金融素養(yǎng)與家庭幸福
——基于中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)的分析

周 莉，高 揚，岳鵬鵬

(北京工商大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100048)

一、引言

幸福是一個古老而永恒的話題，也是人類長期以來不變的追求。2012年6月在聯(lián)合國總部紐約召開的第66屆聯(lián)合國大會上，將每年的3月20日設(shè)定為“國際幸福日”。時任聯(lián)合國秘書長潘基文在會上強(qiáng)調(diào)追求幸福是人類長遠(yuǎn)發(fā)展的最終目標(biāo)，并且呼吁國際社會一道致力于可持續(xù)發(fā)展，攜起手來共同建設(shè)人類的美好幸福未來。近年來，隨著中國經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)步增長和人民生活水平的逐步提高，社會各界開始越來越重視人民群眾的“幸福”問題，如何提高居民的家庭金融幸福感已成為解決我國民生問題的重要工作。

聯(lián)合國與美國哥倫比亞大學(xué)地球研究所自2012年起聯(lián)合調(diào)查并公布了《世界幸福報告》(WorldHappinessReport)，該文匯總了從2013年至2022年中國、美國、金磚國家和一些亞洲主要經(jīng)濟(jì)體的居民幸福指數(shù)，不同國家的居民幸福指數(shù)變化情況如圖1所示。從圖中可以看出，雖然我國的幸福指數(shù)近兩年來有了小幅提高，但仍處于中等偏下水平，未來仍然還有較大的提升空間。最新的《2022年世界幸福指數(shù)報告》顯示，我國居民的幸福指數(shù)為5.585，在所調(diào)查的146個國家和地區(qū)中排名第72位。與此同時，截至2021年，我國人均GDP為1.19萬美元，排名全球第59位，表明隨著改革開放四十多年來中國經(jīng)濟(jì)和科技水平的飛速發(fā)展，我國居民的生活質(zhì)量得到了大幅改善，國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)每年也穩(wěn)步增長，但是這并不意味著居民的家庭幸福感能夠以相同幅度提升。因此，研究如何提升居民的家庭幸福感就變得尤為重要。

圖1 世界主要經(jīng)濟(jì)體幸福指數(shù)變化情況

本文依照標(biāo)準(zhǔn)普爾公司公布的全球主要經(jīng)濟(jì)體《金融素養(yǎng)指數(shù)調(diào)查報告》，匯總了部分代表性國家的金融素養(yǎng)指數(shù)，如圖2所示?？梢钥闯?，我國居民的金融素養(yǎng)水平相較于其他全球主要經(jīng)濟(jì)體仍處于較低水平，而隨著我國資本市場的不斷完善和飛速發(fā)展，將會要求個人具備更高的金融素養(yǎng)水平從而去應(yīng)對更加復(fù)雜的金融工具和金融產(chǎn)品，以此實現(xiàn)自己的理財目標(biāo)。此外，根據(jù)現(xiàn)有研究可知，居民自身的金融素養(yǎng)會通過作用于家庭金融投資行為、家庭債務(wù)決策以及改變個人的風(fēng)險偏好和風(fēng)險行為等，進(jìn)而對家庭幸福感產(chǎn)生重要影響。由此可見，居民的金融素養(yǎng)水平與其家庭幸福感之間存在著密切的聯(lián)系，并且在家庭幸福感的諸多影響因素中，居民的金融素養(yǎng)水平起著關(guān)鍵的作用。

圖2 世界主要經(jīng)濟(jì)體金融素養(yǎng)指數(shù)

考慮到從金融素養(yǎng)出發(fā)來研究家庭幸福的文獻(xiàn)較少，因此，本文從金融素養(yǎng)這一微觀個人因素出發(fā)，引入家庭金融市場參與，包括家庭低風(fēng)險金融市場參與和高風(fēng)險金融市場參與，以及家庭負(fù)債等中介指標(biāo)，來探討我國居民的金融素養(yǎng)水平對其家庭幸福感的影響機(jī)制和影響效果。探究這一影響機(jī)制和影響路徑，可以幫助我們發(fā)現(xiàn)和尋找一些提高家庭幸福感的渠道，從而不斷增強(qiáng)我國居民的家庭福祉。

相較于以往文獻(xiàn)，本文的研究貢獻(xiàn)主要有以下三個方面：首先，以往的文獻(xiàn)大多是從經(jīng)濟(jì)環(huán)境和外部事件沖擊等宏觀因素或者就業(yè)和收入等個人的微觀因素出發(fā)，對影響居民幸福感的因素展開探討；本文從金融素養(yǎng)的角度出發(fā)，基于家庭視角進(jìn)行實證探究，在一定程度上彌補(bǔ)了關(guān)于家庭幸福感影響因素的研究空缺。其次，考慮了家庭金融市場參與、風(fēng)險異質(zhì)性以及家庭負(fù)債等不同因素，對金融素養(yǎng)和家庭幸福感之間的影響機(jī)制和影響效果進(jìn)行了補(bǔ)充和完善。最后，通過相關(guān)探究，為如何提升居民幸福感提供了詳盡的理論支持，可幫助政府和監(jiān)管機(jī)構(gòu)制定更加完善且具有針對性的政策，逐步增強(qiáng)我國居民的生活福祉。

本文的以下部分結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分對已有相關(guān)文獻(xiàn)展開綜述；第三部分是數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)設(shè)計；第四部分是實證分析與結(jié)果描述；第五部分是穩(wěn)健性檢驗；第六部分是研究結(jié)論與政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)家庭幸福感

針對可能影響居民家庭幸福感的因素，國內(nèi)外學(xué)者從不同的角度出發(fā)進(jìn)行了分析研究，并且相關(guān)的研究也橫跨了多個領(lǐng)域，包括經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會心理學(xué)等。目前已有的相關(guān)文獻(xiàn)主要是從宏觀層面的經(jīng)濟(jì)環(huán)境、外部事件沖擊等因素出發(fā)進(jìn)行研究。但隨著這些年來家庭金融領(lǐng)域微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的逐步完善和豐富，從個人和家庭等微觀層面出發(fā)所得到的相關(guān)研究成果也愈加豐富多樣(Delafrooz和Paim，2011；尹志超等，2019)[1-2]。

