金融素養(yǎng)對家庭理財規(guī)劃影響研究
——中國城鎮(zhèn)家庭的微觀證據(jù)

胡 振 臧日宏

一、引言

2007—2010年是金融危機沖擊的高峰時期，皮尤研究中心 （Pew Research Center）依據(jù)美國人口普查局統(tǒng)計所做的報告顯示，2010年美國最富裕的7%家庭，戶均財富規(guī)模為317萬美元，較2009年增加了28%；而另外的93%家庭，其財富規(guī)模則是降低的。①數(shù)據(jù)來源：美國皮尤研究中心網(wǎng)站http：／／www.pewresearch.org／。危機期間，美國中產(chǎn)家庭財富縮水幅度達40%。②數(shù)據(jù)來源于著名經(jīng)濟學(xué)家、耶魯大學(xué)終身教授、北京大學(xué)特聘教授陳志武在中國工商銀行2015年第五期創(chuàng)新沙龍上的講演，主題：財富管理的今與昔。研究發(fā)現(xiàn)，面對同樣的沖擊，兩類家庭的財富規(guī)模之所以呈現(xiàn)出截然不同的變動趨勢，是因為家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)不同。富裕家庭的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中股票、對沖基金、債券等金融資產(chǎn)占絕對比重，而普通家庭是以房地產(chǎn)等固定資產(chǎn)為主，資產(chǎn)結(jié)構(gòu)表象背后折射的是家庭資產(chǎn)配置決策與理財規(guī)劃行為上的差異。富裕家庭往往制定理財規(guī)劃的概率更高，且制定理財規(guī)劃的時間跨度更長，普通家庭往往不制定理財規(guī)劃或制定期限為1～2年的短期理財規(guī)劃，而富裕家庭可能制定5年、10年甚至更長時間的理財規(guī)劃，我們稱這個時間跨度為理財規(guī)劃時間跨度。國外研究認為金融知識和技能是影響家庭金融行為的最重要的因素（Bernheim 等， 2001［1］； Lusardi和 Mitchell， 2007［2］），而金融知識和技能就是所謂的金融素養(yǎng) （Alhenawi和Elkhal， 2014［3］）。 2015 年中國股票市場的大幅波動導(dǎo)致廣大投資者虧損的現(xiàn)實表明，不合理的理財投資行為已經(jīng)成為提升消費者金融福利的障礙，甚至?xí)p害資本市場的穩(wěn)定性。截至2015年年底，中國泛資產(chǎn)管理市場管理的資產(chǎn)總規(guī)模達到93萬億元人民幣，比2014年底增加33萬億元，2012至2015年均復(fù)合增長率達到51%，資產(chǎn)管理已經(jīng)成為金融體系內(nèi)最具活力和成長潛力的板塊，③數(shù)據(jù)來源于波士頓咨詢 （BCG）2016年4月發(fā)布的 《中國資產(chǎn)管理市場2015》。居民財富大幅增長的同時，錯誤的理財決策造成的潛在損失也必然加大。通過科學(xué)合理的理財規(guī)劃來實現(xiàn)資產(chǎn)保值增值目標，已經(jīng)成為中國家庭最迫切的需求之一。對投資者而言，在增強其對金融產(chǎn)品的認知以及金融知識和理財規(guī)劃技能上都有了更高的要求。在這樣的背景下，全面提升消費者金融素養(yǎng)水平迫在眉睫。

國際經(jīng)驗表明，針對消費者開展金融教育，提升消費者金融素養(yǎng)，可以優(yōu)化家庭理財規(guī)劃，提升消費者金融福利。在次貸危機引發(fā)全球性金融危機后，各國政府表示了對本國居民金融素養(yǎng)的擔(dān)憂，越來越多的國家開始加強對金融素養(yǎng)及其對金融行為影響的研究，多舉措推進本國居民提高家庭金融素養(yǎng)。2008年OECD創(chuàng)建了旨在推動相關(guān)經(jīng)驗和金融素養(yǎng)知識分享的國際金融教育網(wǎng)絡(luò) （International Network on Financial Education，INFE）。2007年美國眾議院確定每年的4月為全美 “金融掃盲月”，聯(lián)邦政府自2009年起，每年撥付2.5億美元的金融教育專項經(jīng)費，供中小學(xué)和大學(xué)使用。中國政府對居民金融教育也有新的舉措，中國人民銀行在2012年7月成立金融消費保護局，開展包括 “金融知識普及月”活動在內(nèi)的一系列旨在提高金融消費者金融素養(yǎng)的活動。本研究正是在上述背景下展開的。

本研究的創(chuàng)新之處體現(xiàn)在以下三個方面。第一，在研究視角上，有關(guān)家庭理財規(guī)劃的既有研究中，沒有從金融素養(yǎng)視角來進行的，而國外研究已經(jīng)證實金融素養(yǎng)對家庭金融行為存在密切關(guān)系。第二，在研究內(nèi)容上，既有研究更多的是分析理財規(guī)劃意愿，而本研究分析金融素養(yǎng)對家庭理財規(guī)劃的影響時，既分析了對理財規(guī)劃選擇的影響，也分析了對理財規(guī)劃時間跨度的影響。同時，也對金融素養(yǎng)影響理財規(guī)劃的傳導(dǎo)機制進行深入分析。第三，在研究方法上，利用分位數(shù)回歸模型，分析了金融素養(yǎng)對理財規(guī)劃時間跨度影響的異質(zhì)性，而既有的相關(guān)主題研究中使用的均值回歸實現(xiàn)不了這一目的。本研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)的影響存在非對稱性。此外，投資者同質(zhì)性是經(jīng)典現(xiàn)代資產(chǎn)組合理論的前提假設(shè)，然而居民在金融素養(yǎng)方面卻存在顯著的異質(zhì)性，因此本研究認為居民家庭金融決策理論模型如在金融素養(yǎng)變量上給予更多的考慮，將有助于理論模型的優(yōu)化，這也是本文對這一研究領(lǐng)域可能的貢獻。

