宋 敏， 甘 煦， 周 洋

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

一、問(wèn)題的提出

近年來(lái)，大量文獻(xiàn)證實(shí)了金融知識(shí)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(shí)的重要性顯得尤為突出。2015年年底，國(guó)務(wù)院辦公廳發(fā)布了《關(guān)于加強(qiáng)金融消費(fèi)者權(quán)益保護(hù)工作的指導(dǎo)意見(jiàn)》，首次從國(guó)家層面對(duì)金融消費(fèi)權(quán)益保護(hù)進(jìn)行具體規(guī)定；隨后，中國(guó)人民銀行在2016年開(kāi)展“金融知識(shí)普及月”活動(dòng)，旨在推動(dòng)金融消費(fèi)者教育和金融知識(shí)普及工作。盡管金融知識(shí)對(duì)家庭的金融決策有廣泛影響，但是中國(guó)家庭的金融知識(shí)水平普遍較低，遠(yuǎn)低于國(guó)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(cái)建議也被發(fā)現(xiàn)并不能對(duì)金融知識(shí)起到替代作用[2]。因此，研究金融知識(shí)的決定因素以及如何提高金融知識(shí)水平既是重要議題，又是當(dāng)下政策研究重點(diǎn)。然而，國(guó)內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)主要關(guān)注金融知識(shí)的影響，而鮮少探討金融知識(shí)的決定因素。

考慮到金融知識(shí)缺乏對(duì)家庭投資行為決策的負(fù)面影響，發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)此的應(yīng)對(duì)措施是開(kāi)設(shè)金融教育課程，因此國(guó)外大多數(shù)關(guān)于如何提高金融知識(shí)的研究也是對(duì)開(kāi)設(shè)金融教育課程有效性的考察。然而，目前對(duì)開(kāi)設(shè)金融教育課程的研究并未達(dá)成一致結(jié)論。部分研究發(fā)現(xiàn)，開(kāi)設(shè)此類課程會(huì)提高金融知識(shí)[3-4], 但Cole et al.[5]發(fā)現(xiàn)此類課程沒(méi)有顯著影響。更重要的是，我國(guó)現(xiàn)階段教育質(zhì)量與覆蓋率仍與發(fā)達(dá)國(guó)家有一定差距，且教育預(yù)算有限，因此開(kāi)設(shè)金融教育課程短期內(nèi)在我國(guó)無(wú)法廣泛開(kāi)展，故并不適合我國(guó)國(guó)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(shí)積累。首先，受教育水平的提高會(huì)增強(qiáng)認(rèn)知能力[6-7]。作為集中反映人們學(xué)習(xí)和解決問(wèn)題的重要能力，認(rèn)知能力也被發(fā)現(xiàn)對(duì)收集、加工和處理金融信息有著重要的影響，進(jìn)而影響金融知識(shí)積累[5,8]。而數(shù)學(xué)課程作為我國(guó)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(huì)更強(qiáng)。其次，受教育水平的提高也會(huì)通過(guò)構(gòu)造以同學(xué)為基礎(chǔ)的人際網(wǎng)絡(luò)促進(jìn)個(gè)體的社會(huì)資本積累，增強(qiáng)社會(huì)互動(dòng)[9-10]?，F(xiàn)有研究表明，社會(huì)互動(dòng)更多的人更有可能通過(guò)口頭交流與觀察學(xué)習(xí)的社會(huì)學(xué)習(xí)方式來(lái)獲取更多的金融知識(shí)[11-12]。此外，考慮到我國(guó)現(xiàn)行教育體系中的核心必修課程(例如數(shù)學(xué)課程)對(duì)認(rèn)知能力的提高有著重要作用，且具有廣泛覆蓋面，而在過(guò)去幾十年間我國(guó)居民的受教育水平也取得了較大進(jìn)步，因此，相比于專項(xiàng)金融教育，本文旨在研究廣義的受教育水平提高是否也會(huì)提升居民的金融知識(shí)水平。

本文使用中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)2017年的數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了居民受教育水平與金融知識(shí)之間的關(guān)系，并圍繞1986年實(shí)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(guò)認(rèn)知能力與社會(huì)資本積累兩個(gè)渠道顯著影響居民的金融知識(shí)水平，并且這種影響在沒(méi)有財(cái)經(jīng)類信息獲取渠道、平時(shí)較少關(guān)注經(jīng)濟(jì)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(yàn)也再次證實(shí)了兩者間的正向因果關(guān)系。

