□ 雷漢云 賀晴晴

（新疆財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830000）

一、引 言

黨的二十大報(bào)告提出“探索多種渠道增加中低收入群眾要素收入，多渠道增加城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入”。目前我國中等收入人群占比超30%，需要提高低收入人群的收入、增加中等收入人群占比（寧吉喆，2022）[1]，同時(shí)，還需提高居民自身獲取更高收入的能力（吳鵬和常遠(yuǎn)，2018）[2]。據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2014 - 2021年城鎮(zhèn)居民可支配收入的同比增長從整體上看小于農(nóng)村居民可支配收入的同比增長，因此城鎮(zhèn)居民的收入問題不容忽視。城鎮(zhèn)家庭掌握的金融能力在提升收入時(shí)顯得尤為必要。金融知識(shí)和金融素養(yǎng)是家庭金融能力的重要體現(xiàn)，金融知識(shí)水平高的家庭更有可能制定合理的理財(cái)計(jì)劃并提高家庭收入（Rooij et al.，2011）[3]。金融知識(shí)越豐富的家庭，越能夠在金融市場中進(jìn)行有效投資，提升家庭收入（王正位等，2016）[4]，然而據(jù)《2019 年中國城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)負(fù)債情況調(diào)查》顯示，城鎮(zhèn)家庭資產(chǎn)以實(shí)物為主，金融資產(chǎn)占比較低。金融知識(shí)水平的提高有助于低收入家庭獲得更高水平收入，擴(kuò)大家庭資金投資，有效減少家庭財(cái)富差距（尹志超等，2017）[5]。金融素養(yǎng)對家庭收入和個(gè)人收入都有影響，且金融素養(yǎng)對低收入人群的增收作用更明顯（何昇軒和李煒，2020）[6]。金融素養(yǎng)可實(shí)現(xiàn)家庭財(cái)富積累和收入“開源”（單德朋，2019）[7]。金融能力的提高有助于提升家庭財(cái)富水平（阿麗婭等，2021）[8]，從而加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變。

以往有關(guān)于金融能力的研究文獻(xiàn)，國外學(xué)者的研究偏向于能力和金融決策是否可行的角度。然而，金融能力是一個(gè)寬泛的概念，包括金融知識(shí)、金融技能和了解金融能力后采取行動(dòng)的時(shí)機(jī)（Treasury，2007）[9]，是能力、知識(shí)和機(jī)會(huì)的結(jié)合，可通過行動(dòng)來獲取最大程度的資源（Johnson & Sherraden，2007）[10]。金融能力經(jīng)常與“金融素養(yǎng)”這一概念混用（Dixon，2006；Lusardi，2010）[11,12]，但二者有明確區(qū)別，金融能力比金融素養(yǎng)的含義更加豐富，是指居民通過金融知識(shí)進(jìn)行適當(dāng)?shù)慕鹑谛袨閺亩黾咏?jīng)濟(jì)福利的能力（肖經(jīng)建，2014）[13]，包括居民源于金融教育的內(nèi)在能力和參與金融市場的機(jī)會(huì)（譚燕芝和彭千芮，2019）[14]。洪培原和羅荷花（2019）[15]認(rèn)為金融能力是指擁有一定的金融知識(shí)和金融技能，且可通過相應(yīng)的金融行為來獲得收益的一種能力。金融能力和金融素養(yǎng)的最大區(qū)別在于，金融能力在金融素養(yǎng)的基礎(chǔ)上增加了金融可得性。金融可得性的提高會(huì)促進(jìn)家庭參與到正規(guī)金融市場中并進(jìn)行金融資產(chǎn)配置的行為（尹志超等，2015）[16]。想擁有金融能力，除了必要的金融知識(shí)、金融自信和動(dòng)力以外，還需要能夠獲得金融服務(wù)和金融產(chǎn)品的渠道（Farhana &Sabri，2013）[17]。在參與復(fù)雜的金融市場活動(dòng)時(shí)，除了需要金融知識(shí)以外，同時(shí)也需要可以參加金融活動(dòng)的機(jī)會(huì)（Sherraden，2013）[18]。Chowa et al.（2014）[19]認(rèn) 為個(gè)人的內(nèi)在能力主要包括教育水平、金融知識(shí)和自身的經(jīng)濟(jì)能力，外部環(huán)境包括和金融機(jī)構(gòu)之間的距離等。

