居民金融素養(yǎng)與家庭創(chuàng)業(yè)回報

■張雨涵，劉 陽，韓谷源

一、引言與文獻綜述

改革開放40多年來，為推動經(jīng)濟發(fā)展，解決就業(yè)困難，我國把鼓勵創(chuàng)業(yè)、支持創(chuàng)業(yè)擺到了突出位置。在一系列扶持創(chuàng)業(yè)政策的號召下，居民創(chuàng)業(yè)活力顯著提高，創(chuàng)業(yè)群體不斷擴大。清華大學二十國集團創(chuàng)業(yè)研究中心2019年發(fā)布的《全球創(chuàng)業(yè)觀察中國報告》指出，中國創(chuàng)業(yè)環(huán)境的綜合評價得分在G20經(jīng)濟體中位居第6，排名前列（高建，2018）。但是根據(jù)《中國家庭金融調查》（CHFS）的數(shù)據(jù)顯示，2017年14.28%的受訪家庭從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項目，其中9.99%的家庭因為資金問題結束了原來的工商業(yè)項目。事實上，在改善創(chuàng)業(yè)環(huán)境的同時，應該更多地提升居民自身的能力，幫助居民在創(chuàng)業(yè)中盈利。在創(chuàng)業(yè)活動中，居民需要合理分配經(jīng)濟資源，處理財務信息，促進創(chuàng)業(yè)項目良好運轉，這都要求創(chuàng)業(yè)者具備一定的金融素養(yǎng)。

國內外學者主要從三個方面分析：家庭創(chuàng)業(yè)及創(chuàng)業(yè)回報的影響因素。一是宏觀環(huán)境對家庭創(chuàng)業(yè)的影響。宏觀環(huán)境主要包括制度和經(jīng)濟環(huán)境。Wang（2012）發(fā)現(xiàn)中國住房改革通過允許家庭利用房地產(chǎn)價值來緩解信貸約束，進而鼓勵了家庭創(chuàng)業(yè)。吳曉瑜等（2014）發(fā)現(xiàn)，房價收入比越高，家庭創(chuàng)業(yè)可能性越低。陳剛（2015）發(fā)現(xiàn)嚴厲的政府管制提高了創(chuàng)業(yè)活動的成本，降低了居民創(chuàng)業(yè)概率。張梓榆和溫濤（2018）分析發(fā)現(xiàn)金融供給對農戶的創(chuàng)業(yè)收入存在顯著的正向促進作用。二是家庭背景和社會網(wǎng)絡會對家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生影響。Colombier&Masclet（2008）研究發(fā)現(xiàn)當父母是個體經(jīng)營者時，子女創(chuàng)業(yè)可能性更大。Greve&Salaff（2003）發(fā)現(xiàn)，社會網(wǎng)絡可以幫助潛在企業(yè)家發(fā)現(xiàn)新的創(chuàng)業(yè)機會和調動資源，顯著提高了個人的創(chuàng)業(yè)概率。張博等（2015）也認為社會網(wǎng)絡對創(chuàng)業(yè)收入有顯著的正向影響。柴時軍等（2017）發(fā)現(xiàn)關系的積累可以顯著提高家庭創(chuàng)業(yè)參與的程度。甘宇等（2019）認為外出務工對創(chuàng)業(yè)收入具有顯著影響。三是創(chuàng)業(yè)者的個體特征對創(chuàng)業(yè)活動有著重大影響。Block et al.（2013）認為個體受教育程度越高，創(chuàng)業(yè)的可能性越大。阮榮平等（2014）的研究表明，宗教信仰者創(chuàng)業(yè)的概率更大。孫浩男和夏詠（2020）研究發(fā)現(xiàn)信貸排斥顯著降低了農民創(chuàng)業(yè)的可能性。

在影響家庭創(chuàng)業(yè)決策的眾多微觀因素中，金融素養(yǎng)也引起了部分學者的關注。因為創(chuàng)業(yè)者需要合理分配經(jīng)濟資源、處理財務信息，所以要具備一定的金融素養(yǎng)。Oseifuah（2010）指出，范貝（Vhembe）地區(qū)青年企業(yè)家的金融素養(yǎng)水平高于平均水平，這對其創(chuàng)業(yè)技能的提高具有重要意義。Bracci&Vagnoni（2011）認為資產(chǎn)管理方面的金融知識可以優(yōu)化家庭創(chuàng)業(yè)行為。尹志超等（2015）認為提高個體金融知識水平，可以改善家庭融資渠道和風險態(tài)度，進而提高家庭創(chuàng)業(yè)的可能性。馬雙和趙鵬飛（2015）發(fā)現(xiàn)，金融知識可降低金融約束對創(chuàng)業(yè)的抑制作用，提高家庭創(chuàng)業(yè)意愿。

