崔澤園

（山西財經大學金融學院，山西太原 030006；中共山西省委黨校/山西行政學院，山西太原 030006）

一、引言

黨的十九大報告提出：“中國特色社會主義進入新時代，我國社會主要矛盾已經轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾?！蔽覈鐣饕艿霓D變，標志著為人民群眾謀幸福是我黨的重要使命。為此，習近平總書記在黨的十九屆五中全會上明確提出“人民生活更加美好，人的全面發(fā)展、全體人民共同富裕取得更為明顯的實質性進展”的遠景目標。2003 年以來，我國居民的幸福感在不斷提升，這主要得益于改革開放后我國經濟的高速增長帶動了居民可支配收入的增加，人民群眾的生活水平逐步提高（劉軍強等，2012）[1]。但與其他國家相比，我國居民的幸福感仍然相對較低?！妒澜缧腋蟾妗罚╓ ork H appinessR eport）的數(shù)據(jù)顯示，中國居民的幸福評分在全球150 個被調查國家中處于中等偏下水平。①隨著我國供給側結構性改革的進一步深化，人民追求美好生活的層次也在不斷提高，其不只期待家庭可支配收入的增加，更渴望在財富積累過程中獲得滿足，這種居民從家庭財富積累等自身金融狀態(tài)中感受到的幸福程度在學術界被定義為“家庭金融幸福感”（廖理等，2020）[2]。

居民在解決基礎溫飽問題之后，更渴望在家庭財富積累過程中獲得家庭幸福感，這離不開家庭財富管理和金融事務處理能力的提升。雖然我國居民家庭財富的規(guī)模在不斷增長，但與之不匹配的是居民的金融知識普遍欠缺（門永剛等，2012）[3]，金融教育的普及程度無法跟上國民經濟的發(fā)展速度。金融知識欠缺不僅不利于居民進行財富積累、養(yǎng)老規(guī)劃等金融決策，而且會提高違約及金融詐騙等發(fā)生的概率，這無疑會對居民的切身利益造成損害，抑制人民群眾對美好生活的向往與追求。在當今的數(shù)字化和信息化時代，居民利用金融知識實現(xiàn)對自身及家庭資金的有效管理變得越來越重要。隨著收入水平的提高，居民參與金融市場的廣度和深度有待提升，金融市場中紛繁復雜的產品和服務要求居民具有一定的認知和實踐能力，學術界將這種能力定義為“金融素養(yǎng)”（胡振等，2019）[4]。整體來看，我國居民的金融素養(yǎng)偏低，且存在區(qū)域不平衡的狀況。

本文主要探討金融素養(yǎng)對居民家庭金融幸福感的影響，即利用2012 年中國城市居民家庭消費金融調查數(shù)據(jù)，分析金融素養(yǎng)對居民家庭金融幸福感的影響路徑。研究結果表明：改善居民金融素養(yǎng)能夠有效提升家庭金融幸福感；改善金融素養(yǎng)能夠通過避免家庭過度負債、促進家庭進行理財規(guī)劃以及參與養(yǎng)老保險，提升居民的家庭金融幸福感；金融素養(yǎng)對居民家庭金融幸福感的影響存在年齡和區(qū)域異質性，即金融素養(yǎng)對年齡在25～35 歲及55 歲以上居民、西部地區(qū)居民家庭金融幸福感的影響更為顯著。

本文可能的貢獻主要體現(xiàn)在：（1）不同于以往從個人與家庭特征、生活環(huán)境、事件沖擊等方面對金融幸福感展開論述的文獻，本文基于家庭的視角探討了金融素養(yǎng)對居民家庭金融幸福感的影響，研究視角更加具體；（2）本文不僅分析了金融素養(yǎng)對居民家庭金融幸福感的影響路徑，還對二者關系的異質性進行了考察，豐富了金融素養(yǎng)與家庭金融幸福感的相關研究。

二、文獻綜述

（一）金融素養(yǎng)的定義與衡量

迄今為止，有關金融素養(yǎng)的討論已有很多，但國內外學者對其定義尚未達成共識。早期的學者認為，金融素養(yǎng)反映了個體所掌握的金融知識及其所具備的管理財富的技能。有學者將金融素養(yǎng)定義為個體所掌握的金融知識，認為某些金融知識如信用、利率等的基本定義是個體在現(xiàn)代社會中生存所必須掌握的，金融素養(yǎng)反映了個體對這些基本知識和定義的掌握情況。還有學者將金融素養(yǎng)定義為個體所具備的金融技能，認為個體在日常生活中不僅要具備獲取經濟和金融信息的能力，還要具備進行財務規(guī)劃、財富積累、債務償還等決策的能力，金融素養(yǎng)反映了個體對這些能力的掌握情況。Bowen（2002）[5]、Lusardi（2007）[6]、R obb（2011）[7]則認為，金融知識和金融技能應兼而有之，即金融素養(yǎng)是個體以實現(xiàn)財務安全為目的而掌握的有效管理金融資源的知識與能力。近年來，很多學者對金融素養(yǎng)的定義進行了延伸，認為金融素養(yǎng)不僅涵蓋知識和能力兩個維度，而且包括個體對待金融的態(tài)度及其所具備的金融經驗，其中，金融態(tài)度反映了個體的風險偏好，金融經驗則是個體在選擇和使用金融產品過程中所積累的經驗（M oore，2003；Lusardietal.，2014；廖理等，2019）[8-10]。

從金融素養(yǎng)的衡量方法來看，國內外學者通常是借助問卷調查的方式。美國金融業(yè)管理局（FIN R A）為了研究美國青少年對投資領域的了解程度，于2003 年通過問卷調查進行了數(shù)據(jù)收集。經濟合作與發(fā)展組織（O ECD）借助其金融教育的國際網絡，從2011 年開始每年進行全世界范圍內的金融素養(yǎng)調查，并公布相應的分析報告（Lusardietal.，2008；K lapperetal.，2015）[11，12]。在國內，中國人民銀行從2017 年開始進行消費者金融素養(yǎng)問卷調查，并且每兩年出具一份報告。西南財經大學從2010 年開始進行中國家庭金融調查，迄今為止已公布了2011、2013、2015、2017 年四年的數(shù)據(jù)?？傊?，問卷調查為金融素養(yǎng)的衡量提供了依據(jù)，而問卷的設計則決定了測度方向。既有文獻側重于從主觀和客觀角度衡量金融素養(yǎng)。一些學者結合金融素養(yǎng)的定義，從受訪者對金融知識和技能的主觀認知方面進行衡量，即自我評價。另一些學者則利用客觀金融知識指標進行衡量，即通過讓受訪者回答有關信用、利率、通貨膨脹、風險分散等方面的單項選擇題，根據(jù)答題結果給出相應的分數(shù)，得分高低代表金融素養(yǎng)水平的高低。還有學者嘗試結合主觀和客觀兩種方法的優(yōu)點衡量金融素養(yǎng)，這種方法在分析個體金融素養(yǎng)過度自信或信心不足時常被用到（胡振等，2017；吳琨等，2017；周海珍等，2020）[13-15]。

