金融素養(yǎng)對(duì)居民勞動(dòng)供給的影響研究
——基于家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)

2023-11-02 03:09:36鄒衛(wèi)星

理論與現(xiàn)代化 2023年5期

鄒衛(wèi)星陳晴

一、引言

就業(yè)是最大的民生，保障民生和維持社會(huì)穩(wěn)定始終是黨和政府工作的重中之重。黨的二十大指出，要實(shí)施就業(yè)優(yōu)先戰(zhàn)略，強(qiáng)化就業(yè)優(yōu)先政策，使更多人能通過勤奮勞動(dòng)實(shí)現(xiàn)自身發(fā)展。在全球地緣政治沖突加劇，中國(guó)經(jīng)濟(jì)面臨需求收縮、供給沖擊和預(yù)期轉(zhuǎn)弱三重壓力的背景下，勞動(dòng)力市場(chǎng)形勢(shì)空前嚴(yán)峻。探索各類宏觀經(jīng)濟(jì)政策為穩(wěn)崗位、促就業(yè)服務(wù)，已成為當(dāng)務(wù)之急。

當(dāng)前，中國(guó)的金融市場(chǎng)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，進(jìn)一步改善金融發(fā)展質(zhì)量，拓展經(jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)摿Γ悄壳敖?jīng)濟(jì)面臨的重要任務(wù)?！?014 年全球金融發(fā)展報(bào)告：普惠金融》指出，金融素養(yǎng)是決定金融發(fā)展水平的重要因素，78%的受訪者將家庭獲得金融服務(wù)的主要障礙歸因于缺乏投資理財(cái)知識(shí)[1]。2021 年中國(guó)消費(fèi)者金融素養(yǎng)指數(shù)平均分為66.81，盡管始終在增長(zhǎng)，但仍不盡如人意[2]。因此，研究金融素養(yǎng)的經(jīng)濟(jì)影響，提升居民金融素養(yǎng)水平，對(duì)于促進(jìn)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要的理論意義與現(xiàn)實(shí)價(jià)值。

就業(yè)問題涉及勞動(dòng)數(shù)量和勞動(dòng)質(zhì)量?jī)煞矫?，歸根結(jié)底是由勞動(dòng)市場(chǎng)的供求關(guān)系決定，其中，工資收入水平、勞動(dòng)技能和人力資本是影響勞動(dòng)供給的關(guān)鍵變量。金融素養(yǎng)是人力資本的一部分，會(huì)影響居民的勞動(dòng)技能和收入水平，并從多個(gè)方面影響勞動(dòng)供給。但是，金融素養(yǎng)是否和如何影響居民的勞動(dòng)供給，還亟須嚴(yán)格的實(shí)證研究。為此，本文利用CFPS 數(shù)據(jù)，研究金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給的影響效應(yīng)，拓展關(guān)于金融素養(yǎng)和勞動(dòng)就業(yè)的理論研究，為提升金融素養(yǎng)和促進(jìn)就業(yè)提供對(duì)策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

對(duì)金融素養(yǎng)的已有研究主要集中在金融素養(yǎng)對(duì)個(gè)體行為的影響上。首先，金融素養(yǎng)水平會(huì)影響居民家庭的一系列金融決策。金融知識(shí)水平的提高會(huì)增加家庭在股票資產(chǎn)上的投資，提高風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比[3]；金融素養(yǎng)的增加會(huì)提高家庭的資產(chǎn)分散程度，增持風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)、壽險(xiǎn)和養(yǎng)老金融資產(chǎn)[4]；金融素養(yǎng)越高，對(duì)債務(wù)杠桿率削弱家庭金融脆弱性的緩解能力越強(qiáng)[5]。

