(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,陜西 楊凌 712100)
隨著科技進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)發(fā)展,全球私人財(cái)富規(guī)模迅速增長(zhǎng),亞太地區(qū)超越西歐成為全球第二富裕的地區(qū),其中,2016年中國(guó)私人財(cái)富規(guī)模位居全球第二,高凈值人群高達(dá)158萬(wàn)①。在此背景下,通過(guò)理財(cái)擴(kuò)大家庭財(cái)富規(guī)模已經(jīng)成為中國(guó)家庭迫切現(xiàn)實(shí)需求之一。已有研究表明,金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富規(guī)模具有重要影響[1]。然而,全球金融素養(yǎng)狀況不容樂(lè)觀,2015年標(biāo)準(zhǔn)普爾全球金融素養(yǎng)調(diào)查結(jié)果顯示,全球居民金融素養(yǎng)水平整體上并不高,僅1/3的成年人掌握了基本金融概念。中國(guó)人民銀行發(fā)布的《消費(fèi)者金融素養(yǎng)調(diào)查分析報(bào)告(2017)》顯示,中國(guó)居民金融素養(yǎng)指數(shù)平均分僅64分,在此背景下,探討金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。
與既有研究相比,本文具有以下特點(diǎn):一是在研究視角上,本文從金融素養(yǎng)這一獨(dú)特角度分析其對(duì)家庭財(cái)富積累的影響;二是在金融素養(yǎng)的測(cè)度上,與已有研究所用金融素養(yǎng)的測(cè)度方法不同,本文從主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)兩個(gè)方面同時(shí)進(jìn)行測(cè)度;三是在研究?jī)?nèi)容上,本文既分析金融素養(yǎng)對(duì)家庭資產(chǎn)總規(guī)模的影響,也分析其對(duì)房產(chǎn)、金融資產(chǎn)等分項(xiàng)資產(chǎn)的影響,并著重探討金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累影響的異質(zhì)性。
從家庭財(cái)富積累影響因素的已有研究中可以發(fā)現(xiàn),影響家庭財(cái)富積累的因素可以歸納為以下三類:一是人口社會(huì)學(xué)特征類變量,如教育[2]和認(rèn)知能力[3];二是背景風(fēng)險(xiǎn),如投資風(fēng)險(xiǎn)[4]和健康狀況[5];三是社會(huì)因素,如宗教信仰[6]。
根據(jù)現(xiàn)有相關(guān)研究,金融素養(yǎng)對(duì)金融行為的影響主要在于投資、融資和財(cái)富積累三個(gè)方面。在投資行為方面,金融素養(yǎng)與居民金融市場(chǎng)參與率存在正相關(guān)關(guān)系,會(huì)顯著影響居民的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)參與行為[7],同時(shí),金融素養(yǎng)也對(duì)家庭資產(chǎn)分散化具有顯著正向影響。在融資行為方面,金融素養(yǎng)會(huì)降低居民使用高成本融資方式的概率[8]。在財(cái)富積累影響方面,金融素養(yǎng)會(huì)顯著提高居民制定退休規(guī)劃的概率[9],進(jìn)而增加家庭的財(cái)富積累規(guī)模[10][11](P210)。
國(guó)內(nèi)早期研究將金融知識(shí)等同于金融素養(yǎng),發(fā)現(xiàn)金融知識(shí)可以顯著降低家庭金融排斥概率[12],有助于家庭實(shí)現(xiàn)收入跨越[13]。與家庭金融行為的關(guān)系上,金融素養(yǎng)會(huì)提高家庭的理財(cái)需求[14],對(duì)家庭借貸概率與借款規(guī)模具有顯著正向影響[15],也會(huì)明顯提高家庭制定理財(cái)規(guī)劃的概率[16],但金融素養(yǎng)過(guò)度自信會(huì)導(dǎo)致家庭的股票資產(chǎn)配置比例的顯著提升[17]。
