◎趙國(guó)慶 周學(xué)琴

引言

根據(jù)世界銀行和經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織的數(shù)據(jù)，中國(guó)家庭總儲(chǔ)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(chǔ)蓄率最高的國(guó)家之一，出現(xiàn)了“儲(chǔ)蓄率之謎”。1因此，如何釋放消費(fèi)潛力，降低家庭儲(chǔ)蓄水平是黨和國(guó)家的重要任務(wù)之一。與此同時(shí)，隨著人們參與經(jīng)濟(jì)、金融活動(dòng)的拓展與加深，金融素養(yǎng)對(duì)居民的重要性不斷增加，而合理儲(chǔ)蓄決策的制定離不開(kāi)金融素養(yǎng)的支撐。金融素養(yǎng)與家庭儲(chǔ)蓄之間有著密切的聯(lián)系，了解和提升我國(guó)居民的金融素養(yǎng)關(guān)系到整個(gè)社會(huì)的穩(wěn)定，對(duì)個(gè)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(chǔ)蓄具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

經(jīng)濟(jì)學(xué)家很早就開(kāi)始研究影響家庭儲(chǔ)蓄率的相關(guān)因素，由于對(duì)該問(wèn)題的研究角度及側(cè)重點(diǎn)各不相同，得出的結(jié)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(jié)構(gòu)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響。劉鎧豪等（2015）發(fā)現(xiàn)少子化和老齡化的人口年齡結(jié)構(gòu)是導(dǎo)致我國(guó)儲(chǔ)蓄率持續(xù)攀升的重要原因，但Chamon et al．(2010)卻認(rèn)為人口結(jié)構(gòu)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率并沒(méi)有顯著的影響。其次，居民儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)如預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)、競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響。何立新等（2008）發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老金財(cái)富對(duì)家庭儲(chǔ)蓄具有顯著的替代效應(yīng)。Lachowska et al．(2018)研究發(fā)現(xiàn)， 1999年的波蘭延遲退休改革政策對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率具有顯著的正向影響。另外，未婚家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)較強(qiáng)，并且未婚男性對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的正向影響顯著高于未婚女性。最后，居民個(gè)人經(jīng)歷對(duì)家庭儲(chǔ)蓄有影響，早年饑荒經(jīng)歷對(duì)成年后家庭的儲(chǔ)蓄傾向產(chǎn)生重要影響。

金融素養(yǎng)可以定義為，是財(cái)經(jīng)相關(guān)知識(shí)、應(yīng)用能力和價(jià)值觀的綜合體，使個(gè)體能夠?qū)γ媾R的財(cái)經(jīng)問(wèn)題進(jìn)行合理分析、判斷和決策，以提升個(gè)體和家庭的福祉。2關(guān)于直接研究金融素養(yǎng)與家庭儲(chǔ)蓄的文獻(xiàn)較少，其間接研究主要集中在金融素養(yǎng)對(duì)財(cái)富積累、資產(chǎn)配置、消費(fèi)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(fù)債并且偏好通過(guò)正規(guī)渠道借貸，金融知識(shí)的缺乏將導(dǎo)致不合理的負(fù)債行為。另外，隨著家庭成員掌握的金融知識(shí)的增長(zhǎng)，家庭在資產(chǎn)配置過(guò)程中傾向于更多地配置風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，在股票市場(chǎng)上盈利的可能性也會(huì)增加，從而在一定程度上緩解城市貧困。國(guó)外大量研究同樣表明，金融知識(shí)的缺乏將會(huì)導(dǎo)致股市的有限參與，金融知識(shí)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(gè)人更易參與股票投資。魏麗萍等（2018）發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)的提高能顯著增加互聯(lián)網(wǎng)金融參與程度。Bernheim(2003)以公司員工為研究對(duì)象，從公司組織的金融教育出發(fā)，發(fā)現(xiàn)金融培訓(xùn)活動(dòng)與員工儲(chǔ)蓄的整體水平顯著正相關(guān)。宋全云等（2019）則認(rèn)為，伴隨著居民金融知識(shí)水平的不斷提高，家庭消費(fèi)支出不斷增加，這也為本文的研究提供了契機(jī)。

