◎趙國慶 周學琴

引言

根據世界銀行和經濟合作與發(fā)展組織的數據，中國家庭總儲蓄占家庭可支配收入的比例從2000年的不到28%上升到2010年的39%，到2015年緩慢下降至37%，是世界上居民儲蓄率最高的國家之一，出現了“儲蓄率之謎”。1因此，如何釋放消費潛力，降低家庭儲蓄水平是黨和國家的重要任務之一。與此同時，隨著人們參與經濟、金融活動的拓展與加深，金融素養(yǎng)對居民的重要性不斷增加，而合理儲蓄決策的制定離不開金融素養(yǎng)的支撐。金融素養(yǎng)與家庭儲蓄之間有著密切的聯(lián)系，了解和提升我國居民的金融素養(yǎng)關系到整個社會的穩(wěn)定，對個人和家庭福祉具有重要作用，因此研究金融素養(yǎng)如何影響家庭儲蓄具有重要的現實意義。

經濟學家很早就開始研究影響家庭儲蓄率的相關因素，由于對該問題的研究角度及側重點各不相同，得出的結論也不盡相同。首先，家庭人口特征變量如家庭收入水平、健康狀況以及人口結構對家庭儲蓄的影響。劉鎧豪等（2015）發(fā)現少子化和老齡化的人口年齡結構是導致我國儲蓄率持續(xù)攀升的重要原因，但Chamon et al．(2010)卻認為人口結構對家庭儲蓄率并沒有顯著的影響。其次，居民儲蓄動機如預防性儲蓄動機、競爭性儲蓄動機對家庭儲蓄的影響。何立新等（2008）發(fā)現養(yǎng)老金財富對家庭儲蓄具有顯著的替代效應。Lachowska et al．(2018)研究發(fā)現， 1999年的波蘭延遲退休改革政策對家庭儲蓄率具有顯著的正向影響。另外，未婚家庭的預防性儲蓄動機較強，并且未婚男性對家庭儲蓄率的正向影響顯著高于未婚女性。最后，居民個人經歷對家庭儲蓄有影響，早年饑荒經歷對成年后家庭的儲蓄傾向產生重要影響。

金融素養(yǎng)可以定義為，是財經相關知識、應用能力和價值觀的綜合體，使個體能夠對面臨的財經問題進行合理分析、判斷和決策，以提升個體和家庭的福祉。2關于直接研究金融素養(yǎng)與家庭儲蓄的文獻較少，其間接研究主要集中在金融素養(yǎng)對財富積累、資產配置、消費以及投資決策等方面的影響。具體而言，金融素養(yǎng)高的家庭更有可能持有負債并且偏好通過正規(guī)渠道借貸，金融知識的缺乏將導致不合理的負債行為。另外，隨著家庭成員掌握的金融知識的增長，家庭在資產配置過程中傾向于更多地配置風險資產，在股票市場上盈利的可能性也會增加，從而在一定程度上緩解城市貧困。國外大量研究同樣表明，金融知識的缺乏將會導致股市的有限參與，金融知識水平低的人更有可能回避股市。這意味著，金融素養(yǎng)可視為一種降低股市參與成本的方式，使個人更易參與股票投資。魏麗萍等（2018）發(fā)現金融素養(yǎng)的提高能顯著增加互聯(lián)網金融參與程度。Bernheim(2003)以公司員工為研究對象，從公司組織的金融教育出發(fā)，發(fā)現金融培訓活動與員工儲蓄的整體水平顯著正相關。宋全云等（2019）則認為，伴隨著居民金融知識水平的不斷提高，家庭消費支出不斷增加，這也為本文的研究提供了契機。

基于此，本文使用中國家庭追蹤調查（CHFS）2017年的數據對金融素養(yǎng)與家庭儲蓄之間的關系進行了實證檢驗。本文的邊際貢獻在于：從金融素養(yǎng)的角度為中國家庭高儲蓄率提供了一個解釋，為理解我國高儲蓄率現象提供了新的視角。對反向因果和遺漏變量導致的內生性加以區(qū)分，借助相同性別、同一年齡段且居住在同一社區(qū)其他家庭的平均金融素養(yǎng)為工具變量，使用聯(lián)立方程模型處理遺漏不可觀測變量導致的有偏估計，是對現有文獻應對金融素養(yǎng)內生性問題的重要補充。此外，本文引入多重中介效應，使用似不相關模型對金融素養(yǎng)影響儲蓄率的多重并列路徑進行了分析。

