金融素養(yǎng)對居民勞動供給的影響研究
——基于家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的實證檢驗

2023-11-02 03:09:36鄒衛(wèi)星

理論與現(xiàn)代化 2023年5期

鄒衛(wèi)星陳晴

一、引言

就業(yè)是最大的民生，保障民生和維持社會穩(wěn)定始終是黨和政府工作的重中之重。黨的二十大指出，要實施就業(yè)優(yōu)先戰(zhàn)略，強化就業(yè)優(yōu)先政策，使更多人能通過勤奮勞動實現(xiàn)自身發(fā)展。在全球地緣政治沖突加劇，中國經(jīng)濟面臨需求收縮、供給沖擊和預(yù)期轉(zhuǎn)弱三重壓力的背景下，勞動力市場形勢空前嚴峻。探索各類宏觀經(jīng)濟政策為穩(wěn)崗位、促就業(yè)服務(wù)，已成為當(dāng)務(wù)之急。

當(dāng)前，中國的金融市場和實體經(jīng)濟快速發(fā)展，進一步改善金融發(fā)展質(zhì)量，拓展經(jīng)濟發(fā)展?jié)摿?，是目前?jīng)濟面臨的重要任務(wù)?！?014 年全球金融發(fā)展報告：普惠金融》指出，金融素養(yǎng)是決定金融發(fā)展水平的重要因素，78%的受訪者將家庭獲得金融服務(wù)的主要障礙歸因于缺乏投資理財知識[1]。2021 年中國消費者金融素養(yǎng)指數(shù)平均分為66.81，盡管始終在增長，但仍不盡如人意[2]。因此，研究金融素養(yǎng)的經(jīng)濟影響，提升居民金融素養(yǎng)水平，對于促進金融發(fā)展和經(jīng)濟增長具有重要的理論意義與現(xiàn)實價值。

就業(yè)問題涉及勞動數(shù)量和勞動質(zhì)量兩方面，歸根結(jié)底是由勞動市場的供求關(guān)系決定，其中，工資收入水平、勞動技能和人力資本是影響勞動供給的關(guān)鍵變量。金融素養(yǎng)是人力資本的一部分，會影響居民的勞動技能和收入水平，并從多個方面影響勞動供給。但是，金融素養(yǎng)是否和如何影響居民的勞動供給，還亟須嚴格的實證研究。為此，本文利用CFPS 數(shù)據(jù)，研究金融素養(yǎng)對勞動供給的影響效應(yīng)，拓展關(guān)于金融素養(yǎng)和勞動就業(yè)的理論研究，為提升金融素養(yǎng)和促進就業(yè)提供對策建議。

二、文獻綜述

對金融素養(yǎng)的已有研究主要集中在金融素養(yǎng)對個體行為的影響上。首先，金融素養(yǎng)水平會影響居民家庭的一系列金融決策。金融知識水平的提高會增加家庭在股票資產(chǎn)上的投資，提高風(fēng)險資產(chǎn)占比[3]；金融素養(yǎng)的增加會提高家庭的資產(chǎn)分散程度，增持風(fēng)險性金融資產(chǎn)、壽險和養(yǎng)老金融資產(chǎn)[4]；金融素養(yǎng)越高，對債務(wù)杠桿率削弱家庭金融脆弱性的緩解能力越強[5]。

其次，金融素養(yǎng)會影響居民家庭的消費和收入等其他經(jīng)濟行為。提高金融素養(yǎng)水平，可以增加居民消費，改善其消費結(jié)構(gòu)[6]；可以緩解融資約束、平滑消費和增加風(fēng)險偏好，從而緩解家庭收入貧困[7]；可以改進農(nóng)民的信貸行為、理財行為及保險行為，增加農(nóng)民收入[8]；可以優(yōu)化居民家庭借款渠道與風(fēng)險態(tài)度，促進其主動創(chuàng)業(yè)[9]。另外，金融素養(yǎng)與家庭儲蓄率呈倒U 形關(guān)系，隨著金融素養(yǎng)由低變高，家庭可以通過提高儲蓄率以增持投資資金[10]。

