金融知识、创业决策和城乡居民家庭收入

■ 郝龙华，张 蓓

一、引言

改革开放以来，我国经济快速增长，城镇化进程不断推进，贫困人口大幅减少，但依旧存在着发展不平衡不充分的矛盾，城乡发展失衡、收入差距过大和贫困问题严重影响着我国经济转型发展（李实，2005；李国正，2020）。2022 年中央一号文件中单独列出“强化乡村振兴金融服务”，旨在促进金融扶贫，增加农民家庭收入，缩小城乡发展差距，实现发展成果由人民共享。当前，我国已经进入扎实推进共同富裕的阶段，推动包容性发展是促进社会转型发展的必然要求。如何提升城乡居民收入，特别是缩小城乡收入差距成为亟待解决的现实问题。

在实践层面，政府针对不同群体出台各项政策，大力发展普惠金融，为促进居民就业增收提供有力支持。金融知识作为一种特定人力资本，客观上体现了居民有效配置金融资源和挖掘就业机会的能力，但是目前我国居民的金融知识水平较为匮乏，与世界发达国家相比还存在较大差距。随着城市化进程不断推进，区域之间、城乡之间经济发展不平衡问题突出，城市与农村居民的金融知识水平差距也较为明显（张伟强和周从意，2017）。在此背景下，金融知识对居民家庭收入是否产生影响？这种影响在城市和农村之间是否产生显著差异？金融知识对收入影响的内在传导机制如何？创业决策是否在金融知识影响城乡居民家庭收入中具有中介效应？金融知识的包容性经济效应在不同资本所有者中表现如何？这正是本文要解决的核心问题。这有助于我们了解金融知识的收入效应和包容性经济效应，为缩小城乡居民金融知识水平差距进而促进空间均衡包容发展提供科学参考。

二、文献综述

（一）金融知识及其收入效应的研究进展

目前，国内外已有不少关于金融知识及其收入效应的研究。金融知识具体包括对资本市场基础知识、融资方式、信贷政策、金融政策等的理解，能够反映人们在管理自身或他人财富时是否能有效运用自身知识以维持良好财务状况的能力（Noctor，1992）。国际上对金融知识的考察源于2005 年荷兰中央银行组织的家庭调查，之后其他国家也纷纷效仿，开始对本国居民金融素养水平进行评估。对金融知识的度量方法，既有通过设计含有专业知识的调查问卷进行度量的客观方式（孙光林等，2019；Lusardi &Mitchell，2014），又有基于调查对象对金融相关产品的主观认识进行评价的方式（Guiso &Paiella，2008）。

在评估金融知识的收入效应时，有不少学者认为金融知识具有显著的收入增长效应，如李云峰等（2018）使用2016年江西省农村家庭金融知识问卷调查数据，采用有序Probit模型实证研究发现金融知识可以显著推动农村居民家庭收入的增加。李庆海等（2018）使用2012年中国消费金融现状及投资者教育调查数据，采用IVProbit 模型实证表明金融知识对城镇居民财产性收入的影响显著为正。吴卫星等（2018）利用家庭微观调查数据实证研究发现，金融知识水平的提高可以抑制过度负债。Lusardi &Mitchell（2008）使用美国数据研究发现，金融知识可以促进财富积累。

（二）金融知识影响创业决策的研究进展

现有文献在研究创业决策的影响因素时，主要从创业环境入手，关注流动性约束、政府管制等因素，研究发现创业家庭仍然面临显著的流动性约束（蔡栋梁等，2018），制度环境是影响企业家投资导向的关键影响因素（明秀南，2016）。还有学者关注到社会资本、数字金融对创业的影响，认为社会资本能够提高正规或民间融资的可能性，从而对城镇和农村家庭创业行为有显著促进作用（马光荣和杨恩艳，2011；胡金焱和张博，2014），数字金融对金融知识丰富群体创业活动的促进效果更明显（张兵和盛洋虹，2021）。还有部分学者从个人特征出发，探讨个人职业（陈昊和吕越，2017）、风险态度（张云亮等，2020）对中国家庭创业的影响机制。

金融知识是企业家才能的重要组成部分，必然会对创业产生影响，于是一些学者在创业研究领域中加入金融知识因素，但并未得出一致结论。Oseifuah（2010）对南非研究发现，居民金融知识水平与其所在地区发生的创业活动呈正相关关系。金融知识可以降低家庭和个人遭受信贷约束的可能性，从而促进家庭和个人创业（马双和赵朋飞，2015）。孙光林等（2019）基于2018 年江苏和山东两省失地农民的312 份问卷调查数据，运用Heckman 模型实证研究发现，金融知识对失地农民的创业决策和创业绩效具有显著的正向影响。而罗荷花等（2020）运用武陵山区、罗霄山区和秦巴山区516户农村居民家庭的调研数据，实证研究发现金融知识对农村居民家庭创业决策的具有显著的负向影响。

