■聶雅豐，胡 振

一、引言與文獻(xiàn)綜述

居民財(cái)產(chǎn)性收入占比是衡量國家市場(chǎng)化和國民富裕程度的重要指標(biāo)。中共十七大報(bào)告中首次提出“要?jiǎng)?chuàng)造條件讓群眾擁有財(cái)產(chǎn)性收入”，中共十八大報(bào)告又進(jìn)一步指出“多渠道增加居民財(cái)產(chǎn)性收入”，中共十九大報(bào)告再次強(qiáng)調(diào)“要拓寬居民勞動(dòng)性收入和財(cái)產(chǎn)性收入渠道”。數(shù)據(jù)顯示，在發(fā)達(dá)國家的居民收入結(jié)構(gòu)中，財(cái)產(chǎn)性收入占比為40%，而中國居民僅7.6%①數(shù)據(jù)來源：《經(jīng)濟(jì)藍(lán)皮書春季號(hào)：2015年中國經(jīng)濟(jì)前景分析》。同時(shí)，中國居民的財(cái)產(chǎn)性收入存在巨大的城鄉(xiāng)差異和區(qū)域差異，居民財(cái)產(chǎn)性收入差距不斷擴(kuò)大，成為收入差距過大的重要因素（遲巍和蔡許許，2012）。因此，提高居民財(cái)產(chǎn)性收入、縮小居民財(cái)產(chǎn)性收入差距已經(jīng)成為備受關(guān)注的熱點(diǎn)問題。通過文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，已有研究更多地從宏觀層面如土地制度（陳曉楓和翁斯柳，2018）、稅收負(fù)擔(dān)（金雙華，2013）、產(chǎn)權(quán)保護(hù)（陳剛，2015）等方面展開，而基于微觀視角的研究較少。

如何讓居民財(cái)產(chǎn)增值、獲得財(cái)產(chǎn)性收入，不僅需要宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的支持，還需要微觀個(gè)體的積極努力（寧光杰等，2016）。楊新銘（2010）指出人力資本積累是決定財(cái)產(chǎn)性收入的重要因素。金融素養(yǎng)是一種重要的人力資本，是人們所擁有的為其一生的金融福祉而有效管理金融資源的知識(shí)和能力（Huston，2010），在家庭金融領(lǐng)域受到廣泛關(guān)注。已有文獻(xiàn)表明，金融素養(yǎng)的提升有利于家庭財(cái)富積累（胡振和蘇日樂，2019），促進(jìn)家庭金融市場(chǎng)參與（Rooij et al.，2011），而資本市場(chǎng)是增加居民財(cái)產(chǎn)性收入的重要渠道。反之，較低的金融素養(yǎng)水平會(huì)提高家庭金融決策失誤的概率，造成個(gè)體財(cái)富損失（Stango&Zinman，2009）。因此，本文認(rèn)為金融素養(yǎng)對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入具有重要影響，具體效應(yīng)以及影響機(jī)理仍需進(jìn)一步深入探討。

本文基于中國家庭金融調(diào)查（CHFS）2015年數(shù)據(jù)，采用Probit和Tobit模型分析金融素養(yǎng)對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響，嘗試回答以下問題：第一，金融素養(yǎng)對(duì)居民獲得財(cái)產(chǎn)性收入的可能性和規(guī)模有什么影響。第二，金融素養(yǎng)影響居民財(cái)產(chǎn)性收入的機(jī)制是什么。第三，金融素養(yǎng)對(duì)不同財(cái)產(chǎn)收入規(guī)模、城鄉(xiāng)居民以及不同風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度居民的財(cái)產(chǎn)性收入影響是否具有異質(zhì)性。本文在已有研究的基礎(chǔ)上進(jìn)行了以下拓展：一方面，從人力資本的視角出發(fā)，分析金融素養(yǎng)對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響，而以往的研究更多地考慮制度和經(jīng)濟(jì)政策等宏觀因素，是對(duì)既有研究視角的補(bǔ)充。另一方面，進(jìn)一步深入考察了金融素養(yǎng)對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響機(jī)制，將金融素養(yǎng)、金融行為和居民財(cái)產(chǎn)性收入納入到同一分析框架中，是對(duì)既有研究的拓展和深化。

