金融素養(yǎng)與家庭財(cái)富積累
——基于中國(guó)城鎮(zhèn)家庭微觀數(shù)據(jù)

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 楊凌 712100)

一、引言

隨著科技進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)發(fā)展，全球私人財(cái)富規(guī)模迅速增長(zhǎng)，亞太地區(qū)超越西歐成為全球第二富裕的地區(qū)，其中，2016年中國(guó)私人財(cái)富規(guī)模位居全球第二，高凈值人群高達(dá)158萬(wàn)①。在此背景下，通過(guò)理財(cái)擴(kuò)大家庭財(cái)富規(guī)模已經(jīng)成為中國(guó)家庭迫切現(xiàn)實(shí)需求之一。已有研究表明，金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富規(guī)模具有重要影響[1]。然而，全球金融素養(yǎng)狀況不容樂(lè)觀，2015年標(biāo)準(zhǔn)普爾全球金融素養(yǎng)調(diào)查結(jié)果顯示，全球居民金融素養(yǎng)水平整體上并不高，僅1/3的成年人掌握了基本金融概念。中國(guó)人民銀行發(fā)布的《消費(fèi)者金融素養(yǎng)調(diào)查分析報(bào)告(2017)》顯示，中國(guó)居民金融素養(yǎng)指數(shù)平均分僅64分，在此背景下，探討金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

與既有研究相比，本文具有以下特點(diǎn)：一是在研究視角上，本文從金融素養(yǎng)這一獨(dú)特角度分析其對(duì)家庭財(cái)富積累的影響；二是在金融素養(yǎng)的測(cè)度上，與已有研究所用金融素養(yǎng)的測(cè)度方法不同，本文從主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)兩個(gè)方面同時(shí)進(jìn)行測(cè)度；三是在研究?jī)?nèi)容上，本文既分析金融素養(yǎng)對(duì)家庭資產(chǎn)總規(guī)模的影響，也分析其對(duì)房產(chǎn)、金融資產(chǎn)等分項(xiàng)資產(chǎn)的影響，并著重探討金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累影響的異質(zhì)性。

二、文獻(xiàn)綜述

從家庭財(cái)富積累影響因素的已有研究中可以發(fā)現(xiàn)，影響家庭財(cái)富積累的因素可以歸納為以下三類：一是人口社會(huì)學(xué)特征類變量，如教育[2]和認(rèn)知能力[3]；二是背景風(fēng)險(xiǎn)，如投資風(fēng)險(xiǎn)[4]和健康狀況[5]；三是社會(huì)因素，如宗教信仰[6]。

根據(jù)現(xiàn)有相關(guān)研究，金融素養(yǎng)對(duì)金融行為的影響主要在于投資、融資和財(cái)富積累三個(gè)方面。在投資行為方面，金融素養(yǎng)與居民金融市場(chǎng)參與率存在正相關(guān)關(guān)系，會(huì)顯著影響居民的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)參與行為[7]，同時(shí)，金融素養(yǎng)也對(duì)家庭資產(chǎn)分散化具有顯著正向影響。在融資行為方面，金融素養(yǎng)會(huì)降低居民使用高成本融資方式的概率[8]。在財(cái)富積累影響方面，金融素養(yǎng)會(huì)顯著提高居民制定退休規(guī)劃的概率[9]，進(jìn)而增加家庭的財(cái)富積累規(guī)模[10][11](P210)。

國(guó)內(nèi)早期研究將金融知識(shí)等同于金融素養(yǎng)，發(fā)現(xiàn)金融知識(shí)可以顯著降低家庭金融排斥概率[12]，有助于家庭實(shí)現(xiàn)收入跨越[13]。與家庭金融行為的關(guān)系上，金融素養(yǎng)會(huì)提高家庭的理財(cái)需求[14]，對(duì)家庭借貸概率與借款規(guī)模具有顯著正向影響[15]，也會(huì)明顯提高家庭制定理財(cái)規(guī)劃的概率[16]，但金融素養(yǎng)過(guò)度自信會(huì)導(dǎo)致家庭的股票資產(chǎn)配置比例的顯著提升[17]。