基于此，本文使用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CHFS）2017年的數(shù)據(jù)對(duì)金融素養(yǎng)與家庭儲(chǔ)蓄之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：從金融素養(yǎng)的角度為中國(guó)家庭高儲(chǔ)蓄率提供了一個(gè)解釋，為理解我國(guó)高儲(chǔ)蓄率現(xiàn)象提供了新的視角。對(duì)反向因果和遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)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(cè)變量導(dǎo)致的有偏估計(jì)，是對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)應(yīng)對(duì)金融素養(yǎng)內(nèi)生性問(wèn)題的重要補(bǔ)充。此外，本文引入多重中介效應(yīng)，使用似不相關(guān)模型對(duì)金融素養(yǎng)影響儲(chǔ)蓄率的多重并列路徑進(jìn)行了分析。

模型與變量

（一）模型設(shè)定

本文首先使用Probit模型估計(jì)金融素養(yǎng)對(duì)家庭是否擁有儲(chǔ)蓄的影響，模型設(shè)定如下：

其中，whesri表示家庭i是否擁有儲(chǔ)蓄，等于1表示家庭擁有儲(chǔ)蓄，否則為0。finli是本文關(guān)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(xiàng)，用以控制遺漏變量。

接下來(lái)，本文使用OLS模型估計(jì)金融素養(yǎng)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響，模型設(shè)定如下：

其中，Savingi表示家庭i的儲(chǔ)蓄率，finli與Xi同前。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心2017年在全國(guó)范圍內(nèi)開(kāi)展的中國(guó)家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，CHFS）。CHFS覆蓋了29個(gè)省/自治區(qū)/直轄市(除新疆、西藏和港澳臺(tái)），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(guò)現(xiàn)代調(diào)查技術(shù)和手段，研究當(dāng)前中國(guó)微觀家庭的金融、經(jīng)濟(jì)問(wèn)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(shí)，參照已有文獻(xiàn)，本文將家庭儲(chǔ)蓄率上限設(shè)置為100%，下限設(shè)置為-200%，剔除關(guān)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(gè)觀測(cè)值。由于本文的目的在于考察居民的金融素養(yǎng)與家庭儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)以及儲(chǔ)蓄規(guī)模的影響，因而合理地構(gòu)建金融素養(yǎng)和儲(chǔ)蓄相關(guān)指標(biāo)是本文的關(guān)鍵。下面分別就金融素養(yǎng)、儲(chǔ)蓄相關(guān)指標(biāo)和其他控制變量進(jìn)行說(shuō)明。

（三）變量設(shè)定

1．金融素養(yǎng)的度量

現(xiàn)有研究主要通過(guò)主觀金融素養(yǎng)指標(biāo)和客觀金融素養(yǎng)指標(biāo)測(cè)度居民的金融素養(yǎng)水平，而客觀金融素養(yǎng)指標(biāo)能夠更加準(zhǔn)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(biāo)進(jìn)行分析。同時(shí)，為有效區(qū)分回答錯(cuò)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(duì)每個(gè)問(wèn)題分別構(gòu)建了兩個(gè)虛擬變量，第一個(gè)虛擬變量表示是否正確回答問(wèn)題，第二個(gè)虛擬變量表示是否直接回答問(wèn)題（若回答不知道或拒絕回答即為間接回答）。根據(jù)CHFS問(wèn)卷中測(cè)度金融素養(yǎng)的3個(gè)問(wèn)題，本文將構(gòu)建6個(gè)變量采用迭代主因子法進(jìn)行分析3。

2．儲(chǔ)蓄相關(guān)指標(biāo)

儲(chǔ)蓄可以在一定程度上代表居民家庭財(cái)富的積累。然而，過(guò)高的儲(chǔ)蓄不利于擴(kuò)大內(nèi)需以及拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。本文重點(diǎn)關(guān)注提高居民金融素養(yǎng)水平能否有效緩解中國(guó)家庭的高儲(chǔ)蓄率問(wèn)題，如果回答是肯定的，那么大力開(kāi)展金融知識(shí)教育、提高居民金融素養(yǎng)水平將有利于降低中國(guó)居民家庭的儲(chǔ)蓄率，從而促進(jìn)金融市場(chǎng)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(qiáng)的不確定性，會(huì)使家庭階段性的消費(fèi)支出發(fā)生劇烈波動(dòng)，因此，本文在定義儲(chǔ)蓄率時(shí)，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(fèi)支出4中扣除，從而得到家庭常規(guī)性消費(fèi)支出，利用家庭總收入減去家庭常規(guī)性消費(fèi)支出除以家庭總收入，得到儲(chǔ)蓄率。表達(dá)式如下：

