張兵 生晗

摘 ? 要：采用2015年及2017年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）兩期數(shù)據(jù)，結(jié)合工具變量Tobit模型及分位數(shù)回歸模型實證分析了金融知識水平對于城鎮(zhèn)家庭財產(chǎn)性收入及收入結(jié)構(gòu)的影響。研究結(jié)果表明，金融知識對于城鎮(zhèn)家庭財產(chǎn)性收入及財產(chǎn)性收入占總收入的比重均具有顯著的正向影響。分位數(shù)研究結(jié)果顯示，金融知識對于財產(chǎn)性收入水平較低的家庭作用彈性更強。因此，政府及金融機構(gòu)在維護(hù)金融市場良好穩(wěn)健運行的基礎(chǔ)上，要加大金融知識普及力度，提高居民的投資意識，加深居民對于金融產(chǎn)品的了解，提高低財產(chǎn)性收入家庭的財產(chǎn)性收入，緩解財產(chǎn)性收入給居民財富帶來的“馬太效應(yīng)”。

關(guān)鍵詞：金融知識;財產(chǎn)性收入;收入結(jié)構(gòu)

中圖分類號：F830 ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A ?文章編號：1674-2265（2020）06-0065-07

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2020.06.010

一、引言

居民家庭財產(chǎn)性收入水平高低作為衡量一個國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的重要指標(biāo)，對于國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有重要意義。一方面，財產(chǎn)性收入作為我國居民收入的重要增長點，對于提高中低收入群體的收入水平，促進(jìn)我國中產(chǎn)階級的形成，拉動國內(nèi)投資和消費需求的擴(kuò)大，促使我國國民經(jīng)濟(jì)進(jìn)入良性循環(huán)具有重要意義（楊宜勇，2007;曾康霖等，2009）[1，2]。另一方面，財產(chǎn)性收入作為一種在擁有財產(chǎn)的基礎(chǔ)上，利用市場機制對現(xiàn)有財產(chǎn)的合理投資和運用獲得的衍生財富，其可能產(chǎn)生的“馬太效應(yīng)”將會導(dǎo)致財富差距的進(jìn)一步擴(kuò)大，成為導(dǎo)致居民收入差距最主要的因素（遲巍等，2012;王雄軍，2017）[3，4]。根據(jù)2018年《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)計算可知，我國居民人均可支配財產(chǎn)性收入占人均可支配收入的比重為10%，與其他發(fā)達(dá)國家的20%—40%的比重仍有較大差距。為此，黨的十七大首次提出“創(chuàng)造條件讓更多群眾擁有財產(chǎn)性收入”，十八大及十九大報告均強調(diào)要拓寬居民財產(chǎn)性收入渠道，從政策層面為提高城鄉(xiāng)居民家庭財產(chǎn)性收入水平提供了支持。

近年來，隨著經(jīng)濟(jì)社會的不斷發(fā)展，居民生活水平不斷提高，財產(chǎn)性收入成為我國居民收入增長的重要推動因素，其重要性也引起了學(xué)者的普遍關(guān)注。然而，目前相關(guān)研究主要從市場、分配制度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、金融結(jié)構(gòu)、投資環(huán)境等外部因素對財產(chǎn)性收入及收入差距展開研究，對于影響財產(chǎn)性收入的居民內(nèi)部因素關(guān)注甚少。隨著我國金融體系的不斷完善、金融產(chǎn)品的不斷創(chuàng)新和投資渠道的不斷擴(kuò)寬，參與金融市場的主動權(quán)握在居民自己手中，只有居民積極主動地參與資本或房地產(chǎn)等市場，才能提高擁有財產(chǎn)性收入的可能性（寧光杰，2014）[5]，因此，研究居民自身因素對家庭財產(chǎn)性收入水平的具體影響具有重要的價值。

在穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，人力資本積累情況和居民收入是決定財產(chǎn)性收入的主要因素（楊新銘，2010）[6]。金融知識作為人們對金融投資信息收集、篩選和做出決策的一種人力資本，對于家庭在日益多樣、復(fù)雜的金融產(chǎn)品和金融市場中做出更優(yōu)的金融決策具有重要意義。一般而言，金融知識水平越高的家庭，憑借其對金融市場運作、投資方式的了解，更有傾向參與金融市場，通過合理的投資獲得一定的財產(chǎn)性收入。而金融知識水平較低的家庭，往往對參與金融市場有畏懼心理，或者對金融市場風(fēng)險認(rèn)識不足，無法有效地在金融市場中作出正確決策，降低了其通過金融市場投資獲得財產(chǎn)性收入的可能性。

基于此，本文采用中國家庭金融調(diào)查（CHFS）2015年的數(shù)據(jù)，試圖從實證角度回答以下問題：金融知識水平是否影響城鎮(zhèn)家庭財產(chǎn)性收入規(guī)模及其占總收入的比重？對于不同財產(chǎn)性收入水平的城鎮(zhèn)家庭而言其影響是否具有異質(zhì)性？其影響的異質(zhì)性如何？本文主要做了以下改進(jìn)：首先，考慮到以往研究主要著眼于影響居民財產(chǎn)性收入的外部因素，本文從家庭內(nèi)部因素——金融知識角度展開探討，豐富了以往研究的角度和層次;其次，以往研究重點著眼于是否擁有財產(chǎn)性收入，對于財產(chǎn)性收入規(guī)模及結(jié)構(gòu)的研究較少，本文主要從金融知識對財產(chǎn)性收入規(guī)模、收入結(jié)構(gòu)及其對不同財產(chǎn)性收入群體的影響是否具有差異展開探討，對以往研究進(jìn)行了內(nèi)容上的延伸;最后，本文運用2015年CHFS數(shù)據(jù)，采用工具變量Tobit模型，解決了因遺漏變量、雙向因果等原因?qū)е碌膬?nèi)生性問題，確保了研究結(jié)果的準(zhǔn)確性。

二、理論分析與假說提出

Noctor等（1992）[7]最早明確提出金融知識是在使用和管理資金上所表現(xiàn)出來的、可以做出明智判斷和有效決策的能力。后人在此基礎(chǔ)上將金融知識的概念不斷深化，將其定義為掌握基本經(jīng)濟(jì)和金融概念，并合理使用這些知識和技能有效配置金融資源以實現(xiàn)終生財務(wù)保障的能力，強調(diào)金融知識作為一種重要的人力資本對個人甚至家庭財務(wù)的深遠(yuǎn)影響。

從家庭財產(chǎn)積累的角度出發(fā)，金融知識對于促進(jìn)家庭財產(chǎn)積累具有積極作用。金融知識和家庭凈財富有很強的正相關(guān)關(guān)系。金融知識水平高的家庭更可能制定家庭理財規(guī)劃，理財規(guī)劃的時間跨度明顯更長，良好的理財規(guī)劃將促進(jìn)家庭收入向財產(chǎn)的轉(zhuǎn)化，實現(xiàn)財產(chǎn)的積累（Rooij等，2011;胡振等，2017）[8，9]。同時，金融知識有助于低收入家庭獲得收入的提升，向高收入家庭流入，也使得更多的投資者擁有資金進(jìn)行投資，可以有效降低居民之間的財富水平差距（王正位等，2016;尹志超等，2017）[10，11]。

從市場參與角度出發(fā)，有學(xué)者提出在當(dāng)前資本市場不斷發(fā)展的情況下，金融知識對于提高家庭對金融市場的參與度（尹志超等，2014;Rooij等，2011）[12，8]、降低家庭參與金融市場的信息及交易成本、增強對于金融投資活動的把握程度、提高投資產(chǎn)品和渠道的多樣性（Guiso等，2008）[13]均有積極的影響。金融知識對于指導(dǎo)個體做出最優(yōu)金融決策具有重要意義（Bernheim和Garrett，2003）[14]，金融知識較高的家庭擁有較強的投資信息處理能力和對風(fēng)險的正確認(rèn)知，將更積極地參與到資本市場中去。