在經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展層面。經(jīng)濟(jì)危機(jī)、政府開支、食品價格、失業(yè)率和通貨膨脹率(Deaton，2012；Di Tella等，2001)[3-4]等影響因素都受到國內(nèi)外學(xué)者的廣泛研究與關(guān)注。其中，失業(yè)率和通脹率等經(jīng)濟(jì)因素會顯著降低居民幸福感(Di Tella 等，2001)[4]。而政府支出特別是社會保障支出的提高，會促進(jìn)居民幸福感的提升(Wassmer 等，2009；胡洪曙和魯元平，2012)[5-6]。另外，食品價格的上漲會對居民幸福感產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響(蘇梽芳等，2013)[7]。

在環(huán)境狀況和空氣質(zhì)量方面。黃永明和何凌云(2013)[8]研究表明，居民的工作環(huán)境和居住環(huán)境會對他們自身的主觀幸福感產(chǎn)生不同程度的影響，工作或者居住環(huán)境較差的居民其主觀幸福感往往普遍偏低。類似地，儲德銀等(2017)[9]研究發(fā)現(xiàn)，在環(huán)保模范城市當(dāng)中，主觀空氣污染的緩解和改善會對居民的幸福感產(chǎn)生顯著的正向影響；而在非環(huán)保模范城市當(dāng)中，較差的空氣質(zhì)量會引起主觀污染的惡化，進(jìn)而降低居民的幸福感。

在住房和物價方面。馮明和趙佳涵(2022)[10]發(fā)現(xiàn)，高房價和高物價會對我國居民的家庭幸福感產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響。張翔等(2015)[11]使用CHFS數(shù)據(jù)實證研究發(fā)現(xiàn)房屋的居住屬性，即房間數(shù)量、人均使用面積等指標(biāo)的提升會顯著增加居民獲得主觀幸福感的可能性，但房屋的資產(chǎn)屬性則對居民的主觀幸福感不會產(chǎn)生顯著影響。

在居民的婚姻、健康、就業(yè)和金融行為方面。Stack和Eshleman(1998)[12]研究發(fā)現(xiàn)婚姻會顯著增加居民的家庭幸福感。Dolan等(2008)[13]指出那些身體健康狀況不佳、沒有工作、處于分居狀態(tài)以及缺少社會交往的居民更難獲得家庭幸福感。Clark和Oswald(1996)[14]研究發(fā)現(xiàn)處于失業(yè)狀態(tài)的居民相較于那些有穩(wěn)定工作的居民而言，其家庭幸福感更低。尹志超等(2019)[2]從風(fēng)險異質(zhì)性的角度出發(fā)，實證研究家庭參與低風(fēng)險投資會顯著地增加幸福感，而參與高風(fēng)險的投資則會顯著地降低幸福感。

在家庭的資產(chǎn)、負(fù)債與收入方面。Brown和Gray(2016)[15]研究發(fā)現(xiàn)家庭的資產(chǎn)、負(fù)債以及財富水平會對居民的生活滿意度和家庭幸福感造成顯著的影響。李江一等(2015)[16]發(fā)現(xiàn)，家庭資產(chǎn)會顯著地提升幸福感；而過多的家庭負(fù)債會降低幸福感。劉宏等(2013)[17]研究發(fā)現(xiàn)，永久性收入與房產(chǎn)財富會對居民的家庭幸福感產(chǎn)生更加顯著的正向影響。何立新和潘春陽(2011)[18]研究表明，收入差距會給居民的家庭幸福感帶來諸多負(fù)面影響。陽義南和章上峰(2016)[19]發(fā)現(xiàn)居民收入不公平感的增加會在一定程度上降低其家庭獲得幸福感的可能性。

(二)金融素養(yǎng)

金融素養(yǎng)作為研究和解釋家庭金融相關(guān)問題的關(guān)鍵視角和重要因素，引起了國內(nèi)外不同領(lǐng)域內(nèi)研究學(xué)者的普遍關(guān)注和探討。而對金融素養(yǎng)進(jìn)行有效的定義和衡量也是研究其對投資決策行為、家庭財富和幸福影響的重要前提和必要條件。Noctor等(1992)[20]最早明確提出了金融素養(yǎng)的概念，它將金融素養(yǎng)定義為人們在運用和管理自身資金的過程中，所能夠做出的明智決策的能力。Hung等(2009)[21]認(rèn)為，金融素養(yǎng)這一概念不僅包含知識、行為和技能三個要素，還包含了這三者之間的相互影響關(guān)系。

針對金融素養(yǎng)的定義，不同學(xué)者對其看法也存在一定差異。Lusardi和Mitchell(2014)[22]將金融素養(yǎng)定義為：個人通過獲取日常生活中的經(jīng)濟(jì)金融信息，并使用這些信息進(jìn)行自身家庭財務(wù)規(guī)劃和退休儲蓄計劃制定以及財富管理的能力。廖理等(2019)[23]認(rèn)為，金融素養(yǎng)是個體所掌握的金融知識、行為和技能的綜合表現(xiàn)形式，它可以更加全面地衡量個體所擁有的金融知識儲備以及運用金融知識創(chuàng)造性地解決實際金融問題的能力。

在對金融素養(yǎng)的衡量方式上，Lusardi和Mitchell(2005)[24]最早提出了測度居民基礎(chǔ)金融素養(yǎng)水平的方式，即根據(jù)受訪者對于利率、通貨膨脹和風(fēng)險分散三個方面的了解程度來衡量受訪者的金融素養(yǎng)水平，這一測度方法也得到了國內(nèi)外學(xué)者的廣泛應(yīng)用。尹志超等(2014)[25]通過受訪者對于利率計算、通貨膨脹理解以及投資風(fēng)險認(rèn)知三個問題的回答情況，來度量受訪者的金融素養(yǎng)水平。該研究還發(fā)現(xiàn)中國家庭在金融素養(yǎng)相關(guān)問題上的回答正確比例較低，同時，對這些問題回答不知道的比例偏高。這表明我國居民對金融市場基礎(chǔ)知識的了解還比較薄弱。