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

此外，家庭的儲(chǔ)蓄決策可以分為兩個(gè)階段，第一階段為參與決策，決定家庭是否擁有儲(chǔ)蓄；第二階段為數(shù)量決策，決定家庭具體的儲(chǔ)蓄率水平?；谝陨戏治觯疚膶⒓彝タ偸杖霚p去家庭常規(guī)性總支出的儲(chǔ)蓄額為正的家庭定義為擁有儲(chǔ)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(chǔ)蓄有關(guān)的變量，具體包括個(gè)體特征變量、家庭特征變量以及地區(qū)特征變量。其中，個(gè)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(fēng)險(xiǎn)追求、風(fēng)險(xiǎn)厭惡、參與醫(yī)療保險(xiǎn)、參與養(yǎng)老保險(xiǎn)；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(jì)（見(jiàn)表1）。

實(shí)證分析

（一）金融素養(yǎng)與擁有儲(chǔ)蓄

首先分析居民家庭的金融素養(yǎng)對(duì)家庭是否擁有儲(chǔ)蓄的影響。表2第（1）列報(bào)告了家庭是否擁有儲(chǔ)蓄的結(jié)果。從回歸結(jié)果可以看出，金融素養(yǎng)的估計(jì)系數(shù)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(chǔ)蓄的可能性越低，表明金融素養(yǎng)越高的家庭儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)越弱。

此外，就其他控制變量而言，年齡對(duì)家庭是否擁有儲(chǔ)蓄具有顯著的正向影響，即隨著年齡的增長(zhǎng)，家庭儲(chǔ)蓄水平更高，說(shuō)明年老的家庭更愿意積累財(cái)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(chǔ)蓄，表明這類家庭傾向于通過(guò)信貸市場(chǎng)平滑消費(fèi)。相對(duì)于戶主未婚的家庭，戶主已婚家庭應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的能力更強(qiáng)，相應(yīng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)較弱，因此該類家庭擁有儲(chǔ)蓄的可能性更低。健康狀況對(duì)家庭是否擁有儲(chǔ)蓄有顯著的負(fù)向影響，即健康狀況越好的家庭，擁有儲(chǔ)蓄的可能性越小。由于農(nóng)村地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施狀況相對(duì)而言比較落后，因此農(nóng)村家庭需要更多的儲(chǔ)蓄以應(yīng)對(duì)未來(lái)的不確定性。風(fēng)險(xiǎn)追求的個(gè)體往往具有更強(qiáng)的抗風(fēng)險(xiǎn)能力，傾向于更多地消費(fèi)當(dāng)期收入，導(dǎo)致家庭儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)較弱；而風(fēng)險(xiǎn)厭惡的個(gè)體則具有較高的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。此外，家庭總收入作為家庭財(cái)富的象征，對(duì)是否擁有儲(chǔ)蓄具有顯著的正向影響，這進(jìn)一步證明高收入的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)更強(qiáng)。本文發(fā)現(xiàn)家庭人口規(guī)模與家庭是否擁有儲(chǔ)蓄顯著負(fù)相關(guān)，可能的解釋是，更多的人口規(guī)模意味著更高的消費(fèi)性支出，進(jìn)而降低了家庭儲(chǔ)蓄水平。家庭少兒撫養(yǎng)比越高，則擁有儲(chǔ)蓄的可能性越低。然而，老年撫養(yǎng)比與家庭是否擁有儲(chǔ)蓄顯著正相關(guān)，可能是因?yàn)?，隨著科技進(jìn)步以及消費(fèi)模式日益復(fù)雜化，老年人口較低的認(rèn)知能力抑制了家庭消費(fèi)支出，最終導(dǎo)致了較高的儲(chǔ)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(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。

表1：變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

然而，金融素養(yǎng)指標(biāo)可能存在潛在的內(nèi)生性問(wèn)題。居民日常生活中的儲(chǔ)蓄決策會(huì)影響其金融素養(yǎng)水平，居民過(guò)去的儲(chǔ)蓄經(jīng)歷會(huì)促使其不斷學(xué)習(xí)與利率和時(shí)間價(jià)值相關(guān)的金融知識(shí)，提高自身金融素養(yǎng)水平，以便在高存款利率時(shí)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(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，參考宗慶慶等學(xué)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(guò)向周圍其他家庭學(xué)習(xí)、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(chǔ)蓄決策行為不會(huì)因其余家庭平均的金融素養(yǎng)水平而改變，兩者之間沒(méi)有直接的聯(lián)系。因此，本文認(rèn)為該工具變量同時(shí)滿足相關(guān)性和外生性的要求。表2第（2）列底部DWH內(nèi)生性檢驗(yàn)顯示，在5%水平上拒絕不存在內(nèi)生性的假設(shè)。另外，一階段估計(jì)的F值為259．46，工具變量的t值為14．05。根據(jù)Stock& Yogo的研究成果，F(xiàn)值大于10%偏誤水平下的臨界值16．38，這進(jìn)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(wèn)題。表2中第（2）列顯示了IV-Probit的估計(jì)結(jié)果，可以看出，金融素養(yǎng)對(duì)家庭是否擁有儲(chǔ)蓄的估計(jì)系數(shù)為-0．342，且在1%水平上顯著，表明即使在控制了內(nèi)生性之后，金融素養(yǎng)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的抑制作用依然顯著存在（見(jiàn)表2）。