其次，金融素養(yǎng)會(huì)影響居民家庭的消費(fèi)和收入等其他經(jīng)濟(jì)行為。提高金融素養(yǎng)水平，可以增加居民消費(fèi)，改善其消費(fèi)結(jié)構(gòu)[6]；可以緩解融資約束、平滑消費(fèi)和增加風(fēng)險(xiǎn)偏好，從而緩解家庭收入貧困[7]；可以改進(jìn)農(nóng)民的信貸行為、理財(cái)行為及保險(xiǎn)行為，增加農(nóng)民收入[8]；可以優(yōu)化居民家庭借款渠道與風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，促進(jìn)其主動(dòng)創(chuàng)業(yè)[9]。另外，金融素養(yǎng)與家庭儲(chǔ)蓄率呈倒U 形關(guān)系，隨著金融素養(yǎng)由低變高，家庭可以通過提高儲(chǔ)蓄率以增持投資資金[10]。

最后，一些學(xué)者比較研究了初級(jí)金融素養(yǎng)和高級(jí)金融素養(yǎng)的經(jīng)濟(jì)影響。比之初級(jí)金融素養(yǎng)，提高高級(jí)金融素養(yǎng)能更大程度地促使居民參與股票市場(chǎng)[11]，持有更多的風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)[12]；但提高初級(jí)金融素養(yǎng)對(duì)抑制城市資產(chǎn)貧困的影響要大于高級(jí)金融素養(yǎng)[13]。初級(jí)金融素養(yǎng)僅能促進(jìn)居民消費(fèi)總量增長(zhǎng)，高級(jí)金融素養(yǎng)則可同時(shí)提高居民消費(fèi)總量并促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化[6]。另外，提高高級(jí)金融素養(yǎng)可促進(jìn)經(jīng)濟(jì)個(gè)體參與金融市場(chǎng)，但提高初級(jí)金融素養(yǎng)會(huì)降低個(gè)體的金融市場(chǎng)參與度[14]。

雖然關(guān)于金融素養(yǎng)對(duì)個(gè)人或家庭影響的研究較多，但很少有文獻(xiàn)研究其對(duì)勞動(dòng)供給的影響。已有研究發(fā)現(xiàn)，影響勞動(dòng)供給的因素眾多，如人力資本、薪酬收入、工作經(jīng)驗(yàn)、政府制度等。隨著年齡增長(zhǎng)、人力資本積累，個(gè)人勞動(dòng)供給會(huì)降低[15]；將中老年人作為調(diào)查樣本，也能得出受教育水平和勞動(dòng)供給成正比的論斷[16]；而且健康狀況越好，越有利于勞動(dòng)者進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)[17]。而金融素養(yǎng)是一種人力資本，人力資本提升可以提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，可通過勞動(dòng)收入上升提高勞動(dòng)供給，也可增加企業(yè)對(duì)勞動(dòng)的需求，因此，金融素養(yǎng)很有可能會(huì)影響到勞動(dòng)供給。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外關(guān)于金融素養(yǎng)的已有研究，側(cè)重于從金融決策和個(gè)體行為的視角展開研究。雖然一些文獻(xiàn)已經(jīng)揭示了金融素養(yǎng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響[13，18]，但這類研究的文獻(xiàn)還不多，而且，從宏觀經(jīng)濟(jì)視角研究勞動(dòng)供給影響的文獻(xiàn)就更為少見。有鑒于此，本文將集中研究金融素養(yǎng)對(duì)包括勞動(dòng)供給數(shù)量和勞動(dòng)供給質(zhì)量?jī)煞矫娴膭趧?dòng)供給的影響。

三、理論分析

首先，金融素養(yǎng)可以通過兩條途徑增加家庭收入。一是金融素養(yǎng)直接影響居民的金融知識(shí)認(rèn)知和金融決策行為，居民擁有的金融素養(yǎng)越高，就可以越合理地利用已有金融知識(shí)，完善家庭資產(chǎn)配置，提高家庭收入水平[19]，通過增加貧困家庭的收入來減緩貧困[7]；在農(nóng)村也可以通過農(nóng)戶的金融行為來增加農(nóng)民收入[8]。二是金融素養(yǎng)作為一種人力資本，可以提高勞動(dòng)者素質(zhì)，使居民更加了解自己的資產(chǎn)狀況，作出利益最大化的決策；金融素養(yǎng)可以增強(qiáng)居民在勞動(dòng)過程中的自主創(chuàng)新性，提升勞動(dòng)生產(chǎn)率，從而提高勞動(dòng)者的工資水平和勞動(dòng)收入。

