教育與居民金融知識水平
——來自中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)的證據(jù)

宋 敏， 甘 煦， 周 洋

(武漢大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院， 湖北 武漢 430072)

一、問題的提出

近年來，大量文獻證實了金融知識在家庭金融決策中的重要作用[1]。隨著金融產(chǎn)品的多樣化和復(fù)雜化，金融知識的重要性顯得尤為突出。2015年年底，國務(wù)院辦公廳發(fā)布了《關(guān)于加強金融消費者權(quán)益保護工作的指導(dǎo)意見》，首次從國家層面對金融消費權(quán)益保護進行具體規(guī)定；隨后，中國人民銀行在2016年開展“金融知識普及月”活動，旨在推動金融消費者教育和金融知識普及工作。盡管金融知識對家庭的金融決策有廣泛影響，但是中國家庭的金融知識水平普遍較低，遠低于國際水平①，并存在較大的差異[1]，且?guī)椭纳萍彝ソ鹑跊Q策的理財建議也被發(fā)現(xiàn)并不能對金融知識起到替代作用[2]。因此，研究金融知識的決定因素以及如何提高金融知識水平既是重要議題，又是當(dāng)下政策研究重點。然而，國內(nèi)現(xiàn)有文獻主要關(guān)注金融知識的影響，而鮮少探討金融知識的決定因素。

考慮到金融知識缺乏對家庭投資行為決策的負面影響，發(fā)達國家對此的應(yīng)對措施是開設(shè)金融教育課程，因此國外大多數(shù)關(guān)于如何提高金融知識的研究也是對開設(shè)金融教育課程有效性的考察。然而，目前對開設(shè)金融教育課程的研究并未達成一致結(jié)論。部分研究發(fā)現(xiàn)，開設(shè)此類課程會提高金融知識[3-4], 但Cole et al.[5]發(fā)現(xiàn)此類課程沒有顯著影響。更重要的是，我國現(xiàn)階段教育質(zhì)量與覆蓋率仍與發(fā)達國家有一定差距，且教育預(yù)算有限，因此開設(shè)金融教育課程短期內(nèi)在我國無法廣泛開展，故并不適合我國國情。另一方面，作為人力資本的重要組成部分，受教育水平也可能影響金融知識積累。首先，受教育水平的提高會增強認知能力[6-7]。作為集中反映人們學(xué)習(xí)和解決問題的重要能力，認知能力也被發(fā)現(xiàn)對收集、加工和處理金融信息有著重要的影響，進而影響金融知識積累[5,8]。而數(shù)學(xué)課程作為我國基礎(chǔ)教育體系中的核心課程，受教育程度更高的人其數(shù)學(xué)能力也會更強。其次，受教育水平的提高也會通過構(gòu)造以同學(xué)為基礎(chǔ)的人際網(wǎng)絡(luò)促進個體的社會資本積累，增強社會互動[9-10]?，F(xiàn)有研究表明，社會互動更多的人更有可能通過口頭交流與觀察學(xué)習(xí)的社會學(xué)習(xí)方式來獲取更多的金融知識[11-12]。此外，考慮到我國現(xiàn)行教育體系中的核心必修課程(例如數(shù)學(xué)課程)對認知能力的提高有著重要作用，且具有廣泛覆蓋面，而在過去幾十年間我國居民的受教育水平也取得了較大進步，因此，相比于專項金融教育，本文旨在研究廣義的受教育水平提高是否也會提升居民的金融知識水平。

本文使用中國家庭金融調(diào)查(CHFS)2017年的數(shù)據(jù)，實證研究了居民受教育水平與金融知識之間的關(guān)系，并圍繞1986年實施的義務(wù)教育法構(gòu)造工具變量，避免受教育水平的內(nèi)生性影響。研究發(fā)現(xiàn)，居民受教育水平的提高可以通過認知能力與社會資本積累兩個渠道顯著影響居民的金融知識水平，并且這種影響在沒有財經(jīng)類信息獲取渠道、平時較少關(guān)注經(jīng)濟類信息的人群，以及城市居民中更顯著，后續(xù)的穩(wěn)健性檢驗也再次證實了兩者間的正向因果關(guān)系。