最后，一些學(xué)者比較研究了初級金融素養(yǎng)和高級金融素養(yǎng)的經(jīng)濟影響。比之初級金融素養(yǎng)，提高高級金融素養(yǎng)能更大程度地促使居民參與股票市場[11]，持有更多的風(fēng)險性金融資產(chǎn)[12]；但提高初級金融素養(yǎng)對抑制城市資產(chǎn)貧困的影響要大于高級金融素養(yǎng)[13]。初級金融素養(yǎng)僅能促進居民消費總量增長，高級金融素養(yǎng)則可同時提高居民消費總量并促進消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化[6]。另外，提高高級金融素養(yǎng)可促進經(jīng)濟個體參與金融市場，但提高初級金融素養(yǎng)會降低個體的金融市場參與度[14]。

雖然關(guān)于金融素養(yǎng)對個人或家庭影響的研究較多，但很少有文獻研究其對勞動供給的影響。已有研究發(fā)現(xiàn)，影響勞動供給的因素眾多，如人力資本、薪酬收入、工作經(jīng)驗、政府制度等。隨著年齡增長、人力資本積累，個人勞動供給會降低[15]；將中老年人作為調(diào)查樣本，也能得出受教育水平和勞動供給成正比的論斷[16]；而且健康狀況越好，越有利于勞動者進入勞動力市場[17]。而金融素養(yǎng)是一種人力資本，人力資本提升可以提高勞動生產(chǎn)率，可通過勞動收入上升提高勞動供給，也可增加企業(yè)對勞動的需求，因此，金融素養(yǎng)很有可能會影響到勞動供給。

綜上所述，國內(nèi)外關(guān)于金融素養(yǎng)的已有研究，側(cè)重于從金融決策和個體行為的視角展開研究。雖然一些文獻已經(jīng)揭示了金融素養(yǎng)對宏觀經(jīng)濟的影響[13，18]，但這類研究的文獻還不多，而且，從宏觀經(jīng)濟視角研究勞動供給影響的文獻就更為少見。有鑒于此，本文將集中研究金融素養(yǎng)對包括勞動供給數(shù)量和勞動供給質(zhì)量兩方面的勞動供給的影響。

三、理論分析

首先，金融素養(yǎng)可以通過兩條途徑增加家庭收入。一是金融素養(yǎng)直接影響居民的金融知識認知和金融決策行為，居民擁有的金融素養(yǎng)越高，就可以越合理地利用已有金融知識，完善家庭資產(chǎn)配置，提高家庭收入水平[19]，通過增加貧困家庭的收入來減緩貧困[7]；在農(nóng)村也可以通過農(nóng)戶的金融行為來增加農(nóng)民收入[8]。二是金融素養(yǎng)作為一種人力資本，可以提高勞動者素質(zhì)，使居民更加了解自己的資產(chǎn)狀況，作出利益最大化的決策；金融素養(yǎng)可以增強居民在勞動過程中的自主創(chuàng)新性，提升勞動生產(chǎn)率，從而提高勞動者的工資水平和勞動收入。

金融素養(yǎng)提高家庭收入和工資水平，對勞動供給具有兩方面的效應(yīng)。一是替代效應(yīng)，如果金融素養(yǎng)較高，每單位勞動供給可以獲得更高的勞動報酬，人們?yōu)榱俗非蟾嗟膭趧邮杖?，愿意減少閑暇時間，提供更多的勞動。二是收入效應(yīng)，如果金融素養(yǎng)較高，提供既定勞動供給就可以得到較高的勞動收入，使家庭的總收入增加，當(dāng)家庭收入水平達到一定程度之后，人們會追求更多的閑暇享受，相應(yīng)地減少勞動時間。

在研究樣本中，受訪者每月平均勞動工資為3891 元，家庭收入較低，如果增加金融素養(yǎng)能夠帶來收入水平的增加，對勞動供給影響的替代效應(yīng)要大于收入效應(yīng)，即為了獲得更多的勞動收入，家庭將會增加勞動供給數(shù)量。而隨著工資收入和勞動供給數(shù)量的增加，勞動者的社保參保條件也會改善。從勞動供給時間、工資收入和社會保障來看，隨著金融素養(yǎng)的提高，勞動供給質(zhì)量也會相應(yīng)提高。