通過(guò)對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)的梳理可以發(fā)現(xiàn)，既有研究存在以下不足：一是在研究視角上，多側(cè)重于金融知識(shí)，而金融知識(shí)僅僅是金融素養(yǎng)的一個(gè)組成部分，如果只用金融知識(shí)刻畫(huà)金融素養(yǎng)，可能會(huì)低估金融素養(yǎng)的真實(shí)影響。二是在對(duì)金融素養(yǎng)的測(cè)度上，既有研究多采用的是Lusardi和Mitchell的測(cè)度方法[18]，因?yàn)閲?guó)內(nèi)外金融市場(chǎng)發(fā)展水平及消費(fèi)者投資行為等方面存在巨大差異，所以國(guó)外對(duì)金融素養(yǎng)的測(cè)度方法不一定適合中國(guó)國(guó)情，應(yīng)基于中國(guó)實(shí)際情況來(lái)設(shè)計(jì)測(cè)度方法。三是在研究?jī)?nèi)容上，已有的研究多側(cè)重金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富總規(guī)模影響，很少關(guān)注對(duì)家庭房產(chǎn)、凈資產(chǎn)和金融資產(chǎn)等分項(xiàng)資產(chǎn)的影響。因此，本研究將基于金融素養(yǎng)這一新視角，利用中國(guó)代表性微觀數(shù)據(jù)和新的金融素養(yǎng)測(cè)度方法，分析其對(duì)城鎮(zhèn)家庭財(cái)富總資產(chǎn)和分項(xiàng)資產(chǎn)的影響。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自2012年中國(guó)城市居民消費(fèi)金融調(diào)查，該調(diào)查由清華大學(xué)中國(guó)金融研究中心完成。抽樣方法采用概率比例規(guī)模抽樣。樣本覆蓋中國(guó)東部、中部和西部三大地理單元，共計(jì)24個(gè)包含經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、比較發(fā)達(dá)和發(fā)展水平一般的三類城市②，具體包括3122個(gè)家庭，樣本具有較好的代表性。該調(diào)研內(nèi)容上包含了家庭的人口社會(huì)學(xué)特征變量，同時(shí)也包括家庭金融教育、金融行為、金融知識(shí)等模塊的內(nèi)容，為本研究提供了有力的數(shù)據(jù)支撐。本文數(shù)據(jù)處理使用Stata13.0。

(二)變量定義

本文的被解釋變量為家庭財(cái)富規(guī)模，具體包括：房產(chǎn)、金融資產(chǎn)、其他資產(chǎn)、總資產(chǎn)和凈資產(chǎn)，分別用houasset、financea、othasset、totasset和netasset表示。

參照已有研究，本文定義了金融素養(yǎng)指標(biāo)，具體包括主觀金融素養(yǎng)(sfl)和客觀金融素養(yǎng)(ofl)。主觀金融素養(yǎng)的測(cè)度方法是：根據(jù)受訪者對(duì)股票、基金、債券這三類金融產(chǎn)品了解程度的自我評(píng)價(jià)來(lái)度量，了解程度設(shè)置為不了解、不太了解、有所了解、比較了解和非常了解，分別賦值為1到5，然后將受訪者對(duì)這三類金融產(chǎn)品了解程度的得分求和，即為主觀金融素養(yǎng)得分。在客觀金融素養(yǎng)的測(cè)度上，參考國(guó)外客觀金融素養(yǎng)度量的核心指標(biāo)，本文選擇包含復(fù)利知識(shí)在內(nèi)的6個(gè)重要金融概念來(lái)進(jìn)行度量③，回答正確記1分，否則為0分，然后進(jìn)行算術(shù)求和，即為客觀金融素養(yǎng)得分。

基于既有研究，本文選取的控制變量如下：教育水平，用edu表示，初中及以下記為1，高中、中專及技校記為2，本專科記為3，碩士及以上記為4；年齡，記為age；婚姻狀況，用marriage表示，已婚=1，其他=0；性別，記為gender，男性=1，女性=0；家庭中孩子的數(shù)量，記為child；健康狀況，用health表示，良好=1，一般=2，較差=3，很差=4；家庭收入穩(wěn)定性，用stable表示，取值范圍介于1至10，1表示收入非常穩(wěn)定，10表示收入非常不穩(wěn)定；風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，用risk表示，風(fēng)險(xiǎn)偏好=1，風(fēng)險(xiǎn)中性=2，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避=3；家庭年收入取對(duì)數(shù)處理，用income表示。

(三)模型設(shè)計(jì)