一些研究認(rèn)為，金融發(fā)展對高收入人群有益，但對促進(jìn)低收入人群參與金融市場從而獲得收益的作用有限。金融發(fā)展應(yīng)降低門檻，促進(jìn)更多低收入人群參與金融市場從而獲得收益（孫永強(qiáng)和萬玉琳，2011）[20]。Jeanneney & Kpodar（2011）[21]在對發(fā)展中國家進(jìn)行研究時(shí)發(fā)現(xiàn)，銀行機(jī)構(gòu)的便利性對低收入人群有利，因此發(fā)展中國家應(yīng)增加銀行等金融機(jī)構(gòu)的數(shù)量。當(dāng)金融機(jī)構(gòu)增多時(shí)可以增加金融的可得性，使得家庭用較低成本獲得資金，從而提高家庭收入水平（黃瑩和熊學(xué)萍，2013）[22]。要減小收入差距，需要解決金融發(fā)展的偏向性問題，要統(tǒng)籌均衡金融發(fā)展（尹曉波和王巧，2020）[23]。

本文使用2019 年西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)來實(shí)證研究金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入的影響。本文可能的創(chuàng)新點(diǎn)包括：①采用CHFS 數(shù)據(jù)從微觀層面上將金融可得性與金融知識(shí)等相結(jié)合，構(gòu)建含義更為豐富的金融能力指標(biāo)。②將城鎮(zhèn)家庭作為研究對象，分析金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入的影響，并進(jìn)一步分析金融能力對城鎮(zhèn)家庭工資性收入、經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入的影響。③現(xiàn)有文獻(xiàn)對金融能力進(jìn)行研究時(shí)，對遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性問題討論較少。本文對遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題進(jìn)行處理，并運(yùn)用聯(lián)立方程模型將間接對遺漏變量產(chǎn)生影響的因素加入實(shí)證研究中。④加入政府補(bǔ)助和社會(huì)互動(dòng)變量，用于區(qū)分在不同情況下金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入的影響。

本文研究結(jié)論對提高城鎮(zhèn)家庭收入有一定政策啟示：①金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入有顯著正向影響，因此提高金融中介的普及率，以及加強(qiáng)城鎮(zhèn)家庭金融教育對提高城鎮(zhèn)家庭的收入是十分重要的；②同時(shí)對收入偏低的城鎮(zhèn)家庭進(jìn)行適當(dāng)政府補(bǔ)助，從城鎮(zhèn)家庭初始資本和金融能力兩方面入手，有助于提高城鎮(zhèn)家庭收入。

二、理論分析與研究假設(shè)

Sherraden（2013）將Sen 和Nussbaum 的“可行能力”理論和“能力”理論結(jié)合起來，提出了金融可行理論。Sherraden（2013）認(rèn)為金融能力包含了三個(gè)重要部分：①具備一定的金融知識(shí)和金融技能；②可以讓人們能接觸到的金融機(jī)構(gòu)；③個(gè)人的金融知識(shí)、金融技能和能夠接觸到的金融機(jī)構(gòu)能產(chǎn)生相互作用。金融素養(yǎng)對居民家庭總收入以及工資收入有顯著的促進(jìn)作用（陶維榮，2021）[24]。金融知識(shí)水平的提高能增加家庭正規(guī)信貸渠道的可得性，降低金融約束，推動(dòng)家庭進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動(dòng)（尹志超等，2015）[25]，從而增加家庭的經(jīng)營性收入。金融素養(yǎng)對居民獲得財(cái)產(chǎn)性收入的概率和規(guī)模有顯著正向影響（聶雅豐等，2021）[26]。金融知識(shí)豐富的人參與退休和儲(chǔ)蓄計(jì)劃并獲得收益的可能性更大（Clark &Lusardi，2016）[27]，學(xué)歷越高的人越能獲得更高的轉(zhuǎn)移性收入（楊天宇，2018）[28]。基于上述理論，本文提出假設(shè)1：

假設(shè)1：金融能力對提升城鎮(zhèn)家庭收入具有顯著正向作用，且對提升城鎮(zhèn)家庭工資性收入、經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入均具有正向影響。

政府的補(bǔ)助對縮小居民收入差距有顯著影響（徐靜等，2018）[29]，政府補(bǔ)助能提升勞動(dòng)者的就業(yè)質(zhì)量（付玉等，2022）[30]，提高職工收入份額（柳學(xué)信等，2020）[31]，對城鎮(zhèn)家庭工資性收入有積極意義。政府補(bǔ)助對企業(yè)研發(fā)有促進(jìn)作用，從而增加企業(yè)績效（周園等人，2022）[32]，對城鎮(zhèn)家庭經(jīng)營活動(dòng)來說，政府補(bǔ)助有助于城鎮(zhèn)家庭經(jīng)營性收入的增加?；谏鲜隼碚?，本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2：相較于沒有政府補(bǔ)助的城鎮(zhèn)家庭而言，金融能力對有政府補(bǔ)助的城鎮(zhèn)家庭收入的提升更為顯著。