相比于已有文獻(xiàn)，本文的貢獻(xiàn)主要有以下幾個(gè)方面：第一，本文補(bǔ)充了金融知識(shí)決定因素的文獻(xiàn)?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，特定的金融教育課程會(huì)提高金融知識(shí)[3-4], 而本文發(fā)現(xiàn)廣義的學(xué)校教育(通識(shí)教育)也會(huì)提高金融知識(shí)水平并通過(guò)義務(wù)教育法實(shí)施的工具變量識(shí)別了兩者間的因果關(guān)系。此外，本文基于中國(guó)的背景研究了金融知識(shí)的決定因素，也為現(xiàn)有文獻(xiàn)提供了來(lái)自發(fā)展中國(guó)家的證據(jù)。第二，本文也補(bǔ)充了研究教育影響的文獻(xiàn)。以往研究已證實(shí)教育會(huì)影響認(rèn)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(huì)影響金融知識(shí)的積累。此外，本文的實(shí)證發(fā)現(xiàn)對(duì)我國(guó)還具有重要的政策含義。越來(lái)越多國(guó)家的政策制定者開(kāi)始關(guān)注如何提高居民的金融知識(shí)水平，并重點(diǎn)評(píng)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(gè)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(shí)水平，這對(duì)短期內(nèi)無(wú)法廣泛開(kāi)設(shè)金融教育課程的發(fā)展中國(guó)家更具有借鑒意義。

二、文獻(xiàn)綜述

21世紀(jì)以來(lái)，金融知識(shí)的相關(guān)研究以實(shí)證研究為主。由于這類研究極大地依賴于對(duì)家庭金融知識(shí)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(jì)初才出現(xiàn)，故金融知識(shí)的相關(guān)研究仍是一個(gè)較新的研究領(lǐng)域。近年來(lái)，家庭在金融市場(chǎng)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(jī)中被觀察到的過(guò)度負(fù)債)，凸顯了家庭金融知識(shí)的缺乏以及普及金融知識(shí)的重要性。因此，金融知識(shí)的相關(guān)研究在近些年也得到了迅猛發(fā)展。

現(xiàn)有的實(shí)證研究表明，金融知識(shí)對(duì)家庭的經(jīng)濟(jì)金融行為具有重要影響。這種影響主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：第一，投資行為。如金融知識(shí)的提高可以顯著提升家庭股票市場(chǎng)參與[1]。第二，借貸行為。如Brown et al.[4]指出接受過(guò)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(dòng)等[16-17]。此外，除了實(shí)證研究上的進(jìn)展，金融知識(shí)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(shí)與儲(chǔ)蓄和財(cái)富水平呈現(xiàn)出正相關(guān)。Lusardi et al.[19]指出金融知識(shí)是財(cái)富不平等的重要決定因素。

雖然金融知識(shí)對(duì)家庭行為決策的影響在現(xiàn)有文獻(xiàn)中得到了廣泛的討論，但對(duì)金融知識(shí)決定因素的研究相對(duì)較少，這也在近年來(lái)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(yùn)用美國(guó)微觀調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)社會(huì)人口學(xué)特征(如性別、種族)會(huì)影響金融知識(shí)水平；Herd et al.[3]的研究則發(fā)現(xiàn)，居民早年認(rèn)知能力也會(huì)影響其長(zhǎng)大后的金融知識(shí)水平；Grohmann et al.[8]運(yùn)用泰國(guó)曼谷的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，兒童時(shí)期的特征也會(huì)對(duì)金融知識(shí)水平產(chǎn)生影響；Brown et al.[21]運(yùn)用瑞士境內(nèi)德語(yǔ)區(qū)與法語(yǔ)區(qū)的地理分割識(shí)別了文化對(duì)金融知識(shí)的影響。此外，隨著金融教育課程在發(fā)達(dá)國(guó)家中的陸續(xù)開(kāi)設(shè)，國(guó)外有部分學(xué)者開(kāi)始研究金融教育課程對(duì)參與者金融知識(shí)與后續(xù)金融行為的影響[3,4,14]。Luhrmann et al.[22]通過(guò)研究短期金融教育計(jì)劃對(duì)德國(guó)高中生的影響，發(fā)現(xiàn)該培訓(xùn)提高了青少年對(duì)金融問(wèn)題與金融知識(shí)的興趣。Brown et al.[4]通過(guò)調(diào)查金融培訓(xùn)對(duì)美國(guó)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(shí)水平，減少了其對(duì)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(gè)人理財(cái)課程并沒(méi)有明顯作用。因此，目前研究對(duì)于金融教育課程的有效性還未達(dá)成共識(shí)，且金融教育課程大多都在發(fā)達(dá)國(guó)家開(kāi)設(shè)，故此類研究對(duì)發(fā)展中國(guó)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(guó)家的實(shí)施難度，此類課程短期內(nèi)不會(huì)在我國(guó)大范圍開(kāi)設(shè)。目前，國(guó)內(nèi)鮮少有研究討論金融知識(shí)決定因素與如何提高金融知識(shí)；也就是說(shuō)，這一問(wèn)題既非常重要又還沒(méi)有被研究。

