金融知识、金融行为和居民主观幸福感

2022-07-07廖传惠蒋丰竹

西南科技大学学报（哲学社会科学版） 2022年3期

廖传惠俞煌蒋丰竹

（1.中国民用航空飞行学院经济管理学院四川德阳 618307； 2.四川新网银行股份有限公司四川成都 610094； 3.西南科技大学经济管理学院四川绵阳 621010）

幸福是人类生活所追求的终极目标。十九大以来，习近平提出“不忘初心、牢记使命”，党的初心和使命就是“为人民谋幸福，为民族谋复兴”。然而，我国居民个人幸福感与世界其他国家相比仍处于相对较低水平。《世界幸福报告》①（World Happiness Report）的研究显示，中国在世界156 个国家中的幸福感排名从2012 年的112位逐步上升到2020 年的86 位，居民幸福感日益增强，但呈现出总体排名较低且波动较大，城乡差距继续扩大[1]。

关于幸福感的影响因素，国内外学者已经从宏观经济、文化、社会发展等角度进行了阐释[2]。其中，金融领域相关研究表明，个体的金融行为，如有计划的借贷行为[3]、工伤、医疗和养老保险购买行为[4]和金融市场参与行为[5]，均会影响其幸福感知，而居民所具有的金融知识水平会显著影响这些决策的制定[6]。上述研究分别实证了金融知识对个体金融行为，以及个体金融行为对幸福感知的影响，但缺乏对金融知识、金融行为和幸福感知的传导机制的研究。因此，本文将聚焦金融知识、金融行为和幸福感知之间的关系，研究金融行为是否在金融素养和幸福感知之间起到中介效应，从而为金融领域提升个体幸福感知、提高金融知识教育和宣传效果提供有效路径。

本文借助中国家庭追踪调查2018 年数据研究居民的金融知识对主观幸福的影响，并进一步探究金融行为在金融知识影响幸福感的过程中的传导机制。实证结果表明，金融知识会通过金融市场参与、商业保险购买和财富积累间接提升居民幸福感。相较于农村居民，金融知识对城镇居民的幸福感促进作用更大；相较于西部地区居民，金融知识对东、中部居民幸福感的提升更加明显。

本文主要有两点创新：首先，本文借助全国层面的微观调查数据研究了金融知识对居民主观幸福感的影响及其机制，是对中国居民幸福感问题研究的深化，拓展了金融知识的价值研究。其次，本文检验了金融市场参与、商业保险购买、财富积累等金融行为对金融知识影响居民主观幸福感的中介作用，厘清了金融知识影响幸福感的传导机制，对现有文献做出了有益补充。

一、文献综述

国内外学者从不同角度对幸福进行了定义，主要分为“客观幸福感”和“主观幸福感”两大类。Kahneman 等[7]将个人在某时刻的“客观幸福感”（或“即时效用”）定义为个人在即时希望他能持续体会此感的时间，客观幸福感是各个间隔内的即时效用的时间积分。而Shin 和Johuson[8]则认为个人的幸福感不可客观量化，将“主观幸福感”定义为个人基于自己的价值判断对生活质量做出的主观性评价。Diener[9]认为主观幸福包括生活满意度和情绪体验两个维度。生活满意度是个人对当下生活质量的主观感受；情绪体验指个人在生活体验中所产生的积极情绪和消极情绪。本文定义的幸福感属于主观幸福的界定范畴，以受访者“您觉得自己有多幸福？（0 代表最低分、10 代表最高分）来衡量居民的主观幸福感。由于本文聚焦个体在金融领域的行为对幸福感知的影响，较为抽象且难以进行定量，因此采用主观幸福感来衡量。

现有研究已经从不同角度研究了影响幸福的因素。在宏观因素方面，失业与通货膨胀显著降低了居民的主观幸福感，且失业对幸福的抑制作用更为明显[2]。相较于收入降低和失业加重，经济危机显著拉低了居民的幸福感水平[10]。社会发展因素中环境污染与政府监管水平也会对幸福产生影响，环境污染严重的地区居民的幸福水平明显低于环境较好地区[11]，在我国东、西部地区表现更加明显[12]。提升政府监管质量不仅可以提高幸福感，还可以减少居民之间不平等关系[13]，这一现象对低收入人群的影响更为显著[14]。个体特征因素中婚姻会促进幸福感[15]，身心健康会增加居民自身对生活的满足感[16]，社会资本中社会网络、社会信任与机构信任是影响个人主观幸福感的三大重要因素[17]。