(三)金融素養(yǎng)與幸福的關(guān)系

現(xiàn)有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)會對居民家庭的金融市場參與、風(fēng)險態(tài)度、風(fēng)險偏好、風(fēng)險投資行為以及家庭資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)產(chǎn)生不同程度的影響(尹志超等，2014；吳衛(wèi)星等，2018；Korkmaz等，2021)[25-27]。此外，又有不同的學(xué)者從居民金融市場參與、家庭資產(chǎn)選擇和家庭資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)等因素出發(fā)探究了其對家庭幸福感的影響(尹志超等，2019；李江一等，2015)[2，16]。研究表明，這些因素會通過對居民自身的家庭財富水平和心理狀況產(chǎn)生作用，從而進(jìn)一步影響到居民的家庭幸福。從這些學(xué)者的研究分析中，可以找到一些金融素養(yǎng)與家庭幸福之間所存在的較為清晰的影響鏈條和路徑。

一方面，金融素養(yǎng)會對家庭的金融投資行為產(chǎn)生影響。尹志超等(2014)[25]研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)顯著地促進(jìn)了家庭參與金融市場和股票市場的積極性，并且還使得家庭在風(fēng)險資產(chǎn)和股票資產(chǎn)上配置的比重增加了。另一方面，家庭參與金融市場投資活動會顯著地增加居民獲得家庭幸福感的可能性(尹志超等，2019)[2]。這是因為參與金融市場的家庭有更多的機(jī)會去拓寬家庭的社交網(wǎng)絡(luò)，減少社交排斥現(xiàn)象的產(chǎn)生(Bellani和D’Ambrosio，2011)[28]，進(jìn)而提高其生活滿意度。

此外，在家庭的資產(chǎn)、負(fù)債結(jié)構(gòu)方面。吳衛(wèi)星等(2018)[26]發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)會對家庭的負(fù)債行為產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，即金融素養(yǎng)越高的家庭更加有可能擁有負(fù)債。但是，負(fù)債的增加會對居民幸福感產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響(李江一等，2015)[16]。這種負(fù)向影響主要表現(xiàn)為幾個方面。首先，負(fù)債水平的提升會降低家庭總財富，進(jìn)而擠出消費，使得居民生活幸福感下降。其次，負(fù)債還會通過影響消費者的心理和身體健康進(jìn)而降低幸福感(Brown等，2005；Balmer等，2006)[29-30]。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對影響家庭幸福感因素的相關(guān)研究主要是從宏觀層面的經(jīng)濟(jì)危機(jī)和政府開支等以及微觀層面的收入和家庭資產(chǎn)負(fù)債等角度展開分析探討。而對金融素養(yǎng)的相關(guān)研究則主要是關(guān)注了其不同類型的定義和衡量方式?？傊?dāng)前學(xué)者從金融素養(yǎng)角度出發(fā)去直接探究家庭幸福感影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)較少。因此，本文將在現(xiàn)有文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，采取中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，實證檢驗我國居民金融素養(yǎng)水平對其家庭幸福感的影響效果，同時對產(chǎn)生這一影響效果的可能原因展開討論。

三、數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

考慮到本文所選取的研究對象，本文所選取的數(shù)據(jù)應(yīng)當(dāng)同時包含受訪者的金融素養(yǎng)水平、個人特征變量、家庭特征變量和衡量幸福水平的諸多指標(biāo)。因此，參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文選擇西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心所公布的2019年中國家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，CHFS)數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)調(diào)查樣本一共涵蓋了全國范圍內(nèi)的29個省，包含自治區(qū)和直轄市，以及多個區(qū)縣和村(居)委會，最終共計搜集了34643戶家庭，包含107008個家庭成員的信息，數(shù)據(jù)具有全國及省級代表性。此外，該數(shù)據(jù)庫所包含的信息可以更加全面、具體地反映出受訪者家庭的真實情況，選取其開展實證分析具有較好的參考性。

(二)變量的定義

1．被解釋變量

本文的被解釋變量為家庭幸福感。通過中國家庭金融調(diào)查(CHFS)問卷中所設(shè)立的關(guān)于受訪者主觀幸福感的問題來對其進(jìn)行定義。在2019年的CHFS調(diào)查問卷中關(guān)于受訪者主觀幸福感的問題描述是H3514：“總的來說，您現(xiàn)在覺得幸福嗎？1．非常幸福；2．幸福；3．一般；4．不幸福；5．非常不幸?！薄１疚膮⒖家境?2019)[2]對家庭幸福的定義方式，即構(gòu)建啞變量進(jìn)行分析。如果受訪者對這一問題的回答選擇了選項1“非常幸福”或者選擇了選項2“幸?！?，則將其定義為家庭幸福，并且把它賦值為 1；反之，如果受訪者選擇選項3、4或者5，則將其定義為家庭不幸福，并把它賦值為 0。

2．解釋變量

本文的解釋變量為居民金融素養(yǎng)水平。參考吳雨等(2016)[31]、張?zhí)枟澓鸵境?2016)[32]有關(guān)金融素養(yǎng)的定義方式以及對照2019年的中國家庭金融調(diào)查(CHFS)問卷，選取三項具有代表性的金融知識問題來對受訪者的金融素養(yǎng)水平進(jìn)行測度。這三項問題分別涉及了利率計算、通貨膨脹計算和對經(jīng)濟(jì)金融信息的關(guān)注度，其中前兩個問題主要考察了受訪者的客觀金融素養(yǎng)水平，第三個問題則是考察了受訪者的主觀金融素養(yǎng)水平，基本上涵蓋了當(dāng)前國內(nèi)外有關(guān)金融素養(yǎng)測度中所用的核心問題，可以更加全面、豐富且準(zhǔn)確地反映受訪者的整體金融素養(yǎng)水平。對于上述問題，將調(diào)查者對每個問題回答正確記1分，否則計為0分。最終計算得出回答正確率，以此來代表受訪者的真實金融素養(yǎng)水平。

