金融素养与居民财产性收入
——基于中国家庭金融调查的实证检验

■聂雅丰，胡 振

一、引言与文献综述

居民财产性收入占比是衡量国家市场化和国民富裕程度的重要指标。中共十七大报告中首次提出“要创造条件让群众拥有财产性收入”，中共十八大报告又进一步指出“多渠道增加居民财产性收入”，中共十九大报告再次强调“要拓宽居民劳动性收入和财产性收入渠道”。数据显示，在发达国家的居民收入结构中，财产性收入占比为40%，而中国居民仅7.6%①数据来源：《经济蓝皮书春季号：2015年中国经济前景分析》。同时，中国居民的财产性收入存在巨大的城乡差异和区域差异，居民财产性收入差距不断扩大，成为收入差距过大的重要因素（迟巍和蔡许许，2012）。因此，提高居民财产性收入、缩小居民财产性收入差距已经成为备受关注的热点问题。通过文献梳理发现，已有研究更多地从宏观层面如土地制度（陈晓枫和翁斯柳，2018）、税收负担（金双华，2013）、产权保护（陈刚，2015）等方面展开，而基于微观视角的研究较少。

如何让居民财产增值、获得财产性收入，不仅需要宏观经济环境的支持，还需要微观个体的积极努力（宁光杰等，2016）。杨新铭（2010）指出人力资本积累是决定财产性收入的重要因素。金融素养是一种重要的人力资本，是人们所拥有的为其一生的金融福祉而有效管理金融资源的知识和能力（Huston，2010），在家庭金融领域受到广泛关注。已有文献表明，金融素养的提升有利于家庭财富积累（胡振和苏日乐，2019），促进家庭金融市场参与（Rooij et al.，2011），而资本市场是增加居民财产性收入的重要渠道。反之，较低的金融素养水平会提高家庭金融决策失误的概率，造成个体财富损失（Stango&Zinman，2009）。因此，本文认为金融素养对居民财产性收入具有重要影响，具体效应以及影响机理仍需进一步深入探讨。

本文基于中国家庭金融调查（CHFS）2015年数据，采用Probit和Tobit模型分析金融素养对居民财产性收入的影响，尝试回答以下问题：第一，金融素养对居民获得财产性收入的可能性和规模有什么影响。第二，金融素养影响居民财产性收入的机制是什么。第三，金融素养对不同财产收入规模、城乡居民以及不同风险态度居民的财产性收入影响是否具有异质性。本文在已有研究的基础上进行了以下拓展：一方面，从人力资本的视角出发，分析金融素养对居民财产性收入的影响，而以往的研究更多地考虑制度和经济政策等宏观因素，是对既有研究视角的补充。另一方面，进一步深入考察了金融素养对居民财产性收入的影响机制，将金融素养、金融行为和居民财产性收入纳入到同一分析框架中，是对既有研究的拓展和深化。

二、研究假设

近年来，金融素养对家庭金融行为的研究涉及到很多方面，包括金融市场参与（Rooij et al.，2011）、资产配置多样性（曾志耕等，2015）和资产组合有效性（吴卫星等，2018）以及融资行为（宋全云等，2017；吴卫星等，2018）。理论上，金融素养会通过两个方面影响居民家庭财产性收入。一方面，金融素养高的居民，能有效利用已获取的信息综合分析，对金融产品的接受度和使用度更高（董晓林和石晓磊，2018），进而提高其财产性收入。另一方面，金融素养高的居民对金融风险认知更充分，制定更合理的资产配置策略（Lusardi et al.，2011），有利于实现财产保值增值。因此，基于上述分析，提出假设1：

假设1：金融素养对居民获得财产性收入、提高财产性收入水平具有正向影响。

梳理相关文献发现，金融素养与居民家庭参与金融市场之间存在正相关关系（Rooij et al.（2011）。同时，居民参与资本市场是其获得财产性收入的重要渠道。庄毓敏（2019）认为居民参与金融市场，可以打通居民分享资本市场财富增值的渠道，对优化居民收入结构发挥重要作用。进一步分析发现，城镇居民财产性收入与股市参与深度正相关，股票投资是居民获得财产性收入的重要渠道（余劲松，2013）。综上，提出假设2：

