陶維榮

（湖南省科技信息研究所，湖南 長(zhǎng)沙 410001）

提高城鄉(xiāng)居民收入，是我國(guó)決勝全面小康的關(guān)鍵基礎(chǔ)，也是黨的初心與使命。改革開放以來(lái)，我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入出現(xiàn)持續(xù)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，依據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2017年末全國(guó)居民人均可支配收入為25 974元，相比1978年增長(zhǎng)了22.8倍。但我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入結(jié)構(gòu)不科學(xué)，居民人均工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入、經(jīng)營(yíng)性收入和財(cái)產(chǎn)性收入分別占居民總收入比重的56.29%、18.26%、17.33%和8.12%。其中，農(nóng)村居民各收入占比分別為40.93%、19.38%、37.43%和2.26%。城鎮(zhèn)居民工資性收入在總收入中占絕對(duì)性比重，而農(nóng)村居民工資性收入比重相對(duì)較低。如何可持續(xù)提高城鄉(xiāng)居民家庭收入，優(yōu)化收入結(jié)構(gòu)具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

根據(jù)《消費(fèi)者金融素養(yǎng)調(diào)查（2017）》公布數(shù)據(jù)，全國(guó)消費(fèi)者金融素養(yǎng)屬于中等水平。其中，農(nóng)村消費(fèi)者關(guān)于金融知識(shí)答卷的平均正確率僅為50.7%，比城鎮(zhèn)居民低14.08%。可見，當(dāng)前我國(guó)居民金融知識(shí)整體水平還偏低，且農(nóng)村消費(fèi)者金融知識(shí)水平明顯低于城鎮(zhèn)消費(fèi)者。另外，消費(fèi)者能正確辨別與選擇金融產(chǎn)品或服務(wù)占比為62.38%，其中城鎮(zhèn)消費(fèi)者占比為67.66%，農(nóng)村消費(fèi)者僅為53.43%。說(shuō)明我國(guó)城鎮(zhèn)消費(fèi)者正確辨別與選擇金融產(chǎn)品與服務(wù)行為優(yōu)于農(nóng)村消費(fèi)者。劉國(guó)強(qiáng)[1]通過(guò)分析2017年中國(guó)人民銀行的消費(fèi)者金融素養(yǎng)調(diào)研數(shù)據(jù)，指出我國(guó)消費(fèi)者金融素養(yǎng)為中等水平。張歡歡和熊學(xué)萍[2]通過(guò)對(duì)湖北和河南381份農(nóng)戶的實(shí)地調(diào)研，發(fā)現(xiàn)目前我國(guó)農(nóng)村居民金融素養(yǎng)水平較低。因此，探究金融素養(yǎng)影響城鄉(xiāng)居民收入的機(jī)理對(duì)優(yōu)化城鄉(xiāng)居民收入結(jié)構(gòu)，提高城鄉(xiāng)居民綜合收入具有一定的指導(dǎo)作用。

目前雖然已有一些成果關(guān)注金融素養(yǎng)與居民收入之間的關(guān)系，但其家庭收入研究?jī)H著重于收入數(shù)量[3-4]。事實(shí)上，居民金融素養(yǎng)不僅包括金融知識(shí)和金融技能，還應(yīng)包括金融行為[5]。為此，本文利用2014年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，在已有金融知識(shí)與金融技能研究基礎(chǔ)上納入金融行為因子，運(yùn)用因子分析法測(cè)算居民金融素養(yǎng)指數(shù)，構(gòu)建2SLS模型，深入探究金融素養(yǎng)對(duì)居民家庭收入總量與結(jié)構(gòu)的影響，并將二元城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)、居民年齡在金融素養(yǎng)與家庭投資獲利收入之間的中介作用納入分析框架，以期對(duì)現(xiàn)有研究做一些有益補(bǔ)充，同時(shí)在幫助居民通過(guò)提高金融素養(yǎng)來(lái)持久提升家庭收入，實(shí)現(xiàn)居民家庭長(zhǎng)效增收提出可行性建議。

1 理論分析與研究假設(shè)