研究金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響時(shí)，在不同的財(cái)富規(guī)模上，家庭投資行為可能已經(jīng)發(fā)生結(jié)構(gòu)上的改變，普通均值回歸難以精確刻畫(huà)在不同財(cái)富規(guī)模水平上，金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富規(guī)模影響的異質(zhì)性，而分位數(shù)回歸可以幫助本文實(shí)現(xiàn)這一目的。和OSL相比，分位數(shù)回歸(Quantile Regression)是一種能夠反映自變量對(duì)因變量條件分布影響下的建模方法，且比OLS更具穩(wěn)健性上的優(yōu)勢(shì)。本文中分位數(shù)回歸模型如下：

Qy(τx)=a0+a1fli+a2Xi+Qu(τ)

(1)

式(1)中，被解釋變量為家庭財(cái)富積累，具體包括家庭總資產(chǎn)、凈資產(chǎn)、房產(chǎn)、金融資產(chǎn)和其他資產(chǎn)；解釋變量中，fli表示金融素養(yǎng)，Xi為控制變量，具體包含年齡、性別、風(fēng)險(xiǎn)偏好等特征變量?？刹扇【€性規(guī)劃法來(lái)估計(jì)其最小加權(quán)絕對(duì)偏差，然后得到參數(shù)估計(jì)，即：

βτ=argminaE[ρτ(Yi-a0-a1fli-a2Xi)]

(2)

式(2)中，檢驗(yàn)函數(shù)為ρτ(u)=(τ-1(u≤0))u

四、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

本文對(duì)主要變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析，限于篇幅，結(jié)果未列示。從描述性統(tǒng)計(jì)分析可知，主觀金融素養(yǎng)得分的均值為9.47，客觀金融素養(yǎng)得分均值為3.21。家庭總資產(chǎn)均值為175.83萬(wàn)元，其中金融資產(chǎn)和其他資產(chǎn)的均值為28.56萬(wàn)元和31.58萬(wàn)元，房產(chǎn)均值為115.69萬(wàn)元，遠(yuǎn)大于金融資產(chǎn)和其他資產(chǎn)，占總資產(chǎn)的比例也最大，是居民家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中最重要的部分。另外，房產(chǎn)價(jià)值標(biāo)準(zhǔn)差較大，說(shuō)明樣本家庭間房產(chǎn)價(jià)值存在較大差異，這也在一定程度上反映出我國(guó)不同區(qū)域房?jī)r(jià)的巨大差異。受訪者年齡平均為34.24歲，家庭成員健康狀況均值為1.33，介于良好和一般之間，且更偏向于良好，說(shuō)明整體上受訪家庭成員健康狀況較好。收入穩(wěn)定性均值為5.42，居中間水平。

(二)金融素養(yǎng)與家庭財(cái)富積累：相關(guān)分析

金融素養(yǎng)與家庭財(cái)富積累的相關(guān)性。本文首先分析不同金融素養(yǎng)水平下，家庭財(cái)富積累的統(tǒng)計(jì)特征。表1是金融素養(yǎng)與家庭財(cái)富的相關(guān)分析結(jié)果，表1的上半部分和下半部分分別是客觀金融素養(yǎng)和主觀金融素養(yǎng)與家庭財(cái)富積累關(guān)系的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表1上半部分總體上可以看出，隨著客觀金融素養(yǎng)得分的提高，家庭房產(chǎn)、金融資產(chǎn)、其他資產(chǎn)、總資產(chǎn)及凈資產(chǎn)的均值整體上也都是上升的，說(shuō)明客觀金融素養(yǎng)水平與家庭資產(chǎn)是正相關(guān)關(guān)系。同時(shí)還可以看出，房產(chǎn)比金融資產(chǎn)及其他資產(chǎn)的規(guī)模大，房產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比例平均為60.9%，這與中國(guó)家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，CHFS)的結(jié)果一致④。表1中客觀金融素養(yǎng)統(tǒng)計(jì)的最后3列顯示，客觀金融素養(yǎng)得分最低的家庭占樣本比例為2.66%，而客觀金融素養(yǎng)得分最高的家庭占樣本比例為3.72%，客觀金融素養(yǎng)得分低于平均值的家庭占樣本比例為55.86%。