社會(huì)互動(dòng)對居民收入差距有一定作用（胡中立等，2020）[33]，線上社會(huì)互動(dòng)對居民參與金融市場和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的影響要大于線下社會(huì)互動(dòng)（楊虹和張柯，2021）[34]。社會(huì)互動(dòng)對家庭創(chuàng)業(yè)決策、創(chuàng)業(yè)參與有正向影響（胡浩等，2018）[35]，從而可能對城鎮(zhèn)家庭的經(jīng)營性收入有一定影響。因此，金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入的影響可能會(huì)受到社會(huì)互動(dòng)的影響?；谏鲜隼碚?，本文提出假設(shè)3：

假設(shè)3：金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入的影響在一定程度上會(huì)受到社會(huì)互動(dòng)的干擾。

基于金融能力相關(guān)理論，金融能力影響城鎮(zhèn)家庭收入的機(jī)理和傳導(dǎo)機(jī)制可表述為：①金融能力越高的城鎮(zhèn)家庭，其工資性收入、經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入會(huì)越高，從而增加城鎮(zhèn)家庭總收入。②金融能力是一種人力資本，金融能力高的城鎮(zhèn)家庭擁有更強(qiáng)的人力資本，在薪酬市場上更具有競爭力，獲得的工資性收入相對更高。③金融能力高的城鎮(zhèn)家庭通過正規(guī)渠道獲得信貸，從而緩解信貸約束的可能性更大，更懂得在適當(dāng)?shù)臅r(shí)機(jī)進(jìn)行創(chuàng)業(yè)或優(yōu)化經(jīng)營模式并獲得更高的經(jīng)營性收入。④金融能力水平高的城鎮(zhèn)家庭更擅長完善家庭的金融資產(chǎn)配置，從而獲得更多的財(cái)產(chǎn)性收入。⑤金融能力高的城鎮(zhèn)家庭具有更為廣泛的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，獲得的轉(zhuǎn)移性收入更多。

三、模型與變量

本文選取2019 年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS）為研究樣本。CHFS 是西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心在全國29 個(gè)省（市、區(qū)）范圍內(nèi)開展的抽樣調(diào)查項(xiàng)目。CHFS 收集到的數(shù)據(jù)是目前中國關(guān)于家庭金融信息較為權(quán)威的數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)包含了調(diào)研家庭在金融微觀層面的有關(guān)信息，2019 年CHFS 有效樣本數(shù)為34643 個(gè)。

CHFS 采用分層、三階段和規(guī)模度量成比例的抽樣設(shè)計(jì)方法，對調(diào)研員進(jìn)行規(guī)范培訓(xùn)，并采用實(shí)地訪問和電話回訪的方式來采集和更新樣本。CHFS 數(shù)據(jù)具有科學(xué)性和準(zhǔn)確性，因此選擇CHFS 作為本文研究數(shù)據(jù)。同時(shí)對樣本缺失值和異常值進(jìn)行剔除處理，最終獲得6076 個(gè)家庭的數(shù)據(jù)。

（一）變量定義

1.金融能力

通過文獻(xiàn)研究，結(jié)合我國城鎮(zhèn)家庭特點(diǎn)以及數(shù)據(jù)可得性，本文構(gòu)建金融能力指標(biāo)如表1 所示。

表1 金融能力指標(biāo)構(gòu)建及賦值標(biāo)準(zhǔn)

本文采取因子分析法對城鎮(zhèn)家庭的金融能力賦予權(quán)重進(jìn)行測度。首先對數(shù)據(jù)進(jìn)行模型檢驗(yàn)，對因子之間的相關(guān)性用KMO 檢驗(yàn)和巴特利特球形檢驗(yàn)，本文樣本的KMO為0.8，且Bartlett 球形檢驗(yàn)的P 值為0.000，小于0.05，表明該樣本適合做主成分分析。

因?yàn)槊總€(gè)評(píng)價(jià)指標(biāo)賦值的標(biāo)準(zhǔn)不一樣，因此采取標(biāo)準(zhǔn)化法對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行無量綱化處理，從而保持評(píng)價(jià)指標(biāo)的口徑一致，公式如下：