以往研究主要關注金融素養(yǎng)對居民創(chuàng)業(yè)意向的影響，較少分析其對居民創(chuàng)業(yè)績效的影響。鑒于此，筆者基于中國家庭金融調查的三期面板數(shù)據(jù)，以金融素養(yǎng)為切入點，探究其對家庭創(chuàng)業(yè)回報的影響。

二、數(shù)據(jù)來源與變量說明

（一）數(shù)據(jù)來源

選用中國家庭金融調查（CHFS）2013年、2015年和2017年的三期調查數(shù)據(jù)。2013年樣本包含全國28141戶家庭，2015年調查共計37289戶家庭，2017年調查擴充至40011戶家庭。在數(shù)據(jù)處理方面，首先，剔除了衡量戶主金融素養(yǎng)水平缺失的樣本和家庭創(chuàng)業(yè)收入信息缺失的樣本；其次，為了防止估計結果受極端值的影響，對家庭創(chuàng)業(yè)收入、創(chuàng)業(yè)投入金額、凈資產(chǎn)和通訊支出上下1%的樣本進行了縮尾處理；最后，剔除控制變量中的部分缺失值，最終匹配合成的三期非平衡面板數(shù)據(jù)符合研究要求的樣本包括了11217戶家庭。此外，中國家庭金融調查為了解決數(shù)據(jù)缺失的問題而對部分數(shù)值進行了插值處理，因此使用的家庭凈資產(chǎn)數(shù)據(jù)是CHFS插值過后的數(shù)據(jù)。

（二）變量選擇

被解釋變量為家庭創(chuàng)業(yè)回報，將家庭從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項目，包括個體戶、租賃、運輸、網(wǎng)店和經(jīng)營企業(yè)等定義為創(chuàng)業(yè)家庭。將問卷中“去年/今年上半年，該工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項目盈利（虧損）多少錢？”作為家庭創(chuàng)業(yè)回報指標，需要說明的是，當受訪者不知道或者不愿意回答具體盈利（虧損）金額數(shù)值時，則針對問卷中“去年/今年上半年，該工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項目盈利（虧損）額在哪個范圍內？”這一問題提取數(shù)據(jù)，以反映家庭創(chuàng)業(yè)績效①CHFS問卷中衡量家庭創(chuàng)業(yè)收入的問題是：去年/今年上半年，該工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項目盈利（虧損）額在哪個范圍內？1萬以下、1萬～3萬、3萬～5萬、5萬～7萬、7萬～10萬、10萬～30萬、30萬～50萬、50萬～100萬、100萬～500萬、500萬～1000萬和1000萬以上。文中該變量單位為十萬元，選取1和11選項的極限值，其余選項范圍的平均值即0.1、0.2、0.4、0.6、0.85、2、4、7.5、30、75和100作為不同家庭工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項目的盈利（虧損）金額。。

關注的核心解釋變量為金融素養(yǎng)水平。由于2017年CHFS對于涉及居民金融素養(yǎng)水平的利率問題、通貨膨脹問題和投資風險問題并沒有詢問全部受訪戶，樣本數(shù)量少，所以參照尹志超等（2014）的做法，選取受訪者對經(jīng)濟金融信息的關注度作為金融素養(yǎng)的代理變量。對經(jīng)濟金融信息越關注，具備的金融知識越豐富，金融素養(yǎng)水平可能越高②CHFS問卷中衡量受訪者對經(jīng)濟金融信息關注度的問題是：您平時對經(jīng)濟、金融方面的信息關注程度如何？非常關注、很關注、一般、很少關注、從不關注。文中選擇前3個選項受訪者的金融關注度賦值為1，后2個受訪者的金融關注度賦值為0。。此外，利用2013年和2015年CHFS的兩期面板數(shù)據(jù)，使用受訪者正確回答利率問題、通貨膨脹問題和投資風險問題的個數(shù)所衡量的金融素養(yǎng)水平作為解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗（Guiso&Jappelli，2009）。

