三、民族地区金融知识减贫效应的实证检验

通过金融知识与民族地区贫困联合分布的统计分析，金融知识与民族地区贫困状况体现出显著相关性，民族地区贫困主体的金融知识显著更低，但相关性并不意味着因果关系。为了检验民族地区金融知识的静态和动态减贫效应，需要对影响民族地区贫困的其他因素进行控制，并使用适当的参数估计方法对影响方向和强度进行估计。

（一）变量选择和计量模型设定

民族地区贫困状况是本文的被解释变量，如前文所述，本文分别使用贫困发生率和贫困脆弱性来表示贫困状况的静态水平和动态变化。与既往民族地区贫困问题的实证研究相比，本文的核心不同在于引入金融知识，考察收入和资产配置对贫困减缓的影响，而非简单考虑收入提升。金融知识是本文的核心解释变量，为了体现政策制定和实施的精准，本文将金融知识细分为基本金融知识和高级金融知识。此外，为了对影响民族地区贫困减缓的其他因素进行控制，本文根据既往研究和数据可得性，从家庭和社区两个层面引入了相关控制变量。家庭层面的控制变量包括：家庭决策者的年龄、性别、受教育程度、婚姻状况、户口状况，家庭代际数、家庭孩子数量等影响贫困状况的人口统计学特征以及是否为党员等影响收入的其他因素，考虑到收入的生命周期特征，本文还在上述指标的基础上引入了年龄的二次项。社区层面的控制变量则包括社区人口数、历史最高房价等，这些变量能够反映不同地区经济社会发展水平的差异，从而对金融知识的减贫效应产生扰动，社区人口数和历史最高房价取自然对数引入计量模型，相关变量的统计描述见表3。

表3　变量统计描述

（二）实证检验

表4汇报了民族地区金融知识减贫效应的Probit估计结果，列出了各解释变量的边际效应和t检验值。其中，第（1）列和第（2）列的核心解释变量是基本金融知识，被解释变量分别是贫困发生率和贫困脆弱性，第（3）列和第（4）列则分别给出了高级金融知识对民族地区贫困发生率和贫困脆弱性的影响。表4的结果显示，控制了影响民族地区贫困的背景因素之后，金融知识依然与贫困状况显著负相关，金融知识能够有效促进民族地区贫困减缓，是实现稳健减贫的重要手段，但不同金融知识的减贫效应之间存在差异，以提升金融知识为目的的金融教育项目应体现内容设计的精准性。

表4　金融知识贫困减缓效应的Probit估计

续表

注：括号内为t统计值，^∗、^∗∗、^∗∗∗分别表示在10%、5%、1%的显著性水平上统计显著，下同。

基本金融知识与贫困发生率和贫困脆弱性显著负相关，其参数估计值分别为-0.33和-0.359，且均在1%的显著性水平上统计显著，表明金融知识不仅能够改善贫困家庭的当期收入水平，而且有助于通过收入和资产的更有效配置，实现稳健脱贫。另外，金融知识对民族地区贫困状况的静态影响和动态影响存在差异，金融知识对民族地区贫困脆弱性的影响更为显著，该结论在高级金融知识的减贫效应上表现得更为显著，高级金融知识对贫困脆弱性的边际效应为-0.3，对静态贫困的边际效应为-0.173。金融知识对贫困脆弱性的更显著影响意味着金融知识的减贫效应体现出滞后性，具有报酬递增的可能，金融知识主要通过影响贫困家庭的收入和资产配置行为来影响短期收入回报和长期资本积累。这与张号栋和尹志超的研究结论相一致，他们基于中国总体样本的研究表明，金融知识有助于促进居民金融市场参与水平，⁽¹³⁾但也有研究认为非贫困家庭从金融知识提升中的获益更多，从而恶化收入分配结构。⁽¹⁴⁾从贫困主体收入的绝对提升来看，提升金融知识具有显著益贫性，但何种群体从金融知识提升中获益更多，还需要进行进一步分层检验，在后文金融知识减贫影响机制的扩展研究中，本文利用贫困距和平方贫困距对此进行了考察。值得注意的是，在既往关于金融减贫的相关研究中，有研究认为金融发展、小额信贷数量的增加并没有起到显著的减贫效果，⁽¹⁵⁾本文的研究结论也为该种观点提供了解释和启示，供给层面信贷约束的放松还需要有需求层面的匹配，贫困主体金融知识水平的提升有助于提升金融产品需求，是现有金融扶贫政策的有效补充。本文的结论为普惠金融理念提供了有力佐证，提升金融知识能够显著增进民族地区贫困家庭的福利水平，理应是精准扶贫政策重要盯住靶点。

