数字普惠金融对农村家庭人力资本投资的影响——来自中国家庭金融调查的证据

康书生 庞秀茹

一、引言

共同富裕的重点难点在农村，共同富裕可持续的基础在人力资本。2021年《关于加快推进乡村人才振兴的意见》指出，要坚持农业农村优先发展，坚持把乡村人力资本开发放在首要位置。人力资本是跨越“中等收入陷阱”、缩小收入差距、支撑实体经济高质量发展的核心力量[1—3]，也是从根源上助力居民增收致富的关键[4，5]。在人口结构快速转变时期，推进农村地区“人口红利”向“人才红利”转变，对补齐农村发展落后短板、促进产业结构转型升级、激发内生增长动力尤为重要。

人力资本的形成与积累较大程度上取决于人力资本投资水平。家庭作为人力资本投资的基础决策单元，其人力资本投资偏好与家庭成员人力资本供给质量直接相关。当前研究主要使用教育与健康支出来衡量家庭人力资本投资水平，广义上也包含娱乐旅游、迁移支出等[6，7]。一般而言，家庭人力资本投资越高，其财富积累越多。但地域发展不平衡所衍生的收入差距、贫富不均衡等问题导致家庭间支出差距加大，造成人力资本投资差异较大。农村地区人力资本投资处于相对弱势地位，易陷入“低收入—低人力资本投资—低收入”的恶性循环和代际传递[8]。如何促进农村家庭人力资本投资，是推进农村家庭发展机会公平、创造乡村“人才红利”、实现共同富裕亟待解决的问题。

数字普惠金融的便捷、低成本、广覆盖特性，使金融服务得以加速下沉并高效发挥其效能。金融市场格局发生巨大改变，为中低收入者提供了新的发展契机[9]。2023年10月，国务院发布《关于推进普惠金融高质量发展的实施意见》，提出未来五年要基本建成高质量的普惠金融体系。这意味着普惠金融迈向高质量发展新阶段，对农村地区人力资本提升将发挥更大作用。

基于此，本文立足微观视角，考察农村居民数字普惠金融参与对家庭人力资本投资水平的影响，并探讨其异质性，以期为进一步推动共同富裕提供一定参考。

二、文献回顾

关于数字普惠金融对人力资本投资的影响，已有少量研究发现数字普惠金融有利于丰盈家庭流动性，提升其获得资本的信心，从而平滑家庭支出，增加人力资本投资[10，11]，并关注到人力资本在数字普惠金融效能发挥过程中的传导或正向调节作用[12，13]。

人力资本投资的影响因素，包括内部和外部两方面。内部因素主要包括：（1）家庭收入与财富水平。人力资本投资行为会受家庭总收入的约束[14]。（2）父代教育背景。人力资本存在代际流动性，父代受教育水平对子女教育有显著正向影响[15]。（3）投资回报率。父代较低的教育回报率会引致其对下一代教育投资的弱偏好，这在农村地区尤为明显[16]。（4）家庭人口结构。潘俊宇等[17]研究发现，养老压力对子辈投资的挤出效应超出“养儿防老”理念下增加的子女教育支出，即老龄化加剧会降低家庭教育投资。外部因素主要包括：（1）金融服务。如信用卡消费信贷促进家庭人力资本投资[11]。（2）公共服务支出。公共教育支出与家庭教育支出是“互补”还是“替代”关系存在争议[18]。（3）户籍制度与家庭迁移。劳动力向发达地区的流动促进教育、医疗等资源的共享[19]。

在此基础上，本文的边际贡献在于：第一，将数字普惠金融纳入人力资本投资分析框架。已有研究主要关注了数字普惠金融对家庭消费的影响，而家庭消费中的健康与教育支出是人力资本投资的核心组成部分，数字普惠金融对其影响的探讨十分有限。本文聚焦于农村地区，重点讨论农村居民数字普惠金融市场参与如何作用于家庭人力资本投资，丰富了金融包容与人力资本相关研究，有利于推进农村发展机会公平。第二，在变量构建方面，利用移动支付、数字信贷、数字理财三项代表性业务，从参与行为和参与程度两方面表征农村家庭数字普惠金融市场参与情况，在微观层面衡量了农村数字普惠金融服务可得性与农村居民实际使用程度。此外，由于消费示范效应的存在，个体不仅关注自身消费，也关注与他人的消费差距，故本文将家庭人力资本投资情况细分为人均人力资本投资额（绝对水平）与人力资本投资差距（相对水平），可以更全面考察农村居民数字普惠金融参与对人力资本投资的影响。第三，从不同收入阶层、人力资本投资类型方面讨论了数字普惠金融对农村家庭人力资本投资影响的异质性，有助于政府精准施策推进农村地区人力资本开发。