參照以往文獻，控制了一些可能與家庭創(chuàng)業(yè)回報或者金融素養(yǎng)相關的變量。其中，在戶主特征變量方面，首先控制了戶主年齡、性別、教育水平③CHFS問卷中受教育水平選項為：沒上過學、小學、初中、高中、中專、大專、大學本科、碩士研究生和博士研究生，將其折算為教育年限（年），依次賦值為0、6、9、12、13、15、16、19、22。、婚姻狀況和風險態(tài)度等變量④CHFS問卷中衡量風險態(tài)度的問題是：如果你有一筆資產(chǎn)，將選擇哪種投資項目？1.高風險、高回報項目。2.略高風險、略高回報項目。3.平均風險、平均回報項目。4.略低風險、略低回報項目。5.不愿意承擔任何風險。仿照尹志超等（2014）的做法，將選項1和2定義為風險偏好，選項4和5定義為風險厭惡，選項3定義為風險中性。。為使研究更全面，沿用趙朋飛等（2015）的做法，加入“受訪戶主是否接受職業(yè)教育”這一變量。盧亞娟和張菁晶（2018）認為社會信任程度會影響家庭創(chuàng)業(yè)行為，加入了“戶主是否容易信任他人”作為戶主信任程度的代理變量①CHFS問卷中衡量戶主是否信任他人的問題是：您對不認識的人信任度如何？1.非常信任。2.比較信任。3.一般。4.不太信任。5.非常不信任。筆者將選項1和2定義為戶主容易信任他人，賦值為1，將選項3、4和5賦值為0。。根據(jù)Haworth et al.（2010）的研究，個人的認知能力可受到遺傳和環(huán)境的影響，因此使用父母教育水平變量作為戶主個人能力得分的代理變量②CHFS問卷中父母受教育水平選項為：沒上過學、小學、初中、高中、中專、大專、大學本科、碩士研究生和博士研究生，分別賦值為1、2、3、4、5、6、7、8、9，個人能力得分為父母教育程度數(shù)值相加，得分越高，個人能力越強。。在家庭特征變量方面，首先控制了家庭凈資產(chǎn)和戶籍性質。同時，參考郭士祺和梁平漢（2014）的做法，認為通信支出在很大程度上衡量了家庭社會交流能力，因此控制了“家庭通訊支出”變量③CHFS問卷中衡量家庭通訊費支出的問題是：您家去年平均每個月的電話、網(wǎng)絡等通信費共有多少？變量單位為十萬元。。根據(jù)馬雙和趙朋飛（2015）的研究，信貸行為會對家庭創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響，加入了虛擬變量“家庭是否有因創(chuàng)業(yè)而未還清的貸款”④CHFS問卷中涉及家庭是否有因創(chuàng)業(yè)未還清貸款的問題包括“目前，您家是否因工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動有尚未還清的銀行/信用社貸款？”“除了銀行/信用社貸款以外，目前您家是否因工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營有尚未還清的民間借款？”，當受訪戶主兩個問題都回答“否”時，賦值為0，其余情況賦值為1。。創(chuàng)業(yè)層面的特征變量主要有創(chuàng)業(yè)投入金額、時間以及家庭是否主動創(chuàng)業(yè)三個控制變量。在地區(qū)控制變量方面，控制了家庭所在地區(qū)的虛擬變量及家庭所在地區(qū)的商業(yè)氛圍，張龍耀和張海寧（2013）的做法，用地區(qū)個體戶和私營企業(yè)數(shù)量衡量地區(qū)商業(yè)氛圍。在行業(yè)特征變量方面，受訪創(chuàng)業(yè)者的行業(yè)選擇雖然覆蓋到19個行業(yè)，但是主要集中在“零售業(yè)”（42.11%）、“餐飲業(yè)”（11.83%）、“交通運輸業(yè)”（8.89%）、“居民服務業(yè)”（7.51%）和“制造業(yè)”（7.23%）等五大行業(yè)，因此構造出5個行業(yè)虛擬變量，以控制行業(yè)固定效應⑤CHFS問卷詳細詢問了家庭自營工商業(yè)的行業(yè)類別，行業(yè)分類以國民經(jīng)濟行業(yè)分類與代碼（GB/4754-2017）為標準。。此外，還控制了調查年份的虛擬變量。

表1為變量的描述性統(tǒng)計，數(shù)據(jù)顯示，不同家庭創(chuàng)業(yè)收入差異較大，大部分樣本缺乏金融素養(yǎng)，各具體特征變量數(shù)值也存在較大差異。