表1下半部分為主觀金融素養(yǎng)與家庭財(cái)富的相關(guān)分析結(jié)果，可以明顯看出，房產(chǎn)仍是家庭資產(chǎn)最重要的組成部分。與客觀金融素養(yǎng)類似，本文計(jì)算的5個(gè)資產(chǎn)類的指標(biāo)與主觀金融素養(yǎng)均呈正相關(guān)關(guān)系。主觀金融素養(yǎng)得分大于8的家庭，房產(chǎn)均值均在百萬(wàn)以上。主觀金融素養(yǎng)得分小于均值的家庭占54.64%。還可以看出，主觀金融素養(yǎng)得分處于最高分和最低分的家庭合計(jì)占樣本總量不足10%，說(shuō)明主觀金融素養(yǎng)得分處在兩端的家庭占比較低。

表1金融素養(yǎng)與家庭財(cái)富的相關(guān)分析表

主觀金融素養(yǎng)與5類資產(chǎn)的相關(guān)系數(shù)高于客觀金融素養(yǎng)。主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)與各類資產(chǎn)均值的相關(guān)系數(shù)如圖1所示，主觀金融素養(yǎng)與本文使用的5個(gè)資產(chǎn)指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)均超過(guò)0.92，特別是與金融資產(chǎn)的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.97，而客觀金融素養(yǎng)的相關(guān)系數(shù)在0.75～0.86，這說(shuō)明主觀金融素養(yǎng)與各類資產(chǎn)的相關(guān)性更強(qiáng)。

圖1 金融素養(yǎng)與5類家庭資產(chǎn)的相關(guān)系數(shù)

(三)金融素養(yǎng)與家庭財(cái)富積累：影響機(jī)制

本部分金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累影響的研究思路如下，首先分析主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響，然后加入核心解釋變量與教育水平的交互項(xiàng)，解釋金融素養(yǎng)影響家庭財(cái)富積累的機(jī)制，具體結(jié)果見(jiàn)表2。表2給出了金融素養(yǎng)對(duì)家庭資產(chǎn)積累影響的回歸結(jié)果⑤。模型1和模型2是單獨(dú)考察金融素養(yǎng)對(duì)各類資產(chǎn)的影響，兩個(gè)模型的控制變量一致，可以明顯看出系數(shù)均為正，主觀金融素養(yǎng)對(duì)房產(chǎn)、金融資產(chǎn)等5個(gè)被解釋變量具有顯著正向影響，P值均小于0.001，而客觀金融素養(yǎng)對(duì)5個(gè)被解釋變量的影響均不顯著。同時(shí)，主觀金融素養(yǎng)的回歸系數(shù)遠(yuǎn)大于客觀金融素養(yǎng)。具體到某類資產(chǎn)上，主觀金融素養(yǎng)的影響也都大于客觀金融素養(yǎng)。主觀金融素養(yǎng)增加1單位，總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)值增加8.63個(gè)單位。模型3給出的是教育水平的影響，結(jié)果為正數(shù)，但均不顯著。模型4與模型5分別考察了客觀金融素養(yǎng)、主觀金融素養(yǎng)與教育水平交互項(xiàng)的影響。結(jié)果顯示，只有主觀金融素養(yǎng)得分與教育水平的交互作用對(duì)5類資產(chǎn)的影響顯著，與模型2和模型3的結(jié)論一致。從金融素養(yǎng)對(duì)5個(gè)被解釋變量的影響來(lái)看，金融素養(yǎng)對(duì)總資產(chǎn)的影響最大，其次是凈資產(chǎn)和房產(chǎn)，金融資產(chǎn)最小。

表2金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響：回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。下表同。

綜上可知，主觀金融素養(yǎng)和教育水平交互之后，金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響變得更加顯著。因此，主觀金融素養(yǎng)會(huì)通過(guò)其與教育水平的交互作用顯著提高家庭財(cái)富積累水平，這與已有研究結(jié)論一致。

