金融素養(yǎng)與家庭幸福
——基于中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)的分析

周 莉，高 揚(yáng)，岳鵬鵬

(北京工商大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100048)

一、引言

幸福是一個(gè)古老而永恒的話題，也是人類長期以來不變的追求。2012年6月在聯(lián)合國總部紐約召開的第66屆聯(lián)合國大會(huì)上，將每年的3月20日設(shè)定為“國際幸福日”。時(shí)任聯(lián)合國秘書長潘基文在會(huì)上強(qiáng)調(diào)追求幸福是人類長遠(yuǎn)發(fā)展的最終目標(biāo)，并且呼吁國際社會(huì)一道致力于可持續(xù)發(fā)展，攜起手來共同建設(shè)人類的美好幸福未來。近年來，隨著中國經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)步增長和人民生活水平的逐步提高，社會(huì)各界開始越來越重視人民群眾的“幸福”問題，如何提高居民的家庭金融幸福感已成為解決我國民生問題的重要工作。

聯(lián)合國與美國哥倫比亞大學(xué)地球研究所自2012年起聯(lián)合調(diào)查并公布了《世界幸福報(bào)告》(WorldHappinessReport)，該文匯總了從2013年至2022年中國、美國、金磚國家和一些亞洲主要經(jīng)濟(jì)體的居民幸福指數(shù)，不同國家的居民幸福指數(shù)變化情況如圖1所示。從圖中可以看出，雖然我國的幸福指數(shù)近兩年來有了小幅提高，但仍處于中等偏下水平，未來仍然還有較大的提升空間。最新的《2022年世界幸福指數(shù)報(bào)告》顯示，我國居民的幸福指數(shù)為5.585，在所調(diào)查的146個(gè)國家和地區(qū)中排名第72位。與此同時(shí)，截至2021年，我國人均GDP為1.19萬美元，排名全球第59位，表明隨著改革開放四十多年來中國經(jīng)濟(jì)和科技水平的飛速發(fā)展，我國居民的生活質(zhì)量得到了大幅改善，國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)每年也穩(wěn)步增長，但是這并不意味著居民的家庭幸福感能夠以相同幅度提升。因此，研究如何提升居民的家庭幸福感就變得尤為重要。

圖1 世界主要經(jīng)濟(jì)體幸福指數(shù)變化情況

本文依照標(biāo)準(zhǔn)普爾公司公布的全球主要經(jīng)濟(jì)體《金融素養(yǎng)指數(shù)調(diào)查報(bào)告》，匯總了部分代表性國家的金融素養(yǎng)指數(shù)，如圖2所示。可以看出，我國居民的金融素養(yǎng)水平相較于其他全球主要經(jīng)濟(jì)體仍處于較低水平，而隨著我國資本市場的不斷完善和飛速發(fā)展，將會(huì)要求個(gè)人具備更高的金融素養(yǎng)水平從而去應(yīng)對(duì)更加復(fù)雜的金融工具和金融產(chǎn)品，以此實(shí)現(xiàn)自己的理財(cái)目標(biāo)。此外，根據(jù)現(xiàn)有研究可知，居民自身的金融素養(yǎng)會(huì)通過作用于家庭金融投資行為、家庭債務(wù)決策以及改變個(gè)人的風(fēng)險(xiǎn)偏好和風(fēng)險(xiǎn)行為等，進(jìn)而對(duì)家庭幸福感產(chǎn)生重要影響。由此可見，居民的金融素養(yǎng)水平與其家庭幸福感之間存在著密切的聯(lián)系，并且在家庭幸福感的諸多影響因素中，居民的金融素養(yǎng)水平起著關(guān)鍵的作用。

圖2 世界主要經(jīng)濟(jì)體金融素養(yǎng)指數(shù)

考慮到從金融素養(yǎng)出發(fā)來研究家庭幸福的文獻(xiàn)較少，因此，本文從金融素養(yǎng)這一微觀個(gè)人因素出發(fā)，引入家庭金融市場參與，包括家庭低風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與和高風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與，以及家庭負(fù)債等中介指標(biāo)，來探討我國居民的金融素養(yǎng)水平對(duì)其家庭幸福感的影響機(jī)制和影響效果。探究這一影響機(jī)制和影響路徑，可以幫助我們發(fā)現(xiàn)和尋找一些提高家庭幸福感的渠道，從而不斷增強(qiáng)我國居民的家庭福祉。

相較于以往文獻(xiàn)，本文的研究貢獻(xiàn)主要有以下三個(gè)方面：首先，以往的文獻(xiàn)大多是從經(jīng)濟(jì)環(huán)境和外部事件沖擊等宏觀因素或者就業(yè)和收入等個(gè)人的微觀因素出發(fā)，對(duì)影響居民幸福感的因素展開探討；本文從金融素養(yǎng)的角度出發(fā)，基于家庭視角進(jìn)行實(shí)證探究，在一定程度上彌補(bǔ)了關(guān)于家庭幸福感影響因素的研究空缺。其次，考慮了家庭金融市場參與、風(fēng)險(xiǎn)異質(zhì)性以及家庭負(fù)債等不同因素，對(duì)金融素養(yǎng)和家庭幸福感之間的影響機(jī)制和影響效果進(jìn)行了補(bǔ)充和完善。最后，通過相關(guān)探究，為如何提升居民幸福感提供了詳盡的理論支持，可幫助政府和監(jiān)管機(jī)構(gòu)制定更加完善且具有針對(duì)性的政策，逐步增強(qiáng)我國居民的生活福祉。

本文的以下部分結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分對(duì)已有相關(guān)文獻(xiàn)展開綜述；第三部分是數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)設(shè)計(jì)；第四部分是實(shí)證分析與結(jié)果描述；第五部分是穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第六部分是研究結(jié)論與政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)家庭幸福感

針對(duì)可能影響居民家庭幸福感的因素，國內(nèi)外學(xué)者從不同的角度出發(fā)進(jìn)行了分析研究，并且相關(guān)的研究也橫跨了多個(gè)領(lǐng)域，包括經(jīng)濟(jì)學(xué)和社會(huì)心理學(xué)等。目前已有的相關(guān)文獻(xiàn)主要是從宏觀層面的經(jīng)濟(jì)環(huán)境、外部事件沖擊等因素出發(fā)進(jìn)行研究。但隨著這些年來家庭金融領(lǐng)域微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的逐步完善和豐富，從個(gè)人和家庭等微觀層面出發(fā)所得到的相關(guān)研究成果也愈加豐富多樣(Delafrooz和Paim，2011；尹志超等，2019)[1-2]。