[y*=aFinliteracy+Xβ+μQτ=0]

在模型中，[y]是被解釋變量家庭財產(chǎn)性收入的對數(shù)，[Finliteracy]是關(guān)注金融知識的變量，X是控制變量。[Qτ]是殘差[μ]的[τ]分位數(shù)。

四、實證結(jié)果與分析

（一）金融知識對城鎮(zhèn)家庭財產(chǎn)性收入及收入結(jié)構(gòu)的影響

1. 金融知識對城鎮(zhèn)家庭財產(chǎn)性收入的影響。表4第（1）列給出了金融知識對城鎮(zhèn)家庭財產(chǎn)性收入影響的實證結(jié)果，在控制了所有可能影響家庭財產(chǎn)性收入的變量后，我們發(fā)現(xiàn)金融知識系數(shù)估計值在1%的水平上顯著為正，金融知識的邊際效應(yīng)為0.738，說明金融知識水平對于家庭財產(chǎn)性收入提高具有積極的正向影響。即金融知識水平越高，家庭對金融投資產(chǎn)品的接受度越高，對于投資風(fēng)險的認(rèn)知較金融知識水平低的家庭更清晰，更容易通過合理的理財及投資獲得較高的財產(chǎn)性收入。

進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在戶主個人特征方面，年齡與家庭財產(chǎn)性收入呈正向關(guān)系，戶主年齡越大的家庭財產(chǎn)性收入越高，這主要由于財產(chǎn)性收入是一種資本性收入，戶主年齡大的家庭相對來說財產(chǎn)積累可能更加充分，有更多的資本參與到金融市場中去，而年齡較小的戶主其財產(chǎn)積累不充分，在一定程度上限制了其在金融市場投資的深度。受教育水平、健康狀況、婚姻狀況均對家庭財產(chǎn)性收入有顯著影響。風(fēng)險偏好的家庭，投資股票、債券等風(fēng)險資產(chǎn)的比例越高，越有可能獲得更高的財產(chǎn)性收入，反之風(fēng)險厭惡的家庭由于較少參與到投資活動中去，其財產(chǎn)性收入水平較低。在家庭及地區(qū)特征方面，地處東部地區(qū)的家庭擁有更高的財產(chǎn)性收入，這主要是因為東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，相對于西部地區(qū)其金融市場發(fā)展更加充分，居民的投資渠道更加多樣，為居民的投資提供了更多可能性，有效地推動了家庭財產(chǎn)性收入的提高。

2.金融知識對城鎮(zhèn)家庭財產(chǎn)性收入占總收入比重的影響。財產(chǎn)性收入占總收入的比重是衡量一個國家或地區(qū)居民富裕程度的重要指標(biāo)。根據(jù)表4第（2）列估計結(jié)果可以看出，金融知識水平越高的家庭，其財產(chǎn)性收入占總收入的比重越高，這種影響在1%的水平下顯著。

從個體特征來看，年齡和財產(chǎn)性收入占比呈倒U形，呈現(xiàn)出較強的生命周期特征。隨著年齡的增加，財產(chǎn)性收入占總收入的比重呈先上升后下降的趨勢。可能的原因是，雖然隨著年齡的增加，家庭會獲得一定的財富積累，有更多的閑置資金進(jìn)行風(fēng)險投資，不斷提高財產(chǎn)性收入占總收入的比重，但是當(dāng)年齡增加到一定程度時，養(yǎng)老金、保險賠付、代際傳遞、親友往來等轉(zhuǎn)移性收入的增速可能會超過財產(chǎn)性收入的增速，因此，即使財產(chǎn)性收入規(guī)模會隨著年齡的增加而不斷增加，財產(chǎn)性收入占總收入的比重也可能會有所下降。已婚戶主相較于未婚的戶主，其家庭財產(chǎn)性收入占總收入的比重更大，有可能是因為已婚戶主有較強的儲蓄意識和更為長遠(yuǎn)的理財規(guī)劃，更愿意通過合理的投資進(jìn)一步獲得財產(chǎn)性收入。同樣地，風(fēng)險偏好的家庭其財產(chǎn)性收入占總收入的比重較高，風(fēng)險厭惡的家庭則恰恰相反。

