來判斷家庭是否參加金融知識培訓。本文根據問題“如有機會，您是否考慮接受免費的金融知識培訓？”來判斷家庭是否有參加金融知識培訓的意愿，分別進行分組回歸。表4列（1） 和列（2） 結果顯示，對于未參加金融知識培訓的農村家庭，大學生村官發揮促進農村家庭金融市場參與的作用較為明顯。表4列（3）和列（4） 結果顯示，大學生村官顯著促進了希望參加金融知識培訓的農村家庭的金融市場參與。

綜合來看，對于缺乏金融知識和希望獲取金融知識的農村家庭，大學生村官在推動其金融市場參與方面的作用都是顯著且積極的。

⒉受教育程度異質性

家庭受教育程度是影響居民金融市場參與的重要因素，通常受教育程度較高的家庭更愿意持有一定的風險資產。本文根據“家庭是否完成了九年義務教育”將家庭樣本分為受教育程度較低和受教育程度較高兩組，進行分組回歸。表4列（5） 和列（6） 結果顯示，大學生村官對受教育程度較低家庭的影響更為顯著。綜合來看，大學生村官促進了金融知識培訓，特別是在受教育程度較低的家庭中，大學生村官發揮的推動作用更明顯。

3.信貸約束異質性

在農村地區，不同家庭所面臨的金融環境存在顯著差異，這種差異對家庭金融市場參與產生重要影響。本文以家庭是否有貸款需求或較難享受金融服務作為判斷家庭是否受到信貸約束的標準，進行分組回歸。表4列（7） 結果顯示，在有信貸約束的家庭中，大學生村官的系數顯著為正。這說明即使在信貸條件較為緊張、金融服務可得性較低的家庭中，大學生村官依然能夠發揮一定的積極作用，促進這些家庭參與金融市場。這一定程度上印證了大學生村官在改善農村家庭金融環境方面的作用。表4列（8） 結果顯示，在無信貸約束的家庭中，大學生村官的系數也顯著為正。這說明在信貸條件相對寬松、金融服務更易獲得的家庭中，大學生村官的正向作用更為凸顯。這可能是因為這類家庭參與金融市場的門檻相對較低，使得大學生村官的推動作用得以更加顯著地體現。

五、研究結論與政策建議

自2008年中央啟動“一村一名大學生村官”計劃至今，數以百萬計的大學生走進鄉村，為鄉村振興貢獻了自己的力量。他們不僅提升了鄉村治理水平，增加了農民收入，而且積極參與了農村金融市場的發展。本文基于“六省普惠金融調查”的微觀調查數據，運用Probit模型實證檢驗了大學生村官對農村家庭金融市場參與的影響及其作用機制。研究結論如下：首先，大學生村官對農村家庭金融市場參與產生積極影響。大學生村官促進了農村家庭金融市場參與，特別是在銀行理財和互聯網理財方面。其次，家庭收入水平的提高為農村家庭提供了更多的可支配收入，進而為其金融市場參與奠定了堅實的物質基礎；金融素養的提高使農村居民更加熟悉并信任金融產品及服務，愿意將閑置資金投入其中；金融可得性的增強，為農村家庭提供了更容易獲得的金融服務。這三個方面的共同作用，構成了大學生村官推動農村家庭更廣泛、更深入地參與金融市場的重要途徑。最后，大學生村官對農村家庭金融市場參與的影響存在異質性。從金融知識培訓來看，對于那些未參加金融知識培訓或希望參加金融知識培訓的農村家庭的影響更加明顯。從受教育程度來看，大學生村官對受教育程度較低家庭的影響更為顯著。從信貸約束來看，在信貸條件緊張、金融服務可得性低的家庭中，大學生村官仍能促進農村家庭參與金融市場。同時，對于信貸條件相對寬松的家庭，大學生村官的推動作用則更為明顯。

