張 真，丁元耀，韓逸軒

（寧波大學(xué) 商學(xué)院，浙江 寧波 315211）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，居民家庭財(cái)富快速積累?！?021 年安聯(lián)全球財(cái)富報(bào)告》顯示，2020年中國(guó)家庭金融資產(chǎn)總額持續(xù)上升，占亞洲地區(qū)金融資產(chǎn)總額的47%，家庭人均凈金融資產(chǎn)較2009年增幅超300%；但從我國(guó)家庭財(cái)富管理的角度來(lái)講整體處于“亞健康”狀態(tài)，根據(jù)廣發(fā)銀行與西南財(cái)經(jīng)大學(xué)聯(lián)合發(fā)布的《中國(guó)城市家庭財(cái)富健康報(bào)告》顯示，我國(guó)家庭的平均財(cái)富健康得分為68.5，近四成家庭財(cái)富管理得分在60 分以下，說(shuō)明我國(guó)家庭資產(chǎn)配置不合理，單一化嚴(yán)重，其根源在于我國(guó)家庭資產(chǎn)大部分用于購(gòu)置房產(chǎn)，會(huì)增加房地產(chǎn)市場(chǎng)波動(dòng)時(shí)期家庭資產(chǎn)的潛在風(fēng)險(xiǎn)。以家庭金融資產(chǎn)配置為主題，研究其影響因素，對(duì)優(yōu)化我國(guó)家庭金融決策和提高突發(fā)事件抵抗力具有重要的現(xiàn)實(shí)意義

家庭金融這一概念最早由Campbell（2006）[1]提出，他認(rèn)為家庭金融能夠改善人民的福利水平。眾多學(xué)者從個(gè)體層面、家庭層面和社會(huì)層面三個(gè)方面對(duì)金融資產(chǎn)配置的影響因素進(jìn)行研究。個(gè)體層面上，主要的影響因素是年齡、性別、學(xué)歷、婚否、收入、信任度、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、金融意識(shí)等（Shum 和Faig，2006；于蓉，2006）[2-3]；家庭層面上，郭琳（2013）[4]研究發(fā)現(xiàn)家庭結(jié)構(gòu)會(huì)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響，余秋雨和蔡燁（2021）[5]利用微觀數(shù)據(jù)實(shí)證分析得出擁有房產(chǎn)會(huì)增加家庭在其他金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上的投資這一結(jié)論，Bergstresser 和Poterba（2004）[6]研究表明家庭收入與家庭金融資產(chǎn)配置息息相關(guān)；社會(huì)層面上，從社會(huì)互動(dòng)、同群效應(yīng)和信息渠道等方面出發(fā)，探究了這些因素對(duì)家庭股市參與的影響（Hong 等，2004；郭士祺和梁平漢，2014）[7-8]。

自2013 年中國(guó)人民銀行首次開展消費(fèi)者金融素養(yǎng)問(wèn)卷調(diào)查活動(dòng)起，發(fā)現(xiàn)我國(guó)消費(fèi)者的金融素養(yǎng)偏低、金融意識(shí)薄弱、不同個(gè)體之間金融素養(yǎng)水平存在較大的差異性且遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國(guó)家消費(fèi)者的平均金融素養(yǎng)水平。尹志超等（2014）[9]利用2013 年CHFS 微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)居民在對(duì)利率計(jì)算、通脹理解、投資風(fēng)險(xiǎn)三個(gè)問(wèn)題的理解上遠(yuǎn)低于荷蘭和美國(guó)居民的水平，說(shuō)明我國(guó)居民對(duì)基本金融知識(shí)和金融市場(chǎng)的認(rèn)知情況方面十分薄弱。朱文佩和林義（2022）[10]利用CHFS2017 的數(shù)據(jù)將客觀金融素養(yǎng)和主觀金融素養(yǎng)進(jìn)行綜合計(jì)算得分，并將金融素養(yǎng)水平劃分為低水平、自負(fù)型、自卑型和高水平四個(gè)類型，發(fā)現(xiàn)高水平的樣本占比僅為18.36%，說(shuō)明我國(guó)家庭整體金融水平還有很大的上升空間。