其次，只有在提高金融素養(yǎng)的前提下提高數(shù)字普惠金融的發(fā)展程度，才能充分發(fā)揮數(shù)字金融普惠性的正面服務(wù)效應(yīng)[4]。提升個人和家庭的金融素養(yǎng)會提高經(jīng)濟個體從事金融融資和金融投資的收益，有利于數(shù)字普惠金融的發(fā)展。金融素養(yǎng)越高的家庭，其金融知識越充足，越容易理解、接受、創(chuàng)新運用數(shù)字金融產(chǎn)品與服務(wù)。因此，金融素養(yǎng)的增加會推動數(shù)字普惠金融發(fā)展，進而促進金融發(fā)展。

中國數(shù)字普惠金融的覆蓋廣度與使用深度持續(xù)提升，為增加勞動供給時間、提高就業(yè)質(zhì)量提供了新動能。一方面，發(fā)展數(shù)字普惠金融和提高數(shù)字化程度可以通過推動中小企業(yè)發(fā)展和推動企業(yè)創(chuàng)新，擴大勞動供給[20]；可以提高金融服務(wù)的可得性、緩解企業(yè)融資約束、減少企業(yè)信貸錯配，擴大勞動就業(yè)規(guī)模[21]。另一方面，數(shù)字普惠金融可以促進工資收入增長[22]。數(shù)字普惠金融通過促進創(chuàng)業(yè)、緩解小微企業(yè)的融資約束、推動傳統(tǒng)金融的轉(zhuǎn)型升級，擴大企業(yè)規(guī)模，提高雇員工作效率與工資收入[23]。另外，數(shù)字普惠金融還能夠提高企業(yè)的經(jīng)營效益，有利于提高企業(yè)雇員的社保參保率。社保部門在數(shù)字平臺開發(fā)小程序與公眾號等，使居民可以便捷地了解社保知識、繳納社保費用，提高居民的參保意愿[24]。因此，數(shù)字普惠金融發(fā)展程度的提升不僅可以增加勞動供給數(shù)量，還可以從勞動供給數(shù)量、工資收入水平和社保參保情況三方面來改善勞動供給質(zhì)量。綜上所述，可得到如下假說。

假說1：金融素養(yǎng)與勞動供給正相關(guān)。在研究樣本中，提高金融素養(yǎng)將會促進勞動供給。

假說2：金融素養(yǎng)可通過增加收入水平和增進數(shù)字普惠金融發(fā)展來促進勞動供給。

初級金融素養(yǎng)和高級金融素養(yǎng)都可以通過收入水平和數(shù)字普惠金融發(fā)展來提升勞動供給的數(shù)量和質(zhì)量，但兩者對勞動供給作用程度的大小具有不確定性。一方面，金融素養(yǎng)作為一種人力資本，屬于生產(chǎn)要素范疇，遵循要素報酬遞減規(guī)律，在金融素養(yǎng)逐步增加時，金融素養(yǎng)的邊際收益遞減，這意味著，在促進經(jīng)濟總量和收入水平增長方面，初級金融素養(yǎng)比高級金融素養(yǎng)具有更大的促進效應(yīng)。另一方面，已有文獻研究顯示，初級金融素養(yǎng)和高級金融素養(yǎng)對持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)、家庭消費等的影響具有異質(zhì)性特征，高級金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)持有和消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響程度更大，其對收入水平和數(shù)字普惠金融發(fā)展的影響也可能會更大。這兩方面使得初級金融素養(yǎng)對勞動供給的影響效應(yīng)是否比高級金融素養(yǎng)更大，具有不確定性。由此可得如下假說3。

假說3：初級金融素養(yǎng)和高級金融素養(yǎng)都可以通過收入水平和數(shù)字普惠金融發(fā)展來促進勞動供給，但兩者對勞動供給的影響程度孰大孰小，具有一定的不確定性。