（二）金融知識對城鎮(zhèn)家庭財產(chǎn)性收入影響的異質(zhì)性

金融知識對于提高家庭財產(chǎn)性收入具有積極的正向影響，但是由于金融知識產(chǎn)生的“外溢效應(yīng)”，這種影響可能是異質(zhì)的，參考以往研究，本文采用分位數(shù)回歸方法進(jìn)行檢驗。由于并不是所有的家庭都擁有財產(chǎn)性收入，在0.75分位點之前的家庭財產(chǎn)收入均為0，不在該問題討論的范圍內(nèi)，因此本文參考吳衛(wèi)星等（2015）[20]的做法選擇了0.75、 0.80、 0.85 、0.90、 0.95 及0.99 分位點進(jìn)行回歸。表5的估計結(jié)果表明，金融知識對于不同分位點的財產(chǎn)性收入均呈正向影響，但是其作用彈性是邊際遞減的，在75分位點、80分位點、85分位點、90分位點、95分位點及99分位點的顯著邊際影響分別為1.64、1.167、0.823、0.598、0.531及0.279。說明隨著財產(chǎn)性收入增多，金融知識所帶來的彈性遞減，也說明金融知識提升對低財產(chǎn)性收入水平家庭的作用彈性高于高財產(chǎn)性收入水平家庭。因此，對低財產(chǎn)性收入水平家庭的金融知識普及，在一定程度上能刺激家庭財產(chǎn)性收入的提高，優(yōu)化家庭收入結(jié)構(gòu)。

（三）內(nèi)生性的處理

金融知識變量可能存在內(nèi)生性問題。一方面，根據(jù)表1可知，在城鎮(zhèn)家庭的財產(chǎn)性收入中居民通過購買股票、基金等金融資產(chǎn)獲得的投資收益平均值最大，因為金融知識本身會受到投資行為及投資經(jīng)驗的影響，所以財產(chǎn)性收入的多少可能與金融知識存在雙向因果關(guān)系問題。另一方面，遺漏變量也可能會導(dǎo)致對金融知識實際作用的偏誤估計，因為金融知識還可能受到歷史、社會及受訪者自身理解能力等難以估計的因素影響。基于以往研究及數(shù)據(jù)可得性，本文參考尹志超等（2015）[21]的做法，選取“同一地區(qū)，同一小區(qū)金融知識水平的平均值（除去其本身）”作為金融知識水平的工具變量。

本文使用Durbin-WU-Hausman模型對上文中兩個基準(zhǔn)模型進(jìn)行內(nèi)生性檢驗，檢驗結(jié)果顯示，金融知識水平分別在1%和5%的水平上拒絕了不存在內(nèi)生性的假設(shè)，這說明基準(zhǔn)模型存在內(nèi)生性，需要使用工具變量法進(jìn)行內(nèi)生性處理。本文運用了Ivtobit模型進(jìn)行回歸。一般來說F值大于10%偏誤水平下的臨界值為16.38（Stock和Yogo，2005）[22]。列（1）、（2）中報告的一階段F估計值為172.37，說明不存在弱工具變量問題，因此選擇“同一地區(qū)、同一小區(qū)金融知識水平的平均值（除去其本身）”作為工具變量是合適的。從表6第（1）列的回歸結(jié)果可以看出，金融知識對于家庭財產(chǎn)性收入規(guī)模影響的邊際效應(yīng)為1.415，仍在1%的水平上顯著，其他的控制變量與基準(zhǔn)回歸模型基本保持一致。此外，工具變量回歸的估計系數(shù)顯著提高，說明基準(zhǔn)回歸低估了金融知識對于提高家庭財產(chǎn)性收入的作用。從表6第（2）列的回歸結(jié)果可以看出，金融知識對于城鎮(zhèn)家庭財產(chǎn)性收入占總收入的比重影響的邊際效應(yīng)為0.047，相較于基準(zhǔn)模型系數(shù)有所上升，仍在1%的水平上顯著，且其他控制變量的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸也基本一致。內(nèi)生性檢驗的結(jié)果說明，在考慮了內(nèi)生性問題后，金融知識水平仍對城鎮(zhèn)家庭財產(chǎn)性收入及其占總收入的比重有積極的正向影響。