纵观现有文献不难发现：其一，在关于金融知识收入效应的文献中，对我国城乡居民收入影响的研究仍然较少。其二，较少关注微观个体因素的包容性经济效应，金融知识影响居民家庭收入的内在机制尚未得到充分研究，金融知识对城乡居民创业决策的影响还未形成一致意见。其三，缺乏对农村内部不同资本拥有者创业概率的异质性影响研究。

本文贡献之处主要在于：一是利用CFPS 数据，考察金融知识对城乡居民家庭收入及创业决策的影响，扩展金融知识经济效应的微观机制探讨。二是挖掘金融知识在不同物质资本、人力资本和社会资本中发挥的经济效应，有助于明确普及金融知识未来的着力点。

三、研究设计

（一）计量模型设定

由于样本中各类收入变量存在一部分0值，其概率分布就变成混合分布，因此对OLS 与Tobit 模型对比发现，使用Tobit 模型能克服OLS不能得出一致估计的问题，选取Tobit 模型进行归并回归。金融知识与居民收入之间的方程设定如下：

其中，income表示收入，literacy表示金融知识，是核心自变量，X为控制变量，ε为误差项。在此基础上，再采用Tobit 模型对家庭不同来源收入以及分城乡样本进行回归。

其次考虑家庭创业决策的传导机制。金融知识可以降低家庭和个人遭受信贷约束的可能性，促进中小微企业的创立（Guiso & Viviano，2015；黄宇虹和黄霖，2019），进而解决一部分就业问题，促进包容性发展。为证实这一传导机制，本文构建Probit 模型进行估计，并从多元资本视角出发，讨论金融知识水平的提升对创业决策的影响。具体模型设定如下：

其中，entrep表示是否创业，如果居民选择创业，则取值为1，否则为0。采用Probit 模型继续进行分样本回归，并检验创业决策变量在其中的中介效应，模型表达式如下：

其中，α为总效应，是关于核心自变量金融知识对居民家庭收入影响的考察。式（2）中的估计系数β衡量的是金融知识对于中介变量即创业决策的影响。式（3）称为直接效应模型，∂与∂为金融知识和创业决策影响居民家庭收入的直接效应，创业决策的中介效应为β∂的系数乘积。这几个参数的关系为：α=β∂+∂。根据该关系式，结论可能出现以下4 种情况：（1）α=0，即β=0 或∂=0，且∂=0，即金融知识不影响居民家庭收入；（2）∂=0，β∂≠0，完全中介效应，金融知识完全通过创业决策作用于居民家庭收入；（3）∂≠0，β∂=0，即不存在间接效应，金融知识完全通过直接效应作用于居民家庭收入；（4）∂≠0，β∂≠0，部分中介效应，即在金融知识对居民家庭收入的影响中直接效应和间接效应并存。

（二）数据来源

数据来源于北京大学2018年中国家庭追踪调查（CFPS）。中国家庭追踪调查于2018 年共调查收集了10000 多户家庭数据，共覆盖了31个省份，调查数据较为全面反映了我国家庭经济、社会等方面信息，具有一定代表性。在数据处理过程中，将问卷中的个人、家庭与地区三个层面的数据进行匹配，基于所要研究的问题筛选变量，最终保留了4807个样本。

（三）变量选取与描述

1.家庭收入。城乡家庭收入变量来自CFPS调查问卷中的家庭纯收入，收入来源分为工资性收入、经营性收入、财产性收入、转移性收入和其他收入。考虑到可能出现的异方差问题，我们对家庭收入及不同来源收入取对数处理。

2.金融知识。选取CFPS调查问卷中涉及的存款利率计算、通货膨胀和风险理解3个问题来反映居民的金融知识水平。表1 给出了金融知识3个问题的设计和各选项的回答人数占比，可以看出，定期存款利率计算回答正确的家庭占比较少，通货膨胀理解问题回答正确人数较多，投资风险问题回答正确的比例略低于通货膨胀问题，但回答不知道的也高达46.99%，综合来看，我国居民的金融知识较为匮乏。

表1 金融知识相关问题回答情况的描述性统计

本文采用主客观结合的组合赋权法构建金融知识指标，根据受访者对3个问题是否回答正确及是否直接回答构建两个哑变量（回答不知道视为间接回答）。客观赋权法中采用主成分分析法以确定权重，主观赋权根据不同变量的重要程度赋权。如果回答错误说明居民了解金融知识概念但不具备计算能力，如果回答不知道，则表明居民金融知识基础匮乏，可能并不了解基本的概念（孙光林等，2019）。因此笔者认为是否回答正确比直接回答不知道所体现的金融知识水平更高，进而赋予是否正确回答的3个变量更高权重。