四、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)計

研究金融素養(yǎng)對勞動供給的影響，建立模型如下：

其中，被解釋變量Y 表示勞動供給，包括勞動供給數(shù)量和勞動供給質(zhì)量兩方面，勞動供給數(shù)量是指勞動供給時間（labor）；勞動供給質(zhì)量（quality）反映勞動供給質(zhì)量指標。核心解釋變量fin 為居民的金融素養(yǎng)。X 為控制變量，包括受訪者年齡（age）、年齡平方（age2）、受教育年限（edu）、幸福程度（hap）、健康狀況（hea）、受訪者性別（gender）、是否為中共黨員（par）、配偶情況（spouse）等個人特征，存款（savings）和家庭總支出（con）等家庭財產(chǎn)情況，以及與工作直接相關(guān)的通勤時間（comtime）；ε 代表隨機擾動項。

（二）數(shù)據(jù)來源

CFPS 數(shù)據(jù)提供了2010 年至今各省區(qū)市每兩年的家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，鑒于2014 年和2018年CFPS 數(shù)據(jù)具有專門的金融知識模塊，可細分為初級金融素養(yǎng)與高級金融素養(yǎng)，故選取CFPS2014 和CFPS2018 年數(shù)據(jù)。剔除勞動供給時間小于1 及部分異常值，將勞動年齡限制在16—60 周歲，最終得到有效數(shù)據(jù)13000 個。

（三）變量選取

被解釋變量：勞動供給時間（labor）選取周工作時長的對數(shù)形式。勞動供給質(zhì)量參考劉濤和王德政[25]做法，從勞動供給時間、工作收入與社會保障三個維度來衡量。其中，工作收入（wage）采用受訪者周工資性收入的對數(shù)測度，社會保障（insure）測度居民是否擁有“五險”，若擁有至少一種保險，賦值為1，否則為0，對三個維度的指標進行離差標準化，而后等權(quán)平均計算得到勞動質(zhì)量指數(shù)。

核心解釋變量：參考吳錕等的研究[6]，將金融素養(yǎng)（fin）細分為初級金融素養(yǎng)（finbas）與高級金融素養(yǎng)（finadv），共計算三個金融素養(yǎng)值。其中，初級金融素養(yǎng)涉及對定期利率、存款到期金額、貨幣購買力、養(yǎng)老費用、長期財務(wù)規(guī)劃、選擇金融產(chǎn)品、中國教育問題及中國住房問題的回答；高級金融素養(yǎng)涉及對投資風(fēng)險、股票風(fēng)險、決策銀行、購買股票含義、基金描述、銀行理財產(chǎn)品描述、中國貧富差距問題及社會保障問題的回答。在這些回答項中，將受訪者回答正確賦值為2，回答錯誤賦值為1，回答不知道或沒有回答記為0。選擇主成分因子分析法對金融素養(yǎng)進行信息降維。

控制變量：首先是個體特征方面，包括受訪者性別（gender），男性賦值為1，女性為0；受教育程度（edu）；受訪者年齡（age）及年齡的平方項（age2）；是否為中共黨員（par），是為1，否為0；配偶情況（spouse）設(shè)置為虛擬變量，有配偶為1，包括在婚、同居者，沒有配偶為0，包括未婚、離婚、喪偶；健康狀況（hea）由1 至5 共5 個量級，分別表示從不健康到健康；幸福程度（hap）由受訪者自己由0 到10 進行評價打分。其次是家庭財產(chǎn)方面，包括現(xiàn)金和存款總值的對數(shù)（savings）和家庭總支出的對數(shù)（con）。最后是與工作直接相關(guān)的變量，即通勤時間（comtime）。

（四）描述性統(tǒng)計

表1 報告了各變量的描述性統(tǒng)計。家庭成員每周工作時間的均值為46，大約每天平均工作6.57 個小時；勞動供給質(zhì)量的均值得分為23，被調(diào)查對象的就業(yè)質(zhì)量不高；周工資性收入均值972.70 元，全國城鎮(zhèn)非私營單位就業(yè)人員平均工資為1174 元。金融素養(yǎng)的平均值為0.6，處于偏低水平。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