模型與變量

（一）模型設定

本文首先使用Probit模型估計金融素養(yǎng)對家庭是否擁有儲蓄的影響，模型設定如下：

其中，whesri表示家庭i是否擁有儲蓄，等于1表示家庭擁有儲蓄，否則為0。finli是本文關注的家庭i的金融素養(yǎng)水平，Xi是控制變量，包括戶主特征變量、家庭特征變量以及地區(qū)特征變量。i為誤差項，用以控制遺漏變量。

接下來，本文使用OLS模型估計金融素養(yǎng)對家庭儲蓄率的影響，模型設定如下：

其中，Savingi表示家庭i的儲蓄率，finli與Xi同前。

（二）數據來源

本文使用的數據來自西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心2017年在全國范圍內開展的中國家庭金融調查（China Household Finance Survey，CHFS）。CHFS覆蓋了29個省/自治區(qū)/直轄市(除新疆、西藏和港澳臺），采用三階段、分層、與人口規(guī)模成比例（PPS）的抽樣方法，旨在通過現代調查技術和手段，研究當前中國微觀家庭的金融、經濟問題。并且基于研究需要，本文將研究樣本限定在16歲及以上的戶主。同時，參照已有文獻，本文將家庭儲蓄率上限設置為100%，下限設置為-200%，剔除關鍵變量的缺失值，并且剔除家庭總收入小于等于0的樣本，最終得到23577個觀測值。由于本文的目的在于考察居民的金融素養(yǎng)與家庭儲蓄動機以及儲蓄規(guī)模的影響，因而合理地構建金融素養(yǎng)和儲蓄相關指標是本文的關鍵。下面分別就金融素養(yǎng)、儲蓄相關指標和其他控制變量進行說明。

（三）變量設定

1．金融素養(yǎng)的度量

現有研究主要通過主觀金融素養(yǎng)指標和客觀金融素養(yǎng)指標測度居民的金融素養(yǎng)水平，而客觀金融素養(yǎng)指標能夠更加準確地衡量受訪者的金融素養(yǎng)水平，因此本文選用客觀金融素養(yǎng)指標進行分析。同時，為有效區(qū)分回答錯誤與回答不知道所代表的金融素養(yǎng)水平，參照尹志超等（2014）的做法，本文針對每個問題分別構建了兩個虛擬變量，第一個虛擬變量表示是否正確回答問題，第二個虛擬變量表示是否直接回答問題（若回答不知道或拒絕回答即為間接回答）。根據CHFS問卷中測度金融素養(yǎng)的3個問題，本文將構建6個變量采用迭代主因子法進行分析3。

2．儲蓄相關指標

儲蓄可以在一定程度上代表居民家庭財富的積累。然而，過高的儲蓄不利于擴大內需以及拉動經濟增長。本文重點關注提高居民金融素養(yǎng)水平能否有效緩解中國家庭的高儲蓄率問題，如果回答是肯定的，那么大力開展金融知識教育、提高居民金融素養(yǎng)水平將有利于降低中國居民家庭的儲蓄率，從而促進金融市場健康、穩(wěn)定地發(fā)展。

由于醫(yī)療支出與教育支出具有很強的不確定性，會使家庭階段性的消費支出發(fā)生劇烈波動，因此，本文在定義儲蓄率時，參照蘇華山等（2016）的研究，將醫(yī)療支出與教育支出從家庭總消費支出4中扣除，從而得到家庭常規(guī)性消費支出，利用家庭總收入減去家庭常規(guī)性消費支出除以家庭總收入，得到儲蓄率。表達式如下：

儲蓄率=[家庭總收入-（家庭總消費-（醫(yī)療支出+教育支出））]/家庭總收入

此外，家庭的儲蓄決策可以分為兩個階段，第一階段為參與決策，決定家庭是否擁有儲蓄；第二階段為數量決策，決定家庭具體的儲蓄率水平?；谝陨戏治?，本文將家庭總收入減去家庭常規(guī)性總支出的儲蓄額為正的家庭定義為擁有儲蓄，賦值為1，否則為0。