三、理论分析

数字普惠金融参与有利于促进家庭人力资本投资。一是提供融资渠道。数字普惠金融为农村居民提供了获取数字贷款的渠道，可以缓解家庭预算约束，使其有余力增加人力资本投资。二是降低交易成本。数字普惠金融作为线上支付和服务平台，既能降低交易费用，又能作为在线社交工具增强农村居民社会互动，减少信息不对称。三是提供多元数字金融产品和服务。个性化的教育与健康投资理财有利于提升家庭资金利用效率，分散投资风险，带来投资收益；教育与健康保险还能通过直接发挥兜底作用，或通过促进家庭财务稳健间接保障家庭人力资本投资，从而促使家庭合理规划并增加人力资本投资。

数字普惠金融参与还有利于缩小农村地区人力资本投资差距。一是带动弱势群体人力资本投资。数字普惠金融服务能为拥有更高边际消费倾向的中低收入农村家庭“雪中送炭”，带动其人力资本投资，提高其人力资本投资相对水平。二是满足相对弱势家庭人力资本投资产品需求。数字普惠金融线上平台能缓解教育与健康相关金融产品和服务分布不均问题，及时满足或主动创造消费场景，引导偏远农村地区居民金融服务需求，从而为愿意投资的农村弱势家庭拓宽教育与健康投资渠道，缩小农村地区居民人力资本投资差距。

四、研究设计

（一）数据来源

本文研究数据来自西南财经大学中国家庭金融与研究中心开展的中国家庭金融调查（China Household Finance Survey，CHFS），样本覆盖全国29 个省市（西藏、新疆、港澳台除外），数据具有较强代表性。该调查公开数据包括2011年、2013年、2015年、2017 年和2019 年五期。由于各期问卷内容存在调整且无法完全匹配，故本文根据研究需要，选择2019 年最新一期数据并作以下处理：（1）保留户主年龄在16～65 岁的农村地区家庭。同时，由于调查年份中的贫困户、脱贫户或低保户享受国家教育帮扶、医疗救助等，易使数字普惠金融净效应产生偏误，故将这部分家庭剔除。（2）剔除变量存在缺失值或异常值的样本。（3）对总收入、总资产等连续型变量进行前后1%的缩尾处理。最终得到7583户农村家庭样本数据。地区层面各省人均国内生产总值来自WIND数据库。

（二）模型设定

在理论分析的基础上，为检验农村家庭数字普惠金融参与对人力资本投资的影响，构建如下模型：

其中，HCi表示第i个家庭的人均人力资本投资水平；RDi表示第i 个家庭面临的人力资本投资差距；DFIi代表农村家庭数字普惠金融参与情况，具体包含参与行为与参与程度两个变量；CVi代表一系列控制变量，选自户主、家庭与地区层面；εi为随机扰动项。

（三）变量定义

1.被解释变量：人力资本投资

参考李文秀等[20]的思路，本文使用农村家庭人力资本投资水平与投资差距来衡量其人力资本投资情况。

第一，人力资本投资水平。参考程名望等[21]的研究，家庭人力资本投资主要包括教育和健康支出两部分。故计算家庭基础与高等教育、职业技能培训、教育保险等教育相关支出和医疗保健、社会医疗保险、商业健康保险等健康相关支出总额，除以家庭人口数得到人均人力资本投资额，并取对数，以此衡量家庭人力资本投资水平。

第二，人力资本投资差距。Kakwani[22]提出的“个体相对剥夺”指数通过确定某一个体相对于组群中更高水平个体的劣势地位，捕捉该个体面临的相对剥夺程度，反映与其他个体的相对差距。本文使用由家庭人均人力资本投资额测度的Kakwani指数来度量农村家庭面临的人力资本投资相对剥夺程度，作为人力资本投资差距的代理变量。在保证各组群样本量的基础上，选取各省农村家庭作为参照群体，将各家庭与参照群体中其他家庭人力资本投资相比较，从而测得该家庭面临的人力资本投资差距。