通過(guò)對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)的梳理可以發(fā)現(xiàn),既有研究存在以下不足:一是在研究視角上,多側(cè)重于金融知識(shí),而金融知識(shí)僅僅是金融素養(yǎng)的一個(gè)組成部分,如果只用金融知識(shí)刻畫(huà)金融素養(yǎng),可能會(huì)低估金融素養(yǎng)的真實(shí)影響。二是在對(duì)金融素養(yǎng)的測(cè)度上,既有研究多采用的是Lusardi和Mitchell的測(cè)度方法[18],因?yàn)閲?guó)內(nèi)外金融市場(chǎng)發(fā)展水平及消費(fèi)者投資行為等方面存在巨大差異,所以國(guó)外對(duì)金融素養(yǎng)的測(cè)度方法不一定適合中國(guó)國(guó)情,應(yīng)基于中國(guó)實(shí)際情況來(lái)設(shè)計(jì)測(cè)度方法。三是在研究?jī)?nèi)容上,已有的研究多側(cè)重金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富總規(guī)模影響,很少關(guān)注對(duì)家庭房產(chǎn)、凈資產(chǎn)和金融資產(chǎn)等分項(xiàng)資產(chǎn)的影響。因此,本研究將基于金融素養(yǎng)這一新視角,利用中國(guó)代表性微觀數(shù)據(jù)和新的金融素養(yǎng)測(cè)度方法,分析其對(duì)城鎮(zhèn)家庭財(cái)富總資產(chǎn)和分項(xiàng)資產(chǎn)的影響。
本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自2012年中國(guó)城市居民消費(fèi)金融調(diào)查,該調(diào)查由清華大學(xué)中國(guó)金融研究中心完成。抽樣方法采用概率比例規(guī)模抽樣。樣本覆蓋中國(guó)東部、中部和西部三大地理單元,共計(jì)24個(gè)包含經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、比較發(fā)達(dá)和發(fā)展水平一般的三類城市②,具體包括3122個(gè)家庭,樣本具有較好的代表性。該調(diào)研內(nèi)容上包含了家庭的人口社會(huì)學(xué)特征變量,同時(shí)也包括家庭金融教育、金融行為、金融知識(shí)等模塊的內(nèi)容,為本研究提供了有力的數(shù)據(jù)支撐。本文數(shù)據(jù)處理使用Stata13.0。
本文的被解釋變量為家庭財(cái)富規(guī)模,具體包括:房產(chǎn)、金融資產(chǎn)、其他資產(chǎn)、總資產(chǎn)和凈資產(chǎn),分別用houasset、financea、othasset、totasset和netasset表示。
參照已有研究,本文定義了金融素養(yǎng)指標(biāo),具體包括主觀金融素養(yǎng)(sfl)和客觀金融素養(yǎng)(ofl)。主觀金融素養(yǎng)的測(cè)度方法是:根據(jù)受訪者對(duì)股票、基金、債券這三類金融產(chǎn)品了解程度的自我評(píng)價(jià)來(lái)度量,了解程度設(shè)置為不了解、不太了解、有所了解、比較了解和非常了解,分別賦值為1到5,然后將受訪者對(duì)這三類金融產(chǎn)品了解程度的得分求和,即為主觀金融素養(yǎng)得分。在客觀金融素養(yǎng)的測(cè)度上,參考國(guó)外客觀金融素養(yǎng)度量的核心指標(biāo),本文選擇包含復(fù)利知識(shí)在內(nèi)的6個(gè)重要金融概念來(lái)進(jìn)行度量③,回答正確記1分,否則為0分,然后進(jìn)行算術(shù)求和,即為客觀金融素養(yǎng)得分。
基于既有研究,本文選取的控制變量如下:教育水平,用edu表示,初中及以下記為1,高中、中專及技校記為2,本專科記為3,碩士及以上記為4;年齡,記為age;婚姻狀況,用marriage表示,已婚=1,其他=0;性別,記為gender,男性=1,女性=0;家庭中孩子的數(shù)量,記為child;健康狀況,用health表示,良好=1,一般=2,較差=3,很差=4;家庭收入穩(wěn)定性,用stable表示,取值范圍介于1至10,1表示收入非常穩(wěn)定,10表示收入非常不穩(wěn)定;風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度,用risk表示,風(fēng)險(xiǎn)偏好=1,風(fēng)險(xiǎn)中性=2,風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避=3;家庭年收入取對(duì)數(shù)處理,用income表示。