3．其他控制變量

除了以上變量外，本文還控制了一系列與家庭儲蓄有關的變量，具體包括個體特征變量、家庭特征變量以及地區(qū)特征變量。其中，個體特征變量包括：性別、年齡、受教育水平、婚姻、健康狀況、居住地、風險追求、風險厭惡、參與醫(yī)療保險、參與養(yǎng)老保險；家庭特征變量包括：家庭總收入、家庭規(guī)模、是否擁有自有住房、少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比；地區(qū)特征變量包括：省份控制變量。表1給出了變量的描述性統(tǒng)計（見表1）。

實證分析

（一）金融素養(yǎng)與擁有儲蓄

首先分析居民家庭的金融素養(yǎng)對家庭是否擁有儲蓄的影響。表2第（1）列報告了家庭是否擁有儲蓄的結果。從回歸結果可以看出，金融素養(yǎng)的估計系數為-0．059，且在1%水平上顯著，即金融素養(yǎng)越高的家庭擁有儲蓄的可能性越低，表明金融素養(yǎng)越高的家庭儲蓄動機越弱。

此外，就其他控制變量而言，年齡對家庭是否擁有儲蓄具有顯著的正向影響，即隨著年齡的增長，家庭儲蓄水平更高，說明年老的家庭更愿意積累財富。戶主受教育程度處于初中和高中及以上階段的家庭越不可能擁有儲蓄，表明這類家庭傾向于通過信貸市場平滑消費。相對于戶主未婚的家庭，戶主已婚家庭應對經濟風險的能力更強，相應的預防性儲蓄動機較弱，因此該類家庭擁有儲蓄的可能性更低。健康狀況對家庭是否擁有儲蓄有顯著的負向影響，即健康狀況越好的家庭，擁有儲蓄的可能性越小。由于農村地區(qū)的基礎設施狀況相對而言比較落后，因此農村家庭需要更多的儲蓄以應對未來的不確定性。風險追求的個體往往具有更強的抗風險能力，傾向于更多地消費當期收入，導致家庭儲蓄動機較弱；而風險厭惡的個體則具有較高的儲蓄動機。此外，家庭總收入作為家庭財富的象征，對是否擁有儲蓄具有顯著的正向影響，這進一步證明高收入的儲蓄動機更強。本文發(fā)現家庭人口規(guī)模與家庭是否擁有儲蓄顯著負相關，可能的解釋是，更多的人口規(guī)模意味著更高的消費性支出，進而降低了家庭儲蓄水平。家庭少兒撫養(yǎng)比越高，則擁有儲蓄的可能性越低。然而，老年撫養(yǎng)比與家庭是否擁有儲蓄顯著正相關，可能是因為，隨著科技進步以及消費模式日益復雜化，老年人口較低的認知能力抑制了家庭消費支出，最終導致了較高的儲蓄水平。位于東部地區(qū)和西部地區(qū)的家庭均具有較弱的儲蓄動機。

表1：變量定義及描述性統(tǒng)計

然而，金融素養(yǎng)指標可能存在潛在的內生性問題。居民日常生活中的儲蓄決策會影響其金融素養(yǎng)水平，居民過去的儲蓄經歷會促使其不斷學習與利率和時間價值相關的金融知識，提高自身金融素養(yǎng)水平，以便在高存款利率時將錢存入銀行，從而獲得更多收益。那么，為有效緩解反向因果導致的內生性問題，參考宗慶慶等學者的研究，本文使用與受訪者性別相同、處于同一年齡段且居住在同一社區(qū)其余家庭的平均金融素養(yǎng)作為工具變量。一方面，與受訪者性別相同、處于同一年齡段且居住在同一社區(qū)其余家庭的平均金融素養(yǎng)代表了該類家庭金融素養(yǎng)的大致水平，通過向周圍其他家庭學習、模仿，家庭自身的金融素養(yǎng)水平能夠得到提高。另一方面，家庭的儲蓄決策行為不會因其余家庭平均的金融素養(yǎng)水平而改變，兩者之間沒有直接的聯(lián)系。因此，本文認為該工具變量同時滿足相關性和外生性的要求。表2第（2）列底部DWH內生性檢驗顯示，在5%水平上拒絕不存在內生性的假設。另外，一階段估計的F值為259．46，工具變量的t值為14．05。根據Stock& Yogo的研究成果，F值大于10%偏誤水平下的臨界值16．38，這進一步表明，使用相同性別、同一年齡段中社區(qū)其他家庭平均的金融素養(yǎng)作為工具變量是合理的，即不存在弱工具變量問題。表2中第（2）列顯示了IV-Probit的估計結果，可以看出，金融素養(yǎng)對家庭是否擁有儲蓄的估計系數為-0．342，且在1%水平上顯著，表明即使在控制了內生性之后，金融素養(yǎng)對家庭儲蓄的抑制作用依然顯著存在（見表2）。