从基本金融知识和高级金融知识减贫效应的区别来看，基本金融知识对民族地区贫困发生率和贫困脆弱性的影响更大。基本金融知识影响贫困发生率的边际效应为-0.33，而高级金融知识仅为-0.173。基本金融知识减贫效应更为显著的可能原因有二：从需求层面来看，民族地区贫困主体的可支配资产相对较少，主要用到的是定期储蓄等基本金融服务；从供给层面来看，基金、股票等金融产品和服务的供给也相对不足，交易成本较高。

从上述分析来看，金融知识是民族地区稳健减贫的重要手段，并且民族地区贫困家庭的金融知识还较为匮乏，因此，通过金融教育增进金融知识，促进贫困减缓，在民族地区理论可行且具有较大潜力，同时，基本金融知识和高级金融知识减贫效应的区别意味着在金融教育项目的内容设计上，应重点强调与定期储蓄等日常金融决策有关的基本金融知识。

从控制变量来看，一些家庭和社区特征对民族地区贫困减缓也具有显著影响。其中，城市户口对贫困发生率和贫困脆弱性具有显著负向影响，这既体现了民族地区贫困状况的城乡差异，也体现了非农就业机会在贫困减贫中的重要作用，持续推进城镇化进程、构建城乡有效关联对民族地区贫困减缓至关重要。家庭代际数和家庭小孩数量对民族地区贫困减缓具有负面影响，主要体现为有效劳动人数不足和家庭开支增加，通过扩展社会保障托底覆盖广度和深度，实现“老有所养、幼有所育”是民族地区稳健脱贫的压舱石。另外值得关注的是教育与民族地区贫困的关系，表4结果显示教育对静态贫困发生率没有显著影响，但却与贫困脆弱性显著负相关，这与民族地区当前面临的义务教育巩固率有待提升⁽¹⁶⁾的难题相契合，从短期来看，教育并不具备显著减贫效应，这也导致了“识字就行”的教育观，但本文教育与贫困脆弱性显著负相关的结论表明，教育具有规模报酬递增属性，⁽¹⁷⁾大力发展教育依然是民族地区“拔穷根”的根本措施。

（三）金融知识减贫效应的稳健性检验

检验金融知识的减贫效应需要考虑的一种情况是，金融知识可能并不是一个严格外生变量，金融知识本身可能存在“干中学”的情况，比如，非贫困户使用金融产品的频率可能高于贫困户，从而使非贫困户从相对更为频繁的金融交易中学习并积累更多的金融知识，这使金融知识和贫困状况之间存在反向因果问题，导致Probit模型的参数估计值存在向上偏误，因此，需要对表4的结果保持谨慎态度。为了解决由于反向因果导致的金融知识内生性问题，本文借鉴尹志超等的做法，⁽¹⁸⁾将社区平均金融知识作为金融知识的工具变量，其原因在于他人已经形成的金融知识不受受访者的影响，但受访者却可能从别人的金融状况和金融知识中学习和积累金融知识。表5汇报了以社区平均金融知识作为工具变量的一阶段回归结果，在一阶段回归中，工具变量的参数估计值显著为正，F值通过了弱工具变量检验，因此，社区平均金融知识是基本金融知识和高级金融知识的有效工具变量。同时，工具变量一阶段回归结果既确认了金融知识与受教育程度的正相关关系，又表明了识别民族地区金融知识减贫效应需要控制教育的影响。同时，该结果也提出了一个新的问题，即金融知识究竟反映了教育习得的学习能力还是有其特有的金融内涵？本文在后续的扩展研究中引入基本认知能力进行了识别。

表5　民族地区金融知识减贫效应的IV-Probit一阶段估计

续表

接下来，本文使用两阶段IV-Probit模型对民族地区金融知识的减贫效应进行了稳健性检验，二阶段回归结果见表6。二阶段回归结果表明，金融知识与民族地区贫困状况的关系在工具变量Probit估计中依然保持显著，且通过Wald内生性检验。引入工具变量后，简单金融知识对贫困发生率与贫困脆弱性的边际影响没有显著改变，这意味着金融知识是影响民族地区静态贫困与贫困脆弱性的重要因素，因此，改善贫困人口的金融知识是民族地区减贫的有力措施。

表6　民族地区金融知识减贫效应IV-Probit二阶段估计

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注：受篇幅所限，仅保留了核心解释变量的参数估计值。