金融素養(yǎng)提高家庭收入和工資水平，對(duì)勞動(dòng)供給具有兩方面的效應(yīng)。一是替代效應(yīng)，如果金融素養(yǎng)較高，每單位勞動(dòng)供給可以獲得更高的勞動(dòng)報(bào)酬，人們?yōu)榱俗非蟾嗟膭趧?dòng)收入，愿意減少閑暇時(shí)間，提供更多的勞動(dòng)。二是收入效應(yīng)，如果金融素養(yǎng)較高，提供既定勞動(dòng)供給就可以得到較高的勞動(dòng)收入，使家庭的總收入增加，當(dāng)家庭收入水平達(dá)到一定程度之后，人們會(huì)追求更多的閑暇享受，相應(yīng)地減少勞動(dòng)時(shí)間。

在研究樣本中，受訪者每月平均勞動(dòng)工資為3891 元，家庭收入較低，如果增加金融素養(yǎng)能夠帶來收入水平的增加，對(duì)勞動(dòng)供給影響的替代效應(yīng)要大于收入效應(yīng)，即為了獲得更多的勞動(dòng)收入，家庭將會(huì)增加勞動(dòng)供給數(shù)量。而隨著工資收入和勞動(dòng)供給數(shù)量的增加，勞動(dòng)者的社保參保條件也會(huì)改善。從勞動(dòng)供給時(shí)間、工資收入和社會(huì)保障來看，隨著金融素養(yǎng)的提高，勞動(dòng)供給質(zhì)量也會(huì)相應(yīng)提高。

其次，只有在提高金融素養(yǎng)的前提下提高數(shù)字普惠金融的發(fā)展程度，才能充分發(fā)揮數(shù)字金融普惠性的正面服務(wù)效應(yīng)[4]。提升個(gè)人和家庭的金融素養(yǎng)會(huì)提高經(jīng)濟(jì)個(gè)體從事金融融資和金融投資的收益，有利于數(shù)字普惠金融的發(fā)展。金融素養(yǎng)越高的家庭，其金融知識(shí)越充足，越容易理解、接受、創(chuàng)新運(yùn)用數(shù)字金融產(chǎn)品與服務(wù)。因此，金融素養(yǎng)的增加會(huì)推動(dòng)數(shù)字普惠金融發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)金融發(fā)展。

中國(guó)數(shù)字普惠金融的覆蓋廣度與使用深度持續(xù)提升，為增加勞動(dòng)供給時(shí)間、提高就業(yè)質(zhì)量提供了新動(dòng)能。一方面，發(fā)展數(shù)字普惠金融和提高數(shù)字化程度可以通過推動(dòng)中小企業(yè)發(fā)展和推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新，擴(kuò)大勞動(dòng)供給[20]；可以提高金融服務(wù)的可得性、緩解企業(yè)融資約束、減少企業(yè)信貸錯(cuò)配，擴(kuò)大勞動(dòng)就業(yè)規(guī)模[21]。另一方面，數(shù)字普惠金融可以促進(jìn)工資收入增長(zhǎng)[22]。數(shù)字普惠金融通過促進(jìn)創(chuàng)業(yè)、緩解小微企業(yè)的融資約束、推動(dòng)傳統(tǒng)金融的轉(zhuǎn)型升級(jí)，擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模，提高雇員工作效率與工資收入[23]。另外，數(shù)字普惠金融還能夠提高企業(yè)的經(jīng)營(yíng)效益，有利于提高企業(yè)雇員的社保參保率。社保部門在數(shù)字平臺(tái)開發(fā)小程序與公眾號(hào)等，使居民可以便捷地了解社保知識(shí)、繳納社保費(fèi)用，提高居民的參保意愿[24]。因此，數(shù)字普惠金融發(fā)展程度的提升不僅可以增加勞動(dòng)供給數(shù)量，還可以從勞動(dòng)供給數(shù)量、工資收入水平和社保參保情況三方面來改善勞動(dòng)供給質(zhì)量。綜上所述，可得到如下假說。