由于家庭的儲(chǔ)蓄決策是復(fù)雜均衡的結(jié)果，金融素養(yǎng)也面臨著家庭潛在創(chuàng)新基因等不可觀測(cè)因素的影響，因此在分析金融素養(yǎng)與家庭儲(chǔ)蓄的關(guān)系時(shí)，往往存在著遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。由前文可知，家庭儲(chǔ)蓄受金融素養(yǎng)、其他控制變量以及不可觀測(cè)變量的影響。由于控制變量嚴(yán)格外生，其與誤差項(xiàng)不相關(guān)。而對(duì)金融素養(yǎng)而言，存在不可觀測(cè)的變量同時(shí)影響著金融素養(yǎng)與家庭儲(chǔ)蓄，導(dǎo)致金融素養(yǎng)與誤差項(xiàng)相關(guān)。為緩解遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，本文根據(jù)金融素養(yǎng)與誤差項(xiàng)的關(guān)系，給出如下影響金融素養(yǎng)的表達(dá)式：

其中，zi是影響金融素養(yǎng)但不影響家庭儲(chǔ)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(duì)居民家庭儲(chǔ)蓄水平產(chǎn)生影響的變量（如家庭創(chuàng)新基因等），正是因?yàn)檫z漏了vi才導(dǎo)致了金融素養(yǎng)的內(nèi)生性問(wèn)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(shí)估計(jì)方程（1）和（3）。該方法既能緩解模型聯(lián)立導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，又能對(duì)此導(dǎo)致的異方差問(wèn)題進(jìn)行有效處理。表2第（3）列給出了3SLS的估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯觯捎寐?lián)立方程模型緩解遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題之后，金融素養(yǎng)仍然顯著降低了家庭擁有儲(chǔ)蓄的可能性，這表明通過(guò)金融培訓(xùn)等方式提高居民金融素養(yǎng)水平是降低家庭儲(chǔ)蓄水平、拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(diǎn)關(guān)注和思考的問(wèn)題。

（二）金融素養(yǎng)與家庭儲(chǔ)蓄率

合理的家庭儲(chǔ)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(duì)家庭儲(chǔ)蓄規(guī)模是否起到同樣的抑制作用呢？接下來(lái)，本文就金融素養(yǎng)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的作用進(jìn)行檢驗(yàn)。表2第（4）列顯示了金融素養(yǎng)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率影響的估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯觯航鹑谒仞B(yǎng)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的估計(jì)系數(shù)為-0．033，且在1%水平上顯著，表明金融素養(yǎng)越高的家庭儲(chǔ)蓄率越低，可能的解釋是，高金融素養(yǎng)水平的個(gè)體能有效釋放家庭消費(fèi)潛力，進(jìn)而通過(guò)促進(jìn)消費(fèi)支出降低家庭儲(chǔ)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(fēng)險(xiǎn)的能力，從而有效改善目前家庭消費(fèi)率較低和儲(chǔ)蓄率較高的現(xiàn)狀。其他控制變量對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響與已有的研究結(jié)果基本上一致，不予贅述。

表2：金融素養(yǎng)與家庭儲(chǔ)蓄

由于居民家庭可能通過(guò)從事金融活動(dòng)提高自身的金融素養(yǎng)水平，存在潛在的反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)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(jìn)行檢驗(yàn)。表2第（5）列底部顯示了使用Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)金融素養(yǎng)內(nèi)生性的結(jié)果，在1%水平上拒絕了不存在內(nèi)生性的假設(shè)。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(jìn)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(jié)果顯示，金融素養(yǎng)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率具有顯著的負(fù)向影響，說(shuō)明居民金融素養(yǎng)水平的提高降低了家庭儲(chǔ)蓄率。表2第（6）列給出了3SLS的估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯?，金融素養(yǎng)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率具有顯著負(fù)向影響，這與前文的結(jié)論基本一致。