目前國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界對(duì)居民金融素養(yǎng)概念沒有統(tǒng)一界定。Wiener等[6]認(rèn)為金融素養(yǎng)是居民管理與決策資金使用的能力。Hung等[7]認(rèn)為金融素養(yǎng)是居民掌握基本經(jīng)濟(jì)金融概念、運(yùn)用金融知識(shí)和技能有效配置資金以實(shí)現(xiàn)終身財(cái)務(wù)保障的能力。Huston[8]和OECD INFE[9]認(rèn)為金融素養(yǎng)是居民利用金融知識(shí)去做金融決策以獲得金融福利的能力。Lusardi和Mitchell[10]通過(guò)基礎(chǔ)金融素養(yǎng)和高級(jí)金融素養(yǎng)兩個(gè)方面度量居民金融素養(yǎng)。Dumitru-Cristian和Adina[11]認(rèn)為測(cè)度居民金融素養(yǎng)應(yīng)包括金融知識(shí)、金融技能和金融意識(shí)等三個(gè)方面。Allgood和Walstad[12]、胡振和臧日宏[13]則從主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)兩個(gè)方面衡量居民金融素養(yǎng)。張歡歡和熊學(xué)萍[2]基于PISA金融素養(yǎng)測(cè)評(píng)的基礎(chǔ)上，運(yùn)用加總法從金融知識(shí)理解與應(yīng)用、基本金融知識(shí)認(rèn)知、金融規(guī)劃等方面衡量我國(guó)農(nóng)村居民金融素養(yǎng)水平。何學(xué)松和孔榮[3]通過(guò)信貸知識(shí)、通貨膨脹知識(shí)等指標(biāo)構(gòu)建居民金融素養(yǎng)指數(shù)。Xia等[14]和吳衛(wèi)星等[15]運(yùn)用因子分析法，基于居民對(duì)股票、債券和基金等金融知識(shí)構(gòu)建了居民金融素養(yǎng)指標(biāo)。

學(xué)者們開始關(guān)注金融素養(yǎng)對(duì)家庭收入或財(cái)富的影響。單德朋[16]提出從基本金融素養(yǎng)和高級(jí)金融素養(yǎng)兩個(gè)維度測(cè)度金融素養(yǎng)指數(shù)，運(yùn)用Probit模型實(shí)證分析金融素養(yǎng)對(duì)城市貧困的影響。研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)對(duì)城鎮(zhèn)貧困人口的收入產(chǎn)生積極影響，進(jìn)而對(duì)城市貧困減緩產(chǎn)生正向影響。何學(xué)松和孔榮[17]通過(guò)農(nóng)戶對(duì)金融知識(shí)、金融能力的11個(gè)相關(guān)指標(biāo)問題的回答情況衡量居民金融素養(yǎng)，研究認(rèn)為金融素養(yǎng)通過(guò)金融行為正向影響農(nóng)民收入水平。Van Rooij等[18]和胡振[19]認(rèn)為金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富產(chǎn)生重要影響。

關(guān)于金融素養(yǎng)衡量指標(biāo)的問題回答時(shí)，學(xué)者們往往將正確答案賦值為1，錯(cuò)誤答案賦值為0[20-22]。但居民在面對(duì)金融素養(yǎng)問題的回答時(shí)，回答“不知道”比“錯(cuò)誤”的居民金融素養(yǎng)更低。為此，本文將針對(duì)居民金融素養(yǎng)問題的回答情況劃分為回答“正確”、“錯(cuò)誤”和“不知道”，并設(shè)計(jì)了金融素養(yǎng)問題回答正確率因子。在此基礎(chǔ)上提出假設(shè)：居民金融素養(yǎng)水平高低直接影響著居民對(duì)金融知識(shí)認(rèn)知和金融決策行為，是影響居民家庭收入提升的重要因素。

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）2014年在全國(guó)范圍內(nèi)開展的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）。CFPS關(guān)注中國(guó)居民的家庭成員、家庭收入與開支、金融知識(shí)與行為等內(nèi)容，是一項(xiàng)大規(guī)模的社會(huì)跟蹤調(diào)查項(xiàng)目。CFPS樣本覆蓋25個(gè)省（市、自治區(qū)），目標(biāo)樣本規(guī)模為16 000戶，調(diào)查對(duì)象包含樣本家戶中的全部家庭成員，CFPS調(diào)查問卷共有社區(qū)問卷、家庭問卷、成人問卷和少兒?jiǎn)柧?種主體問卷類型。本文所使用的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于家庭問卷，部分控制變量亦取自于成人問卷。在剔除部分異常值和數(shù)據(jù)缺失樣本后，共得到有效樣本3 671個(gè)。

2.2 家庭收入結(jié)構(gòu)的劃分

本文將家庭收入結(jié)構(gòu)劃分為工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、轉(zhuǎn)移性收入和財(cái)產(chǎn)性收入4個(gè)部分。其中，家庭工資性收入根據(jù)問題“打工收入”和“工資收入總額”兩個(gè)問題的回答進(jìn)行加總。家庭經(jīng)營(yíng)性收入則包括兩個(gè)部分：一部分是從事農(nóng)林牧副漁（簡(jiǎn)稱農(nóng)業(yè)）的收入，通過(guò)問題“您家農(nóng)副產(chǎn)品總值”再減去種子化肥農(nóng)藥費(fèi)等一系列生產(chǎn)成本得到的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)凈收入；另一部分是從事個(gè)體私營(yíng)活動(dòng)的收入，通過(guò)問題“所有經(jīng)營(yíng)的凈利潤(rùn)”得到的工商業(yè)經(jīng)營(yíng)凈收入。家庭轉(zhuǎn)移性收入則為“政府補(bǔ)貼總額”、“收到的社會(huì)捐助總額”、“領(lǐng)取離退休或養(yǎng)老金總額”、“親戚給的錢”、“其他人給的錢”等幾個(gè)問題回答的加總。家庭財(cái)產(chǎn)性收入包括“房租總收入”、“住房拆遷補(bǔ)償總額”、“出租土地所得”、“土地征用補(bǔ)償總額”、“出租其他資產(chǎn)所得”、“金融投資獲利”等問題的答案。由于居民家庭收入的私密性以及部分家庭僅回答收入?yún)^(qū)間，導(dǎo)致居民家庭收入數(shù)據(jù)精確性受到很大影響。因此本文把居民家庭收入數(shù)據(jù)由低到高劃分為五分位，依據(jù)樣本收入所處的等級(jí)分別賦值1～5，并將賦值結(jié)果作為本文的被解釋變量。為更直觀地展示居民金融素養(yǎng)的分布特征，本文還將對(duì)各變量的分位數(shù)分別計(jì)算居民金融素養(yǎng)均值和總體均值。