假设2：金融素养提高了居民金融市场的参与概率，进而对财产性收入有积极影响。

三、研究设计

（一）数据来源

本文使用的数据来自2015 年中国家庭金融调查（CHFS），调查样本覆盖全国29 个省（自治区、直辖市）、351 个县、1396 个村（居）委会，共获得了37289 户家庭的微观数据。调查问卷中涉及个人和家庭基本信息、金融素养、收入和支出以及资产和负债等方面，为本文分析金融素养对居民财产性收入的影响提供了有力的数据支撑。在对数据进行清洗后，得到有效样本30182个。

（二）变量定义

1.财产性收入

被解释变量为居民财产性收入。在本文中界定为两个变量，一是是否拥有财产性收入（property） ，二 是 财 产 性 收 入 规 模（prorperty_income）。财产性收入是指家庭拥有的动产（如银行存款、有价证券等）和不动产（土地、房屋）所获得的收入，本文将金融资产收入①CHFS问卷中金融资产种类包括：活期存款、定期存款、股票、基金、衍生品、理财产品、贵金属、非人民币资产和其他金融资产，与金融资产收入相关的题目为“去年，您家从该项金融资产中实际得到多少收入？”和土地房屋收入②土地房屋收入包括土地财产性收入和房屋财产性收入两项，其中土地相关收入包括土地转出租金、土地征收和土地入股分红；房屋财产性收入包括房屋出租租金和商铺出租租金。加总得到居民财产性收入规模。数据统计显示，样本中拥有财产性收入的居民比例为32.4%，居民财产性收入的均值是1.266 万元，且标准差较大，表明居民财产性收入存在较大差距。此外，对居民财产性收入结构统计发现，居民金融财产收入占比（ficomer）均值为17.9%，而土地房屋收入占比（hicomer）均值为14.5%。

2.金融素养

金融素养是本文的核心解释变量。问卷中涉及的金融素养测度题目分别是利率题、通货膨胀题和分散风险题。参考Rooij et al.（2011）的思路，受访者在回答金融素养相关题目时，回答错误和回答“不知道”代表的金融素养水平存在差异。本文针对每道金融素养题目构建2 个哑变量：第一个变量表示问题是否回答正确，回答正确则赋值为1，反之为0；第二个哑变量表示问题是否直接回答（回答“不知道”为间接回答），直接回答赋值为1，反之为0。本文对上述3 个金融素养题目共计6个哑变量进行因子分析，结果显示KMO值为0.694，Bartlett球形检验统计量在1%的水平上显著，表明采用因子分析法合理可靠。因此，本文采用因子分析法，在对因子进行旋转后计算出金融素养指数。统计分析发现，受访者受教育水平越高，金融素养水平也越高；城镇居民金融素养远高于农村居民。此外，风险偏好者的金融素养水平相对更高。

3.控制变量

参考已有研究成果，分别从个体特征、家庭经济特征、地区特征中选取控制变量。其中，个体特征包括性别、年龄、受教育水平、婚姻、健康和风险态度变量；家庭经济特征包括社会资本、家庭人口规模、房产、商业保险和总资产。地区特征包括东部、中部和西部虚拟变量以及城乡变量。此外，选取金融市场参与③在本研究中，居民家庭购买股票、基金、金融理财产品或债券（公司债和金融债）定义为参与金融市场。作为中介变量。变量的描述性统计见表1。

（三）研究方法

1.Probit模型

在分析金融素养对居民财产性收入的影响时，由于因变量为二元离散型变量，因此采用针对此类数据的Probit模型来处理，模型具体设定形式如下：

其中，Y1i是哑变量，Y1i=1 表示第 i 个样本家庭拥有财产性收入，Y1i=0表示第i个样本没有获得财产性收入；flindexi表示第i 个样本的金融素养水平；Xi为控制变量；εi表示随机误差项，服从正态分布，表示不可观测因素的总和。

2.Tobit模型

财产性收入规模虽然近似为连续型变量，但包含一部分取值为0的观察值，因此本文采用Tobit模型检验金融素养对家庭财产性收入规模的影响，方程的设定形式如下：

其中，Y2i表示第i 个样本的财产性收入规模；flindexi表示金融素养水平；Xi表示控制变量，与式（1）中所含变量相同；εi是随机误差项。

3.内生性讨论

第一，金融素养和财产性收入之间存在反向因果关系，居民在获得财产性收入的过程中，通过金融投资决策等可以提高金融素养水平。第二，金融素养和财产性收入受到其他重要外生变量的影响，这些变量在模型中可能被遗漏；第三，金融素养测度存在偏差。金融素养的内生性问题导致回归结果可能存在偏差，因此本文使用工具变量法来处理，参考尹志超等（2014）的做法，选择受访者父母中最高的受教育水平作为金融素养的工具变量。个人基本金融知识的获取受父母影响较大，受访者可以向父母学习计算能力和金融常识等，但父母的受教育水平并不直接影响受访者的财产性收入，故选择父母中最高的受教育水平作为工具变量是合适的。