標(biāo)準(zhǔn)化后得到由12 個(gè)指標(biāo)構(gòu)成的金融能力指數(shù)向量Z，且服從正態(tài)分布。提取公因子，將因子旋轉(zhuǎn)后的方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)重來計(jì)算金融能力。根據(jù)尹志超（2014）[36]、朱濤（2015）[37]等人對金融知識(shí)和金融素養(yǎng)的測評(píng)研究，認(rèn)為公共因子累計(jì)方差貢獻(xiàn)值達(dá)到60%以上即可有效涵蓋大部分信息，本文共提取5 個(gè)因子，方差累計(jì)貢獻(xiàn)值為60.855%，提取結(jié)果如表2 所示，最終通過計(jì)算金融能力指標(biāo)來衡量城鎮(zhèn)家庭金融能力的水平。

表2 公共因子方差結(jié)果

2.城鎮(zhèn)家庭收入

lnoperinc 是指城鎮(zhèn)家庭經(jīng)營性收入的對數(shù)，是對城鎮(zhèn)家庭農(nóng)業(yè)性收入和商業(yè)性收入進(jìn)行加總?cè)?shù)所得。lnproinc 是指城鎮(zhèn)家庭財(cái)產(chǎn)性收入的對數(shù)，是對城鎮(zhèn)家庭購買和投資金融產(chǎn)品所產(chǎn)生的收入進(jìn)行加總?cè)?shù)所得。lntrainc 是城鎮(zhèn)家庭轉(zhuǎn)移性收入的對數(shù)，是對從非城鎮(zhèn)家庭成員那里獲得的收入進(jìn)行加總后取對數(shù)所得。lnwageinc 是指城鎮(zhèn)家庭工資性收入加總后取得的對數(shù)，根據(jù)問卷的特點(diǎn)及對相關(guān)文獻(xiàn)的研究，本文將城鎮(zhèn)家庭成員稅后工資、獎(jiǎng)金和補(bǔ)助的總和定為城鎮(zhèn)家庭成員的工資性收入。在最后獲得的6272 個(gè)家庭中，只有196 個(gè)城鎮(zhèn)家庭有其他收入，因?yàn)樵摌颖玖刻】赡軙?huì)導(dǎo)致最后的結(jié)果產(chǎn)生較大的誤差，因此剔除有其他收入的196個(gè)城鎮(zhèn)家庭，最終為6076 個(gè)城鎮(zhèn)家庭。lngroinc 是城鎮(zhèn)家庭總收入的對數(shù)，是對城鎮(zhèn)家庭經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入、工資性收入相加取對數(shù)后所得。

3.控制變量

除了解釋變量和被解釋變量外，還有一些變量可能對城鎮(zhèn)家庭收入有影響。借鑒已有研究成果，選取以下變量作為控制變量：家庭所在地區(qū)人均GDP、家庭幸福感、性別、婚姻狀況、年齡、戶口類型、家庭成員數(shù)量、身體是否健康、是否是黨員、人情支出占收入的比例、家庭代際數(shù)、家庭中兒童數(shù)量、家庭所在地區(qū)。

本文具體變量的定義及賦值標(biāo)準(zhǔn)如表3 所示：

表3 變量定義表

（二）模型構(gòu)建

為了研究金融能力和城鎮(zhèn)家庭收入之間的關(guān)系，根據(jù)解釋變量金融能力和被解釋變量城鎮(zhèn)家庭收入的特點(diǎn)，本文使用OLS 法進(jìn)行實(shí)證估計(jì)，本文構(gòu)建的基準(zhǔn)模型如下：

lngroinc 是指城鎮(zhèn)家庭總收入變量，fincapa 是指金融能力變量，control 是控制變量，ε表示殘差項(xiàng)。為研究金融能力對城鎮(zhèn)家庭工資性收入、經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入的具體影響，將這四種收入依次替代因變量lngroinc 代入模型（1）中來進(jìn)行進(jìn)一步的研究。

四、實(shí)證分析

（一）總體樣本描述性分析

對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行整理并進(jìn)行5%的縮尾處理后，全樣本的描述性統(tǒng)計(jì)如表4 所示。金融能力最小值為0.299，最大值為2.567，均值為1.358，中位數(shù)為1.372，表明樣本中城鎮(zhèn)家庭金融能力水平處于中等水平的較為集中，仍有提升的空間。lngroinc 最小值為1.558，最大值為111.474，均值為11.805，中位數(shù)為11.751，表明樣本中城鎮(zhèn)家庭總收入處于中等水平的比較集中。大多數(shù)樣本家庭的總收入中，財(cái)產(chǎn)性收入所占的比重較大，經(jīng)營性收入占比較小。