2.3 變量選擇

1）金融素養(yǎng)。2014年CFPS家庭問卷中專門設(shè)有金融知識(shí)模塊，共有38個(gè)問題。經(jīng)過(guò)仔細(xì)篩選后，刪除部分內(nèi)層嵌套的問題和與本文主題不相關(guān)的問題后，選取其中19個(gè)問題（表1）。采用吳衛(wèi)星等[13]研究中使用的方法，通過(guò)因子分析法構(gòu)建居民金融素養(yǎng)指標(biāo)，對(duì)問題的答案賦值后進(jìn)行因子分析，從而計(jì)算得到金融素養(yǎng)水平。在金融知識(shí)與技能因子問題中，回答正確=2，回答錯(cuò)誤=1，不知道=0，金融行為因子問題中的正確率為回答“完全符合”與“比較符合”的樣本占總樣本的比重；金融行為因子問題中，完全符合、比較符合=2，一般符合=1，比較不符合、完全不符合、不知道=0。

依據(jù)因子分析法的特征值大于等于1的原則，保留2個(gè)公因子Factor1和Factor2，分別將公因子命名為金融知識(shí)與技能因子和金融行為因子（表1和表2）。通過(guò)將19個(gè)指標(biāo)納入到這兩個(gè)公因子中，計(jì)算兩個(gè)公因子的得分和比重，進(jìn)而最終計(jì)算出金融素養(yǎng)得分（LIT），其計(jì)算公式為：

表1 因子分析問題選取與結(jié)果Table 1 Problem selection and results of factor analysis

表2 因子分析結(jié)果Table 2 Results of factor analysis

2）其他控制變量。為了進(jìn)一步考查戶主個(gè)體特征、家庭結(jié)構(gòu)和地區(qū)發(fā)展差異對(duì)研究結(jié)果的影響，本文選取居民年齡（戶主）、性別、是否從事農(nóng)業(yè)、是否從事個(gè)體私營(yíng)、自評(píng)健康（自評(píng)健康狀況來(lái)自于成人問卷，根據(jù)不健康、一般、比較健康、很健康、非常健康賦值1～5）、戶口、婚姻狀況、是否高中學(xué)歷、是否大學(xué)及以上學(xué)歷等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征指標(biāo)，以及家庭青壯年勞動(dòng)力個(gè)數(shù)（16～65歲，剔除在校家庭成員）和家庭所在省份的地理位置（是否位于東部或是否位于中部）作為控制變量。為了便于分析，將居民收入按照標(biāo)準(zhǔn)分為低收入、中等偏下收入、中等收入、中等偏上收入和高收入五檔，分別賦值1～5。表3為各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

表3 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)Table 3 Descriptive statistics of variables

2.4 模型選取

為考察居民金融素養(yǎng)對(duì)家庭收入的影響，本文將OLS回歸作為基準(zhǔn)回歸，而將考慮內(nèi)生性后的2SLS回歸作為最終的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，基本模型為：

式中：LNC表示各收入的分位數(shù)，具體包括家庭總收入及經(jīng)營(yíng)性收入、工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入和財(cái)產(chǎn)性收入；LIT表示樣本居民金融素養(yǎng)，為核心解釋變量；X為控制變量，ε為模型的誤差項(xiàng)。