相比于已有文獻，本文的貢獻主要有以下幾個方面：第一，本文補充了金融知識決定因素的文獻?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，特定的金融教育課程會提高金融知識[3-4], 而本文發(fā)現(xiàn)廣義的學(xué)校教育(通識教育)也會提高金融知識水平并通過義務(wù)教育法實施的工具變量識別了兩者間的因果關(guān)系。此外，本文基于中國的背景研究了金融知識的決定因素，也為現(xiàn)有文獻提供了來自發(fā)展中國家的證據(jù)。第二，本文也補充了研究教育影響的文獻。以往研究已證實教育會影響認知能力[6]、教育收益率[13]、金融決策[14-15]等，本文發(fā)現(xiàn)了教育還會影響金融知識的積累。此外，本文的實證發(fā)現(xiàn)對我國還具有重要的政策含義。越來越多國家的政策制定者開始關(guān)注如何提高居民的金融知識水平，并重點評估了一系列金融培訓(xùn)課程的有效性。本文的研究提供了另一個視角，即提高現(xiàn)有教育資源的質(zhì)量與覆蓋率也能增加居民的金融知識水平，這對短期內(nèi)無法廣泛開設(shè)金融教育課程的發(fā)展中國家更具有借鑒意義。

二、文獻綜述

21世紀以來，金融知識的相關(guān)研究以實證研究為主。由于這類研究極大地依賴于對家庭金融知識水平的調(diào)查數(shù)據(jù)，而相關(guān)的微觀調(diào)查直到21世紀初才出現(xiàn)，故金融知識的相關(guān)研究仍是一個較新的研究領(lǐng)域。近年來，家庭在金融市場中所呈現(xiàn)出的與傳統(tǒng)理論相悖的行為(如2008年金融危機中被觀察到的過度負債)，凸顯了家庭金融知識的缺乏以及普及金融知識的重要性。因此，金融知識的相關(guān)研究在近些年也得到了迅猛發(fā)展。

現(xiàn)有的實證研究表明，金融知識對家庭的經(jīng)濟金融行為具有重要影響。這種影響主要體現(xiàn)在以下幾個方面：第一，投資行為。如金融知識的提高可以顯著提升家庭股票市場參與[1]。第二，借貸行為。如Brown et al.[4]指出接受過金融教育的青年呈現(xiàn)出更高的信用水平和更理性的信貸行為。第三，其他行為。如養(yǎng)老規(guī)劃、創(chuàng)業(yè)活動等[16-17]。此外，除了實證研究上的進展，金融知識的理論研究也有所突破。在生命周期模型的框架內(nèi)，Jappelli & Padula[18]發(fā)現(xiàn)金融知識與儲蓄和財富水平呈現(xiàn)出正相關(guān)。Lusardi et al.[19]指出金融知識是財富不平等的重要決定因素。

雖然金融知識對家庭行為決策的影響在現(xiàn)有文獻中得到了廣泛的討論，但對金融知識決定因素的研究相對較少，這也在近年來引起了學(xué)界的關(guān)注。其中，較為突出的研究有：Lusardi et al.[20]運用美國微觀調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)社會人口學(xué)特征(如性別、種族)會影響金融知識水平；Herd et al.[3]的研究則發(fā)現(xiàn)，居民早年認知能力也會影響其長大后的金融知識水平；Grohmann et al.[8]運用泰國曼谷的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，兒童時期的特征也會對金融知識水平產(chǎn)生影響；Brown et al.[21]運用瑞士境內(nèi)德語區(qū)與法語區(qū)的地理分割識別了文化對金融知識的影響。此外，隨著金融教育課程在發(fā)達國家中的陸續(xù)開設(shè)，國外有部分學(xué)者開始研究金融教育課程對參與者金融知識與后續(xù)金融行為的影響[3,4,14]。Luhrmann et al.[22]通過研究短期金融教育計劃對德國高中生的影響，發(fā)現(xiàn)該培訓(xùn)提高了青少年對金融問題與金融知識的興趣。Brown et al.[4]通過調(diào)查金融培訓(xùn)對美國年輕人早期債務(wù)的影響，發(fā)現(xiàn)金融教育提升了受訪者的金融知識水平，減少了其對學(xué)生債務(wù)的依賴，改善了還款行為。但是，Cole et al.[14]的研究發(fā)現(xiàn)個人理財課程并沒有明顯作用。因此，目前研究對于金融教育課程的有效性還未達成共識，且金融教育課程大多都在發(fā)達國家開設(shè)，故此類研究對發(fā)展中國家的政策啟示有限。此外，考慮到金融教育課程在發(fā)展中國家的實施難度，此類課程短期內(nèi)不會在我國大范圍開設(shè)。目前，國內(nèi)鮮少有研究討論金融知識決定因素與如何提高金融知識；也就是說，這一問題既非常重要又還沒有被研究。

