居民金融素養與家庭創業回報

■張雨涵，劉 陽，韓谷源

一、引言與文獻綜述

改革開放40多年來，為推動經濟發展，解決就業困難，我國把鼓勵創業、支持創業擺到了突出位置。在一系列扶持創業政策的號召下，居民創業活力顯著提高，創業群體不斷擴大。清華大學二十國集團創業研究中心2019年發布的《全球創業觀察中國報告》指出，中國創業環境的綜合評價得分在G20經濟體中位居第6，排名前列（高建，2018）。但是根據《中國家庭金融調查》（CHFS）的數據顯示，2017年14.28%的受訪家庭從事工商業生產經營項目，其中9.99%的家庭因為資金問題結束了原來的工商業項目。事實上，在改善創業環境的同時，應該更多地提升居民自身的能力，幫助居民在創業中盈利。在創業活動中，居民需要合理分配經濟資源，處理財務信息，促進創業項目良好運轉，這都要求創業者具備一定的金融素養。

國內外學者主要從三個方面分析：家庭創業及創業回報的影響因素。一是宏觀環境對家庭創業的影響。宏觀環境主要包括制度和經濟環境。Wang（2012）發現中國住房改革通過允許家庭利用房地產價值來緩解信貸約束，進而鼓勵了家庭創業。吳曉瑜等（2014）發現，房價收入比越高，家庭創業可能性越低。陳剛（2015）發現嚴厲的政府管制提高了創業活動的成本，降低了居民創業概率。張梓榆和溫濤（2018）分析發現金融供給對農戶的創業收入存在顯著的正向促進作用。二是家庭背景和社會網絡會對家庭創業決策產生影響。Colombier&Masclet（2008）研究發現當父母是個體經營者時，子女創業可能性更大。Greve&Salaff（2003）發現，社會網絡可以幫助潛在企業家發現新的創業機會和調動資源，顯著提高了個人的創業概率。張博等（2015）也認為社會網絡對創業收入有顯著的正向影響。柴時軍等（2017）發現關系的積累可以顯著提高家庭創業參與的程度。甘宇等（2019）認為外出務工對創業收入具有顯著影響。三是創業者的個體特征對創業活動有著重大影響。Block et al.（2013）認為個體受教育程度越高，創業的可能性越大。阮榮平等（2014）的研究表明，宗教信仰者創業的概率更大。孫浩男和夏詠（2020）研究發現信貸排斥顯著降低了農民創業的可能性。

在影響家庭創業決策的眾多微觀因素中，金融素養也引起了部分學者的關注。因為創業者需要合理分配經濟資源、處理財務信息，所以要具備一定的金融素養。Oseifuah（2010）指出，范貝（Vhembe）地區青年企業家的金融素養水平高于平均水平，這對其創業技能的提高具有重要意義。Bracci&Vagnoni（2011）認為資產管理方面的金融知識可以優化家庭創業行為。尹志超等（2015）認為提高個體金融知識水平，可以改善家庭融資渠道和風險態度，進而提高家庭創業的可能性。馬雙和趙鵬飛（2015）發現，金融知識可降低金融約束對創業的抑制作用，提高家庭創業意愿。

以往研究主要關注金融素養對居民創業意向的影響，較少分析其對居民創業績效的影響。鑒于此，筆者基于中國家庭金融調查的三期面板數據，以金融素養為切入點，探究其對家庭創業回報的影響。

二、數據來源與變量說明

（一）數據來源

選用中國家庭金融調查（CHFS）2013年、2015年和2017年的三期調查數據。2013年樣本包含全國28141戶家庭，2015年調查共計37289戶家庭，2017年調查擴充至40011戶家庭。在數據處理方面，首先，剔除了衡量戶主金融素養水平缺失的樣本和家庭創業收入信息缺失的樣本；其次，為了防止估計結果受極端值的影響，對家庭創業收入、創業投入金額、凈資產和通訊支出上下1%的樣本進行了縮尾處理；最后，剔除控制變量中的部分缺失值，最終匹配合成的三期非平衡面板數據符合研究要求的樣本包括了11217戶家庭。此外，中國家庭金融調查為了解決數據缺失的問題而對部分數值進行了插值處理，因此使用的家庭凈資產數據是CHFS插值過后的數據。