3 結(jié)果與分析

3.1 城鄉(xiāng)居民金融素養(yǎng)與收入表征分析

目前我國(guó)居民金融素養(yǎng)處于中等偏低水平。僅半數(shù)居民正確回答了銀行利率知識(shí)認(rèn)知、通貨膨脹知識(shí)認(rèn)知、貨幣時(shí)間價(jià)值認(rèn)知等問題，而準(zhǔn)確知道投資風(fēng)險(xiǎn)分散認(rèn)知的居民僅有35.11%（表1）。另一方面，居民對(duì)風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知具有相當(dāng)高的敏感性，其中84.83%的居民知道高收益投資具有高風(fēng)險(xiǎn)，75.54%的居民知道股票的投資風(fēng)險(xiǎn)最高。而居民對(duì)于股票性質(zhì)知識(shí)認(rèn)知、股票市場(chǎng)功能認(rèn)知等問題的正確率僅介于10%～30%之間。可見，居民在較高層次的金融知識(shí)認(rèn)知上相當(dāng)薄弱。在金融行為相關(guān)問題上，大部分居民都比較關(guān)注自身日常的金融行為，71.02%的居民在購(gòu)物時(shí)會(huì)評(píng)估自身經(jīng)濟(jì)能力，83.90%的居民會(huì)按時(shí)繳納賬單，77.77%的居民會(huì)在生活中量入為出，日常資金管理能力較強(qiáng)。盡管有60.26%的居民非常關(guān)注自身財(cái)務(wù)狀況，但卻僅有32.65%的居民會(huì)制定長(zhǎng)期財(cái)務(wù)規(guī)劃，說(shuō)明有超過(guò)三分之二的居民對(duì)家庭收支缺乏長(zhǎng)遠(yuǎn)規(guī)劃。

居民家庭總收入的均值接近第三檔（表3），說(shuō)明大部分居民家庭的收入處于中等水平。家庭經(jīng)營(yíng)性收入和財(cái)產(chǎn)性收入均值僅處于第一、二檔之間，說(shuō)明大部分家庭的兩項(xiàng)收入還處于較低水平，有待于進(jìn)一步提高。家庭轉(zhuǎn)移性收入略高于第二檔，反映出部分家庭的轉(zhuǎn)移性收入仍然處于較高水平。家庭工資性收入則亦接近第三檔，說(shuō)明大部分家庭都有較高的工資性收入。金融素養(yǎng)均值僅為0.009，說(shuō)明我國(guó)居民金融素養(yǎng)仍然為較低水平，需進(jìn)一步提升。主要是由于居民平均年齡為49.5歲，說(shuō)明大部分居民都處于中年階段；學(xué)歷偏低，只要25.5%的居民具有高中學(xué)歷，僅21%的居民具有大學(xué)及以上學(xué)歷。

表4反映了部分變量的各分位數(shù)居民金融素養(yǎng)均值和總體均值。數(shù)據(jù)顯示，隨著居民家庭總收入不斷提高，居民金融素養(yǎng)的均值也處于上升趨勢(shì)。無(wú)論是各分位數(shù)均值還是總體金融素養(yǎng)均值，男性都要高于女性，說(shuō)明男性金融素養(yǎng)普遍高于女性。城鎮(zhèn)戶口的居民金融素養(yǎng)也高于農(nóng)村戶口的居民，主要原因在于城鎮(zhèn)居民往往有更多機(jī)會(huì)接觸各種金融知識(shí)和金融技能，優(yōu)化其金融行為。高中學(xué)歷的居民金融素養(yǎng)低于大學(xué)及以上學(xué)歷的居民，可見學(xué)歷對(duì)居民金融素養(yǎng)的影響有重要影響。東部、中部、西部的居民金融素養(yǎng)則呈依次遞減趨勢(shì)，說(shuō)明區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)居民金融素養(yǎng)也有著重要影響。另外，本文對(duì)各年齡段的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果與吳衛(wèi)星等[15]的研究存在相似性，發(fā)現(xiàn)隨著居民年齡增長(zhǎng)，居民金融素養(yǎng)也在持續(xù)降低，與國(guó)外學(xué)者Van Rooij等[18]所認(rèn)為的金融素養(yǎng)與年齡呈現(xiàn)倒U型的結(jié)果有點(diǎn)不符。更精確的研究結(jié)論還需通過(guò)回歸分析進(jìn)一步 實(shí)現(xiàn)。

表4 部分變量各分位數(shù)的金融素養(yǎng)均值和總體均值Table 4 Financial literacy mean and population mean of each quantile of variables

3.2 金融素養(yǎng)對(duì)城鄉(xiāng)居民收入的影響

金融素養(yǎng)對(duì)居民家庭總收入、工資性收入和財(cái)產(chǎn)性收入都具有顯著正向影響，且均通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)（表5）。說(shuō)明居民擁有較高的金融素養(yǎng)，往往會(huì)合理利用各種金融信息與知識(shí)、做出更優(yōu)的金融決策以提高居民家庭總收入水平，同時(shí)也增加家庭工資性和財(cái)產(chǎn)性收入。無(wú)論是在薪資市場(chǎng)還是資本市場(chǎng)，擁有較高金融素養(yǎng)的居民都具有更強(qiáng)的競(jìng)爭(zhēng)力，其獲得的收入會(huì)更高。

表5 金融素養(yǎng)對(duì)居民家庭收入影響的OLS回歸結(jié)果Table 5 OLS regression results of the influence of financial literacy on household income