基于此，本文研究了居民受教育水平對金融知識的影響，并運用工具變量識別了兩者間的因果關(guān)系。這既是對現(xiàn)有金融知識決定因素文獻的一個重要補充，也為如何提高金融知識的研究開辟了一個具有啟發(fā)意義的新視角。即除了專項金融教育課程，廣義的學(xué)校教育(通識教育)對提高金融知識也有重要作用。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心在全國范圍內(nèi)開展的中國金融調(diào)查(CHFS)。中國家庭金融調(diào)查收集了高質(zhì)量的中國家庭金融微觀數(shù)據(jù)，并被國內(nèi)外眾多研究者使用。該項調(diào)查始于2011年，至今已進行了5次，分別在2011年、2013年、2015年、2017年和2019年。考慮到金融知識的相關(guān)問題僅在2013年及以后的調(diào)查中出現(xiàn)，且在本文完稿前最新的公開數(shù)據(jù)止于2017年，故本文選取2017年的調(diào)查數(shù)據(jù)進行實證研究。2017年的調(diào)查樣本覆蓋了全國29個省353個縣1 417個社區(qū)，共獲得了40 000多戶家庭的微觀數(shù)據(jù)。中國家庭金融調(diào)查收集了家庭的資產(chǎn)與負債、收入與支出、保險與保障，家庭人口特征及就業(yè)等各方面信息。

(二) 變量說明

本文旨在考察教育對居民金融知識水平的影響，因而合理構(gòu)造衡量居民金融知識水平的指標是本文的關(guān)鍵，下面分別就金融知識指標、解釋變量與其他控制變量的選取進行說明。

1.被解釋變量

金融知識指標。金融知識指的是人們對基本金融概念的理解以及簡單金融計算的能力[16]?；诖?，中國家庭金融調(diào)查也設(shè)計了關(guān)于利率計算、通貨膨脹理解及投資風(fēng)險認知的三個問題以考察受訪者的金融知識水平②。表1給出了金融知識相關(guān)問項回答情況的描述性統(tǒng)計。從表1的問項回答情況統(tǒng)計可以看出，中國家庭在各個問題上回答的正確率較低，而回答不知道的比例非常高，這表明我國大部分家庭缺乏對基本金融知識和金融市場的了解。表1給出了金融知識相關(guān)問項回答正確、錯誤、不知道各選項的分布情況。顯然，這三個金融知識問題全部回答正確的家庭僅有6.49%，所有家庭平均回答正確的問題個數(shù)為0.81，可見我國家庭金融知識缺乏現(xiàn)象嚴重，居民的金融知識水平也遠低于歐美發(fā)達國家。

表1 金融知識相關(guān)問項回答情況的描述性統(tǒng)計

參考已有文獻[1,16-17], 本文主要采用因子分析的方法構(gòu)建金融知識指標。具體來說，考慮到回答錯誤與回答算不出來或不知道所代表的金融知識水平是不同的，本文針對每個問題分別構(gòu)建了兩個虛擬變量。第一個虛擬變量表示問題是否回答正確，第二個虛擬變量表示是否直接回答(不知道或算不出來都視為間接回答)。因此，本文得到了三個問題的六個虛擬變量并采用迭代主因子法進行因子分析，由于篇幅限制，因子分析結(jié)果未展示③。根據(jù)因子分析結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)兩個因子的特征值大于1，因此保留這兩個因子并以此構(gòu)造相應(yīng)的金融知識指標，后文將此方法下的金融知識指標稱為“金融知識(因子分析)”(FL_factor)并作為被解釋變量用于后文的基準回歸中，其描述性統(tǒng)計見表2。此外,考慮到現(xiàn)有文獻中也采用受訪者回答正確的問題個數(shù)來衡量金融知識[1], 本文采用此指標(FL_score，即受訪者回答正確一個問題記為1分，否則記為0分，最后對三個問題進行評分加總)作為金融知識的另一衡量指標并用于穩(wěn)健性檢驗中。