在經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展層面。經(jīng)濟(jì)危機(jī)、政府開支、食品價(jià)格、失業(yè)率和通貨膨脹率(Deaton，2012；Di Tella等，2001)[3-4]等影響因素都受到國內(nèi)外學(xué)者的廣泛研究與關(guān)注。其中，失業(yè)率和通脹率等經(jīng)濟(jì)因素會(huì)顯著降低居民幸福感(Di Tella 等，2001)[4]。而政府支出特別是社會(huì)保障支出的提高，會(huì)促進(jìn)居民幸福感的提升(Wassmer 等，2009；胡洪曙和魯元平，2012)[5-6]。另外，食品價(jià)格的上漲會(huì)對(duì)居民幸福感產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響(蘇梽芳等，2013)[7]。

在環(huán)境狀況和空氣質(zhì)量方面。黃永明和何凌云(2013)[8]研究表明，居民的工作環(huán)境和居住環(huán)境會(huì)對(duì)他們自身的主觀幸福感產(chǎn)生不同程度的影響，工作或者居住環(huán)境較差的居民其主觀幸福感往往普遍偏低。類似地，儲(chǔ)德銀等(2017)[9]研究發(fā)現(xiàn)，在環(huán)保模范城市當(dāng)中，主觀空氣污染的緩解和改善會(huì)對(duì)居民的幸福感產(chǎn)生顯著的正向影響；而在非環(huán)保模范城市當(dāng)中，較差的空氣質(zhì)量會(huì)引起主觀污染的惡化，進(jìn)而降低居民的幸福感。

在住房和物價(jià)方面。馮明和趙佳涵(2022)[10]發(fā)現(xiàn)，高房價(jià)和高物價(jià)會(huì)對(duì)我國居民的家庭幸福感產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響。張翔等(2015)[11]使用CHFS數(shù)據(jù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)房屋的居住屬性，即房間數(shù)量、人均使用面積等指標(biāo)的提升會(huì)顯著增加居民獲得主觀幸福感的可能性，但房屋的資產(chǎn)屬性則對(duì)居民的主觀幸福感不會(huì)產(chǎn)生顯著影響。

在居民的婚姻、健康、就業(yè)和金融行為方面。Stack和Eshleman(1998)[12]研究發(fā)現(xiàn)婚姻會(huì)顯著增加居民的家庭幸福感。Dolan等(2008)[13]指出那些身體健康狀況不佳、沒有工作、處于分居狀態(tài)以及缺少社會(huì)交往的居民更難獲得家庭幸福感。Clark和Oswald(1996)[14]研究發(fā)現(xiàn)處于失業(yè)狀態(tài)的居民相較于那些有穩(wěn)定工作的居民而言，其家庭幸福感更低。尹志超等(2019)[2]從風(fēng)險(xiǎn)異質(zhì)性的角度出發(fā)，實(shí)證研究家庭參與低風(fēng)險(xiǎn)投資會(huì)顯著地增加幸福感，而參與高風(fēng)險(xiǎn)的投資則會(huì)顯著地降低幸福感。

在家庭的資產(chǎn)、負(fù)債與收入方面。Brown和Gray(2016)[15]研究發(fā)現(xiàn)家庭的資產(chǎn)、負(fù)債以及財(cái)富水平會(huì)對(duì)居民的生活滿意度和家庭幸福感造成顯著的影響。李江一等(2015)[16]發(fā)現(xiàn)，家庭資產(chǎn)會(huì)顯著地提升幸福感；而過多的家庭負(fù)債會(huì)降低幸福感。劉宏等(2013)[17]研究發(fā)現(xiàn)，永久性收入與房產(chǎn)財(cái)富會(huì)對(duì)居民的家庭幸福感產(chǎn)生更加顯著的正向影響。何立新和潘春陽(2011)[18]研究表明，收入差距會(huì)給居民的家庭幸福感帶來諸多負(fù)面影響。陽義南和章上峰(2016)[19]發(fā)現(xiàn)居民收入不公平感的增加會(huì)在一定程度上降低其家庭獲得幸福感的可能性。

(二)金融素養(yǎng)

金融素養(yǎng)作為研究和解釋家庭金融相關(guān)問題的關(guān)鍵視角和重要因素，引起了國內(nèi)外不同領(lǐng)域內(nèi)研究學(xué)者的普遍關(guān)注和探討。而對(duì)金融素養(yǎng)進(jìn)行有效的定義和衡量也是研究其對(duì)投資決策行為、家庭財(cái)富和幸福影響的重要前提和必要條件。Noctor等(1992)[20]最早明確提出了金融素養(yǎng)的概念，它將金融素養(yǎng)定義為人們在運(yùn)用和管理自身資金的過程中，所能夠做出的明智決策的能力。Hung等(2009)[21]認(rèn)為，金融素養(yǎng)這一概念不僅包含知識(shí)、行為和技能三個(gè)要素，還包含了這三者之間的相互影響關(guān)系。

針對(duì)金融素養(yǎng)的定義，不同學(xué)者對(duì)其看法也存在一定差異。Lusardi和Mitchell(2014)[22]將金融素養(yǎng)定義為：個(gè)人通過獲取日常生活中的經(jīng)濟(jì)金融信息，并使用這些信息進(jìn)行自身家庭財(cái)務(wù)規(guī)劃和退休儲(chǔ)蓄計(jì)劃制定以及財(cái)富管理的能力。廖理等(2019)[23]認(rèn)為，金融素養(yǎng)是個(gè)體所掌握的金融知識(shí)、行為和技能的綜合表現(xiàn)形式，它可以更加全面地衡量個(gè)體所擁有的金融知識(shí)儲(chǔ)備以及運(yùn)用金融知識(shí)創(chuàng)造性地解決實(shí)際金融問題的能力。

在對(duì)金融素養(yǎng)的衡量方式上，Lusardi和Mitchell(2005)[24]最早提出了測度居民基礎(chǔ)金融素養(yǎng)水平的方式，即根據(jù)受訪者對(duì)于利率、通貨膨脹和風(fēng)險(xiǎn)分散三個(gè)方面的了解程度來衡量受訪者的金融素養(yǎng)水平，這一測度方法也得到了國內(nèi)外學(xué)者的廣泛應(yīng)用。尹志超等(2014)[25]通過受訪者對(duì)于利率計(jì)算、通貨膨脹理解以及投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知三個(gè)問題的回答情況，來度量受訪者的金融素養(yǎng)水平。該研究還發(fā)現(xiàn)中國家庭在金融素養(yǎng)相關(guān)問題上的回答正確比例較低，同時(shí)，對(duì)這些問題回答不知道的比例偏高。這表明我國居民對(duì)金融市場基礎(chǔ)知識(shí)的了解還比較薄弱。