五、實證分析

（一）基準回歸

表2 分析了金融素養(yǎng)對勞動供給的影響。前兩列報告了金融素養(yǎng)對勞動供給時間的回歸結(jié)果，列（1）為金融素養(yǎng)對勞動供給時間單變量的回歸，可以看出，隨著金融素養(yǎng)的增加，勞動供給時間相應(yīng)增加。列（2）為納入全部控制變量后對金融素養(yǎng)的回歸，表明金融素養(yǎng)每增加一個單位，勞動供給時間將會增加7.5%。這和假說1 中金融素養(yǎng)促進勞動供給的結(jié)論是一致的。表2 的后兩列說明了金融素養(yǎng)對勞動供給質(zhì)量的影響。列（3）為金融素養(yǎng)對勞動供給質(zhì)量單變量的回歸，可以看出，金融素養(yǎng)會促進勞動供給質(zhì)量上升。列（4）顯示，加入全部控制變量后，金融素養(yǎng)仍然和勞動供給質(zhì)量正相關(guān)，這從勞動供給質(zhì)量的視角論證了假說1 的成立。

表2 OLS 回歸結(jié)果

（二）內(nèi)生性分析

上述實證分析結(jié)果可能存在內(nèi)生性問題。一是金融素養(yǎng)與勞動供給之間可能存在反向因果關(guān)系，即勞動供給越多的家庭越可能參與各類學(xué)習(xí)培訓(xùn)，金融素養(yǎng)進而會得到提升；二是一些如自身能力、天賦等與金融素養(yǎng)相關(guān)卻難以觀測的控制變量可能被忽略，導(dǎo)致遺漏偏差。為克服可能存在的內(nèi)生性問題，參考尹志超等的研究[9]，選取“除受訪者自己以外的同區(qū)縣其他受訪對象的金融素養(yǎng)平均水平（fin_other）”作為金融素養(yǎng)的工具變量。表3 列（1）為第一階段回歸結(jié)果，同區(qū)縣其他受訪對象金融素養(yǎng)平均水平對個體金融素養(yǎng)產(chǎn)生顯著正向影響，不存在弱工具變量問題。表3 列（2）為金融素養(yǎng)對勞動供給時間的第二階段回歸結(jié)果，列（3）為金融素養(yǎng)對勞動供給質(zhì)量的第二階段回歸結(jié)果，該結(jié)果證明在采用工具變量進行回歸后，金融素養(yǎng)對勞動供給的影響依然顯著為正。

表3 工具變量的回歸結(jié)果

考慮到使用組均值作為工具變量，可能會不滿足工具變量的外生性要求。再參照左曜洲和單德朋的研究[26]，選取數(shù)學(xué)認知能力（math）作為工具變量進行檢驗。表3 后三列匯報了選擇數(shù)學(xué)認知能力為工具變量的檢驗結(jié)果，該結(jié)果說明數(shù)學(xué)認知能力越高，居民的金融素養(yǎng)越高。最后兩列說明金融素養(yǎng)與勞動供給的數(shù)量和質(zhì)量均成正比，這與基準回歸的檢驗結(jié)果相一致。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.替代核心解釋變量

選擇受訪者自己對其金融知識水平的評價打分（finlev）作為金融素養(yǎng)的替代變量。表4前兩列為使用該指標檢驗金融素養(yǎng)水平對勞動供給影響的結(jié)果，這一主觀金融素養(yǎng)與前文所選用的客觀金融素養(yǎng)一樣，也對勞動供給時間和勞動供給質(zhì)量產(chǎn)生促進作用。

表4 穩(wěn)健性檢驗

對測度金融素養(yǎng)水平的16 個問題的回答重新賦值，正確則賦值為1，否則賦值為0，再進行直接加總，得到另一種方法重新衡量得到的金融素養(yǎng)指標fincorrect，表4 后兩列使用該指標進行回歸的結(jié)果顯示，金融素養(yǎng)對勞動供給時間與勞動供給質(zhì)量成正比，說明金融素養(yǎng)對勞動供給產(chǎn)生顯著正向影響的結(jié)論是穩(wěn)健的。