2.解釋變量及控制變量

本文選取受教育年限(Schooling)作為解釋變量來衡量戶主的受教育水平。問卷中受教育水平的選項為：沒上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中、中專/職高、大專/高職、大學(xué)本科、碩士研究生和博士研究生，本文將其折算為受教育年限，依次為0年、6年、9年、12年、13年、15年、16年、19年、22年。這一衡量方法也廣泛用于相關(guān)領(lǐng)域研究中，例如 Cole et al.[14]、尹志超等[1, 17]。此外，參照以往文獻，本文選取的控制變量包括：戶主特征變量以及家庭收入變量Ln(Income+1)，取收入的對數(shù)④。其中，戶主特征變量包括戶主年齡(Age)、性別(Male，男性為1，女性為0)、婚姻狀況(Married，已婚為1，其他為0)、戶口所在地(Rural，農(nóng)村為1，城市為0)、是否從事金融業(yè)(Finance，從事金融業(yè)為1，其他為0)。數(shù)據(jù)處理后，本文得到了28 119戶樣本⑤，變量的描述性統(tǒng)計見表2。

表2 部分變量的描述性統(tǒng)計

從表2可知，樣本中戶主的平均受教育年限為8.95，戶主的平均年齡為55.9，大部分戶主為男性并已婚，因子分析得到的金融知識指標均值接近0，家庭平均答對金融知識問題數(shù)接近1，且不同家庭間金融知識水平差異明顯。

(三) 模型設(shè)定

為了檢驗受教育水平能否提高金融知識，本文的基準回歸方程如下：

FL_factori=α+β′Schoolingi+ΣXi+ΣProvincej+ΣCohortj+εi

(1)

其中，F(xiàn)L_factori代表戶主i的金融知識水平；Schoolingi是戶主i的受教育年限；Xi是控制變量，包括戶主年齡、戶主性別、婚姻狀況、收入、戶口所在地、是否從事金融業(yè)；α是截距項，ε是擾動項?？紤]到中國省級層面的顯著差異，在回歸方程中加上了省份虛擬變量Provincej以捕捉省級層面固定效應(yīng)。此外，為了控制其他省級層面的不可觀測影響(如各地經(jīng)濟增長與教育質(zhì)量提升)，還加入了省份—出生年份線性趨勢項Cohortj⑥。

在方程(1)中，Schoolingi的系數(shù)β′代表了受教育年限對金融知識的影響，但考慮到遺漏變量的影響(如戶主自身難以觀測到的內(nèi)在能力使其能夠獲得更高的學(xué)歷與金融知識水平)，上述方程的主回歸系數(shù)并不能解釋兩者間的因果關(guān)系，即存在內(nèi)生性問題。因此，上述方程的主回歸系數(shù)可能會錯誤估計受教育年限對金融知識的影響。為了解決上述內(nèi)生性問題，參照趙西亮[13]、Liang & Dong[10]，本文圍繞義務(wù)教育法的實施這一外生沖擊構(gòu)造教育的工具變量進行二階段估計。

1986年，義務(wù)教育法的頒布從法律上規(guī)定了九年義務(wù)教育，即在義務(wù)教育法生效時，各地年齡在6～16歲的失學(xué)兒童必須重返校園學(xué)習(xí)，這也意味著恰好受到義務(wù)教育法影響的兒童比那些沒受到其影響的兒童會接受更多的教育。義務(wù)教育法頒布之后，中國的義務(wù)教育快速發(fā)展。根據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的數(shù)據(jù)，小學(xué)升學(xué)率從1986年的69.5%上升到1995年的90.8%，2000年以后超過了95%。

此外，雖然我國義務(wù)教育法頒布于1986年，但各省份頒布具體實施條例的時間有顯著差異，如表3所示?；诖耍x務(wù)教育法的有效實施時間可以作為個體受教育年限的工具變量。其具體構(gòu)造方式如下：根據(jù)表3中各省的不同實施時間，將居民受到的影響程度定義為[0,1]間的連續(xù)變量。也就是說，如果某人在義務(wù)教育法實施時小于6歲，他被視為會受到完全影響并記為1；如果某人在義務(wù)教育法實施時大于16歲，他被視為不會受到影響并記為0。相應(yīng)地，如果某人在義務(wù)教育法實施時處于6～16歲之間，他受到的影響在(0，1)間，且可以表示為(16-義務(wù)教育法實施年份+出生年份)/9。因此，義務(wù)教育法的實施在此可被視為一項干預(yù)，受到義務(wù)教育法影響的個體可看作干預(yù)組，而沒有受到影響的個體則為控制組。