本研究以下部分行文安排如下：第二部分對相關(guān)文獻進行綜述。第三部分介紹本研究使用的數(shù)據(jù)、變量與方法，并對相關(guān)變量進行描述性統(tǒng)計分析。第四部分是實證分析，先對金融素養(yǎng)與理財規(guī)劃進行統(tǒng)計學(xué)意義上的相關(guān)分析，然后進行回歸分析，并對研究結(jié)論進行穩(wěn)健性檢驗，同時探討了金融素養(yǎng)對理財規(guī)劃時間跨度影響的異質(zhì)性；最后一部分是研究結(jié)論及政策啟示。

二、文獻綜述

（一）關(guān)于金融素養(yǎng)的定義

目前關(guān)于金融素養(yǎng)還沒有一個統(tǒng)一的權(quán)威定義，當(dāng)前使用比較廣泛的一個定義是由美國金融素養(yǎng)和教育委員會 （American Financial Literacy and Education Commission）給出的，即所謂金融素養(yǎng)就是消費者所擁有的為其一生金融福祉而有效管理其金融資源的知識和能力。該定義出現(xiàn)后，圍繞著金融素養(yǎng)的研究熱潮開始形成。 此外 Lusardi和 Mitchell（2014）［4］將金融素養(yǎng)定義為：個人獲取經(jīng)濟金融信息，并據(jù)此進行財務(wù)規(guī)劃、按期歸還債務(wù)、提前規(guī)劃退休儲蓄和積累財富的能力，這個定義更偏重于金融素養(yǎng)的具體內(nèi)容。美國總統(tǒng)金融素養(yǎng)咨詢委員會 （President's Advisory Council on Financial Literacy，PACFL）在分析美國次貸危機的原因時也認為，雖然導(dǎo)致金融危機的原因有很多，但消費者缺乏金融素養(yǎng)也是重要的根源之一，具體表現(xiàn)就是眾多美國人缺乏理解投資工具或者利用銀行系統(tǒng)的金融技能。事實上，在其他因素相同的條件下，金融素養(yǎng)越高的投資者，做出合理的理財決策的概率也更高。

（二）金融素養(yǎng)對金融行為的影響

金融素養(yǎng)被證實與家庭金融行為密切相關(guān)。金融素養(yǎng)影響家庭資產(chǎn)組合。Guiso和Jappelli（2009）［5］的研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)對家庭資產(chǎn)分散化有顯著正向影響。 Koenig（2007）［6］認為金融素養(yǎng)是滿足未來金融需求和制定金融決策的必備素質(zhì)。金融素養(yǎng)影響退休規(guī)劃。Sekita（2011）［7］基于日本家庭數(shù)據(jù)的研究顯示，金融素養(yǎng)可以提高居民制訂退休儲蓄計劃的概率。學(xué)者們通過對發(fā)展中國家的數(shù)據(jù)進行研究也得出了類似的結(jié)論。Moure（2015）［8］發(fā)現(xiàn)智利居民的金融素養(yǎng)和退休規(guī)劃之間存在顯著的正向關(guān)系，這表明金融教育投資對受訪者制訂退休計劃有顯著的影響。金融素養(yǎng)影響家庭金融市場參與。Cole等 （2010）［9］發(fā)現(xiàn)在印度和印度尼西亞居民中，金融素養(yǎng)高者擁有銀行賬戶的概率也更高。類似地，Rooij等 （2011）［10］基于荷蘭中央銀行住戶調(diào)查 （DHS）數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)提高了個體參與股票市場的可能性。Fedorova等（2015）［11］利用俄羅斯居民家庭數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)高者的金融市場表現(xiàn)更活躍，發(fā)生銀行貸款逾期的概率更低。 與此類似， Henager和 Mauldin （2015）［12］對中低收入家庭的金融素養(yǎng)與儲蓄行為關(guān)系的分析結(jié)論是一致的。金融素養(yǎng)影響家庭融資渠道選擇及融資成本。Huston（2012）［13］的研究發(fā)現(xiàn)， 金融素養(yǎng)水平低者的信用卡和抵押貸款成本是金融素養(yǎng)水平高者的2 倍。 Lusardi和 Luston （2013）［14］基于美國消費者數(shù)據(jù)的研究顯示，金融素養(yǎng)水平高的群體使用高成本借貸方式的概率很低， Chatterjee （2013）［15］的研究結(jié)論與此一致。由此可見，國外關(guān)于金融素養(yǎng)對金融市場參與的影響有比較一致的結(jié)論：金融素養(yǎng)對金融市場參與行為存在影響，但對不同的金融市場行為影響可能存在一定差異。