研究金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響時(shí),在不同的財(cái)富規(guī)模上,家庭投資行為可能已經(jīng)發(fā)生結(jié)構(gòu)上的改變,普通均值回歸難以精確刻畫(huà)在不同財(cái)富規(guī)模水平上,金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富規(guī)模影響的異質(zhì)性,而分位數(shù)回歸可以幫助本文實(shí)現(xiàn)這一目的。和OSL相比,分位數(shù)回歸(Quantile Regression)是一種能夠反映自變量對(duì)因變量條件分布影響下的建模方法,且比OLS更具穩(wěn)健性上的優(yōu)勢(shì)。本文中分位數(shù)回歸模型如下:
Qy(τx)=a0+a1fli+a2Xi+Qu(τ)
(1)
式(1)中,被解釋變量為家庭財(cái)富積累,具體包括家庭總資產(chǎn)、凈資產(chǎn)、房產(chǎn)、金融資產(chǎn)和其他資產(chǎn);解釋變量中,fli表示金融素養(yǎng),Xi為控制變量,具體包含年齡、性別、風(fēng)險(xiǎn)偏好等特征變量??刹扇【€性規(guī)劃法來(lái)估計(jì)其最小加權(quán)絕對(duì)偏差,然后得到參數(shù)估計(jì),即:
βτ=argminaE[ρτ(Yi-a0-a1fli-a2Xi)]
(2)
式(2)中,檢驗(yàn)函數(shù)為ρτ(u)=(τ-1(u≤0))u
本文對(duì)主要變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析,限于篇幅,結(jié)果未列示。從描述性統(tǒng)計(jì)分析可知,主觀金融素養(yǎng)得分的均值為9.47,客觀金融素養(yǎng)得分均值為3.21。家庭總資產(chǎn)均值為175.83萬(wàn)元,其中金融資產(chǎn)和其他資產(chǎn)的均值為28.56萬(wàn)元和31.58萬(wàn)元,房產(chǎn)均值為115.69萬(wàn)元,遠(yuǎn)大于金融資產(chǎn)和其他資產(chǎn),占總資產(chǎn)的比例也最大,是居民家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中最重要的部分。另外,房產(chǎn)價(jià)值標(biāo)準(zhǔn)差較大,說(shuō)明樣本家庭間房產(chǎn)價(jià)值存在較大差異,這也在一定程度上反映出我國(guó)不同區(qū)域房?jī)r(jià)的巨大差異。受訪者年齡平均為34.24歲,家庭成員健康狀況均值為1.33,介于良好和一般之間,且更偏向于良好,說(shuō)明整體上受訪家庭成員健康狀況較好。收入穩(wěn)定性均值為5.42,居中間水平。
金融素養(yǎng)與家庭財(cái)富積累的相關(guān)性。本文首先分析不同金融素養(yǎng)水平下,家庭財(cái)富積累的統(tǒng)計(jì)特征。表1是金融素養(yǎng)與家庭財(cái)富的相關(guān)分析結(jié)果,表1的上半部分和下半部分分別是客觀金融素養(yǎng)和主觀金融素養(yǎng)與家庭財(cái)富積累關(guān)系的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表1上半部分總體上可以看出,隨著客觀金融素養(yǎng)得分的提高,家庭房產(chǎn)、金融資產(chǎn)、其他資產(chǎn)、總資產(chǎn)及凈資產(chǎn)的均值整體上也都是上升的,說(shuō)明客觀金融素養(yǎng)水平與家庭資產(chǎn)是正相關(guān)關(guān)系。同時(shí)還可以看出,房產(chǎn)比金融資產(chǎn)及其他資產(chǎn)的規(guī)模大,房產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比例平均為60.9%,這與中國(guó)家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey,CHFS)的結(jié)果一致④。表1中客觀金融素養(yǎng)統(tǒng)計(jì)的最后3列顯示,客觀金融素養(yǎng)得分最低的家庭占樣本比例為2.66%,而客觀金融素養(yǎng)得分最高的家庭占樣本比例為3.72%,客觀金融素養(yǎng)得分低于平均值的家庭占樣本比例為55.86%。
表1下半部分為主觀金融素養(yǎng)與家庭財(cái)富的相關(guān)分析結(jié)果,可以明顯看出,房產(chǎn)仍是家庭資產(chǎn)最重要的組成部分。與客觀金融素養(yǎng)類似,本文計(jì)算的5個(gè)資產(chǎn)類的指標(biāo)與主觀金融素養(yǎng)均呈正相關(guān)關(guān)系。主觀金融素養(yǎng)得分大于8的家庭,房產(chǎn)均值均在百萬(wàn)以上。主觀金融素養(yǎng)得分小于均值的家庭占54.64%。還可以看出,主觀金融素養(yǎng)得分處于最高分和最低分的家庭合計(jì)占樣本總量不足10%,說(shuō)明主觀金融素養(yǎng)得分處在兩端的家庭占比較低。