（二）家庭金融幸福感的定義與衡量

國外學者對家庭金融幸福感的研究較早，經濟學、金融學、發(fā)展心理學、消費者決策和服務營銷等多個領域的研究都涉及到家庭金融幸福感（H ousehold FinancialW ell-being）。與金融素養(yǎng)的相關研究類似，家庭金融幸福感至今也未形成統(tǒng)一的定義。部分研究者將家庭財務狀況作為家庭金融幸福感的主要替代變量之一，而未對其概念進行界定（G uo etal.，2013）[16]。

在現(xiàn)有關于家庭金融幸福感的研究中，學者們主要從主觀和客觀的角度進行定義。K ahnem an 等（2010）[17]主要借助包括收入水平、財務比率在內的家庭財務指標，從客觀角度衡量家庭金融幸福感。Prawitz 等（2006）[18]認為，雖然家庭財務狀況等客觀衡量標準（收入、債務收入比等）為家庭金融幸福感的分析提供了客觀證據(jù)，但家庭金融幸福感的主觀衡量標準可以幫助研究人員考察人們對財務狀況的看法和反應，客觀指標衡量的是財務狀況的各個方面，而非個人對自身狀況的主觀評估。此外，根據(jù)資產或收入等客觀指標的定義，財務水平相近的家庭可能會對自己的財務狀況有不同的看法，如家庭會基于生命階段或對風險的態(tài)度及財務狀況評估出不同的結果，故相較于客觀方法，主觀方法更全面，且更適合定義和衡量復雜的個人情況（G arm an etal.，2004）[19]。還有學者認為，家庭金融幸福感反映了家庭當前的財務狀況，是綜合了主觀和客觀兩個因素的概念。Porter等（1992）[20]將家庭收入水平作為衡量家庭金融幸福感的客觀指標，并將其對生活的滿意程度作為主觀衡量標準。Shim 等（2009）[21]在研究學生的家庭金融幸福感時利用家庭債務水平作為客觀層面的衡量指標，同時將學生對家庭經濟狀況的滿意度作為主觀衡量指標。這些文獻雖然沒有就家庭金融幸福感提出較為統(tǒng)一的概念和衡量方法，但為之后的研究奠定了基礎。美國的消費者金融保護局（CFPB）自2015 年開始在全美范圍內進行家庭金融幸福感調查，并將其定義為“能夠承擔當前和未來的金融義務，在對未來家庭財務狀況感到安全的同時能夠自由享受生活”。該定義涵蓋了四個因素，即家庭管理財務收支的有效性、應對意外大額支出的能力、能否實現(xiàn)既定的金融目標、家庭財務自由的程度。在調查過程中，CFPB 設定了包括上述四個因素在內的十個問題，并采用答案計分的方式衡量家庭金融幸福感。由于CFPB 是美聯(lián)儲下設的機構，其給出的定義具有一定的權威性，并且通過其在調查過程中設置的問題可以看出家庭金融幸福感的定義更偏向主觀層面。

（三）家庭金融幸福感的影響因素

對于家庭金融幸福感的影響因素，國內外學者主要從內在和外在兩個角度進行分析。其中，內在因素主要包括個人和家庭特征，外在因素包括生活環(huán)境的變化以及外部事件的沖擊（D elafrooz etal.，2011；尹志超等，2019）[22，23]。從個人和家庭特征來看，個人特征主要包括戶主的性別、年齡、健康狀況、婚姻狀況、受教育程度、就業(yè)狀況等，家庭特征主要包括家庭成員個數(shù)以及各項財務指標（Ferrer，2005；G erransetal.，2014；Soepding etal.，2021）[24-26]。從生活環(huán)境的變化來看，有學者認為，宏觀經濟環(huán)境即經濟增長、就業(yè)形勢、通貨膨脹等因素的變化，不僅會對居民的金融幸福感產生直接影響，還會通過家庭收入以及資產和負債價值的變動產生間接影響（Luhm ann etal.，2012；倪志良等，2017；Chavalietal.，2021）[27-29]。此外，居民在與周圍人的日常交往過程中會進行比較，社會關系以及周圍人生活狀態(tài)的變化會影響居民的心態(tài)，進而對家庭金融幸福感產生間接影響（Sacks etal.，2012；尤亮等，2019；Bialowolski etal.，2021）[30-32]。從外部事件的沖擊來看，一方面，結婚、職位提升、博士畢業(yè)等事件會通過擴大家庭資產規(guī)模、提高現(xiàn)在或未來的收入水平等，使家庭財務狀況得以改善，從而對家庭金融幸福感產生正向影響；另一方面，失業(yè)、家庭成員病故、離婚等事件則會惡化家庭的財務狀況，對家庭金融幸福感產生負向影響（V osloo etal.，2014；郭進等，2018）[33，34]。

綜上所述，國內外學者至今尚未對金融素養(yǎng)給出統(tǒng)一的定義，其主要是從金融知識和金融技能等角度定義金融素養(yǎng)，并通過問卷調查的形式從主觀和客觀兩個角度進行衡量。與金融素養(yǎng)的研究類似，家庭金融幸福感也沒有形成統(tǒng)一的定義，國內外學者主要從主觀和客觀兩個角度對家庭金融幸福感進行定義和衡量。就家庭金融幸福感而言，現(xiàn)有研究主要圍繞其影響因素展開，從內在和外在兩個角度進行分析，其中，內在因素主要包括個人和家庭特征，外在因素包括生活環(huán)境的變化以及外部事件的沖擊。可以看出，有關金融素養(yǎng)與家庭金融幸福感的研究側重于二者的定義、衡量方法、影響因素等，鮮有文獻以家庭為單位，探討金融素養(yǎng)對家庭金融幸福感的影響。因此，本文在既有文獻的基礎上，結合2012 年中國城市居民家庭消費金融調查數(shù)據(jù)，分析金融素養(yǎng)對家庭金融幸福感的影響。

