金融素养对家庭理财规划影响研究——中国城镇家庭的微观证据

胡 振 臧日宏

一、引言

2007—2010年是金融危机冲击的高峰时期，皮尤研究中心 （Pew Research Center）依据美国人口普查局统计所做的报告显示，2010年美国最富裕的7%家庭，户均财富规模为317万美元，较2009年增加了28%；而另外的93%家庭，其财富规模则是降低的。①数据来源：美国皮尤研究中心网站http：／／www.pewresearch.org／。危机期间，美国中产家庭财富缩水幅度达40%。②数据来源于著名经济学家、耶鲁大学终身教授、北京大学特聘教授陈志武在中国工商银行2015年第五期创新沙龙上的讲演，主题：财富管理的今与昔。研究发现，面对同样的冲击，两类家庭的财富规模之所以呈现出截然不同的变动趋势，是因为家庭资产结构不同。富裕家庭的资产结构中股票、对冲基金、债券等金融资产占绝对比重，而普通家庭是以房地产等固定资产为主，资产结构表象背后折射的是家庭资产配置决策与理财规划行为上的差异。富裕家庭往往制定理财规划的概率更高，且制定理财规划的时间跨度更长，普通家庭往往不制定理财规划或制定期限为1～2年的短期理财规划，而富裕家庭可能制定5年、10年甚至更长时间的理财规划，我们称这个时间跨度为理财规划时间跨度。国外研究认为金融知识和技能是影响家庭金融行为的最重要的因素（Bernheim 等， 2001［1］； Lusardi和 Mitchell， 2007［2］），而金融知识和技能就是所谓的金融素养 （Alhenawi和Elkhal， 2014［3］）。 2015 年中国股票市场的大幅波动导致广大投资者亏损的现实表明，不合理的理财投资行为已经成为提升消费者金融福利的障碍，甚至会损害资本市场的稳定性。截至2015年年底，中国泛资产管理市场管理的资产总规模达到93万亿元人民币，比2014年底增加33万亿元，2012至2015年均复合增长率达到51%，资产管理已经成为金融体系内最具活力和成长潜力的板块，③数据来源于波士顿咨询 （BCG）2016年4月发布的 《中国资产管理市场2015》。居民财富大幅增长的同时，错误的理财决策造成的潜在损失也必然加大。通过科学合理的理财规划来实现资产保值增值目标，已经成为中国家庭最迫切的需求之一。对投资者而言，在增强其对金融产品的认知以及金融知识和理财规划技能上都有了更高的要求。在这样的背景下，全面提升消费者金融素养水平迫在眉睫。

国际经验表明，针对消费者开展金融教育，提升消费者金融素养，可以优化家庭理财规划，提升消费者金融福利。在次贷危机引发全球性金融危机后，各国政府表示了对本国居民金融素养的担忧，越来越多的国家开始加强对金融素养及其对金融行为影响的研究，多举措推进本国居民提高家庭金融素养。2008年OECD创建了旨在推动相关经验和金融素养知识分享的国际金融教育网络 （International Network on Financial Education，INFE）。2007年美国众议院确定每年的4月为全美 “金融扫盲月”，联邦政府自2009年起，每年拨付2.5亿美元的金融教育专项经费，供中小学和大学使用。中国政府对居民金融教育也有新的举措，中国人民银行在2012年7月成立金融消费保护局，开展包括 “金融知识普及月”活动在内的一系列旨在提高金融消费者金融素养的活动。本研究正是在上述背景下展开的。