表1金融素養(yǎng)與家庭財(cái)富的相關(guān)分析表
主觀金融素養(yǎng)與5類資產(chǎn)的相關(guān)系數(shù)高于客觀金融素養(yǎng)。主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)與各類資產(chǎn)均值的相關(guān)系數(shù)如圖1所示,主觀金融素養(yǎng)與本文使用的5個(gè)資產(chǎn)指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)均超過(guò)0.92,特別是與金融資產(chǎn)的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.97,而客觀金融素養(yǎng)的相關(guān)系數(shù)在0.75~0.86,這說(shuō)明主觀金融素養(yǎng)與各類資產(chǎn)的相關(guān)性更強(qiáng)。
圖1 金融素養(yǎng)與5類家庭資產(chǎn)的相關(guān)系數(shù)
本部分金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累影響的研究思路如下,首先分析主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響,然后加入核心解釋變量與教育水平的交互項(xiàng),解釋金融素養(yǎng)影響家庭財(cái)富積累的機(jī)制,具體結(jié)果見(jiàn)表2。表2給出了金融素養(yǎng)對(duì)家庭資產(chǎn)積累影響的回歸結(jié)果⑤。模型1和模型2是單獨(dú)考察金融素養(yǎng)對(duì)各類資產(chǎn)的影響,兩個(gè)模型的控制變量一致,可以明顯看出系數(shù)均為正,主觀金融素養(yǎng)對(duì)房產(chǎn)、金融資產(chǎn)等5個(gè)被解釋變量具有顯著正向影響,P值均小于0.001,而客觀金融素養(yǎng)對(duì)5個(gè)被解釋變量的影響均不顯著。同時(shí),主觀金融素養(yǎng)的回歸系數(shù)遠(yuǎn)大于客觀金融素養(yǎng)。具體到某類資產(chǎn)上,主觀金融素養(yǎng)的影響也都大于客觀金融素養(yǎng)。主觀金融素養(yǎng)增加1單位,總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)值增加8.63個(gè)單位。模型3給出的是教育水平的影響,結(jié)果為正數(shù),但均不顯著。模型4與模型5分別考察了客觀金融素養(yǎng)、主觀金融素養(yǎng)與教育水平交互項(xiàng)的影響。結(jié)果顯示,只有主觀金融素養(yǎng)得分與教育水平的交互作用對(duì)5類資產(chǎn)的影響顯著,與模型2和模型3的結(jié)論一致。從金融素養(yǎng)對(duì)5個(gè)被解釋變量的影響來(lái)看,金融素養(yǎng)對(duì)總資產(chǎn)的影響最大,其次是凈資產(chǎn)和房產(chǎn),金融資產(chǎn)最小。
表2金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響:回歸結(jié)果
注:***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。下表同。
綜上可知,主觀金融素養(yǎng)和教育水平交互之后,金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響變得更加顯著。因此,主觀金融素養(yǎng)會(huì)通過(guò)其與教育水平的交互作用顯著提高家庭財(cái)富積累水平,這與已有研究結(jié)論一致。
模型6和模型7則進(jìn)一步引入金融素養(yǎng)和教育水平兩個(gè)變量,然后考察它們的影響,結(jié)果顯示,主觀金融素養(yǎng)的影響依然顯著為正,即主觀金融素養(yǎng)增加,房產(chǎn)等5個(gè)資產(chǎn)也會(huì)顯著增加,而客觀金融素養(yǎng)的影響不顯著。模型8和模型9的實(shí)證策略是將金融素養(yǎng)、教育水平以及兩者的交互作用同時(shí)引入模型。由模型8可知,客觀金融素養(yǎng)與教育的交互作用對(duì)5個(gè)被解釋變量的影響均不顯著,這與模型5的結(jié)論是一致的。模型9顯示,在引入教育水平和主觀金融素養(yǎng)交互作用之后,主觀金融素養(yǎng)的影響變成負(fù)的,且顯著性明顯下降,可能的原因是高金融素養(yǎng)水平投資者對(duì)自身金融活動(dòng)把握感較強(qiáng),正常情況下,金融素養(yǎng)水平高的投資者,其文化水平、投資經(jīng)驗(yàn)更為豐富,對(duì)投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知水平更高[16]。至此,本文發(fā)現(xiàn),金融素養(yǎng)對(duì)家庭資產(chǎn)的影響主要是通過(guò)主觀金融素養(yǎng)與教育的交互作用來(lái)影響家庭財(cái)富積累的。