有效的工具變量需要滿足兩個性質(zhì)：相關(guān)性和外生性。顯然，各地義務(wù)教育法實施所產(chǎn)生的有效影響程度會直接影響個人的受教育水平(工具變量的相關(guān)性滿足)，但不會直接影響個人的金融知識水平，因為義務(wù)教育法的實施并不是為了提高居民的金融知識水平，并且我國至今沒有在義務(wù)教育階段開設(shè)過金融教育課程。由此可見，本文選取的工具變量對被解釋變量是外生的，與金融知識水平并沒有直接相關(guān)性。此外，基于義務(wù)教育法的實施來構(gòu)造受教育水平的工具變量也因其合理性與有效性被廣泛應(yīng)用于國內(nèi)外的研究中[10,13-14]。

表3 年份實施義務(wù)教育法的省份

基于上述分析，本文運用如下方程進行二階段最小二乘法估計：

Schoolingi=α0+α1CELi+ΣXi+ΣProvincej+ΣCohortj+ηi

(2)

(3)

四、實證分析

(一) 居民受教育年限對其金融知識影響的回歸分析

根據(jù)前文的變量定義與模型設(shè)定，本文首先檢驗居民的受教育年限是否顯著影響其金融知識。表4為基準回歸結(jié)果，其中，前兩列為最小二乘估計結(jié)果，由于最小二乘估計可能存在內(nèi)生性問題，導(dǎo)致結(jié)果有偏，本文還使用了工具變量進行二階段估計，后兩列為相應(yīng)結(jié)果。總體上，表4中的結(jié)果表明，受教育年限對居民金融知識有顯著的正向影響，在控制了家庭、戶主特征、省份固定效應(yīng)與省份—出生年份線性趨勢項后，該影響在1%水平上仍顯著。此外，表4列(2)中的估計結(jié)果表明，居民的金融知識水平會隨家庭總收入增加而提高，已婚且擁有城市戶口的戶主會有更高的金融知識水平，這可能是因為他們更有動機與機會去參與金融市場。

工具變量的回歸結(jié)果證實了受教育年限與金融知識間的正向因果性，表4列(4)中的估計結(jié)果顯示，居民受教育年限每增加一年會導(dǎo)致其金融知識水平增加0.083，轉(zhuǎn)化到標準差上約為37.97%，因此受教育年限對金融知識的提高有顯著影響。第一階段的估計結(jié)果表明，義務(wù)教育法的實施顯著提高了居民的受教育水平，工具變量的系數(shù)在1%的水平顯著且拒絕了弱工具變量假設(shè)；而Durbin-Wu-Hausman (DWH)檢驗的p值也顯著，表明2SLS回歸有意義，內(nèi)生性檢驗通過。

表4 居民受教育年限對其金融知識影響的回歸結(jié)果

此外，考慮到問卷中金融知識對應(yīng)的三個不同問題(利率計算、通貨膨脹理解與投資風(fēng)險)，本文分別對其進行上述回歸以進一步檢驗受教育年限對金融知識的影響(回歸結(jié)果見表5)。其中，回歸結(jié)果中列(1)、列(3)和列(5)為三個問題的最小二乘估計結(jié)果，回歸結(jié)果中列(2)、列(4)和列(6)為相應(yīng)的工具變量回歸結(jié)果?？傮w上，三個金融知識問題的最小二乘法估計結(jié)果均在1%的水平下正顯著，工具變量的估計結(jié)果在5%的水平下正顯著，這進一步支持了表4中的基準回歸結(jié)果。為節(jié)省篇幅，表5中除關(guān)注變量受教育水平外，沒有報告其他控制變量的結(jié)果，想了解具體結(jié)果的讀者可直接與本文作者聯(lián)系，下文表格中內(nèi)容均作類似處理⑦。

表5 金融知識分項的回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗上述結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進行了表6中的一系列檢驗。