由于家庭的儲蓄決策是復雜均衡的結果，金融素養(yǎng)也面臨著家庭潛在創(chuàng)新基因等不可觀測因素的影響，因此在分析金融素養(yǎng)與家庭儲蓄的關系時，往往存在著遺漏變量導致的內生性問題。由前文可知，家庭儲蓄受金融素養(yǎng)、其他控制變量以及不可觀測變量的影響。由于控制變量嚴格外生，其與誤差項不相關。而對金融素養(yǎng)而言，存在不可觀測的變量同時影響著金融素養(yǎng)與家庭儲蓄，導致金融素養(yǎng)與誤差項相關。為緩解遺漏變量導致的內生性問題，本文根據金融素養(yǎng)與誤差項的關系，給出如下影響金融素養(yǎng)的表達式：

其中，zi是影響金融素養(yǎng)但不影響家庭儲蓄的新增變量，主要為與受訪者性別相同、處于同一年齡段中社區(qū)其他家庭平均的金融素養(yǎng)。vi是既影響金融素養(yǎng)又對居民家庭儲蓄水平產生影響的變量（如家庭創(chuàng)新基因等），正是因為遺漏了vi才導致了金融素養(yǎng)的內生性問題。Xi為zi以外的其他影響金融素養(yǎng)的控制變量。

參照單德朋的做法，本文使用聯(lián)立方程模型同時估計方程（1）和（3）。該方法既能緩解模型聯(lián)立導致的內生性問題，又能對此導致的異方差問題進行有效處理。表2第（3）列給出了3SLS的估計結果?？梢钥闯觯捎寐?lián)立方程模型緩解遺漏變量導致的內生性問題之后，金融素養(yǎng)仍然顯著降低了家庭擁有儲蓄的可能性，這表明通過金融培訓等方式提高居民金融素養(yǎng)水平是降低家庭儲蓄水平、拉動經濟增長的有力措施，如何提高居民金融素養(yǎng)水平是政策制定者需要重點關注和思考的問題。

（二）金融素養(yǎng)與家庭儲蓄率

合理的家庭儲蓄水平有利于金融體系和金融生態(tài)的健康發(fā)展。那么，金融素養(yǎng)對家庭儲蓄規(guī)模是否起到同樣的抑制作用呢？接下來，本文就金融素養(yǎng)對家庭儲蓄率的作用進行檢驗。表2第（4）列顯示了金融素養(yǎng)對家庭儲蓄率影響的估計結果?？梢钥闯觯航鹑谒仞B(yǎng)對家庭儲蓄率的估計系數為-0．033，且在1%水平上顯著，表明金融素養(yǎng)越高的家庭儲蓄率越低，可能的解釋是，高金融素養(yǎng)水平的個體能有效釋放家庭消費潛力，進而通過促進消費支出降低家庭儲蓄率。另外，居民較高的金融素養(yǎng)水平將有助于提高家庭抵御不確定性風險的能力，從而有效改善目前家庭消費率較低和儲蓄率較高的現狀。其他控制變量對家庭儲蓄率的影響與已有的研究結果基本上一致，不予贅述。