三、回歸設定及結果分析

（一）回歸設定

采用面板數(shù)據(jù)模型考察居民金融素養(yǎng)對家庭創(chuàng)業(yè)回報的影響，模型設定如下：

在式（1）中，i和t分別表示不同的家庭和調查年份：Entrepreneurial_Incomeit表示家庭在創(chuàng)業(yè)中獲得（遭受）的收入（虧損），F(xiàn)inancial_Literacyit表示居民具備的金融素養(yǎng)。Xit是控制變量。此外，模型中還加入了地區(qū)虛擬變量ui和時間虛擬變量ωt，εit是隨機誤差項。

（二）金融素養(yǎng)與家庭創(chuàng)業(yè)回報

表2為居民金融素養(yǎng)對家庭創(chuàng)業(yè)回報的基準回歸結果。第（Ⅰ）列未納入任何其他控制變量，也未控制行業(yè)固定效應、地區(qū)固定效應和時間固定效應；第（Ⅱ）列至第（Ⅶ）列依次加入了創(chuàng)業(yè)特征投入變量、戶主特征變量和家庭特征變量，控制了行業(yè)、地區(qū)和時間的固定效應。由第（Ⅰ）列可知，金融素養(yǎng)對于家庭創(chuàng)業(yè)回報的邊際影響是0.283，在1%的水平下顯著。如果一個居民的金融素養(yǎng)水平上升（下降）一個樣本標準差（0.022），則家庭創(chuàng)業(yè)回報上升（下降）約0.62個百分點，說明金融素養(yǎng)水平越高，家庭在創(chuàng)業(yè)中獲得收入越多。當模型中引入不同的控制變量，并分別控制行業(yè)固定效應、地區(qū)固定效應和時間固定效應后，居民金融素養(yǎng)對于家庭創(chuàng)業(yè)回報的影響依然顯著，但系數(shù)規(guī)模略有降低，金融素養(yǎng)的邊際影響為0.074，在1%的水平下顯著。

此外，根據(jù)第（Ⅶ）列回歸結果，在控制變量方面，關于家庭創(chuàng)業(yè)投入的三個變量系數(shù)均為正，在1%的水平下顯著，說明家庭投入創(chuàng)業(yè)的金額和時間越多，家庭創(chuàng)業(yè)績效越好，與被動創(chuàng)業(yè)相比，主動創(chuàng)業(yè)的家庭創(chuàng)業(yè)收入越多；男性戶主相比于女性更容易在創(chuàng)業(yè)中獲得收入；創(chuàng)業(yè)戶主年齡與家庭創(chuàng)業(yè)回報在1%的顯著水平下呈現(xiàn)出負向關系，表明戶主年齡越大，家庭創(chuàng)業(yè)收入越少，這種結果符合年齡與創(chuàng)業(yè)風險偏好之間存在負相關關系的假說，即創(chuàng)業(yè)戶主年齡較大，風險承受能力較差，相比于年輕的創(chuàng)業(yè)戶主，在創(chuàng)業(yè)中更趨于保守；戶主受教育年限與家庭創(chuàng)業(yè)收入之間存在負相關關系，可能的解釋是教育水平相對較高的戶主可能因為缺乏社會實踐經(jīng)驗和社會網(wǎng)絡而不容易在創(chuàng)業(yè)中獲得較高收入；戶主個人能力越強，越能在創(chuàng)業(yè)中獲得收入；家庭的凈資產(chǎn)對創(chuàng)業(yè)收入也有顯著的正向影響，這與柴時軍（2017）的發(fā)現(xiàn)一致，與創(chuàng)業(yè)決策中流動性約束理論相吻合，家庭擁有更多的資產(chǎn)則更易在企業(yè)遭遇困難時解決資金流動性不足問題，從而創(chuàng)業(yè)盈利的可能性增大，創(chuàng)業(yè)收入增加；家庭社會交流能力在1%的顯著水平上對創(chuàng)業(yè)收入產(chǎn)生了積極影響，與胡浩（2018）的研究結果一致，可能是因為家庭通信支出越多，與親友交流互動、互通信息的機會越多，越有可能獲得對創(chuàng)業(yè)有價值的信息，進而顯著提高了創(chuàng)業(yè)回報；如果家庭沒有因創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生未還清的借款時，則更容易在創(chuàng)業(yè)中獲得收入；在行業(yè)特征方面，相比于其他行業(yè)的創(chuàng)業(yè)家庭，從事制造業(yè)的創(chuàng)業(yè)家庭更能在創(chuàng)業(yè)中獲益，而從事零售業(yè)和服務業(yè)的家庭在創(chuàng)業(yè)中獲得的收入更少；地區(qū)個體戶和私營企業(yè)數(shù)量越多，商業(yè)氛圍越濃厚，家庭越有可能在創(chuàng)業(yè)中獲得較高收入；與2013年相比，家庭在2015年和2017年的創(chuàng)業(yè)收入顯著降低。