表3：分位數(shù)回歸結(jié)果

（三）金融素養(yǎng)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的分位數(shù)回歸

由于家庭儲(chǔ)蓄率的分布可能存在不均衡現(xiàn)象，因此本文采用分位數(shù)回歸的方法考察了金融素養(yǎng)對(duì)不同儲(chǔ)蓄水平上的家庭儲(chǔ)蓄的影響。表3給出了家庭儲(chǔ)蓄率在0．1、0．3、0．5、0．7、0．9分位點(diǎn)上的估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯?，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相同，金融素養(yǎng)的提高使家庭儲(chǔ)蓄率降低，且均在1%的水平上顯著。總體而言，隨著分位點(diǎn)的提高，回歸系數(shù)的絕對(duì)值有遞減趨勢(shì)，在0．1分位上系數(shù)絕對(duì)值最高，為0．034；但在0．9分位上，系數(shù)絕對(duì)值減小為0．016。這表明金融素養(yǎng)對(duì)低儲(chǔ)蓄家庭的影響程度更大，而對(duì)高儲(chǔ)蓄家庭的影響程度則相對(duì)較小，可能的解釋是，對(duì)于中、高儲(chǔ)蓄率的家庭而言，家庭邊際消費(fèi)傾向較小，儲(chǔ)蓄率對(duì)居民金融素養(yǎng)的敏感性低。根據(jù)以上結(jié)論，金融知識(shí)匱乏、金融素養(yǎng)較低是導(dǎo)致我國(guó)儲(chǔ)蓄率過(guò)高的重要原因，提高居民金融素養(yǎng)有利于我國(guó)居民家庭合理地調(diào)整儲(chǔ)蓄水平（見(jiàn)表3）。

此外，本文發(fā)現(xiàn)相對(duì)于文盲群體而言，受教育水平為小學(xué)的居民家庭在0．7和0．9分位上回歸系數(shù)顯著為負(fù)；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(shù)顯著為負(fù)。表明對(duì)中、高等儲(chǔ)蓄水平的家庭而言，具備基本文化知識(shí)能夠有效降低家庭儲(chǔ)蓄率；而對(duì)于儲(chǔ)蓄水平過(guò)低的家庭而言，可能由于家庭自身的財(cái)富水平較低，因此受教育程度對(duì)儲(chǔ)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(gè)分位上都顯著降低了家庭儲(chǔ)蓄率，表明接受高等教育可以弱化居民儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，降低家庭儲(chǔ)蓄水平。值得注意的是，小學(xué)、初中、高中及以上受教育程度回歸系數(shù)的絕對(duì)值總體上呈遞增趨勢(shì)，表明隨著受教育水平的提高，其對(duì)家庭儲(chǔ)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(xiǎn)對(duì)家庭儲(chǔ)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(xiǎn)的個(gè)體往往面臨較高的健康風(fēng)險(xiǎn)并且缺乏安全感，較強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)提高了家庭的儲(chǔ)蓄水平。此外，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)中、低儲(chǔ)蓄率的家庭沒(méi)有顯著影響。但在0．9分位上，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率具有顯著的負(fù)向影響，可能的解釋是，社會(huì)統(tǒng)籌模式的養(yǎng)老保險(xiǎn)降低了家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，較大程度地“擠出”了家庭儲(chǔ)蓄。中、高等儲(chǔ)蓄率的家庭往往具有較高的財(cái)富水平，因此自有住房會(huì)顯著提高家庭儲(chǔ)蓄率，這進(jìn)一步驗(yàn)證了富人儲(chǔ)蓄率更高的結(jié)論。其余控制變量的回歸結(jié)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(chǔ)蓄率的異質(zhì)性分析

為了全面分析金融素養(yǎng)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄影響的異質(zhì)性，本文分別從城鄉(xiāng)差異以及婚姻狀況差異角度，對(duì)居民金融素養(yǎng)與家庭儲(chǔ)蓄之間的關(guān)系進(jìn)行分析。

1．城鄉(xiāng)差異

考慮到中國(guó)城鄉(xiāng)二元金融發(fā)展以及經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的差異，本文分別就農(nóng)村樣本和城市樣本進(jìn)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(jì)結(jié)果。其中，上半部分為農(nóng)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(jiǎn)潔，在此只列示核心解釋變量對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響（見(jiàn)表4）。

