劉姍姍

(北京工商大學 北京 100048)

1 引言

隨著經(jīng)濟的高速發(fā)展，我國對于家庭財產(chǎn)性收入的重視程度日益增加。黨的十七大、十八大、十九大報告中均提到“財產(chǎn)性收入”。其中，十七大報告中提出了“要創(chuàng)造條件讓群眾擁有財產(chǎn)性收入”，十八大報告中又提出了“多渠道增加居民財產(chǎn)性收入”，十九大報告中再次提出了“要拓寬居民財產(chǎn)性收入渠道”。因此，在共同富裕的大背景下，研究影響居民財產(chǎn)性收入的因素，具有很強的現(xiàn)實意義。

現(xiàn)有關(guān)于財產(chǎn)性收入的研究分為宏觀和微觀兩個視角。宏觀視角大多認為，影響財產(chǎn)性收入的因素有經(jīng)濟發(fā)展(陳躍等，2017)、金融發(fā)展(張三峰和楊德才，2015)、土地制度(陳寒冰，2019)、財稅制度(李文和王佳，2020)。寧光杰(2014)認為，家庭財產(chǎn)性收入的獲得既與宏觀制度的支持有關(guān)，也與微觀個體的能力有關(guān)。但目前微觀視角的研究較少。

近年來，隨著人工智能、云計算、大數(shù)據(jù)的蓬勃發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)與傳統(tǒng)金融的融合為普惠金融注入了新的活力。但有學者發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融對于中西部地區(qū)縮小財產(chǎn)性收入差距的影響并不顯著，這主要是因為中西部的金融基礎(chǔ)和數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施較差(Naishu Yu和Yanzhe Wang，2021)。在互聯(lián)網(wǎng)時代，我們應(yīng)重視欠發(fā)達地區(qū)的數(shù)字建設(shè)，縮小地區(qū)間的收入差距。已有研究發(fā)現(xiàn)，如果個體缺少金融知識和互聯(lián)網(wǎng)技能，就無法有效使用數(shù)字金融服務(wù)(郭峰和王瑤佩，2020)。因此，在數(shù)字時代，我們應(yīng)從嶄新的視角來考察金融素養(yǎng)與家庭財產(chǎn)性收入的關(guān)系。

本文基于中國家庭金融調(diào)查(CHFS)2017年的數(shù)據(jù)，采用OLS、Tobit模型實證分析了數(shù)字金融能力對家庭財產(chǎn)性收入的影響，嘗試回答以下問題：第一，數(shù)字金融能力對家庭財產(chǎn)性收入的規(guī)模有何影響。第二，數(shù)字金融能力影響家庭財產(chǎn)性收入的機制是什么。本文的主要成果是：以往的研究多關(guān)注傳統(tǒng)金融素養(yǎng)對居民財產(chǎn)性收入的影響，而本文引入了更契合時代背景的人力資本變量——數(shù)字金融能力。

2 理論分析

已有大量研究表明金融素養(yǎng)可以影響個體行為，比如金融市場參與、資產(chǎn)組合多樣性、消費行為。在互聯(lián)網(wǎng)蓬勃發(fā)展的今天，數(shù)字金融能力被看作是數(shù)字時代的一種人力資本，那么它是否和金融素養(yǎng)一樣影響家庭行為呢？一方面，數(shù)字金融能力高的家庭能夠充分利用網(wǎng)絡(luò)信息，另一方面，數(shù)字金融能力高的家庭能夠享受智能投顧和新型基金產(chǎn)品(羅煜和曾戀云，2021)。因此本文提出第一個假設(shè)：

假設(shè)1：數(shù)字金融能力對家庭財產(chǎn)性收入具有正向影響。

已有文獻發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)可以提高家庭金融市場參與(胡振和臧日宏，2016)。那么，數(shù)字金融能力作為數(shù)字時代的人力資本，是否也能提高家庭金融市場參與呢？參與金融市場是家庭財產(chǎn)性收入獲得的渠道之一。已有研究表明股票市場參與能夠顯著提高財產(chǎn)性收入(余勁松，2011)。因此本文提出第二個假設(shè)：

假設(shè)2：數(shù)字金融能力通過促進家庭參與風險金融市場，進而影響家庭財產(chǎn)性收入。

3 研究設(shè)計

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文采用了2017年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)，鑒于2017年數(shù)據(jù)中關(guān)于風險態(tài)度的問題只針對新受訪戶進行調(diào)查，本文用2015年數(shù)據(jù)對老受訪戶的缺失數(shù)據(jù)進行補充。在對數(shù)據(jù)進行處理后，共得到23379個有效樣本。