從其他變量結(jié)果來(lái)看，年齡對(duì)家庭總收入、經(jīng)營(yíng)性收入和工資性收入產(chǎn)生負(fù)向的顯著影響。隨著年齡不斷增加，居民的家庭總收入、經(jīng)營(yíng)性收入和工資性收入存在一定程度的下降。其主要原因在于，居民年齡越大，其認(rèn)知能力、思維能力和體能等方面的限制也越發(fā)明顯，其賺取較高的收入難度越大。性別優(yōu)勢(shì)則存在于家庭總收入和經(jīng)營(yíng)性收入當(dāng)中，說(shuō)明男性相比女性能獲取更多的家庭總收入和經(jīng)營(yíng)性收入。Buser等[22]研究認(rèn)為男性與女性之間競(jìng)爭(zhēng)能力存在顯著差異，無(wú)論是經(jīng)營(yíng)家庭副業(yè)還是個(gè)體私營(yíng)，居民都需要具備一定的競(jìng)爭(zhēng)意識(shí)，這或許是導(dǎo)致女性在收入上存在劣勢(shì)的原因。

居民從事農(nóng)業(yè)活動(dòng)對(duì)家庭經(jīng)營(yíng)性收入和轉(zhuǎn)移性收入具有正向影響，對(duì)工資性收入和財(cái)產(chǎn)性收入則具有負(fù)向影響。本文將家庭農(nóng)林牧副漁凈收入作為經(jīng)營(yíng)性收入，居民從事農(nóng)業(yè)無(wú)疑對(duì)經(jīng)營(yíng)性收入存在正面影響。而由于國(guó)家對(duì)農(nóng)業(yè)政策傾斜和農(nóng)業(yè)收入不穩(wěn)定性，政府會(huì)對(duì)農(nóng)業(yè)活動(dòng)進(jìn)行必要補(bǔ)貼，這也意味著家庭轉(zhuǎn)移性收入的上升，而農(nóng)業(yè)活動(dòng)對(duì)勞動(dòng)力的需求則會(huì)減少家庭外出打工的人數(shù)，從而降低其工資性收入。由于農(nóng)業(yè)活動(dòng)對(duì)居民活動(dòng)范圍和投資機(jī)會(huì)的限制，無(wú)疑會(huì)對(duì)家庭財(cái)產(chǎn)性收入產(chǎn)生不利影響。居民從事個(gè)體私營(yíng)對(duì)家庭總收入、經(jīng)營(yíng)性收入存在正向影響，對(duì)工資性收入和轉(zhuǎn)移性收入存在負(fù)向影響。個(gè)體私營(yíng)對(duì)勞動(dòng)力需求往往會(huì)對(duì)家庭工資性收入造成擠出效應(yīng)，同時(shí)從事個(gè)體私營(yíng)的家庭一般具備較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)能力，不需要針對(duì)弱勢(shì)群體的補(bǔ)貼和經(jīng)濟(jì)救助。

青壯年勞動(dòng)力人數(shù)對(duì)家庭總收入、工資性收入和財(cái)產(chǎn)性收入都具有正向作用。青壯年勞動(dòng)力越多，說(shuō)明家庭中外出工作的成員數(shù)也會(huì)越多，從而會(huì)提高家庭工資性收入。同時(shí)，較多的青壯年成員也意味著較低的撫養(yǎng)比，居民家庭沒有太大的資金支出壓力，存在資金盈余進(jìn)而促使財(cái)產(chǎn)性投資收入也 增加。

居民健康程度對(duì)家庭總收入和工資性收入具有正向作用，而對(duì)轉(zhuǎn)移性收入存在負(fù)面影響。居民的身體健康程度越高，勞動(dòng)供給能力越強(qiáng)，工資性收入也相應(yīng)增加。與此同時(shí)，居民對(duì)政府補(bǔ)貼和親戚經(jīng)濟(jì)救助的需求也越小。

農(nóng)村戶口會(huì)增加家庭轉(zhuǎn)移性收入，但對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入產(chǎn)生不利影響。農(nóng)村居民相比于城市居民，會(huì)存在更多的弱勢(shì)群體，農(nóng)村居民家庭對(duì)轉(zhuǎn)移性收入的需求也大于城市居民。并且，農(nóng)村居民存在較強(qiáng)的金融排斥[23]，不輕易涉足資本市場(chǎng)。江靜琳等[24]的研究發(fā)現(xiàn)有農(nóng)村成長(zhǎng)經(jīng)歷的居民會(huì)減少股票市場(chǎng)參與，這都降低了農(nóng)村戶口家庭的財(cái)產(chǎn)性收入水平。

已婚家庭在家庭總收入、工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入上更具有優(yōu)勢(shì)，對(duì)轉(zhuǎn)移性收入則存在負(fù)向影響。這可能與婚姻溢價(jià)[25]和“相夫效應(yīng)”[26]有關(guān)。家庭婚姻狀況增加了家庭內(nèi)部分工的專業(yè)化[27]，使得家庭在社會(huì)中更具競(jìng)爭(zhēng)力和風(fēng)險(xiǎn)抵御能力，進(jìn)而對(duì)家庭工資性收入和財(cái)產(chǎn)性收入存在促進(jìn)作用，并有效降低對(duì)轉(zhuǎn)移性收入的需求。