3．控制變量

借鑒國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)，本文從戶主特征、家庭特征以及地區(qū)特征等多方面來選取控制變量。其中，戶主特征變量為年齡、年齡的平方/100、性別、健康狀況、婚姻狀況、風(fēng)險厭惡、風(fēng)險偏好、受教育程度和自我雇傭；而家庭特征變量為家庭人口規(guī)模、家庭中孩子數(shù)量、家庭中老人數(shù)量、家庭總收入；地區(qū)特征變量為農(nóng)村地區(qū)。

(三)模型設(shè)定與內(nèi)生性討論

本文將使用2019年的中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)，實證檢驗金融素養(yǎng)對居民家庭幸福感的影響。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文將基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定如下：

Happinessit=C1+α1flit+β1Xit+εit

(1)

式(1)主要考察金融素養(yǎng)水平對居民家庭幸福感的影響效果。其中，Happinessit為被解釋變量，即居民的家庭幸福感，它表示受訪者i在t時刻的幸福狀況。C為常數(shù)項。flit為受訪者的金融素養(yǎng)水平，綜合考慮了受訪者的主觀與客觀金融素養(yǎng)水平，它表示受訪者i在t時刻的金融素養(yǎng)水平。Xit為模型所選取的有關(guān)控制變量，包含調(diào)查者的家庭收入、人口規(guī)模等家庭特征變量以及年齡、婚姻狀況和風(fēng)險態(tài)度等個人特征變量。εit為隨機(jī)擾動項。

此外，為了更加全面地分析居民的金融素養(yǎng)水平對其家庭幸福感的影響機(jī)制和作用效果，參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究，本文引入家庭金融市場參與，包含家庭低風(fēng)險金融市場參與和高風(fēng)險金融市場參與，以及家庭負(fù)債幾個中介變量，分別考察金融素養(yǎng)水平對居民家庭幸福感的影響路徑，機(jī)制檢驗?zāi)Ｐ驮O(shè)定如下：

Family_marketit=C1+α1flit+β1Xit+εit

(2)

Family_market_lowriskit=C1+α1flit+β1Xit+εit

(3)

Family_market_highriskit=C1+α1flit+β1Xit+εit

(4)

Happinessit=C1+α1Family_marketit+β1Xit+εit

(5)

Family_debtit=C1+α1flit+β1Xit+εit

(6)

Happinessit=C1+α1Family_debtit+β1Xit+εit

(7)

式(2)至式(7)為驗證居民金融素養(yǎng)水平對家庭幸福感影響機(jī)制的中介效應(yīng)模型。其中，F(xiàn)amily_marketit指家庭參與金融市場投資，表示受訪者i在t時刻，其家庭參與了金融市場。Family_market_lowriskit表示受訪者i在t時刻，其家庭參與了低風(fēng)險的金融投資。Family_market_highriskit表示受訪者i在t時刻，其家庭參與了高風(fēng)險的金融投資。Family_debtit表示受訪者i在t時刻，其家庭擁有負(fù)債，其余變量的含義與式(1)相同。

考慮到上述模型中可能會有反向因果關(guān)系或者遺漏變量等因素的存在，以及調(diào)查問卷中對于受訪者金融素養(yǎng)水平的衡量存在一定的誤差，會造成內(nèi)生性問題的產(chǎn)生，進(jìn)而導(dǎo)致該模型會低估或者高估金融素養(yǎng)水平的影響，因此，本文借鑒尹志超等(2015)[33]的解決辦法，選取同一區(qū)縣其他家庭的金融素養(yǎng)平均水平作為工具變量，進(jìn)行兩階段最小二乘法估計，從而提高估計結(jié)果的可靠性。由于社區(qū)其他家庭的金融素養(yǎng)水平相對于自身家庭而言是嚴(yán)格外生的，不會受到自身家庭的影響和控制，因此將其選為模型的工具變量是合理的。

(四)變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

在剔除缺失樣本之后，本文最終所選取的樣本量為27，365個家庭。表1匯報了樣本中相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表1數(shù)據(jù)顯示，受訪者的平均年齡為55.36歲，分布于18歲至96歲之間。75.30%的戶主為男性，85.40%的戶主已婚，32.50%的戶主為農(nóng)村居民。受訪者所接受的教育程度平均期限為9.65年，即大部分都具有初中以上學(xué)歷。此外，大部分的受訪者屬于風(fēng)險厭惡者。我國居民家庭幸福的比例為67.00%。而家庭參與金融市場的比例為93.80%，其中家庭參與低風(fēng)險投資和高風(fēng)險投資的比例分別為85.10%和6.94%。居民金融素養(yǎng)水平的均值為29.70%，表明我國居民金融素養(yǎng)的平均水平較低，仍有較大的提升空間。