第（1）列顯示，對(duì)于農(nóng)村家庭而言，金融素養(yǎng)對(duì)家庭是否擁有儲(chǔ)蓄的影響不顯著，可能是因?yàn)檗r(nóng)村居民無(wú)法運(yùn)用自身的金融知識(shí)參與金融決策。對(duì)于城市家庭而言，金融素養(yǎng)對(duì)家庭是否擁有儲(chǔ)蓄具有顯著的負(fù)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(chǔ)蓄的可能性，可能是城市地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(fèi)潛力的同時(shí)降低家庭的儲(chǔ)蓄水平。

第（2）列顯示，農(nóng)村居民的金融素養(yǎng)與家庭儲(chǔ)蓄率顯著負(fù)相關(guān)，城市居民的金融素養(yǎng)與家庭儲(chǔ)蓄率也具有顯著的負(fù)向影響，且城市居民金融素養(yǎng)估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值高于農(nóng)村居民。表明金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)村地區(qū)和城市地區(qū)家庭的儲(chǔ)蓄率均有顯著的抑制作用，且金融素養(yǎng)對(duì)城市地區(qū)家庭儲(chǔ)蓄率的抑制作用顯著高于農(nóng)村地區(qū)。因此國(guó)家應(yīng)有針對(duì)性地提高城市地區(qū)金融培訓(xùn)服務(wù)的質(zhì)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(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)理論，為考察金融素養(yǎng)對(duì)家庭儲(chǔ)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(jìn)行分組回歸，回歸結(jié)果如表5所示。其中，表5上半部分為已婚樣本的估計(jì)結(jié)果，下半部分為未婚樣本的估計(jì)結(jié)果。變量設(shè)置情況與表4相同。

第（1）列顯示，金融素養(yǎng)對(duì)已婚家庭是否擁有儲(chǔ)蓄具有顯著的負(fù)向影響。一方面，與未婚群體相比，已婚群體不需要通過(guò)增加儲(chǔ)蓄來(lái)提高其在婚姻匹配中的競(jìng)爭(zhēng)力，競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)較弱。另一方面，已婚群體往往面臨更多的家庭責(zé)任，消費(fèi)潛力大，此時(shí)提高其金融素養(yǎng)水平能進(jìn)一步弱化家庭的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。另外，金融素養(yǎng)對(duì)未婚家庭是否擁有儲(chǔ)蓄的影響為正，但不顯著。可能是因?yàn)槲椿榧彝ハM(fèi)渠道比較單一，并且相應(yīng)地競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)較強(qiáng)，因此較高的金融素養(yǎng)水平能提高該類家庭擁有儲(chǔ)蓄的可能性。

表4：金融素養(yǎng)與家庭儲(chǔ)蓄：城鄉(xiāng)差異

表5：金融素養(yǎng)與家庭儲(chǔ)蓄：婚姻狀況差異

第（2）列顯示，金融素養(yǎng)對(duì)已婚家庭的儲(chǔ)蓄率具有顯著的負(fù)向影響，但對(duì)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(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的邊際影響更強(qiáng)，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(chǔ)蓄的作用在該類家庭中表現(xiàn)的更加明顯?？傊?，無(wú)論是從儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)還是儲(chǔ)蓄規(guī)模來(lái)看，金融素養(yǎng)對(duì)已婚家庭的抑制作用均顯著高于未婚家庭，因此應(yīng)重點(diǎn)關(guān)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(chǔ)蓄的多重中介效應(yīng)