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文采用得分加總法計算的金融知識變量進(jìn)行穩(wěn)健性分析，檢驗結(jié)果如表7所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，整體上金融知識與城鎮(zhèn)家庭財產(chǎn)性收入呈正相關(guān)關(guān)系，其他控制變量的相關(guān)性及顯著性基本不變，可以認(rèn)為本文的實證分析是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與政策啟示

本文利用中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，采用Tobit及分位數(shù)回歸模型實證分析了金融知識對城鎮(zhèn)家庭財產(chǎn)性收入的影響，得出以下結(jié)論：整體而言，加強金融知識的普及對于提高家庭的財產(chǎn)性收入具有正向影響，對于優(yōu)化家庭的收入結(jié)構(gòu)具有積極意義。具體來說，金融知識對于財產(chǎn)性收入較低的家庭作用更加明顯，因此，金融知識普及在一定程度上能縮小城鎮(zhèn)家庭財產(chǎn)性收入差距。除金融知識這一解釋變量外，戶主年齡、受教育程度、健康狀況、婚姻狀況等個體特征及經(jīng)濟(jì)環(huán)境均對城鎮(zhèn)家庭財產(chǎn)性收入及收入結(jié)構(gòu)有顯著影響。

本文的結(jié)論具有重要的現(xiàn)實意義。首先，針對我國家庭金融知識較為匱乏的現(xiàn)狀，要積極開展金融知識普及活動，將金融知識普及與基礎(chǔ)教育相結(jié)合，使得更多的家庭能夠更加直接地接觸和學(xué)習(xí)到基本的金融知識，尤其重視對無財產(chǎn)性收入及低財產(chǎn)性收入家庭的金融知識普及，重視金融知識在提高家庭財產(chǎn)性收入及縮小家庭財產(chǎn)性收入差距中的作用。其次，要將金融知識與投資實踐相結(jié)合，向居民普及不同金融產(chǎn)品的優(yōu)缺點，加深居民對于不同產(chǎn)品的了解，樹立正確的投資觀念及風(fēng)險意識，提高家庭的財產(chǎn)性收入。最后，除了普及金融知識、提高家庭人力資本以外，要進(jìn)一步完善收入分配制度，健全社會保障機制，縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異，進(jìn)一步縮小居民之間的財富差距。

參考文獻(xiàn)：

[1]楊宜勇.財產(chǎn)性收入提出的歷史沿革 [J].人民論壇，2007，（12）.

[2]曾康霖，范俏燕.論財產(chǎn)性收入與擴(kuò)大內(nèi)需 [J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2009，（9）.

[3]遲巍，蔡許許.城市居民財產(chǎn)性收入與貧富差距的實證分析 [J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2012，（2）.

[4]王雄軍.我國居民財產(chǎn)性收入狀況及其趨勢判斷 [J].改革，2017，（4）.

[5]寧光杰.居民財產(chǎn)性收入差距：能力差異還是制度阻礙？——來自中國家庭金融調(diào)查的證據(jù) [J].經(jīng)濟(jì)研究，2014，49（S1）.

[6]楊新銘.城鎮(zhèn)居民財產(chǎn)性收入的影響因素——兼論金融危機對城鎮(zhèn)居民財產(chǎn)性收入的沖擊 [J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2010，（8）.