表1 變量描述性統(tǒng)計

四、實證分析

(一)基準(zhǔn)結(jié)果

本文研究居民的金融素養(yǎng)水平對家庭幸福感的影響。模型(1)的實證結(jié)果如表 2 所示。在表2中，第(1)列通過普通最小二乘法估計了居民的金融素養(yǎng)水平對其家庭幸福感的影響效果，但由于普通最小二乘法(OLS)的回歸過程非常嚴(yán)格地依靠于基本假設(shè)條件，包含要求隨機(jī)誤差項具有零均值、同方差和不序列自相關(guān)以及要求其嚴(yán)格服從統(tǒng)計學(xué)意義上的正態(tài)分布等，從而使得使用普通最小二乘法(OLS)進(jìn)行估計存在一定的偏誤。因此，為了保證估計結(jié)果的準(zhǔn)確性和可靠性，同時解決模型中可能存在的內(nèi)生性問題，我們在第(2)列中選取同一區(qū)縣其他家庭的金融素養(yǎng)平均水平作為金融素養(yǎng)的工具變量來進(jìn)行兩階段最小二乘法估計。由第(2)列結(jié)果可以知道，居民的金融素養(yǎng)水平對家庭幸福的邊際效應(yīng)為-0.149，在1%的置信水平上顯著，即居民金融素養(yǎng)水平每提升一個單位，其家庭幸福的可能性便會顯著地降低14.9%。而第(3)列和第(4)則是使用了Probit模型和Ivprobit模型估計了居民的金融素養(yǎng)水平對家庭幸福的影響，由第(4)列可知，居民的金融素養(yǎng)水平對家庭幸福的邊際效應(yīng)為-0.440，在1%的置信水平上顯著，該估計結(jié)果與OLS模型和Probit模型的估計結(jié)果一致。由表2可知，使用不同模型所得出的估計結(jié)果共同表明，居民的金融素養(yǎng)水平會在一定程度上顯著地降低家庭幸福感。

總體而言，從該基準(zhǔn)回歸結(jié)果中我們可以發(fā)現(xiàn)，模型采用工具變量和不采用工具變量所得到的估計結(jié)果存在一定的差異性，表現(xiàn)為前者的回歸系數(shù)大約是后者回歸系數(shù)的4倍。產(chǎn)生這一回歸系數(shù)差異性的原因可能有幾個方面。首先，受訪者自身及其家庭成員對金融素養(yǎng)相關(guān)問題的認(rèn)識與理解在其自身能力方面的差異難以用特定變量來定義和測算，模型中可能會忽略一些類似的遺漏變量，從而會導(dǎo)致低估金融素養(yǎng)對被解釋變量產(chǎn)生的影響。此外，金融素養(yǎng)的衡量本身就可能存在一定程度的偏差，以及受訪者對于中國家庭金融調(diào)查(CHFS)問卷中金融素養(yǎng)相關(guān)問題的回答可能不夠嚴(yán)謹(jǐn)和準(zhǔn)確，這樣就可能會高估受訪者的金融素養(yǎng)水平，從而低估了金融素養(yǎng)所產(chǎn)生的影響(張?zhí)枟澓鸵境?016)[32]。受到上述多種因素的影響，相較于采用工具變量(IV)的估計方法而言，使用OLS和Probit模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸會在一定程度上高估受訪者的金融素養(yǎng)，從而低估了金融素養(yǎng)對居民家庭幸福感所產(chǎn)生的作用。針對該基準(zhǔn)結(jié)果的發(fā)現(xiàn)，下文將通過一些合理的機(jī)制來檢驗產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因。

表2 金融素養(yǎng)和家庭幸福感

(二)機(jī)制檢驗

1．金融市場參與

本文將擁有活期存款、定期存款、股票、基金、金融理財產(chǎn)品、債券、衍生品、非人民幣資產(chǎn)、貴金屬、其他金融資產(chǎn)或借出款的家庭定義為金融市場參與家庭，等于1，表示家庭參與金融市場，反之為0，則表示沒有參與金融市場(尹志超等，2019)[2]。其次，還將家庭金融市場參與分為低風(fēng)險金融投資和高風(fēng)險金融投資兩大類，其中，將家庭擁有定期存款和活期存款定義為低風(fēng)險金融投資，將家庭參與股票市場定義為高風(fēng)險金融投資。

在機(jī)制檢驗中，模型(3)和模型(4)的實證結(jié)果如表3所示。在表3中，第(1)列和第(2)列分別通過OLS和2SLS估計了居民的金融素養(yǎng)水平對其家庭低風(fēng)險金融投資的影響效果；類似地，采取相同的估計方法對金融素養(yǎng)與家庭高風(fēng)險投資之間的影響關(guān)系進(jìn)行檢驗，估計結(jié)果見第(3)列和第(4)列。由第(2)列可知，居民的金融素養(yǎng)水平對家庭低風(fēng)險金融投資的邊際效應(yīng)為0.157，在1%的置信水平上顯著。同樣地，由第(4)列的估計結(jié)果可知，居民的金融素養(yǎng)水平對家庭高風(fēng)險金融投資的邊際效應(yīng)為0.894，也是在1%的置信水平上顯著。通過對比分析容易發(fā)現(xiàn)，相較于低風(fēng)險的金融投資行為，金融素養(yǎng)對于居民高風(fēng)險金融投資行為的促進(jìn)作用更加明顯。

綜上，該表的估計結(jié)果與當(dāng)前學(xué)者的研究結(jié)果一致，說明無論是對于低風(fēng)險金融投資還是高風(fēng)險金融投資而言，居民的金融素養(yǎng)水平都對二者起到顯著的促進(jìn)作用。即金融素養(yǎng)會推動家庭參與金融市場進(jìn)行投資，并且會增加家庭在風(fēng)險資產(chǎn)尤其是股票資產(chǎn)上的配置。產(chǎn)生這一現(xiàn)象的主要原因在于，金融素養(yǎng)水平較高的居民往往具備更加豐富的金融知識和投資經(jīng)驗，更容易理解和學(xué)習(xí)投資的相關(guān)知識，對相關(guān)金融工具和金融產(chǎn)品的收益和風(fēng)險特征等認(rèn)知更加清晰準(zhǔn)確，從而更加積極地參與金融市場。此外，Dohmen等(2010)[34]研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)水平越高的個體，越有可能偏好風(fēng)險，這在一定程度上解釋了為何金融素養(yǎng)對居民高風(fēng)險金融投資行為的促進(jìn)作用更加明顯。