（二）變量選擇

被解釋變量為家庭創業回報，將家庭從事工商業生產經營項目，包括個體戶、租賃、運輸、網店和經營企業等定義為創業家庭。將問卷中“去年/今年上半年，該工商業生產經營項目盈利（虧損）多少錢？”作為家庭創業回報指標，需要說明的是，當受訪者不知道或者不愿意回答具體盈利（虧損）金額數值時，則針對問卷中“去年/今年上半年，該工商業生產經營項目盈利（虧損）額在哪個范圍內？”這一問題提取數據，以反映家庭創業績效①CHFS問卷中衡量家庭創業收入的問題是：去年/今年上半年，該工商業生產經營項目盈利（虧損）額在哪個范圍內？1萬以下、1萬～3萬、3萬～5萬、5萬～7萬、7萬～10萬、10萬～30萬、30萬～50萬、50萬～100萬、100萬～500萬、500萬～1000萬和1000萬以上。文中該變量單位為十萬元，選取1和11選項的極限值，其余選項范圍的平均值即0.1、0.2、0.4、0.6、0.85、2、4、7.5、30、75和100作為不同家庭工商業生產經營項目的盈利（虧損）金額。。

關注的核心解釋變量為金融素養水平。由于2017年CHFS對于涉及居民金融素養水平的利率問題、通貨膨脹問題和投資風險問題并沒有詢問全部受訪戶，樣本數量少，所以參照尹志超等（2014）的做法，選取受訪者對經濟金融信息的關注度作為金融素養的代理變量。對經濟金融信息越關注，具備的金融知識越豐富，金融素養水平可能越高②CHFS問卷中衡量受訪者對經濟金融信息關注度的問題是：您平時對經濟、金融方面的信息關注程度如何？非常關注、很關注、一般、很少關注、從不關注。文中選擇前3個選項受訪者的金融關注度賦值為1，后2個受訪者的金融關注度賦值為0。。此外，利用2013年和2015年CHFS的兩期面板數據，使用受訪者正確回答利率問題、通貨膨脹問題和投資風險問題的個數所衡量的金融素養水平作為解釋變量進行穩健性檢驗（Guiso&Jappelli，2009）。