假說1：金融素養(yǎng)與勞動(dòng)供給正相關(guān)。在研究樣本中，提高金融素養(yǎng)將會(huì)促進(jìn)勞動(dòng)供給。

假說2：金融素養(yǎng)可通過增加收入水平和增進(jìn)數(shù)字普惠金融發(fā)展來促進(jìn)勞動(dòng)供給。

初級(jí)金融素養(yǎng)和高級(jí)金融素養(yǎng)都可以通過收入水平和數(shù)字普惠金融發(fā)展來提升勞動(dòng)供給的數(shù)量和質(zhì)量，但兩者對(duì)勞動(dòng)供給作用程度的大小具有不確定性。一方面，金融素養(yǎng)作為一種人力資本，屬于生產(chǎn)要素范疇，遵循要素報(bào)酬遞減規(guī)律，在金融素養(yǎng)逐步增加時(shí)，金融素養(yǎng)的邊際收益遞減，這意味著，在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)總量和收入水平增長(zhǎng)方面，初級(jí)金融素養(yǎng)比高級(jí)金融素養(yǎng)具有更大的促進(jìn)效應(yīng)。另一方面，已有文獻(xiàn)研究顯示，初級(jí)金融素養(yǎng)和高級(jí)金融素養(yǎng)對(duì)持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)、家庭消費(fèi)等的影響具有異質(zhì)性特征，高級(jí)金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)持有和消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響程度更大，其對(duì)收入水平和數(shù)字普惠金融發(fā)展的影響也可能會(huì)更大。這兩方面使得初級(jí)金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給的影響效應(yīng)是否比高級(jí)金融素養(yǎng)更大，具有不確定性。由此可得如下假說3。

假說3：初級(jí)金融素養(yǎng)和高級(jí)金融素養(yǎng)都可以通過收入水平和數(shù)字普惠金融發(fā)展來促進(jìn)勞動(dòng)供給，但兩者對(duì)勞動(dòng)供給的影響程度孰大孰小，具有一定的不確定性。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)計(jì)

研究金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給的影響，建立模型如下：

其中，被解釋變量Y 表示勞動(dòng)供給，包括勞動(dòng)供給數(shù)量和勞動(dòng)供給質(zhì)量?jī)煞矫?，勞?dòng)供給數(shù)量是指勞動(dòng)供給時(shí)間（labor）；勞動(dòng)供給質(zhì)量（quality）反映勞動(dòng)供給質(zhì)量指標(biāo)。核心解釋變量fin 為居民的金融素養(yǎng)。X 為控制變量，包括受訪者年齡（age）、年齡平方（age2）、受教育年限（edu）、幸福程度（hap）、健康狀況（hea）、受訪者性別（gender）、是否為中共黨員（par）、配偶情況（spouse）等個(gè)人特征，存款（savings）和家庭總支出（con）等家庭財(cái)產(chǎn)情況，以及與工作直接相關(guān)的通勤時(shí)間（comtime）；ε 代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)來源

CFPS 數(shù)據(jù)提供了2010 年至今各省區(qū)市每?jī)赡甑募彝フ{(diào)查數(shù)據(jù)，鑒于2014 年和2018年CFPS 數(shù)據(jù)具有專門的金融知識(shí)模塊，可細(xì)分為初級(jí)金融素養(yǎng)與高級(jí)金融素養(yǎng)，故選取CFPS2014 和CFPS2018 年數(shù)據(jù)。剔除勞動(dòng)供給時(shí)間小于1 及部分異常值，將勞動(dòng)年齡限制在16—60 周歲，最終得到有效數(shù)據(jù)13000 個(gè)。