國外關(guān)于金融素養(yǎng)對家庭理財規(guī)劃的研究并不太多，現(xiàn)有的研究多是集中在研究某個具體的理財行為，關(guān)于理財規(guī)劃選擇和理財規(guī)劃時間跨度的研究更是少見。 Arrondel等 （2013）［16］基于法國居民的研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)水平高者更可能制定一個清晰的理財規(guī)劃。 Alhenawi和 Elkhal （2014）［17］的研究發(fā)現(xiàn)， 金融知識水平低的家庭其理財規(guī)劃技能水平往往較低。正常情況下，金融素養(yǎng)高的家庭不但制定理財規(guī)劃，而且其制定的理財規(guī)劃更科學(xué)，可以更好地應(yīng)對家庭財務(wù)壓力，可以為未來的消費及投資需求做更充分的準備。 Lusardi（2009）［18］的研究證實， 低金融素養(yǎng)導(dǎo)致更多和負債相關(guān)的問題，側(cè)面說明了理財規(guī)劃的重要性。 Fornero和 Monticone （2011）［19］發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)對養(yǎng)老計劃的參與概率具有顯著的正向影響，養(yǎng)老規(guī)劃當(dāng)中就包含理財規(guī)劃的安排。Behrman等 （2012）［20］發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)對家庭財富積累有顯著正向影響，教育成就只有和金融素養(yǎng)交互時才顯示出對財富積累的正向影響，金融素養(yǎng)投資可能具有顯著的巨額財富回報。 因此， Campbell（2006）［21］認為不管家庭風(fēng)險偏好如何，家庭都應(yīng)該制定符合自身家庭稟賦的理財安排。

國內(nèi)關(guān)于金融素養(yǎng)對金融行為影響的研究不多。在有限的研究成果中，主要是從金融教育、金融知識、投資經(jīng)驗、認知能力等人力資本因素來分析對金融行為的影響，金融教育、投資經(jīng)驗可以看作金融素養(yǎng)的組成部分之一。代表性的研究如下：尹志超等（2014）［22］研究發(fā)現(xiàn)金融知識的增加會推動家庭參與金融市場，并增加家庭在風(fēng)險資產(chǎn)尤其是股票資產(chǎn)上的配置；尹志超等 （2015）［23］的另一項研究發(fā)現(xiàn)金融可得性的提高會促進家庭更多地參與正規(guī)金融市場，同時會降低家庭在非正規(guī)金融市場的參與；周欽等（2015）［24］的研究發(fā)現(xiàn)，參加醫(yī)療保險的家庭更加偏好高風(fēng)險資產(chǎn)，因為醫(yī)療保險降低了疾病對家庭的沖擊，提高了抗風(fēng)險能力；吳衛(wèi)星等 （2011）［25］發(fā)現(xiàn)健康狀況不佳會導(dǎo)致家庭股票或風(fēng)險資產(chǎn)在其總財富中的比重下降，進一步地，雷曉燕和周月剛 （2010）［26］發(fā)現(xiàn)健康狀況對家庭資產(chǎn)組合影響存在顯著的城鄉(xiāng)差異，對城市家庭顯著，對農(nóng)村家庭則不顯著。

通過對國內(nèi)外相關(guān)文獻的梳理可以發(fā)現(xiàn)，有關(guān)金融素養(yǎng)對家庭理財規(guī)劃的研究不多，基于中國家庭數(shù)據(jù)的研究有待深入。

三、數(shù)據(jù)、變量與方法

（一）數(shù)據(jù)

本研究的數(shù)據(jù)來自中國城市居民消費金融調(diào)查，該調(diào)查由清華大學(xué)中國金融研究中心 （China Center for Financial Research，CCFR）開展和實施，并得到國家自然基金和美國花旗基金會資助和支持，該調(diào)查屬于著名的SCF系列①美國消費者金融調(diào)查 （Survey of Consumer Finance，SCF）是在美國聯(lián)邦儲備委員會和美國財政部的聯(lián)合資助下開展的，自1961年開始實施，并從1983年起每隔3年在全國范圍內(nèi)對居民的消費金融情況進行調(diào)查，其內(nèi)容涵蓋居民家庭資產(chǎn)負債、收入、消費、投資等理財行為以及家庭人口特征。國內(nèi)西南財經(jīng)大學(xué)開展的中國家庭金融調(diào)查 （China Household Finance Survey，CHFS）也屬于這個類型的調(diào)查，受到了國內(nèi)外的廣泛關(guān)注。，該系列自美國開始，后被多個國家采用。中國城市居民消費金融調(diào)查的目的是獲得中國家庭的資產(chǎn)負債、收入、消費、投資等代表性數(shù)據(jù)。本研究使用的是2012年的調(diào)研數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)提供了豐富的個人和家庭信息，樣本覆蓋中國東部、中部和西部，城市的選擇充分考慮了城市發(fā)展水平差異，根據(jù)城市的規(guī)模、經(jīng)濟發(fā)展水平、儲蓄水平、消費水平、消費條件等，選擇了經(jīng)濟發(fā)達、較發(fā)達和發(fā)展水平一般三個類別總計24個城市②24個城市如下：第一類為北京、上海、沈陽、濟南、廣州、重慶、西安、武漢；第二類為包頭、吉林、徐州、南昌、?？凇⒗ッ?、烏魯木齊、洛陽；第三類為朔州、伊春、安慶、泉州、桂林、攀枝花、白銀、株洲。，樣本具有較好的代表性。調(diào)研內(nèi)容涉及家庭基本信息、家庭金融教育、家庭經(jīng)濟狀況、家庭金融行為、金融消費者保護、金融知識、消費習(xí)慣和生活態(tài)度，共計七個部分。樣本數(shù)據(jù)包括24個城市的3122個家庭9690人，其中東部地區(qū)1180戶，中部地區(qū)992戶，西部地區(qū)950戶。本研究所有的數(shù)據(jù)處理工作主要使用Stata11.0來完成。