考慮到本文選取的工具變量在第一階段估計中本質(zhì)上是基于義務(wù)教育法實施的連續(xù)雙重差分估計量，而雙重差分模型需滿足的前提是平行趨勢假定，即在沒有外生沖擊時，處理組和對照組的趨勢一致，否則估計結(jié)果不可比。因此為了進一步檢驗工具變量的有效性，首先運用安慰劑檢驗來驗證平行趨勢假定。參考Liang & Dong[10]的做法, 假設(shè)義務(wù)教育法的實施提前五年，如果此時估計系數(shù)變得不再顯著，說明平行趨勢假定得以滿足，檢驗結(jié)果如表6列(1)所示。第一階段回歸結(jié)果表明，提前五年實施的義務(wù)教育法對居民受教育年限的影響不顯著；第二階段的估計結(jié)果也不顯著。因此，上文中工具變量的設(shè)定滿足平行趨勢假定并且也證實了表4、表5中的回歸結(jié)果是可靠的。

其次，本文采用以往研究中金融知識的另一種度量方式[1,16]，即答對問題的總數(shù)，作為前文中主回歸變量金融知識(因子分析)的替代指標，再次回歸⑧。表6列(2)為方程(1)對應(yīng)的回歸結(jié)果，列(3)為方程(2)～(3)對應(yīng)的回歸結(jié)果。顯然，在金融知識(評分加總)指標下，受教育年限對居民金融知識的影響仍為正顯著⑨。

此外，考慮到樣本中受訪者的年齡區(qū)間較大而義務(wù)教育法的實施是在1986年之后，故年齡較大的受訪者可能會帶來選擇性偏差，因此剔除了第一批義務(wù)教育法受影響者前15年及以上出生的人，再重新進行工具變量估計。表6列(4)中的估計結(jié)果與全樣本估計結(jié)果一致，也證實了前文結(jié)果的穩(wěn)健性。

最后，考慮到父母的特征(例如受教育情況)可能會影響子女的金融知識水平[8]，因此在表6列(5)的回歸中，控制了父母的特征再次回歸，結(jié)果與前文一致，再次佐證了前文的回歸結(jié)果⑩。

(三)異質(zhì)性檢驗

為了進一步檢驗前文中的回歸結(jié)果，即受教育年限對金融知識的提高作用是否存在異質(zhì)性，本文進行以下三方面檢驗。

首先，現(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn)學(xué)過金融經(jīng)濟類課程的人其金融知識水平更高[22-23]?？紤]到財經(jīng)類相關(guān)課程培訓(xùn)、論壇等可以定向提高金融知識水平，對于有上述財經(jīng)類信息獲取渠道的受訪者，即使他們的受教育年限較低也可能有不低的金融知識水平。因此，相比于其他人，這些人受教育年限對金融知識的影響可能會較不顯著?；诖耍凑帐欠裼胸斀?jīng)類信息獲取渠道，對受訪者分為兩組并對每組進行二階段回歸。表7中前兩列回歸結(jié)果表明，受教育年限對金融知識的影響對沒有財經(jīng)類信息獲取渠道的人更顯著，而對有此類信息渠道的人不顯著，這也與本文的預(yù)期相符，即教育對金融知識的提高作用在沒有財經(jīng)類信息獲取渠道的人群中更大，廣義的學(xué)校教育與專項金融課程對金融知識的影響體現(xiàn)為互補的作用，廣義的學(xué)校教育對金融知識的提高作用對于那些沒有專項金融課程獲取渠道的人更為顯著，這也與本文結(jié)論一致。

表6 穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果

其次，檢驗了教育對金融知識的促進作用對不同經(jīng)濟類信息關(guān)注度的人是否也存在差異。表7列(3)和(4)中的結(jié)果表明，對經(jīng)濟類信息更關(guān)注的人，受教育年限對其金融知識沒有顯著影響，而平時對經(jīng)濟類信息不關(guān)注的人，其金融知識受到教育的影響更大。這是因為對經(jīng)濟類信息更關(guān)注的人，會有更多的渠道獲取金融知識，因此受教育年限對金融知識的促進作用也相對較小。

最后，考慮到我國城鄉(xiāng)的巨大差異，還檢驗了教育對金融知識的影響在兩者間的差異。表7列(5)和(6)中的結(jié)果表明，教育對金融知識的影響對城市戶口的受訪者更顯著，而對農(nóng)村戶口的受訪者不顯著。這可能因為我國農(nóng)村的正規(guī)金融市場還處在較低的發(fā)展水平，所以相比于城市居民，農(nóng)村居民運用金融知識、參與金融市場以及使用正規(guī)金融產(chǎn)品的機會相對較少，他們更傾向于依賴非正規(guī)的途徑(例如親屬關(guān)系)來滿足經(jīng)濟需求[24]。因此，受教育水平的提高對農(nóng)村居民金融知識的影響有限。