模型6和模型7則進(jìn)一步引入金融素養(yǎng)和教育水平兩個(gè)變量，然后考察它們的影響，結(jié)果顯示，主觀金融素養(yǎng)的影響依然顯著為正，即主觀金融素養(yǎng)增加，房產(chǎn)等5個(gè)資產(chǎn)也會(huì)顯著增加，而客觀金融素養(yǎng)的影響不顯著。模型8和模型9的實(shí)證策略是將金融素養(yǎng)、教育水平以及兩者的交互作用同時(shí)引入模型。由模型8可知，客觀金融素養(yǎng)與教育的交互作用對(duì)5個(gè)被解釋變量的影響均不顯著，這與模型5的結(jié)論是一致的。模型9顯示，在引入教育水平和主觀金融素養(yǎng)交互作用之后，主觀金融素養(yǎng)的影響變成負(fù)的，且顯著性明顯下降，可能的原因是高金融素養(yǎng)水平投資者對(duì)自身金融活動(dòng)把握感較強(qiáng)，正常情況下，金融素養(yǎng)水平高的投資者，其文化水平、投資經(jīng)驗(yàn)更為豐富，對(duì)投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知水平更高[16]。至此，本文發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)對(duì)家庭資產(chǎn)的影響主要是通過(guò)主觀金融素養(yǎng)與教育的交互作用來(lái)影響家庭財(cái)富積累的。

(四)金融素養(yǎng)與家庭財(cái)富積累：分位數(shù)回歸分析

1.金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響：財(cái)富規(guī)模異質(zhì)性

由表2可知，主觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響比客觀金融素養(yǎng)要大，因此這里重點(diǎn)考察主觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響。另外，表2僅給出了金融素養(yǎng)對(duì)家庭資產(chǎn)規(guī)模的影響的結(jié)果，卻無(wú)法得知在不同資產(chǎn)規(guī)模上，金融素養(yǎng)和教育水平對(duì)資產(chǎn)規(guī)模影響的異質(zhì)性。本文采用分位數(shù)回歸來(lái)進(jìn)行進(jìn)一步分析，結(jié)果見(jiàn)表3。

由表3可知，主觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭總資產(chǎn)和凈資產(chǎn)的影響比房產(chǎn)、金融資產(chǎn)和其他資產(chǎn)大，而對(duì)房產(chǎn)的影響又大于金融資產(chǎn)及其他資產(chǎn)。金融資產(chǎn)和房產(chǎn)的回歸系數(shù)均比較小，且差別不大。從顯著性上來(lái)看，在不同的分位數(shù)上，主觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭總資產(chǎn)、房產(chǎn)、凈資產(chǎn)、金融資產(chǎn)及其他資產(chǎn)的影響均顯著為正，P值均小于0.001。因此，整體上看，主觀金融素養(yǎng)越高，對(duì)家庭資產(chǎn)規(guī)模的影響越大。

表3主觀金融素養(yǎng)對(duì)財(cái)富的影響：分位數(shù)回歸

從不同分位數(shù)上看，主觀金融素養(yǎng)對(duì)資產(chǎn)規(guī)模大的家庭影響更大，即提高主觀金融素養(yǎng)水平對(duì)資產(chǎn)規(guī)模大的家庭更有利。在金融資產(chǎn)方面，主觀金融素養(yǎng)對(duì)金融資產(chǎn)分位數(shù)的回歸系數(shù)介于0.522和1.645之間，隨著分位數(shù)的增加，回歸系數(shù)呈平滑的緩慢上升趨勢(shì)，即對(duì)金融資產(chǎn)規(guī)模大的家庭影響更大。同時(shí)，還可以看出，金融素養(yǎng)對(duì)其他資產(chǎn)的影響趨勢(shì)和金融資產(chǎn)一致。在房產(chǎn)方面，主觀金融素養(yǎng)對(duì)房產(chǎn)的整體影響呈現(xiàn)先增長(zhǎng)后下降的特征，主觀金融素養(yǎng)在80分位數(shù)上達(dá)到最高，說(shuō)明對(duì)房產(chǎn)總值在80分位數(shù)上的家庭影響最大，對(duì)房產(chǎn)總值處于兩側(cè)分位數(shù)水平的家庭的影響相對(duì)較小。通過(guò)表3還可以得出，在不同的分位數(shù)上，金融素養(yǎng)對(duì)房產(chǎn)、金融資產(chǎn)、總資產(chǎn)及凈資產(chǎn)的影響存在非對(duì)稱性，出現(xiàn)非對(duì)稱的原因可能是，當(dāng)家庭財(cái)富規(guī)模處在比較小的階段時(shí)，金融素養(yǎng)會(huì)對(duì)家庭財(cái)富積累產(chǎn)生正向影響，而金融素養(yǎng)屬于一種重要的人力資本，隨著金融素養(yǎng)水平的提高，人力資本也會(huì)不斷提升，金融素養(yǎng)產(chǎn)生“外溢效應(yīng)”，從而會(huì)擴(kuò)大居民社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、增加工作機(jī)會(huì)，這會(huì)進(jìn)一步提升其收入水平，財(cái)富積累速度也會(huì)進(jìn)一步加快。所以在財(cái)富規(guī)模較小時(shí)，金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的邊際影響逐步增大。而對(duì)財(cái)富積累達(dá)到較大規(guī)模的家庭而言，這部分家庭往往會(huì)通過(guò)尋求專業(yè)理財(cái)規(guī)劃建議進(jìn)行投資，而非僅僅基于自身金融素養(yǎng)水平進(jìn)行理財(cái)決策。此時(shí)，金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響雖然為正，隨著家庭財(cái)富積累規(guī)模的擴(kuò)大，金融素養(yǎng)的邊際效應(yīng)呈下降趨勢(shì)。所以，對(duì)于家庭財(cái)富規(guī)模不同的家庭而言，金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響呈現(xiàn)非對(duì)稱特征。