參照以往文獻，控制了一些可能與家庭創業回報或者金融素養相關的變量。其中，在戶主特征變量方面，首先控制了戶主年齡、性別、教育水平③CHFS問卷中受教育水平選項為：沒上過學、小學、初中、高中、中專、大專、大學本科、碩士研究生和博士研究生，將其折算為教育年限（年），依次賦值為0、6、9、12、13、15、16、19、22。、婚姻狀況和風險態度等變量④CHFS問卷中衡量風險態度的問題是：如果你有一筆資產，將選擇哪種投資項目？1.高風險、高回報項目。2.略高風險、略高回報項目。3.平均風險、平均回報項目。4.略低風險、略低回報項目。5.不愿意承擔任何風險。仿照尹志超等（2014）的做法，將選項1和2定義為風險偏好，選項4和5定義為風險厭惡，選項3定義為風險中性。。為使研究更全面，沿用趙朋飛等（2015）的做法，加入“受訪戶主是否接受職業教育”這一變量。盧亞娟和張菁晶（2018）認為社會信任程度會影響家庭創業行為，加入了“戶主是否容易信任他人”作為戶主信任程度的代理變量①CHFS問卷中衡量戶主是否信任他人的問題是：您對不認識的人信任度如何？1.非常信任。2.比較信任。3.一般。4.不太信任。5.非常不信任。筆者將選項1和2定義為戶主容易信任他人，賦值為1，將選項3、4和5賦值為0。。根據Haworth et al.（2010）的研究，個人的認知能力可受到遺傳和環境的影響，因此使用父母教育水平變量作為戶主個人能力得分的代理變量②CHFS問卷中父母受教育水平選項為：沒上過學、小學、初中、高中、中專、大專、大學本科、碩士研究生和博士研究生，分別賦值為1、2、3、4、5、6、7、8、9，個人能力得分為父母教育程度數值相加，得分越高，個人能力越強。。在家庭特征變量方面，首先控制了家庭凈資產和戶籍性質。同時，參考郭士祺和梁平漢（2014）的做法，認為通信支出在很大程度上衡量了家庭社會交流能力，因此控制了“家庭通訊支出”變量③CHFS問卷中衡量家庭通訊費支出的問題是：您家去年平均每個月的電話、網絡等通信費共有多少？變量單位為十萬元。。根據馬雙和趙朋飛（2015）的研究，信貸行為會對家庭創業產生影響，加入了虛擬變量“家庭是否有因創業而未還清的貸款”④CHFS問卷中涉及家庭是否有因創業未還清貸款的問題包括“目前，您家是否因工商業生產經營活動有尚未還清的銀行/信用社貸款？”“除了銀行/信用社貸款以外，目前您家是否因工商業生產經營有尚未還清的民間借款？”，當受訪戶主兩個問題都回答“否”時，賦值為0，其余情況賦值為1。。創業層面的特征變量主要有創業投入金額、時間以及家庭是否主動創業三個控制變量。在地區控制變量方面，控制了家庭所在地區的虛擬變量及家庭所在地區的商業氛圍，張龍耀和張海寧（2013）的做法，用地區個體戶和私營企業數量衡量地區商業氛圍。在行業特征變量方面，受訪創業者的行業選擇雖然覆蓋到19個行業，但是主要集中在“零售業”（42.11%）、“餐飲業”（11.83%）、“交通運輸業”（8.89%）、“居民服務業”（7.51%）和“制造業”（7.23%）等五大行業，因此構造出5個行業虛擬變量，以控制行業固定效應⑤CHFS問卷詳細詢問了家庭自營工商業的行業類別，行業分類以國民經濟行業分類與代碼（GB/4754-2017）為標準。。此外，還控制了調查年份的虛擬變量。

表1為變量的描述性統計，數據顯示，不同家庭創業收入差異較大，大部分樣本缺乏金融素養，各具體特征變量數值也存在較大差異。

三、回歸設定及結果分析

（一）回歸設定

采用面板數據模型考察居民金融素養對家庭創業回報的影響，模型設定如下：

在式（1）中，i和t分別表示不同的家庭和調查年份：Entrepreneurial_Incomeit表示家庭在創業中獲得（遭受）的收入（虧損），Financial_Literacyit表示居民具備的金融素養。Xit是控制變量。此外，模型中還加入了地區虛擬變量ui和時間虛擬變量ωt，εit是隨機誤差項。

（二）金融素養與家庭創業回報

表2為居民金融素養對家庭創業回報的基準回歸結果。第（Ⅰ）列未納入任何其他控制變量，也未控制行業固定效應、地區固定效應和時間固定效應；第（Ⅱ）列至第（Ⅶ）列依次加入了創業特征投入變量、戶主特征變量和家庭特征變量，控制了行業、地區和時間的固定效應。由第（Ⅰ）列可知，金融素養對于家庭創業回報的邊際影響是0.283，在1%的水平下顯著。如果一個居民的金融素養水平上升（下降）一個樣本標準差（0.022），則家庭創業回報上升（下降）約0.62個百分點，說明金融素養水平越高，家庭在創業中獲得收入越多。當模型中引入不同的控制變量，并分別控制行業固定效應、地區固定效應和時間固定效應后，居民金融素養對于家庭創業回報的影響依然顯著，但系數規模略有降低，金融素養的邊際影響為0.074，在1%的水平下顯著。