3.创业决策。一般而言，创业决策是由主要家庭成员做出并由其他成员共同参与的，可以体现家庭的整体经营理念，因此本文在家庭层面定义创业决策变量。如果家庭中有人从事个体经营，则令创业决策变量为1，否则为0。

4.其他变量。参考已有文献，选取户主层面的控制变量包括性别、年龄、受教育年限、政治面貌、健康状况、户口类型、风险态度等基本特征变量，家庭层面的控制变量包括家庭人口规模和固定资产价值。由于家庭收入可能与地区经济发达程度密切相关，因此地区层面控制变量的选取首先考虑地域分布（东、中、西部）。另外考虑地方的市场化发展水平，根据樊纲和王小鲁测量的中国各地区市场化指数，并以历年市场化指数的平均增长幅度作为推算2018年指数的依据，从而引入2018 年各省份的市场化指数作为地区经济发展水平的代理变量。

四、实证结果分析

（一）金融知识与家庭收入

表3 报告了运用Tobit 模型的实证结果。在控制了户主、家庭和地区特征变量后，结果显示金融知识对收入的影响为正，金融知识对财产性收入和其他收入的影响未通过显著性检验，而对家庭纯收入、经营性收入、工资性收入和转移性收入的影响显著为正。

表2 变量的描述性统计

表3 金融知识对家庭收入影响的估计结果

从控制变量看，个人特征如教育年限、健康状况、手机使用和户口性质，家庭特征如家庭规模和固定资产价值对家庭纯收入的影响显著为正。户主身体状况较好、受教育程度越高的家庭收入越高，说明“知识改变命运”，驳斥了“读书无用论”的观点。使用手机的居民能够获取更多的信息，可能对市场风向、增收机会更为敏感。城市居民的家庭收入相较农村家庭更高，农村居民即使去了城市打工也可能受到一些公共服务、社会保障和社会认同等流动性障碍，而且较多农民工在城市只能从事制造业、餐饮服务业等工作，收入相对较低。人口规模越大的家庭劳动力相对越丰富，拥有的各类资源可能越多，客观上提高了家庭的总体收入水平。而户主年龄对家庭年收入具有显著的负向影响。地区市场化指数对家庭收入具有显著的正向影响，地区经济发展水平越高，劳动力市场越完善，居民越容易找到合适的工作机会，从而提高其收入水平。

（二）城乡差异

从表4可以看出，城乡居民金融知识水平与家庭收入存在较大差异性，城市居民的金融知识水平均值为0.657，远高于农村居民，城市居民的家庭收入也显著高于农村居民。

表4 城乡地区、金融知识水平与居民家庭收入

从表5 可以发现，在分样本回归中，金融知识对农村居民和城市居民的家庭收入的影响系数相差不大，均在1%置信水平上显著。

表5 金融知识对城乡居民家庭收入影响的估计结果

五、金融知识影响城乡居民家庭收入的作用机制：创业决策

已有研究表明，具备一定金融知识如了解国家信贷政策、资本市场知识等的居民市场敏感度更强（Graham&Harvey，2009），金融知识可以降低信贷约束，提升居民创业积极性（艾小青等，2021），金融知识普及度的提升可能带来创业机会的均等化，从而有助于实现收入均等化（张勋等，2019），因此假设金融知识可以通过创业决策这一传导路径作用于居民家庭收入。

（一）金融知识与创业决策

表6 汇报了金融知识对家庭创业决策的影响以及创业决策在金融知识影响城乡居民家庭收入中的中介作用。从第（1）列可以看出，金融知识对创业决策影响的系数不显著，说明总体而言，金融知识对创业的影响效应极为有限。但是通过第（3）列和第（4）列的城乡异质性分析发现，金融知识对农村居民的创业决策产生显著影响，而对城市居民的创业决策影响不显著，农村居民更容易从金融知识水平的提高中获益。此外，还发现创业决策在金融知识影响农村家庭收入过程中发挥部分中介作用。

表6 创业决策的影响机制估计结果

（二）多元资本的异质性分析

将农村家庭按照不同资本如物质资本、人力资本和社会资本进行分组，考察在不同资本条件下哪类农村居民群体的创业概率更高。

从物质资本视角出发，使用家庭固定资产价值衡量物质资本，将农村家庭固定资产价值按平均值划分为低物质资本和高物质资本两组。采用Probit模型估计不同群体的创业概率，从表7 的回归结果可以看出金融知识对农村居民创业决策的影响均为正向，但对不同物质资本群体的影响不一，金融知识可以显著提高农村高物质资本群体的创业概率，而对低物质资本群体的影响不显著，没有体现出包容性。