受教育程度對(duì)家庭總收入、工資性收入存在顯著正向激勵(lì)。并且，大學(xué)教育對(duì)收入的促進(jìn)作用要大于高中教育，說(shuō)明教育可以提高勞動(dòng)者技能[28]和認(rèn)知能力，在勞動(dòng)力市場(chǎng)上會(huì)得到更高的薪酬。居民受過(guò)大學(xué)及以上教育對(duì)家庭轉(zhuǎn)移性收入具有反向激勵(lì)。說(shuō)明高等教育群體對(duì)風(fēng)險(xiǎn)防范或抵抗能力遠(yuǎn)高于未受過(guò)高等教育群體，對(duì)以救濟(jì)性為主的轉(zhuǎn)移性收入需求較低。而教育對(duì)家庭經(jīng)營(yíng)性收入存在負(fù)面影響，可能與經(jīng)營(yíng)性收入的計(jì)算方式有關(guān)，本文是將農(nóng)林牧副漁凈產(chǎn)值計(jì)入家庭經(jīng)營(yíng)性收入，但受過(guò)較高教育的群體往往具有脫農(nóng)傾向，更愿意進(jìn)入城市從事白領(lǐng)行業(yè)而不是在鄉(xiāng)村進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

區(qū)域因素亦影響著居民家庭收入。相比于西部地區(qū)，家庭所在省份位于中部和東部對(duì)家庭總收入均產(chǎn)生正向影響。而家庭位于中部地區(qū)對(duì)家庭經(jīng)營(yíng)性收入存在正向影響，家庭位于東部地區(qū)則對(duì)家庭工資性收入存在正向影響，對(duì)轉(zhuǎn)移性收入造成負(fù)向作用。

3.3 金融素養(yǎng)對(duì)城鄉(xiāng)居民家庭收入結(jié)構(gòu)的影響

金融素養(yǎng)和居民家庭收入之間可能存在反向因果和遺漏變量而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。金融素養(yǎng)不僅會(huì)影響家庭總收入及其構(gòu)成部分，家庭總收入及其構(gòu)成部分也會(huì)在某方面影響著金融素養(yǎng)。比如說(shuō)收入較少的家庭可能由于缺乏參與金融決策的機(jī)會(huì)，難以鍛煉自身的金融素養(yǎng)，從而導(dǎo)致其金融素養(yǎng)較低。同時(shí)，本文對(duì)居民家庭收入的影響因素也難以完全進(jìn)行控制，不可避免地會(huì)存在著一定的遺漏變量。據(jù)此，本文參照尹志超等[29]的做法，將樣本所在社區(qū)的平均金融素養(yǎng)作為居民金融素養(yǎng)的工具變量，構(gòu)建2SLS模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果見表6。

根據(jù)F值大于10的經(jīng)驗(yàn)法則，說(shuō)明結(jié)果均不存在弱工具變量的問題。DWH檢驗(yàn)也都在10%的水平上拒絕了不存在內(nèi)生性的假設(shè)，說(shuō)明該工具變量是合適的。在克服內(nèi)生性后，原有回歸結(jié)果基本保持不變，進(jìn)一步論證了金融素養(yǎng)對(duì)居民家庭收入的重要影響。而金融素養(yǎng)對(duì)家庭轉(zhuǎn)移性收入的影響在10%的統(tǒng)計(jì)水平上變得顯著，且符號(hào)為負(fù)（表6），這可能是由OLS回歸的內(nèi)生性問題引起的估計(jì)偏誤，低估了金融素養(yǎng)對(duì)家庭轉(zhuǎn)移性收入的影響。因此，本文以2SLS作為最終的模型估計(jì)結(jié)果。

表6 金融素養(yǎng)對(duì)居民家庭收入影響的回歸結(jié)果Table 6 Regression results of the influence of financial literacy on household income