[7]Noctor M，Strading R. 1992. Financial Literacy：A Discussion of Concepts and Competences of Financial Literacy andOpportunities for Its Introduction into Young People's Learning [R].Report Prepared for the National Westminster Bank，National Foundation for Education Research，London.

[8]Rooij V，Lusard M A，Alessie. 2011. Financial Literacy and Stock Market Participation [J].Journalof Financial Economics，（2）.

[9]胡振，臧日宏.金融素養(yǎng)對家庭理財規(guī)劃影響研究——中國城鎮(zhèn)家庭的微觀證據(jù) [J].中央財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2017，（2）.

[10]王正位，鄧穎惠，廖理.知識改變命運：金融知識與微觀收入流動性 [J].金融研究，2016，（12）.

[11]尹志超，張?zhí)枟?金融知識和中國家庭財富差距——來自CHFS數(shù)據(jù)的證據(jù) [J].國際金融研究，2017，（10）.

[12]尹志超，宋全云，吳雨.金融知識、投資經(jīng)驗與家庭資產(chǎn)選擇 [J].經(jīng)濟(jì)研究，2014，（4）.

[13]Guiso，Luigi and Tullio Jappelli. 2008. Financial Literacy and Portfolio Diversification，EDI Working Paper ECO2008/31.

[14]Bernheim B D，Garrett D M. 2003. The Effects of Financial Education in the Workplace：Evidence from a Survey of Households [J].Journal of Public Economics，（7-8）.

[15]胡振.金融素養(yǎng)與家庭財富積累——基于中國城鎮(zhèn)家庭微觀數(shù)據(jù) [J].中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2018，（4）.

[16]寧光杰，雒蕾，齊偉.我國轉(zhuǎn)型期居民財產(chǎn)性收入不平等成因分析 [J].經(jīng)濟(jì)研究，2016，（4）.

[17]汪昌云，鐘騰，鄭華懋.金融市場化提高了農(nóng)戶信貸獲得嗎？——基于農(nóng)戶調(diào)查的實證研究 [J].經(jīng)濟(jì)研究，2014，49（10）.

[18]Lusardi A，Mitchell O S. 2011. Financial Literacy and Planning：Implication for Retirement Planning [J]. NBER workingpaper， No. 17078.

[19]Moshe Buchinsky，Jinyong Hahn. 1998. An Alternative Estimator for the Censored Quantile Regression Model.Econometrica，66（3）.

[20]吳衛(wèi)星，張琳琬.家庭收入結(jié)構(gòu)與財富分布：基于中國居民家庭微觀調(diào)查的實證分析 [J].東北師大學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2015，（1）.

[21]尹志超，宋全云，吳雨，彭嫦燕.金融知識、創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)動機 [J].管理世界，2015，（1）.

[22]Stock，James H.，Motohiro Yogo. 2005. Testing lor Weak Instruments in Linear IV Regression，Identification and Inference for Econometric Models：Essay in Honor of Thomas Rothenberg，Ed.D.W.Andrews And J.H.Stock，80-118，Cambridge University Press.

Research on the Influence of Financial Knowledge on Urban Family Property Income

——Based on the Data of CHFS

Zhang Bing1，2/Sheng Han1

（1.School of Economy and Finance，Nanjing Agricultural University，Nanjing ? 210095，Jiangsu，China;2.School of Business，Hohai University，Nanjing ? 210098，Jiangsu，China）

Abstract：Based on the two-period data of Chinese household finance survey（CHFS），combining Tobit and quantile regression model，this paper empirically analyzes the impact of financial knowledge on urban household property income and income structure. The results show that financial knowledge has a significant positive impact on the optimization of urban household property income and income structure. The results of the quantile study demonstrate that financial knowledge has a stronger resilience towards the households with lower property income. Therefore，on the basis of maintaining the prudent operation of financial markets，the government and financial institutions should increase the intensity of the spread of financial knowledge， improve the investment awareness of the residents. And it is necessary to enhance the low property income family's income so as to ease the "Matthew Effect" due to the property income.

Key Words：financial knowledge，property income，income structure