本研究的创新之处体现在以下三个方面。第一，在研究视角上，有关家庭理财规划的既有研究中，没有从金融素养视角来进行的，而国外研究已经证实金融素养对家庭金融行为存在密切关系。第二，在研究内容上，既有研究更多的是分析理财规划意愿，而本研究分析金融素养对家庭理财规划的影响时，既分析了对理财规划选择的影响，也分析了对理财规划时间跨度的影响。同时，也对金融素养影响理财规划的传导机制进行深入分析。第三，在研究方法上，利用分位数回归模型，分析了金融素养对理财规划时间跨度影响的异质性，而既有的相关主题研究中使用的均值回归实现不了这一目的。本研究发现金融素养的影响存在非对称性。此外，投资者同质性是经典现代资产组合理论的前提假设，然而居民在金融素养方面却存在显著的异质性，因此本研究认为居民家庭金融决策理论模型如在金融素养变量上给予更多的考虑，将有助于理论模型的优化，这也是本文对这一研究领域可能的贡献。

本研究以下部分行文安排如下：第二部分对相关文献进行综述。第三部分介绍本研究使用的数据、变量与方法，并对相关变量进行描述性统计分析。第四部分是实证分析，先对金融素养与理财规划进行统计学意义上的相关分析，然后进行回归分析，并对研究结论进行稳健性检验，同时探讨了金融素养对理财规划时间跨度影响的异质性；最后一部分是研究结论及政策启示。

二、文献综述

（一）关于金融素养的定义

目前关于金融素养还没有一个统一的权威定义，当前使用比较广泛的一个定义是由美国金融素养和教育委员会 （American Financial Literacy and Education Commission）给出的，即所谓金融素养就是消费者所拥有的为其一生金融福祉而有效管理其金融资源的知识和能力。该定义出现后，围绕着金融素养的研究热潮开始形成。 此外 Lusardi和 Mitchell（2014）［4］将金融素养定义为：个人获取经济金融信息，并据此进行财务规划、按期归还债务、提前规划退休储蓄和积累财富的能力，这个定义更偏重于金融素养的具体内容。美国总统金融素养咨询委员会 （President's Advisory Council on Financial Literacy，PACFL）在分析美国次贷危机的原因时也认为，虽然导致金融危机的原因有很多，但消费者缺乏金融素养也是重要的根源之一，具体表现就是众多美国人缺乏理解投资工具或者利用银行系统的金融技能。事实上，在其他因素相同的条件下，金融素养越高的投资者，做出合理的理财决策的概率也更高。

（二）金融素养对金融行为的影响

金融素养被证实与家庭金融行为密切相关。金融素养影响家庭资产组合。Guiso和Jappelli（2009）［5］的研究发现金融素养对家庭资产分散化有显著正向影响。 Koenig（2007）［6］认为金融素养是满足未来金融需求和制定金融决策的必备素质。金融素养影响退休规划。Sekita（2011）［7］基于日本家庭数据的研究显示，金融素养可以提高居民制订退休储蓄计划的概率。学者们通过对发展中国家的数据进行研究也得出了类似的结论。Moure（2015）［8］发现智利居民的金融素养和退休规划之间存在显著的正向关系，这表明金融教育投资对受访者制订退休计划有显著的影响。金融素养影响家庭金融市场参与。Cole等 （2010）［9］发现在印度和印度尼西亚居民中，金融素养高者拥有银行账户的概率也更高。类似地，Rooij等 （2011）［10］基于荷兰中央银行住户调查 （DHS）数据，发现金融素养提高了个体参与股票市场的可能性。Fedorova等（2015）［11］利用俄罗斯居民家庭数据研究发现，金融素养高者的金融市场表现更活跃，发生银行贷款逾期的概率更低。 与此类似， Henager和 Mauldin （2015）［12］对中低收入家庭的金融素养与储蓄行为关系的分析结论是一致的。金融素养影响家庭融资渠道选择及融资成本。Huston（2012）［13］的研究发现， 金融素养水平低者的信用卡和抵押贷款成本是金融素养水平高者的2 倍。 Lusardi和 Luston （2013）［14］基于美国消费者数据的研究显示，金融素养水平高的群体使用高成本借贷方式的概率很低， Chatterjee （2013）［15］的研究结论与此一致。由此可见，国外关于金融素养对金融市场参与的影响有比较一致的结论：金融素养对金融市场参与行为存在影响，但对不同的金融市场行为影响可能存在一定差异。