由于傳統(tǒng)OLS估計(jì)無(wú)法保證“零條件均值”這一嚴(yán)格假定，容易引發(fā)內(nèi)生性問題，導(dǎo)致OLS為有偏估計(jì)，因此采用工具變量法（iv估計(jì)）來(lái)解決內(nèi)生性問題，確保模型參數(shù)為無(wú)偏估計(jì)?？紤]到政府補(bǔ)貼、社會(huì)捐助等收入雖然和養(yǎng)老金收入同為家庭轉(zhuǎn)移性收入，但是兩者的性質(zhì)截然不同，前者為收入救濟(jì)，具有扶貧色彩，而后者則是一種“我為人人，人人為我”的風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)嫁形式。因此，本文將轉(zhuǎn)移性收入細(xì)分為救濟(jì)性轉(zhuǎn)移收入和養(yǎng)老金收入進(jìn)行模型回歸，探究金融素養(yǎng)對(duì)兩個(gè)不同性質(zhì)轉(zhuǎn)移收入方式的影響。另外，金融素養(yǎng)對(duì)非投資獲利收入的影響卻少有學(xué)者進(jìn)行研究，為驗(yàn)證金融素養(yǎng)對(duì)兩種不同性質(zhì)財(cái)產(chǎn)性收入的影響，本文亦將家庭財(cái)產(chǎn)性收入細(xì)分為投資獲利收入與非投資獲利收入，納入模型中進(jìn)行回歸分析。結(jié)果表明，金融素養(yǎng)對(duì)家庭救濟(jì)性收入存在負(fù)向作用（表7）。說(shuō)明居民金融素養(yǎng)越高，其對(duì)救濟(jì)金的需求也就越少。金融素養(yǎng)對(duì)養(yǎng)老金收入影響在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明金融素養(yǎng)可以顯著增加居民養(yǎng)老金收入。原因可能是金融素養(yǎng)較強(qiáng)的居民，也具備較高的金融風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)，更善于做個(gè)人的財(cái)務(wù)規(guī)劃，對(duì)購(gòu)買各類保險(xiǎn)的偏好更強(qiáng)，吳雨等[30]的研究也證明了這一點(diǎn)。金融素養(yǎng)對(duì)家庭投資獲利收入的影響在1%的統(tǒng)計(jì)水平上高度顯著，說(shuō)明金融素養(yǎng)可以顯著地增加家庭投資獲利收入，原因在于金融素養(yǎng)可以有效提高家庭投資組合的有效性和股市盈利可能性[31]。而金融素養(yǎng)對(duì)家庭非投資獲利收入的影響，從iv估計(jì)結(jié)果可以看出，工具變量沒有通過(guò)DWH檢驗(yàn)，說(shuō)明金融素養(yǎng)在該模型中是外生的，因此本文以O(shè)LS回歸結(jié)果作為最終估計(jì)結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，金融素養(yǎng)對(duì)家庭非投資獲利收入亦存在積極影響。家庭非投資收入主要由房租收入、地租收入、其他資產(chǎn)出租收入以及征地、拆遷補(bǔ)償?shù)冉M成，其中租金收入占據(jù)主導(dǎo)地位。在獲取租金收入的過(guò)程中，租約擬定、租金結(jié)算和違約風(fēng)險(xiǎn)防控都需要居民擁有一定的金融素養(yǎng)。

表7 細(xì)分家庭轉(zhuǎn)移性收入及財(cái)產(chǎn)性收入的回歸結(jié)果Table 7 Regression results of household transfer income and property income

鑒于我國(guó)獨(dú)特的二元化城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)與各年齡段之間的巨大差異。為了進(jìn)一步探究金融素養(yǎng)是否通過(guò)二元城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)、年齡因素進(jìn)而對(duì)家庭投資獲利收入產(chǎn)生影響，本文分別將金融素養(yǎng)與居民戶口的交互項(xiàng)、金融素養(yǎng)與年齡的交互項(xiàng)納入原有回歸方程，深入分析金融素養(yǎng)通過(guò)居民戶口和年齡因素對(duì)家庭投資獲利收入產(chǎn)生的影響。從回歸結(jié)果可知，金融素養(yǎng)與居民戶口的交互項(xiàng)顯著為負(fù)值（表8），說(shuō)明如果居民為農(nóng)村戶口，會(huì)削弱金融素養(yǎng)對(duì)家庭投資獲利收入的正面影響。進(jìn)一步分析樣本的分布與描述性統(tǒng)計(jì)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村地區(qū)居民家庭年齡標(biāo)準(zhǔn)差更大，高年齡段居民更低，學(xué)歷層次也更低，長(zhǎng)輩可能會(huì)對(duì)金融素養(yǎng)更高的晚輩產(chǎn)生一定的負(fù)影響，進(jìn)而制約了家庭投資獲利收入。回歸結(jié)果顯示年齡也會(huì)削弱金融素養(yǎng)對(duì)家庭投資獲利收入的正面影響，原因可能是在2014年的截面數(shù)據(jù)中，受訪居民平均年齡偏大，為49.501歲（表3），人的精力與投資意愿會(huì)跟年齡成倒U型，而調(diào)查對(duì)象的年齡已經(jīng)過(guò)了倒U型的后半段，居民對(duì)金融知識(shí)的應(yīng)用能力和金融決策能力逐步下降，進(jìn)而制約家庭投資獲利收入。

表8 金融素養(yǎng)與居民戶口和年齡的交互項(xiàng)對(duì)家庭投資獲利收入的回歸結(jié)果Table 8 Regression results of the interaction between financial literacy and household registration and age on household investment income