表1 變量統(tǒng)計性描述

表2 金融素養(yǎng)水平對家庭創(chuàng)業(yè)回報的影響

表3 金融素養(yǎng)對家庭創(chuàng)業(yè)回報影響的工具變量分析

（三）內生性問題分析

進一步考慮金融素養(yǎng)可能因為遺漏變量和雙向交互影響而存在著內生性問題，基準回歸的結果可能是有偏的。一方面，金融素養(yǎng)可能會受到家庭創(chuàng)業(yè)行為的影響，家庭可能在創(chuàng)業(yè)過程中提高了自身對經(jīng)濟金融知識的理解，這種關系可能會使金融素養(yǎng)對家庭創(chuàng)業(yè)回報的影響產(chǎn)生偏差。另一方面，金融素養(yǎng)和家庭創(chuàng)業(yè)回報還可能受到其他外生因素的影響，這些遺漏變量會使估計結果有偏。鑒于此，選擇工具變量的方法去解決內生性問題，借鑒張?zhí)枟澋龋?016）的做法，選擇居住在同一小區(qū)其他人金融素養(yǎng)水平的平均值，家庭可以通過在日常生活中和鄰居溝通而增加自身金融素養(yǎng)，此外周圍鄰居所具備的金融素養(yǎng)不在受訪戶主的控制范圍內，相對于家庭而言是嚴格外生的。

表3為金融素養(yǎng)對家庭創(chuàng)業(yè)回報影響的工具變量回歸。第（Ⅰ）列至第（Ⅶ）列為面板工具變量估計結果，其中，第（Ⅰ）列未納入任何其他控制變量，第（Ⅱ）列至第（Ⅶ）列依次控制了創(chuàng)業(yè)特征變量、個體特征變量、家庭特征變量、行業(yè)、地區(qū)和時間固定效應，工具變量回歸所引入的控制變量與基準回歸相同。

隨著控制變量的加入，表3第（Ⅲ）列至第（Ⅶ）列的結果表明，金融素養(yǎng)內生性問題并不嚴重，也說明表2第（Ⅲ）列至第（Ⅶ）列的估計結果是無偏的，即在控制了其他變量的情況下，居民具備金融素養(yǎng)越多，在創(chuàng)業(yè)中獲得收入越多。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗上文的估計結果是否穩(wěn)健，從兩個方面進行了穩(wěn)健性檢驗，結果如表4所示。

表4 穩(wěn)健性檢驗

一是基于金融素養(yǎng)指標，采用Guiso&Jappelli（2009）的方法，利用受訪戶主正確回答問題的個數(shù)來衡量金融素養(yǎng)水平。這種衡量方法是基于上文提到的中國家庭金融調查（CHFS）問卷中利率問題、通貨膨脹預期問題和投資風險問題的三道計算題，回答正確一題記1分。表4第（Ⅰ）、（Ⅱ）列是使用得分加總的金融素養(yǎng)水平以及面板工具變量的回歸結果①由于2017年中國家庭金融調查缺乏涉及居民金融素養(yǎng)水平三個問題的數(shù)據(jù)，故表4第（Ⅰ）、（Ⅱ）列僅使用2013年和2015年的調查樣本。。Hausman檢驗的p值為0.0000，面板工具變量回歸的結果顯示，金融素養(yǎng)對家庭創(chuàng)業(yè)回報的邊際影響為正，且在1%的水平下顯著。