国外关于金融素养对家庭理财规划的研究并不太多，现有的研究多是集中在研究某个具体的理财行为，关于理财规划选择和理财规划时间跨度的研究更是少见。 Arrondel等 （2013）［16］基于法国居民的研究发现，金融素养水平高者更可能制定一个清晰的理财规划。 Alhenawi和 Elkhal （2014）［17］的研究发现， 金融知识水平低的家庭其理财规划技能水平往往较低。正常情况下，金融素养高的家庭不但制定理财规划，而且其制定的理财规划更科学，可以更好地应对家庭财务压力，可以为未来的消费及投资需求做更充分的准备。 Lusardi（2009）［18］的研究证实， 低金融素养导致更多和负债相关的问题，侧面说明了理财规划的重要性。 Fornero和 Monticone （2011）［19］发现金融素养对养老计划的参与概率具有显著的正向影响，养老规划当中就包含理财规划的安排。Behrman等 （2012）［20］发现金融素养对家庭财富积累有显著正向影响，教育成就只有和金融素养交互时才显示出对财富积累的正向影响，金融素养投资可能具有显著的巨额财富回报。 因此， Campbell（2006）［21］认为不管家庭风险偏好如何，家庭都应该制定符合自身家庭禀赋的理财安排。

国内关于金融素养对金融行为影响的研究不多。在有限的研究成果中，主要是从金融教育、金融知识、投资经验、认知能力等人力资本因素来分析对金融行为的影响，金融教育、投资经验可以看作金融素养的组成部分之一。代表性的研究如下：尹志超等（2014）［22］研究发现金融知识的增加会推动家庭参与金融市场，并增加家庭在风险资产尤其是股票资产上的配置；尹志超等 （2015）［23］的另一项研究发现金融可得性的提高会促进家庭更多地参与正规金融市场，同时会降低家庭在非正规金融市场的参与；周钦等（2015）［24］的研究发现，参加医疗保险的家庭更加偏好高风险资产，因为医疗保险降低了疾病对家庭的冲击，提高了抗风险能力；吴卫星等 （2011）［25］发现健康状况不佳会导致家庭股票或风险资产在其总财富中的比重下降，进一步地，雷晓燕和周月刚 （2010）［26］发现健康状况对家庭资产组合影响存在显著的城乡差异，对城市家庭显著，对农村家庭则不显著。

通过对国内外相关文献的梳理可以发现，有关金融素养对家庭理财规划的研究不多，基于中国家庭数据的研究有待深入。

三、数据、变量与方法

（一）数据

本研究的数据来自中国城市居民消费金融调查，该调查由清华大学中国金融研究中心 （China Center for Financial Research，CCFR）开展和实施，并得到国家自然基金和美国花旗基金会资助和支持，该调查属于著名的SCF系列①美国消费者金融调查 （Survey of Consumer Finance，SCF）是在美国联邦储备委员会和美国财政部的联合资助下开展的，自1961年开始实施，并从1983年起每隔3年在全国范围内对居民的消费金融情况进行调查，其内容涵盖居民家庭资产负债、收入、消费、投资等理财行为以及家庭人口特征。国内西南财经大学开展的中国家庭金融调查 （China Household Finance Survey，CHFS）也属于这个类型的调查，受到了国内外的广泛关注。，该系列自美国开始，后被多个国家采用。中国城市居民消费金融调查的目的是获得中国家庭的资产负债、收入、消费、投资等代表性数据。本研究使用的是2012年的调研数据，该数据提供了丰富的个人和家庭信息，样本覆盖中国东部、中部和西部，城市的选择充分考虑了城市发展水平差异，根据城市的规模、经济发展水平、储蓄水平、消费水平、消费条件等，选择了经济发达、较发达和发展水平一般三个类别总计24个城市②24个城市如下：第一类为北京、上海、沈阳、济南、广州、重庆、西安、武汉；第二类为包头、吉林、徐州、南昌、海口、昆明、乌鲁木齐、洛阳；第三类为朔州、伊春、安庆、泉州、桂林、攀枝花、白银、株洲。，样本具有较好的代表性。调研内容涉及家庭基本信息、家庭金融教育、家庭经济状况、家庭金融行为、金融消费者保护、金融知识、消费习惯和生活态度，共计七个部分。样本数据包括24个城市的3122个家庭9690人，其中东部地区1180户，中部地区992户，西部地区950户。本研究所有的数据处理工作主要使用Stata11.0来完成。