四、实证结果分析

（一）基本回归

基于全样本，采用Probit 和Tobit 模型分析金融素养对居民是否获得财产性收入和财产性收入规模的影响，结果如表2 列（1）至列（4）所示。考虑到非线性模型中解释变量的系数不具有实际意义，因此下文中报告的结果均为边际效应。由表2 列（1）可知，金融素养对居民是否获得财产性收入的影响在1%的统计水平上正向显著。在考虑内生性问题并引入工具变量后，采用IV—Probit 模型进行最大似然估计，结果见列（2）。其中，内生性检验结果显示，Wald 检验值为3.58，在10%的水平上拒绝了“金融素养为外生性变量”的原假设，表明引入工具变量是有效的，一阶段F 值为633.65，且在1%的水平上显著，因此不存在弱工具变量的问题。列（2）结果表明金融素养对居民是否获得财产性收入有显著正向影响。进一步使用Tobit 模型检验了金融素养对居民财产性收入规模的影响，从列（3）结果可以发现，金融素养在1%的统计水平上正向显著，即金融素养有利于提高居民财产性收入规模。在引入工具变量后金融素养影响仍然为正。至此，假设1 得以验证。

从控制变量看：个体特征方面，户主为男性、年龄越大，则越有可能拥有财产性收入并且财产性收入的规模越大；户主的受教育年限对家庭财产性收入规模的影响不显著，这也进一步证明了通识教育不能替代金融素养教育；与风险中性的户主相比，风险偏好型的户主更有可能获得财产性收入并扩大财产性收入规模，这可能是由于风险偏好者往往更愿意进行风险投资，其获取高收益的可能性更大，风险规避对居民财产性收入获得和规模均为负向影响，但不显著。家庭经济特征方面，人口规模越大则显著降低了获得财产性收入的可能性；而拥有多套房产、商业保险和家庭总资产对居民获得财产性收入、增加财产性收入规模具有显著的促进作用，说明拥有资产是形成财产性收入的基础。区域特征方面，与西部地区相比，东部地区经济更发达，市场运行机制完善，金融市场发展更为成熟，有利于居民多渠道获得财产性收入，因此东部地区居民获得财产性收入的可能性大大提高，规模也明显更大。而中部地区对居民财产性收入具有负向影响，可能的原因是中部和西部地区金融市场与东部相比发展均较为滞后，与中部相比，西部地区虽然经济发展水平总体相对落后，但得益于较低的发展起点和政策倾斜，西部普惠金融发展速度明显快于中部（沈丽等，2019），普惠金融发展为居民提供了方便快捷的金融服务，提高了居民金融服务的可得性，从而有利于促进居民财产性收入获得。因此，与西部地区相比，中部地区对居民财产性收入的影响为负。

前文分析表明，金融素养对居民财产性收入的可能性和规模均具有显著提升作用。居民财产性收入主要包括两种来源，金融资产收入和土地房屋收入，金融素养对居民财产性收入结构有何影响，对两类财产性收入占比的影响是否有差异，需进一步考察。从表2 的列（5）和列（6）结果来看，金融素养显著提高了居民金融资产收入占比，这种影响在10%的统计水平下显著。同时，金融素养对居民土地房屋收入占比的影响系数虽然为正，但不显著，并且系数小于金融素养对金融资产收入的影响系数。可能的原因是，金融素养水平高的居民，参与金融市场的概率越高（Rooij et al.，2011），投资能力往往也更高，通过多元化配置股票、债券和基金等金融资产获得更高的报酬。因此，金融素养水平显著提高了居民金融资产收入占比。对土地房屋收入而言，受居民家庭所拥有的房产和土地等财产数量影响较大，金融素养发挥的作用较小。因此，金融素养对土地房屋收入的影响不显著。综上，在财产性收入结构方面，金融素养显著提升了居民金融资产收入占比，而对土地房屋收入影响不显著。