（五）金融素養(yǎng)影響家庭儲(chǔ)蓄的機(jī)制分析

由前文可知，金融素養(yǎng)對(duì)我國(guó)居民家庭儲(chǔ)蓄存在異質(zhì)性影響。為了進(jìn)一步考察金融素養(yǎng)影響家庭儲(chǔ)蓄率的作用路徑，接下來(lái)本文使用似不相關(guān)回歸（SUR）探討金融素養(yǎng)作用于家庭儲(chǔ)蓄率的影響機(jī)制。目前，已有文獻(xiàn)主要探討金融素養(yǎng)對(duì)財(cái)富積累、資產(chǎn)配置以及消費(fèi)問(wèn)題等方面的影響。考慮到金融素養(yǎng)與家庭儲(chǔ)蓄率之間可能存在多個(gè)中介變量，與以往研究不同，本部分同時(shí)將家庭總資產(chǎn)（家庭財(cái)富）以及家庭總消費(fèi)7引入模型進(jìn)行多重中介效應(yīng)8檢驗(yàn)，中介效應(yīng)模型設(shè)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(shí)將家庭財(cái)富和家庭消費(fèi)作為中介變量的回歸結(jié)果。其中，為了便于比較，將前文的OLS回歸結(jié)果置于第（1）列。由第（2）列可知，在控制了一系列與家庭財(cái)富有關(guān)的變量之后，金融素養(yǎng)與家庭的財(cái)富水平顯著正相關(guān)，表明居民較高的金融素養(yǎng)能夠促進(jìn)家庭財(cái)富的積累。此外，在第（3）列估計(jì)結(jié)果中，金融素養(yǎng)對(duì)家庭消費(fèi)的影響顯著為正，表明金融素養(yǎng)水平越高，家庭消費(fèi)支出也越多，這進(jìn)一步證明金融知識(shí)的缺乏是導(dǎo)致我國(guó)消費(fèi)不足的重要原因。另外，第（4）列結(jié)果顯示，家庭財(cái)富變量的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明富人的儲(chǔ)蓄率更高；家庭消費(fèi)變量的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，表明家庭消費(fèi)支出的擴(kuò)大降低了家庭儲(chǔ)蓄率。同時(shí)，與第（1）列相比，金融素養(yǎng)估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值明顯下降，這表明家庭財(cái)富和家庭消費(fèi)是金融素養(yǎng)作用于家庭儲(chǔ)蓄率的重要中介變量。本文還使用nlcom方法檢驗(yàn)多重中介效應(yīng)的顯著性及其占比。中介效應(yīng)檢驗(yàn)9結(jié)果表明，家庭財(cái)富與家庭消費(fèi)的多重中介效應(yīng)是顯著存在的，其中介效應(yīng)大小為42．98%，這意味著，居民金融素養(yǎng)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的抑制作用中，有42．98%是通過(guò)家庭財(cái)富與家庭消費(fèi)同時(shí)發(fā)揮作用的。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)前文估計(jì)結(jié)果以及所得結(jié)論的穩(wěn)健性，接下來(lái)從經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上的儲(chǔ)蓄率、金融素養(yǎng)的代理變量?jī)煞矫孢M(jìn)行分析。

首先，根據(jù)CHFS匯報(bào)的家庭總收入與家庭總消費(fèi)，利用家庭總收入與家庭總消費(fèi)的差值，再除以家庭總收入，從而得到經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上的儲(chǔ)蓄率（儲(chǔ)蓄率2）。表達(dá)式如下：

儲(chǔ)蓄率2=(家庭總收入-家庭總消費(fèi)）/家庭總收入

表7給出了金融素養(yǎng)與新定義的儲(chǔ)蓄率的估計(jì)結(jié)果。可以看出，金融素養(yǎng)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率依然具有負(fù)向影響，且在1%水平上顯著，其他控制變量對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響也與前文估計(jì)結(jié)果基本一致。其次，本文使用CHFS數(shù)據(jù)庫(kù)中的金融資產(chǎn)總額10作為金融素養(yǎng)的代理變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一般來(lái)說(shuō)，金融素養(yǎng)提高的一個(gè)重要表現(xiàn)是居民更加理性地配置家庭金融資產(chǎn)，因此將金融資產(chǎn)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(duì)家庭儲(chǔ)蓄的估計(jì)結(jié)果。由表8可知，家庭金融資產(chǎn)總額越大，越有可能擁有較低的儲(chǔ)蓄規(guī)模。事實(shí)上，利率的長(zhǎng)期走低與金融市場(chǎng)的日趨完善使得家庭對(duì)儲(chǔ)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(chǔ)蓄存款下降的一個(gè)重要原因。