(四) 受教育年限對金融知識影響的渠道分析

上述結(jié)果證實了受教育水平對居民金融知識的促進作用，并且這種作用在四個方面有明顯的異質(zhì)性。因此，在本部分試圖探究受教育年限對金融知識影響的潛在渠道，即認知能力渠道與社會資本渠道。

首先，本文發(fā)現(xiàn)了受教育年限提高對認知能力的影響是提高金融知識水平的重要渠道之一。認知能力是指人腦加工、儲存和提取信息的能力，它集中反映了人們學(xué)習(xí)和解決問題的能力，因此認知能力渠道是指教育可以通過提高個體收集、整理、分析信息的能力，從而幫助個體獲得更多的金融知識。Banks & Mazzonna[6]和Huang & Zhou[7]的研究證實了受教育水平的提高會促進認知能力提升。作為認知能力的重要體現(xiàn)維度，數(shù)學(xué)能力也被現(xiàn)有研究證實會影響金融知識水平[8]，Cole et al.[5]也發(fā)現(xiàn)接受過更多數(shù)學(xué)課程訓(xùn)練的人群，其金融知識水平也會明顯高于其他人，廖理等[25]的研究也證實了數(shù)學(xué)能力對中國居民的金融素養(yǎng)差異性具有一定解釋力。此外，在金融知識的三個相關(guān)問題中，前兩個都顯然需要用到數(shù)學(xué)知識，而數(shù)學(xué)作為核心必修課程出現(xiàn)在了我國各階段的基礎(chǔ)教育體系中，接受過義務(wù)教育的人群其數(shù)學(xué)水平也會在平均水平上高于未接受過義務(wù)教育的人群。

表7 異質(zhì)性檢驗的回歸結(jié)果

基于此，本文認為認知能力的提升是教育影響金融知識的渠道之一，并用數(shù)學(xué)水平作為認知能力的重要衡量指標來檢驗教育影響金融知識的認知能力渠道，檢驗結(jié)果見表8中的列(1)、(2)。由于本文的主回歸數(shù)據(jù)中沒有認知能力的相關(guān)度量指標，所以采用2018年的中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)進行此影響渠道的檢驗，回歸結(jié)果表明教育能顯著提高個體的數(shù)學(xué)能力，而數(shù)學(xué)能力作為認知能力的重要體現(xiàn)維度也影響著金融知識的積累，這也證明了認知能力是教育影響金融知識的一個重要機制。

其次，本文也發(fā)現(xiàn)了受教育水平會通過社會資本渠道影響居民的金融知識水平。社會資本渠道是指受教育水平的提高可以通過構(gòu)造以同學(xué)為基礎(chǔ)的人際網(wǎng)絡(luò)和提高個人的社會交往能力來擴大個體的社會網(wǎng)絡(luò)，進而形成社會資本[10,26]。社會資本的增加也促進個體通過社會互動與社會學(xué)習(xí)，獲取更多的金融知識以及影響其金融決策[27-29]?，F(xiàn)有研究表明，社會學(xué)習(xí)(例如：口頭交流與觀察學(xué)習(xí))是獲取金融知識的渠道之一[11，30]，Haliassos et al.[12]也發(fā)現(xiàn)了鄰里間獲取金融知識的社會乘數(shù)效應(yīng)。

作為人生中第一個培養(yǎng)道德能力與社會規(guī)范的非家庭環(huán)境，學(xué)校教育對個體社會規(guī)范以及價值觀的塑造起到了重要作用。通過學(xué)校教育，學(xué)生學(xué)到了基本社會規(guī)范與社會責(zé)任，并在塑造互惠互助、相互尊重、相互信任的同伴文化中加以實踐。而這些價值觀也是產(chǎn)生社交能力、積累社會資本的關(guān)鍵[9]。因此，本文認為社會資本渠道也是教育影響金融知識的另一潛在影響渠道。

為了檢驗社會資本渠道，參考以往研究中對家庭社會交往的度量方式[28]，運用CHFS數(shù)據(jù)中的禮金支出(非家庭成員)與通訊支出作為衡量社會交往的主要指標進行回歸，結(jié)果見表8中的列(3)～(6)?？傮w上，回歸結(jié)果表明教育會通過社會交往而提高居民的金融知識水平。