二、研究假設(shè)

近年來，金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融行為的研究涉及到很多方面，包括金融市場(chǎng)參與（Rooij et al.，2011）、資產(chǎn)配置多樣性（曾志耕等，2015）和資產(chǎn)組合有效性（吳衛(wèi)星等，2018）以及融資行為（宋全云等，2017；吳衛(wèi)星等，2018）。理論上，金融素養(yǎng)會(huì)通過兩個(gè)方面影響居民家庭財(cái)產(chǎn)性收入。一方面，金融素養(yǎng)高的居民，能有效利用已獲取的信息綜合分析，對(duì)金融產(chǎn)品的接受度和使用度更高（董曉林和石曉磊，2018），進(jìn)而提高其財(cái)產(chǎn)性收入。另一方面，金融素養(yǎng)高的居民對(duì)金融風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知更充分，制定更合理的資產(chǎn)配置策略（Lusardi et al.，2011），有利于實(shí)現(xiàn)財(cái)產(chǎn)保值增值。因此，基于上述分析，提出假設(shè)1：

假設(shè)1：金融素養(yǎng)對(duì)居民獲得財(cái)產(chǎn)性收入、提高財(cái)產(chǎn)性收入水平具有正向影響。

梳理相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)與居民家庭參與金融市場(chǎng)之間存在正相關(guān)關(guān)系（Rooij et al.（2011）。同時(shí)，居民參與資本市場(chǎng)是其獲得財(cái)產(chǎn)性收入的重要渠道。莊毓敏（2019）認(rèn)為居民參與金融市場(chǎng)，可以打通居民分享資本市場(chǎng)財(cái)富增值的渠道，對(duì)優(yōu)化居民收入結(jié)構(gòu)發(fā)揮重要作用。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民財(cái)產(chǎn)性收入與股市參與深度正相關(guān)，股票投資是居民獲得財(cái)產(chǎn)性收入的重要渠道（余勁松，2013）。綜上，提出假設(shè)2：

假設(shè)2：金融素養(yǎng)提高了居民金融市場(chǎng)的參與概率，進(jìn)而對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入有積極影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自2015 年中國家庭金融調(diào)查（CHFS），調(diào)查樣本覆蓋全國29 個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）、351 個(gè)縣、1396 個(gè)村（居）委會(huì)，共獲得了37289 戶家庭的微觀數(shù)據(jù)。調(diào)查問卷中涉及個(gè)人和家庭基本信息、金融素養(yǎng)、收入和支出以及資產(chǎn)和負(fù)債等方面，為本文分析金融素養(yǎng)對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響提供了有力的數(shù)據(jù)支撐。在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行清洗后，得到有效樣本30182個(gè)。

（二）變量定義

1.財(cái)產(chǎn)性收入

被解釋變量為居民財(cái)產(chǎn)性收入。在本文中界定為兩個(gè)變量，一是是否擁有財(cái)產(chǎn)性收入（property） ，二 是 財(cái) 產(chǎn) 性 收 入 規(guī) 模（prorperty_income）。財(cái)產(chǎn)性收入是指家庭擁有的動(dòng)產(chǎn)（如銀行存款、有價(jià)證券等）和不動(dòng)產(chǎn)（土地、房屋）所獲得的收入，本文將金融資產(chǎn)收入①CHFS問卷中金融資產(chǎn)種類包括：活期存款、定期存款、股票、基金、衍生品、理財(cái)產(chǎn)品、貴金屬、非人民幣資產(chǎn)和其他金融資產(chǎn)，與金融資產(chǎn)收入相關(guān)的題目為“去年，您家從該項(xiàng)金融資產(chǎn)中實(shí)際得到多少收入？”和土地房屋收入②土地房屋收入包括土地財(cái)產(chǎn)性收入和房屋財(cái)產(chǎn)性收入兩項(xiàng)，其中土地相關(guān)收入包括土地轉(zhuǎn)出租金、土地征收和土地入股分紅；房屋財(cái)產(chǎn)性收入包括房屋出租租金和商鋪出租租金。加總得到居民財(cái)產(chǎn)性收入規(guī)模。數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)顯示，樣本中擁有財(cái)產(chǎn)性收入的居民比例為32.4%，居民財(cái)產(chǎn)性收入的均值是1.266 萬元，且標(biāo)準(zhǔn)差較大，表明居民財(cái)產(chǎn)性收入存在較大差距。此外，對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入結(jié)構(gòu)統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，居民金融財(cái)產(chǎn)收入占比（ficomer）均值為17.9%，而土地房屋收入占比（hicomer）均值為14.5%。