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)上述研究結(jié)果的穩(wěn)健性，參考吳衛(wèi)星等[15]和尹志超等[29]的做法，將問題回答的賦值結(jié)果進(jìn)行加總，作為金融素養(yǎng)的替代變量進(jìn)行回歸。為了降低替代變量的離散程度（最大值高達(dá)38，最小值僅為0），以金融素養(yǎng)評(píng)分加總標(biāo)準(zhǔn)化后的結(jié)果作為核心解釋變量（樣本金融素養(yǎng)加總的原始值減去均值再除以標(biāo)準(zhǔn)差）。金融素養(yǎng)對(duì)居民家庭收入影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，金融素養(yǎng)對(duì)居民家庭總收入、工資性收入和財(cái)產(chǎn)性收入存在顯著正向影響，對(duì)轉(zhuǎn)移性收入具有負(fù)向影響，與前文的結(jié)果是一致的。

細(xì)分家庭轉(zhuǎn)移性收入及家庭投資獲利收入的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，金融素養(yǎng)對(duì)救濟(jì)性轉(zhuǎn)移收入存在負(fù)向影響，對(duì)養(yǎng)老金收入和家庭投資獲利收入的影響則都在1%的水平上顯著為正。

金融素養(yǎng)與居民戶口和年齡的交互項(xiàng)對(duì)家庭投資獲利收入的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，工具變量回歸結(jié)果與前文的回歸結(jié)果大體保持一致，農(nóng)村戶口和年齡都對(duì)居民金融素養(yǎng)的發(fā)揮存在削弱作用。綜上所述，本文的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

研究表明，整體上我國(guó)居民金融素養(yǎng)水平偏低，對(duì)金融知識(shí)認(rèn)知層次不高，與此相對(duì)應(yīng)的則是當(dāng)前居民家庭經(jīng)營(yíng)性收入和財(cái)產(chǎn)性收入水平仍處于低位；結(jié)構(gòu)分布亦不均衡，男性、城鎮(zhèn)居民、高學(xué)歷居民、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)和年輕者金融素養(yǎng)較高。

回歸結(jié)果表明，金融素養(yǎng)對(duì)居民家庭總收入、工資性收入和財(cái)產(chǎn)性收入均具有正向影響，提高居民金融素養(yǎng)水平有助于增加居民家庭收入水平。居民從事農(nóng)業(yè)活動(dòng)、個(gè)體私營(yíng)活動(dòng)、青壯年勞動(dòng)力人數(shù)、居民健康程度、農(nóng)村戶口、婚否、受教育程度、區(qū)域固定效應(yīng)對(duì)家庭總收入、工資性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入均存在差異化影響。東部和中部地區(qū)居民家庭的經(jīng)營(yíng)性收入和財(cái)產(chǎn)性收入更高；戶主年齡對(duì)家庭收入產(chǎn)生負(fù)向影響，這與通常的倒U型認(rèn)知結(jié)論不吻合，可能與樣本當(dāng)中戶主年齡較大有關(guān)。

4.2 建議

1）政府要加大金融通識(shí)教育，提高居民金融素養(yǎng)。開展金融通識(shí)教育提高居民金融素養(yǎng)，有助于提高居民投資理財(cái)?shù)囊庾R(shí)和動(dòng)力，提高居民抵御金融詐騙和金融風(fēng)險(xiǎn)的能力。一是要積極發(fā)揮高等學(xué)校的職能，在大學(xué)課程中開展金融通識(shí)課程，提高大學(xué)生的金融素養(yǎng)，并積極發(fā)揮知識(shí)外溢作用，輻射和提升相關(guān)居民的金融素養(yǎng)。二是要積極發(fā)揮銀行等金融服務(wù)部門的職能，正確宣傳和推廣金融知識(shí)，提升網(wǎng)點(diǎn)周邊居民的金融素養(yǎng)。三是要發(fā)揮社區(qū)的服務(wù)職能，通過(guò)開展金融相關(guān)主題的教育和文藝活動(dòng)，推動(dòng)金融知識(shí)進(jìn)區(qū)入戶，全面提升社區(qū)居民的金融素養(yǎng)。

2）政府要加大金融立法和監(jiān)管力度，維護(hù)良好的金融秩序。研究發(fā)現(xiàn)影響居民金融素養(yǎng)提升動(dòng)力的重要影響因素是不規(guī)范的金融秩序，包括不規(guī)范的金融宣傳和不規(guī)范的金融合同，各類防不勝防的金融詐騙行為等，政府及主管部門應(yīng)該對(duì)金融宣傳和金融合同文本進(jìn)行認(rèn)真審核，保護(hù)居民的合法權(quán)益。要大力打擊各類金融詐騙行為，通過(guò)立法和嚴(yán)格執(zhí)法來(lái)提高金融違法成本，通過(guò)制度來(lái)保障良好的金融秩序。

致謝：感謝北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）在數(shù)據(jù)上的支持，感謝匿名評(píng)審專家對(duì)本文提出的寶貴意見 。