（三）變量選取

被解釋變量：勞動(dòng)供給時(shí)間（labor）選取周工作時(shí)長(zhǎng)的對(duì)數(shù)形式。勞動(dòng)供給質(zhì)量參考劉濤和王德政[25]做法，從勞動(dòng)供給時(shí)間、工作收入與社會(huì)保障三個(gè)維度來衡量。其中，工作收入（wage）采用受訪者周工資性收入的對(duì)數(shù)測(cè)度，社會(huì)保障（insure）測(cè)度居民是否擁有“五險(xiǎn)”，若擁有至少一種保險(xiǎn)，賦值為1，否則為0，對(duì)三個(gè)維度的指標(biāo)進(jìn)行離差標(biāo)準(zhǔn)化，而后等權(quán)平均計(jì)算得到勞動(dòng)質(zhì)量指數(shù)。

核心解釋變量：參考吳錕等的研究[6]，將金融素養(yǎng)（fin）細(xì)分為初級(jí)金融素養(yǎng)（finbas）與高級(jí)金融素養(yǎng)（finadv），共計(jì)算三個(gè)金融素養(yǎng)值。其中，初級(jí)金融素養(yǎng)涉及對(duì)定期利率、存款到期金額、貨幣購買力、養(yǎng)老費(fèi)用、長(zhǎng)期財(cái)務(wù)規(guī)劃、選擇金融產(chǎn)品、中國(guó)教育問題及中國(guó)住房問題的回答；高級(jí)金融素養(yǎng)涉及對(duì)投資風(fēng)險(xiǎn)、股票風(fēng)險(xiǎn)、決策銀行、購買股票含義、基金描述、銀行理財(cái)產(chǎn)品描述、中國(guó)貧富差距問題及社會(huì)保障問題的回答。在這些回答項(xiàng)中，將受訪者回答正確賦值為2，回答錯(cuò)誤賦值為1，回答不知道或沒有回答記為0。選擇主成分因子分析法對(duì)金融素養(yǎng)進(jìn)行信息降維。

控制變量：首先是個(gè)體特征方面，包括受訪者性別（gender），男性賦值為1，女性為0；受教育程度（edu）；受訪者年齡（age）及年齡的平方項(xiàng)（age2）；是否為中共黨員（par），是為1，否為0；配偶情況（spouse）設(shè)置為虛擬變量，有配偶為1，包括在婚、同居者，沒有配偶為0，包括未婚、離婚、喪偶；健康狀況（hea）由1 至5 共5 個(gè)量級(jí)，分別表示從不健康到健康；幸福程度（hap）由受訪者自己由0 到10 進(jìn)行評(píng)價(jià)打分。其次是家庭財(cái)產(chǎn)方面，包括現(xiàn)金和存款總值的對(duì)數(shù)（savings）和家庭總支出的對(duì)數(shù)（con）。最后是與工作直接相關(guān)的變量，即通勤時(shí)間（comtime）。

（四）描述性統(tǒng)計(jì)

表1 報(bào)告了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。家庭成員每周工作時(shí)間的均值為46，大約每天平均工作6.57 個(gè)小時(shí)；勞動(dòng)供給質(zhì)量的均值得分為23，被調(diào)查對(duì)象的就業(yè)質(zhì)量不高；周工資性收入均值972.70 元，全國(guó)城鎮(zhèn)非私營(yíng)單位就業(yè)人員平均工資為1174 元。金融素養(yǎng)的平均值為0.6，處于偏低水平。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸

表2 分析了金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給的影響。前兩列報(bào)告了金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給時(shí)間的回歸結(jié)果，列（1）為金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給時(shí)間單變量的回歸，可以看出，隨著金融素養(yǎng)的增加，勞動(dòng)供給時(shí)間相應(yīng)增加。列（2）為納入全部控制變量后對(duì)金融素養(yǎng)的回歸，表明金融素養(yǎng)每增加一個(gè)單位，勞動(dòng)供給時(shí)間將會(huì)增加7.5%。這和假說1 中金融素養(yǎng)促進(jìn)勞動(dòng)供給的結(jié)論是一致的。表2 的后兩列說明了金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給質(zhì)量的影響。列（3）為金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給質(zhì)量單變量的回歸，可以看出，金融素養(yǎng)會(huì)促進(jìn)勞動(dòng)供給質(zhì)量上升。列（4）顯示，加入全部控制變量后，金融素養(yǎng)仍然和勞動(dòng)供給質(zhì)量正相關(guān)，這從勞動(dòng)供給質(zhì)量的視角論證了假說1 的成立。