表2：金融素養(yǎng)與家庭儲蓄

由于居民家庭可能通過從事金融活動提高自身的金融素養(yǎng)水平，存在潛在的反向因果導致的內生性問題。與前文一樣，選擇與受訪者性別相同、處于同一年齡段且居住在同一社區(qū)其他家庭的平均金融素養(yǎng)作為工具變量進行檢驗。表2第（5）列底部顯示了使用Durbin-Wu-Hausman檢驗金融素養(yǎng)內生性的結果，在1%水平上拒絕了不存在內生性的假設。另外，一階段的F值為197．10，大于在10%偏誤水平下的臨界值16．38，且工具變量的t值為14．04。這進一步表明使用性別相同、同一年齡段的社區(qū)平均金融素養(yǎng)作為工具變量是合理的?；貧w結果顯示，金融素養(yǎng)對家庭儲蓄率具有顯著的負向影響，說明居民金融素養(yǎng)水平的提高降低了家庭儲蓄率。表2第（6）列給出了3SLS的估計結果?？梢钥闯?，金融素養(yǎng)對家庭儲蓄率具有顯著負向影響，這與前文的結論基本一致。

表3：分位數回歸結果

（三）金融素養(yǎng)對家庭儲蓄率的分位數回歸

由于家庭儲蓄率的分布可能存在不均衡現象，因此本文采用分位數回歸的方法考察了金融素養(yǎng)對不同儲蓄水平上的家庭儲蓄的影響。表3給出了家庭儲蓄率在0．1、0．3、0．5、0．7、0．9分位點上的估計結果?？梢钥闯觯c基準回歸結果相同，金融素養(yǎng)的提高使家庭儲蓄率降低，且均在1%的水平上顯著?？傮w而言，隨著分位點的提高，回歸系數的絕對值有遞減趨勢，在0．1分位上系數絕對值最高，為0．034；但在0．9分位上，系數絕對值減小為0．016。這表明金融素養(yǎng)對低儲蓄家庭的影響程度更大，而對高儲蓄家庭的影響程度則相對較小，可能的解釋是，對于中、高儲蓄率的家庭而言，家庭邊際消費傾向較小，儲蓄率對居民金融素養(yǎng)的敏感性低。根據以上結論，金融知識匱乏、金融素養(yǎng)較低是導致我國儲蓄率過高的重要原因，提高居民金融素養(yǎng)有利于我國居民家庭合理地調整儲蓄水平（見表3）。

此外，本文發(fā)現相對于文盲群體而言，受教育水平為小學的居民家庭在0．7和0．9分位上回歸系數顯著為負；受教育水平為初中的居民家庭在0．3、0．5、0．7以及0．9分位上回歸系數顯著為負。表明對中、高等儲蓄水平的家庭而言，具備基本文化知識能夠有效降低家庭儲蓄率；而對于儲蓄水平過低的家庭而言，可能由于家庭自身的財富水平較低，因此受教育程度對儲蓄率的影響并不明顯。高中及以上文化程度的居民家庭在每個分位上都顯著降低了家庭儲蓄率，表明接受高等教育可以弱化居民儲蓄動機，降低家庭儲蓄水平。值得注意的是，小學、初中、高中及以上受教育程度回歸系數的絕對值總體上呈遞增趨勢，表明隨著受教育水平的提高，其對家庭儲蓄率的抑制作用更加明顯。有意思的是，在0．3分位上，醫(yī)療保險對家庭儲蓄率的影響顯著為正，而在其他分位上該作用并不明顯。一般而言，參與醫(yī)療保險的個體往往面臨較高的健康風險并且缺乏安全感，較強的預防性儲蓄動機提高了家庭的儲蓄水平。此外，養(yǎng)老保險對中、低儲蓄率的家庭沒有顯著影響。但在0．9分位上，養(yǎng)老保險對家庭儲蓄率具有顯著的負向影響，可能的解釋是，社會統(tǒng)籌模式的養(yǎng)老保險降低了家庭的預防性儲蓄動機，較大程度地“擠出”了家庭儲蓄。中、高等儲蓄率的家庭往往具有較高的財富水平，因此自有住房會顯著提高家庭儲蓄率，這進一步驗證了富人儲蓄率更高的結論。其余控制變量的回歸結果與前文基本一致，在此不再贅述。

（四）金融素養(yǎng)影響家庭儲蓄率的異質性分析

為了全面分析金融素養(yǎng)對家庭儲蓄影響的異質性，本文分別從城鄉(xiāng)差異以及婚姻狀況差異角度，對居民金融素養(yǎng)與家庭儲蓄之間的關系進行分析。

