金融素養(yǎng)、金融普惠性與家庭金融資產(chǎn)配置
——基于2019 年CHFS 數(shù)據(jù)的實證研究

張 真，丁元耀，韓逸軒

（寧波大學 商學院，浙江 寧波 315211）

一、引言與文獻綜述

隨著我國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)，居民家庭財富快速積累?！?021 年安聯(lián)全球財富報告》顯示，2020年中國家庭金融資產(chǎn)總額持續(xù)上升，占亞洲地區(qū)金融資產(chǎn)總額的47%，家庭人均凈金融資產(chǎn)較2009年增幅超300%；但從我國家庭財富管理的角度來講整體處于“亞健康”狀態(tài)，根據(jù)廣發(fā)銀行與西南財經(jīng)大學聯(lián)合發(fā)布的《中國城市家庭財富健康報告》顯示，我國家庭的平均財富健康得分為68.5，近四成家庭財富管理得分在60 分以下，說明我國家庭資產(chǎn)配置不合理，單一化嚴重，其根源在于我國家庭資產(chǎn)大部分用于購置房產(chǎn)，會增加房地產(chǎn)市場波動時期家庭資產(chǎn)的潛在風險。以家庭金融資產(chǎn)配置為主題，研究其影響因素，對優(yōu)化我國家庭金融決策和提高突發(fā)事件抵抗力具有重要的現(xiàn)實意義

家庭金融這一概念最早由Campbell（2006）[1]提出，他認為家庭金融能夠改善人民的福利水平。眾多學者從個體層面、家庭層面和社會層面三個方面對金融資產(chǎn)配置的影響因素進行研究。個體層面上，主要的影響因素是年齡、性別、學歷、婚否、收入、信任度、風險態(tài)度、金融意識等（Shum 和Faig，2006；于蓉，2006）[2-3]；家庭層面上，郭琳（2013）[4]研究發(fā)現(xiàn)家庭結(jié)構(gòu)會對家庭金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響，余秋雨和蔡燁（2021）[5]利用微觀數(shù)據(jù)實證分析得出擁有房產(chǎn)會增加家庭在其他金融風險資產(chǎn)上的投資這一結(jié)論，Bergstresser 和Poterba（2004）[6]研究表明家庭收入與家庭金融資產(chǎn)配置息息相關(guān)；社會層面上，從社會互動、同群效應和信息渠道等方面出發(fā)，探究了這些因素對家庭股市參與的影響（Hong 等，2004；郭士祺和梁平漢，2014）[7-8]。

自2013 年中國人民銀行首次開展消費者金融素養(yǎng)問卷調(diào)查活動起，發(fā)現(xiàn)我國消費者的金融素養(yǎng)偏低、金融意識薄弱、不同個體之間金融素養(yǎng)水平存在較大的差異性且遠低于發(fā)達國家消費者的平均金融素養(yǎng)水平。尹志超等（2014）[9]利用2013 年CHFS 微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，我國居民在對利率計算、通脹理解、投資風險三個問題的理解上遠低于荷蘭和美國居民的水平，說明我國居民對基本金融知識和金融市場的認知情況方面十分薄弱。朱文佩和林義（2022）[10]利用CHFS2017 的數(shù)據(jù)將客觀金融素養(yǎng)和主觀金融素養(yǎng)進行綜合計算得分，并將金融素養(yǎng)水平劃分為低水平、自負型、自卑型和高水平四個類型，發(fā)現(xiàn)高水平的樣本占比僅為18.36%，說明我國家庭整體金融水平還有很大的上升空間。

普惠金融作為我國金融改革的重點內(nèi)容，對家庭金融有重要影響。2016 年1 月15 日國務院發(fā)布了《推進普惠金融發(fā)展規(guī)劃（2016—2020 年）》，該規(guī)劃明確指出要提高金融服務的覆蓋率、可得性和滿意度，建立多層次的、與我國國情相符的普惠金融服務體系。其目的是為了增強人民群眾對金融服務的獲得感，使我國弱勢群體能夠及時地獲取價格合理、便捷安全的金融服務。隨著大數(shù)據(jù)、云計算與區(qū)塊鏈等創(chuàng)新技術(shù)的快速發(fā)展，近些年研究數(shù)字普惠金融的文獻層出不窮，中外學者普遍認為數(shù)字普惠金融能夠促進經(jīng)濟增長、縮小貧富差距（Kodan 和Chhikara，2013；郭峰等，2020）[11-12]。但這些研究大部分是從宏觀的角度分析普惠金融，鮮有關(guān)注到微觀家庭。