普惠金融作為我國(guó)金融改革的重點(diǎn)內(nèi)容，對(duì)家庭金融有重要影響。2016 年1 月15 日國(guó)務(wù)院發(fā)布了《推進(jìn)普惠金融發(fā)展規(guī)劃（2016—2020 年）》，該規(guī)劃明確指出要提高金融服務(wù)的覆蓋率、可得性和滿意度，建立多層次的、與我國(guó)國(guó)情相符的普惠金融服務(wù)體系。其目的是為了增強(qiáng)人民群眾對(duì)金融服務(wù)的獲得感，使我國(guó)弱勢(shì)群體能夠及時(shí)地獲取價(jià)格合理、便捷安全的金融服務(wù)。隨著大數(shù)據(jù)、云計(jì)算與區(qū)塊鏈等創(chuàng)新技術(shù)的快速發(fā)展，近些年研究數(shù)字普惠金融的文獻(xiàn)層出不窮，中外學(xué)者普遍認(rèn)為數(shù)字普惠金融能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、縮小貧富差距（Kodan 和Chhikara，2013；郭峰等，2020）[11-12]。但這些研究大部分是從宏觀的角度分析普惠金融，鮮有關(guān)注到微觀家庭。

綜上分析，本文立足于我國(guó)整體居民金融素養(yǎng)水平仍處于偏低的宏觀背景，參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，從需求側(cè)出發(fā)，創(chuàng)新性的將家庭金融普惠性新理念納入研究框架，把金融普惠性定義為不同階層、不同年齡的個(gè)體都能在機(jī)會(huì)平等以及服務(wù)保障完善的基礎(chǔ)上獲得一系列金融產(chǎn)品和服務(wù)，充分發(fā)揮個(gè)人金融資產(chǎn)配置對(duì)于自身福利水平的改善效果。本文以2019 年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，厘清金融素養(yǎng)與家庭金融資產(chǎn)配置之間的關(guān)系，探討“金融素養(yǎng)-金融普惠性-家庭金融資產(chǎn)配置”的影響路徑，進(jìn)一步挖掘金融素養(yǎng)影響家庭金融資產(chǎn)配置的內(nèi)在邏輯，為有效提升全民金融素養(yǎng)水平提供新思路。

二、理論分析及研究假設(shè)

（一）金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響

金融素養(yǎng)作為家庭金融資產(chǎn)配置的重要影響因素之一，可以從多個(gè)方面影響家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置決策。金融素養(yǎng)較高的家庭會(huì)通過(guò)適當(dāng)?shù)慕鹑谛袨榉e累自身的財(cái)富，而家庭財(cái)富顯著影響家庭是否參與金融市場(chǎng)，何學(xué)松和孔榮（2019）[13]從信貸、理財(cái)與保險(xiǎn)三個(gè)方面考察金融行為，指出提升金融素養(yǎng)可以優(yōu)化農(nóng)民的金融行為決策從而增加農(nóng)民的收入。尹志超等（2014）[9]實(shí)證發(fā)現(xiàn)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，豐富的金融知識(shí)可以幫助居民深入了解金融市場(chǎng)以及金融產(chǎn)品的風(fēng)險(xiǎn)和特征，減少人們搜尋和處理信息的時(shí)間成本，最終降低家庭進(jìn)入金融市場(chǎng)進(jìn)行投資的門檻。行為金融學(xué)理論認(rèn)為，由于消費(fèi)者固有的非理性行為造成的認(rèn)知偏差，會(huì)使得消費(fèi)者忽略潛在的金融風(fēng)險(xiǎn)，而良好的金融素養(yǎng)能夠使消費(fèi)者形成正確的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，做出合理的金融決策，避免或者減少人們?cè)诮鹑谑袌?chǎng)造成的無(wú)謂損失。金融技能作為金融素養(yǎng)的重要體現(xiàn)，有助于居民充分掌握和利用自身的金融知識(shí)有效管理金融資源以及配置金融資產(chǎn)，從而實(shí)現(xiàn)其生命周期內(nèi)的福利最大化（Hung 等，2009）[14]。