三、機理分析與假設提出

（一）研究范圍的確定

根據(jù)現(xiàn)有關于金融素養(yǎng)與家庭金融幸福感的討論，本文首先確定二者的定義，即研究范圍。

對于金融素養(yǎng)，本文傾向于從金融知識的角度進行定義，即金融素養(yǎng)反映了居民對金融知識和基本定義的掌握情況。首先，居民具備一定的金融知識，是其作出有效金融決策的基礎。其次，居民對金融知識的掌握能夠客觀反映其對金融問題的基本判斷，從而使金融素養(yǎng)的衡量更具說服力。再次，從金融知識的角度進行定義能夠簡化分析過程。

對于家庭金融幸福感，本文傾向于采用美國CFPB 的定義，即“能夠承擔當前和未來的金融義務，在對未來家庭財務狀況感到安全的同時能夠自由享受生活”。

（二）金融素養(yǎng)對家庭金融幸福感的影響機理

1.金融素養(yǎng)通過避免居民過度負債提升家庭金融幸福感。社會和經濟的發(fā)展使得居民的家庭可支配收入持續(xù)增加，但隨之而來的醫(yī)療、教育和住房等成本也在逐步上升，金融市場的日益完善以及居民觀念的轉變使得越來越多的家庭在面臨開銷增加時選擇借貸。家庭在進行借貸決策時必然會考慮：是否借貸？選擇何種借貸方式？如何確定具體的借貸金額？不可否認，家庭信貸雖然可以在一定程度上通過平滑不同時期的消費提高家庭的跨期總效用水平，還能利用杠桿作用加速家庭財富的增長，但家庭若未能選擇合理的借貸方式及借貸規(guī)模，則可能出現(xiàn)借貸成本過高、家庭過度負債甚至被迫違約的情形（徐子堯等，2021）[35]。上述情況的出現(xiàn)不僅會使家庭生活水平降低，還會對居民的身心健康產生負面影響。因此，金融素養(yǎng)在家庭信貸決策過程中具有重要作用，并且家庭的信貸決策與居民的家庭金融幸福感及其主觀幸福感之間存在緊密的聯(lián)系。

首先，金融素養(yǎng)較高的居民在進行信貸決策之前，能夠以自身所掌握的金融知識為依據(jù)，判斷家庭當前是否需要借貸。具有較高金融素養(yǎng)的居民能夠根據(jù)家庭當前的收入水平對未來收入和消費水平形成合理的預期，并結合經濟形勢分析對借款利率、通貨膨脹率等進行研判，在充分的理性分析后再決定是否借貸。

其次，在家庭決定進行借貸之后，金融素養(yǎng)較高的居民能夠在眾多信貸產品和服務中選擇成本較低的信貸方式。隨著金融產品數(shù)量、服務質量以及產品復雜程度的提高，具有較高金融素養(yǎng)的居民能夠根據(jù)家庭的資產和收入水平及其對信貸產品和市場的理解，在綜合分析之后選擇壓力最小的還款方式，從而降低家庭的信貸成本。

再次，金融素養(yǎng)較高的居民家庭過度負債的可能性相對較低。金融素養(yǎng)能夠提高居民對金融工具和金融概念的認知，使其在有效識別金融風險的基礎上作出明智的選擇。缺乏金融素養(yǎng)的居民更容易高估當下的利益，低估未來的成本，“寧愿現(xiàn)在購買，以后支付”，低估負面事件發(fā)生的概率，進而產生過度借貸的風險。金融素養(yǎng)空缺狀態(tài)下的借貸決策可能導致居民過度負債，損害居民和家庭的信譽，進而對其生活水平產生長期的不利影響。

綜上，金融素養(yǎng)有助于居民在進行信貸決策之前以自身所掌握的金融知識為依據(jù)，判斷家庭當前是否需要借貸，并在決定進行借貸之后，選擇眾多信貸產品和服務中成本最低的信貸方式，從而降低家庭出現(xiàn)過度負債風險的可能性?；诖?，本文提出假設H 1。

假設H 1：金融素養(yǎng)能夠避免家庭過度負債，從而提升居民的家庭金融幸福感。

2.金融素養(yǎng)通過引導居民制定家庭財務規(guī)劃提升家庭金融幸福感。隨著醫(yī)療技術的發(fā)展和家庭生活質量的提高，居民的預期壽命不斷延長，這就要求人們提早對人生的不同階段進行合理的財務規(guī)劃，為老年或退休之后作準備。合理的財務規(guī)劃要求居民不僅對個人和家庭的未來收入進行準確的判斷，還要對利息率、計息方式、通貨膨脹率、貨幣時間價值等有深刻的理解，只有掌握這些金融知識，居民才能采取合理的儲蓄決策，以平滑整個生命周期中的消費。因此，面對未來的不確定性，居民在為其老年和退休作準備之前，不僅需要對自己未來的存活時間有個大致的判斷，還要預估未來可能存在的醫(yī)療費用等支出以及養(yǎng)老金等收入?？梢?，居民為自己和家庭制定相對合理的老年財務規(guī)劃是較為困難的，而良好的金融素養(yǎng)在此過程中便能發(fā)揮積極的作用。

金融素養(yǎng)較高的居民能夠在社會養(yǎng)老保險的基礎上，提早制定更為合理的養(yǎng)老規(guī)劃，以提升老年生活的幸福感。金融素養(yǎng)能夠幫助居民獲得對金融市場中各種養(yǎng)老產品的辨識能力，并在獲得一定的處理金融問題能力的同時對養(yǎng)老投資的風險和收益形成初步判斷，制定出更加符合自身和家庭情況的養(yǎng)老規(guī)劃。一方面，金融素養(yǎng)有助于緩解居民對養(yǎng)老型金融產品和工具排斥和抵觸心理，增強居民參與養(yǎng)老金融市場的意愿，強化風險感知能力和風險防護意識，提升養(yǎng)老風險防范水平。另一方面，金融素養(yǎng)有助于居民加深對養(yǎng)老型金融產品的理解。金融市場中涉及養(yǎng)老的商業(yè)型金融產品主要是養(yǎng)老保險，養(yǎng)老保險分為社會養(yǎng)老保險和商業(yè)養(yǎng)老保險，兩者在繳費方式、繳費金額、參保年限、待遇水平、領取方式等方面存在差異，其各有利弊，不能相互代替。隨著金融素養(yǎng)的提高，居民對商業(yè)養(yǎng)老保險理賠條件和承保金額等保險條款的理解會更加深入，其在區(qū)分社會基本養(yǎng)老保險和商業(yè)保險的同時認識到社會養(yǎng)老保險存在的不足，進而選擇商業(yè)養(yǎng)老保險作為補充，為自己的老年階段和退休生活提供更加全面的保障。