綜上分析，本文立足于我國整體居民金融素養(yǎng)水平仍處于偏低的宏觀背景，參考現(xiàn)有文獻，從需求側(cè)出發(fā)，創(chuàng)新性的將家庭金融普惠性新理念納入研究框架，把金融普惠性定義為不同階層、不同年齡的個體都能在機會平等以及服務保障完善的基礎上獲得一系列金融產(chǎn)品和服務，充分發(fā)揮個人金融資產(chǎn)配置對于自身福利水平的改善效果。本文以2019 年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎，厘清金融素養(yǎng)與家庭金融資產(chǎn)配置之間的關(guān)系，探討“金融素養(yǎng)-金融普惠性-家庭金融資產(chǎn)配置”的影響路徑，進一步挖掘金融素養(yǎng)影響家庭金融資產(chǎn)配置的內(nèi)在邏輯，為有效提升全民金融素養(yǎng)水平提供新思路。

二、理論分析及研究假設

（一）金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響

金融素養(yǎng)作為家庭金融資產(chǎn)配置的重要影響因素之一，可以從多個方面影響家庭的風險金融資產(chǎn)配置決策。金融素養(yǎng)較高的家庭會通過適當?shù)慕鹑谛袨榉e累自身的財富，而家庭財富顯著影響家庭是否參與金融市場，何學松和孔榮（2019）[13]從信貸、理財與保險三個方面考察金融行為，指出提升金融素養(yǎng)可以優(yōu)化農(nóng)民的金融行為決策從而增加農(nóng)民的收入。尹志超等（2014）[9]實證發(fā)現(xiàn)金融知識的缺乏是制約家庭參與金融市場和風險資產(chǎn)投資的一個重要因素，豐富的金融知識可以幫助居民深入了解金融市場以及金融產(chǎn)品的風險和特征，減少人們搜尋和處理信息的時間成本，最終降低家庭進入金融市場進行投資的門檻。行為金融學理論認為，由于消費者固有的非理性行為造成的認知偏差，會使得消費者忽略潛在的金融風險，而良好的金融素養(yǎng)能夠使消費者形成正確的風險態(tài)度，做出合理的金融決策，避免或者減少人們在金融市場造成的無謂損失。金融技能作為金融素養(yǎng)的重要體現(xiàn)，有助于居民充分掌握和利用自身的金融知識有效管理金融資源以及配置金融資產(chǎn)，從而實現(xiàn)其生命周期內(nèi)的福利最大化（Hung 等，2009）[14]。

（二）金融普惠性對家庭金融資產(chǎn)配置的影響

提高金融普惠性有利于提高金融可得性，從而影響家庭金融資產(chǎn)配置。尹志超等（2015）[15]通過中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)中每個樣本家庭存款開戶銀行的數(shù)量度量金融可得性，其研究發(fā)現(xiàn)金融可得性的提高會促進家庭積極參與正規(guī)金融市場并進行資產(chǎn)配置，同時降低家庭對非正規(guī)金融市場的參與及資產(chǎn)配置。李毅（2018）[16]從大銀行金融可得性和中小銀行金融可得性兩個角度探討金融可得性與家庭金融資產(chǎn)配置之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)中小銀行可得性對家庭金融資產(chǎn)配置的影響要更大。

隨著金融基建的大量建成，可以通過多種方式提高家庭的金融可得性，進而拓寬家庭投資金融資產(chǎn)的渠道。首先，金融基建的建成使信息可以通過互聯(lián)網(wǎng)、自媒體、廣播、電視等多方面渠道獲得，不僅提高信息的流動性而且增強人們對金融服務的認識（Sarma 和Pais，2011）[17]。此外，信息渠道的擴展拓寬了家庭對于股市相關(guān)信息的獲取范圍，尤其是通過網(wǎng)絡信息化傳遞股市信息推動了家庭積極參與金融市場（郭士祺和梁平漢，2014）[8]。董曉林等（2017）[18]指出，互聯(lián)網(wǎng)等新信息渠道顯著提高城鄉(xiāng)居民金融市場參與度和風險資產(chǎn)持有比例。