具体过程为：假设一个群体X 的样本容量为n，对应的人均人力资本投资项量为X=（x1，x2，…，xn），按照支出水平升序排列，即x1≤x2≤…≤xn。记个体xk受到的人力资本投资差距为RD（x，xk），是群体X中投资水平高于xk的样本投资均值，是群体X中投资水平高于xk的样本所占的百分比，μx是总样本X的投资均值。Kakwani指数的计算公式如下：

2.核心解释变量：数字普惠金融参与

本文设定数字普惠金融参与行为、数字普惠金融参与程度两个变量来衡量家庭数字普惠金融参与情况。CHFS 问卷中涉及家庭数字普惠金融参与情况的问题包括移动支付、数字贷款和数字理财三个方面，这也是数字普惠金融的三项突出功能[23]。

将农村家庭参与移动支付、数字贷款或数字理财中任何一项业务视为家庭使用了数字普惠金融服务，并记为1；否则为0。此外，为测度每个农村家庭的数字普惠金融参与程度，参考王小华等[24]的做法，将受访家庭使用前述数字普惠金融业务情况的虚拟变量相加求和，得分越高表明数字普惠金融参与程度越深。

3.控制变量

本文参考相关研究，从户主、家庭及地区特征三方面选取控制变量[25]。户主特征包括年龄、性别、学历、婚姻状况、工作状况、健康状况、养老保险。家庭特征包括老年人占比、少儿占比、总收入、总资产、总负债、金融能力[26，27]①。地区层面选取家庭所在省份人均国内生产总值，并取对数。变量说明与描述性统计分别见表1和表2。

表1 变量说明

表2 描述性统计

五、实证结果与分析

（一）数字普惠金融参与对人力资本投资的影响

1.基准回归

基于模型（1）和（2）检验数字普惠金融参与对农村家庭人力资本投资水平和人力资本投资差距的影响，回归结果见表3和表4。表3、表4中（1）至（4）列分别为农村家庭人力资本投资水平对数字普惠金融参与行为及参与程度的回归结果。逐步控制户主特征、家庭特征和地区层面因素后，农村家庭人力资本投资水平对数字普惠金融参与行为及参与程度的回归系数均在1%的水平上显著为正，说明农村居民参与数字普惠金融能够显著提升其人力资本投资水平。表3、表4中（5）至（8）列分别为农村家庭人力资本投资差距对数字普惠金融参与行为及参与程度的回归结果。逐步控制户主特征、家庭特征和地区层面因素后，农村家庭人力资本投资差距对数字普惠金融参与行为及参与程度的回归系数均在1%的水平上显著为负，说明农村居民参与数字普惠金融能够缩小其人力资本投资差距。

表3 数字普惠金融参与行为基准回归结果

表4 数字普惠金融参与程度基准回归结果

同时，为详细考察各项业务作用效果，分别将农村居民人力资本投资水平和投资差距对移动支付、数字贷款和数字理财业务参与情况进行回归。表5（1）至（3）列显示，使用移动支付、数字贷款和数字理财业务均对农村家庭人力资本投资水平存在显著正向影响，说明三种业务均促进了农村家庭人力资本投资，且数字贷款的促进作用更大。表5（4）至（6）列显示，使用移动支付、数字贷款和数字理财业务均对农村家庭面临的人力资本投资差距存在显著负向影响，说明三种业务均缩小了农村居民人力资本投资差距，且数字贷款发挥的作用更强。

表5 各业务回归结果

2.稳健性检验

首先，考察数字普惠金融参与对农村居民广义人力资本投资水平及投资差距的影响。计算包含家庭娱乐旅游支出与交通通信支出的广义家庭人均人力资本投资水平（HC_broad）及投资差距（RD_broad）。这两类支出与家庭成员精神富足、社会交往相关，广义上属于人力资本投资范畴。

表6（1）和（2）列数字普惠金融参与的系数均在1%的水平上显著为正，（6）和（7）列数字普惠金融参与的系数均在1%的水平上显著为负，说明数字普惠金融参与依旧显著促进了农村家庭人力资本投资，缩小了人力资本投资差距。在各项业务作用效果方面，（3）至（5）列解释变量系数均在1%的水平上显著为正，（8）至（10）列解释变量系数均在1%的水平上显著为负，说明三种业务均提升了农村居民广义人力资本投资水平，且均缩小了农村居民广义人力资本投资差距。