(三)金融素養(yǎng)與幸福的關(guān)系

現(xiàn)有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)會(huì)對(duì)居民家庭的金融市場參與、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、風(fēng)險(xiǎn)偏好、風(fēng)險(xiǎn)投資行為以及家庭資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)產(chǎn)生不同程度的影響(尹志超等，2014；吳衛(wèi)星等，2018；Korkmaz等，2021)[25-27]。此外，又有不同的學(xué)者從居民金融市場參與、家庭資產(chǎn)選擇和家庭資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)等因素出發(fā)探究了其對(duì)家庭幸福感的影響(尹志超等，2019；李江一等，2015)[2，16]。研究表明，這些因素會(huì)通過對(duì)居民自身的家庭財(cái)富水平和心理狀況產(chǎn)生作用，從而進(jìn)一步影響到居民的家庭幸福。從這些學(xué)者的研究分析中，可以找到一些金融素養(yǎng)與家庭幸福之間所存在的較為清晰的影響鏈條和路徑。

一方面，金融素養(yǎng)會(huì)對(duì)家庭的金融投資行為產(chǎn)生影響。尹志超等(2014)[25]研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)顯著地促進(jìn)了家庭參與金融市場和股票市場的積極性，并且還使得家庭在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和股票資產(chǎn)上配置的比重增加了。另一方面，家庭參與金融市場投資活動(dòng)會(huì)顯著地增加居民獲得家庭幸福感的可能性(尹志超等，2019)[2]。這是因?yàn)閰⑴c金融市場的家庭有更多的機(jī)會(huì)去拓寬家庭的社交網(wǎng)絡(luò)，減少社交排斥現(xiàn)象的產(chǎn)生(Bellani和D’Ambrosio，2011)[28]，進(jìn)而提高其生活滿意度。

此外，在家庭的資產(chǎn)、負(fù)債結(jié)構(gòu)方面。吳衛(wèi)星等(2018)[26]發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)會(huì)對(duì)家庭的負(fù)債行為產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，即金融素養(yǎng)越高的家庭更加有可能擁有負(fù)債。但是，負(fù)債的增加會(huì)對(duì)居民幸福感產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響(李江一等，2015)[16]。這種負(fù)向影響主要表現(xiàn)為幾個(gè)方面。首先，負(fù)債水平的提升會(huì)降低家庭總財(cái)富，進(jìn)而擠出消費(fèi)，使得居民生活幸福感下降。其次，負(fù)債還會(huì)通過影響消費(fèi)者的心理和身體健康進(jìn)而降低幸福感(Brown等，2005；Balmer等，2006)[29-30]。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)影響家庭幸福感因素的相關(guān)研究主要是從宏觀層面的經(jīng)濟(jì)危機(jī)和政府開支等以及微觀層面的收入和家庭資產(chǎn)負(fù)債等角度展開分析探討。而對(duì)金融素養(yǎng)的相關(guān)研究則主要是關(guān)注了其不同類型的定義和衡量方式。總之，當(dāng)前學(xué)者從金融素養(yǎng)角度出發(fā)去直接探究家庭幸福感影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)較少。因此，本文將在現(xiàn)有文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，采取中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)我國居民金融素養(yǎng)水平對(duì)其家庭幸福感的影響效果，同時(shí)對(duì)產(chǎn)生這一影響效果的可能原因展開討論。

三、數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

考慮到本文所選取的研究對(duì)象，本文所選取的數(shù)據(jù)應(yīng)當(dāng)同時(shí)包含受訪者的金融素養(yǎng)水平、個(gè)人特征變量、家庭特征變量和衡量幸福水平的諸多指標(biāo)。因此，參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文選擇西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心所公布的2019年中國家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，CHFS)數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)調(diào)查樣本一共涵蓋了全國范圍內(nèi)的29個(gè)省，包含自治區(qū)和直轄市，以及多個(gè)區(qū)縣和村(居)委會(huì)，最終共計(jì)搜集了34643戶家庭，包含107008個(gè)家庭成員的信息，數(shù)據(jù)具有全國及省級(jí)代表性。此外，該數(shù)據(jù)庫所包含的信息可以更加全面、具體地反映出受訪者家庭的真實(shí)情況，選取其開展實(shí)證分析具有較好的參考性。

(二)變量的定義

1．被解釋變量

本文的被解釋變量為家庭幸福感。通過中國家庭金融調(diào)查(CHFS)問卷中所設(shè)立的關(guān)于受訪者主觀幸福感的問題來對(duì)其進(jìn)行定義。在2019年的CHFS調(diào)查問卷中關(guān)于受訪者主觀幸福感的問題描述是H3514：“總的來說，您現(xiàn)在覺得幸福嗎？1．非常幸福；2．幸福；3．一般；4．不幸福；5．非常不幸福”。本文參考尹志超等(2019)[2]對(duì)家庭幸福的定義方式，即構(gòu)建啞變量進(jìn)行分析。如果受訪者對(duì)這一問題的回答選擇了選項(xiàng)1“非常幸福”或者選擇了選項(xiàng)2“幸福”，則將其定義為家庭幸福，并且把它賦值為 1；反之，如果受訪者選擇選項(xiàng)3、4或者5，則將其定義為家庭不幸福，并把它賦值為 0。

2．解釋變量

本文的解釋變量為居民金融素養(yǎng)水平。參考吳雨等(2016)[31]、張?zhí)枟澓鸵境?2016)[32]有關(guān)金融素養(yǎng)的定義方式以及對(duì)照2019年的中國家庭金融調(diào)查(CHFS)問卷，選取三項(xiàng)具有代表性的金融知識(shí)問題來對(duì)受訪者的金融素養(yǎng)水平進(jìn)行測度。這三項(xiàng)問題分別涉及了利率計(jì)算、通貨膨脹計(jì)算和對(duì)經(jīng)濟(jì)金融信息的關(guān)注度，其中前兩個(gè)問題主要考察了受訪者的客觀金融素養(yǎng)水平，第三個(gè)問題則是考察了受訪者的主觀金融素養(yǎng)水平，基本上涵蓋了當(dāng)前國內(nèi)外有關(guān)金融素養(yǎng)測度中所用的核心問題，可以更加全面、豐富且準(zhǔn)確地反映受訪者的整體金融素養(yǎng)水平。對(duì)于上述問題，將調(diào)查者對(duì)每個(gè)問題回答正確記1分，否則計(jì)為0分。最終計(jì)算得出回答正確率，以此來代表受訪者的真實(shí)金融素養(yǎng)水平。