金融普惠性也會在一定程度上影響家庭收入，進而影響家庭金融資產(chǎn)配置。盧亞娟等（2018）[19]從金融服務門檻效應、金融排斥效應、金融減貧效應和涓滴效應這四個途徑分析金融普惠如何影響家庭收入，研究發(fā)現(xiàn)金融普惠程度的提高能夠顯著促進家庭收入。肖龍鐸和張兵（2017）[20]從非農(nóng)就業(yè)水平這一角度切入，得出提高金融可得性會帶動農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)水平從而影響農(nóng)民家庭收入的結(jié)論。而家庭收入水平顯著影響家庭進入金融市場的概率，也即收入對家庭參與金融市場具有正向顯著作用（王聰和田存志，2012）[21]。

（三）金融素養(yǎng)對金融普惠性的影響

根據(jù)上述金融素養(yǎng)對家庭風險金融資產(chǎn)配置的影響分析，提升居民金融素養(yǎng)可以通過普及金融知識、端正金融態(tài)度、掌握金融技能以及規(guī)范金融行為來優(yōu)化家庭風險金融資產(chǎn)配置。在該過程中，金融素養(yǎng)會通過金融知識、金融態(tài)度以及金融技能這三個方面來影響金融普惠性，從而影響家庭風險金融資產(chǎn)配置。具體而言，提升金融素養(yǎng)會提高居民的金融知識水平和金融技能，Grohmann 等（2018）[22]從國家層面論證了金融素養(yǎng)與金融普惠性之間的相關(guān)性，發(fā)現(xiàn)在不同制度背景下金融素養(yǎng)均會顯著影響金融普惠性，他們認為金融普惠性的發(fā)展主要由金融基礎設施的建設決定，而金融知識以及金融技能的提升是了解和利用這些金融基建的前提。在充滿不確定性的市場環(huán)境下，投資者往往會表現(xiàn)出極大的風險厭惡，因此提升金融素養(yǎng)可以使居民形成正確的金融風險態(tài)度，從而為營造良好、有效、公平的普惠金融環(huán)境提供動力。綜合上述理論分析，本文提出以下假設。

假設H1：提高金融素養(yǎng)有利于優(yōu)化家庭風險金融資產(chǎn)配置；

假設H1a：提高金融素養(yǎng)有利于提升金融普惠性；

假設H1b：提升金融普惠性有利于優(yōu)化家庭風險金融資產(chǎn)配置；

假設H1c：金融普惠性在金融素養(yǎng)與家庭風險金融資產(chǎn)配置中具有中介效應作用。

三、研究設計

（一）主要指標構(gòu)建

1.金融素養(yǎng)水平。本文借鑒楊明穎和羅荷花（2021）[23]的處理思路并且結(jié)合理論分析，從金融行為、金融知識、金融態(tài)度、金融技能四個維度對金融素養(yǎng)水平進行衡量。首先，從問卷中提取“人們對經(jīng)濟，金融信息關(guān)注度”這一問題對金融行為維度進行衡量，對關(guān)注程度進行賦分，最為關(guān)注的賦為5 分，最不關(guān)注的賦為1 分，未回答的賦為0 分。其次，對金融知識維度利用基本的利率常識問題對受訪居民進行衡量，回答正確為1，回答錯誤為0。再次，以問卷中的風險態(tài)度問題來測度金融態(tài)度維度，把“高風險，高回報的項目”賦為5 分，“不愿意承擔任何風險”賦為1 分，“不知道”賦為0 分。最后，對金融技能維度利用金融資產(chǎn)配置多樣化進行衡量，將問卷中關(guān)于購買金融產(chǎn)品的問題（包含7 種金融風險產(chǎn)品）進行得分加總。購買任意一種金融產(chǎn)品記1分，最高為7 代表購買了所有金融產(chǎn)品，最低為0代表沒有購買金融產(chǎn)品。綜上所述生成四個虛擬變量，利用主成分分析，家庭金融素養(yǎng)指標的KMO 值大于0.5，BarlettP 值為0 較為顯著，因此適合運用主成分分析法來構(gòu)建該指標。