表6 广义人力资本投资回归结果

其次，将家庭人力资本投资水平从低到高划分为低、中低、中高和高四个等级（HC_lv），赋值1 至4。将家庭人力资本投资差距从小到大划分为最小、较小、中等、较大和最大五个等级（RD_lv），赋值1至5。由于变量为多元有序离散变量，采用有序Probit模型进行回归。人力资本投资水平等级和投资差距等级对数字普惠金融及其具体业务参与的有序Probit 模型回归结果见表7，各回归结果的边际效应见表8和表9。

表7 有序Probit模型回归结果

表8 数字普惠金融参与对家庭人力资本投资水平等级的边际效应

表9 数字普惠金融参与对家庭人力资本投资差距等级的边际效应

表8 结果显示，数字普惠金融参与行为与参与程度均降低了家庭人力资本投资落在低水平和中低水平组的概率，提升了投资落在中高水平和高水平组的概率。从具体业务来看，居民使用移动支付、数字贷款和数字理财服务均存在良好效果，提升了家庭人力资本投资落在中高水平和高水平组的概率。表9 结果显示，数字普惠金融参与行为与参与程度均降低了家庭人力资本投资落在较大和最大差距组的概率。从各系数大小来看，数字普惠金融参与能更大程度降低投资落在最大差距组的概率，体现了数字普惠金融在缩小人力资本投资差距方面的积极作用。同时，无论是提升人力资本投资水平的概率，还是降低投资差距的概率，三项业务中数字贷款均发挥了更大作用。稳健性检验结果验证了本文结论的可靠性。

3.内生性处理

前文验证了数字普惠金融参与对农村家庭人力资本投资的促进效应和对人力资本投资差距的缩小效应。然而，一方面，家庭人力资本投资可能会进一步提升对数字普惠金融的服务需求，这一反向因果关系会造成内生性。另一方面，影响农村居民人力资本投资的因素众多，已选控制变量难以覆盖全貌，可能会由于遗漏变量导致随机扰动项与数字普惠金融相关进而产生内生性问题。本文采用工具变量法处理潜在的内生性问题，参考李建军等[28]和宗庆庆等[29]的做法，构建同一区县内其他农村家庭使用数字普惠金融服务的比率（iv_1）和数字普惠金融服务参与程度的均值（iv_2）作为工具变量。由于同一区县中的农村居民所处环境相似，家庭是否使用数字普惠金融服务及使用程度与其他家庭数字普惠金融参与情况具有一定相关性，而后者难以影响某一家庭具体人力资本投资水平，也与该家庭面临的人力资本投资差距无关，所以两变量满足工具变量相关性与外生性要求。由表10可见，在各自的两阶段回归中，第一阶段F值均高于10，表明工具变量与核心解释变量强相关，不存在弱工具变量问题。第二阶段回归表明，数字普惠金融参与能显著促进农村家庭人力资本投资，并缩小家庭人力资本投资差距。验证了本文结论。

表10 工具变量法估计结果

（二）数字普惠金融参与影响农村居民人力资本投资的异质性

1.收入水平异质性

为验证在不同收入农村家庭中，居民数字普惠金融参与的人力资本投资促进效应和投资差距缩小效应是否存在异质性，参考周利[30]的研究，按照家庭人均收入高低将样本家庭分为三组，包括低收入组（人均收入低于25%分位数）、中等收入组（人均收入介于25%分位数与75%分位数之间）和高收入组（人均收入高于75%分位数）。回归结果见表11。

表11 收入水平异质性估计结果

表11（1）至（3）列为家庭人力资本投资水平对数字普惠金融参与行为和参与程度的回归结果。结果显示，两者回归系数均在1%水平上显著为正，且低收入组回归系数最大，说明数字普惠金融参与能促进各收入阶层农村家庭增加人力资本投资，且对低收入家庭的促进作用最明显。从具体业务看：首先，移动支付能促进各收入阶层农村家庭增加人力资本投资，且对低收入农村家庭人力资本投资发挥更大正向作用。其次，数字贷款对中高收入农村家庭人力资本投资的影响并不显著，说明数字贷款与这部分居民人力资本投资水平没有明显关系。这可能是由于收入相对较高的农村居民拥有较好的财务弹性，能利用自有资金满足人力资本投资需求，外部贷款发挥的效用不明显。而数字贷款对低收入家庭的人力资本投资发挥了显著促进作用，是因为这部分家庭更易受到流动性约束。最后，数字理财能促进中高收入农村家庭增加人力资本投资，且对高收入农村家庭人力资本投资的促进作用最大，对低收入家庭未发挥显著作用。这可能是由于低收入家庭较少涉足风险金融市场，对理财产品、基金、股票等风险性金融资产投资不足，而中高收入家庭具备相对较高的金融素养和风险承受能力，能更好地利用教育、健康相关数字理财产品进行人力资本投资。