3．控制變量

借鑒國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)，本文從戶主特征、家庭特征以及地區(qū)特征等多方面來選取控制變量。其中，戶主特征變量為年齡、年齡的平方/100、性別、健康狀況、婚姻狀況、風(fēng)險(xiǎn)厭惡、風(fēng)險(xiǎn)偏好、受教育程度和自我雇傭；而家庭特征變量為家庭人口規(guī)模、家庭中孩子數(shù)量、家庭中老人數(shù)量、家庭總收入；地區(qū)特征變量為農(nóng)村地區(qū)。

(三)模型設(shè)定與內(nèi)生性討論

本文將使用2019年的中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)金融素養(yǎng)對(duì)居民家庭幸福感的影響。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文將基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定如下：

Happinessit=C1+α1flit+β1Xit+εit

(1)

式(1)主要考察金融素養(yǎng)水平對(duì)居民家庭幸福感的影響效果。其中，Happinessit為被解釋變量，即居民的家庭幸福感，它表示受訪者i在t時(shí)刻的幸福狀況。C為常數(shù)項(xiàng)。flit為受訪者的金融素養(yǎng)水平，綜合考慮了受訪者的主觀與客觀金融素養(yǎng)水平，它表示受訪者i在t時(shí)刻的金融素養(yǎng)水平。Xit為模型所選取的有關(guān)控制變量，包含調(diào)查者的家庭收入、人口規(guī)模等家庭特征變量以及年齡、婚姻狀況和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度等個(gè)人特征變量。εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

此外，為了更加全面地分析居民的金融素養(yǎng)水平對(duì)其家庭幸福感的影響機(jī)制和作用效果，參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究，本文引入家庭金融市場參與，包含家庭低風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與和高風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與，以及家庭負(fù)債幾個(gè)中介變量，分別考察金融素養(yǎng)水平對(duì)居民家庭幸福感的影響路徑，機(jī)制檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定如下：

Family_marketit=C1+α1flit+β1Xit+εit

(2)

Family_market_lowriskit=C1+α1flit+β1Xit+εit

(3)

Family_market_highriskit=C1+α1flit+β1Xit+εit

(4)

Happinessit=C1+α1Family_marketit+β1Xit+εit

(5)

Family_debtit=C1+α1flit+β1Xit+εit

(6)

Happinessit=C1+α1Family_debtit+β1Xit+εit

(7)

式(2)至式(7)為驗(yàn)證居民金融素養(yǎng)水平對(duì)家庭幸福感影響機(jī)制的中介效應(yīng)模型。其中，F(xiàn)amily_marketit指家庭參與金融市場投資，表示受訪者i在t時(shí)刻，其家庭參與了金融市場。Family_market_lowriskit表示受訪者i在t時(shí)刻，其家庭參與了低風(fēng)險(xiǎn)的金融投資。Family_market_highriskit表示受訪者i在t時(shí)刻，其家庭參與了高風(fēng)險(xiǎn)的金融投資。Family_debtit表示受訪者i在t時(shí)刻，其家庭擁有負(fù)債，其余變量的含義與式(1)相同。

考慮到上述模型中可能會(huì)有反向因果關(guān)系或者遺漏變量等因素的存在，以及調(diào)查問卷中對(duì)于受訪者金融素養(yǎng)水平的衡量存在一定的誤差，會(huì)造成內(nèi)生性問題的產(chǎn)生，進(jìn)而導(dǎo)致該模型會(huì)低估或者高估金融素養(yǎng)水平的影響，因此，本文借鑒尹志超等(2015)[33]的解決辦法，選取同一區(qū)縣其他家庭的金融素養(yǎng)平均水平作為工具變量，進(jìn)行兩階段最小二乘法估計(jì)，從而提高估計(jì)結(jié)果的可靠性。由于社區(qū)其他家庭的金融素養(yǎng)水平相對(duì)于自身家庭而言是嚴(yán)格外生的，不會(huì)受到自身家庭的影響和控制，因此將其選為模型的工具變量是合理的。

(四)變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

在剔除缺失樣本之后，本文最終所選取的樣本量為27，365個(gè)家庭。表1匯報(bào)了樣本中相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表1數(shù)據(jù)顯示，受訪者的平均年齡為55.36歲，分布于18歲至96歲之間。75.30%的戶主為男性，85.40%的戶主已婚，32.50%的戶主為農(nóng)村居民。受訪者所接受的教育程度平均期限為9.65年，即大部分都具有初中以上學(xué)歷。此外，大部分的受訪者屬于風(fēng)險(xiǎn)厭惡者。我國居民家庭幸福的比例為67.00%。而家庭參與金融市場的比例為93.80%，其中家庭參與低風(fēng)險(xiǎn)投資和高風(fēng)險(xiǎn)投資的比例分別為85.10%和6.94%。居民金融素養(yǎng)水平的均值為29.70%，表明我國居民金融素養(yǎng)的平均水平較低，仍有較大的提升空間。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

(一)基準(zhǔn)結(jié)果

本文研究居民的金融素養(yǎng)水平對(duì)家庭幸福感的影響。模型(1)的實(shí)證結(jié)果如表 2 所示。在表2中，第(1)列通過普通最小二乘法估計(jì)了居民的金融素養(yǎng)水平對(duì)其家庭幸福感的影響效果，但由于普通最小二乘法(OLS)的回歸過程非常嚴(yán)格地依靠于基本假設(shè)條件，包含要求隨機(jī)誤差項(xiàng)具有零均值、同方差和不序列自相關(guān)以及要求其嚴(yán)格服從統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的正態(tài)分布等，從而使得使用普通最小二乘法(OLS)進(jìn)行估計(jì)存在一定的偏誤。因此，為了保證估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性和可靠性，同時(shí)解決模型中可能存在的內(nèi)生性問題，我們在第(2)列中選取同一區(qū)縣其他家庭的金融素養(yǎng)平均水平作為金融素養(yǎng)的工具變量來進(jìn)行兩階段最小二乘法估計(jì)。由第(2)列結(jié)果可以知道，居民的金融素養(yǎng)水平對(duì)家庭幸福的邊際效應(yīng)為-0.149，在1%的置信水平上顯著，即居民金融素養(yǎng)水平每提升一個(gè)單位，其家庭幸福的可能性便會(huì)顯著地降低14.9%。而第(3)列和第(4)則是使用了Probit模型和Ivprobit模型估計(jì)了居民的金融素養(yǎng)水平對(duì)家庭幸福的影響，由第(4)列可知，居民的金融素養(yǎng)水平對(duì)家庭幸福的邊際效應(yīng)為-0.440，在1%的置信水平上顯著，該估計(jì)結(jié)果與OLS模型和Probit模型的估計(jì)結(jié)果一致。由表2可知，使用不同模型所得出的估計(jì)結(jié)果共同表明，居民的金融素養(yǎng)水平會(huì)在一定程度上顯著地降低家庭幸福感。