基于以上分析，本文提出假設H 2 和H 3。

假設H 2：金融素養(yǎng)能夠通過引導居民制定家庭財務規(guī)劃，提升家庭金融幸福感。

假設H 3：金融素養(yǎng)能夠通過引導居民參與商業(yè)養(yǎng)老保險，提升家庭金融幸福感。

四、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源

根據(jù)研究對象，即居民金融素養(yǎng)和家庭金融幸福感，本文研究所用數(shù)據(jù)應同時包含居民金融素養(yǎng)及其家庭特征。因此，本文選擇清華大學中國金融研究中心公布的2012 年中國城市居民家庭消費金融調查數(shù)據(jù)。與家庭金融研究領域內具有較高權威性的中國家庭金融調查數(shù)據(jù)（CH FS）和中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)（CFPS）相比，中國城市居民家庭消費金融調查數(shù)據(jù)的優(yōu)勢在于設置了更多考察消費者金融知識的問題，能夠更加全面地測度我國居民的金融素養(yǎng)和家庭金融幸福感。該調查采用了比例抽樣法，即將我國劃分為7 個地理區(qū)域，根據(jù)經濟發(fā)展水平從每個區(qū)域中選取24 個樣本城市，抽樣家庭的數(shù)量是根據(jù)各地區(qū)家庭數(shù)量占全國家庭總數(shù)的比例確定的，最后的樣本包括東、中、西部以及東北地區(qū)的3 122 戶家庭。此外，該調查還包括家庭的資產負債、收入支出、理財規(guī)劃、金融知識等內容，這為本文的實證分析提供了數(shù)據(jù)基礎。

（二）指標選取

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為家庭金融幸福感，即“能夠承擔當前和未來的金融義務，在對未來家庭財務狀況感到安全的同時能夠自由享受生活”。結合既有文獻的衡量方法，本文嘗試采用主觀與客觀相結合、現(xiàn)在與未來相結合的方式進行衡量。具體而言，2012 年中國城市居民家庭消費金融調查問卷設定了幾個問題，如“您對現(xiàn)在生活的滿意度如何”“您預計未來1 年，您的家庭收入會如何變化”“對您家庭而言，通過‘借款’方式籌集10 萬元，借款期限1 年，您認為難度如何”，這些問題不僅能從主觀層面衡量家庭能否承擔當前和未來的金融義務，還能反映居民對未來家庭財務狀況的安全感。進一步地，本文選取財產性收入占全部收入的比重客觀衡量家庭金融幸福感，該比重越高，代表家庭金融幸福感越強。

2.解釋變量。本文的解釋變量為金融素養(yǎng)，即以居民所掌握的金融知識反映其金融素養(yǎng)水平。本文根據(jù)2012 年中國城市居民家庭消費金融調查問卷中相關問題的設定，嘗試利用居民在客觀層面上所掌握的金融知識衡量其金融素養(yǎng)。雖然該問卷包含了居民在主觀層面上所掌握的金融知識，國內也有不少文獻予以采用，但主觀判斷無法真實反映居民對金融知識的掌握情況，其相較于客觀層面說服力較差。具體而言，能夠客觀反映居民對金融知識掌握程度的問題主要有：哪個銀行對金融體系負有管理職能？如果降低商業(yè)銀行的存款準備金率，您認為整個經濟中的貨幣量會如何變化？分散化投資是否能夠降低風險？持有某公司股票后與該公司的關系如何？如果利率下降了，債券的價格如何變化？銀行的營業(yè)網點人民幣兌美元的外匯報價顯示為6.321 5～6.322 0 元/美元，哪個數(shù)字是美元的買入價？這六個問題涉及利率、金融機構、金融產品、匯率等方面，基本涵蓋了金融學中的基本知識。本文借鑒胡振（2018）[36]關于金融素養(yǎng)的計分方法，即居民每題回答正確計1 分，回答錯誤計0 分，將所有問題的得分相加，即為居民的金融素養(yǎng)得分。

3.控制變量。為了控制戶主特征對家庭金融幸福感的影響，本文設置了戶主的性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、身體狀況以及家庭是否擁有自有房屋等變量。此外，為了進一步考察戶主年齡與家庭金融幸福感之間是否存在“U 形”效應，本文嘗試引入年齡的二次項并除以100（尹志超等，2020）[37]。

4.中介變量。為了驗證研究假設，本文進一步設置了有關過度負債、財務規(guī)劃和養(yǎng)老保險參與的中介變量。對于過度負債，本文借鑒吳衛(wèi)星等（2018）[38]的方法，首先在問卷中設計“您認為您的家庭能承受的債務最多是家庭一年收入的多少倍”的問題，其次計算出每個家庭實際的債務收入比，最后利用家庭實際的債務收入比減去認為家庭債務最多是一年收入的倍數(shù)，所得差值即為過度負債的代理指標。該差值越大，表明過度負債的程度越高。對于財務規(guī)劃，本文利用問卷中“您的家庭有理財規(guī)劃么”的問題，作為家庭財務規(guī)劃的代理指標。對于養(yǎng)老保險參與，本文選取問卷所設定的購買壽險產品與否作為其替代指標。

（三）實證模型設定

1.基準回歸模型。本文嘗試建立如下實證模型，對前文提出的研究假設進行驗證：

式（1）至式（4）主要考察金融素養(yǎng)對家庭金融幸福感的影響。spl、efr、dob、pip 為被解釋變量，即分別從主觀與客觀角度、現(xiàn)在與未來角度定義的家庭金融幸福感。C 為常數(shù)項，ofl 為金融素養(yǎng)，Xi為控制變量，ε 為隨機擾動項。

2.中介效應模型。為了進一步驗證金融素養(yǎng)對家庭金融幸福感的影響機理，本文借鑒既有文獻中的中介效應檢驗方法，進一步構建了包含金融素養(yǎng)和家庭金融幸福感的中介效應模型：

式（5）至式（7）為檢驗金融素養(yǎng)對家庭金融幸福感影響機理的實證模型。overdebt、fp、lip 分別為過度負債、財務規(guī)劃和養(yǎng)老保險，其余變量的含義與式（1）至式（4）相同。