二是基于不同樣本進行穩(wěn)健性檢驗。從事金融行業(yè)的受訪戶主可能更加了解創(chuàng)業(yè)過程中經(jīng)濟資源的合理配置與財務信息的處理，因而在金融素養(yǎng)水平和家庭創(chuàng)業(yè)回報上都可能與其他家庭不同，如果回歸結果是因為樣本中包含了從事金融行業(yè)家庭的樣本導致的，那么該估計結果可能不能被準確解讀，因此剔除了戶主從事金融行業(yè)的樣本，并重復回歸。由第（Ⅳ）列可知，Hausman檢驗表明在該模型中金融素養(yǎng)內生性問題并不嚴重，第（Ⅲ）列的估計結果無偏，即金融素養(yǎng)對家庭創(chuàng)業(yè)回報的邊際影響是0.080，在1%的水平下顯著，即在剔除了戶主從事金融行業(yè)樣本之后，金融素養(yǎng)對于家庭創(chuàng)業(yè)回報仍然具有顯著的正向影響。同時，相比于全樣本的回歸結果，金融素養(yǎng)的系數(shù)規(guī)模略有提高。由此可知，金融知識普及活動比如創(chuàng)業(yè)培訓可能在一定程度上緩解金融素養(yǎng)水平的不足對家庭創(chuàng)業(yè)收入的限制，特別是戶主不從事金融行業(yè)的家庭。綜上，前文結論是穩(wěn)健的，更高的金融素養(yǎng)水平確實能提高家庭在創(chuàng)業(yè)中收入。

（五）異質性分析

上文分析了金融素養(yǎng)水平對家庭創(chuàng)業(yè)回報的平均影響，但是由于不同家庭的自身特征存在差異，這種影響有可能是異質的。因此，從城鄉(xiāng)差異、戶主教育水平差異和地區(qū)差異的角度分析金融素養(yǎng)對家庭創(chuàng)業(yè)回報影響的異質性。根據(jù)戶籍性質分為城市家庭樣本和農村家庭樣本；根據(jù)戶主受教育程度的不同分為低教育水平家庭樣本和高教育水平家庭樣本 ；根據(jù)受訪家庭所在?。ㄖ陛犑小⒆灾螀^(qū)），分為東部地區(qū)家庭、中部地區(qū)家庭和西部地區(qū)家庭。表5顯示了金融素養(yǎng)對家庭創(chuàng)業(yè)回報影響的異質性檢驗回歸結果。

表5第（Ⅰ）至（Ⅸ）列顯示了金融素養(yǎng)對于不同戶籍家庭創(chuàng)業(yè)回報的影響③異質性分析中城市樣本、不同教育水平樣本、東部地區(qū)和西部地區(qū)樣本模型在Hausman檢驗中p值均大于0.1，接受原假設，表明在這些模型中金融素養(yǎng)內生性問題并不嚴重，基準回歸結果無偏，因此使用第（Ⅰ）、（Ⅳ）、（Ⅴ）、（Ⅵ）列和（Ⅸ）列的結果。限于篇幅，省略了工具變量回歸結果和Hausman檢驗結果，讀者如有需要，可向作者索取。。第（Ⅰ）列為金融素養(yǎng)對于城市家庭創(chuàng)業(yè)回報影響的基準回歸結果，在其他變量保持不變的情況下，金融素養(yǎng)水平提高1個單位，城市居民創(chuàng)業(yè)收入提高0.087個單位，在1%的水平上顯著。第（Ⅲ）列為農村樣本的工具變量回歸結果，金融素養(yǎng)對農村家庭創(chuàng)業(yè)回報沒有顯著影響。這表明金融素養(yǎng)水平對不同戶籍家庭創(chuàng)業(yè)收入的影響產(chǎn)生了顯著差異，金融素養(yǎng)在城市家庭創(chuàng)業(yè)中發(fā)揮著更重要的作用?？赡艿脑蚴浅鞘械貐^(qū)家庭不僅能通過加強金融教育豐富理論知識，相比于農村地區(qū)較為落后的經(jīng)濟發(fā)展水平，城市家庭還可以更多地參與金融市場提高實操能力，多維度金融素養(yǎng)的增加有助于提高資源配置和解決創(chuàng)業(yè)中財務問題的能力，進而增加經(jīng)營收入。