（二）金融普惠性對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響

提高金融普惠性有利于提高金融可得性，從而影響家庭金融資產(chǎn)配置。尹志超等（2015）[15]通過(guò)中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)中每個(gè)樣本家庭存款開戶銀行的數(shù)量度量金融可得性，其研究發(fā)現(xiàn)金融可得性的提高會(huì)促進(jìn)家庭積極參與正規(guī)金融市場(chǎng)并進(jìn)行資產(chǎn)配置，同時(shí)降低家庭對(duì)非正規(guī)金融市場(chǎng)的參與及資產(chǎn)配置。李毅（2018）[16]從大銀行金融可得性和中小銀行金融可得性兩個(gè)角度探討金融可得性與家庭金融資產(chǎn)配置之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)中小銀行可得性對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響要更大。

隨著金融基建的大量建成，可以通過(guò)多種方式提高家庭的金融可得性，進(jìn)而拓寬家庭投資金融資產(chǎn)的渠道。首先，金融基建的建成使信息可以通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)、自媒體、廣播、電視等多方面渠道獲得，不僅提高信息的流動(dòng)性而且增強(qiáng)人們對(duì)金融服務(wù)的認(rèn)識(shí)（Sarma 和Pais，2011）[17]。此外，信息渠道的擴(kuò)展拓寬了家庭對(duì)于股市相關(guān)信息的獲取范圍，尤其是通過(guò)網(wǎng)絡(luò)信息化傳遞股市信息推動(dòng)了家庭積極參與金融市場(chǎng)（郭士祺和梁平漢，2014）[8]。董曉林等（2017）[18]指出，互聯(lián)網(wǎng)等新信息渠道顯著提高城鄉(xiāng)居民金融市場(chǎng)參與度和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有比例。

金融普惠性也會(huì)在一定程度上影響家庭收入，進(jìn)而影響家庭金融資產(chǎn)配置。盧亞娟等（2018）[19]從金融服務(wù)門檻效應(yīng)、金融排斥效應(yīng)、金融減貧效應(yīng)和涓滴效應(yīng)這四個(gè)途徑分析金融普惠如何影響家庭收入，研究發(fā)現(xiàn)金融普惠程度的提高能夠顯著促進(jìn)家庭收入。肖龍鐸和張兵（2017）[20]從非農(nóng)就業(yè)水平這一角度切入，得出提高金融可得性會(huì)帶動(dòng)農(nóng)村家庭非農(nóng)就業(yè)水平從而影響農(nóng)民家庭收入的結(jié)論。而家庭收入水平顯著影響家庭進(jìn)入金融市場(chǎng)的概率，也即收入對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)具有正向顯著作用（王聰和田存志，2012）[21]。

（三）金融素養(yǎng)對(duì)金融普惠性的影響

根據(jù)上述金融素養(yǎng)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響分析，提升居民金融素養(yǎng)可以通過(guò)普及金融知識(shí)、端正金融態(tài)度、掌握金融技能以及規(guī)范金融行為來(lái)優(yōu)化家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置。在該過(guò)程中，金融素養(yǎng)會(huì)通過(guò)金融知識(shí)、金融態(tài)度以及金融技能這三個(gè)方面來(lái)影響金融普惠性，從而影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置。具體而言，提升金融素養(yǎng)會(huì)提高居民的金融知識(shí)水平和金融技能，Grohmann 等（2018）[22]從國(guó)家層面論證了金融素養(yǎng)與金融普惠性之間的相關(guān)性，發(fā)現(xiàn)在不同制度背景下金融素養(yǎng)均會(huì)顯著影響金融普惠性，他們認(rèn)為金融普惠性的發(fā)展主要由金融基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)決定，而金融知識(shí)以及金融技能的提升是了解和利用這些金融基建的前提。在充滿不確定性的市場(chǎng)環(huán)境下，投資者往往會(huì)表現(xiàn)出極大的風(fēng)險(xiǎn)厭惡，因此提升金融素養(yǎng)可以使居民形成正確的金融風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，從而為營(yíng)造良好、有效、公平的普惠金融環(huán)境提供動(dòng)力。綜合上述理論分析，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)H1：提高金融素養(yǎng)有利于優(yōu)化家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置；