表2 OLS 回歸結(jié)果

（二）內(nèi)生性分析

上述實(shí)證分析結(jié)果可能存在內(nèi)生性問題。一是金融素養(yǎng)與勞動(dòng)供給之間可能存在反向因果關(guān)系，即勞動(dòng)供給越多的家庭越可能參與各類學(xué)習(xí)培訓(xùn)，金融素養(yǎng)進(jìn)而會(huì)得到提升；二是一些如自身能力、天賦等與金融素養(yǎng)相關(guān)卻難以觀測(cè)的控制變量可能被忽略，導(dǎo)致遺漏偏差。為克服可能存在的內(nèi)生性問題，參考尹志超等的研究[9]，選取“除受訪者自己以外的同區(qū)縣其他受訪對(duì)象的金融素養(yǎng)平均水平（fin_other）”作為金融素養(yǎng)的工具變量。表3 列（1）為第一階段回歸結(jié)果，同區(qū)縣其他受訪對(duì)象金融素養(yǎng)平均水平對(duì)個(gè)體金融素養(yǎng)產(chǎn)生顯著正向影響，不存在弱工具變量問題。表3 列（2）為金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給時(shí)間的第二階段回歸結(jié)果，列（3）為金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給質(zhì)量的第二階段回歸結(jié)果，該結(jié)果證明在采用工具變量進(jìn)行回歸后，金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給的影響依然顯著為正。

表3 工具變量的回歸結(jié)果

考慮到使用組均值作為工具變量，可能會(huì)不滿足工具變量的外生性要求。再參照左曜洲和單德朋的研究[26]，選取數(shù)學(xué)認(rèn)知能力（math）作為工具變量進(jìn)行檢驗(yàn)。表3 后三列匯報(bào)了選擇數(shù)學(xué)認(rèn)知能力為工具變量的檢驗(yàn)結(jié)果，該結(jié)果說明數(shù)學(xué)認(rèn)知能力越高，居民的金融素養(yǎng)越高。最后兩列說明金融素養(yǎng)與勞動(dòng)供給的數(shù)量和質(zhì)量均成正比，這與基準(zhǔn)回歸的檢驗(yàn)結(jié)果相一致。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替代核心解釋變量

選擇受訪者自己對(duì)其金融知識(shí)水平的評(píng)價(jià)打分（finlev）作為金融素養(yǎng)的替代變量。表4前兩列為使用該指標(biāo)檢驗(yàn)金融素養(yǎng)水平對(duì)勞動(dòng)供給影響的結(jié)果，這一主觀金融素養(yǎng)與前文所選用的客觀金融素養(yǎng)一樣，也對(duì)勞動(dòng)供給時(shí)間和勞動(dòng)供給質(zhì)量產(chǎn)生促進(jìn)作用。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

對(duì)測(cè)度金融素養(yǎng)水平的16 個(gè)問題的回答重新賦值，正確則賦值為1，否則賦值為0，再進(jìn)行直接加總，得到另一種方法重新衡量得到的金融素養(yǎng)指標(biāo)fincorrect，表4 后兩列使用該指標(biāo)進(jìn)行回歸的結(jié)果顯示，金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給時(shí)間與勞動(dòng)供給質(zhì)量成正比，說明金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給產(chǎn)生顯著正向影響的結(jié)論是穩(wěn)健的。

2.處理樣本數(shù)據(jù)

由于從事經(jīng)濟(jì)金融行業(yè)人員的經(jīng)濟(jì)決策方式可能與其他行業(yè)人員不同，金融素養(yǎng)處于較高水平，為排除這部分人對(duì)金融素養(yǎng)測(cè)算和回歸結(jié)果的影響，剔除樣本中與經(jīng)濟(jì)、金融相關(guān)行業(yè)的人員后再進(jìn)行檢驗(yàn)①，結(jié)果如表5 前兩列所示。從表5 列（1）可以看出，金融素養(yǎng)的回歸系數(shù)為正，金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給時(shí)間的正向作用仍然顯著；而列（2）中金融素養(yǎng)的回歸系數(shù)也顯著為正，這說明，金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給產(chǎn)生正向影響的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表5 剔除部分樣本和使用2018 年數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)結(jié)果