2.金融素養(yǎng)

金融素養(yǎng)是本文的核心解釋變量。問卷中涉及的金融素養(yǎng)測(cè)度題目分別是利率題、通貨膨脹題和分散風(fēng)險(xiǎn)題。參考Rooij et al.（2011）的思路，受訪者在回答金融素養(yǎng)相關(guān)題目時(shí)，回答錯(cuò)誤和回答“不知道”代表的金融素養(yǎng)水平存在差異。本文針對(duì)每道金融素養(yǎng)題目構(gòu)建2 個(gè)啞變量：第一個(gè)變量表示問題是否回答正確，回答正確則賦值為1，反之為0；第二個(gè)啞變量表示問題是否直接回答（回答“不知道”為間接回答），直接回答賦值為1，反之為0。本文對(duì)上述3 個(gè)金融素養(yǎng)題目共計(jì)6個(gè)啞變量進(jìn)行因子分析，結(jié)果顯示KMO值為0.694，Bartlett球形檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在1%的水平上顯著，表明采用因子分析法合理可靠。因此，本文采用因子分析法，在對(duì)因子進(jìn)行旋轉(zhuǎn)后計(jì)算出金融素養(yǎng)指數(shù)。統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn)，受訪者受教育水平越高，金融素養(yǎng)水平也越高；城鎮(zhèn)居民金融素養(yǎng)遠(yuǎn)高于農(nóng)村居民。此外，風(fēng)險(xiǎn)偏好者的金融素養(yǎng)水平相對(duì)更高。

3.控制變量

參考已有研究成果，分別從個(gè)體特征、家庭經(jīng)濟(jì)特征、地區(qū)特征中選取控制變量。其中，個(gè)體特征包括性別、年齡、受教育水平、婚姻、健康和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度變量；家庭經(jīng)濟(jì)特征包括社會(huì)資本、家庭人口規(guī)模、房產(chǎn)、商業(yè)保險(xiǎn)和總資產(chǎn)。地區(qū)特征包括東部、中部和西部虛擬變量以及城鄉(xiāng)變量。此外，選取金融市場(chǎng)參與③在本研究中，居民家庭購買股票、基金、金融理財(cái)產(chǎn)品或債券（公司債和金融債）定義為參與金融市場(chǎng)。作為中介變量。變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

（三）研究方法

1.Probit模型

在分析金融素養(yǎng)對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響時(shí)，由于因變量為二元離散型變量，因此采用針對(duì)此類數(shù)據(jù)的Probit模型來處理，模型具體設(shè)定形式如下：

其中，Y1i是啞變量，Y1i=1 表示第 i 個(gè)樣本家庭擁有財(cái)產(chǎn)性收入，Y1i=0表示第i個(gè)樣本沒有獲得財(cái)產(chǎn)性收入；flindexi表示第i 個(gè)樣本的金融素養(yǎng)水平；Xi為控制變量；εi表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，服從正態(tài)分布，表示不可觀測(cè)因素的總和。

2.Tobit模型

財(cái)產(chǎn)性收入規(guī)模雖然近似為連續(xù)型變量，但包含一部分取值為0的觀察值，因此本文采用Tobit模型檢驗(yàn)金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)產(chǎn)性收入規(guī)模的影響，方程的設(shè)定形式如下：

其中，Y2i表示第i 個(gè)樣本的財(cái)產(chǎn)性收入規(guī)模；flindexi表示金融素養(yǎng)水平；Xi表示控制變量，與式（1）中所含變量相同；εi是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3.內(nèi)生性討論