假設(shè)H1a：提高金融素養(yǎng)有利于提升金融普惠性；

假設(shè)H1b：提升金融普惠性有利于優(yōu)化家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置；

假設(shè)H1c：金融普惠性在金融素養(yǎng)與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置中具有中介效應(yīng)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）主要指標(biāo)構(gòu)建

1.金融素養(yǎng)水平。本文借鑒楊明穎和羅荷花（2021）[23]的處理思路并且結(jié)合理論分析，從金融行為、金融知識(shí)、金融態(tài)度、金融技能四個(gè)維度對(duì)金融素養(yǎng)水平進(jìn)行衡量。首先，從問(wèn)卷中提取“人們對(duì)經(jīng)濟(jì)，金融信息關(guān)注度”這一問(wèn)題對(duì)金融行為維度進(jìn)行衡量，對(duì)關(guān)注程度進(jìn)行賦分，最為關(guān)注的賦為5 分，最不關(guān)注的賦為1 分，未回答的賦為0 分。其次，對(duì)金融知識(shí)維度利用基本的利率常識(shí)問(wèn)題對(duì)受訪居民進(jìn)行衡量，回答正確為1，回答錯(cuò)誤為0。再次，以問(wèn)卷中的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度問(wèn)題來(lái)測(cè)度金融態(tài)度維度，把“高風(fēng)險(xiǎn)，高回報(bào)的項(xiàng)目”賦為5 分，“不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)”賦為1 分，“不知道”賦為0 分。最后，對(duì)金融技能維度利用金融資產(chǎn)配置多樣化進(jìn)行衡量，將問(wèn)卷中關(guān)于購(gòu)買金融產(chǎn)品的問(wèn)題（包含7 種金融風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)品）進(jìn)行得分加總。購(gòu)買任意一種金融產(chǎn)品記1分，最高為7 代表購(gòu)買了所有金融產(chǎn)品，最低為0代表沒(méi)有購(gòu)買金融產(chǎn)品。綜上所述生成四個(gè)虛擬變量，利用主成分分析，家庭金融素養(yǎng)指標(biāo)的KMO 值大于0.5，BarlettP 值為0 較為顯著，因此適合運(yùn)用主成分分析法來(lái)構(gòu)建該指標(biāo)。

2.金融普惠性。依據(jù)尹志超等（2019）[24]構(gòu)建家庭普惠金融指標(biāo)體系的研究思路，并結(jié)合CHFS2019年的數(shù)據(jù)，本文從儲(chǔ)蓄行為、信貸可得性、商業(yè)保險(xiǎn)覆蓋率以及數(shù)字金融服務(wù)四個(gè)維度構(gòu)建需求側(cè)的金融普惠性測(cè)度體系。首先，在儲(chǔ)蓄行為方面，以是否擁有銀行賬戶進(jìn)行衡量，擁有銀行賬戶的賦為1，沒(méi)有銀行賬戶的賦為0。其次，以獲得正規(guī)貸款衡量信貸可得性方面，獲得正規(guī)貸款的賦為1，否則賦為0。再次，在商業(yè)保險(xiǎn)覆蓋率方面，以是否擁有商業(yè)保險(xiǎn)進(jìn)行衡量，擁有商業(yè)保險(xiǎn)的賦為1，沒(méi)有商業(yè)保險(xiǎn)的賦為0。最后，對(duì)不斷普及的數(shù)字金融從以下三個(gè)角度進(jìn)行衡量：第一個(gè)是數(shù)字金融負(fù)債，是否使用螞蟻花唄、京東白條，使用賦為1，不使用賦為0；第二個(gè)是數(shù)字金融儲(chǔ)蓄行為，是否開通支付寶，微信支付等第三方支付賬戶，開通賦為1，未開通賦為0；第三個(gè)是數(shù)字金融信貸，是否從支付寶借唄、P2P等網(wǎng)絡(luò)借貸平臺(tái)融資，融資賦為1，未融資賦為0。因此，綜合上述方式生成6 個(gè)虛擬變量，利用主成分分析法得到家庭層面的金融普惠性指數(shù)。