表7：金融素養(yǎng)與家庭儲(chǔ)蓄（儲(chǔ)蓄率2）

表8：金融素養(yǎng)與家庭儲(chǔ)蓄（金融資產(chǎn)總額）

結(jié)論及政策建議

借助中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）2017年的數(shù)據(jù)，本文探討了金融素養(yǎng)與家庭儲(chǔ)蓄之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，提高居民金融素養(yǎng)水平能顯著降低家庭擁有儲(chǔ)蓄的可能性，同時(shí)，居民金融素養(yǎng)越高，家庭儲(chǔ)蓄率越低?？紤]到金融素養(yǎng)可能存在的內(nèi)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?jī)呻A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(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，并且探討了金融素養(yǎng)對(duì)居民家庭儲(chǔ)蓄的異質(zhì)性影響以及金融素養(yǎng)影響家庭儲(chǔ)蓄率的內(nèi)在機(jī)制。結(jié)論如下：1．金融素養(yǎng)對(duì)家庭是否擁有儲(chǔ)蓄以及家庭儲(chǔ)蓄率均具有顯著的負(fù)向影響，提高居民金融素養(yǎng)水平能有效解決中國(guó)高儲(chǔ)蓄率問(wèn)題。2．為考察金融素養(yǎng)對(duì)不同儲(chǔ)蓄水平家庭的影響，本文采用分位數(shù)回歸方法進(jìn)行分析。結(jié)果表明，隨著分位點(diǎn)的提高，金融素養(yǎng)回歸系數(shù)的絕對(duì)值有遞減趨勢(shì)，說(shuō)明對(duì)于低儲(chǔ)蓄家庭而言，金融素養(yǎng)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的邊際影響更大。3．異質(zhì)性分析表明，無(wú)論是家庭儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)還是儲(chǔ)蓄規(guī)模，金融素養(yǎng)對(duì)城市家庭的影響均顯著大于農(nóng)村家庭。另外，戶主已婚的家庭金融素養(yǎng)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的邊際影響更強(qiáng)。4．多重中介檢驗(yàn)結(jié)果表明，家庭財(cái)富與家庭消費(fèi)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(kuò)大消費(fèi)規(guī)模以降低家庭儲(chǔ)蓄水平。結(jié)合本文的研究結(jié)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(jì)劃，提高居民家庭金融決策效率

基于樣本家庭的異質(zhì)性，應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注農(nóng)村家庭和已婚家庭的金融素養(yǎng)培訓(xùn)，通過(guò)金融教育進(jìn)課堂以及網(wǎng)絡(luò)授課等方式，有針對(duì)性地對(duì)其提供金融培訓(xùn)服務(wù)，改善居民的金融素養(yǎng)水平。同時(shí)，對(duì)于金融素養(yǎng)與家庭儲(chǔ)蓄之間可能存在的同伴效應(yīng)，要充分發(fā)揮家庭與外部關(guān)系密切群體的行為交互，從而實(shí)現(xiàn)社區(qū)標(biāo)桿家庭的示范作用。

（二）完善社會(huì)保障制度，降低居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄的意愿，釋放居民消費(fèi)潛力

伴隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，應(yīng)不斷擴(kuò)大社會(huì)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(jìn)消費(fèi)需求不斷增長(zhǎng)，進(jìn)而降低居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)?？傊?，推動(dòng)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革以提升居民家庭的邊際消費(fèi)傾向，健全社會(huì)保障體系以降低居民家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，是拉動(dòng)國(guó)民消費(fèi)需求、引導(dǎo)國(guó)民儲(chǔ)蓄達(dá)到合理水平的有效保障。

（三）提升居民金融技能，促進(jìn)資產(chǎn)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(guó)居民需要盡可能地多了解相關(guān)金融知識(shí)，熟悉金融市場(chǎng)的新興變化。家庭提升金融素養(yǎng)水平，才可以更好的結(jié)合自身情況進(jìn)行合理的資產(chǎn)配置，豐富家庭金融資產(chǎn)的配置組合投資。

注釋：

1Modigliani&Cao(2004)首次將中國(guó)高儲(chǔ)蓄的現(xiàn)象稱為“中國(guó)儲(chǔ)蓄率之謎”。

2摘自北京師范大學(xué)財(cái)經(jīng)素養(yǎng)教育研究中心編寫的《中國(guó)居民財(cái)經(jīng)素養(yǎng)白皮書（2018摘編版）》。

3全樣本KMO檢驗(yàn)結(jié)果為0．6683，表明適合做因子分析。

4家庭總消費(fèi)支出包括：教育支出、醫(yī)療支出、美容支出、文化娛樂(lè)支出、通訊費(fèi)支出、日用品支出、日常生活費(fèi)支出、食品支出、住房維修花費(fèi)、購(gòu)買衣物支出以及本地交通費(fèi)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(shù)目占家庭總?cè)丝诘谋壤?/p>

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(shù)目占家庭總?cè)丝诘谋壤?/p>

7家庭總資產(chǎn)與家庭總消費(fèi)的單位均為十萬(wàn)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(yàn)總間接效應(yīng)。

10金融資產(chǎn)主要包括：風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)（股票、基金、債券、金融衍生品、金融理財(cái)品、外匯、黃金）和無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)（現(xiàn)金、股票賬戶余額、政府債券、活期存款和定期存款）。