基于此，本文研究了居民受教育水平對(duì)金融知識(shí)的影響，并運(yùn)用工具變量識(shí)別了兩者間的因果關(guān)系。這既是對(duì)現(xiàn)有金融知識(shí)決定因素文獻(xiàn)的一個(gè)重要補(bǔ)充，也為如何提高金融知識(shí)的研究開(kāi)辟了一個(gè)具有啟發(fā)意義的新視角。即除了專項(xiàng)金融教育課程，廣義的學(xué)校教育(通識(shí)教育)對(duì)提高金融知識(shí)也有重要作用。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心在全國(guó)范圍內(nèi)開(kāi)展的中國(guó)金融調(diào)查(CHFS)。中國(guó)家庭金融調(diào)查收集了高質(zhì)量的中國(guó)家庭金融微觀數(shù)據(jù)，并被國(guó)內(nèi)外眾多研究者使用。該項(xiàng)調(diào)查始于2011年，至今已進(jìn)行了5次，分別在2011年、2013年、2015年、2017年和2019年?？紤]到金融知識(shí)的相關(guān)問(wèn)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(kāi)數(shù)據(jù)止于2017年，故本文選取2017年的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。2017年的調(diào)查樣本覆蓋了全國(guó)29個(gè)省353個(gè)縣1 417個(gè)社區(qū)，共獲得了40 000多戶家庭的微觀數(shù)據(jù)。中國(guó)家庭金融調(diào)查收集了家庭的資產(chǎn)與負(fù)債、收入與支出、保險(xiǎn)與保障，家庭人口特征及就業(yè)等各方面信息。

(二) 變量說(shuō)明

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

1.被解釋變量

金融知識(shí)指標(biāo)。金融知識(shí)指的是人們對(duì)基本金融概念的理解以及簡(jiǎn)單金融計(jì)算的能力[16]?；诖耍袊?guó)家庭金融調(diào)查也設(shè)計(jì)了關(guān)于利率計(jì)算、通貨膨脹理解及投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知的三個(gè)問(wèn)題以考察受訪者的金融知識(shí)水平②。表1給出了金融知識(shí)相關(guān)問(wèn)項(xiàng)回答情況的描述性統(tǒng)計(jì)。從表1的問(wèn)項(xiàng)回答情況統(tǒng)計(jì)可以看出，中國(guó)家庭在各個(gè)問(wèn)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(guó)大部分家庭缺乏對(duì)基本金融知識(shí)和金融市場(chǎng)的了解。表1給出了金融知識(shí)相關(guān)問(wèn)項(xiàng)回答正確、錯(cuò)誤、不知道各選項(xiàng)的分布情況。顯然，這三個(gè)金融知識(shí)問(wèn)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(wèn)題個(gè)數(shù)為0.81，可見(jiàn)我國(guó)家庭金融知識(shí)缺乏現(xiàn)象嚴(yán)重，居民的金融知識(shí)水平也遠(yuǎn)低于歐美發(fā)達(dá)國(guó)家。

表1 金融知識(shí)相關(guān)問(wèn)項(xiàng)回答情況的描述性統(tǒng)計(jì)