3.家庭金融資產(chǎn)配置。為進(jìn)一步研究金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響，結(jié)合CHFS2019 年問(wèn)卷調(diào)查的特性，本文將金融資產(chǎn)分為低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)和高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。其中，低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)主要包括基金、債券、互聯(lián)網(wǎng)理財(cái)產(chǎn)品、金融理財(cái)產(chǎn)品、黃金、外匯這六類；高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)主要包括股票和衍生品這兩類。本文從參與廣度和參與深度兩個(gè)方面衡量家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置行為：第一個(gè)方面是家庭是否參與低（高）風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)，家庭如果持有一種或多種低（高）風(fēng)險(xiǎn)金融產(chǎn)品，則視為該家庭參與對(duì)應(yīng)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)取值為1，否則視為未參與取值為0；第二個(gè)方面是家庭參與低（高）風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的程度，通過(guò)低（高）風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)與家庭金融資產(chǎn)的比值這一代理變量進(jìn)行衡量。

表2 金融普惠性指標(biāo)測(cè)度體系

（二）模型設(shè)定

因?yàn)榈停ǜ撸╋L(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與均是二值虛擬變量，所以本文首先使用Probit 回歸模型討論金融素養(yǎng)對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)廣度的影響。具體模型設(shè)定如下：

其中μ～N（0，σ2），Y=1 表示家庭參與低（高）風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)，Y=0 表示家庭沒(méi)有參與低（高）風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)。Finascore 是核心解釋變量，Control 是控制變量。

由于低（高）風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比是截?cái)嗟?，因此考慮其分布特征，本文采用Tobit 回歸模型來(lái)討論金融素養(yǎng)對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)深度的影響。具體模型設(shè)定如下：

其中，Y 表示家庭低（高）風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的占比，表示家庭低（高）風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的占比在（0，1）之間的觀測(cè)值。

為了探究金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置可能存在的影響路徑，本文選取金融普惠性（Finde）作為中介變量，參考溫忠麟和葉寶娟（2014）[25]檢驗(yàn)路徑以及方法，設(shè)定如下中介效應(yīng)模型，式（3）～ 式（5）是家庭參與金融市場(chǎng)廣度的中介效應(yīng)模型，式（6）～式（8）是家庭參與金融市場(chǎng)深度的中介效應(yīng)模型。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文的數(shù)據(jù)來(lái)源于西南財(cái)經(jīng)大學(xué)家庭金融調(diào)查研究中心2019CHFS 數(shù)據(jù)庫(kù)，CHFS 數(shù)據(jù)涵蓋詳細(xì)的家庭金融資產(chǎn)與非金融資產(chǎn)、年齡、收入、住房狀況，受教育程度等信息，以達(dá)到本研究相關(guān)變量計(jì)算的目的（甘梨等，2013）[26]。根據(jù)本文所研究的內(nèi)容，對(duì)34 643 戶樣本家庭的數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選處理，刪除信息缺失值以及樣本中的極端值后，形成28 705戶家庭的樣本觀測(cè)值。

通過(guò)參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文主要選取兩類控制變量。第一類是戶主特征控制變量，選取性別、年齡、受教育程度、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、婚姻狀況等作為戶主特征控制變量；第二類是家庭特征控制變量，選取家庭規(guī)模、家庭收入、房產(chǎn)價(jià)值、戶口性質(zhì)、地區(qū)等作為家庭特征控制變量。

表3 是模型主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與的均值為0.167，高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與的均值為0.062 1，說(shuō)明我國(guó)家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)市場(chǎng)的參與程度不高，并且高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與度更低；從低（高）風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比的均值中發(fā)現(xiàn)，在參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)市場(chǎng)的家庭中，低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比更高。金融素養(yǎng)指數(shù)的均值為0.016 5，說(shuō)明我國(guó)家庭的普遍金融素養(yǎng)較低，并且最小值為-0.626，最大值為3.286，說(shuō)明各個(gè)家庭之間的金融素養(yǎng)水平差異較大。金融普惠性指數(shù)的均值為0.002 55，說(shuō)明普遍家庭的金融普惠性水平均偏低，且由最大值和最小值之間的差距表明各個(gè)家庭之間的金融普惠性水平差異較大。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）回歸檢驗(yàn)