从人力资本视角出发，依据户主受教育年限，按平均值将样本数据划分为低教育水平和高教育水平两组，采用Probit 模型估计其创业概率，表7 的第（3）列和第（4）列估计结果表明，相比高教育水平居民，金融知识更能推动农村低教育水平居民创业的概率，有利于农村人力资本匮乏的家庭实现阶级跨越，充分体现其包容性。

从社会资本视角出发，考虑到我国亲友之间交流沟通的重要途径之一便是“饭局”，参照胡金焱和张博（2014）的做法，基于家庭每月外出就餐费用，按平均值将数据划分为低社会资本和高社会资本两组，继续采用Probit模型得出回归结果，表7中第（5）列和第（6）列的结果表明金融知识水平的提高可以显著提升低社会资本群体的创业概率，有助于实现包容性发展。

表7 金融知识与农村家庭创业：多元资本的异质性

六、稳健性分析

（一）倾向得分匹配

首先，将金融知识划分为二分变量，如果3个问题回答对2道和3道，则金融知识赋值为1，否则为0。其次，选取影响金融知识的特征变量作为协变量，并考察匹配结果是否较好地平衡了数据，结果表明除风险态度外，其他变量的平均数在匹配前均存在显著性差异，而匹配后不存在显著差异。最后，运用多种匹配方法计算平均处理效应以衡量金融知识的“毛收益”，表8的倾向得分匹配结果表明五种匹配方法在匹配前和匹配后均通过了显著性检验，说明在全样本中具备金融知识和不具备金融知识的群体在家庭收入提升效果上存在显著差异，金融知识对提高家庭收入有显著影响，这证明了前文的分析结果比较稳健。

表8 稳健性检验一：倾向得分匹配法

（二）内生性处理

工具变量法是解决内生性问题的重要方法之一。借鉴李云峰等（2018）的做法，选择户主所在地区其他家庭金融水平的均值作为金融知识的工具变量。个人金融知识水平在一定程度上受到当地教育水平的影响，但金融知识水平均值并不直接影响家庭收入。表9 中稳健性检验二结果表明，金融知识的代理变量对家庭总收入以及城乡家庭收入均具有显著的正向作用，证明前文中的估计结果基本稳健。

表9 金融知识对城乡家庭收入的稳健性检验结果

（三）替换变量

首先，改用金融知识3个问题回答正确的个数测度金融知识变量。其次，考虑到居民持有金融产品，对金融知识越敏感，因此进一步选用居民是否持有金融产品来衡量金融知识。稳健性检验三和四的结果显示，替换金融知识变量对家庭总收入和城乡家庭收入的系数显著性无明显变化，表明估计结果是稳健的。

（四）剔除部分样本

本文剔除25岁以下、55岁以上的样本，选择25岁到55岁的最容易参与创业的这部分中青年人口作为稳健性分析的对象。从稳健性检验五可以看出，剔除小于25岁和大于55岁的年龄人口后，核心解释变量对收入影响的相关系数略有变化，但没有改变前文的基本结论，再次表明估计结果较为稳健。

七、结论与对策建议

本文基于中国家庭追踪调查数据，采用Tobit模型实证检验了金融知识对家庭纯收入和收入结构的影响，并从家庭创业决策角度出发探讨了其内在传导机制。研究结果表明：第一，金融知识对家庭收入具有正向影响，且对经营性收入、工资性收入和转移性收入的影响正向显著，异质性分析发现金融知识可以推动城市和农村居民家庭收入的增加。第二，金融知识可以通过创业对农村家庭收入产生影响，创业在金融知识影响农村居民家庭收入过程中具有部分中介作用。第三，与高人力资本和社会资本居民相比，金融知识对低人力资本和低社会资本农村居民群体的创业决策影响更大，金融知识水平的提高在一定程度上可以促进经济增长的机会分享，发挥包容性经济效应。

本文的研究结论可为政府部门普及信贷政策、信贷结构等各类金融知识，缩小城乡发展差距和城乡居民金融知识水平差距，鼓励创新创业，推动收入稳步增长，夯实共同富裕基础提供实证参考：第一，应建立健全各方面协调配合的金融知识培训体系，制定差异化的创业扶持政策。多措并举向居民宣传普及金融知识，尤其是强化农民创业教育，解决当前突出的就业问题，推动农村创业高质量发展，缩小城乡发展差距。第二，进一步完善金融市场，着重提高农村金融机构服务水平，加深农村地区金融教育和创业扶持政策的普及程度。