2.處理樣本數(shù)據(jù)

由于從事經(jīng)濟金融行業(yè)人員的經(jīng)濟決策方式可能與其他行業(yè)人員不同，金融素養(yǎng)處于較高水平，為排除這部分人對金融素養(yǎng)測算和回歸結(jié)果的影響，剔除樣本中與經(jīng)濟、金融相關(guān)行業(yè)的人員后再進行檢驗①，結(jié)果如表5 前兩列所示。從表5 列（1）可以看出，金融素養(yǎng)的回歸系數(shù)為正，金融素養(yǎng)對勞動供給時間的正向作用仍然顯著；而列（2）中金融素養(yǎng)的回歸系數(shù)也顯著為正，這說明，金融素養(yǎng)對勞動供給產(chǎn)生正向影響的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表5 剔除部分樣本和使用2018 年數(shù)據(jù)的檢驗結(jié)果

3.更換數(shù)據(jù)庫

由于2020 年CFPS 數(shù)據(jù)庫只包含個體指標而沒有涉及家庭存款、家庭支出等控制變量，采用2018 年數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗，選用和前文類似的測算方法來計算得到金融素養(yǎng)。具體檢驗結(jié)果如表5 后四列所示，中間兩列說明金融素養(yǎng)在2018 年依然對勞動供給時間有促進作用；最后兩列表示金融素養(yǎng)對勞動供給質(zhì)量產(chǎn)生顯著正向影響，前文結(jié)論依然成立。

綜上所述，在進行替換核心解釋變量、調(diào)整樣本數(shù)據(jù)和更換數(shù)據(jù)庫等穩(wěn)健性檢驗之后，金融素養(yǎng)的系數(shù)符號和顯著性水平均未發(fā)生實質(zhì)性變化，表明前文回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，說明金融素養(yǎng)的確能夠?qū)趧庸┙o時間與勞動供給質(zhì)量產(chǎn)生正向影響。

（四）異質(zhì)性分析

為了從經(jīng)濟結(jié)構(gòu)層面進一步分析金融素養(yǎng)影響勞動供給的作用途徑，從收入、地區(qū)、城鄉(xiāng)和性別四方面進行異質(zhì)性分析，比較分析在這一影響效應(yīng)中，不同收入水平、不同地區(qū)、城鎮(zhèn)鄉(xiāng)村和男性女性的經(jīng)濟個體的影響程度的大小，并檢驗前述檢驗結(jié)論和假說1 成立的穩(wěn)健性。

1.收入異質(zhì)性影響

將樣本按照家庭總收入進行分位數(shù)回歸，表6 列（1）—列（3）分別表示收入為25%、50%、75%水平上對勞動供給時間的回歸結(jié)果，列（4）—列（6）分別表示收入為25%、50%、75%水平上對勞動供給質(zhì)量的回歸成果。金融素養(yǎng)對勞動供給的促進作用依然顯著。而且收入越低的居民，金融素養(yǎng)的提高使其勞動供給時間與勞動供給質(zhì)量增加越多。

表6 收入異質(zhì)性

2.地區(qū)異質(zhì)性

表7 前三列回歸結(jié)果表明，東部地區(qū)的金融素養(yǎng)對勞動供給時間的影響不顯著；而西部地區(qū)和中部地區(qū)的金融素養(yǎng)對勞動供給時間的促進作用顯著，其中，最為明顯的是中部地區(qū)。由后三列可知，在三個地區(qū)都可以得到金融素養(yǎng)對勞動供給質(zhì)量顯著成正比的結(jié)論，而中部地區(qū)的金融素養(yǎng)的回歸系數(shù)相對較大。