五、實證結果分析

（一）描述性分析

圖1 繪出了不同年齡段群體的金融素養(yǎng)水平分布情況，其中，橫軸為年齡，縱軸為金融素養(yǎng)水平。可以看出，樣本的金融素養(yǎng)平均水平在年齡上存在“駝峰效應”，即金融素養(yǎng)隨居民年齡的增長呈現(xiàn)上升的趨勢，但在一定階段之后上升的速度開始放緩甚至下降。具體而言，我國35～45 歲居民金融素養(yǎng)的平均水平最高，其次為25～35 歲的居民，而45～55 歲居民的金融素養(yǎng)水平則明顯下降，55 歲以上居民金融素養(yǎng)水平的下降程度最為明顯。

圖1 不同年齡段群體的金融素養(yǎng)水平

圖2 繪出了不同區(qū)域群體的金融素養(yǎng)水平分布情況，其中，橫軸為區(qū)域，縱軸為金融素養(yǎng)水平。可以看出，不同區(qū)域群體的金融素養(yǎng)存在一定的差異，即東部地區(qū)最高，其次為中部和西部地區(qū)，東北地區(qū)最低。

圖2 不同區(qū)域群體的金融素養(yǎng)水平

圖3 繪出了不同學歷群體的金融素養(yǎng)水平分布情況，其中，橫軸為受教育程度，縱軸為金融素養(yǎng)水平?？梢钥闯觯覈用窠鹑谒仞B(yǎng)的整體水平與其受教育程度正相關。

圖3 不同學歷群體的金融素養(yǎng)水平

圖4 的點線圖繪出了金融素養(yǎng)與家庭金融幸福感的相關關系，其中，橫軸為居民金融素養(yǎng)，縱軸為衡量家庭金融幸福感的四個指標?？梢钥闯觯壕用竦慕鹑谒仞B(yǎng)與其對現(xiàn)在生活的滿意度呈現(xiàn)正相關關系，而與其對未來收入的預期呈現(xiàn)負相關關系；居民的金融素養(yǎng)與其籌集10 萬元的難度呈現(xiàn)正相關關系，與其財產收入占比也呈現(xiàn)正相關關系。結合各個指標的含義可知，居民金融素養(yǎng)與家庭金融幸福感之間存在正相關關系。

圖4 居民金融素養(yǎng)與家庭金融幸福感的相關關系

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計與說明

（二）回歸分析

1.金融素養(yǎng)對家庭金融幸福感的影響。本文對金融素養(yǎng)與家庭金融幸福感進行回歸，表3 給出了金融素養(yǎng)影響家庭金融幸福感的估計結果，列（1）至列（4）分別對應式（1）至式（4）。由于式（1）至式（3）中衡量家庭金融幸福感的變量為賦值1 到10 以及1到5 的整數(shù)有序變量，因此，本文利用有序O rdered Probit模型估計式（1）至式（3），利用最小二乘法O LS估計式（4）。

表3 金融素養(yǎng)對家庭金融幸福感的影響

列（1）中的被解釋變量為居民對現(xiàn)在生活的滿意度，核心解釋變量金融素養(yǎng)的估計結果在5% 的顯著性水平上為正，說明改善金融素養(yǎng)能夠提高居民對生活的滿意度，且金融素養(yǎng)水平每提升1% ，居民對生活的滿意程度會提高2.9% 。列（2）中的被解釋變量為居民對未來收入的預期，核心解釋變量金融素養(yǎng)的估計結果在5% 的顯著性水平上為負，結合居民對未來收入預期的回答中1 至5 分別對應有較大增加至較大減少，列（2）的估計結果說明，隨著居民金融素養(yǎng)的改善，居民對未來收入的預期也會提高，且金融素養(yǎng)水平每提升1% ，居民對未來收入的預期會提高3.7% 。列（3）中的被解釋變量為居民籌集10萬元1 年期借款的難易程度，核心解釋變量金融素養(yǎng)的估計結果在1% 的顯著性水平上為正，說明改善金融素養(yǎng)能夠降低居民籌集資金的難度，且金融素養(yǎng)水平每提升1% ，居民籌集資金的難度會降低3.7% 。列（4）中的被解釋變量為家庭財產性收入占總收入的比重，核心解釋變量金融素養(yǎng)的估計結果在1% 的顯著性水平上為正，說明改善金融素養(yǎng)能夠提高居民家庭收入中財產性收入的占比，且金融素養(yǎng)水平每提升1% ，財產性收入的占比會提高0.4% 。綜合列（1）至列（4）的估計結果，無論是主觀或客觀、現(xiàn)在或未來，金融素養(yǎng)對居民家庭金融幸福感均具有顯著的正向促進作用，說明金融素養(yǎng)的改善有利于提升居民的家庭金融幸福感。

從其他控制變量來看，列（1）至列（4）中戶主年齡估計結果的一次項為正，二次項為負，說明居民家庭金融幸福感與其年齡存在“倒U 形”效應，即隨著居民年齡的增長，其家庭金融幸福感呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢。戶主受教育程度的估計結果顯著為正，說明隨著居民學歷的提高，家庭金融幸福感也會提升。居民身體健康狀況的估計結果顯著為負，結合居民對身體狀況回答中的1 至4 分別對應良好至較差，說明居民的家庭金融幸福感會隨其身體狀況的改善而提升。家庭是否擁有自有住房的估計結果為正，說明擁有自有住房居民的家庭金融幸福感要高于沒有自有住房的居民。

2.考慮內生性問題。前文的檢驗結果雖已證明金融素養(yǎng)對居民家庭金融幸福感具有顯著的正向影響，但我們仍然無法確定金融素養(yǎng)與家庭金融幸福感之間的正相關性是因為金融素養(yǎng)的改善提升了居民家庭金融幸福感，還是因為家庭金融幸福感較高的居民本身的金融素養(yǎng)就很高。為了克服金融素養(yǎng)與家庭金融幸福感之間的內生性問題，本文嘗試采用工具變量法，對式（1）至式（3）利用Ivoprobit模型進行內生性估計，對式（4）利用兩階段最小二乘法進行內生性估計?？紤]到居民在日常生活中會接受一定程度的金融教育，并且金融教育能夠有效提高居民的金融素養(yǎng)，本文選取2012 年中國城市居民家庭消費金融調查問卷中“居民每周進行金融教育的時長”和“進行金融教育的必要性”作為金融素養(yǎng)的工具變量（歐陽潔，2020）[39]。