已有研究中对金融知识直接影响居民主观幸福感的文献较少。现有的研究中，美国注册会计师协会对1 252 名学生和207 名专业人士研究发现，提高金融素养能帮助各年龄段的人更好地管理自己的财务，并且使人们对金钱的态度更加乐观，财务满意度传递个人主观幸福感[18]。金融知识教育可以减少人们物质主义倾向，提升积极的财务态度和制定合理的财务目标从而创造幸福[19]。对投资者而言，拥有丰富的金融知识储备的投资者往往能更加准确预估投资组合的真实价值，故反而对获得相对降低收益也能更加满足，从而达到更高的幸福阈值[20]。

事实上，金融知识对居民主观幸福感存在着更为广泛的间接影响关系。已有的研究表明金融知识增加会提高居民金融市场参与的可能性[21]，而金融市场参与对家庭主观幸福感会产生正向影响[5]。金融知识增加也会促进家庭养老计划的改善，并且提高家庭商业保险购买的可能性[6]，而购买了商业保险的居民主观幸福感水平明显更高[21]。金融知识缺乏会导致家庭无规划借贷从而遭受高借贷成本压力[22],而高借贷成本压力会明显降低家庭的幸福感[23]。金融知识同样会促进家庭财富积累[24]，继而提高家庭的主观幸福感[18]。

上述研究分别关注金融知识对金融市场参与、商业保险购买、借贷等居民金融行为的影响，以及居民金融行为对家庭和居民幸福感的影响，但缺乏对金融知识、金融行为和幸福感之间的传导机制的研究。本文基于中国家庭动态追踪调查的微观数据，首先验证了金融知识是否会对居民的主观幸福感有促进作用，其次基于城乡二元化差异和区域差异研究了金融知识对居民主观幸福感的异质性，最后研究了金融知识影响主观幸福感的传导机制。

二、实证模型与变量设定

本文使用数据为北大社会科学调查中心执行的中国家庭追踪调查（CFPS2018）数据。此数据是基于2016 年进行追踪访问搜集整理而来，样本涉及全国25 个省（自治区/直辖市）约14 241 户家庭，调查对象包含家庭中全部成员32 670 人。由于本文关注金融知识对幸福的影响，因此剔除数据中关于金融知识问题回答的缺失值以及相关控制变量的缺失值，最终得到6 560 个有效样本。

（一）模型设定

由于个人对幸福感的主观评分是0-10 的连续变量，为克服幸福感主观评分的波动性，对得分进行对数处理。运用弹性最小二乘法模型设定如下回归方程：

方程（1）中，ln(hapij)为被解释变量，表示j地区的居民i 对自己的主观幸福感评分的对数值。finanij表示个体i所具有的金融知识，Xij为控制变量，δi为地区固定效应，εij为随机扰动项。

（二）变量界定

1.被解释变量：居民主观幸福感

本文使用CFPS2018 调查问卷中关于居民主观态度调查项“您觉得自己有多幸福？（0 分代表最低，10 分代表最高）”作为居民的主观幸福感代理变量。

2.核心解释变量：金融知识

CFPS 调查中金融知识认知模块通过利率计算②、通货膨胀计算③和投资风险判断④三道问题来衡量居民所具有的金融知识水平。表1 显示了受访者关于金融知识三道问题的问答结果情况。总体来看，居民能正确回答1.14 道金融知识问题，反映出居民的金融知识水平整体较低。

表1 金融知识回答统计情况

关于金融知识的度量参考Hung 等[25]使用因子分析法得出居民的金融知识水平。该方法不仅考虑了居民是否能正确回答金融知识问题，而且还考虑了居民是否能理解金融知识问题⑤。由于篇幅限制，此处仅展示最终的金融知识水平拟合结果如表2 所示。

表2 金融知识的统计性描述

3.控制变量

本文在研究中同样考虑了影响居民主观幸福感的其他控制变量。具体包括个体控制变量：年龄、性别、婚姻状况、健康、是否有车、工作满意度、婚姻幸福感，考虑到幸福感与生命周期可能存在非线性关系，增加了年龄^2/100 的控制变量。家庭控制变量：家庭规模、家庭人均收入的对数、家庭和睦度。地区经济特征控制变量：地方人均GDP 对数、CPI、GDP 增长率；城镇虚拟变量。同时，在所有的回归中均加入了省级虚拟变量以控制省份固定效应。表3 为变量描述性统计。从表3 中可以看出8 623 名受访者主观幸福感评分平均分为7.541，标准差为2.068，体现出居民的主观幸福感主观评分偏高但波动较大。