3.更換數(shù)據(jù)庫

由于2020 年CFPS 數(shù)據(jù)庫只包含個(gè)體指標(biāo)而沒有涉及家庭存款、家庭支出等控制變量，采用2018 年數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，選用和前文類似的測(cè)算方法來計(jì)算得到金融素養(yǎng)。具體檢驗(yàn)結(jié)果如表5 后四列所示，中間兩列說明金融素養(yǎng)在2018 年依然對(duì)勞動(dòng)供給時(shí)間有促進(jìn)作用；最后兩列表示金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給質(zhì)量產(chǎn)生顯著正向影響，前文結(jié)論依然成立。

綜上所述，在進(jìn)行替換核心解釋變量、調(diào)整樣本數(shù)據(jù)和更換數(shù)據(jù)庫等穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后，金融素養(yǎng)的系數(shù)符號(hào)和顯著性水平均未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，表明前文回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，說明金融素養(yǎng)的確能夠?qū)趧?dòng)供給時(shí)間與勞動(dòng)供給質(zhì)量產(chǎn)生正向影響。

（四）異質(zhì)性分析

為了從經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)層面進(jìn)一步分析金融素養(yǎng)影響勞動(dòng)供給的作用途徑，從收入、地區(qū)、城鄉(xiāng)和性別四方面進(jìn)行異質(zhì)性分析，比較分析在這一影響效應(yīng)中，不同收入水平、不同地區(qū)、城鎮(zhèn)鄉(xiāng)村和男性女性的經(jīng)濟(jì)個(gè)體的影響程度的大小，并檢驗(yàn)前述檢驗(yàn)結(jié)論和假說1 成立的穩(wěn)健性。

1.收入異質(zhì)性影響

將樣本按照家庭總收入進(jìn)行分位數(shù)回歸，表6 列（1）—列（3）分別表示收入為25%、50%、75%水平上對(duì)勞動(dòng)供給時(shí)間的回歸結(jié)果，列（4）—列（6）分別表示收入為25%、50%、75%水平上對(duì)勞動(dòng)供給質(zhì)量的回歸成果。金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給的促進(jìn)作用依然顯著。而且收入越低的居民，金融素養(yǎng)的提高使其勞動(dòng)供給時(shí)間與勞動(dòng)供給質(zhì)量增加越多。

表6 收入異質(zhì)性

2.地區(qū)異質(zhì)性

表7 前三列回歸結(jié)果表明，東部地區(qū)的金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給時(shí)間的影響不顯著；而西部地區(qū)和中部地區(qū)的金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給時(shí)間的促進(jìn)作用顯著，其中，最為明顯的是中部地區(qū)。由后三列可知，在三個(gè)地區(qū)都可以得到金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給質(zhì)量顯著成正比的結(jié)論，而中部地區(qū)的金融素養(yǎng)的回歸系數(shù)相對(duì)較大。

表7 地區(qū)異質(zhì)性

3.城鄉(xiāng)異質(zhì)性

表8 前兩列回歸結(jié)果表明城市的金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給時(shí)間具有促進(jìn)作用，而鄉(xiāng)村地區(qū)的金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給時(shí)間的影響不顯著，這可能是因?yàn)樘幵卩l(xiāng)村的勞動(dòng)就業(yè)與金融素養(yǎng)水平關(guān)系較小。而城市地區(qū)擁有金融資源優(yōu)勢(shì)和完善的金融生態(tài)環(huán)境，居民金融素養(yǎng)水平較高，可以依據(jù)自身的人力資本大小選擇適合的職業(yè)。表8 后兩列的結(jié)果表示無論是在城市還是在鄉(xiāng)村，金融素養(yǎng)的提升均可提高勞動(dòng)供給質(zhì)量。