綜上，主觀金融素養(yǎng)對(duì)本文涉及的5類家庭資產(chǎn)在不同分位數(shù)上均具有顯著的正向影響，這與表2及相關(guān)分析部分的結(jié)論均具有一致性。

2.金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響：區(qū)域異質(zhì)性

中國(guó)地域廣闊，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，東部地區(qū)遠(yuǎn)較中西部地區(qū)發(fā)達(dá)，家庭財(cái)富規(guī)模也存在較大區(qū)域差異，所以金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響也可能存在很大不同。另外，根據(jù)國(guó)際上家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)演變趨勢(shì)，金融資產(chǎn)的占比將逐步提高。

客觀金融素養(yǎng)對(duì)金融資產(chǎn)規(guī)模影響呈現(xiàn)區(qū)域異質(zhì)性。從樣本整體結(jié)果看，隨著家庭金融資產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大，客觀金融素養(yǎng)的影響逐步增加，但對(duì)金融資產(chǎn)規(guī)模大的群體而言，金融素養(yǎng)的作用比較有限，這可能是因?yàn)榇藭r(shí)影響金融資產(chǎn)規(guī)模的因素中，其他因素的作用超過(guò)了金融素養(yǎng)，即金融素養(yǎng)不再起主導(dǎo)作用。

從區(qū)域比較來(lái)看，客觀金融素養(yǎng)對(duì)東部地區(qū)家庭金融資產(chǎn)規(guī)模的影響顯著大于中部地區(qū)，而西部地區(qū)最低。單從東部地區(qū)來(lái)看，在不同的金融資產(chǎn)規(guī)模上，客觀金融素養(yǎng)對(duì)處在80分位上的家庭影響最大，從趨勢(shì)上來(lái)看，其對(duì)東部地區(qū)家庭的影響和樣本整體的影響具有一致性。就中部地區(qū)家庭而言，客觀金融素養(yǎng)對(duì)中部地區(qū)家庭財(cái)富積累影響很小，這可能和家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)有關(guān)，對(duì)樣本數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，中部地區(qū)家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中金融資產(chǎn)比重較小，規(guī)模較小。對(duì)西部地區(qū)家庭而言，客觀金融素養(yǎng)的影響隨著金融資產(chǎn)規(guī)模分位點(diǎn)由低到高，呈現(xiàn)出波動(dòng)性特征，但均是顯著的正向影響。另外，本文還分析了主觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)規(guī)模的影響⑥，結(jié)果顯示主觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)規(guī)模具有顯著正向影響，且對(duì)家庭金融資產(chǎn)規(guī)模更大的家庭而言，該影響更大，同時(shí)，對(duì)東部地區(qū)的影響要明顯高于西部地區(qū)。綜上可知，金融素養(yǎng)對(duì)不同資產(chǎn)規(guī)模的影響存在差異性，且這種差異存在明顯地域特征，東部地區(qū)遠(yuǎn)高于中西部地區(qū)。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證實(shí)證部分結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用兩種做法，一是對(duì)核心解釋變量采用新的度量方法構(gòu)造金融素養(yǎng)指數(shù)，來(lái)驗(yàn)證其對(duì)家庭財(cái)富積累的影響，二是在上文分位數(shù)回歸分析的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步調(diào)整分位數(shù)回歸的分位點(diǎn)。

(一)采用主成分因子法構(gòu)造金融素養(yǎng)指數(shù)