表4 給出了式（1）至式（4）的內生性處理結果。從式（1）的內生性處理結果來看，若將工具變量設定為居民接受金融教育的時長，則一階段估計的F值為20.73，大于經驗值10，故不存在弱工具變量。此外，一階段工具變量的回歸結果及二階段金融素養(yǎng)的估計結果均顯著為正，這與前文的估計結果一致，證明金融素養(yǎng)對家庭金融幸福感具有正向影響。從式（2）的內生性處理結果來看，若將工具變量設定為居民接受金融教育的必要性，則一階段估計的F 值為17.12，大于經驗值10，故不存在弱工具變量。此外，一階段工具變量的回歸結果及二階段金融素養(yǎng)的估計結果均顯著為負，這與前文的估計結果一致，證明金融素養(yǎng)的改善能夠提升居民家庭金融幸福感。從式（3）的內生性處理結果來看，若將工具變量設定為居民接受金融教育的時長，則一階段估計的F 值為20.73，大于經驗值10，故不存在弱工具變量。此外，一階段工具變量的回歸結果及二階段金融素養(yǎng)的估計結果均顯著為正，這與前文的估計結果一致，證明金融素養(yǎng)對家庭金融幸福感具有正向影響。從式（4）的內生性處理結果來看，若將工具變量設定為居民接受金融教育的時長，則一階段估計的F 值為20.85，大于經驗值10，故不存在弱工具變量。此外，一階段工具變量的回歸結果及二階段金融素養(yǎng)的估計結果均顯著為正，這與前文的估計結果一致，證明金融素養(yǎng)的改善能夠提升居民家庭金融幸福感。②

表4 金融素養(yǎng)影響家庭金融幸福感的內生性處理

3.金融素養(yǎng)對家庭金融幸福感的影響機理分析?；诶碚摲治黾爸薪樾獧z驗方法（溫忠麟和葉寶娟，2014）[40]，本文進一步對研究假設進行驗證。

本文利用式（5）至式（7）檢驗假設H 1。表5 給出了金融素養(yǎng)、過度負債與家庭金融幸福感的部分估計結果，其中，列（1）、（2）、（3）的被解釋變量為居民對現(xiàn)在生活的滿意度。列（1）中金融素養(yǎng)的符號顯著為正，說明中介效應存在。列（2）中過度負債的符號顯著為負，說明減少過度負債能夠提高居民對現(xiàn)在生活的滿意度。列（3）中金融素養(yǎng)的符號顯著為正，而過度負債的符號顯著為負，說明金融素養(yǎng)、過度負債與居民生活滿意度之間存在中介效應，且金融素養(yǎng)能夠通過減少過度負債提升居民對現(xiàn)在生活的滿意度。為了進一步確定中介效應的有效性，本文進行了Sobel檢驗。結果顯示，P 值小于0.05，說明中介效應存在。

表5 列（4）、（5）、（6）的被解釋變量為居民對未來收入的預期。列（4）中金融素養(yǎng)的符號顯著為負，說明中介效應存在。列（5）中過度負債的符號顯著為負，說明減少過度負債能夠有效提高居民對未來收入的預期。列（6）中金融素養(yǎng)的符號顯著為負，過度負債的符號為負但不顯著，說明金融素養(yǎng)、過度負債與居民未來收入預期之間不存在顯著的中介效應。Sobel檢驗的P 值大于0.05，進一步說明金融素養(yǎng)、過度負債與居民對未來收入的預期之間不存在顯著的中介效應。

表5 金融素養(yǎng)、過度負債與家庭金融幸福感I

表6 給出了金融素養(yǎng)、過度負債與家庭金融幸福感的部分估計結果。其中，列（1）、（2）、（3）的被解釋變量為家庭籌集10 萬元的難度。列（1）中金融素養(yǎng)的符號顯著為正，說明中介效應存在。列（2）中過度負債的符號顯著為負，說明減少過度負債能夠有效降低家庭籌集10 萬元的難度。列（3）中金融素養(yǎng)的符號顯著為正，而過度負債的符號顯著為負，說明金融素養(yǎng)、過度負債與家庭籌集10 萬元的難度之間存在中介效應，且金融素養(yǎng)能夠通過減少過度負債降低家庭籌集10 萬元的難度。為了進一步確定中介效應的有效性，本文進行了Sobel檢驗。結果顯示，P值小于0.05，說明中介效應存在。

表6 列（4）、（5）、（6）的被解釋變量為家庭財產收入占比。列（4）中金融素養(yǎng)的符號顯著為正，說明中介效應存在。列（5）中過度負債的符號顯著為負，說明減少過度負債能夠有效提高家庭財產收入占比。列（6）中金融素養(yǎng)的符號顯著為正，而過度負債的符號顯著為負，說明金融素養(yǎng)、過度負債與家庭財產收入占比之間存在中介效應，且金融素養(yǎng)能夠通過減少過度負債提高家庭財產收入占比。為了進一步確定中介效應的有效性，本文進行了Sobel檢驗。結果顯示，P 值小于0.05，說明中介效應存在。

表6 金融素養(yǎng)、過度負債與家庭金融幸福感II

綜上，從不同被解釋變量的中介效應檢驗結果來看，除了未來收入預期外，金融素養(yǎng)、過度負債與其他三個被解釋變量之間皆存在顯著的中介效應，說明金融素養(yǎng)能夠通過緩解過度負債提升家庭的金融幸福感，這就驗證了前文提出的假設H 1。

本文利用式（5）至式（7）檢驗假設H 2。表7 給出了金融素養(yǎng)、財務規(guī)劃與家庭金融幸福感的部分估計結果，其中，列（1）、（2）、（3）的被解釋變量為居民對現(xiàn)在生活的滿意度。列（1）中金融素養(yǎng)的符號顯著為正，說明中介效應存在。列（2）中財務規(guī)劃的符號顯著為正，說明制定財務規(guī)劃能夠有效提高居民對現(xiàn)在生活的滿意度。列（3）中金融素養(yǎng)的符號顯著為正，財務規(guī)劃的符號也顯著為正，說明金融素養(yǎng)、財務規(guī)劃與居民對現(xiàn)在生活的滿意度之間存在中介效應，且金融素養(yǎng)能夠通過促進家庭制定財務規(guī)劃提升居民對現(xiàn)在生活的滿意度。為了進一步確定中介效應的有效性，本文進行了Sobel檢驗。結果顯示，P值小于0.05，說明中介效應存在。