總體而言，從該基準(zhǔn)回歸結(jié)果中我們可以發(fā)現(xiàn)，模型采用工具變量和不采用工具變量所得到的估計(jì)結(jié)果存在一定的差異性，表現(xiàn)為前者的回歸系數(shù)大約是后者回歸系數(shù)的4倍。產(chǎn)生這一回歸系數(shù)差異性的原因可能有幾個(gè)方面。首先，受訪者自身及其家庭成員對(duì)金融素養(yǎng)相關(guān)問題的認(rèn)識(shí)與理解在其自身能力方面的差異難以用特定變量來定義和測算，模型中可能會(huì)忽略一些類似的遺漏變量，從而會(huì)導(dǎo)致低估金融素養(yǎng)對(duì)被解釋變量產(chǎn)生的影響。此外，金融素養(yǎng)的衡量本身就可能存在一定程度的偏差，以及受訪者對(duì)于中國家庭金融調(diào)查(CHFS)問卷中金融素養(yǎng)相關(guān)問題的回答可能不夠嚴(yán)謹(jǐn)和準(zhǔn)確，這樣就可能會(huì)高估受訪者的金融素養(yǎng)水平，從而低估了金融素養(yǎng)所產(chǎn)生的影響(張?zhí)枟澓鸵境?016)[32]。受到上述多種因素的影響，相較于采用工具變量(IV)的估計(jì)方法而言，使用OLS和Probit模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸會(huì)在一定程度上高估受訪者的金融素養(yǎng)，從而低估了金融素養(yǎng)對(duì)居民家庭幸福感所產(chǎn)生的作用。針對(duì)該基準(zhǔn)結(jié)果的發(fā)現(xiàn)，下文將通過一些合理的機(jī)制來檢驗(yàn)產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因。

表2 金融素養(yǎng)和家庭幸福感

(二)機(jī)制檢驗(yàn)

1．金融市場參與

本文將擁有活期存款、定期存款、股票、基金、金融理財(cái)產(chǎn)品、債券、衍生品、非人民幣資產(chǎn)、貴金屬、其他金融資產(chǎn)或借出款的家庭定義為金融市場參與家庭，等于1，表示家庭參與金融市場，反之為0，則表示沒有參與金融市場(尹志超等，2019)[2]。其次，還將家庭金融市場參與分為低風(fēng)險(xiǎn)金融投資和高風(fēng)險(xiǎn)金融投資兩大類，其中，將家庭擁有定期存款和活期存款定義為低風(fēng)險(xiǎn)金融投資，將家庭參與股票市場定義為高風(fēng)險(xiǎn)金融投資。

在機(jī)制檢驗(yàn)中，模型(3)和模型(4)的實(shí)證結(jié)果如表3所示。在表3中，第(1)列和第(2)列分別通過OLS和2SLS估計(jì)了居民的金融素養(yǎng)水平對(duì)其家庭低風(fēng)險(xiǎn)金融投資的影響效果；類似地，采取相同的估計(jì)方法對(duì)金融素養(yǎng)與家庭高風(fēng)險(xiǎn)投資之間的影響關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果見第(3)列和第(4)列。由第(2)列可知，居民的金融素養(yǎng)水平對(duì)家庭低風(fēng)險(xiǎn)金融投資的邊際效應(yīng)為0.157，在1%的置信水平上顯著。同樣地，由第(4)列的估計(jì)結(jié)果可知，居民的金融素養(yǎng)水平對(duì)家庭高風(fēng)險(xiǎn)金融投資的邊際效應(yīng)為0.894，也是在1%的置信水平上顯著。通過對(duì)比分析容易發(fā)現(xiàn)，相較于低風(fēng)險(xiǎn)的金融投資行為，金融素養(yǎng)對(duì)于居民高風(fēng)險(xiǎn)金融投資行為的促進(jìn)作用更加明顯。

綜上，該表的估計(jì)結(jié)果與當(dāng)前學(xué)者的研究結(jié)果一致，說明無論是對(duì)于低風(fēng)險(xiǎn)金融投資還是高風(fēng)險(xiǎn)金融投資而言，居民的金融素養(yǎng)水平都對(duì)二者起到顯著的促進(jìn)作用。即金融素養(yǎng)會(huì)推動(dòng)家庭參與金融市場進(jìn)行投資，并且會(huì)增加家庭在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)尤其是股票資產(chǎn)上的配置。產(chǎn)生這一現(xiàn)象的主要原因在于，金融素養(yǎng)水平較高的居民往往具備更加豐富的金融知識(shí)和投資經(jīng)驗(yàn)，更容易理解和學(xué)習(xí)投資的相關(guān)知識(shí)，對(duì)相關(guān)金融工具和金融產(chǎn)品的收益和風(fēng)險(xiǎn)特征等認(rèn)知更加清晰準(zhǔn)確，從而更加積極地參與金融市場。此外，Dohmen等(2010)[34]研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)水平越高的個(gè)體，越有可能偏好風(fēng)險(xiǎn)，這在一定程度上解釋了為何金融素養(yǎng)對(duì)居民高風(fēng)險(xiǎn)金融投資行為的促進(jìn)作用更加明顯。