2.金融普惠性。依據(jù)尹志超等（2019）[24]構(gòu)建家庭普惠金融指標體系的研究思路，并結(jié)合CHFS2019年的數(shù)據(jù)，本文從儲蓄行為、信貸可得性、商業(yè)保險覆蓋率以及數(shù)字金融服務四個維度構(gòu)建需求側(cè)的金融普惠性測度體系。首先，在儲蓄行為方面，以是否擁有銀行賬戶進行衡量，擁有銀行賬戶的賦為1，沒有銀行賬戶的賦為0。其次，以獲得正規(guī)貸款衡量信貸可得性方面，獲得正規(guī)貸款的賦為1，否則賦為0。再次，在商業(yè)保險覆蓋率方面，以是否擁有商業(yè)保險進行衡量，擁有商業(yè)保險的賦為1，沒有商業(yè)保險的賦為0。最后，對不斷普及的數(shù)字金融從以下三個角度進行衡量：第一個是數(shù)字金融負債，是否使用螞蟻花唄、京東白條，使用賦為1，不使用賦為0；第二個是數(shù)字金融儲蓄行為，是否開通支付寶，微信支付等第三方支付賬戶，開通賦為1，未開通賦為0；第三個是數(shù)字金融信貸，是否從支付寶借唄、P2P等網(wǎng)絡借貸平臺融資，融資賦為1，未融資賦為0。因此，綜合上述方式生成6 個虛擬變量，利用主成分分析法得到家庭層面的金融普惠性指數(shù)。

3.家庭金融資產(chǎn)配置。為進一步研究金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響，結(jié)合CHFS2019 年問卷調(diào)查的特性，本文將金融資產(chǎn)分為低風險金融資產(chǎn)和高風險金融資產(chǎn)。其中，低風險金融資產(chǎn)主要包括基金、債券、互聯(lián)網(wǎng)理財產(chǎn)品、金融理財產(chǎn)品、黃金、外匯這六類；高風險金融資產(chǎn)主要包括股票和衍生品這兩類。本文從參與廣度和參與深度兩個方面衡量家庭風險金融資產(chǎn)配置行為：第一個方面是家庭是否參與低（高）風險金融市場，家庭如果持有一種或多種低（高）風險金融產(chǎn)品，則視為該家庭參與對應風險金融市場取值為1，否則視為未參與取值為0；第二個方面是家庭參與低（高）風險金融市場的程度，通過低（高）風險資產(chǎn)與家庭金融資產(chǎn)的比值這一代理變量進行衡量。

表2 金融普惠性指標測度體系

（二）模型設定

因為低（高）風險金融市場參與均是二值虛擬變量，所以本文首先使用Probit 回歸模型討論金融素養(yǎng)對家庭參與金融市場廣度的影響。具體模型設定如下：

其中μ～N（0，σ2），Y=1 表示家庭參與低（高）風險金融市場，Y=0 表示家庭沒有參與低（高）風險金融市場。Finascore 是核心解釋變量，Control 是控制變量。

由于低（高）風險金融資產(chǎn)占比是截斷的，因此考慮其分布特征，本文采用Tobit 回歸模型來討論金融素養(yǎng)對家庭參與金融市場深度的影響。具體模型設定如下：

其中，Y 表示家庭低（高）風險金融資產(chǎn)的占比，表示家庭低（高）風險金融資產(chǎn)的占比在（0，1）之間的觀測值。

為了探究金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置可能存在的影響路徑，本文選取金融普惠性（Finde）作為中介變量，參考溫忠麟和葉寶娟（2014）[25]檢驗路徑以及方法，設定如下中介效應模型，式（3）～ 式（5）是家庭參與金融市場廣度的中介效應模型，式（6）～式（8）是家庭參與金融市場深度的中介效應模型。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于西南財經(jīng)大學家庭金融調(diào)查研究中心2019CHFS 數(shù)據(jù)庫，CHFS 數(shù)據(jù)涵蓋詳細的家庭金融資產(chǎn)與非金融資產(chǎn)、年齡、收入、住房狀況，受教育程度等信息，以達到本研究相關(guān)變量計算的目的（甘梨等，2013）[26]。根據(jù)本文所研究的內(nèi)容，對34 643 戶樣本家庭的數(shù)據(jù)進行篩選處理，刪除信息缺失值以及樣本中的極端值后，形成28 705戶家庭的樣本觀測值。

通過參考現(xiàn)有文獻，本文主要選取兩類控制變量。第一類是戶主特征控制變量，選取性別、年齡、受教育程度、風險態(tài)度、婚姻狀況等作為戶主特征控制變量；第二類是家庭特征控制變量，選取家庭規(guī)模、家庭收入、房產(chǎn)價值、戶口性質(zhì)、地區(qū)等作為家庭特征控制變量。