參考已有文獻(xiàn)[1,16-17], 本文主要采用因子分析的方法構(gòu)建金融知識(shí)指標(biāo)。具體來(lái)說(shuō)，考慮到回答錯(cuò)誤與回答算不出來(lái)或不知道所代表的金融知識(shí)水平是不同的，本文針對(duì)每個(gè)問(wèn)題分別構(gòu)建了兩個(gè)虛擬變量。第一個(gè)虛擬變量表示問(wèn)題是否回答正確，第二個(gè)虛擬變量表示是否直接回答(不知道或算不出來(lái)都視為間接回答)。因此，本文得到了三個(gè)問(wèn)題的六個(gè)虛擬變量并采用迭代主因子法進(jìn)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(gè)因子的特征值大于1，因此保留這兩個(gè)因子并以此構(gòu)造相應(yīng)的金融知識(shí)指標(biāo)，后文將此方法下的金融知識(shí)指標(biāo)稱為“金融知識(shí)(因子分析)”(FL_factor)并作為被解釋變量用于后文的基準(zhǔn)回歸中，其描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2。此外,考慮到現(xiàn)有文獻(xiàn)中也采用受訪者回答正確的問(wèn)題個(gè)數(shù)來(lái)衡量金融知識(shí)[1], 本文采用此指標(biāo)(FL_score，即受訪者回答正確一個(gè)問(wèn)題記為1分，否則記為0分，最后對(duì)三個(gè)問(wèn)題進(jìn)行評(píng)分加總)作為金融知識(shí)的另一衡量指標(biāo)并用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)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(lái)衡量戶主的受教育水平。問(wèn)卷中受教育水平的選項(xiàng)為：沒(méi)上過(guò)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(xiàn)，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(duì)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(jì)見(jiàn)表2。

表2 部分變量的描述性統(tǒng)計(jì)

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(shí)指標(biāo)均值接近0，家庭平均答對(duì)金融知識(shí)問(wèn)題數(shù)接近1，且不同家庭間金融知識(shí)水平差異明顯。

(三) 模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)受教育水平能否提高金融知識(shí)，本文的基準(zhǔn)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(shí)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(xiàng)，ε是擾動(dòng)項(xiàng)。考慮到中國(guó)省級(jí)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(jí)層面固定效應(yīng)。此外，為了控制其他省級(jí)層面的不可觀測(cè)影響(如各地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與教育質(zhì)量提升)，還加入了省份—出生年份線性趨勢(shì)項(xiàng)Cohortj⑥。

在方程(1)中，Schoolingi的系數(shù)β′代表了受教育年限對(duì)金融知識(shí)的影響，但考慮到遺漏變量的影響(如戶主自身難以觀測(cè)到的內(nèi)在能力使其能夠獲得更高的學(xué)歷與金融知識(shí)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(wèn)題。因此，上述方程的主回歸系數(shù)可能會(huì)錯(cuò)誤估計(jì)受教育年限對(duì)金融知識(shí)的影響。為了解決上述內(nèi)生性問(wèn)題，參照趙西亮[13]、Liang & Dong[10]，本文圍繞義務(wù)教育法的實(shí)施這一外生沖擊構(gòu)造教育的工具變量進(jìn)行二階段估計(jì)。

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(shí)，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(méi)受到其影響的兒童會(huì)接受更多的教育。義務(wù)教育法頒布之后，中國(guó)的義務(wù)教育快速發(fā)展。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)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(guò)了95%。

此外，雖然我國(guó)義務(wù)教育法頒布于1986年，但各省份頒布具體實(shí)施條例的時(shí)間有顯著差異，如表3所示?；诖?，義務(wù)教育法的有效實(shí)施時(shí)間可以作為個(gè)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(shí)施時(shí)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(shuō)，如果某人在義務(wù)教育法實(shí)施時(shí)小于6歲，他被視為會(huì)受到完全影響并記為1；如果某人在義務(wù)教育法實(shí)施時(shí)大于16歲，他被視為不會(huì)受到影響并記為0。相應(yīng)地，如果某人在義務(wù)教育法實(shí)施時(shí)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(shí)施年份+出生年份)/9。因此，義務(wù)教育法的實(shí)施在此可被視為一項(xiàng)干預(yù)，受到義務(wù)教育法影響的個(gè)體可看作干預(yù)組，而沒(méi)有受到影響的個(gè)體則為控制組。