（二）變量

1.金融素養(yǎng)。

參照 Xiao 等 （2013）［27］、 Xia 等 （2014）［28］的研究我們設(shè)置金融素養(yǎng)指標，具體包括主觀金融素養(yǎng)（SFL）、客觀金融素養(yǎng) （OFL）。主觀金融素養(yǎng)更強調(diào)受訪者的金融知識與技能的主觀方面。主觀金融素養(yǎng)是通過詢問受訪者有關(guān)股票、基金、債券：“您或您的家庭對下列金融產(chǎn)品投資方式了解嗎？”，具體每一個金融產(chǎn)品答案賦值為1至5，1表示不了解，5表示非常了解，然后根據(jù)回答情況，根據(jù)得分將這三個問題的分值累加，即可求得主觀金融素養(yǎng)水平，因為每一個問題的取值介于1～5，所以主觀金融素養(yǎng)水平的理論取值范圍是3到15?？陀^金融素養(yǎng)參考國內(nèi)外有關(guān)金融素養(yǎng)的調(diào)查問卷，選取6個具有代表性的金融知識問題來測度，這6個問題分別涉及利率、通貨膨脹、分散化投資、外匯牌價、銀行制度等，基本上包括了當(dāng)前國內(nèi)外有關(guān)金融素養(yǎng)測度中所用的核心問題。每個問題回答正確記1分，否則是0分，通過求和算出客觀金融素養(yǎng)水平。所以這6個問題每一題的得分均是0或1，因此客觀金融素養(yǎng)水平理論上介于0到6?？陀^金融素養(yǎng)比主觀金融素養(yǎng)更客觀，受受訪者主觀影響較小。

對金融素養(yǎng)的統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，OFL最大值為6，最小值為0，OFL平均值為3.21，OFL為0的樣本比例為2.66%，等于最大值6的樣本占比為3.72%，小于均值的樣本占55.86%。SFL的最大值為15，最小值為3，SFL取最大值和最小值的樣本比例分別為2.95%和3.04%，SFL平均值為9.47，小于均值的樣本占54.64%。

2.理財規(guī)劃。

本研究的被解釋變量為理財規(guī)劃，具體通過兩個方面體現(xiàn)，一是是否制定理財規(guī)劃 （FP），有理財規(guī)劃賦值為1，否則為0，為二元離散變量；二是理財規(guī)劃的時間跨度 （FPT），即家庭制定了多少年的理財規(guī)劃，比如有的家庭制定的是1年的短期規(guī)劃，而有的家庭可能是10年的理財規(guī)劃。

圖1中的左圖是客觀金融素養(yǎng)水平與理財規(guī)劃及理財規(guī)劃時間跨度均值的折線圖，可以看出隨著客觀金融素養(yǎng)水平的提高，制定理財規(guī)劃的比例整體上在提高，而與理財規(guī)劃的時間跨度的折線圖略呈倒U型。圖1中的右圖與左圖類似，但橫軸為主觀金融素養(yǎng)水平，整體上顯示主觀金融素養(yǎng)越高的家庭，有理財規(guī)劃家庭的比例越高，同時理財規(guī)劃的時間跨度也越長，主觀金融素養(yǎng)與理財規(guī)劃比例及理財規(guī)劃時間跨度整體上是正相關(guān)關(guān)系。

圖1 金融素養(yǎng)與理財規(guī)劃

3.變量描述性統(tǒng)計。

表1是變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果?？梢钥闯?，樣本家庭受訪者平均年齡為34.24歲，比較年輕，這可能和數(shù)據(jù)采集方式有關(guān)。家庭孩子數(shù)量均值為0.49，受訪者學(xué)歷水平方面，大學(xué)本科和?？普?6%。家庭收入穩(wěn)定性分為高、一般和差三個等級，對應(yīng)的比例分別為30%、43%和27%。風(fēng)險態(tài)度分成風(fēng)險偏好、風(fēng)險中性和風(fēng)險厭惡三個類別，風(fēng)險中性占比為60%，風(fēng)險厭惡者占33%，風(fēng)險偏好的比例僅占7%。受訪者中男性占71%，一般情況下，家庭理財決策者往往是男性戶主，且男性對家庭的資產(chǎn)情況更為了解。近七成家庭的家庭成員健康狀況良好，健康狀況一般的占比近三成。90%的家庭擁有自住房房產(chǎn)，房產(chǎn)擁有率很高。家庭凈資產(chǎn)對數(shù)為13.84，大于家庭年收入的對數(shù)。樣本中預(yù)計未來一年收入有所增加的家庭占65%。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

續(xù)前表

續(xù)前表

（三）方法

當(dāng)研究金融素養(yǎng)對家庭定理財規(guī)劃有影響時，因為被解釋變量為虛擬變量，而離散選擇模型是專門處理此類問題的方法，故本研究采用離散選擇模型中的Probit模型來分析金融素養(yǎng)對家庭理財規(guī)劃的影響?；貧w方程的形式設(shè)定為［29］：