表3 金融素養(yǎng)與低風(fēng)險和高風(fēng)險金融投資

另一方面，家庭參與金融市場會顯著地影響居民的家庭幸福感。其中，從風(fēng)險異質(zhì)性的角度看，可以發(fā)現(xiàn)家庭參與低風(fēng)險的金融投資會顯著提高家庭幸福感，而參與高風(fēng)險的金融投資則會顯著降低家庭幸福感(尹志超等，2019)[2]。造成這種影響的主要原因在于家庭參與低風(fēng)險的金融投資會帶來相對穩(wěn)定的收益，實現(xiàn)家庭財富的累積和通貨膨脹負(fù)面效應(yīng)的抵御，這在某種程度上會獲得心理滿足和降低社交排斥，從而提高生活滿意程度和家庭幸福的可能性。此外，家庭參與高風(fēng)險金融投資很大程度上可能會因為回報的不確定性影響精神健康狀況，降低生活質(zhì)量。同時，參與高風(fēng)險金融投資更容易導(dǎo)致因投資失利而虧損，從而造成家庭財富損失和較大的心理負(fù)擔(dān)，這些都可能會導(dǎo)致家庭幸福水平的降低。

2. 家庭負(fù)債

根據(jù)2019年的中國家庭金融調(diào)查(CHFS)問卷，本文選取家庭擁有教育負(fù)債、醫(yī)療負(fù)債、信用卡負(fù)債和其他負(fù)債這幾個類別來代表家庭擁有負(fù)債。同時與金融市場參與的定義方式類似，根據(jù)受訪者家庭是否擁有負(fù)債，通過設(shè)置啞變量的方式進(jìn)行研究分析，只要擁有上述幾類負(fù)債中的至少其中一項，則取值為1；反之，若上述負(fù)債類別都沒有，則取值為0。

在家庭負(fù)債的機(jī)制檢驗中，模型(6)的實證結(jié)果如表4所示。在表4中，也采取與上述基準(zhǔn)回歸中類似的方式來解決模型中可能存在的內(nèi)生性問題。由第(2)列2SLS的估計結(jié)果可知，居民的金融素養(yǎng)水平對家庭負(fù)債的邊際效應(yīng)為0.361，在1%的置信水平上顯著，即居民的金融素養(yǎng)水平每提升一個單位，其家庭擁有負(fù)債的可能性便會顯著地提高36.1%。而第(3)列和第(4)列則是使用Probit模型和Ivprobit模型估計了居民金融素養(yǎng)水平對其家庭負(fù)債的影響效果，估計的結(jié)果與前者一致。綜上可知，無論是采取何種模型進(jìn)行回歸估計，居民的金融素養(yǎng)水平都會顯著增加家庭擁有負(fù)債的可能性。

一般而言，家庭的債務(wù)決策和債務(wù)規(guī)劃屬于一項復(fù)雜的系統(tǒng)性工程，需要各家庭成員具備較為完善和豐富的金融知識，從而能夠根據(jù)自身的經(jīng)濟(jì)需求和家庭財富現(xiàn)狀制定出一套適合自身的負(fù)債規(guī)劃。我國居民的整體金融素養(yǎng)水平較低，使得家庭成員無法準(zhǔn)確地認(rèn)識到當(dāng)前自身的借款需求以及未來的還款能力，無法找到適合自己的借款種類和渠道，從而導(dǎo)致大部分居民盲目或者跟風(fēng)借款，最終使得自身的家庭負(fù)債規(guī)模逐漸增加。

表4 金融素養(yǎng)與家庭負(fù)債

在家庭負(fù)債的機(jī)制檢驗中，模型(7)的實證結(jié)果如表5所示。在表5中，第(1)列和第(2)列分別通過OLS和2SLS估計了居民的家庭負(fù)債對其幸福的影響。并且選取同一區(qū)縣其他家庭的家庭負(fù)債平均水平作為工具變量。由第(2)列可知，居民的家庭負(fù)債水平對幸福的邊際效應(yīng)為-0.251，在1%的置信水平上顯著。而第(3)列和第(4)則是使用Probit和Ivprobit模型進(jìn)行了估計，得到與前者一致的結(jié)果。

上述分析表明，無論采取何種模型進(jìn)行回歸估計，都可以證實家庭負(fù)債水平會對居民的幸福感產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。這也與當(dāng)前學(xué)者的研究結(jié)論一致。產(chǎn)生這一負(fù)向影響的原因可以從以下兩個方面進(jìn)行解釋。首先，從心理學(xué)的角度看，負(fù)債會影響居民的心理和身體健康進(jìn)而降低居民的家庭幸福感。具體表現(xiàn)為，擁有負(fù)債的家庭通常會面臨著較大的還本付息壓力，還可能產(chǎn)生焦慮情緒，進(jìn)而影響到居民自身的心理健康。其次，從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度看，由于家庭擁有負(fù)債會使得家庭的總財富水平下降，進(jìn)一步對家庭消費產(chǎn)生擠出效應(yīng)，從而對家庭幸福感產(chǎn)生負(fù)向影響。

表5 家庭負(fù)債與家庭幸福

(三)異質(zhì)性分析

前面分析了金融素養(yǎng)對于家庭幸福感的影響機(jī)制，本文后續(xù)將樣本按照調(diào)查對象的家庭所處地區(qū)特征和風(fēng)險偏好進(jìn)行分組?？梢詫⑹茉L者家庭所處區(qū)域的全部樣本按照城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)進(jìn)行分組，將受訪者的風(fēng)險態(tài)度分為風(fēng)險偏好和風(fēng)險厭惡，并且各組分別進(jìn)行回歸分析，以此檢驗居民金融素養(yǎng)水平對于家庭幸福感的異質(zhì)性影響。相關(guān)的回歸估計結(jié)果見表6、表7。