此外，根據第（Ⅶ）列回歸結果，在控制變量方面，關于家庭創業投入的三個變量系數均為正，在1%的水平下顯著，說明家庭投入創業的金額和時間越多，家庭創業績效越好，與被動創業相比，主動創業的家庭創業收入越多；男性戶主相比于女性更容易在創業中獲得收入；創業戶主年齡與家庭創業回報在1%的顯著水平下呈現出負向關系，表明戶主年齡越大，家庭創業收入越少，這種結果符合年齡與創業風險偏好之間存在負相關關系的假說，即創業戶主年齡較大，風險承受能力較差，相比于年輕的創業戶主，在創業中更趨于保守；戶主受教育年限與家庭創業收入之間存在負相關關系，可能的解釋是教育水平相對較高的戶主可能因為缺乏社會實踐經驗和社會網絡而不容易在創業中獲得較高收入；戶主個人能力越強，越能在創業中獲得收入；家庭的凈資產對創業收入也有顯著的正向影響，這與柴時軍（2017）的發現一致，與創業決策中流動性約束理論相吻合，家庭擁有更多的資產則更易在企業遭遇困難時解決資金流動性不足問題，從而創業盈利的可能性增大，創業收入增加；家庭社會交流能力在1%的顯著水平上對創業收入產生了積極影響，與胡浩（2018）的研究結果一致，可能是因為家庭通信支出越多，與親友交流互動、互通信息的機會越多，越有可能獲得對創業有價值的信息，進而顯著提高了創業回報；如果家庭沒有因創業產生未還清的借款時，則更容易在創業中獲得收入；在行業特征方面，相比于其他行業的創業家庭，從事制造業的創業家庭更能在創業中獲益，而從事零售業和服務業的家庭在創業中獲得的收入更少；地區個體戶和私營企業數量越多，商業氛圍越濃厚，家庭越有可能在創業中獲得較高收入；與2013年相比，家庭在2015年和2017年的創業收入顯著降低。

表1 變量統計性描述

表2 金融素養水平對家庭創業回報的影響

表3 金融素養對家庭創業回報影響的工具變量分析

（三）內生性問題分析

進一步考慮金融素養可能因為遺漏變量和雙向交互影響而存在著內生性問題，基準回歸的結果可能是有偏的。一方面，金融素養可能會受到家庭創業行為的影響，家庭可能在創業過程中提高了自身對經濟金融知識的理解，這種關系可能會使金融素養對家庭創業回報的影響產生偏差。另一方面，金融素養和家庭創業回報還可能受到其他外生因素的影響，這些遺漏變量會使估計結果有偏。鑒于此，選擇工具變量的方法去解決內生性問題，借鑒張號棟等（2016）的做法，選擇居住在同一小區其他人金融素養水平的平均值，家庭可以通過在日常生活中和鄰居溝通而增加自身金融素養，此外周圍鄰居所具備的金融素養不在受訪戶主的控制范圍內，相對于家庭而言是嚴格外生的。

表3為金融素養對家庭創業回報影響的工具變量回歸。第（Ⅰ）列至第（Ⅶ）列為面板工具變量估計結果，其中，第（Ⅰ）列未納入任何其他控制變量，第（Ⅱ）列至第（Ⅶ）列依次控制了創業特征變量、個體特征變量、家庭特征變量、行業、地區和時間固定效應，工具變量回歸所引入的控制變量與基準回歸相同。

隨著控制變量的加入，表3第（Ⅲ）列至第（Ⅶ）列的結果表明，金融素養內生性問題并不嚴重，也說明表2第（Ⅲ）列至第（Ⅶ）列的估計結果是無偏的，即在控制了其他變量的情況下，居民具備金融素養越多，在創業中獲得收入越多。