（二）变量

1.金融素养。

参照 Xiao 等 （2013）［27］、 Xia 等 （2014）［28］的研究我们设置金融素养指标，具体包括主观金融素养（SFL）、客观金融素养 （OFL）。主观金融素养更强调受访者的金融知识与技能的主观方面。主观金融素养是通过询问受访者有关股票、基金、债券：“您或您的家庭对下列金融产品投资方式了解吗？”，具体每一个金融产品答案赋值为1至5，1表示不了解，5表示非常了解，然后根据回答情况，根据得分将这三个问题的分值累加，即可求得主观金融素养水平，因为每一个问题的取值介于1～5，所以主观金融素养水平的理论取值范围是3到15。客观金融素养参考国内外有关金融素养的调查问卷，选取6个具有代表性的金融知识问题来测度，这6个问题分别涉及利率、通货膨胀、分散化投资、外汇牌价、银行制度等，基本上包括了当前国内外有关金融素养测度中所用的核心问题。每个问题回答正确记1分，否则是0分，通过求和算出客观金融素养水平。所以这6个问题每一题的得分均是0或1，因此客观金融素养水平理论上介于0到6。客观金融素养比主观金融素养更客观，受受访者主观影响较小。

对金融素养的统计分析发现，OFL最大值为6，最小值为0，OFL平均值为3.21，OFL为0的样本比例为2.66%，等于最大值6的样本占比为3.72%，小于均值的样本占55.86%。SFL的最大值为15，最小值为3，SFL取最大值和最小值的样本比例分别为2.95%和3.04%，SFL平均值为9.47，小于均值的样本占54.64%。

2.理财规划。

本研究的被解释变量为理财规划，具体通过两个方面体现，一是是否制定理财规划 （FP），有理财规划赋值为1，否则为0，为二元离散变量；二是理财规划的时间跨度 （FPT），即家庭制定了多少年的理财规划，比如有的家庭制定的是1年的短期规划，而有的家庭可能是10年的理财规划。

图1中的左图是客观金融素养水平与理财规划及理财规划时间跨度均值的折线图，可以看出随着客观金融素养水平的提高，制定理财规划的比例整体上在提高，而与理财规划的时间跨度的折线图略呈倒U型。图1中的右图与左图类似，但横轴为主观金融素养水平，整体上显示主观金融素养越高的家庭，有理财规划家庭的比例越高，同时理财规划的时间跨度也越长，主观金融素养与理财规划比例及理财规划时间跨度整体上是正相关关系。

图1 金融素养与理财规划

3.变量描述性统计。

表1是变量的描述性统计结果。可以看出，样本家庭受访者平均年龄为34.24岁，比较年轻，这可能和数据采集方式有关。家庭孩子数量均值为0.49，受访者学历水平方面，大学本科和专科占76%。家庭收入稳定性分为高、一般和差三个等级，对应的比例分别为30%、43%和27%。风险态度分成风险偏好、风险中性和风险厌恶三个类别，风险中性占比为60%，风险厌恶者占33%，风险偏好的比例仅占7%。受访者中男性占71%，一般情况下，家庭理财决策者往往是男性户主，且男性对家庭的资产情况更为了解。近七成家庭的家庭成员健康状况良好，健康状况一般的占比近三成。90%的家庭拥有自住房房产，房产拥有率很高。家庭净资产对数为13.84，大于家庭年收入的对数。样本中预计未来一年收入有所增加的家庭占65%。