（二）影响机制分析

金融素养水平越高，居民参与金融市场的可能性越大，而参与金融市场是居民获得财产性收入的重要渠道。为了从实证角度考察“金融素养—金融市场参与—财产性收入”这一影响机制是否成立，借鉴温忠麟等（2005）提出的中介效应检验程序，选择是否参与金融市场指标作为中介变量，被解释变量包括是否获得财产性收入和财产性收入规模，核心解释变量为金融素养。在表2 报告的核心解释变量对因变量回归结果的基础上，分别建立自变量对中介变量、自变量和中介变量对因变量的回归模型，具体估计结果如表3所示。列（1）结果表明金融素养与居民家庭金融市场参与呈现正相关关系，即居民金融素养水平越高，其参与金融市场的概率越大。在列（2）和列（3）模型中，同时加入金融素养和金融市场参与变量，发现金融市场参与的系数均显著为正，即金融市场参与对居民获得财产性收入的可能性和规模具有显著促进作用。同时，金融素养变量的系数显著为正，且与表2 中估计结果相比均有一定程度下降①表3中列（2）和列（3）结果分别与表2中列（1）和列（3）列进行对比。，表明金融市场参与在金融素养影响居民财产性收入的关系中发挥中介效应。综上，金融素养通过促进家庭参与金融市场，进而影响居民财产性收入的获得和规模。因此，假设2得以验证。

表2 金融素养与居民财产性收入

表3 金融素养与财产性收入：机制分析

（三）异质性分析

1.不同财产性收入规模的差异

上文虽然使用Tobit模型分析了金融素养对居民财产性收入规模的影响，回归结果仅能反映金融素养对因变量条件均值的影响，不能识别出财产性收入规模条件分布的全貌。在此仅保留获得财产性收入的样本，采用基于工具变量的分位数回归，进一步考察金融素养对不同分位数水平上居民财产性收入规模的影响，选取 0.1、0.25、0.5、0.75 和 0.9 共5 个具有代表性的分位点，同时为克服不同分位数上的回归残差不服从独立同分布，采用自主抽样500次进行分位数回归，结果如表4所示。

表4 金融素养与居民财产性收入：分位数回归

由表4 可知，在不同分位点上，金融素养的影响均显著为正，且随着财产性收入水平提高，金融素养的正向促进作用越来越强。在0.1 分位处，金融素养的系数仅0.0796，而在0.9 分位上，金融素养的系数最大，且在1%的统计水平下正向显著。因此，金融素养的影响效应呈现出“富者愈富”的马太效应。这表明，虽然金融素养对居民财产性收入水平整体呈现出显著的促进作用，但对不同财产性收入水平群体的影响差异较大，对财产性收入越高的居民影响越大。居民财产性收入差距过大已经成为收入差距扩大的重要因素（李实等，2005），政策制定者在提升居民金融素养水平的同时，应采用多种手段调节贫富差距，注重社会公平，避免马太效应的加剧。财产性收入更高的群体具有提升金融素养以及进一步增加财产性收入的优势，比如通过支付顾问费聘请专业人员来提供资产配置服务，商业银行私人银行的高净值客户可以购买收益更高的金融产品，而普通居民则没有这样的机会。因此，政策的着力点应更多地放在财产性收入规模较低的群体。

2.城乡差异

中国城乡居民财产性收入存在明显差异。数据显示，2019 年城镇居民人均财产性收入达到4437 元，而农村居民人均财产性收入仅576元，且过去10年的增速低于城镇居民。与城镇居民相比，农村居民财产性收入基数小、增速慢。在此背景下，对城镇样本和农村样本分别进行回归，结果见表5。

表5 金融素养与居民财产性收入：城乡差异

从表5—1 和表5—2 的结果看，无论是财产性收入获得可能性还是财产性收入规模，金融素养对城镇居民的影响均显著大于农村居民。可能的原因是，一方面，农村金融制度不健全，金融市场发展尚不完善，农村居民获取金融财产性收入的主要渠道是银行存款类渠道，可选择的理财产品和投资渠道单一，严重制约了财产性收入的增加。另一方面，由于农村尚未建立起公开、公平的产权流转市场，导致农村土地资产无法盘活，农村居民土地财产性收益很低。加之，由于广大农村距离城镇较远，土地价值远低于城市建设用地，导致即使建立土地流转市场的地区，农村居民的土地财产性收益仍然不高。综上，由于农村金融环境和土地制度发展滞后，金融素养对农村居民财产性收入的影响小于城镇居民。