（四）穩健性檢驗

為檢驗上文的估計結果是否穩健，從兩個方面進行了穩健性檢驗，結果如表4所示。

表4 穩健性檢驗

一是基于金融素養指標，采用Guiso&Jappelli（2009）的方法，利用受訪戶主正確回答問題的個數來衡量金融素養水平。這種衡量方法是基于上文提到的中國家庭金融調查（CHFS）問卷中利率問題、通貨膨脹預期問題和投資風險問題的三道計算題，回答正確一題記1分。表4第（Ⅰ）、（Ⅱ）列是使用得分加總的金融素養水平以及面板工具變量的回歸結果①由于2017年中國家庭金融調查缺乏涉及居民金融素養水平三個問題的數據，故表4第（Ⅰ）、（Ⅱ）列僅使用2013年和2015年的調查樣本。。Hausman檢驗的p值為0.0000，面板工具變量回歸的結果顯示，金融素養對家庭創業回報的邊際影響為正，且在1%的水平下顯著。

二是基于不同樣本進行穩健性檢驗。從事金融行業的受訪戶主可能更加了解創業過程中經濟資源的合理配置與財務信息的處理，因而在金融素養水平和家庭創業回報上都可能與其他家庭不同，如果回歸結果是因為樣本中包含了從事金融行業家庭的樣本導致的，那么該估計結果可能不能被準確解讀，因此剔除了戶主從事金融行業的樣本，并重復回歸。由第（Ⅳ）列可知，Hausman檢驗表明在該模型中金融素養內生性問題并不嚴重，第（Ⅲ）列的估計結果無偏，即金融素養對家庭創業回報的邊際影響是0.080，在1%的水平下顯著，即在剔除了戶主從事金融行業樣本之后，金融素養對于家庭創業回報仍然具有顯著的正向影響。同時，相比于全樣本的回歸結果，金融素養的系數規模略有提高。由此可知，金融知識普及活動比如創業培訓可能在一定程度上緩解金融素養水平的不足對家庭創業收入的限制，特別是戶主不從事金融行業的家庭。綜上，前文結論是穩健的，更高的金融素養水平確實能提高家庭在創業中收入。

（五）異質性分析

上文分析了金融素養水平對家庭創業回報的平均影響，但是由于不同家庭的自身特征存在差異，這種影響有可能是異質的。因此，從城鄉差異、戶主教育水平差異和地區差異的角度分析金融素養對家庭創業回報影響的異質性。根據戶籍性質分為城市家庭樣本和農村家庭樣本；根據戶主受教育程度的不同分為低教育水平家庭樣本和高教育水平家庭樣本 ；根據受訪家庭所在省（直轄市、自治區），分為東部地區家庭、中部地區家庭和西部地區家庭。表5顯示了金融素養對家庭創業回報影響的異質性檢驗回歸結果。

表5第（Ⅰ）至（Ⅸ）列顯示了金融素養對于不同戶籍家庭創業回報的影響③異質性分析中城市樣本、不同教育水平樣本、東部地區和西部地區樣本模型在Hausman檢驗中p值均大于0.1，接受原假設，表明在這些模型中金融素養內生性問題并不嚴重，基準回歸結果無偏，因此使用第（Ⅰ）、（Ⅳ）、（Ⅴ）、（Ⅵ）列和（Ⅸ）列的結果。限于篇幅，省略了工具變量回歸結果和Hausman檢驗結果，讀者如有需要，可向作者索取。。第（Ⅰ）列為金融素養對于城市家庭創業回報影響的基準回歸結果，在其他變量保持不變的情況下，金融素養水平提高1個單位，城市居民創業收入提高0.087個單位，在1%的水平上顯著。第（Ⅲ）列為農村樣本的工具變量回歸結果，金融素養對農村家庭創業回報沒有顯著影響。這表明金融素養水平對不同戶籍家庭創業收入的影響產生了顯著差異，金融素養在城市家庭創業中發揮著更重要的作用。可能的原因是城市地區家庭不僅能通過加強金融教育豐富理論知識，相比于農村地區較為落后的經濟發展水平，城市家庭還可以更多地參與金融市場提高實操能力，多維度金融素養的增加有助于提高資源配置和解決創業中財務問題的能力，進而增加經營收入。