表1 变量的描述性统计

续前表

续前表

（三）方法

当研究金融素养对家庭定理财规划有影响时，因为被解释变量为虚拟变量，而离散选择模型是专门处理此类问题的方法，故本研究采用离散选择模型中的Probit模型来分析金融素养对家庭理财规划的影响。回归方程的形式设定为［29］：

是潜变量 （Latent Variable），FPi是0—1型虚拟变量。当家庭制定了理财规划时，用FPi＝1来表示；反之，当家庭未制定理财规划时，用FPi＝0来表示。就自变量而言，FLi表示金融素养，具体的分为主观金融素养 （SFL）和客观金融素养 （OFL）；Xi表示控制变量，即样本家庭社会经济特征变量，比如家庭的收入、净资产、年龄、性别、教育水平、住房、风险偏好、收入预期等，εi表示随机误差项。回归系数反应的是潜变量变化的结果，实际意义不易理解和解释，因此在Probit模型回归结果中，我们给出便于直观理解的边际效应，解释起来也更方便，即自变量对因变量是否选择的可能性的边际影响。

当考察金融素养对家庭理财规划时间跨度的影响时，不同家庭理财规划时间跨度各异，有一定比例的家庭理财规划时间跨度为0，当理财规划时间跨度作为被解释变量时，这种数据就属于删改或截取 （Censored or Truncated）数据情况。此时经典的线性回归模型将不再适用，Tobit模型是处理此类数据类型的专用计量模型，Tobit模型的方程式如下：

其中FLi、Xi、εi与 Probit模型中的含义相同，不同的是表示家庭理财规划时间跨度。

在分析金融素养对家庭理财规划时间跨度的影响时，普通的均值回归难以精确刻画在不同的理财规划时间跨度水平上，金融素养对理财规划时间跨度影响的异质性，而很多时候，解释变量对被解释变量的影响可能已经发生结构上的变动。分位数回归可以帮助我们实现这一目的。这一思想最早由Koenker和Bassett（1978）［30］提出，当数据出现尖峰或厚尾的分布、存在显著的异方差等情况时，最小二乘法估计将不再具有优良性质，且稳健性变差，而分位数回归此时可以表现出稳健性上的优势。分位数回归方程形式如下：

其中FL、X的含义与公式 （2）相同。可采取线性规划法 （Linear Programming，LP）估计其最小加权绝对偏差，从而得到解释变量的回归系数，即：

其中检验函数（Check Function）ρτ（u）＝

企业的所有管理措施都要从企业的发展战略出发，不同的战略方向决定了人力资源管理中具体措施的不同。企业在进行人工成本管理时，应该根据企业的战略发展要求、当前的发展阶段，确定人力资源管理战略，在此基础上确定具体管理要求和措施，从而更好地为企业发展服务。

四、金融素养、教育水平与家庭理财规划

（一）金融素养与理财规划：相关分析

表2是金融素养与家庭理财规划的相关分析结果，上半部分是客观金融素养与理财规划及理财规划时间跨度的相关分析，下半部分是主观金融素养与家庭理财规划及理财规划时间跨度的简单描述性相关分析。

从表2整体上可以明显看出，在不同的客观金融素养水平上，制定理财规划家庭的比例是不同的，两者呈正相关关系，两个序列的相关系数为0.55。制定理财规划的时间跨度也随着客观金融素养水平的提高而提高，客观金融素养水平和理财规划的时间跨度也呈正相关关系，相关系数为0.31。类似地，由表2的下半部分可知，主观金融素养与拥有理财规划的家庭比例呈正相关关系，相关系数高达0.85，而且是显著的 （P＝0.0002）。主观金融素养与制定理财规划的时间跨度也呈正相关关系，相关系数为0.74，且具有统计学意义上的显著性 （P＝0.0039）。