表3 金融素養(yǎng)與低風(fēng)險(xiǎn)和高風(fēng)險(xiǎn)金融投資

另一方面，家庭參與金融市場會(huì)顯著地影響居民的家庭幸福感。其中，從風(fēng)險(xiǎn)異質(zhì)性的角度看，可以發(fā)現(xiàn)家庭參與低風(fēng)險(xiǎn)的金融投資會(huì)顯著提高家庭幸福感，而參與高風(fēng)險(xiǎn)的金融投資則會(huì)顯著降低家庭幸福感(尹志超等，2019)[2]。造成這種影響的主要原因在于家庭參與低風(fēng)險(xiǎn)的金融投資會(huì)帶來相對(duì)穩(wěn)定的收益，實(shí)現(xiàn)家庭財(cái)富的累積和通貨膨脹負(fù)面效應(yīng)的抵御，這在某種程度上會(huì)獲得心理滿足和降低社交排斥，從而提高生活滿意程度和家庭幸福的可能性。此外，家庭參與高風(fēng)險(xiǎn)金融投資很大程度上可能會(huì)因?yàn)榛貓?bào)的不確定性影響精神健康狀況，降低生活質(zhì)量。同時(shí)，參與高風(fēng)險(xiǎn)金融投資更容易導(dǎo)致因投資失利而虧損，從而造成家庭財(cái)富損失和較大的心理負(fù)擔(dān)，這些都可能會(huì)導(dǎo)致家庭幸福水平的降低。

2. 家庭負(fù)債

根據(jù)2019年的中國家庭金融調(diào)查(CHFS)問卷，本文選取家庭擁有教育負(fù)債、醫(yī)療負(fù)債、信用卡負(fù)債和其他負(fù)債這幾個(gè)類別來代表家庭擁有負(fù)債。同時(shí)與金融市場參與的定義方式類似，根據(jù)受訪者家庭是否擁有負(fù)債，通過設(shè)置啞變量的方式進(jìn)行研究分析，只要擁有上述幾類負(fù)債中的至少其中一項(xiàng)，則取值為1；反之，若上述負(fù)債類別都沒有，則取值為0。

在家庭負(fù)債的機(jī)制檢驗(yàn)中，模型(6)的實(shí)證結(jié)果如表4所示。在表4中，也采取與上述基準(zhǔn)回歸中類似的方式來解決模型中可能存在的內(nèi)生性問題。由第(2)列2SLS的估計(jì)結(jié)果可知，居民的金融素養(yǎng)水平對(duì)家庭負(fù)債的邊際效應(yīng)為0.361，在1%的置信水平上顯著，即居民的金融素養(yǎng)水平每提升一個(gè)單位，其家庭擁有負(fù)債的可能性便會(huì)顯著地提高36.1%。而第(3)列和第(4)列則是使用Probit模型和Ivprobit模型估計(jì)了居民金融素養(yǎng)水平對(duì)其家庭負(fù)債的影響效果，估計(jì)的結(jié)果與前者一致。綜上可知，無論是采取何種模型進(jìn)行回歸估計(jì)，居民的金融素養(yǎng)水平都會(huì)顯著增加家庭擁有負(fù)債的可能性。

一般而言，家庭的債務(wù)決策和債務(wù)規(guī)劃屬于一項(xiàng)復(fù)雜的系統(tǒng)性工程，需要各家庭成員具備較為完善和豐富的金融知識(shí)，從而能夠根據(jù)自身的經(jīng)濟(jì)需求和家庭財(cái)富現(xiàn)狀制定出一套適合自身的負(fù)債規(guī)劃。我國居民的整體金融素養(yǎng)水平較低，使得家庭成員無法準(zhǔn)確地認(rèn)識(shí)到當(dāng)前自身的借款需求以及未來的還款能力，無法找到適合自己的借款種類和渠道，從而導(dǎo)致大部分居民盲目或者跟風(fēng)借款，最終使得自身的家庭負(fù)債規(guī)模逐漸增加。

表4 金融素養(yǎng)與家庭負(fù)債

在家庭負(fù)債的機(jī)制檢驗(yàn)中，模型(7)的實(shí)證結(jié)果如表5所示。在表5中，第(1)列和第(2)列分別通過OLS和2SLS估計(jì)了居民的家庭負(fù)債對(duì)其幸福的影響。并且選取同一區(qū)縣其他家庭的家庭負(fù)債平均水平作為工具變量。由第(2)列可知，居民的家庭負(fù)債水平對(duì)幸福的邊際效應(yīng)為-0.251，在1%的置信水平上顯著。而第(3)列和第(4)則是使用Probit和Ivprobit模型進(jìn)行了估計(jì)，得到與前者一致的結(jié)果。

上述分析表明，無論采取何種模型進(jìn)行回歸估計(jì)，都可以證實(shí)家庭負(fù)債水平會(huì)對(duì)居民的幸福感產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。這也與當(dāng)前學(xué)者的研究結(jié)論一致。產(chǎn)生這一負(fù)向影響的原因可以從以下兩個(gè)方面進(jìn)行解釋。首先，從心理學(xué)的角度看，負(fù)債會(huì)影響居民的心理和身體健康進(jìn)而降低居民的家庭幸福感。具體表現(xiàn)為，擁有負(fù)債的家庭通常會(huì)面臨著較大的還本付息壓力，還可能產(chǎn)生焦慮情緒，進(jìn)而影響到居民自身的心理健康。其次，從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度看，由于家庭擁有負(fù)債會(huì)使得家庭的總財(cái)富水平下降，進(jìn)一步對(duì)家庭消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，從而對(duì)家庭幸福感產(chǎn)生負(fù)向影響。

表5 家庭負(fù)債與家庭幸福

(三)異質(zhì)性分析

前面分析了金融素養(yǎng)對(duì)于家庭幸福感的影響機(jī)制，本文后續(xù)將樣本按照調(diào)查對(duì)象的家庭所處地區(qū)特征和風(fēng)險(xiǎn)偏好進(jìn)行分組。可以將受訪者家庭所處區(qū)域的全部樣本按照城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)進(jìn)行分組，將受訪者的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度分為風(fēng)險(xiǎn)偏好和風(fēng)險(xiǎn)厭惡，并且各組分別進(jìn)行回歸分析，以此檢驗(yàn)居民金融素養(yǎng)水平對(duì)于家庭幸福感的異質(zhì)性影響。相關(guān)的回歸估計(jì)結(jié)果見表6、表7。