表3 是模型主要變量的描述性統(tǒng)計。低風險金融資產(chǎn)參與的均值為0.167，高風險金融資產(chǎn)參與的均值為0.062 1，說明我國家庭對風險金融資產(chǎn)市場的參與程度不高，并且高風險金融資產(chǎn)參與度更低；從低（高）風險金融資產(chǎn)占比的均值中發(fā)現(xiàn)，在參與風險金融資產(chǎn)市場的家庭中，低風險金融資產(chǎn)占比更高。金融素養(yǎng)指數(shù)的均值為0.016 5，說明我國家庭的普遍金融素養(yǎng)較低，并且最小值為-0.626，最大值為3.286，說明各個家庭之間的金融素養(yǎng)水平差異較大。金融普惠性指數(shù)的均值為0.002 55，說明普遍家庭的金融普惠性水平均偏低，且由最大值和最小值之間的差距表明各個家庭之間的金融普惠性水平差異較大。

表3 描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果分析

（一）回歸檢驗

表4 第（1）列和第（2）列列示了金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響廣度。由結(jié)果可知，金融素養(yǎng)對低風險金融資產(chǎn)參與和高風險金融資產(chǎn)參與在1%的水平下均為顯著的正向作用，說明金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響廣度具有正相關(guān)關(guān)系，由此證實了假設H1 的一部分，并且金融素養(yǎng)的提高對高風險金融資產(chǎn)參與的影響更大。第（3）列和第（4）列列示了金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響深度。由結(jié)果可知，低（高）風險金融資產(chǎn)占比在1%的水平下均具有顯著的正向作用，說明戶主金融素養(yǎng)的提升會增加家庭風險金融資產(chǎn)的持有規(guī)模，由此假設H1 得證。第（5）列表明金融素養(yǎng)對金融普惠性具有顯著的正向影響，說明居民金融素養(yǎng)的提高會增加金融普惠性，因此假設H1a 得證。

表4 金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響結(jié)果

表5 的結(jié)果表明，控制其他條件不變的情況下，提升金融普惠性顯著增加低、高風險金融資產(chǎn)的投資概率以及占比，說明提升金融普惠性有利于優(yōu)化家庭風險金融資產(chǎn)配置。因此，假設H1b 得證。

表5 金融普惠性與家庭風險金融資產(chǎn)配置

（二）中介效應檢驗

中介效應檢驗分析結(jié)果如表6 所示，依據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）[25]的判別方法，列（1）～ 列（9）表明金融普惠性具有部分中介效應，其中列（3）、列（6）、列（9）中Finde 的系數(shù)顯著為正，說明金融普惠性的提升有助于家庭積極參與低（高）風險金融市場以及增加低風險金融資產(chǎn)占比；列（10）～ 列（12）表明金融普惠性具有遮掩效應，即提高金融素養(yǎng)促進家庭增加高風險金融投資，但是金融普惠性遮掩了這種促進作用，本文認為在家庭金融普惠性不斷提高的背景下，金融素養(yǎng)越高的家庭為優(yōu)化資產(chǎn)配置，會權(quán)衡高風險金融資產(chǎn)帶來的利弊，適度規(guī)避高風險金融投資。綜上所述，假設H1c 得證。

表6 中介效應檢驗分析

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）內(nèi)生性處理

在上文的分析中，金融素養(yǎng)與金融資產(chǎn)配置具有潛在的互為因果關(guān)系，即家庭成員在金融資產(chǎn)投資的過程中不斷提升自身金融素養(yǎng)水平。為消除內(nèi)生性問題，提高結(jié)果穩(wěn)健性，本文選取樣本所在城市的平均金融素養(yǎng)水平作為工具變量。由于樣本所在城市的平均金融素養(yǎng)水平與其金融素養(yǎng)相關(guān)，但與樣本的家庭金融資產(chǎn)配置無關(guān)，因此選擇樣本所在城市的平均金融素養(yǎng)水平作為工具變量具有一定的代表性。本文采用兩階段Probit、Tobit 模型對工具變量進行回歸，回歸結(jié)果如表7 所示，第一階段F值均大于10%水平下的臨界值，說明不存在弱工具變量的可能性；Wald 檢驗均在1%的水平下顯著，拒絕外生性的原假設，說明確實存在內(nèi)生性問題；對比表7 和表4 可知，在修正了內(nèi)生性的情況下，工具變量回歸結(jié)果與原回歸結(jié)果一致并且絕對值變大，因此本文結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