有效的工具變量需要滿足兩個(gè)性質(zhì)：相關(guān)性和外生性。顯然，各地義務(wù)教育法實(shí)施所產(chǎn)生的有效影響程度會(huì)直接影響個(gè)人的受教育水平(工具變量的相關(guān)性滿足)，但不會(huì)直接影響個(gè)人的金融知識(shí)水平，因?yàn)榱x務(wù)教育法的實(shí)施并不是為了提高居民的金融知識(shí)水平，并且我國(guó)至今沒(méi)有在義務(wù)教育階段開(kāi)設(shè)過(guò)金融教育課程。由此可見(jiàn)，本文選取的工具變量對(duì)被解釋變量是外生的，與金融知識(shí)水平并沒(méi)有直接相關(guān)性。此外，基于義務(wù)教育法的實(shí)施來(lái)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(guó)內(nèi)外的研究中[10,13-14]。

表3 年份實(shí)施義務(wù)教育法的省份

基于上述分析，本文運(yùn)用如下方程進(jìn)行二階段最小二乘法估計(jì)：

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

(2)

(3)

四、實(shí)證分析

(一) 居民受教育年限對(duì)其金融知識(shí)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(yàn)居民的受教育年限是否顯著影響其金融知識(shí)。表4為基準(zhǔn)回歸結(jié)果，其中，前兩列為最小二乘估計(jì)結(jié)果，由于最小二乘估計(jì)可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，導(dǎo)致結(jié)果有偏，本文還使用了工具變量進(jìn)行二階段估計(jì)，后兩列為相應(yīng)結(jié)果?？傮w上，表4中的結(jié)果表明，受教育年限對(duì)居民金融知識(shí)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(shì)項(xiàng)后，該影響在1%水平上仍顯著。此外，表4列(2)中的估計(jì)結(jié)果表明，居民的金融知識(shí)水平會(huì)隨家庭總收入增加而提高，已婚且擁有城市戶口的戶主會(huì)有更高的金融知識(shí)水平，這可能是因?yàn)樗麄兏袆?dòng)機(jī)與機(jī)會(huì)去參與金融市場(chǎng)。

工具變量的回歸結(jié)果證實(shí)了受教育年限與金融知識(shí)間的正向因果性，表4列(4)中的估計(jì)結(jié)果顯示，居民受教育年限每增加一年會(huì)導(dǎo)致其金融知識(shí)水平增加0.083，轉(zhuǎn)化到標(biāo)準(zhǔn)差上約為37.97%，因此受教育年限對(duì)金融知識(shí)的提高有顯著影響。第一階段的估計(jì)結(jié)果表明，義務(wù)教育法的實(shí)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(yàn)的p值也顯著，表明2SLS回歸有意義，內(nèi)生性檢驗(yàn)通過(guò)。

表4 居民受教育年限對(duì)其金融知識(shí)影響的回歸結(jié)果

此外，考慮到問(wèn)卷中金融知識(shí)對(duì)應(yīng)的三個(gè)不同問(wèn)題(利率計(jì)算、通貨膨脹理解與投資風(fēng)險(xiǎn))，本文分別對(duì)其進(jìn)行上述回歸以進(jìn)一步檢驗(yàn)受教育年限對(duì)金融知識(shí)的影響(回歸結(jié)果見(jiàn)表5)。其中，回歸結(jié)果中列(1)、列(3)和列(5)為三個(gè)問(wèn)題的最小二乘估計(jì)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(gè)金融知識(shí)問(wèn)題的最小二乘法估計(jì)結(jié)果均在1%的水平下正顯著，工具變量的估計(jì)結(jié)果在5%的水平下正顯著，這進(jìn)一步支持了表4中的基準(zhǔn)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(méi)有報(bào)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(shí)分項(xiàng)的回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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