1. 城鄉(xiāng)分組

本文按照受訪者家庭所處的地區(qū)特征，將樣本劃分為鄉(xiāng)村和城鎮(zhèn)兩個(gè)組別進(jìn)行回歸。表6為按照城鄉(xiāng)進(jìn)行分組后居民金融素養(yǎng)影響家庭幸福的估計(jì)結(jié)果。在鄉(xiāng)村和城鎮(zhèn)兩個(gè)類別之下分別使用OLS和2SLS進(jìn)行回歸。從第(1)列和第(2)列的估計(jì)結(jié)果可以看出，在鄉(xiāng)村居民中，金融素養(yǎng)與家庭幸福進(jìn)行回歸得到的估計(jì)結(jié)果并不顯著。而從第(3)列和第(4)列可以知道，在城鎮(zhèn)居民中，金融素養(yǎng)與家庭幸福的估計(jì)系數(shù)分別為-0.049和-0.216，都是在1%的置信水平上顯著。由此可以看出，金融素養(yǎng)對(duì)家庭幸福的影響在城鎮(zhèn)居民和鄉(xiāng)村居民中具有顯著的異質(zhì)性影響。具體而言，表現(xiàn)為金融素養(yǎng)對(duì)家庭幸福的負(fù)向影響在城鎮(zhèn)居民中更加顯著。

產(chǎn)生這一異質(zhì)性影響的主要原因可能有幾個(gè)方面。首先，城鎮(zhèn)居民的生活節(jié)奏較快，生活開支較高，同時(shí)還得承受較高的通脹水平，使得城鎮(zhèn)居民面臨的日常生活壓力更大。其次，相較于鄉(xiāng)村地區(qū)來說，城鎮(zhèn)地區(qū)的住房價(jià)格節(jié)節(jié)攀升，使得其面臨的購房壓力較大，在一定程度上造成居民的結(jié)婚率偏低，婚育壓力又會(huì)使得居民的焦慮感和厭惡情緒上升，導(dǎo)致幸福感下降。最后，城鎮(zhèn)居民面臨的工作競爭環(huán)境往往較為激烈，未來個(gè)人發(fā)展所面臨的不確定性較高，使得更容易產(chǎn)生焦慮和消極情緒，從而降低其幸福感。總體而言，正是城鎮(zhèn)居民受到其生活和居住環(huán)境、生活質(zhì)量、家庭經(jīng)濟(jì)開支和自身職業(yè)發(fā)展前景預(yù)期等多方面的影響，從而更加容易表現(xiàn)出焦慮情緒和負(fù)面心態(tài)，使得其自身幸福水平下降。相對(duì)于城鎮(zhèn)居民來說，鄉(xiāng)村居民的日常生活會(huì)更加坦然，例如鄉(xiāng)村居民在獲得相對(duì)穩(wěn)定的收入的同時(shí)，還承擔(dān)著較低的通貨膨脹水平以及相對(duì)舒適的生活環(huán)境。并且，鄉(xiāng)村居民在享受我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)高質(zhì)量發(fā)展所帶來福祉提升的同時(shí)，其所承受的外部環(huán)境給予自身的相對(duì)壓力較低，這些因素都會(huì)使得鄉(xiāng)村居民的自我滿足感得到一定程度的提升。

表6 金融素養(yǎng)與家庭幸福——城鄉(xiāng)分組回歸

2. 風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度分組

本文按照受訪者的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度將全部樣本劃分為風(fēng)險(xiǎn)偏好和風(fēng)險(xiǎn)厭惡兩組進(jìn)行回歸。從表7的估計(jì)結(jié)果中，可以發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)對(duì)家庭幸福感的影響在不同的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度中呈現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性。表中第(1)列和第(3)列分別是風(fēng)險(xiǎn)偏好居民和風(fēng)險(xiǎn)厭惡居民的OLS回歸結(jié)果，金融素養(yǎng)對(duì)家庭幸福的估計(jì)系數(shù)分別為-0.054和-0.027，后者的估計(jì)結(jié)果是在5%的置信水平下顯著，前者不顯著。與前文類似，分別對(duì)這兩個(gè)群體再進(jìn)行2SLS回歸得到第(2)列和第(4)列的估計(jì)結(jié)果。可以看出，此時(shí)的估計(jì)系數(shù)分別為0.318和-0.220，同樣也只有后者的估計(jì)結(jié)果在1%的置信水平下顯著，前者的估計(jì)結(jié)果并不顯著。

因此，從分組回歸的數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，相比于風(fēng)險(xiǎn)偏好的家庭而言，風(fēng)險(xiǎn)厭惡家庭的金融素養(yǎng)水平對(duì)于家庭幸福的負(fù)向影響更為顯著。Korkmaz等(2021)[27]研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)無論是對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)偏好群體還是風(fēng)險(xiǎn)厭惡群體來說，都會(huì)顯著地增加其高風(fēng)險(xiǎn)投資行為。并且居民的風(fēng)險(xiǎn)偏好與風(fēng)險(xiǎn)行為之間存在不一致性，即擁有風(fēng)險(xiǎn)傾向的人群沒有表現(xiàn)出風(fēng)險(xiǎn)行為，沒有風(fēng)險(xiǎn)傾向的人群則表現(xiàn)出風(fēng)險(xiǎn)行為，而金融素養(yǎng)會(huì)緩解這種不一致性。Korkmaz等(2021)[27]認(rèn)為，一方面，金融素養(yǎng)通過影響人們的風(fēng)險(xiǎn)行為，增加了風(fēng)險(xiǎn)厭惡者的不一致性，同時(shí)降低了風(fēng)險(xiǎn)偏好者的不一致性。另一方面，金融素養(yǎng)會(huì)鼓勵(lì)冒險(xiǎn)行為，即無論家庭是尋求風(fēng)險(xiǎn)還是規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，金融素養(yǎng)的提升都會(huì)促進(jìn)其風(fēng)險(xiǎn)投資行為的增加。因此，相對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)偏好家庭而言，風(fēng)險(xiǎn)厭惡家庭中金融素養(yǎng)水平的增加會(huì)使其更加偏好參與高風(fēng)險(xiǎn)投資行為，從而會(huì)對(duì)這一群體的家庭幸福感造成顯著負(fù)向影響。

表7 金融素養(yǎng)與家庭幸福——風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度分組回歸

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)修改金融素養(yǎng)的定義方式

由于金融素養(yǎng)具有不同的定義與度量方式，考慮調(diào)整本文解釋變量金融素養(yǎng)的衡量方式(吳雨等，2016)[31]，將其由基準(zhǔn)回歸中幾個(gè)金融素養(yǎng)相關(guān)問題的回答正確率改變?yōu)閷?duì)應(yīng)的回答正確分?jǐn)?shù)值加總，然后分別通過OLS、2SLS、Probit和Ivprobit模型來估計(jì)居民金融素養(yǎng)水平對(duì)其家庭幸福感的影響，估計(jì)結(jié)果如表8所示。從第(2)列和第(4)列的估計(jì)結(jié)果可以看出，在借助了工具變量進(jìn)行回歸之后，金融素養(yǎng)水平對(duì)家庭幸福的估計(jì)系數(shù)分別為-0.050和-0.147，并且估計(jì)結(jié)果在1%的置信水平上也是顯著的。