表11（4）至（6）列为家庭人力资本投资差距对数字普惠金融参与行为和参与程度的回归结果。结果显示，两者回归系数均在1%水平上显著为负，且低收入组回归系数绝对值最大，说明数字普惠金融参与能缩小各收入阶层农村家庭面临的人力资本投资差距，且对于缩小低收入农村家庭面临的人力资本投资差距作用最大。从具体业务看：移动支付能缩小各收入阶层农村家庭面临的人力资本投资差距，数字贷款对缩小中低收入家庭人力资本投资差距作用显著，但两种业务均更大程度上缩小了低收入农村家庭与其他农村家庭间的人力资本投资差距。原因可能是，相对于中高收入家庭，移动支付和数字贷款对面临预算约束的低收入家庭发挥了“雪中送炭”的关键作用，故对其与其他家庭人力资本投资差距的缩小作用尤为明显。而数字理财虽然对各收入阶层农村家庭存在的人力资本投资差距具有削弱作用，但仅对中等收入家庭存在显著影响。这可能是由于高收入农村家庭人力资本投资处于农村地区居民中的较高水平，面临的投资差距本身就小；而相对于流动性约束更强的低收入家庭，数字理财对财务状况相对较好的中等收入家庭人力资本投资发挥了“锦上添花”的作用，让这部分家庭利用数字理财业务提升了人力资本投资水平和效率，从而缩小了这部分家庭面临的投资差距。

综上，数字普惠金融参与能提升各收入阶层农村家庭人力资本投资水平，并缩小其面临的人力资本投资差距，尤其对低收入家庭作用更强。从各项业务看，使用移动支付和数字贷款业务对改善农村低收入家庭人力资本投资状况效果更显著，数字理财对改善农村中高收入家庭人力资本投资状况的作用更显著。

2.人力资本投资分项异质性

为进一步分析数字普惠金融参与作用于农村家庭人力资本投资的具体形式，将家庭人均人力资本投资细分为人均教育投资（HC_edu）与人均健康投资（HC_health），回归时取对数。同时，选取各省农村家庭作为参照群体，使用Kakwani 指数来度量人均教育投资差距（RD_edu）和人均健康投资差距（RD_health）。

表12（1）、（2）、（6）、（7）列回归结果表明，数字普惠金融参与显著促进了农村家庭教育投资和健康投资，且对教育投资的激励作用更大。从各项业务看：（3）至（5）列显示，在家庭教育投资促进效应中，移动支付和数字理财能发挥显著作用，数字贷款的作用有限。究其原因，移动支付的便捷高效能即时满足网课、电子教材购买、线上职业培训等在线教育支付需求。同时，移动支付为数字理财提供了良好支撑，金融数字平台这一信息资源共享渠道使弱势群体能够接触到分红型教育保险、教育理财基金等金融产品与服务信息，有利于打破农村居民认知鸿沟，增加家庭教育投资。（8）至（10）列显示，在健康投资促进效应中，三项业务均发挥显著作用，尤其数字贷款影响突出。究其原因，移动支付不仅有利于健康消费需求的便捷支付，而且逐渐发挥了社交功能，可作为在线社交工具增强农村居民社会互动，使居民了解到更多医疗保健、健康养生知识和信息，潜移默化中影响农村居民健康观念。数字理财为农村居民提供了健康管理计划、医疗基金、医疗定期存款等金融产品，能提升家庭资金利用效率，促进健康投资。而健康支出会涉及医疗服务、保健器械、进口药品等大额支出甚至非预期支出，数字贷款为内部资金紧缺的中低收入家庭提供了缓解流动性不足、平滑支出的纾困手段。