1. 城鄉(xiāng)分組

本文按照受訪者家庭所處的地區(qū)特征，將樣本劃分為鄉(xiāng)村和城鎮(zhèn)兩個組別進(jìn)行回歸。表6為按照城鄉(xiāng)進(jìn)行分組后居民金融素養(yǎng)影響家庭幸福的估計結(jié)果。在鄉(xiāng)村和城鎮(zhèn)兩個類別之下分別使用OLS和2SLS進(jìn)行回歸。從第(1)列和第(2)列的估計結(jié)果可以看出，在鄉(xiāng)村居民中，金融素養(yǎng)與家庭幸福進(jìn)行回歸得到的估計結(jié)果并不顯著。而從第(3)列和第(4)列可以知道，在城鎮(zhèn)居民中，金融素養(yǎng)與家庭幸福的估計系數(shù)分別為-0.049和-0.216，都是在1%的置信水平上顯著。由此可以看出，金融素養(yǎng)對家庭幸福的影響在城鎮(zhèn)居民和鄉(xiāng)村居民中具有顯著的異質(zhì)性影響。具體而言，表現(xiàn)為金融素養(yǎng)對家庭幸福的負(fù)向影響在城鎮(zhèn)居民中更加顯著。

產(chǎn)生這一異質(zhì)性影響的主要原因可能有幾個方面。首先，城鎮(zhèn)居民的生活節(jié)奏較快，生活開支較高，同時還得承受較高的通脹水平，使得城鎮(zhèn)居民面臨的日常生活壓力更大。其次，相較于鄉(xiāng)村地區(qū)來說，城鎮(zhèn)地區(qū)的住房價格節(jié)節(jié)攀升，使得其面臨的購房壓力較大，在一定程度上造成居民的結(jié)婚率偏低，婚育壓力又會使得居民的焦慮感和厭惡情緒上升，導(dǎo)致幸福感下降。最后，城鎮(zhèn)居民面臨的工作競爭環(huán)境往往較為激烈，未來個人發(fā)展所面臨的不確定性較高，使得更容易產(chǎn)生焦慮和消極情緒，從而降低其幸福感。總體而言，正是城鎮(zhèn)居民受到其生活和居住環(huán)境、生活質(zhì)量、家庭經(jīng)濟(jì)開支和自身職業(yè)發(fā)展前景預(yù)期等多方面的影響，從而更加容易表現(xiàn)出焦慮情緒和負(fù)面心態(tài)，使得其自身幸福水平下降。相對于城鎮(zhèn)居民來說，鄉(xiāng)村居民的日常生活會更加坦然，例如鄉(xiāng)村居民在獲得相對穩(wěn)定的收入的同時，還承擔(dān)著較低的通貨膨脹水平以及相對舒適的生活環(huán)境。并且，鄉(xiāng)村居民在享受我國經(jīng)濟(jì)社會高質(zhì)量發(fā)展所帶來福祉提升的同時，其所承受的外部環(huán)境給予自身的相對壓力較低，這些因素都會使得鄉(xiāng)村居民的自我滿足感得到一定程度的提升。

表6 金融素養(yǎng)與家庭幸?！青l(xiāng)分組回歸

2. 風(fēng)險態(tài)度分組

本文按照受訪者的風(fēng)險態(tài)度將全部樣本劃分為風(fēng)險偏好和風(fēng)險厭惡兩組進(jìn)行回歸。從表7的估計結(jié)果中，可以發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)對家庭幸福感的影響在不同的風(fēng)險態(tài)度中呈現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性。表中第(1)列和第(3)列分別是風(fēng)險偏好居民和風(fēng)險厭惡居民的OLS回歸結(jié)果，金融素養(yǎng)對家庭幸福的估計系數(shù)分別為-0.054和-0.027，后者的估計結(jié)果是在5%的置信水平下顯著，前者不顯著。與前文類似，分別對這兩個群體再進(jìn)行2SLS回歸得到第(2)列和第(4)列的估計結(jié)果。可以看出，此時的估計系數(shù)分別為0.318和-0.220，同樣也只有后者的估計結(jié)果在1%的置信水平下顯著，前者的估計結(jié)果并不顯著。

因此，從分組回歸的數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，相比于風(fēng)險偏好的家庭而言，風(fēng)險厭惡家庭的金融素養(yǎng)水平對于家庭幸福的負(fù)向影響更為顯著。Korkmaz等(2021)[27]研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)無論是對于風(fēng)險偏好群體還是風(fēng)險厭惡群體來說，都會顯著地增加其高風(fēng)險投資行為。并且居民的風(fēng)險偏好與風(fēng)險行為之間存在不一致性，即擁有風(fēng)險傾向的人群沒有表現(xiàn)出風(fēng)險行為，沒有風(fēng)險傾向的人群則表現(xiàn)出風(fēng)險行為，而金融素養(yǎng)會緩解這種不一致性。Korkmaz等(2021)[27]認(rèn)為，一方面，金融素養(yǎng)通過影響人們的風(fēng)險行為，增加了風(fēng)險厭惡者的不一致性，同時降低了風(fēng)險偏好者的不一致性。另一方面，金融素養(yǎng)會鼓勵冒險行為，即無論家庭是尋求風(fēng)險還是規(guī)避風(fēng)險，金融素養(yǎng)的提升都會促進(jìn)其風(fēng)險投資行為的增加。因此，相對于風(fēng)險偏好家庭而言，風(fēng)險厭惡家庭中金融素養(yǎng)水平的增加會使其更加偏好參與高風(fēng)險投資行為，從而會對這一群體的家庭幸福感造成顯著負(fù)向影響。

表7 金融素養(yǎng)與家庭幸?！L(fēng)險態(tài)度分組回歸

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)修改金融素養(yǎng)的定義方式

由于金融素養(yǎng)具有不同的定義與度量方式，考慮調(diào)整本文解釋變量金融素養(yǎng)的衡量方式(吳雨等，2016)[31]，將其由基準(zhǔn)回歸中幾個金融素養(yǎng)相關(guān)問題的回答正確率改變?yōu)閷?yīng)的回答正確分?jǐn)?shù)值加總，然后分別通過OLS、2SLS、Probit和Ivprobit模型來估計居民金融素養(yǎng)水平對其家庭幸福感的影響，估計結(jié)果如表8所示。從第(2)列和第(4)列的估計結(jié)果可以看出，在借助了工具變量進(jìn)行回歸之后，金融素養(yǎng)水平對家庭幸福的估計系數(shù)分別為-0.050和-0.147，并且估計結(jié)果在1%的置信水平上也是顯著的。