考慮到本文選取的工具變量在第一階段估計(jì)中本質(zhì)上是基于義務(wù)教育法實(shí)施的連續(xù)雙重差分估計(jì)量，而雙重差分模型需滿足的前提是平行趨勢(shì)假定，即在沒(méi)有外生沖擊時(shí)，處理組和對(duì)照組的趨勢(shì)一致，否則估計(jì)結(jié)果不可比。因此為了進(jìn)一步檢驗(yàn)工具變量的有效性，首先運(yùn)用安慰劑檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證平行趨勢(shì)假定。參考Liang & Dong[10]的做法, 假設(shè)義務(wù)教育法的實(shí)施提前五年，如果此時(shí)估計(jì)系數(shù)變得不再顯著，說(shuō)明平行趨勢(shì)假定得以滿足，檢驗(yàn)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(shí)施的義務(wù)教育法對(duì)居民受教育年限的影響不顯著；第二階段的估計(jì)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(shì)假定并且也證實(shí)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(shí)的另一種度量方式[1,16]，即答對(duì)問(wèn)題的總數(shù)，作為前文中主回歸變量金融知識(shí)(因子分析)的替代指標(biāo)，再次回歸⑧。表6列(2)為方程(1)對(duì)應(yīng)的回歸結(jié)果，列(3)為方程(2)～(3)對(duì)應(yīng)的回歸結(jié)果。顯然，在金融知識(shí)(評(píng)分加總)指標(biāo)下，受教育年限對(duì)居民金融知識(shí)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(shí)施是在1986年之后，故年齡較大的受訪者可能會(huì)帶來(lái)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(jìn)行工具變量估計(jì)。表6列(4)中的估計(jì)結(jié)果與全樣本估計(jì)結(jié)果一致，也證實(shí)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(huì)影響子女的金融知識(shí)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(yàn)

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

首先，現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)學(xué)過(guò)金融經(jīng)濟(jì)類課程的人其金融知識(shí)水平更高[22-23]?？紤]到財(cái)經(jīng)類相關(guān)課程培訓(xùn)、論壇等可以定向提高金融知識(shí)水平，對(duì)于有上述財(cái)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(shí)水平。因此，相比于其他人，這些人受教育年限對(duì)金融知識(shí)的影響可能會(huì)較不顯著?；诖耍凑帐欠裼胸?cái)經(jīng)類信息獲取渠道，對(duì)受訪者分為兩組并對(duì)每組進(jìn)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(duì)金融知識(shí)的影響對(duì)沒(méi)有財(cái)經(jīng)類信息獲取渠道的人更顯著，而對(duì)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(duì)金融知識(shí)的提高作用在沒(méi)有財(cái)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(xiàng)金融課程對(duì)金融知識(shí)的影響體現(xiàn)為互補(bǔ)的作用，廣義的學(xué)校教育對(duì)金融知識(shí)的提高作用對(duì)于那些沒(méi)有專項(xiàng)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(yàn)的回歸結(jié)果

其次，檢驗(yàn)了教育對(duì)金融知識(shí)的促進(jìn)作用對(duì)不同經(jīng)濟(jì)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(duì)經(jīng)濟(jì)類信息更關(guān)注的人，受教育年限對(duì)其金融知識(shí)沒(méi)有顯著影響，而平時(shí)對(duì)經(jīng)濟(jì)類信息不關(guān)注的人，其金融知識(shí)受到教育的影響更大。這是因?yàn)閷?duì)經(jīng)濟(jì)類信息更關(guān)注的人，會(huì)有更多的渠道獲取金融知識(shí)，因此受教育年限對(duì)金融知識(shí)的促進(jìn)作用也相對(duì)較小。

最后，考慮到我國(guó)城鄉(xiāng)的巨大差異，還檢驗(yàn)了教育對(duì)金融知識(shí)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(duì)金融知識(shí)的影響對(duì)城市戶口的受訪者更顯著，而對(duì)農(nóng)村戶口的受訪者不顯著。這可能因?yàn)槲覈?guó)農(nóng)村的正規(guī)金融市場(chǎng)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(yùn)用金融知識(shí)、參與金融市場(chǎng)以及使用正規(guī)金融產(chǎn)品的機(jī)會(huì)相對(duì)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(lái)滿足經(jīng)濟(jì)需求[24]。因此，受教育水平的提高對(duì)農(nóng)村居民金融知識(shí)的影響有限。