1.金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響:財(cái)富規(guī)模異質(zhì)性
由表2可知,主觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響比客觀金融素養(yǎng)要大,因此這里重點(diǎn)考察主觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響。另外,表2僅給出了金融素養(yǎng)對(duì)家庭資產(chǎn)規(guī)模的影響的結(jié)果,卻無(wú)法得知在不同資產(chǎn)規(guī)模上,金融素養(yǎng)和教育水平對(duì)資產(chǎn)規(guī)模影響的異質(zhì)性。本文采用分位數(shù)回歸來(lái)進(jìn)行進(jìn)一步分析,結(jié)果見(jiàn)表3。
由表3可知,主觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭總資產(chǎn)和凈資產(chǎn)的影響比房產(chǎn)、金融資產(chǎn)和其他資產(chǎn)大,而對(duì)房產(chǎn)的影響又大于金融資產(chǎn)及其他資產(chǎn)。金融資產(chǎn)和房產(chǎn)的回歸系數(shù)均比較小,且差別不大。從顯著性上來(lái)看,在不同的分位數(shù)上,主觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭總資產(chǎn)、房產(chǎn)、凈資產(chǎn)、金融資產(chǎn)及其他資產(chǎn)的影響均顯著為正,P值均小于0.001。因此,整體上看,主觀金融素養(yǎng)越高,對(duì)家庭資產(chǎn)規(guī)模的影響越大。
表3主觀金融素養(yǎng)對(duì)財(cái)富的影響:分位數(shù)回歸
從不同分位數(shù)上看,主觀金融素養(yǎng)對(duì)資產(chǎn)規(guī)模大的家庭影響更大,即提高主觀金融素養(yǎng)水平對(duì)資產(chǎn)規(guī)模大的家庭更有利。在金融資產(chǎn)方面,主觀金融素養(yǎng)對(duì)金融資產(chǎn)分位數(shù)的回歸系數(shù)介于0.522和1.645之間,隨著分位數(shù)的增加,回歸系數(shù)呈平滑的緩慢上升趨勢(shì),即對(duì)金融資產(chǎn)規(guī)模大的家庭影響更大。同時(shí),還可以看出,金融素養(yǎng)對(duì)其他資產(chǎn)的影響趨勢(shì)和金融資產(chǎn)一致。在房產(chǎn)方面,主觀金融素養(yǎng)對(duì)房產(chǎn)的整體影響呈現(xiàn)先增長(zhǎng)后下降的特征,主觀金融素養(yǎng)在80分位數(shù)上達(dá)到最高,說(shuō)明對(duì)房產(chǎn)總值在80分位數(shù)上的家庭影響最大,對(duì)房產(chǎn)總值處于兩側(cè)分位數(shù)水平的家庭的影響相對(duì)較小。通過(guò)表3還可以得出,在不同的分位數(shù)上,金融素養(yǎng)對(duì)房產(chǎn)、金融資產(chǎn)、總資產(chǎn)及凈資產(chǎn)的影響存在非對(duì)稱性,出現(xiàn)非對(duì)稱的原因可能是,當(dāng)家庭財(cái)富規(guī)模處在比較小的階段時(shí),金融素養(yǎng)會(huì)對(duì)家庭財(cái)富積累產(chǎn)生正向影響,而金融素養(yǎng)屬于一種重要的人力資本,隨著金融素養(yǎng)水平的提高,人力資本也會(huì)不斷提升,金融素養(yǎng)產(chǎn)生“外溢效應(yīng)”,從而會(huì)擴(kuò)大居民社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、增加工作機(jī)會(huì),這會(huì)進(jìn)一步提升其收入水平,財(cái)富積累速度也會(huì)進(jìn)一步加快。所以在財(cái)富規(guī)模較小時(shí),金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的邊際影響逐步增大。而對(duì)財(cái)富積累達(dá)到較大規(guī)模的家庭而言,這部分家庭往往會(huì)通過(guò)尋求專業(yè)理財(cái)規(guī)劃建議進(jìn)行投資,而非僅僅基于自身金融素養(yǎng)水平進(jìn)行理財(cái)決策。此時(shí),金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響雖然為正,隨著家庭財(cái)富積累規(guī)模的擴(kuò)大,金融素養(yǎng)的邊際效應(yīng)呈下降趨勢(shì)。所以,對(duì)于家庭財(cái)富規(guī)模不同的家庭而言,金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響呈現(xiàn)非對(duì)稱特征。