1．城鄉(xiāng)差異

考慮到中國城鄉(xiāng)二元金融發(fā)展以及經濟結構的差異，本文分別就農村樣本和城市樣本進行考察，以便消除城鄉(xiāng)之間的交叉影響。表4給出了金融素養(yǎng)城鄉(xiāng)差異的估計結果。其中，上半部分為農村樣本，下半部分為城市樣本。表4中所有的控制變量均與前文相同，為了行文簡潔，在此只列示核心解釋變量對家庭儲蓄的影響（見表4）。

第（1）列顯示，對于農村家庭而言，金融素養(yǎng)對家庭是否擁有儲蓄的影響不顯著，可能是因為農村居民無法運用自身的金融知識參與金融決策。對于城市家庭而言，金融素養(yǎng)對家庭是否擁有儲蓄具有顯著的負向影響，表明提高城市居民金融素養(yǎng)能有效降低家庭擁有儲蓄的可能性，可能是城市地區(qū)經濟發(fā)展水平較高，城市居民具備較高的金融素養(yǎng)，能夠在釋放消費潛力的同時降低家庭的儲蓄水平。

第（2）列顯示，農村居民的金融素養(yǎng)與家庭儲蓄率顯著負相關，城市居民的金融素養(yǎng)與家庭儲蓄率也具有顯著的負向影響，且城市居民金融素養(yǎng)估計系數的絕對值高于農村居民。表明金融素養(yǎng)對農村地區(qū)和城市地區(qū)家庭的儲蓄率均有顯著的抑制作用，且金融素養(yǎng)對城市地區(qū)家庭儲蓄率的抑制作用顯著高于農村地區(qū)。因此國家應有針對性地提高城市地區(qū)金融培訓服務的質量，最大程度地發(fā)揮金融素養(yǎng)的抑制作用。

2．婚姻狀況差異

此外，基于競爭性儲蓄動機理論，為考察金融素養(yǎng)對家庭儲蓄的影響是否存在顯著的婚姻狀況差異，本文按婚姻狀況進行分組回歸，回歸結果如表5所示。其中，表5上半部分為已婚樣本的估計結果，下半部分為未婚樣本的估計結果。變量設置情況與表4相同。

第（1）列顯示，金融素養(yǎng)對已婚家庭是否擁有儲蓄具有顯著的負向影響。一方面，與未婚群體相比，已婚群體不需要通過增加儲蓄來提高其在婚姻匹配中的競爭力，競爭性儲蓄動機較弱。另一方面，已婚群體往往面臨更多的家庭責任，消費潛力大，此時提高其金融素養(yǎng)水平能進一步弱化家庭的儲蓄動機。另外，金融素養(yǎng)對未婚家庭是否擁有儲蓄的影響為正，但不顯著?？赡苁且驗槲椿榧彝ハM渠道比較單一，并且相應地競爭性儲蓄動機較強，因此較高的金融素養(yǎng)水平能提高該類家庭擁有儲蓄的可能性。

表4：金融素養(yǎng)與家庭儲蓄：城鄉(xiāng)差異

表5：金融素養(yǎng)與家庭儲蓄：婚姻狀況差異

第（2）列顯示，金融素養(yǎng)對已婚家庭的儲蓄率具有顯著的負向影響，但對未婚家庭的顯著性水平明顯降低。表明戶主已婚的家庭金融素養(yǎng)對家庭儲蓄率的邊際影響更強，可能的解釋是，戶主已婚的家庭在日常生活中往往需要作出更多的金融決策行為，整體金融素養(yǎng)水平高于未婚家庭，因此金融素養(yǎng)抑制儲蓄的作用在該類家庭中表現的更加明顯?？傊?，無論是從儲蓄動機還是儲蓄規(guī)模來看，金融素養(yǎng)對已婚家庭的抑制作用均顯著高于未婚家庭，因此應重點關注并提高戶主已婚家庭的金融素養(yǎng)水平。