表8 城鄉(xiāng)異質(zhì)性

4.性別異質(zhì)性

將總體研究樣本分為男性與女性兩個(gè)子樣本分別進(jìn)行回歸，以探究金融素養(yǎng)水平對(duì)勞動(dòng)供給的促進(jìn)作用是否存在性別差異。由表9 前兩列可知，男性與女性的金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給時(shí)間均存在促進(jìn)效應(yīng)。其中，男性的回歸系數(shù)要小于女性，說明男性的金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給時(shí)間的正向影響要小于女性。而表9 后兩列說明男性的金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給質(zhì)量的影響較之女性更大。

表9 性別異質(zhì)性

異質(zhì)性分析進(jìn)一步論證了前述檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性，驗(yàn)證了金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給的正向影響效應(yīng)，這是和假說1 相一致的。針對(duì)分類收入水平和男性女性的異質(zhì)性分析都顯著地支持金融素養(yǎng)可同步提高勞動(dòng)供給數(shù)量和勞動(dòng)供給質(zhì)量。地區(qū)異質(zhì)性和城鄉(xiāng)異質(zhì)性檢驗(yàn)也支持這兩個(gè)理論結(jié)論，不過，有部分檢驗(yàn)結(jié)果的顯著性水平不高，這既反映了勞動(dòng)供給數(shù)量和勞動(dòng)供給質(zhì)量?jī)烧卟⒉坏葍r(jià)，而東部地區(qū)和鄉(xiāng)村對(duì)勞動(dòng)供給數(shù)量的回歸系數(shù)并不顯著，這可能是因?yàn)槠溆绊懶?yīng)有限。

（五）機(jī)制分析

1.金融素養(yǎng)、工資性收入與勞動(dòng)供給時(shí)間

分析收入是否具有中介效應(yīng)，進(jìn)行以個(gè)人周工資性收入對(duì)數(shù)（wage）作為被解釋變量的經(jīng)濟(jì)機(jī)制檢驗(yàn)，表10 列（1）為不設(shè)置控制變量的結(jié)果，列（2）加入控制變量。金融素養(yǎng)可以增加個(gè)人工資性收入。結(jié)合前文理論分析可知，隨著金融素養(yǎng)水平增加，提供每單位勞動(dòng)可以獲得更高的工資，人們?yōu)榱俗非蟾嗟氖杖?，愿意減少閑暇時(shí)間，提供更多的勞動(dòng)供給，工資在金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給時(shí)間的影響中起中介作用。另外，由于工資收入和勞動(dòng)供給數(shù)量的增加，勞動(dòng)者的社保參保條件也會(huì)改善，以勞動(dòng)供給時(shí)間、工資收入、社會(huì)保障是否參保作為測(cè)量指標(biāo)的勞動(dòng)供給質(zhì)量也會(huì)相應(yīng)提高。因此，工資收入作為中介變量在金融素養(yǎng)對(duì)勞動(dòng)供給影響中發(fā)揮作用。

表10 金融素養(yǎng)、工資性收入與勞動(dòng)供給時(shí)間

2.金融素養(yǎng)、數(shù)字普惠金融與勞動(dòng)供給質(zhì)量

分析金融素養(yǎng)較高的家庭是否更能夠正確認(rèn)識(shí)和主動(dòng)利用數(shù)字普惠金融的成果，從而改善其勞動(dòng)供給質(zhì)量，以數(shù)字普惠金融發(fā)展程度作為被解釋變量，數(shù)字普惠金融發(fā)展程度采用2016 年北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心和螞蟻集團(tuán)研究院的研究團(tuán)隊(duì)編制的“中國(guó)數(shù)字普惠金融指數(shù)”的對(duì)數(shù)來測(cè)度，表示為index。表11 回歸結(jié)果表明金融素養(yǎng)與數(shù)字普惠金融指數(shù)成正比，證實(shí)了金融素養(yǎng)可以提高數(shù)字普惠金融發(fā)展程度，增加勞動(dòng)供給數(shù)量，提升勞動(dòng)供給質(zhì)量。綜上分析可知，假說2 得到驗(yàn)證。

表11 金融素養(yǎng)、數(shù)字普惠金融與勞動(dòng)供給質(zhì)量