表7 列（4）、（5）、（6）的被解釋變量為居民對未來收入的預期。列（4）中金融素養(yǎng)的符號顯著為負，說明中介效應存在。列（5）中財務規(guī)劃的符號顯著為正，說明制定財務規(guī)劃能夠有效提高居民對未來收入的預期。列（6）中金融素養(yǎng)和財務規(guī)劃的符號均顯著為負，說明金融素養(yǎng)、財務規(guī)劃與居民對未來收入的預期之間存在中介效應，且金融素養(yǎng)能夠通過促進家庭制定財務規(guī)劃提升居民對未來收入的預期。為了進一步確定中介效應的有效性，本文進行了Sobel檢驗。結果顯示，P 值小于0.05，說明中介效應存在。

表7 金融素養(yǎng)、財務規(guī)劃與家庭金融幸福感I

表8 給出了金融素養(yǎng)、財務規(guī)劃與家庭金融幸福感的部分估計結果。其中，列（1）、（2）、（3）的被解釋變量為家庭籌集10 萬元的難度。列（1）中金融素養(yǎng)的符號顯著為正，說明中介效應存在。列（2）中財務規(guī)劃的符號顯著為正，說明制定財務規(guī)劃能夠有效降低家庭籌集10 萬元的難度。列（3）中金融素養(yǎng)的符號顯著為正，財務規(guī)劃的符號也顯著為正，說明金融素養(yǎng)、財務規(guī)劃與家庭籌集10 萬元的難度之間存在中介效應，且金融素養(yǎng)能夠通過促進家庭制定財務規(guī)劃降低其籌集10 萬元的難度。為了進一步確定中介效應的有效性，本文進行了Sobel檢驗。結果顯示，P 值小于0.05，說明中介效應存在。

表8 列（4）、（5）、（6）的被解釋變量為家庭財產收入占比。列（4）中金融素養(yǎng)的符號顯著為正，說明中介效應存在。列（5）中財務規(guī)劃的符號顯著為正，說明制定財務規(guī)劃能夠有效提高家庭財產收入占比。列（6）中金融素養(yǎng)的符號顯著為正，財務規(guī)劃的符號也顯著為正，說明金融素養(yǎng)、財務規(guī)劃與家庭財產收入占比之間存在中介效應，且金融素養(yǎng)能夠通過促進家庭制定財務規(guī)劃提高家庭財產收入占比。為了進一步確定中介效應的有效性，本文進行了Sobel檢驗。結果顯示，P 值小于0.05，說明中介效應存在。

表8 金融素養(yǎng)、財務規(guī)劃與家庭金融幸福感II

綜上，從不同被解釋變量的中介效應檢驗結果來看，金融素養(yǎng)、財務規(guī)劃與被解釋變量之間皆存在顯著的中介效應，說明金融素養(yǎng)能夠通過促進家庭制定財務規(guī)劃提升其金融幸福感，這就驗證了前文提出的假設H 2。

本文利用式（5）至式（7）檢驗假設H 3。表9 給出了金融素養(yǎng)、參與養(yǎng)老保險與家庭金融幸福感的部分估計結果，其中，列（1）、（2）、（3）的被解釋變量為居民對現(xiàn)在生活的滿意度。列（1）中金融素養(yǎng)的符號顯著為正，說明中介效應存在。列（2）中養(yǎng)老保險的符號顯著為正，說明參與養(yǎng)老保險能夠有效提高居民對現(xiàn)在生活的滿意度。列（3）中金融素養(yǎng)的符號顯著為正，參與養(yǎng)老保險的符號也顯著為正，說明金融素養(yǎng)、養(yǎng)老保險與居民對現(xiàn)在生活的滿意度之間存在中介效應，且金融素養(yǎng)能夠通過促進家庭參與養(yǎng)老保險提高居民對現(xiàn)在生活的滿意度。為了進一步確定中介效應的有效性，本文進行了Sobel檢驗。結果顯示，P 值小于0.05，說明中介效應存在。

表9 列（4）、（5）、（6）的被解釋變量為居民對未來收入的預期。列（4）中金融素養(yǎng)的符號顯著為負，說明中介效應存在。列（5）中養(yǎng)老保險的符號顯著為正，說明參與養(yǎng)老保險能夠有效提高居民對未來收入的預期。列（6）中金融素養(yǎng)和養(yǎng)老保險的符號均顯著為負，說明金融素養(yǎng)、參與養(yǎng)老保險與居民對未來收入的預期之間存在中介效應，且金融素養(yǎng)能夠通過促進家庭參與養(yǎng)老保險提高居民對未來收入的預期。為了進一步確定中介效應的有效性，本文進行了Sobel檢驗。結果顯示，P 值小于0.05，說明中介效應存在。

表9 金融素養(yǎng)、參與養(yǎng)老保險與家庭金融幸福感I

表10 給出了金融素養(yǎng)、參與養(yǎng)老保險與家庭金融幸福感的部分估計結果。其中，列（1）、（2）、（3）的被解釋變量為家庭籌集10 萬元的難度。列（1）中金融素養(yǎng)的符號顯著為正，說明中介效應存在。列（2）中養(yǎng)老保險的符號顯著為正，說明參與養(yǎng)老保險能夠有效降低家庭籌集10 萬元的難度。列（3）中金融素養(yǎng)的符號顯著為正，養(yǎng)老保險的符號也顯著為正，說明金融素養(yǎng)、參與養(yǎng)老保險與家庭籌集10 萬元的難度之間存在中介效應，且金融素養(yǎng)能夠通過促進家庭參與養(yǎng)老保險降低其籌集10 萬元的難度。為了進一步確定中介效應的有效性，本文進行了Sobel檢驗。結果顯示，P 值小于0.05，說明中介效應存在。

表1 變量選擇與定義

表10 列（4）、（5）、（6）的被解釋變量為家庭財產收入占比。列（4）中金融素養(yǎng)的符號顯著為正，說明中介效應存在。列（5）中養(yǎng)老保險的符號顯著為正，說明參與養(yǎng)老保險能夠有效提高家庭財產收入占比。列（6）中金融素養(yǎng)的符號顯著為正，養(yǎng)老保險的符號也顯著為正，說明金融素養(yǎng)、參與養(yǎng)老保險與家庭財產收入占比之間存在中介效應，且金融素養(yǎng)能夠通過促進家庭參與養(yǎng)老保險提高家庭財產收入占比。為了進一步確定中介效應的有效性，本文進行了Sobel檢驗。結果顯示，P 值小于0.05，說明中介效應存在。