是潛變量 （Latent Variable），F(xiàn)Pi是0—1型虛擬變量。當(dāng)家庭制定了理財規(guī)劃時，用FPi＝1來表示；反之，當(dāng)家庭未制定理財規(guī)劃時，用FPi＝0來表示。就自變量而言，F(xiàn)Li表示金融素養(yǎng)，具體的分為主觀金融素養(yǎng) （SFL）和客觀金融素養(yǎng) （OFL）；Xi表示控制變量，即樣本家庭社會經(jīng)濟特征變量，比如家庭的收入、凈資產(chǎn)、年齡、性別、教育水平、住房、風(fēng)險偏好、收入預(yù)期等，εi表示隨機誤差項。回歸系數(shù)反應(yīng)的是潛變量變化的結(jié)果，實際意義不易理解和解釋，因此在Probit模型回歸結(jié)果中，我們給出便于直觀理解的邊際效應(yīng)，解釋起來也更方便，即自變量對因變量是否選擇的可能性的邊際影響。

當(dāng)考察金融素養(yǎng)對家庭理財規(guī)劃時間跨度的影響時，不同家庭理財規(guī)劃時間跨度各異，有一定比例的家庭理財規(guī)劃時間跨度為0，當(dāng)理財規(guī)劃時間跨度作為被解釋變量時，這種數(shù)據(jù)就屬于刪改或截取 （Censored or Truncated）數(shù)據(jù)情況。此時經(jīng)典的線性回歸模型將不再適用，Tobit模型是處理此類數(shù)據(jù)類型的專用計量模型，Tobit模型的方程式如下：

其中FLi、Xi、εi與 Probit模型中的含義相同，不同的是表示家庭理財規(guī)劃時間跨度。

在分析金融素養(yǎng)對家庭理財規(guī)劃時間跨度的影響時，普通的均值回歸難以精確刻畫在不同的理財規(guī)劃時間跨度水平上，金融素養(yǎng)對理財規(guī)劃時間跨度影響的異質(zhì)性，而很多時候，解釋變量對被解釋變量的影響可能已經(jīng)發(fā)生結(jié)構(gòu)上的變動。分位數(shù)回歸可以幫助我們實現(xiàn)這一目的。這一思想最早由Koenker和Bassett（1978）［30］提出，當(dāng)數(shù)據(jù)出現(xiàn)尖峰或厚尾的分布、存在顯著的異方差等情況時，最小二乘法估計將不再具有優(yōu)良性質(zhì)，且穩(wěn)健性變差，而分位數(shù)回歸此時可以表現(xiàn)出穩(wěn)健性上的優(yōu)勢。分位數(shù)回歸方程形式如下：

其中FL、X的含義與公式 （2）相同?？刹扇【€性規(guī)劃法 （Linear Programming，LP）估計其最小加權(quán)絕對偏差，從而得到解釋變量的回歸系數(shù)，即：

其中檢驗函數(shù)（Check Function）ρτ（u）＝

企業(yè)的所有管理措施都要從企業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略出發(fā)，不同的戰(zhàn)略方向決定了人力資源管理中具體措施的不同。企業(yè)在進行人工成本管理時，應(yīng)該根據(jù)企業(yè)的戰(zhàn)略發(fā)展要求、當(dāng)前的發(fā)展階段，確定人力資源管理戰(zhàn)略，在此基礎(chǔ)上確定具體管理要求和措施，從而更好地為企業(yè)發(fā)展服務(wù)。

四、金融素養(yǎng)、教育水平與家庭理財規(guī)劃

（一）金融素養(yǎng)與理財規(guī)劃：相關(guān)分析

表2是金融素養(yǎng)與家庭理財規(guī)劃的相關(guān)分析結(jié)果，上半部分是客觀金融素養(yǎng)與理財規(guī)劃及理財規(guī)劃時間跨度的相關(guān)分析，下半部分是主觀金融素養(yǎng)與家庭理財規(guī)劃及理財規(guī)劃時間跨度的簡單描述性相關(guān)分析。

從表2整體上可以明顯看出，在不同的客觀金融素養(yǎng)水平上，制定理財規(guī)劃家庭的比例是不同的，兩者呈正相關(guān)關(guān)系，兩個序列的相關(guān)系數(shù)為0.55。制定理財規(guī)劃的時間跨度也隨著客觀金融素養(yǎng)水平的提高而提高，客觀金融素養(yǎng)水平和理財規(guī)劃的時間跨度也呈正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為0.31。類似地，由表2的下半部分可知，主觀金融素養(yǎng)與擁有理財規(guī)劃的家庭比例呈正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)高達0.85，而且是顯著的 （P＝0.0002）。主觀金融素養(yǎng)與制定理財規(guī)劃的時間跨度也呈正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為0.74，且具有統(tǒng)計學(xué)意義上的顯著性 （P＝0.0039）。