表8 金融素養(yǎng)與家庭幸福——將金融素養(yǎng)調(diào)整為評(píng)分加總

(二)修改家庭幸福的定義方式

在調(diào)整解釋變量的定義方式之后，再修改被解釋變量—家庭幸福的定義方式，將其由0、1的啞變量調(diào)整為由0～4分逐漸遞增的分?jǐn)?shù)值，并且此處使用普通最小二乘法(OLS)模型和兩階段最小二乘法(2SLS)模型進(jìn)行回歸，得到的回歸結(jié)果如表9所示。從該表結(jié)果可以看出，金融素養(yǎng)對(duì)家庭幸福的估計(jì)系數(shù)分別為-0.081和-0.296，并且估計(jì)結(jié)果都在1%的置信水平上顯著。

(三)剔除從事金融行業(yè)的家庭

參考尹志超等(2014)[25]的處理方法，將樣本中從事金融行業(yè)的家庭剔除，分別通過OLS、2SLS、Probit和Ivprobit來估計(jì)居民金融素養(yǎng)水平對(duì)其家庭幸福感的影響，估計(jì)結(jié)果如表10所示。

從表10的第(2)列與第(4)列的估計(jì)結(jié)果可以看出，在使用了工具變量(IV)進(jìn)行回歸之后，金融素養(yǎng)水平對(duì)家庭幸福的估計(jì)系數(shù)分別為-0.153和-0.453，并且估計(jì)結(jié)果在1%的置信水平上也是顯著的。

表9 金融素養(yǎng)與家庭幸福——將幸福調(diào)整為分?jǐn)?shù)值

表10 金融素養(yǎng)與家庭幸福——剔除從事金融行業(yè)的家庭

綜上所述，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，分別改變解釋變量金融素養(yǎng)、被解釋變量家庭幸福的衡量方式以及對(duì)剔除了樣本中從事金融行業(yè)的家庭進(jìn)行了回歸分析。估計(jì)結(jié)果均表明，居民的金融素養(yǎng)水平對(duì)家庭幸福感具有顯著的負(fù)向影響，并且相關(guān)估計(jì)結(jié)果都在1%的置信水平上顯著，這與之前基準(zhǔn)回歸的結(jié)果也是一致的，從而驗(yàn)證了本文上述研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

六、研究結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

本文基于CHFS數(shù)據(jù)，利用OLS模型和2SLS模型進(jìn)行回歸估計(jì)，對(duì)居民金融素養(yǎng)與家庭幸福之間的影響關(guān)系和影響路徑進(jìn)行了探討。研究發(fā)現(xiàn)：居民的金融素養(yǎng)水平會(huì)在一定程度上導(dǎo)致家庭幸福感的下降。產(chǎn)生這一現(xiàn)象的主要原因在于金融素養(yǎng)會(huì)影響到家庭的金融市場參與、風(fēng)險(xiǎn)行為以及增加家庭負(fù)債的可能性。具體而言，金融素養(yǎng)促進(jìn)了家庭的低風(fēng)險(xiǎn)和高風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與，而在考慮風(fēng)險(xiǎn)異質(zhì)性的情況下，低風(fēng)險(xiǎn)的金融投資提升了家庭幸福感，但是高風(fēng)險(xiǎn)的金融投資會(huì)對(duì)家庭幸福感造成顯著的負(fù)向影響。此外，金融素養(yǎng)還會(huì)增加家庭擁有負(fù)債的可能性，而更高的負(fù)債會(huì)給居民的心理和身體健康帶來負(fù)面影響，進(jìn)而降低家庭幸福感。通過異質(zhì)性分析可以看出，金融素養(yǎng)對(duì)城鎮(zhèn)居民以及風(fēng)險(xiǎn)厭惡者家庭幸福感的影響更大。

(二)政策建議

根據(jù)本文的研究結(jié)論，分別從政府、金融監(jiān)管機(jī)構(gòu)以及居民個(gè)人的角度，為幫助改善我國居民金融素養(yǎng)整體水平較低的現(xiàn)狀以及提升居民的家庭幸福感，提出如下政策建議：

第一，在政府措施方面。政府應(yīng)當(dāng)倡導(dǎo)居民做好長遠(yuǎn)的財(cái)富管理規(guī)劃，對(duì)家庭的資產(chǎn)和負(fù)債進(jìn)行合理地安排與分配。特別是對(duì)于地方政府來說，可以通過舉辦社區(qū)宣講活動(dòng)或者懸掛宣傳標(biāo)語等方式，提醒社區(qū)居民在日常生活中理性消費(fèi)，避免超前消費(fèi)和過度負(fù)債等不良習(xí)慣的產(chǎn)生，減少負(fù)債對(duì)家庭成員身體和心理健康的沖擊，從而逐漸提升居民的幸福水平。

第二，在金融監(jiān)管機(jī)構(gòu)政策制定方面。需要從根源上制定相關(guān)法律政策以保護(hù)投資者的合法權(quán)益，這一方面可借鑒西方發(fā)達(dá)國家的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)。同時(shí)，相關(guān)金融機(jī)構(gòu)也應(yīng)該為投資者提供合適的投資理財(cái)培訓(xùn)或者講座，提升投資者對(duì)金融產(chǎn)品的理解與認(rèn)識(shí)。對(duì)于不同風(fēng)險(xiǎn)偏好的投資者，金融機(jī)構(gòu)應(yīng)當(dāng)為其制定針對(duì)性的投資理財(cái)方案，滿足客戶的各類投資需求。

第三，在居民個(gè)人層面。家庭成員不應(yīng)該一味地追求高風(fēng)險(xiǎn)的金融投資，雖然這可能會(huì)帶來更高的投資回報(bào)，但也會(huì)在很大程度上增加虧損的可能性。投資者在日常投資理財(cái)過程中應(yīng)當(dāng)尋找適合自身風(fēng)險(xiǎn)承受能力的金融產(chǎn)品。在考慮投資組合多樣性的情況下，應(yīng)當(dāng)謹(jǐn)慎選擇相關(guān)產(chǎn)品，合理安排資產(chǎn)投資方向和投資金額，降低非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生的可能性。