3.风险态度差异

为考察金融素养对不同风险态度居民财产性收入影响的异质性，分别对风险偏好和风险规避样本进行回归，结果如表6所示。

表6 金融素养与居民财产性收入：风险态度

对比表6—1和表6—2的结果发现，金融素养对风险偏好和风险规避居民的财产性收入获得可能性和规模均有显著正向作用，但二者的系数大小存在明显差异。究其原因，居民金融素养水平提高，一方面可以掌握更多风险资产投资技能，积极参与金融市场获得较高的报酬，另一方面对投资过程中的风险有更理性的认识（周弘，2015）。风险偏好者往往看重股票、基金等风险投资带来的高收益，而风险规避者则关注风险投资的不确定性，参与风险金融市场时会更加谨慎。综上，金融素养可能对不同风险态度居民的风险投资行为的影响效应不同，从而对居民财产性收入的影响呈现出显著差异。

五、稳健性检验①

①限于篇幅，结果留存备索。

为检验假设1 的可靠性，采用三种方法进行稳健性检验。具体思路是采用新的金融素养测度方法和使用金融素养的替代变量：第一，采用国际上广泛应用的金融素养测度方法（Lusardi&Mitchell，2008），该方法操作简便，且可以进行横向比较。具体方法是将三道题目的得分加总（fl3），答对0题至答对3题依次赋值为0、1、2、3。第二，使用是否上过金融课程（fcourse）作为金融素养的替代变量，若上过则赋值为1，反之为0。一般来说，参加过经济金融类课程培训的受访者金融素养水平相对更高。第三，使用关注金融经济类信息（finfor）作为金融素养的替代变量，从不关注、很少关注、一般、很关注以及非常关注依次赋值为1—5。从检验一至检验三的结果看，金融素养提升对居民获得财产性收入的可能性和规模均具有显著的正向影响。

沿用上述思路，以fl3 为例，进一步对假设2进行稳健性检验。可以发现，金融素养显著提升了居民参与金融市场的概率，同时加入金融素养和金融市场参与变量后，发现二者的系数均显著为正，表明金融素养通过促进居民参与金融市场进而影响财产性收入。综上，稳健性检验结果与前文结论一致，证明前文实证结论是可靠的。

六、结论和政策建议

基于中国家庭金融调查（CHFS）2015 年数据，使用Probit 模型和Tobit 模型，考察了金融素养对居民财产性收入的影响。结论如下：整体上，农村居民和低教育水平群体的金融素养水平偏低。金融素养对居民获得财产性收入概率和财产性收入规模具有显著提升作用。在财产性收入结构方面，金融素养显著提高了居民金融资产收入占比，对土地房屋收入虽然影响为正，但不显著。影响机制结果表明，居民家庭金融市场参与在金融素养影响财产性收入的过程中发挥中介效应。异质性分析发现，金融素养对不同分位点居民财产性收入规模影响具有显著差异，呈现出“富者愈富”的马太效应；金融素养对居民财产性收入的影响存在城乡差异，对城镇居民影响显著更大；与风险规避者相比，金融素养对风险偏好居民财产性收入的影响效应更大。

基于以上结论，提出以下对策建议：第一，有效提高居民金融素养，强化居民投资意识。采取多种渠道普及金融知识，可借助电视、广播、互联网等媒介开展居民喜闻乐见的金融知识宣传活动，同时着力增加农村居民和低教育水平群体的金融教育供给。在教育内容方面，开展多种形式理财教育工作，注重加强金融风险教育，帮助居民树立正确的投资理念。第二，深化金融市场改革，加快金融产品创新。本文的结论表明，家庭参与金融市场对居民财产性收入具有显著提升作用，应进一步深化金融市场改革，促进金融市场稳定发展，有效保护投资者利益，进而增强居民投资信心，拓宽居民投资渠道。金融机构应根据城乡居民财产性收入结构差异进行产品创新，提供多样化金融服务。针对较高收入群体、能承担更高风险的城镇居民，开发多种金融工具供其进行合理组合；针对农村居民资金额小、风险承受能力低等特点，鼓励金融机构推出适合农村居民的理财产品，降低投资理财门槛。