第一，金融素養(yǎng)和財(cái)產(chǎn)性收入之間存在反向因果關(guān)系，居民在獲得財(cái)產(chǎn)性收入的過程中，通過金融投資決策等可以提高金融素養(yǎng)水平。第二，金融素養(yǎng)和財(cái)產(chǎn)性收入受到其他重要外生變量的影響，這些變量在模型中可能被遺漏；第三，金融素養(yǎng)測(cè)度存在偏差。金融素養(yǎng)的內(nèi)生性問題導(dǎo)致回歸結(jié)果可能存在偏差，因此本文使用工具變量法來處理，參考尹志超等（2014）的做法，選擇受訪者父母中最高的受教育水平作為金融素養(yǎng)的工具變量。個(gè)人基本金融知識(shí)的獲取受父母影響較大，受訪者可以向父母學(xué)習(xí)計(jì)算能力和金融常識(shí)等，但父母的受教育水平并不直接影響受訪者的財(cái)產(chǎn)性收入，故選擇父母中最高的受教育水平作為工具變量是合適的。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基本回歸

基于全樣本，采用Probit 和Tobit 模型分析金融素養(yǎng)對(duì)居民是否獲得財(cái)產(chǎn)性收入和財(cái)產(chǎn)性收入規(guī)模的影響，結(jié)果如表2 列（1）至列（4）所示?？紤]到非線性模型中解釋變量的系數(shù)不具有實(shí)際意義，因此下文中報(bào)告的結(jié)果均為邊際效應(yīng)。由表2 列（1）可知，金融素養(yǎng)對(duì)居民是否獲得財(cái)產(chǎn)性收入的影響在1%的統(tǒng)計(jì)水平上正向顯著。在考慮內(nèi)生性問題并引入工具變量后，采用IV—Probit 模型進(jìn)行最大似然估計(jì)，結(jié)果見列（2）。其中，內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Wald 檢驗(yàn)值為3.58，在10%的水平上拒絕了“金融素養(yǎng)為外生性變量”的原假設(shè)，表明引入工具變量是有效的，一階段F 值為633.65，且在1%的水平上顯著，因此不存在弱工具變量的問題。列（2）結(jié)果表明金融素養(yǎng)對(duì)居民是否獲得財(cái)產(chǎn)性收入有顯著正向影響。進(jìn)一步使用Tobit 模型檢驗(yàn)了金融素養(yǎng)對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入規(guī)模的影響，從列（3）結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上正向顯著，即金融素養(yǎng)有利于提高居民財(cái)產(chǎn)性收入規(guī)模。在引入工具變量后金融素養(yǎng)影響仍然為正。至此，假設(shè)1 得以驗(yàn)證。

從控制變量看：個(gè)體特征方面，戶主為男性、年齡越大，則越有可能擁有財(cái)產(chǎn)性收入并且財(cái)產(chǎn)性收入的規(guī)模越大；戶主的受教育年限對(duì)家庭財(cái)產(chǎn)性收入規(guī)模的影響不顯著，這也進(jìn)一步證明了通識(shí)教育不能替代金融素養(yǎng)教育；與風(fēng)險(xiǎn)中性的戶主相比，風(fēng)險(xiǎn)偏好型的戶主更有可能獲得財(cái)產(chǎn)性收入并擴(kuò)大財(cái)產(chǎn)性收入規(guī)模，這可能是由于風(fēng)險(xiǎn)偏好者往往更愿意進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)投資，其獲取高收益的可能性更大，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入獲得和規(guī)模均為負(fù)向影響，但不顯著。家庭經(jīng)濟(jì)特征方面，人口規(guī)模越大則顯著降低了獲得財(cái)產(chǎn)性收入的可能性；而擁有多套房產(chǎn)、商業(yè)保險(xiǎn)和家庭總資產(chǎn)對(duì)居民獲得財(cái)產(chǎn)性收入、增加財(cái)產(chǎn)性收入規(guī)模具有顯著的促進(jìn)作用，說明擁有資產(chǎn)是形成財(cái)產(chǎn)性收入的基礎(chǔ)。區(qū)域特征方面，與西部地區(qū)相比，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)更發(fā)達(dá)，市場(chǎng)運(yùn)行機(jī)制完善，金融市場(chǎng)發(fā)展更為成熟，有利于居民多渠道獲得財(cái)產(chǎn)性收入，因此東部地區(qū)居民獲得財(cái)產(chǎn)性收入的可能性大大提高，規(guī)模也明顯更大。而中部地區(qū)對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入具有負(fù)向影響，可能的原因是中部和西部地區(qū)金融市場(chǎng)與東部相比發(fā)展均較為滯后，與中部相比，西部地區(qū)雖然經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平總體相對(duì)落后，但得益于較低的發(fā)展起點(diǎn)和政策傾斜，西部普惠金融發(fā)展速度明顯快于中部（沈麗等，2019），普惠金融發(fā)展為居民提供了方便快捷的金融服務(wù)，提高了居民金融服務(wù)的可得性，從而有利于促進(jìn)居民財(cái)產(chǎn)性收入獲得。因此，與西部地區(qū)相比，中部地區(qū)對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響為負(fù)。