表2 金融素養(yǎng)與理財規(guī)劃：相關(guān)分析

表2上半部分可以看出，客觀金融素養(yǎng)水平為6時，近七成的家庭制定了理財規(guī)劃。從理財規(guī)劃的時間跨度上看，客觀金融素養(yǎng)水平為3時，理財規(guī)劃時間跨度均值達到最大值4.22年。而表2下半部分顯示，在有理財規(guī)劃家庭的占比方面，當(dāng)主觀金融素養(yǎng)達到最大值15時，有理財規(guī)劃家庭的占比也達到最大值81%。還可以看出，主觀金融素養(yǎng)取13時，理財規(guī)劃跨度的均值達到最大值5.64年。因此從不同金融素養(yǎng)水平上理財規(guī)劃的統(tǒng)計可以得出，整體上金融素養(yǎng)越高的家庭，有理財規(guī)劃的家庭占比越高，且理財規(guī)劃的時間跨度也更長。

根據(jù)本研究第二部分對金融素養(yǎng)的四個象限的劃分，這里分別統(tǒng)計四個象限中理財規(guī)劃家庭的占比及其對應(yīng)的時間跨度統(tǒng)計 （見圖2），這有別于表2所給出整體的統(tǒng)計情況?？梢钥闯鲋饔^和客觀金融素養(yǎng)均高于均值的第Ⅱ象限中，有理財規(guī)劃家庭的占比及其理財規(guī)劃時間跨度均最高。而主觀和客觀金融素養(yǎng)均低于相應(yīng)均值的第Ⅲ象限樣本，其有理財規(guī)劃家庭占比及理財規(guī)劃時間跨度均小于其他三個象限。這說明金融素養(yǎng)與理財規(guī)劃呈正相關(guān)關(guān)系，在次組分析中也是成立的。

圖2 金融素養(yǎng)與理財規(guī)劃：分象限統(tǒng)計

（二）金融素養(yǎng)與理財規(guī)劃選擇：Probit

表2及圖1均是金融素養(yǎng)與家庭理財規(guī)劃關(guān)系的相關(guān)分析，兩者存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，但不能看出金融素養(yǎng)對理財規(guī)劃選擇及理財規(guī)劃時間跨度影響的大小。回歸分析可以幫助我們實現(xiàn)這一目標。根據(jù)方法部分的介紹，此處使用Probit模型分析金融素養(yǎng)對理財規(guī)劃選擇的影響，被解釋變量為二元離散變量。此處核心解釋變量使用客觀金融素養(yǎng)，因為客觀金融素養(yǎng)受受訪者主觀因素影響小。因為本研究使用的是截面數(shù)據(jù)，需要進行異方差檢驗，結(jié)果顯示不存在異方差。方差膨脹因子均小于10，因此解釋變量間不存在嚴重的多重共線性。實證結(jié)果如表3所示。

通過表3中第一行可知回歸系數(shù)均大于零，客觀金融素養(yǎng)對理財規(guī)劃選擇有顯著正向影響?？陀^金融素養(yǎng)水平提高一單位，家庭制定理財規(guī)劃的概率大約提高11.0%至12.9%，10個模型均值為11.6%。模型1作為回歸的基準，只有客觀金融素養(yǎng)一個解釋變量，但仍是顯著的。模型2在模型1的基礎(chǔ)上進一步引入教育變量。模型3在模型2的基礎(chǔ)上引入客觀金融素養(yǎng)與教育的交乘項，來考察客觀金融素養(yǎng)是否會通過與教育的交乘作用來影響家庭理財規(guī)劃，結(jié)果顯示這種交乘作用是不顯著的。出于經(jīng)濟知識學(xué)習(xí)可能會對理財規(guī)劃選擇有影響，模型4進一步引入經(jīng)濟知識這一變量，結(jié)果顯示經(jīng)濟知識的影響是非常顯著的，模型7、模型9和模型10也印證了這一結(jié)論。在此基礎(chǔ)上模型5進一步引入客觀金融素養(yǎng)與經(jīng)濟知識的交乘項，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，兩者的交乘對理財規(guī)劃選擇的影響是正向的，但不太顯著。

出于實證結(jié)論穩(wěn)健性方面的考慮，模型6至模型10進一步調(diào)整控制變量中的教育、經(jīng)濟知識及其與客觀金融素養(yǎng)的交乘項，以此來驗證結(jié)論的穩(wěn)健性。發(fā)現(xiàn)客觀金融素養(yǎng)對家庭理財規(guī)劃選擇的影響是顯著的，據(jù)此我們有理由相信這一結(jié)論的可靠性。

表3 金融素養(yǎng)與理財規(guī)劃：Probit

（三）金融素養(yǎng)與理財規(guī)劃：Tobit模型

表3考察的是金融素養(yǎng)對家庭理財規(guī)劃選擇的影響，被解釋變量是二元離散變量，但并沒有分析金融素養(yǎng)對家庭理財規(guī)劃時間跨度的影響，而金融素養(yǎng)對理財規(guī)劃時間跨度的影響是一個重要的問題。統(tǒng)計結(jié)果顯示，64.57%的樣本家庭理財規(guī)劃時間跨度大于0，可知剩下35.43%的家庭理財規(guī)劃時間跨度為0，即這部分家庭沒有制定理財規(guī)劃。因此，此處理財規(guī)劃時間跨度這一被解釋變量屬于典型的刪截數(shù)據(jù)，如方法部分所述，需要用專門處理此種數(shù)據(jù)類型的Tobit模型來實現(xiàn)研究目標。實證分析結(jié)果如表4所示。