表4 全樣本描述性統(tǒng)計(jì)

（二）金融能力與城鎮(zhèn)家庭收入的回歸結(jié)果分析

為了更為精確地研究金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入的影響，本文采用OLS 法，分別對金融能力和城鎮(zhèn)家庭總收入、工資性收入、經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入進(jìn)行回歸分析。回歸結(jié)果如表5 所示：

表5 金融能力和家庭收入的回歸分析

從表5 中可以看出，在控制年齡等因素后，在1%的置信水平下，城鎮(zhèn)家庭總收入模型中金融能力的系數(shù)是0.767，說明金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入有顯著正向影響，較高金融能力的城鎮(zhèn)家庭更容易通過合理規(guī)劃和投資來提高自身收入。金融能力對四種城鎮(zhèn)家庭收入均在1%置信水平下顯著正向影響。結(jié)果顯示城鎮(zhèn)家庭財(cái)產(chǎn)性收入的金融能力系數(shù)更高一些，表明金融能力對城鎮(zhèn)家庭財(cái)產(chǎn)性收入的影響相對更大一些，金融能力高的城鎮(zhèn)家庭，更能通過合理的金融決策進(jìn)行金融資產(chǎn)配置，從而提高城鎮(zhèn)家庭的財(cái)產(chǎn)性收入；金融能力對城鎮(zhèn)家庭經(jīng)營性收入的影響較小，表明城鎮(zhèn)家庭的經(jīng)營性收入更多的是受經(jīng)營管理水平、實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r等因素的影響。

（三）應(yīng)對反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題的內(nèi)生性檢驗(yàn)

金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入的影響可能存在反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，通過以往學(xué)者的研究以及基于本文數(shù)據(jù)可得性，選取除自身家庭外城鎮(zhèn)家庭所在社區(qū)的平均金融能力，以及城鎮(zhèn)家庭經(jīng)濟(jì)決策者父母的最高教育水平作為工具變量來檢驗(yàn)內(nèi)生性。據(jù)以往學(xué)者的研究，學(xué)歷水平對收入有直接的影響，為了去除經(jīng)濟(jì)決策者父母學(xué)歷水平對城鎮(zhèn)家庭收入的直接影響，剔除3138 戶經(jīng)濟(jì)決策者父母在樣本家庭中居住的樣本。本文首先對工具變量的外生性進(jìn)行檢驗(yàn)，然后檢驗(yàn)選取的工具變量是否是弱工具變量，最后再對金融能力是否存在內(nèi)生性進(jìn)行檢驗(yàn)。

首先是工具變量的外生性檢驗(yàn)，本文工具變量Hansen J 檢驗(yàn)的P 值大于0.05，故接受原假設(shè)“所有工具變量均外生”，認(rèn)為兩個(gè)工具變量外生，與擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)。滿足工具變量的第一個(gè)條件后進(jìn)行工具變量對金融能力的回歸，結(jié)果如表6 所示：

表6 工具變量對金融能力的回歸

通過表6 的回歸結(jié)果可知，社區(qū)金融能力以及父母的最高學(xué)歷水平都在1%的置信水平下對金融能力有顯著正向影響，這表明工具變量有較強(qiáng)的相關(guān)性。F 值均大于10，故這兩個(gè)工具變量都不存在弱工具變量的問題，因此本文選取的兩個(gè)工具變量都通過了檢驗(yàn)且都是合適的。接下來分別進(jìn)行工具變量的二階回歸，回歸結(jié)果如表7 和表8 所示。

表7 社區(qū)平均金融能力作為工具變量的二階回歸

表8 父母最高學(xué)歷水平作為工具變量的二階回歸

通過表7 和表8 的回歸結(jié)果可知，在社區(qū)平均金融能力以及在父母最高教育水平分別作為工具變量時(shí)，金融能力在1%的置信水平下對城鎮(zhèn)家庭總收入及四種類型收入都顯著正向影響，表明了金融能力變量存在內(nèi)生性。在糾正了金融能力內(nèi)生性問題后，金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入依然在1%的置信水平上顯著，且系數(shù)大于原回歸系數(shù)，表明原回歸模型低估了金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入的影響，也驗(yàn)證了金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入的顯著作用。

（四）應(yīng)對遺漏性問題的內(nèi)生性檢驗(yàn)