表5第（Ⅳ）、（Ⅴ）列為金融素養對于不同教育水平居民家庭創業回報影響的基準回歸結果。在其他變量保持不變的情況下，金融素養對低教育水平家庭創業回報的邊際影響為0.041，對高教育水平家庭創業回報的邊際影響為0.114。對于不同教育水平的家庭，金融素養都顯著地促進了家庭創業回報，這種促進效應在戶主受教育水平較高的家庭中要大于戶主受教育程度較低的家庭，這可能是因為不同教育水平家庭所經營的創業項目性質存在差異，低教育水平家庭可能由于自身知識儲備不足，選擇從事涉及過多財務知識的創業項目較少，因而金融素養對其創業收入的影響更小。

表5第（Ⅵ）至（Ⅸ）列為金融素養對不同地區家庭創業回報的影響。第（Ⅵ）列為東部地區家庭的基準回歸結果，金融素養變量系數值為0.090，在1%的水平上顯著。第（Ⅶ）、（Ⅷ）列為金融素養對于中部地區家庭創業回報的影響，根據Hausman檢驗，使用工具變量回歸結果。雖然金融素養的系數值為0.704，但是不具有統計意義上的顯著性。第（Ⅸ）列為西部地區子樣本的基準回歸結果，金融素養系數雖為正，但是也不顯著。可以看出，金融素養對于家庭創業回報的影響存在顯著的區域差異，這種影響主要作用于東部地區，對中西部地區的作用比較有限。可能的解釋是，中西部地區經濟金融發展水平相對落后，創業環境較差，導致了金融素養對創業回報的影響效果偏弱。

表5 金融素養對家庭創業回報影響的異質性分析

四、結論與建議

基于2013年、2015年和2017年CHFS三期面板數據，從微觀層面研究了居民金融素養對家庭創業回報的影響。結果表明，居民金融素養水平的提高可以顯著提高家庭創業績效，進而獲得更高的創業收入。研究發現創業投入金額、時間、是否主動創業、戶主性別、年齡、受教育水平、個人能力、家庭凈資產和家庭社會互動等控制變量對創業收入也具有顯著的影響，并且內生性分析和穩健性檢驗，均證明所得結論是可靠的。此外，異質性分析發現，金融素養對農村家庭及中西部地區家庭創業回報影響不顯著，對高低教育水平家庭、城市家庭以及東部地區家庭的創業回報都具有顯著的正向影響，但是影響效果存在差異。

上述結果表明居民金融素養水平是影響家庭創業回報的一個重要因素，居民所具備的金融素養越豐富，越容易在創業中盈利。因此，建議我國各級政府在頒布政策以改善創業環境、增加創業機會的同時，可以通過加強金融教育等方式來提高全民配置經濟資源的能力和處理財務信息的能力，提高理財意識、優化創業行為、提高創業質量。政府可以考慮在高校課程中加入金融素養培訓類課程，增強大學生資源配置和財務規劃能力；推動金融素養教育進入社區，在社區中分發金融知識宣傳冊、開展金融素養主題講座，激發居民“雙創”活力、提高創業回報率。政府還可以在創業信息發布平臺上開展居民金融素養教育活動。居民可以通過平臺加強金融及創業知識的學習，在創業中面臨可能的財務知識困惑時，可以通過平臺主動搜集信息和咨詢金融專業人士，提高金融素養水平和企業管理能力，作出合理的決策，提升創業績效，推動我國創業高質量發展。