表12 教育与健康投资水平异质性估计结果

表13（1）、（2）、（6）、（7）列回归结果表明，数字普惠金融参与显著缩小了农村家庭与其他家庭之间的教育投资差距和健康投资差距，且对缩小教育投资差距的作用更强。从各项业务看：（3）至（5）列显示，在教育投资差距缩小效应中，移动支付、数字贷款和数字理财均发挥显著作用。究其原因，移动支付通过满足农村家庭线上教育支付需求，缓解了教育培训相关资源分布不均，数字贷款有助于缓解家庭流动性约束，而数字理财既促进了家庭多元教育投资，提升投资效率，也为家庭带来财产性收入，从而缩小家庭间的教育投资差距。（8）至（10）列显示，在健康投资差距缩小效应中，三项业务均产生显著影响，尤其数字贷款发挥的作用更大。究其原因，移动支付通过满足在线健康产品支付需求，能促进线上医疗服务与产品的共享，提升居民诊疗与保健意识。数字理财使居民享受到同质健康相关金融产品和服务，为居民健康投资提供了公平机会。而数字贷款能为家庭提供流动性，平滑健康支出，从而缩小家庭间的健康投资差距。

表13 教育与健康投资差距异质性估计结果

综上，无论是健康投资还是教育投资，数字普惠金融参与均发挥了显著的投资水平促进效应和投资差距缩小效应。相比健康投资，数字普惠金融参与能更大程度影响农村家庭教育投资。从各项业务来看，在教育投资促进效应与教育投资差距缩小效应中，移动支付和数字理财均发挥显著作用；在健康投资促进效应与健康投资差距缩小效应中，三项业务均发挥显著作用，尤其数字贷款发挥的作用更大。

六、结论与建议

本文利用2019年中国家庭金融调查数据，实证检验了农村家庭数字普惠金融参与对其人力资本投资状况的影响。具体研究结论如下：

第一，数字普惠金融参与能显著增加农村家庭人力资本投资，缩小农村家庭面临的人力资本投资差距。从各项业务看，移动支付、数字贷款和数字理财均发挥了显著作用。

第二，在收入水平异质性方面，数字普惠金融参与能提升各收入阶层农村家庭人力资本投资水平，并缩小其面临的人力资本投资差距，尤其对低收入家庭作用更强。从各项业务看，使用移动支付和数字贷款业务对改善农村低收入家庭人力资本投资状况效果更显著，数字理财对改善农村中高收入家庭人力资本投资状况的作用更显著。

第三，在人力资本投资分项异质性方面，无论是健康投资还是教育投资，数字普惠金融参与均发挥显著的投资水平促进效应和投资差距缩小效应。相比健康投资，数字普惠金融参与能更大程度影响农村家庭教育投资。从各项业务看，在教育投资促进效应与教育投资差距缩小效应中，移动支付和数字理财均发挥显著作用；在健康投资促进效应与健康投资差距缩小效应中，三项业务均发挥显著作用，尤其数字贷款有更积极的作用。

针对研究结论，本文提出以下政策建议：

第一，加快金融机构数字化转型，完善信用评价机制。金融机构应加大科技投入，运用金融科技精进风险管理；完善全国性、地方性征信平台建设，与征信评级机构、担保机构互联互通、共享信息，在控制金融服务风险前提下，满足农村居民信贷、保险等服务需求。

第二，开发农村人力资本投资潜力，推进公共服务均衡。政府应联合基层单位对农村居民开展金融知识与数字技能培训，提升其对数字普惠金融的认知与应用能力；举办健康与教育讲座，改善农村居民教育理念与健康关注。同时，确保农村地区医疗卫生支出、教育支出在财政支出中占有合理比重，增加财政资金投入规模，加快农村地区人力资本开发。

第三，满足与引导农村居民需求，创新数字化金融服务场景。金融机构应主动转变服务理念，对农村地区有效金融服务需求给予足够关注，使个性化农村金融服务落地。此外，持续开发与创新数字化金融服务场景，使多元化医疗、教育金融产品渗透农村居民生活，提升农村人力资源自我发展能力。

注 释

①参考罗煜等[26]衡量数字金融能力的方法，若“对经济、金融方面的信息关注程度如何”回答“非常关注或很关注”，金融关注赋值为1，否则取0；问卷中存款利率、通货膨胀率、股票风险判断问题答对两个以上，金融知识赋值为1，否则取0；“难偿欠款的补救形式”问题不回答“逾期不还”且家庭成员持有社会保险时，金融态度赋值为1，否则取0；拥有一定数字技能（使用移动支付）、家庭收支平衡且具备偿还住房贷款的能力、风险金融资产收益大于0 时，金融技能赋值为1，否则取0；家庭风险偏好程度较高并参与了风险性金融市场，即有增长性投资且匹配风险偏好时，金融行为赋值为1，否则取0。利用Sarma[27]合成金融包容指数的公理化方法，测得各家庭金融能力。