考慮到模型中可能存在遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，該問題可能會(huì)造成結(jié)果誤差。通過前文實(shí)證結(jié)果可知，本文城鎮(zhèn)家庭收入受金融能力、控制變量、誤差項(xiàng)以及不可觀測的遺漏因素所影響。Nunn 和Wantchekon（2011）[38]研究表明，為了解決不可觀測到的遺漏性因素這一問題，可以選取一些可觀測到的數(shù)據(jù)對遺漏性內(nèi)生問題帶來的偏差進(jìn)行評(píng)估。根據(jù)以往研究以及數(shù)據(jù)可得性，為了使研究結(jié)果更加準(zhǔn)確，本文建立聯(lián)立方程模型，運(yùn)用三階段最小二乘法3SLS 對遺漏性內(nèi)生問題進(jìn)行約束。首先對金融能力和城鎮(zhèn)家庭收入建立公式2，其次對影響金融能力的因素建立以下公式：

其中iω是不可觀測的遺漏變量，對金融能力和城鎮(zhèn)家庭收入都有影響，且與誤差項(xiàng)σ有關(guān)；Z i是對金融能力有影響，但對城鎮(zhèn)家庭收入沒有影響的變量。

X 包含家庭代際數(shù)、家庭中兒童數(shù)量、家庭所在地區(qū)、是否是黨員、家庭成員數(shù)量、家庭所在地區(qū)的人均GDP、家庭幸福感、是否有人患有慢性病、身體是否健康。Z 包含年齡、年齡二次項(xiàng)、性別、婚姻狀況、戶口類型、人情支出占收入的比例、同社區(qū)平均金融能力。

聯(lián)立公式2 和公式3，回歸結(jié)果如表9 所示。結(jié)果顯示在約束遺漏性內(nèi)生問題后，在1%的置信水平下，金融能力對城鎮(zhèn)家庭的總收入及四種類型收入都有顯著正向影響，與前文實(shí)證結(jié)果一致。約束遺漏性內(nèi)生問題后，金融能力對城鎮(zhèn)家庭各類收入的回歸系數(shù)大于原回歸的回歸系數(shù)，表明原回歸中的確存在遺漏性內(nèi)生問題。

表9 遺漏性內(nèi)生問題回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）基于不同金融能力計(jì)算方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文金融能力變量是通過因子分析法賦予權(quán)重計(jì)算得出的，為了檢驗(yàn)上述結(jié)果的穩(wěn)健性，本文參考吳衛(wèi)星等人（2018）[39]的做法，對金融能力的計(jì)算方法由因子分析法換為直接加總得分的方法來檢驗(yàn)穩(wěn)健性，在表1 金融能力變量的構(gòu)建和賦值的基礎(chǔ)上，對構(gòu)建金融能力的各指標(biāo)數(shù)值直接進(jìn)行加總得到分?jǐn)?shù)，同樣運(yùn)用OLS 模型對新計(jì)算的金融能力和城鎮(zhèn)家庭收入進(jìn)行回歸，回歸的結(jié)果如表10所示：

表10 基于不同金融能力計(jì)算方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

通過表10 的回歸結(jié)果可知，在1%的置信水平下，直接加總得分的金融能力對城鎮(zhèn)家庭總收入及四種類型收入依然均在1%置信水平下顯著正向影響，這與原回歸結(jié)果一致，表明本文估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

（二）基于金融能力測度質(zhì)量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到金融從業(yè)者的金融能力往往高于非金融從業(yè)者，因此剔除361 戶城鎮(zhèn)家庭決策者是金融從業(yè)者的樣本后，再對城鎮(zhèn)家庭收入運(yùn)用OLS 模型進(jìn)行回歸，回歸的結(jié)果如表11 所示：

表11 基于金融能力測度質(zhì)量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

通過表11 的回歸結(jié)果可知，在1%的置信水平下，金融能力對城鎮(zhèn)家庭總收入及四種類型收入依然都是顯著正向影響，這與原回歸結(jié)果一致，表明本文的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

（三）應(yīng)對遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文研究發(fā)現(xiàn)原回歸模型中的確存在遺漏性內(nèi)生問題，為了了解遺漏變量產(chǎn)生的影響大小，本文根據(jù)Altonji et al.（2005）[40]的方法，對遺漏變量的影響作出估計(jì)，具體評(píng)估方法如下：評(píng)估指標(biāo)為，其中為有限估計(jì)，即加入有限個(gè)控制變量后，核心解釋變量的參數(shù)估計(jì)值；為全部估計(jì)，即加入全部控制變量后，核心解釋變量的參數(shù)估計(jì)值，當(dāng)越大，表明在加入更多控制變量后，核心解釋變量的參數(shù)估計(jì)值越大，遺漏變量的影響越小，當(dāng)越小時(shí)，表明核心解釋變量的參數(shù)估計(jì)值越穩(wěn)定。