綜上,主觀金融素養(yǎng)對(duì)本文涉及的5類家庭資產(chǎn)在不同分位數(shù)上均具有顯著的正向影響,這與表2及相關(guān)分析部分的結(jié)論均具有一致性。
2.金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響:區(qū)域異質(zhì)性
中國(guó)地域廣闊,區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡,東部地區(qū)遠(yuǎn)較中西部地區(qū)發(fā)達(dá),家庭財(cái)富規(guī)模也存在較大區(qū)域差異,所以金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響也可能存在很大不同。另外,根據(jù)國(guó)際上家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)演變趨勢(shì),金融資產(chǎn)的占比將逐步提高。
客觀金融素養(yǎng)對(duì)金融資產(chǎn)規(guī)模影響呈現(xiàn)區(qū)域異質(zhì)性。從樣本整體結(jié)果看,隨著家庭金融資產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大,客觀金融素養(yǎng)的影響逐步增加,但對(duì)金融資產(chǎn)規(guī)模大的群體而言,金融素養(yǎng)的作用比較有限,這可能是因?yàn)榇藭r(shí)影響金融資產(chǎn)規(guī)模的因素中,其他因素的作用超過(guò)了金融素養(yǎng),即金融素養(yǎng)不再起主導(dǎo)作用。
從區(qū)域比較來(lái)看,客觀金融素養(yǎng)對(duì)東部地區(qū)家庭金融資產(chǎn)規(guī)模的影響顯著大于中部地區(qū),而西部地區(qū)最低。單從東部地區(qū)來(lái)看,在不同的金融資產(chǎn)規(guī)模上,客觀金融素養(yǎng)對(duì)處在80分位上的家庭影響最大,從趨勢(shì)上來(lái)看,其對(duì)東部地區(qū)家庭的影響和樣本整體的影響具有一致性。就中部地區(qū)家庭而言,客觀金融素養(yǎng)對(duì)中部地區(qū)家庭財(cái)富積累影響很小,這可能和家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)有關(guān),對(duì)樣本數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示,中部地區(qū)家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中金融資產(chǎn)比重較小,規(guī)模較小。對(duì)西部地區(qū)家庭而言,客觀金融素養(yǎng)的影響隨著金融資產(chǎn)規(guī)模分位點(diǎn)由低到高,呈現(xiàn)出波動(dòng)性特征,但均是顯著的正向影響。另外,本文還分析了主觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)規(guī)模的影響⑥,結(jié)果顯示主觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)規(guī)模具有顯著正向影響,且對(duì)家庭金融資產(chǎn)規(guī)模更大的家庭而言,該影響更大,同時(shí),對(duì)東部地區(qū)的影響要明顯高于西部地區(qū)。綜上可知,金融素養(yǎng)對(duì)不同資產(chǎn)規(guī)模的影響存在差異性,且這種差異存在明顯地域特征,東部地區(qū)遠(yuǎn)高于中西部地區(qū)。
為了驗(yàn)證實(shí)證部分結(jié)論的穩(wěn)健性,本文采用兩種做法,一是對(duì)核心解釋變量采用新的度量方法構(gòu)造金融素養(yǎng)指數(shù),來(lái)驗(yàn)證其對(duì)家庭財(cái)富積累的影響,二是在上文分位數(shù)回歸分析的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步調(diào)整分位數(shù)回歸的分位點(diǎn)。