表8 受教育年限對金融知識影響渠道的回歸結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

基于中國家庭金融調(diào)查2017年的數(shù)據(jù)，本文實證研究了居民受教育年限與金融知識之間的關(guān)系。為了避免受教育年限受內(nèi)生性的影響，本文構(gòu)造了義務(wù)教育法實施的工具變量進行估計。研究發(fā)現(xiàn)，受教育年限的提高可以顯著增加居民的金融知識。金融知識三個問題的分項回歸結(jié)果與一系列的穩(wěn)健性檢驗也支持了兩者間的正向因果性。異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，教育對金融知識的促進作用在沒有財經(jīng)類信息獲取渠道、平時較少關(guān)注經(jīng)濟類信息的人群，以及城市居民中更顯著?；诖耍疚牡倪M一步機制分析表明，教育對金融知識影響的促進作用來源于認知能力渠道與社會資本渠道。受教育年限的提高會增加個體的認知能力和社會資本積累，進而增強個體金融信息的收集、分析與處理能力，從而促進個體的金融知識積累。

本文的研究結(jié)果具有重要的政策含義。中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，我國家庭的金融知識水平普遍較低，而金融知識的缺乏是制約家庭參與金融市場和風(fēng)險資產(chǎn)投資的一個重要因素?；诖?，政府應(yīng)該進一步向民眾普及金融知識。但是考慮到作為一個發(fā)展中國家，我國在短期內(nèi)無法像發(fā)達國家一樣大范圍開設(shè)金融教育課程，并且金融教育類課程的開設(shè)很可能會對現(xiàn)有課程存在擠出效應(yīng)。根據(jù)本文的研究結(jié)果，廣義的學(xué)校教育同樣可以促進居民的金融知識積累，即提高現(xiàn)有教育資源的質(zhì)量與覆蓋率也能提高居民的金融知識水平。因此，增加基礎(chǔ)教育投資，推進義務(wù)教育向優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展，降低高中學(xué)費等費用，將有利于提高居民的受教育水平，進而提升居民金融知識水平。

注 釋：

①國際上通用的三個金融知識問題全部答對比率：德國53.2%，荷蘭44.8%，美國30.2%(Lusardi & Mitchell，2011)。根據(jù)表1，我國的答對率為6.49%。

②這三個問題最早由Lusardi & Mitchell(2011)提出，隨后廣泛用于家庭金融領(lǐng)域的研究中。

③⑦未展示內(nèi)容，如果讀者需要，可以直接向作者索取，作者郵箱: 1938971329@qq.com。

④現(xiàn)有文獻已證實一些人口統(tǒng)計學(xué)變量(如年齡、性別、收入)是影響金融知識的重要因素(Finke et al., 2017; Cupak et al., 2018)，并且Li(2014)的研究也表明夫妻間的信息共享也會影響彼此的金融知識水平，因此本文在回歸中控制了這些變量。此外，考慮到中國較大的城鄉(xiāng)差異以及在金融行業(yè)工作的人有更多機會接觸到金融信息導(dǎo)致其金融知識水平可能更高，本文還控制了戶口所在地與是否從事金融業(yè)這兩個變量。

⑤2017年的數(shù)據(jù)共調(diào)查了4萬多戶家庭，但金融知識的相關(guān)變量在合并且保留既是受訪者又是戶主的樣本后只在2萬多戶家庭中存在(由于2017年的問卷中金融知識的相關(guān)問題僅對新受訪者，因此作者用2015年的數(shù)據(jù)對其補齊)。

⑥考慮到各地由經(jīng)濟增長或教學(xué)質(zhì)量提升等因素造成的時間趨勢可能影響本文的估計結(jié)果，因此參考義務(wù)教育法相關(guān)的最新文獻做法(Stephens & Yang, 2014; Ma, 2019)，加入了省份—出生年份線性趨勢項以控制這些時間趨勢。

⑧此指標記為FL_score, 其描述性統(tǒng)計見表2。

⑨參照張?zhí)枟澓鸵境?2016)，本文還構(gòu)造了另一金融知識替代指標檢驗結(jié)果穩(wěn)健性，在此指標下，受教育水平對居民金融知識的影響仍正顯著，表明本文回歸結(jié)果穩(wěn)健。由于篇幅限制，作者未將其放入正文。

⑩考慮到CHFS問卷中沒有高級金融知識的相關(guān)問題，本文還運用CFPS(2014)中的初級金融知識與高級金融知識作了穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果與本文基準回歸結(jié)果一致。