基于上述研究結論，筆者提出以下政策建議：首先，加強對大學生村官的技能培訓與政策支持。為進一步保障大學生村官在傳播金融知識、引導農村家庭金融市場參與的過程中發揮積極作用，應提供更多相關的技能培訓和政策支持。增強大學生村官作為知識技能傳播者的能力，使其更有效地向農村家庭普及金融知識，從而提升農村家庭的金融素養。其次，加速普及農村金融服務，改善普惠金融發展環境，強化農村支付環境和社會信用環境建設。尤其是在金融服務薄弱的地區，普及金融服務將有助于降低農村家庭參與金融市場的門檻和成本，推動農村普惠金融的發展。再次，深化金融知識普及與教育。考慮到當前支農貸款日益增多，農村金融市場日趨活躍，深化金融知識普及與教育顯得尤為重要。通過定期舉辦金融知識講座、金融下鄉及金融培訓班等活動，加強農村居民的金融教育，使農村居民更好地理解和運用金融工具，助力農村經濟的可持續發展。最后，創新金融產品與服務。鼓勵金融機構針對農村市場，推出更貼近農村居民需求的金融產品和服務。簡潔易用、操作便捷的產品服務更有利于適應復雜農村金融市場，滿足農戶多元金融需求，有助于打造包容、便捷的農村金融環境，為鄉村振興提供堅實的金融支持。

參考文獻：

［1］ 國家統計局.居民收入水平較快增長 生活質量取得顯著提高——黨的十八大以來經濟社會發展成就系列報告之十九［EB/OL］.（2022-10-11）［2024-03-06］. https：//www.stats.gov.cn/sj/sjjd/202302/t20230202_1896697.html.

［2］ CAMPBELL J Y. Household finance［J］. The journal of finance，2006，61（4）：1553-1604.

［3］ 盧亞娟，張菁晶.農村家庭金融資產選擇行為的影響因素研究——基于CHFS微觀數據的分析［J］.管理世界，2018，34（5）：98-106.

［4］ 李芳華，張陽陽，鄭新業.精準扶貧政策效果評估——基于貧困人口微觀追蹤數據［J］.經濟研究，2020，55（8）：171-187.

［5］ 張洪振，任天馳，楊汭華.大學生村官推動了村級集體經濟發展嗎？——基于中國第三次農業普查數據［J］.中國農村觀察，2020（6）：102-121.

［6］ 殷殷.大學生“村官”與農村基層組織建設——以蘇北農村為例［J］.中國青年研究，2008（6）：31-34.

［7］ MERTON R C. An intertemporal capital asset pricing model［J］. Econometrica，1973，36（4）：867-887.

［8］ LUCAS R E. Asset prices in an exchange economy［J］. Econometrica，1978，46（9）：1429-1445.

［9］ 吳衛星，榮蘋果，徐芊.健康與家庭資產選擇［J］.經濟研究，2011，46（S）：43-54.

［10］ VISSING?J?RGENSEN A. Limited asset market participation and the elasticity of intertemporal substitution［J］.Journal of political economy，2002，110（4）：825-853.

［11］ VAN ROOIJ M， LUSARDI A， ALESSIE R. Financial literacy and stock market participation［J］. Journal of financial economics，2011，101（2）：449-472.

［12］ 吳衛星，王睿，趙夢露.勞動合同、保險覆蓋與家庭金融市場參與——基于微觀調查數據的實證分析［J］.財經問題研究，2022（4）：83-91.

［13］ 魏昭，蔣佳伶，楊陽，等.社會網絡、金融市場參與和家庭資產選擇——基于CHFS數據的實證研究［J］.財經科學，2018（2）：28-42.

［14］ 路曉蒙，趙爽，羅榮華.區域金融發展會促進家庭理性投資嗎？——基于家庭資產組合多樣化的視角［J］.經濟與管理研究，2019，40（10）：60-87.

［15］ 董曉林，石曉磊.信息渠道、金融素養與城鄉家庭互聯網金融產品的接受意愿［J］.南京農業大學學報（社會科學版），2018，18（4）：109-118.