前文分析表明，金融素養(yǎng)對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入的可能性和規(guī)模均具有顯著提升作用。居民財(cái)產(chǎn)性收入主要包括兩種來源，金融資產(chǎn)收入和土地房屋收入，金融素養(yǎng)對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入結(jié)構(gòu)有何影響，對(duì)兩類財(cái)產(chǎn)性收入占比的影響是否有差異，需進(jìn)一步考察。從表2 的列（5）和列（6）結(jié)果來看，金融素養(yǎng)顯著提高了居民金融資產(chǎn)收入占比，這種影響在10%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著。同時(shí)，金融素養(yǎng)對(duì)居民土地房屋收入占比的影響系數(shù)雖然為正，但不顯著，并且系數(shù)小于金融素養(yǎng)對(duì)金融資產(chǎn)收入的影響系數(shù)?？赡艿脑蚴?，金融素養(yǎng)水平高的居民，參與金融市場(chǎng)的概率越高（Rooij et al.，2011），投資能力往往也更高，通過多元化配置股票、債券和基金等金融資產(chǎn)獲得更高的報(bào)酬。因此，金融素養(yǎng)水平顯著提高了居民金融資產(chǎn)收入占比。對(duì)土地房屋收入而言，受居民家庭所擁有的房產(chǎn)和土地等財(cái)產(chǎn)數(shù)量影響較大，金融素養(yǎng)發(fā)揮的作用較小。因此，金融素養(yǎng)對(duì)土地房屋收入的影響不顯著。綜上，在財(cái)產(chǎn)性收入結(jié)構(gòu)方面，金融素養(yǎng)顯著提升了居民金融資產(chǎn)收入占比，而對(duì)土地房屋收入影響不顯著。

（二）影響機(jī)制分析

金融素養(yǎng)水平越高，居民參與金融市場(chǎng)的可能性越大，而參與金融市場(chǎng)是居民獲得財(cái)產(chǎn)性收入的重要渠道。為了從實(shí)證角度考察“金融素養(yǎng)—金融市場(chǎng)參與—財(cái)產(chǎn)性收入”這一影響機(jī)制是否成立，借鑒溫忠麟等（2005）提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，選擇是否參與金融市場(chǎng)指標(biāo)作為中介變量，被解釋變量包括是否獲得財(cái)產(chǎn)性收入和財(cái)產(chǎn)性收入規(guī)模，核心解釋變量為金融素養(yǎng)。在表2 報(bào)告的核心解釋變量對(duì)因變量回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上，分別建立自變量對(duì)中介變量、自變量和中介變量對(duì)因變量的回歸模型，具體估計(jì)結(jié)果如表3所示。列（1）結(jié)果表明金融素養(yǎng)與居民家庭金融市場(chǎng)參與呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，即居民金融素養(yǎng)水平越高，其參與金融市場(chǎng)的概率越大。在列（2）和列（3）模型中，同時(shí)加入金融素養(yǎng)和金融市場(chǎng)參與變量，發(fā)現(xiàn)金融市場(chǎng)參與的系數(shù)均顯著為正，即金融市場(chǎng)參與對(duì)居民獲得財(cái)產(chǎn)性收入的可能性和規(guī)模具有顯著促進(jìn)作用。同時(shí)，金融素養(yǎng)變量的系數(shù)顯著為正，且與表2 中估計(jì)結(jié)果相比均有一定程度下降①表3中列（2）和列（3）結(jié)果分別與表2中列（1）和列（3）列進(jìn)行對(duì)比。，表明金融市場(chǎng)參與在金融素養(yǎng)影響居民財(cái)產(chǎn)性收入的關(guān)系中發(fā)揮中介效應(yīng)。綜上，金融素養(yǎng)通過促進(jìn)家庭參與金融市場(chǎng)，進(jìn)而影響居民財(cái)產(chǎn)性收入的獲得和規(guī)模。因此，假設(shè)2得以驗(yàn)證。