從表4整體上可以明顯看出，客觀金融素養(yǎng)對家庭理財規(guī)劃有顯著的正向影響，客觀金融素養(yǎng)水平增加一單位，理財規(guī)劃時間跨度增加約25%。模型1至模型10的差異在于控制變量有所區(qū)別。具體來講，模型1僅僅有一個變量，即核心解釋變量：客觀金融素養(yǎng)，結(jié)果顯示是顯著的。模型1主要是作為回歸的基準對照。模型2加入教育變量，核心解釋變量的影響仍是顯著的。模型3進一步加入客觀金融素養(yǎng)與教育的交乘項，發(fā)現(xiàn)交乘作用并不顯著，而核心解釋變量仍顯著。模型4進一步加入經(jīng)濟知識，顯示其影響是顯著的，同時客觀金融素養(yǎng)的影響仍是顯著的。模型5在模型4的基礎(chǔ)上加入客觀金融素養(yǎng)與經(jīng)濟知識，與表3中模型5的顯著性類似，均不顯著，說明教育與客觀金融素養(yǎng)的交乘作用對理財規(guī)劃跨度的影響不顯著。模型6至模型10均是調(diào)整教育、經(jīng)濟知識以及兩者與客觀金融素養(yǎng)的交乘作用，然后考察客觀金融素養(yǎng)對理財回歸時間跨度的影響，結(jié)果顯示客觀金融素養(yǎng)的影響均是顯著的。

表4 金融素養(yǎng)與理財規(guī)劃：Tobit

續(xù)前表

除了核心解釋變量外，Tobit模型結(jié)果顯示年齡對理財規(guī)劃時間跨度的影響不顯著。有孩子的家庭理財規(guī)劃時間跨度更長，而且這種影響是顯著的。家庭資產(chǎn)規(guī)模對理財規(guī)劃時間跨度的影響具有非常顯著的正向影響。

（四）金融素養(yǎng)與理財規(guī)劃：分位數(shù)回歸

表3和表4考察的分別是金融素養(yǎng)對是否制定理財規(guī)劃及理財規(guī)劃時間跨度的影響，但這些均屬于對樣本的均值回歸。在不同的理財規(guī)劃時間跨度水平上，金融素養(yǎng)對其的影響有何差異？是否具有某種趨勢性的特征？這是我們更關(guān)心的問題。如研究方法部分述及，不同的理財時間跨度水平上，金融素養(yǎng)的影響可能已經(jīng)發(fā)生結(jié)構(gòu)性的變動。分位數(shù)回歸可以實現(xiàn)我們的目標。詳見圖3。

圖3中OFL＿A表示全樣本回歸結(jié)果，OFL＿P表示理財規(guī)劃時間跨度非零的子樣本回歸結(jié)果?？梢钥闯?，客觀金融素養(yǎng)對理財規(guī)劃時間跨度的影響上，樣本回歸結(jié)果整體上比子樣本的影響要大，同時，客觀金融素養(yǎng)的影響均大于0，即為正向影響。

從趨勢上看，隨著分位點從小到大，樣本中客觀金融素養(yǎng)的影響呈現(xiàn)先上升后下降再上升的趨勢。說明在理財規(guī)劃時間跨度按照從小到大排序后，時間跨度較短的60%的個體，客觀金融素養(yǎng)對理財規(guī)劃時間跨度更大的家庭影響更大。樣本中剩下40%的個體，客觀金融素養(yǎng)對理財規(guī)劃時間跨度的影響呈U型。子樣本回歸結(jié)果的變動趨勢與樣本整體的趨勢是一致的，但子樣本更為平滑。因此，對家庭理財規(guī)劃時間跨度最長的10%的個體以及處于中間水平的個體而言，客觀金融素養(yǎng)的影響要大于其他分位上的個體。簡言之，客觀金融素養(yǎng)對不同理財規(guī)劃時間跨度的家庭的影響具有非對稱性。

圖3 金融素養(yǎng)與理財規(guī)劃時間跨度：分位數(shù)回歸

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了對上述實證結(jié)論的穩(wěn)健性進行檢驗，這里采用傾向分值匹配法 （Propensity Score Matching，PSM）來進行驗證。采用PSM主要是基于它的兩個優(yōu)點：一是可以解決由觀測變量造成的可能的選擇性偏誤（Selection Bias）問題，進而降低內(nèi)生性問題的嚴重性，求得的是干預(yù)的凈效應(yīng) （ATT）。二是PSM僅用一維的傾向指數(shù)就可以完成匹配過程，操作簡單而且穩(wěn)健性較好。這里主要采用客觀金融素養(yǎng)指標。具體操作思路主要參考了趙西亮 （2015）［32］的研究①有關(guān)PSM的原理、具體的匹配方法 （本研究使用了六種）等這里不做詳細介紹，一是篇幅所限，不便詳細展開；二是這不是本研究的重點，此處使用匹配法主要是驗證前面的實證結(jié)論。如需詳細了解此處匹配法的使用細節(jié)問題，如平衡性檢驗過程等，可單獨與作者聯(lián)系。。為了對匹配結(jié)果進行驗證，在具體匹配時，本研究同時采用六種匹配方法。在具體的檢驗過程上，先檢驗金融素養(yǎng)對理財規(guī)劃選擇的影響，然后檢驗金融素養(yǎng)對理財規(guī)劃時間跨度的影響。具體結(jié)果見表5，左側(cè)被解釋變量是家庭理財規(guī)劃選擇，為虛擬變量，右側(cè)是家庭理財規(guī)劃時間跨度。