表6：金融素養(yǎng)影響家庭儲蓄的多重中介效應

（五）金融素養(yǎng)影響家庭儲蓄的機制分析

由前文可知，金融素養(yǎng)對我國居民家庭儲蓄存在異質性影響。為了進一步考察金融素養(yǎng)影響家庭儲蓄率的作用路徑，接下來本文使用似不相關回歸（SUR）探討金融素養(yǎng)作用于家庭儲蓄率的影響機制。目前，已有文獻主要探討金融素養(yǎng)對財富積累、資產配置以及消費問題等方面的影響?？紤]到金融素養(yǎng)與家庭儲蓄率之間可能存在多個中介變量，與以往研究不同，本部分同時將家庭總資產（家庭財富）以及家庭總消費7引入模型進行多重中介效應8檢驗，中介效應模型設定如下：

其中，Intermi1表示中介變量1，Intermi2表示中介變量2，其余變量與前文相同。

表6給出了同時將家庭財富和家庭消費作為中介變量的回歸結果。其中，為了便于比較，將前文的OLS回歸結果置于第（1）列。由第（2）列可知，在控制了一系列與家庭財富有關的變量之后，金融素養(yǎng)與家庭的財富水平顯著正相關，表明居民較高的金融素養(yǎng)能夠促進家庭財富的積累。此外，在第（3）列估計結果中，金融素養(yǎng)對家庭消費的影響顯著為正，表明金融素養(yǎng)水平越高，家庭消費支出也越多，這進一步證明金融知識的缺乏是導致我國消費不足的重要原因。另外，第（4）列結果顯示，家庭財富變量的估計系數顯著為正，表明富人的儲蓄率更高；家庭消費變量的估計系數顯著為負，表明家庭消費支出的擴大降低了家庭儲蓄率。同時，與第（1）列相比，金融素養(yǎng)估計系數的絕對值明顯下降，這表明家庭財富和家庭消費是金融素養(yǎng)作用于家庭儲蓄率的重要中介變量。本文還使用nlcom方法檢驗多重中介效應的顯著性及其占比。中介效應檢驗9結果表明，家庭財富與家庭消費的多重中介效應是顯著存在的，其中介效應大小為42．98%，這意味著，居民金融素養(yǎng)對家庭儲蓄率的抑制作用中，有42．98%是通過家庭財富與家庭消費同時發(fā)揮作用的。

穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗前文估計結果以及所得結論的穩(wěn)健性，接下來從經濟學意義上的儲蓄率、金融素養(yǎng)的代理變量兩方面進行分析。

首先，根據CHFS匯報的家庭總收入與家庭總消費，利用家庭總收入與家庭總消費的差值，再除以家庭總收入，從而得到經濟學意義上的儲蓄率（儲蓄率2）。表達式如下：

儲蓄率2=(家庭總收入-家庭總消費）/家庭總收入

表7給出了金融素養(yǎng)與新定義的儲蓄率的估計結果。可以看出，金融素養(yǎng)對家庭儲蓄率依然具有負向影響，且在1%水平上顯著，其他控制變量對家庭儲蓄率的影響也與前文估計結果基本一致。其次，本文使用CHFS數據庫中的金融資產總額10作為金融素養(yǎng)的代理變量進行穩(wěn)健性檢驗。一般來說，金融素養(yǎng)提高的一個重要表現是居民更加理性地配置家庭金融資產，因此將金融資產總額作為金融素養(yǎng)的代理變量是合適的。表8給出了代理變量對家庭儲蓄的估計結果。由表8可知，家庭金融資產總額越大，越有可能擁有較低的儲蓄規(guī)模。事實上，利率的長期走低與金融市場的日趨完善使得家庭對儲蓄存款以外的投資需求也更加多樣化，而投資需求占比的增加也是儲蓄存款下降的一個重要原因。