3.2 變量定義

3.2.1 財產(chǎn)性收入

根據(jù)問卷設(shè)計及百科定義，本文界定財產(chǎn)性收入為金融資產(chǎn)和土地房屋的收入，它是指家庭擁有的動產(chǎn)(如銀行存款、有價證券等)、不動產(chǎn)(如房屋、車輛、土地、收藏品等)所獲得的收入。

3.2.2 數(shù)字金融能力

羅煜和曾戀云首次提出了“數(shù)字金融能力”這一概念，數(shù)字金融能力是在數(shù)字時代背景下，個人或家庭使用數(shù)字金融產(chǎn)品和服務(wù)的能力。借鑒他們的做法，本文選取“是否使用電腦支付”“是否使用移動支付”“是否使用互聯(lián)網(wǎng)理財服務(wù)”“是否使用信用卡”四個變量來衡量數(shù)字金融能力。因子分析發(fā)現(xiàn)KMO值為0.725，Bartlett球形檢驗統(tǒng)計量在1%的水平上顯著，表明適合進行因子分析。

3.2.3 控制變量

本文選取以下變量作為控制變量：戶主個體特征變量(年齡、性別、文化程度、婚姻狀況、健康狀況、風險態(tài)度)、家庭特征變量(老年撫養(yǎng)比、少年撫養(yǎng)比、家庭人口規(guī)模、有無購買商業(yè)保險、家庭總資產(chǎn)、社會互動)、地區(qū)特征變量(城鄉(xiāng))。表1是相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計。

表1 描述性統(tǒng)計

3.3 研究方法

為檢驗數(shù)字金融能力是否對家庭財產(chǎn)性收入有正向影響，本文采用了OLS模型進行估計：

考慮到財產(chǎn)性收入中有較多為0，本文也采用了Tobit模型進行驗證，具體模型如下：

其中，i代表家庭，p代表省份，Yip表示第i個樣本的財產(chǎn)性收入水平，DFip表示數(shù)字金融能力，Xip表示控制變量，εip表示隨機擾動項。

4 實證分析

4.1 基準回歸

為驗證假設(shè)1，本文分別進行了OLS、Tobit回歸，估計結(jié)果如表2。加入其他可能影響財產(chǎn)性收入的因素后，第(1)列和第(2)列數(shù)字金融能力對財產(chǎn)性收入的回歸系數(shù)分別為1.6536和1.7999，均在1%的水平上顯著。這說明數(shù)字金融能力對家庭的財產(chǎn)性收入有正向影響。可能的原因是，數(shù)字金融能力促進了家庭風險市場參與，進而增加了家庭財產(chǎn)性收入。

表2 回歸結(jié)果

4.2 機制分析

為驗證假設(shè)2，本文利用Probit和Tobit模型進一步分析(見表3)。列(1)結(jié)果表明居民數(shù)字金融能力能促進家庭參與風險市場的概率。列(2)加入數(shù)字金融能力和風險金融市場參與變量，發(fā)現(xiàn)風險金融市場參與的系數(shù)顯著為正。同時，數(shù)字金融能力的系數(shù)也顯著為正，且與表2中估計結(jié)果相比有一定程度下降，表明假設(shè)2成立。

表3 機制分析

5 穩(wěn)健性檢驗

為檢驗?zāi)Ｐ凸烙嫿Y(jié)果是否具有可靠性，本文采取了兩種方式進行穩(wěn)健性檢驗。一是采用所在地區(qū)其余家庭數(shù)字金融能力平均水平作為數(shù)字金融能力的工具變量進行兩階段回歸，二是改變數(shù)字金融能力的測度方式，即用4個子問題直接加總得分數(shù)來衡量數(shù)字金融能力。所得回歸結(jié)果中，數(shù)字金融能力系數(shù)的符號和顯著性水平與基準回歸基本一致，這表明得到的結(jié)論具有可靠性。

6 結(jié)語

本文根據(jù)中國家庭金融調(diào)查(CHFS)2017年的數(shù)據(jù)，采用OLS和Tobit模型實證分析了數(shù)字金融能力對家庭財產(chǎn)性收入的影響，得出以下結(jié)論：數(shù)字金融能力對家庭財產(chǎn)性收入有正向影響。其中，風險金融市場參與在其中起到了中介作用。鑒于我國特殊的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，應(yīng)重視農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)的普及以及金融素養(yǎng)的教育。普惠金融的發(fā)展，一定程度上彌補了傳統(tǒng)金融的不足，但要想輻射更廣，還需要重視居民的相關(guān)技能培養(yǎng)?；诖?，本文認為，應(yīng)該多開展金融知識和互聯(lián)網(wǎng)技能的培訓，提高家庭的數(shù)字金融能力，特別是對互聯(lián)網(wǎng)和金融發(fā)展較落后的地區(qū)。此外，還應(yīng)加強家庭的風險防范意識教育，避免家庭過度借貸、不理智投資等行為。