首先通過(guò)建立新的金融素養(yǎng)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系,采用主成分因子法構(gòu)造金融素養(yǎng)指數(shù),記做flindex。基于相關(guān)研究,本文采用9個(gè)指標(biāo)構(gòu)建金融素養(yǎng)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系[14],并采用主成分因子分析法建立金融素養(yǎng)指數(shù)flindex⑦。然后,將上文分析的5類家庭資產(chǎn)指標(biāo)分別對(duì)核心解釋變量和控制變量進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示,金融素養(yǎng)指數(shù)對(duì)樣本家庭房產(chǎn)、金融資產(chǎn)、其他資產(chǎn)、總資產(chǎn)及凈資產(chǎn)均具有顯著的正向影響。
本文通過(guò)調(diào)整分位數(shù)回歸分位點(diǎn)來(lái)觀察回歸系數(shù)顯著性方面的變化。具體而言,即考察房產(chǎn)、金融資產(chǎn)等解釋變量在25和75分位上,主觀金融素養(yǎng)的回歸系數(shù)。結(jié)果顯示,在25、50、75分位上,P值均小于0.001,主觀金融素養(yǎng)回歸系數(shù)均顯著為正。從回歸系數(shù)絕對(duì)值上,主觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭總資產(chǎn)影響最大,其次是凈資產(chǎn),再次是房產(chǎn)和金融資產(chǎn),最后是其他資產(chǎn),這與表2和表3的結(jié)論一致。檢驗(yàn)結(jié)果顯示,主觀金融素養(yǎng)對(duì)房產(chǎn)等5個(gè)被解釋變量的影響在25和75分位數(shù)上的參數(shù)估計(jì)結(jié)果不同,即存在非對(duì)稱性,這與表3的結(jié)論一致。由此可見(jiàn),本文金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累影響的結(jié)論是穩(wěn)健的。
本文運(yùn)用中國(guó)城市居民消費(fèi)金融調(diào)查數(shù)據(jù),研究了金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富積累的影響及其傳導(dǎo)機(jī)制。其中,家庭財(cái)富用家庭房產(chǎn)、金融資產(chǎn)、其他資產(chǎn)、總資產(chǎn)和凈資產(chǎn)來(lái)表征,金融素養(yǎng)指標(biāo)包括主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)。本文采用因子分析法構(gòu)造金融素養(yǎng)指數(shù),并結(jié)合多元回歸分析法以及分位數(shù)回歸法進(jìn)行實(shí)證分析,最后對(duì)實(shí)證結(jié)論的穩(wěn)健性進(jìn)行了進(jìn)一步驗(yàn)證,得出的主要結(jié)論如下:
(1)主觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭房產(chǎn)、金融資產(chǎn)、總資產(chǎn)、凈資產(chǎn)具有顯著的正向影響??陀^金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富也具有正向影響,但不顯著。
(2)主觀金融素養(yǎng)對(duì)總資產(chǎn)、凈資產(chǎn)的影響大于房產(chǎn)和金融資產(chǎn)。主觀金融素養(yǎng)通過(guò)影響其與教育水平的交互作用顯著提升家庭財(cái)富積累水平。在金融素養(yǎng)與教育水平交互作用對(duì)家庭財(cái)富積累的影響程度上,主觀金融素養(yǎng)的交互作用比客觀金融素養(yǎng)影響更大,且更為顯著。
(3)不同的分位點(diǎn)上,主觀金融素養(yǎng)在對(duì)本文涉及的5個(gè)資產(chǎn)變量影響均是顯著的,同時(shí),隨著財(cái)富規(guī)模的擴(kuò)大,金融素養(yǎng)對(duì)財(cái)富的影響整體呈現(xiàn)上升趨勢(shì),且在不同的分位點(diǎn)上這種影響具有非對(duì)稱性。本文還發(fā)現(xiàn)主觀金融素養(yǎng)對(duì)房產(chǎn)、總資產(chǎn)及凈資產(chǎn)在80分位的影響最大。