表2 金融素养与理财规划：相关分析

表2上半部分可以看出，客观金融素养水平为6时，近七成的家庭制定了理财规划。从理财规划的时间跨度上看，客观金融素养水平为3时，理财规划时间跨度均值达到最大值4.22年。而表2下半部分显示，在有理财规划家庭的占比方面，当主观金融素养达到最大值15时，有理财规划家庭的占比也达到最大值81%。还可以看出，主观金融素养取13时，理财规划跨度的均值达到最大值5.64年。因此从不同金融素养水平上理财规划的统计可以得出，整体上金融素养越高的家庭，有理财规划的家庭占比越高，且理财规划的时间跨度也更长。

根据本研究第二部分对金融素养的四个象限的划分，这里分别统计四个象限中理财规划家庭的占比及其对应的时间跨度统计 （见图2），这有别于表2所给出整体的统计情况。可以看出主观和客观金融素养均高于均值的第Ⅱ象限中，有理财规划家庭的占比及其理财规划时间跨度均最高。而主观和客观金融素养均低于相应均值的第Ⅲ象限样本，其有理财规划家庭占比及理财规划时间跨度均小于其他三个象限。这说明金融素养与理财规划呈正相关关系，在次组分析中也是成立的。

图2 金融素养与理财规划：分象限统计

（二）金融素养与理财规划选择：Probit

表2及图1均是金融素养与家庭理财规划关系的相关分析，两者存在显著的正相关关系，但不能看出金融素养对理财规划选择及理财规划时间跨度影响的大小。回归分析可以帮助我们实现这一目标。根据方法部分的介绍，此处使用Probit模型分析金融素养对理财规划选择的影响，被解释变量为二元离散变量。此处核心解释变量使用客观金融素养，因为客观金融素养受受访者主观因素影响小。因为本研究使用的是截面数据，需要进行异方差检验，结果显示不存在异方差。方差膨胀因子均小于10，因此解释变量间不存在严重的多重共线性。实证结果如表3所示。

通过表3中第一行可知回归系数均大于零，客观金融素养对理财规划选择有显著正向影响。客观金融素养水平提高一单位，家庭制定理财规划的概率大约提高11.0%至12.9%，10个模型均值为11.6%。模型1作为回归的基准，只有客观金融素养一个解释变量，但仍是显著的。模型2在模型1的基础上进一步引入教育变量。模型3在模型2的基础上引入客观金融素养与教育的交乘项，来考察客观金融素养是否会通过与教育的交乘作用来影响家庭理财规划，结果显示这种交乘作用是不显著的。出于经济知识学习可能会对理财规划选择有影响，模型4进一步引入经济知识这一变量，结果显示经济知识的影响是非常显著的，模型7、模型9和模型10也印证了这一结论。在此基础上模型5进一步引入客观金融素养与经济知识的交乘项，结果发现，两者的交乘对理财规划选择的影响是正向的，但不太显著。

出于实证结论稳健性方面的考虑，模型6至模型10进一步调整控制变量中的教育、经济知识及其与客观金融素养的交乘项，以此来验证结论的稳健性。发现客观金融素养对家庭理财规划选择的影响是显著的，据此我们有理由相信这一结论的可靠性。

表3 金融素养与理财规划：Probit

（三）金融素养与理财规划：Tobit模型

表3考察的是金融素养对家庭理财规划选择的影响，被解释变量是二元离散变量，但并没有分析金融素养对家庭理财规划时间跨度的影响，而金融素养对理财规划时间跨度的影响是一个重要的问题。统计结果显示，64.57%的样本家庭理财规划时间跨度大于0，可知剩下35.43%的家庭理财规划时间跨度为0，即这部分家庭没有制定理财规划。因此，此处理财规划时间跨度这一被解释变量属于典型的删截数据，如方法部分所述，需要用专门处理此种数据类型的Tobit模型来实现研究目标。实证分析结果如表4所示。