表7：金融素養(yǎng)與家庭儲蓄（儲蓄率2）

表8：金融素養(yǎng)與家庭儲蓄（金融資產總額）

結論及政策建議

借助中國家庭金融調查（CHFS）2017年的數據，本文探討了金融素養(yǎng)與家庭儲蓄之間的關系。研究發(fā)現，提高居民金融素養(yǎng)水平能顯著降低家庭擁有儲蓄的可能性，同時，居民金融素養(yǎng)越高，家庭儲蓄率越低?？紤]到金融素養(yǎng)可能存在的內生性，本文選取相同性別、同一年齡段且居住在同一社區(qū)其他家庭平均的金融素養(yǎng)作為工具變量，分別使用工具變量兩階段回歸以及聯(lián)立方程模型緩解了反向因果和遺漏變量導致的內生性問題，并且探討了金融素養(yǎng)對居民家庭儲蓄的異質性影響以及金融素養(yǎng)影響家庭儲蓄率的內在機制。結論如下：1．金融素養(yǎng)對家庭是否擁有儲蓄以及家庭儲蓄率均具有顯著的負向影響，提高居民金融素養(yǎng)水平能有效解決中國高儲蓄率問題。2．為考察金融素養(yǎng)對不同儲蓄水平家庭的影響，本文采用分位數回歸方法進行分析。結果表明，隨著分位點的提高，金融素養(yǎng)回歸系數的絕對值有遞減趨勢，說明對于低儲蓄家庭而言，金融素養(yǎng)對家庭儲蓄率的邊際影響更大。3．異質性分析表明，無論是家庭儲蓄動機還是儲蓄規(guī)模，金融素養(yǎng)對城市家庭的影響均顯著大于農村家庭。另外，戶主已婚的家庭金融素養(yǎng)對家庭儲蓄率的邊際影響更強。4．多重中介檢驗結果表明，家庭財富與家庭消費的作用是顯著存在的，具備較高金融素養(yǎng)水平的居民更傾向于擴大消費規(guī)模以降低家庭儲蓄水平。結合本文的研究結論，提出如下政策建議：

（一）審慎制定居民金融素養(yǎng)提升政策與計劃，提高居民家庭金融決策效率

基于樣本家庭的異質性，應重點關注農村家庭和已婚家庭的金融素養(yǎng)培訓，通過金融教育進課堂以及網絡授課等方式，有針對性地對其提供金融培訓服務，改善居民的金融素養(yǎng)水平。同時，對于金融素養(yǎng)與家庭儲蓄之間可能存在的同伴效應，要充分發(fā)揮家庭與外部關系密切群體的行為交互，從而實現社區(qū)標桿家庭的示范作用。

（二）完善社會保障制度，降低居民預防性儲蓄的意愿，釋放居民消費潛力

伴隨著我國經濟的不斷發(fā)展，應不斷擴大社會保障的覆蓋面，降低居民在教育、醫(yī)療、住房等方面的受限度，促進消費需求不斷增長，進而降低居民的預防性儲蓄動機。總之，推動供給側結構性改革以提升居民家庭的邊際消費傾向，健全社會保障體系以降低居民家庭的預防性儲蓄，是拉動國民消費需求、引導國民儲蓄達到合理水平的有效保障。

（三）提升居民金融技能，促進資產配置多樣化

良好的金融素養(yǎng)水平有利于金融決策更加合理化，因此我國居民需要盡可能地多了解相關金融知識，熟悉金融市場的新興變化。家庭提升金融素養(yǎng)水平，才可以更好的結合自身情況進行合理的資產配置，豐富家庭金融資產的配置組合投資。

注釋：

1Modigliani&Cao(2004)首次將中國高儲蓄的現象稱為“中國儲蓄率之謎”。

2摘自北京師范大學財經素養(yǎng)教育研究中心編寫的《中國居民財經素養(yǎng)白皮書（2018摘編版）》。

3全樣本KMO檢驗結果為0．6683，表明適合做因子分析。

4家庭總消費支出包括：教育支出、醫(yī)療支出、美容支出、文化娛樂支出、通訊費支出、日用品支出、日常生活費支出、食品支出、住房維修花費、購買衣物支出以及本地交通費用等。

5本文將家庭少兒撫養(yǎng)比定義為，家庭中15歲及以下少兒數目占家庭總人口的比例。

6本文將家庭老年撫養(yǎng)比定義為，家庭中65歲以上老人數目占家庭總人口的比例。

7家庭總資產與家庭總消費的單位均為十萬元。

8使用Maarten Buis編寫的Stata命令“sureg（seemingly unrelated regression）”。

9使用Stata中的“nlcom（nonlinear combination）”命令檢驗總間接效應。

10金融資產主要包括：風險資產（股票、基金、債券、金融衍生品、金融理財品、外匯、黃金）和無風險資產（現金、股票賬戶余額、政府債券、活期存款和定期存款）。