表3 变量描述性统计

三、金融知识对主观幸福感的影响

（一）回归结果

表4 报告了金融知识对居民主观幸福感的回归结果。表4 第（1）列是以金融知识为核心解释变量，并同时加入控制变量和省份固定效应的估计结果。回归结果显示金融知识对居民主观幸福感的影响在5%的显著性水平时显著，表明金融知识水平越高，居民主观幸福感评分越高。金融知识水平每提高一个标准差会使得居民的主观幸福评分上升4.81 个百分点⑦。第（2）（3）列分别报告了城镇居民与农村居民的金融知识水平对主观幸福感评分的影响。结果表明，金融知识显著地影响城镇居民的主观幸福感，对农村居民的影响虽然为正，但是不显著。对于城镇居民而言，金融知识水平每提升一个标准差将会使得主观幸福感提升4.28 个百分点⑧。一个可能的解释是金融发展水平存在城乡二元差异，城镇金融发展水平更高，金融知识对于城镇居民生活影响更加明显（城镇得分1.15，农村得分1.13）。表4 第（4）（5）和（6）分别报告了东部、中部和西部地区居民异质性估计结果。地区异质性研究发现，金融知识对于东部和中部地区居民幸福感正向影响显著，且相对于中部地区样本结果更显著，可能的解释是东部地区金融发展水平高于中部地区，东部居民的金融知识得分高于中部（东部得分1.18，中部1.12），这体现出金融知识对于居民幸福感的影响和金融发展程度分不开。研究结果还显示，金融知识对西部地区居民幸福感存在负向影响但并不显著。可能由于西部地区经济相对落后，金融发展欠缺，居民所具备的金融知识对其生活质量提升并不存在显著正向关系，而居民为提高其金融知识水平所产生的教育成本可能反而加重家庭的经济负担从而降低其主观幸福感。

表4 金融知识与主观幸福感

控制变量中，女性相对于男性更能感知幸福，可能的原因在于女性比男性更为感性，生活满足感知力强[26]。居民的主观幸福感与其年龄呈现出正“U”型关系，可能的原因在于，相对于幼年和老年人，青年和中年人处于上有老下有小的阶段，面对的社会和家庭压力更大，幸福感知的阈值较低[27]。回归结果还表明，已婚、身体健康、家庭规模越大、家庭人均收入越高、有车、工作越满意、婚姻越幸福、家庭越和睦、地方人均GDP 越高、地方CPI越低均会增加居民的主观幸福感。

然而，上述金融知识度量的指标可能存在内生性问题。一方面，金融知识的度量可能存在遗漏和误差，并且金融知识与不可度量的个人“能力”相关[28]，从而产生内生性。另一方面，金融知识积累是建立在一定的精神基础之上，当个体处于相对稳定和感到幸福时对知识获取才有持久动力，因而可能导致反向因果从而产生内生性问题。为解决这一问题，本文参照尹志超[29]的解决方法，以同一地区的其他居民的平均金融知识水平作为个人金融知识水平的工具变量。其原因为：首先，处于同一地区的居民之间日常生活交流更为密切，居民可通过相互学习提升金融知识水平，故而地区居民的金融知识平均水平与个人金融知识水平显著相关；其次，地区金融知识平均水平与个人主观幸福感评价无直接关系，满足外生性条件。表4 中第（7）（8）列分别报告了全样本和城镇居民两阶段工具变量回归估计结果。Durbin-Wu-Hausman 内生性检验结果表明存在内生性问题；一阶段估计的F 值分别为16.38、15.55，均大于10，表明模型不存在弱工具变量问题；过度识别检验Ch-iq 值均在1%水平下显著，表明模型不存在过度识别问题，金融知识是内生的。从第（7）和第（8）列两阶段工具变量估计结果再次验证了金融知识对居民的主观幸福感促进作用显著。

（二）稳健性检验

本文进一步考虑到金融知识的三个层面（利率计算、风险判断和通胀预期）所反映出的金融知识水平存在差异，分别研究三个层面对居民主观幸福感的影响。使用金融知识三个问题回答正确的个数和被调查人的学历作为个人金融知识水平的代理变量进行稳健性检验。表5 汇报了稳健性检验结果，可以看出金融知识的三个层面均对居民的主观幸福感提升更加显著。同时，金融知识问答正福感产生正向影响关系，且利率计算正确对于居民确个数越多和个人的学历越高均在1%的显著性水平下正向促进幸福感。综上，稳健性检验结果进一步验证了金融知识对主观幸福感会产生正向影响的研究结论。