表2 金融素養(yǎng)與居民財(cái)產(chǎn)性收入

表3 金融素養(yǎng)與財(cái)產(chǎn)性收入：機(jī)制分析

（三）異質(zhì)性分析

1.不同財(cái)產(chǎn)性收入規(guī)模的差異

上文雖然使用Tobit模型分析了金融素養(yǎng)對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入規(guī)模的影響，回歸結(jié)果僅能反映金融素養(yǎng)對(duì)因變量條件均值的影響，不能識(shí)別出財(cái)產(chǎn)性收入規(guī)模條件分布的全貌。在此僅保留獲得財(cái)產(chǎn)性收入的樣本，采用基于工具變量的分位數(shù)回歸，進(jìn)一步考察金融素養(yǎng)對(duì)不同分位數(shù)水平上居民財(cái)產(chǎn)性收入規(guī)模的影響，選取 0.1、0.25、0.5、0.75 和 0.9 共5 個(gè)具有代表性的分位點(diǎn)，同時(shí)為克服不同分位數(shù)上的回歸殘差不服從獨(dú)立同分布，采用自主抽樣500次進(jìn)行分位數(shù)回歸，結(jié)果如表4所示。

表4 金融素養(yǎng)與居民財(cái)產(chǎn)性收入：分位數(shù)回歸

由表4 可知，在不同分位點(diǎn)上，金融素養(yǎng)的影響均顯著為正，且隨著財(cái)產(chǎn)性收入水平提高，金融素養(yǎng)的正向促進(jìn)作用越來越強(qiáng)。在0.1 分位處，金融素養(yǎng)的系數(shù)僅0.0796，而在0.9 分位上，金融素養(yǎng)的系數(shù)最大，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平下正向顯著。因此，金融素養(yǎng)的影響效應(yīng)呈現(xiàn)出“富者愈富”的馬太效應(yīng)。這表明，雖然金融素養(yǎng)對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入水平整體呈現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用，但對(duì)不同財(cái)產(chǎn)性收入水平群體的影響差異較大，對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入越高的居民影響越大。居民財(cái)產(chǎn)性收入差距過大已經(jīng)成為收入差距擴(kuò)大的重要因素（李實(shí)等，2005），政策制定者在提升居民金融素養(yǎng)水平的同時(shí)，應(yīng)采用多種手段調(diào)節(jié)貧富差距，注重社會(huì)公平，避免馬太效應(yīng)的加劇。財(cái)產(chǎn)性收入更高的群體具有提升金融素養(yǎng)以及進(jìn)一步增加財(cái)產(chǎn)性收入的優(yōu)勢(shì)，比如通過支付顧問費(fèi)聘請(qǐng)專業(yè)人員來提供資產(chǎn)配置服務(wù)，商業(yè)銀行私人銀行的高凈值客戶可以購買收益更高的金融產(chǎn)品，而普通居民則沒有這樣的機(jī)會(huì)。因此，政策的著力點(diǎn)應(yīng)更多地放在財(cái)產(chǎn)性收入規(guī)模較低的群體。