表8 金融素養(yǎng)與家庭幸福——將金融素養(yǎng)調(diào)整為評分加總

(二)修改家庭幸福的定義方式

在調(diào)整解釋變量的定義方式之后，再修改被解釋變量—家庭幸福的定義方式，將其由0、1的啞變量調(diào)整為由0～4分逐漸遞增的分?jǐn)?shù)值，并且此處使用普通最小二乘法(OLS)模型和兩階段最小二乘法(2SLS)模型進(jìn)行回歸，得到的回歸結(jié)果如表9所示。從該表結(jié)果可以看出，金融素養(yǎng)對家庭幸福的估計系數(shù)分別為-0.081和-0.296，并且估計結(jié)果都在1%的置信水平上顯著。

(三)剔除從事金融行業(yè)的家庭

參考尹志超等(2014)[25]的處理方法，將樣本中從事金融行業(yè)的家庭剔除，分別通過OLS、2SLS、Probit和Ivprobit來估計居民金融素養(yǎng)水平對其家庭幸福感的影響，估計結(jié)果如表10所示。

從表10的第(2)列與第(4)列的估計結(jié)果可以看出，在使用了工具變量(IV)進(jìn)行回歸之后，金融素養(yǎng)水平對家庭幸福的估計系數(shù)分別為-0.153和-0.453，并且估計結(jié)果在1%的置信水平上也是顯著的。

表9 金融素養(yǎng)與家庭幸福——將幸福調(diào)整為分?jǐn)?shù)值

表10 金融素養(yǎng)與家庭幸?！蕹龔氖陆鹑谛袠I(yè)的家庭

綜上所述，在穩(wěn)健性檢驗部分，分別改變解釋變量金融素養(yǎng)、被解釋變量家庭幸福的衡量方式以及對剔除了樣本中從事金融行業(yè)的家庭進(jìn)行了回歸分析。估計結(jié)果均表明，居民的金融素養(yǎng)水平對家庭幸福感具有顯著的負(fù)向影響，并且相關(guān)估計結(jié)果都在1%的置信水平上顯著，這與之前基準(zhǔn)回歸的結(jié)果也是一致的，從而驗證了本文上述研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

六、研究結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

本文基于CHFS數(shù)據(jù)，利用OLS模型和2SLS模型進(jìn)行回歸估計，對居民金融素養(yǎng)與家庭幸福之間的影響關(guān)系和影響路徑進(jìn)行了探討。研究發(fā)現(xiàn)：居民的金融素養(yǎng)水平會在一定程度上導(dǎo)致家庭幸福感的下降。產(chǎn)生這一現(xiàn)象的主要原因在于金融素養(yǎng)會影響到家庭的金融市場參與、風(fēng)險行為以及增加家庭負(fù)債的可能性。具體而言，金融素養(yǎng)促進(jìn)了家庭的低風(fēng)險和高風(fēng)險金融市場參與，而在考慮風(fēng)險異質(zhì)性的情況下，低風(fēng)險的金融投資提升了家庭幸福感，但是高風(fēng)險的金融投資會對家庭幸福感造成顯著的負(fù)向影響。此外，金融素養(yǎng)還會增加家庭擁有負(fù)債的可能性，而更高的負(fù)債會給居民的心理和身體健康帶來負(fù)面影響，進(jìn)而降低家庭幸福感。通過異質(zhì)性分析可以看出，金融素養(yǎng)對城鎮(zhèn)居民以及風(fēng)險厭惡者家庭幸福感的影響更大。

(二)政策建議

根據(jù)本文的研究結(jié)論，分別從政府、金融監(jiān)管機(jī)構(gòu)以及居民個人的角度，為幫助改善我國居民金融素養(yǎng)整體水平較低的現(xiàn)狀以及提升居民的家庭幸福感，提出如下政策建議：

第一，在政府措施方面。政府應(yīng)當(dāng)倡導(dǎo)居民做好長遠(yuǎn)的財富管理規(guī)劃，對家庭的資產(chǎn)和負(fù)債進(jìn)行合理地安排與分配。特別是對于地方政府來說，可以通過舉辦社區(qū)宣講活動或者懸掛宣傳標(biāo)語等方式，提醒社區(qū)居民在日常生活中理性消費，避免超前消費和過度負(fù)債等不良習(xí)慣的產(chǎn)生，減少負(fù)債對家庭成員身體和心理健康的沖擊，從而逐漸提升居民的幸福水平。

第二，在金融監(jiān)管機(jī)構(gòu)政策制定方面。需要從根源上制定相關(guān)法律政策以保護(hù)投資者的合法權(quán)益，這一方面可借鑒西方發(fā)達(dá)國家的發(fā)展經(jīng)驗。同時，相關(guān)金融機(jī)構(gòu)也應(yīng)該為投資者提供合適的投資理財培訓(xùn)或者講座，提升投資者對金融產(chǎn)品的理解與認(rèn)識。對于不同風(fēng)險偏好的投資者，金融機(jī)構(gòu)應(yīng)當(dāng)為其制定針對性的投資理財方案，滿足客戶的各類投資需求。

第三，在居民個人層面。家庭成員不應(yīng)該一味地追求高風(fēng)險的金融投資，雖然這可能會帶來更高的投資回報，但也會在很大程度上增加虧損的可能性。投資者在日常投資理財過程中應(yīng)當(dāng)尋找適合自身風(fēng)險承受能力的金融產(chǎn)品。在考慮投資組合多樣性的情況下，應(yīng)當(dāng)謹(jǐn)慎選擇相關(guān)產(chǎn)品，合理安排資產(chǎn)投資方向和投資金額，降低非系統(tǒng)性風(fēng)險產(chǎn)生的可能性。