表4 第（1）列和第（2）列列示了金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響廣度。由結(jié)果可知，金融素養(yǎng)對(duì)低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與和高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與在1%的水平下均為顯著的正向作用，說(shuō)明金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響廣度具有正相關(guān)關(guān)系，由此證實(shí)了假設(shè)H1 的一部分，并且金融素養(yǎng)的提高對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與的影響更大。第（3）列和第（4）列列示了金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響深度。由結(jié)果可知，低（高）風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比在1%的水平下均具有顯著的正向作用，說(shuō)明戶主金融素養(yǎng)的提升會(huì)增加家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有規(guī)模，由此假設(shè)H1 得證。第（5）列表明金融素養(yǎng)對(duì)金融普惠性具有顯著的正向影響，說(shuō)明居民金融素養(yǎng)的提高會(huì)增加金融普惠性，因此假設(shè)H1a 得證。

表4 金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響結(jié)果

表5 的結(jié)果表明，控制其他條件不變的情況下，提升金融普惠性顯著增加低、高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資概率以及占比，說(shuō)明提升金融普惠性有利于優(yōu)化家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置。因此，假設(shè)H1b 得證。

表5 金融普惠性與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置

（二）中介效應(yīng)檢驗(yàn)

中介效應(yīng)檢驗(yàn)分析結(jié)果如表6 所示，依據(jù)溫忠麟和葉寶娟（2014）[25]的判別方法，列（1）～ 列（9）表明金融普惠性具有部分中介效應(yīng)，其中列（3）、列（6）、列（9）中Finde 的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明金融普惠性的提升有助于家庭積極參與低（高）風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)以及增加低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比；列（10）～ 列（12）表明金融普惠性具有遮掩效應(yīng)，即提高金融素養(yǎng)促進(jìn)家庭增加高風(fēng)險(xiǎn)金融投資，但是金融普惠性遮掩了這種促進(jìn)作用，本文認(rèn)為在家庭金融普惠性不斷提高的背景下，金融素養(yǎng)越高的家庭為優(yōu)化資產(chǎn)配置，會(huì)權(quán)衡高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)帶來(lái)的利弊，適度規(guī)避高風(fēng)險(xiǎn)金融投資。綜上所述，假設(shè)H1c 得證。

表6 中介效應(yīng)檢驗(yàn)分析

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）內(nèi)生性處理

在上文的分析中，金融素養(yǎng)與金融資產(chǎn)配置具有潛在的互為因果關(guān)系，即家庭成員在金融資產(chǎn)投資的過(guò)程中不斷提升自身金融素養(yǎng)水平。為消除內(nèi)生性問(wèn)題，提高結(jié)果穩(wěn)健性，本文選取樣本所在城市的平均金融素養(yǎng)水平作為工具變量。由于樣本所在城市的平均金融素養(yǎng)水平與其金融素養(yǎng)相關(guān)，但與樣本的家庭金融資產(chǎn)配置無(wú)關(guān)，因此選擇樣本所在城市的平均金融素養(yǎng)水平作為工具變量具有一定的代表性。本文采用兩階段Probit、Tobit 模型對(duì)工具變量進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表7 所示，第一階段F值均大于10%水平下的臨界值，說(shuō)明不存在弱工具變量的可能性；Wald 檢驗(yàn)均在1%的水平下顯著，拒絕外生性的原假設(shè)，說(shuō)明確實(shí)存在內(nèi)生性問(wèn)題；對(duì)比表7 和表4 可知，在修正了內(nèi)生性的情況下，工具變量回歸結(jié)果與原回歸結(jié)果一致并且絕對(duì)值變大，因此本文結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

表7 內(nèi)生性處理結(jié)果

（二）分組回歸檢驗(yàn)

前文討論了在總體樣本回歸的情況下，金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響。但其并沒(méi)有考慮不同家庭之間的異質(zhì)性對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響，因此下文將總體樣本按照戶口性質(zhì)以及地區(qū)性質(zhì)分別對(duì)家庭金融資產(chǎn)參與廣度和深度進(jìn)行分組回歸，檢驗(yàn)家庭異質(zhì)性影響。