从表4整体上可以明显看出，客观金融素养对家庭理财规划有显著的正向影响，客观金融素养水平增加一单位，理财规划时间跨度增加约25%。模型1至模型10的差异在于控制变量有所区别。具体来讲，模型1仅仅有一个变量，即核心解释变量：客观金融素养，结果显示是显著的。模型1主要是作为回归的基准对照。模型2加入教育变量，核心解释变量的影响仍是显著的。模型3进一步加入客观金融素养与教育的交乘项，发现交乘作用并不显著，而核心解释变量仍显著。模型4进一步加入经济知识，显示其影响是显著的，同时客观金融素养的影响仍是显著的。模型5在模型4的基础上加入客观金融素养与经济知识，与表3中模型5的显著性类似，均不显著，说明教育与客观金融素养的交乘作用对理财规划跨度的影响不显著。模型6至模型10均是调整教育、经济知识以及两者与客观金融素养的交乘作用，然后考察客观金融素养对理财回归时间跨度的影响，结果显示客观金融素养的影响均是显著的。

表4 金融素养与理财规划：Tobit

续前表

除了核心解释变量外，Tobit模型结果显示年龄对理财规划时间跨度的影响不显著。有孩子的家庭理财规划时间跨度更长，而且这种影响是显著的。家庭资产规模对理财规划时间跨度的影响具有非常显著的正向影响。

（四）金融素养与理财规划：分位数回归

表3和表4考察的分别是金融素养对是否制定理财规划及理财规划时间跨度的影响，但这些均属于对样本的均值回归。在不同的理财规划时间跨度水平上，金融素养对其的影响有何差异？是否具有某种趋势性的特征？这是我们更关心的问题。如研究方法部分述及，不同的理财时间跨度水平上，金融素养的影响可能已经发生结构性的变动。分位数回归可以实现我们的目标。详见图3。

图3中OFL＿A表示全样本回归结果，OFL＿P表示理财规划时间跨度非零的子样本回归结果。可以看出，客观金融素养对理财规划时间跨度的影响上，样本回归结果整体上比子样本的影响要大，同时，客观金融素养的影响均大于0，即为正向影响。

从趋势上看，随着分位点从小到大，样本中客观金融素养的影响呈现先上升后下降再上升的趋势。说明在理财规划时间跨度按照从小到大排序后，时间跨度较短的60%的个体，客观金融素养对理财规划时间跨度更大的家庭影响更大。样本中剩下40%的个体，客观金融素养对理财规划时间跨度的影响呈U型。子样本回归结果的变动趋势与样本整体的趋势是一致的，但子样本更为平滑。因此，对家庭理财规划时间跨度最长的10%的个体以及处于中间水平的个体而言，客观金融素养的影响要大于其他分位上的个体。简言之，客观金融素养对不同理财规划时间跨度的家庭的影响具有非对称性。

图3 金融素养与理财规划时间跨度：分位数回归

（五）稳健性检验

为了对上述实证结论的稳健性进行检验，这里采用倾向分值匹配法 （Propensity Score Matching，PSM）来进行验证。采用PSM主要是基于它的两个优点：一是可以解决由观测变量造成的可能的选择性偏误（Selection Bias）问题，进而降低内生性问题的严重性，求得的是干预的净效应 （ATT）。二是PSM仅用一维的倾向指数就可以完成匹配过程，操作简单而且稳健性较好。这里主要采用客观金融素养指标。具体操作思路主要参考了赵西亮 （2015）［32］的研究①有关PSM的原理、具体的匹配方法 （本研究使用了六种）等这里不做详细介绍，一是篇幅所限，不便详细展开；二是这不是本研究的重点，此处使用匹配法主要是验证前面的实证结论。如需详细了解此处匹配法的使用细节问题，如平衡性检验过程等，可单独与作者联系。。为了对匹配结果进行验证，在具体匹配时，本研究同时采用六种匹配方法。在具体的检验过程上，先检验金融素养对理财规划选择的影响，然后检验金融素养对理财规划时间跨度的影响。具体结果见表5，左侧被解释变量是家庭理财规划选择，为虚拟变量，右侧是家庭理财规划时间跨度。