表10 金融素養(yǎng)、參與養(yǎng)老保險與家庭金融幸福感II

（續(xù)表10）

綜上，從不同被解釋變量的中介效應檢驗結果來看，金融素養(yǎng)、參與養(yǎng)老保險與被解釋變量之間皆存在顯著的中介效應，說明金融素養(yǎng)能夠通過促進家庭參與養(yǎng)老保險提升居民的金融幸福感，這就驗證了前文提出的假設H 3。

六、穩(wěn)健性檢驗

在檢驗了金融素養(yǎng)對家庭金融幸福感的影響機理之后，本文進一步將樣本按照年齡和所屬區(qū)域進行分組并分別進行回歸，以驗證金融素養(yǎng)對家庭金融幸福感影響的穩(wěn)健性和異質性。

首先，本文按照受訪者年齡將全部樣本劃分為25～35 歲、35～45 歲、45～55 歲、55 歲以上四組分別進行回歸。表11 為不同年齡組金融素養(yǎng)影響家庭金融幸福感的估計結果，最左列中的（1）至（4）分別對應式（1）至（4）。從式（1）的估計結果來看，55 歲以上居民金融素養(yǎng)影響家庭金融幸福感的估計系數(shù)和顯著性最高，45～55 歲和25～35 歲居民的估計系數(shù)次之，而45～55 歲居民的估計結果顯著性較差，35～45歲居民的估計系數(shù)最小。式（2）的估計結果與式（1）具有相似性，即55 歲以上居民和25～35 歲居民的估計系數(shù)較大且顯著性最高，35～45 歲居民和45～55歲居民次之。從式（3）和式（4）的估計結果來看，式（3）中25～35 歲居民的估計系數(shù)最大且顯著性最高，55 歲以上、35～45 歲、45～55 歲居民的估計系數(shù)次之，但顯著性較差。式（4）的估計結果與式（3）具有相似性，即55 歲以上居民的回歸系數(shù)雖為最高，但顯著性較差，25～35 歲居民的估計系數(shù)次之，且通過了10% 顯著性水平的檢驗，35～45 歲和45～55 歲居民的估計系數(shù)較小且顯著性較差。綜合以上結果可以大致推斷，金融素養(yǎng)對25～35 歲以及55 歲以上居民家庭金融幸福感的影響更為顯著，而對35～45 歲和45～55 歲居民的影響較小。

表11 不同年齡分組的回歸結果

其次，本文按照家庭所處區(qū)域將全部樣本劃分為東部、中部、西部以及東北部地區(qū)四組分別進行回歸。表12 為不同區(qū)域組金融素養(yǎng)影響家庭金融幸福感的估計結果，最左列中的（1）至（4）分別對應式（1）至式（4）。從表中結果來看，式（1）至式（4）的估計結果呈現(xiàn)一定的相似性。從估計系數(shù)來看，在式（1）至式（4）的估計結果中，西部地區(qū)居民金融素養(yǎng)的回歸系數(shù)最大，東部地區(qū)次之。從顯著性來看，西部地區(qū)居民金融素養(yǎng)的回歸結果均通過了5% 顯著性水平的檢驗，東部地區(qū)式（1）和式（4）的結果分別通過了10% 和5% 顯著性水平的檢驗。綜合以上結果可以大致推斷，金融素養(yǎng)對西部地區(qū)居民的影響更為顯著，對東部地區(qū)居民的影響次之，對中部和東北部地區(qū)居民的影響最小。

表12 不同區(qū)域分組的回歸結果

七、研究結論與對策建議

基于2012 年中國城市居民家庭消費金融調查數(shù)據(jù)，本文利用O rdered Probit模型和O LS 估計，對改善居民金融素養(yǎng)能否提升家庭金融幸福感進行了檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：改善金融素養(yǎng)能夠有效提升居民的家庭金融幸福感；改善金融素養(yǎng)能夠通過避免家庭過度負債、促進家庭進行理財規(guī)劃以及參與養(yǎng)老保險提升家庭金融幸福感；金融素養(yǎng)對25～35 歲及55歲以上居民、西部地區(qū)居民家庭金融幸福感的影響更大。

探索金融素養(yǎng)對家庭金融幸福感的影響機理具有重要的現(xiàn)實意義。黨的十九屆五中全會將“人民生活更加美好，人的全面發(fā)展、全體人民共同富裕取得更為明顯的實質性進展”作為遠景目標，我黨將“為中國人民謀幸?！弊鳛槠渲匾姑绾翁岣呔用竦募彝ソ鹑谛腋８幸殉蔀榻鉀Q我國民生問題的重要工作。結合本文的研究結論，我國可以從三個方面著手提升居民的家庭金融幸福感。（1）培養(yǎng)居民自覺改善自身金融素養(yǎng)的意識。一方面，金融機構可以向居民傳播金融知識，如印發(fā)一些通俗易懂的金融知識資料擺放在營業(yè)等候區(qū)附近，并將典型的金融詐騙案例以動畫的形式在營業(yè)網點的電視上滾動播放；另一方面，地方政府可以通過組織講座或展覽等形式，向居民傳播金融知識。同時，如今的移動互聯(lián)網上已有很多獲取金融知識的軟件，成本非常低廉，居民可以利用上下班途中等空閑時間學習金融知識。（2）加強對老年群體金融素養(yǎng)的培養(yǎng)。一方面，金融機構可以通過微信公眾號平臺推送普及金融知識的文章，并設置少量難度較低的測試題，給予完成測試的老年人一定的抽獎機會；另一方面，地方政府可以組織各社區(qū)采取懸掛標語、派發(fā)教育手冊、每日定期廣播等方式，對居民進行預防詐騙教育，提高老年群體的風險防范意識。（3）加大西部地區(qū)金融教育的普及力度。西部地區(qū)的金融發(fā)展相對落后，金融教育的普及程度也低于東部地區(qū)。因此，西部地區(qū)要加大金融教育的普及力度，當?shù)卣徒鹑跈C構在進行基礎性和實用性較強的金融知識教育的同時，引入學歷較高和專業(yè)能力較強的金融人才，以提升西部地區(qū)居民整體的金融素養(yǎng)。

注釋：

①《世界幸福報告》（Work Happiness Report）是由哥倫比亞大學和聯(lián)合國合作編制，數(shù)據(jù)來源于http：//worldhappiness.report。

②表3 和表4 的部分數(shù)值存在相等的情況，其原因在于此處所給出的是保留小數(shù)點后三位的結果。