［16］ STOLPER O A， WALTER A. Financial literacy， financial advice， and financial behavior［J］. Journal of business economics，2017，87（5）：581-643.

［17］ 尹志超，宋全云，吳雨.金融知識、投資經驗與家庭資產選擇［J］.經濟研究，2014，49（4）：62-75.

［18］ BONGOMIN G O C， MUNENE J C， NTAYI J M， et al. Financial literacy in emerging economies： do all components matter for financial inclusion of poor households in rural Uganda？［J］. Managerial finance，2017，43（12）：1310-1331.

［19］ MOGILEVSKII R， ASADOV S. Financial inclusion， regulation， financial literacy， and financial education in Tajikistan［R］.IPPA Working Paper，2018.

［20］ BESLEY T， MONTALVO J G， REYNAL?QUEROL M. Do educated leaders matter？［J］. Economic journal，2011，554（21）：205-227.

［21］ 周雨晴，何廣文.數字普惠金融發展對農戶家庭金融資產配置的影響［J］.當代經濟科學，2020（3）：92-105.

［22］ CéLERIER C， MATRAY A. Bank?branch supply， financial inclusion， and wealth accumulation［J］. Review of financial studies［J］.2019，32（12）：4767-4809.

［23］ 呂學梁，吳衛星.金融發展對家庭投資組合的影響：基于區域差異的分析［J］.上海金融，2015（9）：51-59.

［24］ 莊騰躍，李顧杰，羅劍朝.社會資本緩解新型農業經營主體融資約束了嗎——以農業信用擔保融資為例［J］.財經問題研究，2024（2）：105-119.

［25］ 粟芳，方蕾.中國農村金融排斥的區域差異：供給不足還是需求不足？——銀行、保險和互聯網金融的比較分析［J］.管理世界，2016（9）：70-83.

［26］ 楊艷琳，付晨玉.中國農村普惠金融發展對農村勞動年齡人口多維貧困的改善效應分析［J］.中國農村經濟，2019（3）：19-35.

［27］ 傅秋子，黃益平.數字金融對農村金融需求的異質性影響——來自中國家庭金融調查與北京大學數字普惠金融指數的證據［J］.金融研究，2018（11）：68-84.

［28］ 尹志超，吳雨，甘犁.金融可得性、金融市場參與和家庭資產選擇［J］.經濟研究，2015，50（3）：87-99.

［29］ 呂書良.新農村視角下大學生村官及其政策考量［J］.中國農村觀察，2008（3）：53-59.

［30］ 史學斌，黃鐘儀.大學生“村官”的作用發揮及其影響因素分析——基于重慶的調查［J］.農村經濟，2012（8）：114-117.

［31］ 楊海生，羅黨論，陳少凌.資源稟賦、官員交流與經濟增長［J］.管理世界，2010（5）：17-26.

［32］ 馬潔，朱宏斌.淺析大學生村官在農村文化建設中的作用［J］.西北農林科技大學學報（社會科學版），2011，11（3）：67-72.

［33］ 宋全云，吳雨，何青.大學生村官能否促進農戶增收？［J］.世界經濟文匯，2019（5）：27-42.

［34］ 周弘.風險態度、消費者金融教育與家庭金融市場參與［J］.經濟科學，2015（1）：79-88.

［35］ 林萬龍，楊叢叢.貧困農戶能有效利用扶貧型小額信貸服務嗎？——對四川省儀隴縣貧困村互助資金試點的案例分析［J］.中國農村經濟，2012（2）：35-45.

［36］ 張志華.金融支持大學生村官創業富民見成效——以黑龍江省為例［J］.中國金融，2011（5）：88.

［37］ 周廣肅，梁琪.互聯網使用、市場摩擦與家庭風險金融資產投資［J］.金融研究，2018（1）：84-101.

［38］ 中國村社發展促進會.2016—2017中國大學生村官發展報告［M］.北京：中國農業出版社，2017：16.

（責任編輯：巴紅靜）