從表5左側(cè)可以看出在理財規(guī)劃選擇上，金融素養(yǎng)高的家庭比金融素養(yǎng)低的家庭理財規(guī)劃選擇的概率高 0.100、0.327、0.349、0.383、0.410和0.360，六個ATT的均值為0.32，除一對一匹配的T統(tǒng)計量為0.9外，其余五種匹配方法的結(jié)果均大于臨界值1.96?？梢钥吹?，PSM得到的ATT明顯比Probit要大，但兩者均是顯著為正的。PSM結(jié)果說明，金融素養(yǎng)在居民家庭理財規(guī)劃選擇中扮演著重要角色，確實能顯著推動居民家庭選擇制定理財規(guī)劃。 Lusadi和 Tufano （2009）［33］的研究顯示， 金融素養(yǎng)高的人比金融素養(yǎng)低的人制定理財規(guī)劃的概率更高，低金融素養(yǎng)的人更傾向于使用高成本借貸，如發(fā)薪日貸款等。

表5 金融素養(yǎng)對理財規(guī)劃選擇及時間跨度的影響：ATT

從表5右側(cè)可以看出金融素養(yǎng)對家庭理財規(guī)劃時間跨度的ATT估計，可以明顯看出，六種匹配方法中，金融素養(yǎng)高的家庭比金融素養(yǎng)低的家庭，理財規(guī)劃時間跨度要長1.9、2.8、2.8、3.0、3.1、2.8年，均值為2.74，即整體上大約長2.74年，且T值均大于臨界值1.96，可見金融素養(yǎng)對理財規(guī)劃時間跨度的這種影響效應(yīng)是顯著的。這說明，對理財規(guī)劃時間跨度的影響也是顯著的。這證實了金融素養(yǎng)對家庭理財規(guī)劃時間跨度確實具有重要的影響。

通過PSM的結(jié)果可以看出，金融素養(yǎng)對理財規(guī)劃選擇及理財規(guī)劃時間跨度的影響是顯著的，這與Probit、Tobit的實證結(jié)論也是一致的。此外本研究還嘗試將樣本按照理財規(guī)劃時間跨度，刪除最高和最低各5%的樣本，回歸后發(fā)現(xiàn)，顯著性上沒有發(fā)生明顯變化。至此有理由相信研究結(jié)論的可靠性。

五、研究結(jié)論

本研究運用中國城市居民消費金融調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了金融素養(yǎng)對居民家庭理財規(guī)劃的影響。金融素養(yǎng)指標包括主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)。使用Probit模型、Tobit模型及分位數(shù)回歸三種方法進行回歸分析，具體實證內(nèi)容主要包括兩個方面：一是金融素養(yǎng)對家庭理財規(guī)劃選擇，即對居民家庭是否制定理財規(guī)劃的影響；二是對家庭理財規(guī)劃時間跨度的影響。使用傾向分值匹配法 （Propensity Score Matching，PSM）對實證研究結(jié)論進行了穩(wěn)健型檢驗。本研究擴展了金融素養(yǎng)對家庭理財規(guī)劃影響效應(yīng)的研究。主要結(jié)論如下：

（1）主觀金融素養(yǎng)、客觀金融素養(yǎng)與家庭理財規(guī)劃選擇及理財規(guī)劃時間跨度呈正相關(guān)關(guān)系，且具有統(tǒng)計學(xué)意義上的顯著性?？陀^金融素養(yǎng)水平增加一單位，制定家庭理財規(guī)劃的概率會顯著提高11.0%至12.9%。同時，收入增長預(yù)期及家庭資產(chǎn)規(guī)模對理財規(guī)劃選擇也具有非常顯著的正向影響。

（2）客觀金融素養(yǎng)對理財規(guī)劃時間跨度具有顯著的正向影響，同時，擁有孩子、資產(chǎn)規(guī)模及經(jīng)濟知識對理財規(guī)劃時間跨度的影響也是顯著為正?？陀^金融素養(yǎng)對不同理財規(guī)劃時間跨度的影響存在非對稱性?？陀^金融素養(yǎng)對理財規(guī)劃時間跨度的影響存在非對稱性，呈現(xiàn)先上升后下降再上升的趨勢。

（3）金融素養(yǎng)高的家庭比金融素養(yǎng)低的家庭制定理財規(guī)劃的概率要高，前者在理財規(guī)劃時間跨度上比后者平均長，這些結(jié)論是穩(wěn)健的。

基于以上研究結(jié)論，本研究提出以下政策建議：第一，作為消費者自身，首先要客觀評估自身的金融素養(yǎng)水平，如果自身金融素養(yǎng)水平較低，應(yīng)該通過學(xué)習(xí)經(jīng)濟、金融知識，加強自我金融素養(yǎng)的培養(yǎng)，從而制定科學(xué)合理的家庭理財規(guī)劃。第二，政府部門在推動居民制定理財規(guī)劃的相關(guān)政策時，應(yīng)該充分考慮居民家庭金融素養(yǎng)對理財規(guī)劃的影響。先對居民金融素養(yǎng)現(xiàn)狀進行科學(xué)評估，針對金融素養(yǎng)不高的群體，有針對性地增加金融教育公共產(chǎn)品的供給，采取靈活多樣的金融教育形式，此外還需要對金融素養(yǎng)教育項目的影響進行科學(xué)的評估。

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