表5第（Ⅳ）、（Ⅴ）列為金融素養(yǎng)對于不同教育水平居民家庭創(chuàng)業(yè)回報影響的基準回歸結果。在其他變量保持不變的情況下，金融素養(yǎng)對低教育水平家庭創(chuàng)業(yè)回報的邊際影響為0.041，對高教育水平家庭創(chuàng)業(yè)回報的邊際影響為0.114。對于不同教育水平的家庭，金融素養(yǎng)都顯著地促進了家庭創(chuàng)業(yè)回報，這種促進效應在戶主受教育水平較高的家庭中要大于戶主受教育程度較低的家庭，這可能是因為不同教育水平家庭所經(jīng)營的創(chuàng)業(yè)項目性質存在差異，低教育水平家庭可能由于自身知識儲備不足，選擇從事涉及過多財務知識的創(chuàng)業(yè)項目較少，因而金融素養(yǎng)對其創(chuàng)業(yè)收入的影響更小。

表5第（Ⅵ）至（Ⅸ）列為金融素養(yǎng)對不同地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)回報的影響。第（Ⅵ）列為東部地區(qū)家庭的基準回歸結果，金融素養(yǎng)變量系數(shù)值為0.090，在1%的水平上顯著。第（Ⅶ）、（Ⅷ）列為金融素養(yǎng)對于中部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)回報的影響，根據(jù)Hausman檢驗，使用工具變量回歸結果。雖然金融素養(yǎng)的系數(shù)值為0.704，但是不具有統(tǒng)計意義上的顯著性。第（Ⅸ）列為西部地區(qū)子樣本的基準回歸結果，金融素養(yǎng)系數(shù)雖為正，但是也不顯著?？梢钥闯?，金融素養(yǎng)對于家庭創(chuàng)業(yè)回報的影響存在顯著的區(qū)域差異，這種影響主要作用于東部地區(qū)，對中西部地區(qū)的作用比較有限?？赡艿慕忉屖?，中西部地區(qū)經(jīng)濟金融發(fā)展水平相對落后，創(chuàng)業(yè)環(huán)境較差，導致了金融素養(yǎng)對創(chuàng)業(yè)回報的影響效果偏弱。

表5 金融素養(yǎng)對家庭創(chuàng)業(yè)回報影響的異質性分析

四、結論與建議

基于2013年、2015年和2017年CHFS三期面板數(shù)據(jù)，從微觀層面研究了居民金融素養(yǎng)對家庭創(chuàng)業(yè)回報的影響。結果表明，居民金融素養(yǎng)水平的提高可以顯著提高家庭創(chuàng)業(yè)績效，進而獲得更高的創(chuàng)業(yè)收入。研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)投入金額、時間、是否主動創(chuàng)業(yè)、戶主性別、年齡、受教育水平、個人能力、家庭凈資產(chǎn)和家庭社會互動等控制變量對創(chuàng)業(yè)收入也具有顯著的影響，并且內生性分析和穩(wěn)健性檢驗，均證明所得結論是可靠的。此外，異質性分析發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)對農村家庭及中西部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)回報影響不顯著，對高低教育水平家庭、城市家庭以及東部地區(qū)家庭的創(chuàng)業(yè)回報都具有顯著的正向影響，但是影響效果存在差異。

上述結果表明居民金融素養(yǎng)水平是影響家庭創(chuàng)業(yè)回報的一個重要因素，居民所具備的金融素養(yǎng)越豐富，越容易在創(chuàng)業(yè)中盈利。因此，建議我國各級政府在頒布政策以改善創(chuàng)業(yè)環(huán)境、增加創(chuàng)業(yè)機會的同時，可以通過加強金融教育等方式來提高全民配置經(jīng)濟資源的能力和處理財務信息的能力，提高理財意識、優(yōu)化創(chuàng)業(yè)行為、提高創(chuàng)業(yè)質量。政府可以考慮在高校課程中加入金融素養(yǎng)培訓類課程，增強大學生資源配置和財務規(guī)劃能力；推動金融素養(yǎng)教育進入社區(qū)，在社區(qū)中分發(fā)金融知識宣傳冊、開展金融素養(yǎng)主題講座，激發(fā)居民“雙創(chuàng)”活力、提高創(chuàng)業(yè)回報率。政府還可以在創(chuàng)業(yè)信息發(fā)布平臺上開展居民金融素養(yǎng)教育活動。居民可以通過平臺加強金融及創(chuàng)業(yè)知識的學習，在創(chuàng)業(yè)中面臨可能的財務知識困惑時，可以通過平臺主動搜集信息和咨詢金融專業(yè)人士，提高金融素養(yǎng)水平和企業(yè)管理能力，作出合理的決策，提升創(chuàng)業(yè)績效，推動我國創(chuàng)業(yè)高質量發(fā)展。