2.城鄉(xiāng)差異

中國城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入存在明顯差異。數(shù)據(jù)顯示，2019 年城鎮(zhèn)居民人均財(cái)產(chǎn)性收入達(dá)到4437 元，而農(nóng)村居民人均財(cái)產(chǎn)性收入僅576元，且過去10年的增速低于城鎮(zhèn)居民。與城鎮(zhèn)居民相比，農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入基數(shù)小、增速慢。在此背景下，對(duì)城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村樣本分別進(jìn)行回歸，結(jié)果見表5。

表5 金融素養(yǎng)與居民財(cái)產(chǎn)性收入：城鄉(xiāng)差異

從表5—1 和表5—2 的結(jié)果看，無論是財(cái)產(chǎn)性收入獲得可能性還是財(cái)產(chǎn)性收入規(guī)模，金融素養(yǎng)對(duì)城鎮(zhèn)居民的影響均顯著大于農(nóng)村居民。可能的原因是，一方面，農(nóng)村金融制度不健全，金融市場(chǎng)發(fā)展尚不完善，農(nóng)村居民獲取金融財(cái)產(chǎn)性收入的主要渠道是銀行存款類渠道，可選擇的理財(cái)產(chǎn)品和投資渠道單一，嚴(yán)重制約了財(cái)產(chǎn)性收入的增加。另一方面，由于農(nóng)村尚未建立起公開、公平的產(chǎn)權(quán)流轉(zhuǎn)市場(chǎng)，導(dǎo)致農(nóng)村土地資產(chǎn)無法盤活，農(nóng)村居民土地財(cái)產(chǎn)性收益很低。加之，由于廣大農(nóng)村距離城鎮(zhèn)較遠(yuǎn)，土地價(jià)值遠(yuǎn)低于城市建設(shè)用地，導(dǎo)致即使建立土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的地區(qū)，農(nóng)村居民的土地財(cái)產(chǎn)性收益仍然不高。綜上，由于農(nóng)村金融環(huán)境和土地制度發(fā)展滯后，金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響小于城鎮(zhèn)居民。

3.風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度差異

為考察金融素養(yǎng)對(duì)不同風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度居民財(cái)產(chǎn)性收入影響的異質(zhì)性，分別對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6所示。

表6 金融素養(yǎng)與居民財(cái)產(chǎn)性收入：風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度

對(duì)比表6—1和表6—2的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避居民的財(cái)產(chǎn)性收入獲得可能性和規(guī)模均有顯著正向作用，但二者的系數(shù)大小存在明顯差異。究其原因，居民金融素養(yǎng)水平提高，一方面可以掌握更多風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資技能，積極參與金融市場(chǎng)獲得較高的報(bào)酬，另一方面對(duì)投資過程中的風(fēng)險(xiǎn)有更理性的認(rèn)識(shí)（周弘，2015）。風(fēng)險(xiǎn)偏好者往往看重股票、基金等風(fēng)險(xiǎn)投資帶來的高收益，而風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者則關(guān)注風(fēng)險(xiǎn)投資的不確定性，參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)時(shí)會(huì)更加謹(jǐn)慎。綜上，金融素養(yǎng)可能對(duì)不同風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度居民的風(fēng)險(xiǎn)投資行為的影響效應(yīng)不同，從而對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響呈現(xiàn)出顯著差異。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)①

①限于篇幅，結(jié)果留存?zhèn)渌鳌?/p>

為檢驗(yàn)假設(shè)1 的可靠性，采用三種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體思路是采用新的金融素養(yǎng)測(cè)度方法和使用金融素養(yǎng)的替代變量：第一，采用國際上廣泛應(yīng)用的金融素養(yǎng)測(cè)度方法（Lusardi&Mitchell，2008），該方法操作簡便，且可以進(jìn)行橫向比較。具體方法是將三道題目的得分加總（fl3），答對(duì)0題至答對(duì)3題依次賦值為0、1、2、3。第二，使用是否上過金融課程（fcourse）作為金融素養(yǎng)的替代變量，若上過則賦值為1，反之為0。一般來說，參加過經(jīng)濟(jì)金融類課程培訓(xùn)的受訪者金融素養(yǎng)水平相對(duì)更高。第三，使用關(guān)注金融經(jīng)濟(jì)類信息（finfor）作為金融素養(yǎng)的替代變量，從不關(guān)注、很少關(guān)注、一般、很關(guān)注以及非常關(guān)注依次賦值為1—5。從檢驗(yàn)一至檢驗(yàn)三的結(jié)果看，金融素養(yǎng)提升對(duì)居民獲得財(cái)產(chǎn)性收入的可能性和規(guī)模均具有顯著的正向影響。