基于以上學(xué)者研究，結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性，本文對遺漏性內(nèi)生問題的穩(wěn)健性檢驗(yàn)使用與劉亞飛（2018）[41]、丁從明等（2018）[42]以及單德明（2019）[7]相似的方法，建立兩個(gè)約束模型和兩個(gè)完整模型。約束模型的控制變量為身體是否健康、家庭幸福感、家庭所在地區(qū)的人均GDP 對數(shù)、是否是黨員、家庭所在地區(qū)；完整模型的控制變量在約束模型控制變量的基礎(chǔ)上加入家庭成員數(shù)量、家庭代際數(shù)、家庭中兒童數(shù)量、性別、婚姻狀況、年齡、戶口類型。結(jié)果如表12 所示，遺漏變量影響評(píng)估指標(biāo)υ 均大于1，表明金融能力對城鎮(zhèn)家庭總收入及四種類型收入產(chǎn)生影響時(shí)，遺漏變量產(chǎn)生的影響較小。再次檢驗(yàn)了金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入的原回歸結(jié)果穩(wěn)健。

表12 遺漏性內(nèi)生問題的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

六、進(jìn)一步研究

（一）政府補(bǔ)助

政府補(bǔ)助是政府根據(jù)國家的政策和法規(guī)規(guī)定，對一些特定情況的家庭給予任何形式的現(xiàn)金或?qū)嵨镏С?。為了研究政府補(bǔ)助在金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入的影響中的作用，本文依據(jù)“是否收到政府補(bǔ)助”將6076 個(gè)城鎮(zhèn)家庭樣本分為兩組，運(yùn)用OLS 模型對樣本分別進(jìn)行回歸，根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，本文的政府補(bǔ)助變量包括救濟(jì)金、賑災(zāi)款等，回歸結(jié)果如表13 和表14 所示。

表13 無政府補(bǔ)助情況下的回歸結(jié)果

表14 有政府補(bǔ)助情況下的回歸結(jié)果

對比表13 和表14 的回歸結(jié)果后發(fā)現(xiàn)，無論是否收到政府補(bǔ)助，金融能力對城鎮(zhèn)家庭總收入及四種類型收入都是正向影響的，但收到政府補(bǔ)助情況下回歸系數(shù)均大于沒有收到政府補(bǔ)助情況下的回歸系數(shù)，表明政府補(bǔ)助可能會(huì)加大金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入的正向影響。出現(xiàn)這種情況可能是因?yàn)樵谕葪l件下，有政府補(bǔ)助的城鎮(zhèn)家庭有更多的初始資本，更有助于增加自身家庭收入。

（二）社會(huì)互動(dòng)

現(xiàn)實(shí)生活中，人與人之間相互影響被稱作為社會(huì)互動(dòng)。人們偏好通過對身邊人行為和傳遞的信息進(jìn)行判斷后，做出最可能實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的決策。劉宏、馬文瀚（2017）[43]研究表明社會(huì)互動(dòng)能有效提高家庭金融市場的參與率。Becker＆Murphy（2003）[44]表明了社會(huì)互動(dòng)在人們進(jìn)行選擇和決策時(shí)的重要性。孫武軍和林慧敏（2018）[45]研究發(fā)現(xiàn)受金融排斥的家庭主要是通過社會(huì)互動(dòng)來增加金融市場參與率。本文接下來分析社會(huì)互動(dòng)是否會(huì)干擾金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入的影響。選取人情、交通、娛樂、通訊、旅游這五項(xiàng)支出分別占城鎮(zhèn)家庭總收入的比例，以及是否有親兄弟姐妹、是否有手機(jī)、是否有電腦這8 種指標(biāo)作為社會(huì)互動(dòng)變量，運(yùn)用OLS 模型對金融能力和城鎮(zhèn)家庭收入進(jìn)行回歸，實(shí)證結(jié)果如表15 所示。