(四) 受教育年限對(duì)金融知識(shí)影響的渠道分析

上述結(jié)果證實(shí)了受教育水平對(duì)居民金融知識(shí)的促進(jìn)作用，并且這種作用在四個(gè)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(duì)金融知識(shí)影響的潛在渠道，即認(rèn)知能力渠道與社會(huì)資本渠道。

首先，本文發(fā)現(xiàn)了受教育年限提高對(duì)認(rèn)知能力的影響是提高金融知識(shí)水平的重要渠道之一。認(rèn)知能力是指人腦加工、儲(chǔ)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(wèn)題的能力，因此認(rèn)知能力渠道是指教育可以通過(guò)提高個(gè)體收集、整理、分析信息的能力，從而幫助個(gè)體獲得更多的金融知識(shí)。Banks & Mazzonna[6]和Huang & Zhou[7]的研究證實(shí)了受教育水平的提高會(huì)促進(jìn)認(rèn)知能力提升。作為認(rèn)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(shí)會(huì)影響金融知識(shí)水平[8]，Cole et al.[5]也發(fā)現(xiàn)接受過(guò)更多數(shù)學(xué)課程訓(xùn)練的人群，其金融知識(shí)水平也會(huì)明顯高于其他人，廖理等[25]的研究也證實(shí)了數(shù)學(xué)能力對(duì)中國(guó)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(shí)的三個(gè)相關(guān)問(wèn)題中，前兩個(gè)都顯然需要用到數(shù)學(xué)知識(shí)，而數(shù)學(xué)作為核心必修課程出現(xiàn)在了我國(guó)各階段的基礎(chǔ)教育體系中，接受過(guò)義務(wù)教育的人群其數(shù)學(xué)水平也會(huì)在平均水平上高于未接受過(guò)義務(wù)教育的人群。

表7 異質(zhì)性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

基于此，本文認(rèn)為認(rèn)知能力的提升是教育影響金融知識(shí)的渠道之一，并用數(shù)學(xué)水平作為認(rèn)知能力的重要衡量指標(biāo)來(lái)檢驗(yàn)教育影響金融知識(shí)的認(rèn)知能力渠道，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表8中的列(1)、(2)。由于本文的主回歸數(shù)據(jù)中沒(méi)有認(rèn)知能力的相關(guān)度量指標(biāo)，所以采用2018年的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)進(jìn)行此影響渠道的檢驗(yàn)，回歸結(jié)果表明教育能顯著提高個(gè)體的數(shù)學(xué)能力，而數(shù)學(xué)能力作為認(rèn)知能力的重要體現(xiàn)維度也影響著金融知識(shí)的積累，這也證明了認(rèn)知能力是教育影響金融知識(shí)的一個(gè)重要機(jī)制。

其次，本文也發(fā)現(xiàn)了受教育水平會(huì)通過(guò)社會(huì)資本渠道影響居民的金融知識(shí)水平。社會(huì)資本渠道是指受教育水平的提高可以通過(guò)構(gòu)造以同學(xué)為基礎(chǔ)的人際網(wǎng)絡(luò)和提高個(gè)人的社會(huì)交往能力來(lái)擴(kuò)大個(gè)體的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而形成社會(huì)資本[10,26]。社會(huì)資本的增加也促進(jìn)個(gè)體通過(guò)社會(huì)互動(dòng)與社會(huì)學(xué)習(xí)，獲取更多的金融知識(shí)以及影響其金融決策[27-29]。現(xiàn)有研究表明，社會(huì)學(xué)習(xí)(例如：口頭交流與觀察學(xué)習(xí))是獲取金融知識(shí)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(shí)的社會(huì)乘數(shù)效應(yīng)。

作為人生中第一個(gè)培養(yǎng)道德能力與社會(huì)規(guī)范的非家庭環(huán)境，學(xué)校教育對(duì)個(gè)體社會(huì)規(guī)范以及價(jià)值觀的塑造起到了重要作用。通過(guò)學(xué)校教育，學(xué)生學(xué)到了基本社會(huì)規(guī)范與社會(huì)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(shí)踐。而這些價(jià)值觀也是產(chǎn)生社交能力、積累社會(huì)資本的關(guān)鍵[9]。因此，本文認(rèn)為社會(huì)資本渠道也是教育影響金融知識(shí)的另一潛在影響渠道。