1.城鄉(xiāng)家庭組回歸分析。表8 的分組回歸結(jié)果表明，金融素養(yǎng)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響顯著為正，說(shuō)明金融素養(yǎng)的提升顯著促進(jìn)農(nóng)村家庭和城鎮(zhèn)家庭的金融資產(chǎn)配置，本文的主要結(jié)論具有穩(wěn)健性；列（1）～ 列（4）的Probit 回歸結(jié)果表明，城鎮(zhèn)樣本回歸后的金融素養(yǎng)估計(jì)系數(shù)更大，說(shuō)明金融素養(yǎng)對(duì)城鎮(zhèn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與廣度的影響更深；列（5）～列（8）的Tobit 回歸結(jié)果顯示相同結(jié)論。

表8 城鄉(xiāng)組對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響

2.地區(qū)家庭組回歸分析。將地區(qū)分為東、中、西部分別進(jìn)行分組回歸，得到如下表9 所示的回歸結(jié)果。系數(shù)的顯著性和符號(hào)中表明金融素養(yǎng)對(duì)東、中、西部地區(qū)的家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置均具有顯著正向影響。列（1）～列（6）的Probit 回歸結(jié)果表明金融素養(yǎng)的提升對(duì)東部地區(qū)的家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與廣度影響更大；列（7）～ 列（12）的Tobit 回歸結(jié)果顯示金融素養(yǎng)對(duì)不同地區(qū)的家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與深度的影響，金融素養(yǎng)對(duì)東部地區(qū)的家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與深度影響更深。

表9 地區(qū)組對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響

（三）Bootstrap 檢驗(yàn)

本文利用Bootstrap 迭代檢驗(yàn)中介效應(yīng)結(jié)果的穩(wěn)健性。由表10 所示，列（1）～ 列（4）中金融普惠性的置信區(qū)間不包括0 并且P 值顯著，表明金融普惠性在金融素養(yǎng)與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的關(guān)系中存在中介效應(yīng)，因此中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果依舊穩(wěn)健。

表10 Bootstrap 檢驗(yàn)結(jié)果（重復(fù)抽樣1000 次）

六、結(jié)論與建議

本文以2019 年中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）的數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，探討了金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響效果以及作用機(jī)制。研究表明：金融素養(yǎng)和金融普惠性可以顯著優(yōu)化家庭金融資產(chǎn)配置，無(wú)論是對(duì)低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)還是高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，這一優(yōu)化效果均顯著；機(jī)制分析結(jié)果表明，金融普惠性在金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響中具有中介效應(yīng)作用，具體而言，金融普惠性在金融素養(yǎng)對(duì)低、高風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與以及低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比的影響中具有部分中介效應(yīng)，而在金融素養(yǎng)對(duì)高風(fēng)金融資產(chǎn)占比的影響中起到了遮掩效應(yīng)。此外，城鎮(zhèn)、東部地區(qū)的居民金融素養(yǎng)的提升對(duì)家庭低、高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的優(yōu)化效果更加明顯。

基于上述結(jié)論，本文從宏觀角度提出以下建議：（1）全面推動(dòng)金融知識(shí)普及，提高居民金融素養(yǎng)認(rèn)知能力。政府應(yīng)當(dāng)出臺(tái)相關(guān)政策普及金融教育，在義務(wù)教育中融入金融知識(shí)，使受教育者更早接觸金融市場(chǎng)。（2）深化金融普惠性的供給側(cè)改革。一方面政府要完善金融市場(chǎng)相關(guān)的法律法規(guī)，增強(qiáng)居民對(duì)金融市場(chǎng)的信心，從而積極涌入金融市場(chǎng)；另一方面金融機(jī)構(gòu)要完善風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估機(jī)制，依據(jù)消費(fèi)者的風(fēng)險(xiǎn)偏好匹配相應(yīng)的金融產(chǎn)品，防止不必要的損失發(fā)生。（3）加強(qiáng)發(fā)展相對(duì)落后地區(qū)的金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。政府應(yīng)當(dāng)加大落后地區(qū)的金融網(wǎng)點(diǎn)建設(shè)力度，同時(shí)利用數(shù)字金融工具拓寬居民的投資渠道，從而帶動(dòng)落后區(qū)域的金融發(fā)展。