从表5左侧可以看出在理财规划选择上，金融素养高的家庭比金融素养低的家庭理财规划选择的概率高 0.100、0.327、0.349、0.383、0.410和0.360，六个ATT的均值为0.32，除一对一匹配的T统计量为0.9外，其余五种匹配方法的结果均大于临界值1.96。可以看到，PSM得到的ATT明显比Probit要大，但两者均是显著为正的。PSM结果说明，金融素养在居民家庭理财规划选择中扮演着重要角色，确实能显著推动居民家庭选择制定理财规划。 Lusadi和 Tufano （2009）［33］的研究显示， 金融素养高的人比金融素养低的人制定理财规划的概率更高，低金融素养的人更倾向于使用高成本借贷，如发薪日贷款等。

表5 金融素养对理财规划选择及时间跨度的影响：ATT

从表5右侧可以看出金融素养对家庭理财规划时间跨度的ATT估计，可以明显看出，六种匹配方法中，金融素养高的家庭比金融素养低的家庭，理财规划时间跨度要长1.9、2.8、2.8、3.0、3.1、2.8年，均值为2.74，即整体上大约长2.74年，且T值均大于临界值1.96，可见金融素养对理财规划时间跨度的这种影响效应是显著的。这说明，对理财规划时间跨度的影响也是显著的。这证实了金融素养对家庭理财规划时间跨度确实具有重要的影响。

通过PSM的结果可以看出，金融素养对理财规划选择及理财规划时间跨度的影响是显著的，这与Probit、Tobit的实证结论也是一致的。此外本研究还尝试将样本按照理财规划时间跨度，删除最高和最低各5%的样本，回归后发现，显著性上没有发生明显变化。至此有理由相信研究结论的可靠性。

五、研究结论

本研究运用中国城市居民消费金融调查数据，研究了金融素养对居民家庭理财规划的影响。金融素养指标包括主观金融素养和客观金融素养。使用Probit模型、Tobit模型及分位数回归三种方法进行回归分析，具体实证内容主要包括两个方面：一是金融素养对家庭理财规划选择，即对居民家庭是否制定理财规划的影响；二是对家庭理财规划时间跨度的影响。使用倾向分值匹配法 （Propensity Score Matching，PSM）对实证研究结论进行了稳健型检验。本研究扩展了金融素养对家庭理财规划影响效应的研究。主要结论如下：

（1）主观金融素养、客观金融素养与家庭理财规划选择及理财规划时间跨度呈正相关关系，且具有统计学意义上的显著性。客观金融素养水平增加一单位，制定家庭理财规划的概率会显著提高11.0%至12.9%。同时，收入增长预期及家庭资产规模对理财规划选择也具有非常显著的正向影响。

（2）客观金融素养对理财规划时间跨度具有显著的正向影响，同时，拥有孩子、资产规模及经济知识对理财规划时间跨度的影响也是显著为正。客观金融素养对不同理财规划时间跨度的影响存在非对称性。客观金融素养对理财规划时间跨度的影响存在非对称性，呈现先上升后下降再上升的趋势。

（3）金融素养高的家庭比金融素养低的家庭制定理财规划的概率要高，前者在理财规划时间跨度上比后者平均长，这些结论是稳健的。

基于以上研究结论，本研究提出以下政策建议：第一，作为消费者自身，首先要客观评估自身的金融素养水平，如果自身金融素养水平较低，应该通过学习经济、金融知识，加强自我金融素养的培养，从而制定科学合理的家庭理财规划。第二，政府部门在推动居民制定理财规划的相关政策时，应该充分考虑居民家庭金融素养对理财规划的影响。先对居民金融素养现状进行科学评估，针对金融素养不高的群体，有针对性地增加金融教育公共产品的供给，采取灵活多样的金融教育形式，此外还需要对金融素养教育项目的影响进行科学的评估。

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