表15 控制社會(huì)互動(dòng)下金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入的回歸

表15 結(jié)果顯示，加入了人情支出占城鎮(zhèn)家庭收入的比例等8 種社會(huì)互動(dòng)變量后，在1%置信水平下，金融能力對城鎮(zhèn)家庭總收入及四種類型收入顯著正向影響。以上回歸結(jié)果顯示：①通訊支出、是否有親兄弟姐妹和是否有電腦對城鎮(zhèn)家庭總收入有顯著正向影響，可能是因?yàn)樯鐣?huì)互動(dòng)對城鎮(zhèn)家庭收入的影響更多來自更親密的關(guān)系，以及上網(wǎng)等更加便利的信息來源渠道；②在控制了社會(huì)互動(dòng)變量后，金融能力對城鎮(zhèn)家庭四種類型收入的系數(shù)均小于原回歸系數(shù)，表明社會(huì)互動(dòng)在金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入產(chǎn)生影響的路徑中確實(shí)有干擾作用。

七、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文使用CHFS 2019 年數(shù)據(jù)，在進(jìn)行數(shù)據(jù)處理后，對最終的6076 個(gè)城鎮(zhèn)家庭樣本進(jìn)行分析。從城鎮(zhèn)家庭總收入、工資性收入、經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入以及轉(zhuǎn)移性收入的角度，來分析金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入的影響。使用工具變量法，對反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題進(jìn)行檢驗(yàn)，運(yùn)用聯(lián)立方程模型約束了遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，然后對回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。最后進(jìn)一步研究城鎮(zhèn)家庭在是否有政府補(bǔ)助以及控制社會(huì)互動(dòng)的情況下，金融能力對城鎮(zhèn)家庭總收入和構(gòu)成城鎮(zhèn)家庭總收入的四種類型收入的影響。有幾點(diǎn)實(shí)證結(jié)論：

一是城鎮(zhèn)家庭的金融能力越高，收入越高。金融能力對城鎮(zhèn)家庭總收入及四種收入均有積極意義，這可能是因?yàn)榻鹑谀芰υ綇?qiáng)的人，越熟悉國家經(jīng)濟(jì)和金融市場情況，能作出更正確的經(jīng)濟(jì)決策，從而提升家庭收入。

二是政府補(bǔ)助在金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入的影響中有促進(jìn)作用。通過政府幫扶補(bǔ)助和城鎮(zhèn)家庭自身努力達(dá)到城鎮(zhèn)家庭“造血”式增收是很有必要的。有政府補(bǔ)助的城鎮(zhèn)家庭在同等金融能力水平下，有更多初始資本進(jìn)行創(chuàng)收活動(dòng)來增加家庭收入。

三是社會(huì)互動(dòng)在金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入的影響中有干擾作用。更為親密的社會(huì)關(guān)系以及上網(wǎng)等更為便利的互動(dòng)方式對城鎮(zhèn)家庭收入的影響更為顯著。在控制社會(huì)互動(dòng)這一變量后，金融能力對城鎮(zhèn)家庭各類收入的回歸系數(shù)均小于原回歸系數(shù)，表明社會(huì)互動(dòng)在金融能力對城鎮(zhèn)家庭收入的影響中確實(shí)有干擾作用。

（二）政策建議

1.加強(qiáng)金融教育。將基礎(chǔ)金融教育納入到教育體系中。金融機(jī)構(gòu)可定期開辦金融教育課堂，為不同的人群提供差異化金融教育。同時(shí)大力宣傳金融防詐騙避免城鎮(zhèn)家庭因詐騙而遭遇損失。

2.提高金融可得性。金融機(jī)構(gòu)在選擇經(jīng)營的地理位置時(shí)需要提高合理性，使城鎮(zhèn)家庭成員在進(jìn)行金融活動(dòng)時(shí)更為便利。金融機(jī)構(gòu)應(yīng)該同步加強(qiáng)線上和線下營業(yè)的安全性和便利性。

3.加快金融產(chǎn)品創(chuàng)新和服務(wù)優(yōu)化。金融機(jī)構(gòu)應(yīng)加強(qiáng)服務(wù)能力提升，加快金融產(chǎn)品創(chuàng)新，滿足客戶不同金融服務(wù)需求。

4.完善金融市場法律法規(guī)。同時(shí)，對金融機(jī)構(gòu)以及產(chǎn)品嚴(yán)格測評(píng)并監(jiān)督風(fēng)險(xiǎn)，規(guī)范金融機(jī)構(gòu)和金融產(chǎn)品的宣傳內(nèi)容，避免過度宣傳和虛假宣傳。

5.完善政府對城鎮(zhèn)家庭補(bǔ)助的法規(guī)規(guī)定。擴(kuò)大政府補(bǔ)助對象的范圍，完善相關(guān)法規(guī)規(guī)定，嚴(yán)格審查資格，同時(shí)加強(qiáng)政府補(bǔ)助政策實(shí)施中的監(jiān)管。