為了檢驗(yàn)社會(huì)資本渠道，參考以往研究中對(duì)家庭社會(huì)交往的度量方式[28]，運(yùn)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(huì)交往的主要指標(biāo)進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表8中的列(3)～(6)?？傮w上，回歸結(jié)果表明教育會(huì)通過(guò)社會(huì)交往而提高居民的金融知識(shí)水平。

表8 受教育年限對(duì)金融知識(shí)影響渠道的回歸結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

基于中國(guó)家庭金融調(diào)查2017年的數(shù)據(jù)，本文實(shí)證研究了居民受教育年限與金融知識(shí)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(shí)施的工具變量進(jìn)行估計(jì)。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(shí)。金融知識(shí)三個(gè)問(wèn)題的分項(xiàng)回歸結(jié)果與一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)也支持了兩者間的正向因果性。異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，教育對(duì)金融知識(shí)的促進(jìn)作用在沒(méi)有財(cái)經(jīng)類信息獲取渠道、平時(shí)較少關(guān)注經(jīng)濟(jì)類信息的人群，以及城市居民中更顯著?；诖耍疚牡倪M(jìn)一步機(jī)制分析表明，教育對(duì)金融知識(shí)影響的促進(jìn)作用來(lái)源于認(rèn)知能力渠道與社會(huì)資本渠道。受教育年限的提高會(huì)增加個(gè)體的認(rèn)知能力和社會(huì)資本積累，進(jìn)而增強(qiáng)個(gè)體金融信息的收集、分析與處理能力，從而促進(jìn)個(gè)體的金融知識(shí)積累。

本文的研究結(jié)果具有重要的政策含義。中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)家庭的金融知識(shí)水平普遍較低，而金融知識(shí)的缺乏是制約家庭參與金融市場(chǎng)和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的一個(gè)重要因素。基于此，政府應(yīng)該進(jìn)一步向民眾普及金融知識(shí)。但是考慮到作為一個(gè)發(fā)展中國(guó)家，我國(guó)在短期內(nèi)無(wú)法像發(fā)達(dá)國(guó)家一樣大范圍開(kāi)設(shè)金融教育課程，并且金融教育類課程的開(kāi)設(shè)很可能會(huì)對(duì)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(jìn)居民的金融知識(shí)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(shí)水平。因此，增加基礎(chǔ)教育投資，推進(jìn)義務(wù)教育向優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展，降低高中學(xué)費(fèi)等費(fèi)用，將有利于提高居民的受教育水平，進(jìn)而提升居民金融知識(shí)水平。

注 釋：

①國(guó)際上通用的三個(gè)金融知識(shí)問(wèn)題全部答對(duì)比率：德國(guó)53.2%，荷蘭44.8%，美國(guó)30.2%(Lusardi & Mitchell，2011)。根據(jù)表1，我國(guó)的答對(duì)率為6.49%。

②這三個(gè)問(wèn)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(xiàn)已證實(shí)一些人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量(如年齡、性別、收入)是影響金融知識(shí)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(huì)影響彼此的金融知識(shí)水平，因此本文在回歸中控制了這些變量。此外，考慮到中國(guó)較大的城鄉(xiāng)差異以及在金融行業(yè)工作的人有更多機(jī)會(huì)接觸到金融信息導(dǎo)致其金融知識(shí)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(gè)變量。

⑤2017年的數(shù)據(jù)共調(diào)查了4萬(wàn)多戶家庭，但金融知識(shí)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(wàn)多戶家庭中存在(由于2017年的問(wèn)卷中金融知識(shí)的相關(guān)問(wèn)題僅對(duì)新受訪者，因此作者用2015年的數(shù)據(jù)對(duì)其補(bǔ)齊)。

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

⑧此指標(biāo)記為FL_score, 其描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)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(shí)替代指標(biāo)檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)健性，在此指標(biāo)下，受教育水平對(duì)居民金融知識(shí)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(wèn)卷中沒(méi)有高級(jí)金融知識(shí)的相關(guān)問(wèn)題，本文還運(yùn)用CFPS(2014)中的初級(jí)金融知識(shí)與高級(jí)金融知識(shí)作了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果與本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。