(4)金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富規(guī)模的影響存在區(qū)域異質(zhì)性,東部地區(qū)遠(yuǎn)高于中西部地區(qū)。
基于以上結(jié)論,本文得到如下政策啟示:首先,鑒于金融素養(yǎng)對(duì)家庭資產(chǎn)積累的重要影響,居民先要客觀認(rèn)識(shí)自身金融素養(yǎng)現(xiàn)狀,對(duì)自身金融素養(yǎng)水平進(jìn)行評(píng)估。在提升自身金融素養(yǎng)水平時(shí),要兼顧主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)。其次,在提升居民金融素養(yǎng)水平的同時(shí),要考慮到金融素養(yǎng)水平對(duì)不同資產(chǎn)規(guī)模影響的差異性,同時(shí)要充分考慮到教育水平的作用,尤其是金融素養(yǎng)與教育的交互作用。最后,對(duì)不同資產(chǎn)規(guī)模群體而言,政府在制定提升金融素養(yǎng)的辦法時(shí),應(yīng)該充分考慮金融素養(yǎng)對(duì)資產(chǎn)規(guī)模影響的異質(zhì)性,另外,在提升居民金融素養(yǎng)時(shí),也應(yīng)該考慮到金融素養(yǎng)對(duì)家庭資產(chǎn)規(guī)模影響的區(qū)域異質(zhì)性。
注釋:
①高凈值人群這里指可投資資產(chǎn)在1000萬(wàn)元人民幣以上的群體。
②24個(gè)城市如下:第一類:北京、上海、沈陽(yáng)、濟(jì)南、廣州、重慶、西安、武漢;第二類:包頭、吉林、徐州、南昌、???、昆明、烏魯木齊、洛陽(yáng);第三類:朔州、伊春、安慶、泉州、桂林、攀枝花、白銀、株洲。
③這6個(gè)問(wèn)題分別是:1. 下列哪個(gè)銀行對(duì)金融體系負(fù)有管理職能?a)中國(guó)銀行;b)中國(guó)工商銀行;c)中國(guó)人民銀行;d)中國(guó)建設(shè)銀行;f)不知道。2. 如果降低商業(yè)銀行的存款準(zhǔn)備金率,您認(rèn)為整個(gè)經(jīng)濟(jì)中的貨幣量會(huì)?a)減少、b)增加、c)不知道 3. 分散化投資能降低風(fēng)險(xiǎn)嗎?a)是;b)否;c)不知道。4. 如果你持有了某公司股票,那么:a)無(wú)論短期持有,還是長(zhǎng)期持有,你實(shí)際上都是把錢借給了公司;b)無(wú)論短期持有,還是長(zhǎng)期持有,你實(shí)際上都是公司的股東;c)長(zhǎng)期持有的時(shí)候,是公司的股東,短期持有,實(shí)際上是把錢借給了公司;d)不知道。5. 如果利率下降了,您認(rèn)為債券的價(jià)格將會(huì)如何變化?a)下降;b)上升;c)不知道。 6. 銀行的營(yíng)業(yè)網(wǎng)點(diǎn)人民幣兌美元的外匯報(bào)價(jià)顯示為:6.3215~6.3220元/美元:您認(rèn)為哪個(gè)數(shù)字指的是美元的買入價(jià)?a) 6.3215;b) 6.3220;c) 不知道。
④2015年11月27日舉行的2015韓國(guó)—四川省西部論壇上,西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心(CHFS)家庭金融研究部首席研究員李鳳副教授公布了2015年的調(diào)研數(shù)據(jù)。
⑤因?yàn)楸?是數(shù)十個(gè)回歸整理后的結(jié)果,如此整理是為了便于考察本文關(guān)注的核心解釋變量的影響,限于篇幅,沒(méi)有把控制變量都放進(jìn)來(lái),感興趣的讀者可以向作者索取完整控制變量回歸結(jié)果。表3也是類似的處理。
⑥因篇幅的限制,這里并沒(méi)有將主觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富規(guī)模影響的具體回歸結(jié)果放在此處,感興趣的讀者可向作者索取。
⑦因子分析KMO檢驗(yàn)結(jié)果顯示,全樣本的KMO為0.816,9個(gè)指標(biāo)的KMO值分別是0.812 、0.819 、0.855 、0.842 、0.843 、0.807 、0.795 、0.769和0.845,非常適合做因子分析。由于文章篇幅所限,相應(yīng)因子載荷等具體指標(biāo)沒(méi)有放在正文中,感興趣的讀者如有需要,可向作者索取。
⑧因篇幅的限制,這里并沒(méi)有將金融素養(yǎng)指數(shù)對(duì)家庭財(cái)富積累影響的具體回歸結(jié)果列出,感興趣的讀者可向作者索取。
中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)2018年4期