沿用上述思路，以fl3 為例，進(jìn)一步對(duì)假設(shè)2進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。可以發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)顯著提升了居民參與金融市場(chǎng)的概率，同時(shí)加入金融素養(yǎng)和金融市場(chǎng)參與變量后，發(fā)現(xiàn)二者的系數(shù)均顯著為正，表明金融素養(yǎng)通過促進(jìn)居民參與金融市場(chǎng)進(jìn)而影響財(cái)產(chǎn)性收入。綜上，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與前文結(jié)論一致，證明前文實(shí)證結(jié)論是可靠的。

六、結(jié)論和政策建議

基于中國家庭金融調(diào)查（CHFS）2015 年數(shù)據(jù)，使用Probit 模型和Tobit 模型，考察了金融素養(yǎng)對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響。結(jié)論如下：整體上，農(nóng)村居民和低教育水平群體的金融素養(yǎng)水平偏低。金融素養(yǎng)對(duì)居民獲得財(cái)產(chǎn)性收入概率和財(cái)產(chǎn)性收入規(guī)模具有顯著提升作用。在財(cái)產(chǎn)性收入結(jié)構(gòu)方面，金融素養(yǎng)顯著提高了居民金融資產(chǎn)收入占比，對(duì)土地房屋收入雖然影響為正，但不顯著。影響機(jī)制結(jié)果表明，居民家庭金融市場(chǎng)參與在金融素養(yǎng)影響財(cái)產(chǎn)性收入的過程中發(fā)揮中介效應(yīng)。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)對(duì)不同分位點(diǎn)居民財(cái)產(chǎn)性收入規(guī)模影響具有顯著差異，呈現(xiàn)出“富者愈富”的馬太效應(yīng)；金融素養(yǎng)對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響存在城鄉(xiāng)差異，對(duì)城鎮(zhèn)居民影響顯著更大；與風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者相比，金融素養(yǎng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好居民財(cái)產(chǎn)性收入的影響效應(yīng)更大。

基于以上結(jié)論，提出以下對(duì)策建議：第一，有效提高居民金融素養(yǎng)，強(qiáng)化居民投資意識(shí)。采取多種渠道普及金融知識(shí)，可借助電視、廣播、互聯(lián)網(wǎng)等媒介開展居民喜聞樂見的金融知識(shí)宣傳活動(dòng)，同時(shí)著力增加農(nóng)村居民和低教育水平群體的金融教育供給。在教育內(nèi)容方面，開展多種形式理財(cái)教育工作，注重加強(qiáng)金融風(fēng)險(xiǎn)教育，幫助居民樹立正確的投資理念。第二，深化金融市場(chǎng)改革，加快金融產(chǎn)品創(chuàng)新。本文的結(jié)論表明，家庭參與金融市場(chǎng)對(duì)居民財(cái)產(chǎn)性收入具有顯著提升作用，應(yīng)進(jìn)一步深化金融市場(chǎng)改革，促進(jìn)金融市場(chǎng)穩(wěn)定發(fā)展，有效保護(hù)投資者利益，進(jìn)而增強(qiáng)居民投資信心，拓寬居民投資渠道。金融機(jī)構(gòu)應(yīng)根據(jù)城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入結(jié)構(gòu)差異進(jìn)行產(chǎn)品創(chuàng)新，提供多樣化金融服務(wù)。針對(duì)較高收入群體、能承擔(dān)更高風(fēng)險(xiǎn)的城鎮(zhèn)居民，開發(fā)多種金融工具供其進(jìn)行合理組合；針對(duì)農(nóng)村居民資金額小、風(fēng)險(xiǎn)承受能力低等特點(diǎn)，鼓勵(lì)金融機(jī)構(gòu)推出適合農(nóng)村居民的理財(cái)產(chǎn)品，降低投資理財(cái)門檻。