表7 地區(qū)異質(zhì)性

3.城鄉(xiāng)異質(zhì)性

表8 前兩列回歸結(jié)果表明城市的金融素養(yǎng)對勞動供給時間具有促進作用，而鄉(xiāng)村地區(qū)的金融素養(yǎng)對勞動供給時間的影響不顯著，這可能是因為處在鄉(xiāng)村的勞動就業(yè)與金融素養(yǎng)水平關(guān)系較小。而城市地區(qū)擁有金融資源優(yōu)勢和完善的金融生態(tài)環(huán)境，居民金融素養(yǎng)水平較高，可以依據(jù)自身的人力資本大小選擇適合的職業(yè)。表8 后兩列的結(jié)果表示無論是在城市還是在鄉(xiāng)村，金融素養(yǎng)的提升均可提高勞動供給質(zhì)量。

表8 城鄉(xiāng)異質(zhì)性

4.性別異質(zhì)性

將總體研究樣本分為男性與女性兩個子樣本分別進行回歸，以探究金融素養(yǎng)水平對勞動供給的促進作用是否存在性別差異。由表9 前兩列可知，男性與女性的金融素養(yǎng)對勞動供給時間均存在促進效應(yīng)。其中，男性的回歸系數(shù)要小于女性，說明男性的金融素養(yǎng)對勞動供給時間的正向影響要小于女性。而表9 后兩列說明男性的金融素養(yǎng)對勞動供給質(zhì)量的影響較之女性更大。

表9 性別異質(zhì)性

異質(zhì)性分析進一步論證了前述檢驗結(jié)論的穩(wěn)健性，驗證了金融素養(yǎng)對勞動供給的正向影響效應(yīng)，這是和假說1 相一致的。針對分類收入水平和男性女性的異質(zhì)性分析都顯著地支持金融素養(yǎng)可同步提高勞動供給數(shù)量和勞動供給質(zhì)量。地區(qū)異質(zhì)性和城鄉(xiāng)異質(zhì)性檢驗也支持這兩個理論結(jié)論，不過，有部分檢驗結(jié)果的顯著性水平不高，這既反映了勞動供給數(shù)量和勞動供給質(zhì)量兩者并不等價，而東部地區(qū)和鄉(xiāng)村對勞動供給數(shù)量的回歸系數(shù)并不顯著，這可能是因為其影響效應(yīng)有限。

（五）機制分析

1.金融素養(yǎng)、工資性收入與勞動供給時間

分析收入是否具有中介效應(yīng)，進行以個人周工資性收入對數(shù)（wage）作為被解釋變量的經(jīng)濟機制檢驗，表10 列（1）為不設(shè)置控制變量的結(jié)果，列（2）加入控制變量。金融素養(yǎng)可以增加個人工資性收入。結(jié)合前文理論分析可知，隨著金融素養(yǎng)水平增加，提供每單位勞動可以獲得更高的工資，人們?yōu)榱俗非蟾嗟氖杖?，愿意減少閑暇時間，提供更多的勞動供給，工資在金融素養(yǎng)對勞動供給時間的影響中起中介作用。另外，由于工資收入和勞動供給數(shù)量的增加，勞動者的社保參保條件也會改善，以勞動供給時間、工資收入、社會保障是否參保作為測量指標的勞動供給質(zhì)量也會相應(yīng)提高。因此，工資收入作為中介變量在金融素養(yǎng)對勞動供給影響中發(fā)揮作用。

表10 金融素養(yǎng)、工資性收入與勞動供給時間

2.金融素養(yǎng)、數(shù)字普惠金融與勞動供給質(zhì)量

分析金融素養(yǎng)較高的家庭是否更能夠正確認識和主動利用數(shù)字普惠金融的成果，從而改善其勞動供給質(zhì)量，以數(shù)字普惠金融發(fā)展程度作為被解釋變量，數(shù)字普惠金融發(fā)展程度采用2016 年北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心和螞蟻集團研究院的研究團隊編制的“中國數(shù)字普惠金融指數(shù)”的對數(shù)來測度，表示為index。表11 回歸結(jié)果表明金融素養(yǎng)與數(shù)字普惠金融指數(shù)成正比，證實了金融素養(yǎng)可以提高數(shù)字普惠金融發(fā)展程度，增加勞動供給數(shù)量，提升勞動供給質(zhì)量。綜上分析可知，假說2 得到驗證。

表11 金融素養(yǎng)、數(shù)字普惠金融與勞動供給質(zhì)量