首先通過(guò)建立新的金融素養(yǎng)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，采用主成分因子法構(gòu)造金融素養(yǎng)指數(shù)，記做flindex。基于相關(guān)研究，本文采用9個(gè)指標(biāo)構(gòu)建金融素養(yǎng)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系[14]，并采用主成分因子分析法建立金融素養(yǎng)指數(shù)flindex⑦。然后，將上文分析的5類家庭資產(chǎn)指標(biāo)分別對(duì)核心解釋變量和控制變量進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示，金融素養(yǎng)指數(shù)對(duì)樣本家庭房產(chǎn)、金融資產(chǎn)、其他資產(chǎn)、總資產(chǎn)及凈資產(chǎn)均具有顯著的正向影響。

(二)調(diào)整分位數(shù)回歸分位點(diǎn)

本文通過(guò)調(diào)整分位數(shù)回歸分位點(diǎn)來(lái)觀察回歸系數(shù)顯著性方面的變化。具體而言，即考察房產(chǎn)、金融資產(chǎn)等解釋變量在25和75分位上，主觀金融素養(yǎng)的回歸系數(shù)。結(jié)果顯示，在25、50、75分位上，P值均小于0.001，主觀金融素養(yǎng)回歸系數(shù)均顯著為正。從回歸系數(shù)絕對(duì)值上，主觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭總資產(chǎn)影響最大，其次是凈資產(chǎn)，再次是房產(chǎn)和金融資產(chǎn)，最后是其他資產(chǎn)，這與表2和表3的結(jié)論一致。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，主觀金融素養(yǎng)對(duì)房產(chǎn)等5個(gè)被解釋變量的影響在25和75分位數(shù)上的參數(shù)估計(jì)結(jié)果不同，即存在非對(duì)稱性，這與表3的結(jié)論一致。由此可見(jiàn)，本文金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累影響的結(jié)論是穩(wěn)健的。

六、研究結(jié)論與政策啟示

本文運(yùn)用中國(guó)城市居民消費(fèi)金融調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響及其傳導(dǎo)機(jī)制。其中，家庭財(cái)富用家庭房產(chǎn)、金融資產(chǎn)、其他資產(chǎn)、總資產(chǎn)和凈資產(chǎn)來(lái)表征，金融素養(yǎng)指標(biāo)包括主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)。本文采用因子分析法構(gòu)造金融素養(yǎng)指數(shù)，并結(jié)合多元回歸分析法以及分位數(shù)回歸法進(jìn)行實(shí)證分析，最后對(duì)實(shí)證結(jié)論的穩(wěn)健性進(jìn)行了進(jìn)一步驗(yàn)證，得出的主要結(jié)論如下：

(1)主觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭房產(chǎn)、金融資產(chǎn)、總資產(chǎn)、凈資產(chǎn)具有顯著的正向影響?？陀^金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富也具有正向影響，但不顯著。

(2)主觀金融素養(yǎng)對(duì)總資產(chǎn)、凈資產(chǎn)的影響大于房產(chǎn)和金融資產(chǎn)。主觀金融素養(yǎng)通過(guò)影響其與教育水平的交互作用顯著提升家庭財(cái)富積累水平。在金融素養(yǎng)與教育水平交互作用對(duì)家庭財(cái)富積累的影響程度上，主觀金融素養(yǎng)的交互作用比客觀金融素養(yǎng)影響更大，且更為顯著。

(3)不同的分位點(diǎn)上，主觀金融素養(yǎng)在對(duì)本文涉及的5個(gè)資產(chǎn)變量影響均是顯著的，同時(shí)，隨著財(cái)富規(guī)模的擴(kuò)大，金融素養(yǎng)對(duì)財(cái)富的影響整體呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，且在不同的分位點(diǎn)上這種影響具有非對(duì)稱性。本文還發(fā)現(xiàn)主觀金融素養(yǎng)對(duì)房產(chǎn)、總資產(chǎn)及凈資產(chǎn)在80分位的影響最大。

(4)金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富規(guī)模的影響存在區(qū)域異質(zhì)性，東部地區(qū)遠(yuǎn)高于中西部地區(qū)。