表7 內(nèi)生性處理結(jié)果

（二）分組回歸檢驗

前文討論了在總體樣本回歸的情況下，金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響。但其并沒有考慮不同家庭之間的異質(zhì)性對家庭金融資產(chǎn)配置的影響，因此下文將總體樣本按照戶口性質(zhì)以及地區(qū)性質(zhì)分別對家庭金融資產(chǎn)參與廣度和深度進行分組回歸，檢驗家庭異質(zhì)性影響。

1.城鄉(xiāng)家庭組回歸分析。表8 的分組回歸結(jié)果表明，金融素養(yǎng)對家庭風險金融資產(chǎn)配置的影響顯著為正，說明金融素養(yǎng)的提升顯著促進農(nóng)村家庭和城鎮(zhèn)家庭的金融資產(chǎn)配置，本文的主要結(jié)論具有穩(wěn)健性；列（1）～ 列（4）的Probit 回歸結(jié)果表明，城鎮(zhèn)樣本回歸后的金融素養(yǎng)估計系數(shù)更大，說明金融素養(yǎng)對城鎮(zhèn)家庭風險金融資產(chǎn)參與廣度的影響更深；列（5）～列（8）的Tobit 回歸結(jié)果顯示相同結(jié)論。

表8 城鄉(xiāng)組對家庭風險金融資產(chǎn)配置的影響

2.地區(qū)家庭組回歸分析。將地區(qū)分為東、中、西部分別進行分組回歸，得到如下表9 所示的回歸結(jié)果。系數(shù)的顯著性和符號中表明金融素養(yǎng)對東、中、西部地區(qū)的家庭風險金融資產(chǎn)配置均具有顯著正向影響。列（1）～列（6）的Probit 回歸結(jié)果表明金融素養(yǎng)的提升對東部地區(qū)的家庭風險金融資產(chǎn)參與廣度影響更大；列（7）～ 列（12）的Tobit 回歸結(jié)果顯示金融素養(yǎng)對不同地區(qū)的家庭風險金融資產(chǎn)參與深度的影響，金融素養(yǎng)對東部地區(qū)的家庭風險金融資產(chǎn)參與深度影響更深。

表9 地區(qū)組對家庭風險金融資產(chǎn)配置的影響

（三）Bootstrap 檢驗

本文利用Bootstrap 迭代檢驗中介效應結(jié)果的穩(wěn)健性。由表10 所示，列（1）～ 列（4）中金融普惠性的置信區(qū)間不包括0 并且P 值顯著，表明金融普惠性在金融素養(yǎng)與家庭風險金融資產(chǎn)配置的關(guān)系中存在中介效應，因此中介效應檢驗結(jié)果依舊穩(wěn)健。

表10 Bootstrap 檢驗結(jié)果（重復抽樣1000 次）

六、結(jié)論與建議

本文以2019 年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）的數(shù)據(jù)為研究對象，探討了金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響效果以及作用機制。研究表明：金融素養(yǎng)和金融普惠性可以顯著優(yōu)化家庭金融資產(chǎn)配置，無論是對低風險金融資產(chǎn)還是高風險金融資產(chǎn)，這一優(yōu)化效果均顯著；機制分析結(jié)果表明，金融普惠性在金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響中具有中介效應作用，具體而言，金融普惠性在金融素養(yǎng)對低、高風險金融市場參與以及低風險金融資產(chǎn)占比的影響中具有部分中介效應，而在金融素養(yǎng)對高風金融資產(chǎn)占比的影響中起到了遮掩效應。此外，城鎮(zhèn)、東部地區(qū)的居民金融素養(yǎng)的提升對家庭低、高風險金融資產(chǎn)配置的優(yōu)化效果更加明顯。

基于上述結(jié)論，本文從宏觀角度提出以下建議：（1）全面推動金融知識普及，提高居民金融素養(yǎng)認知能力。政府應當出臺相關(guān)政策普及金融教育，在義務教育中融入金融知識，使受教育者更早接觸金融市場。（2）深化金融普惠性的供給側(cè)改革。一方面政府要完善金融市場相關(guān)的法律法規(guī)，增強居民對金融市場的信心，從而積極涌入金融市場；另一方面金融機構(gòu)要完善風險評估機制，依據(jù)消費者的風險偏好匹配相應的金融產(chǎn)品，防止不必要的損失發(fā)生。（3）加強發(fā)展相對落后地區(qū)的金融基礎設施建設。政府應當加大落后地區(qū)的金融網(wǎng)點建設力度，同時利用數(shù)字金融工具拓寬居民的投資渠道，從而帶動落后區(qū)域的金融發(fā)展。