基于以上結(jié)論，本文得到如下政策啟示：首先，鑒于金融素養(yǎng)對(duì)家庭資產(chǎn)積累的重要影響，居民先要客觀認(rèn)識(shí)自身金融素養(yǎng)現(xiàn)狀，對(duì)自身金融素養(yǎng)水平進(jìn)行評(píng)估。在提升自身金融素養(yǎng)水平時(shí)，要兼顧主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)。其次，在提升居民金融素養(yǎng)水平的同時(shí)，要考慮到金融素養(yǎng)水平對(duì)不同資產(chǎn)規(guī)模影響的差異性，同時(shí)要充分考慮到教育水平的作用，尤其是金融素養(yǎng)與教育的交互作用。最后，對(duì)不同資產(chǎn)規(guī)模群體而言，政府在制定提升金融素養(yǎng)的辦法時(shí)，應(yīng)該充分考慮金融素養(yǎng)對(duì)資產(chǎn)規(guī)模影響的異質(zhì)性，另外，在提升居民金融素養(yǎng)時(shí)，也應(yīng)該考慮到金融素養(yǎng)對(duì)家庭資產(chǎn)規(guī)模影響的區(qū)域異質(zhì)性。

注釋：

①高凈值人群這里指可投資資產(chǎn)在1000萬(wàn)元人民幣以上的群體。

②24個(gè)城市如下：第一類：北京、上海、沈陽(yáng)、濟(jì)南、廣州、重慶、西安、武漢；第二類：包頭、吉林、徐州、南昌、?？?、昆明、烏魯木齊、洛陽(yáng)；第三類：朔州、伊春、安慶、泉州、桂林、攀枝花、白銀、株洲。

③這6個(gè)問(wèn)題分別是：1. 下列哪個(gè)銀行對(duì)金融體系負(fù)有管理職能？a)中國(guó)銀行；b)中國(guó)工商銀行；c)中國(guó)人民銀行；d)中國(guó)建設(shè)銀行；f)不知道。2. 如果降低商業(yè)銀行的存款準(zhǔn)備金率，您認(rèn)為整個(gè)經(jīng)濟(jì)中的貨幣量會(huì)？a)減少、b)增加、c)不知道 3. 分散化投資能降低風(fēng)險(xiǎn)嗎？a)是；b)否；c)不知道。4. 如果你持有了某公司股票，那么：a)無(wú)論短期持有，還是長(zhǎng)期持有，你實(shí)際上都是把錢借給了公司；b)無(wú)論短期持有，還是長(zhǎng)期持有，你實(shí)際上都是公司的股東；c)長(zhǎng)期持有的時(shí)候，是公司的股東，短期持有，實(shí)際上是把錢借給了公司；d)不知道。5. 如果利率下降了，您認(rèn)為債券的價(jià)格將會(huì)如何變化？a)下降；b)上升；c)不知道。 6. 銀行的營(yíng)業(yè)網(wǎng)點(diǎn)人民幣兌美元的外匯報(bào)價(jià)顯示為：6.3215～6.3220元/美元：您認(rèn)為哪個(gè)數(shù)字指的是美元的買入價(jià)？a) 6.3215；b) 6.3220；c) 不知道。

④2015年11月27日舉行的2015韓國(guó)—四川省西部論壇上，西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心(CHFS)家庭金融研究部首席研究員李鳳副教授公布了2015年的調(diào)研數(shù)據(jù)。

⑤因?yàn)楸?是數(shù)十個(gè)回歸整理后的結(jié)果，如此整理是為了便于考察本文關(guān)注的核心解釋變量的影響，限于篇幅，沒(méi)有把控制變量都放進(jìn)來(lái)，感興趣的讀者可以向作者索取完整控制變量回歸結(jié)果。表3也是類似的處理。

⑥因篇幅的限制，這里并沒(méi)有將主觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富規(guī)模影響的具體回歸結(jié)果放在此處，感興趣的讀者可向作者索取。

⑦因子分析KMO檢驗(yàn)結(jié)果顯示，全樣本的KMO為0.816，9個(gè)指標(biāo)的KMO值分別是0.812 、0.819 、0.855 、0.842 、0.843 、0.807 、0.795 、0.769和0.845，非常適合做因子分析。由于文章篇幅所限，相應(yīng)因子載荷等具體指標(biāo)沒(méi)有放在正文中，感興趣的讀者如有需要，可向作者索取。

⑧因篇幅的限制，這里并沒(méi)有將金融素養(yǎng)指數(shù)對(duì)家庭財(cái)富積累影響的具體回歸結(jié)果列出，感興趣的讀者可向作者索取。