表5 稳健性检验结果

四、机制分析

（一）Bootstrap 法

本文参照温忠麟[30]的中介效应检验方法，建立模型（2）-（5）。先检验β1的显著性，只有在β1显著时才可按中介效应立论；再分别检验α1和γ1的显著性，若α1和γ1都显著，则间接效应显著，接着检验Φ1的显著性，Φ1显著代表模型既存在间接效应，也存在直接效应。Φ1不显著则表明直接效应不显著，模型只存在中介效应；若α1和γ1至少有一个不显著，则采用Bootstrap 法将检验α1×γ1是否显著，α1×γ1显著代表间接效应显著，接着按上述过程检验Φ1，若Φ1显著且α1×γ1与Φ1同号代表模型整体存在部分中介效应，其部分中介效应占总效应α1×γ1/β1，但α1×γ1不显著代表间接效应不存在。中介效应检验模型设定如下：

（二）金融市场参与影响主观幸福

本文将调查报告中居民“是否持有金融产品”作为居民金融市场参与的代理变量。表6 汇报了金融市场参与的中介效应检验结果。模型（1）检验了金融知识对居民主观幸福感的正向影响，结果显著；模型（2）使用Logit 模型检验了金融知识显著促进了居民金融市场的参与，该结论与尹志超等[13]一致；但模型（3）检验发现金融市场参与并没有显著促进居民的主观幸福感，于是使用Bootstrap 法检系数α1×γ1的显著性，结果发现直接效应不显著但间接效应在1%的水平下显著；模型（4）中将金融知识与金融市场参与同时回归结果发现依然只有金融知识显著而金融市场参与不显著，再次验证该中介效应为完全中介效应。即金融知识通过促进居民参与金融市场市场间接促进居民的主观幸福感提升。

（三）保险决策与幸福感

本文将问卷中“您参与了哪种保险”（商业保险）回答“任一险种”的受访者定义为保险参与者，而将“未购买任何险种”的受访者定义为保险未参与者，设定二值变量。表6 中模型（5）结果表明金融知识显著促进居民商业保险购买，模型（6）结果虽不显著，但体现出购买商业保险对于居民的幸福感也存在正向促进作用。采用Bootstrap 法检验结果表明间接效应显著而直接效应不显著，再结合模型（7）结果表明该中介效应为完全中介效应，即金融知识通过促进居民购买商业养老保险来提升居民的幸福感⑨。

（四）财富积累与幸福感

许多研究已经证实了财富积累会正向促进居民的主观幸福感[31]，而金融知识是影响家庭财富积累的重要因素[32]。本文将净财富⑩的对数作为居民财富积累的代理变量，检验其中介效应。表6汇报了财富积累的中介效应检验结果，模型（8）结果验证了金融知识对居民财富积累的促进效应，而模型（9）结果表明财富积累显著正向影响居民主观幸福感。Bootstrap 检验结果证实直接效应和间接检验均显著，表明家庭财富在金融知识提升居民幸福感中体现为部分中介效应，并在模型（10）中得到再次得到验证。其部分中介效应的大小为α1×γ1/β1=0.003 27/0.038 9=8.4%，即金融知识对居民的主观幸福感既会产生直接影响，又会通过财富积累间接提升居民主观幸福。

表6 金融市场参与、保险购买、财富积累的中介效应

结语

本文基于中国家庭追踪调查数据（CFPS2018）研究了金融知识对居民的主观幸福感的影响及其影响机制。研究发现，居民的金融知识水平对其主观幸福感存在明显的正向影响，以同一地区其他居民的平均金融知识水平作为工具变量回归结果依然显著；基于城乡二元差异研究发现，金融知识对城镇居民的主观幸福感影响相对农村居民更加显著；基于区域差异研究发现，东部和中部居民相对于西部居民来说，金融知识对于其提升主观幸福感更加显著；由于金融知识可细化为利率计算、风险判断和通胀预期三类，作为稳健性检验发现三类金融知识均对幸福感存在正向影响，且利率计算问题相对于风险判断和通胀预期对于居民的主观幸福感影响更加显著；进一步对其传导机制研究发现，金融市场参与和商业保险购买在金融知识对主观幸福感影响中起完全中介效应，而财富积累在金融知识对主观幸福感中起到部分中介效应。根据上述研究结论，对提升居民的主观幸福感提出如下建议：

对于教育部门，应继续加大金融知识普及教育，对城乡、东中西部提供有针对性的普及教育内容。近些年，国家逐渐将金融知识教育纳入国民教育体系，但普及力度和范围都有待进一步提升。现行的金融知识普及教育基本停留在利率计算、风险意识教育等基本层面，缺乏针对性和差异化，未来可以提供差异化的金融知识普及教育。一方面，鉴于农村居民更注重基本保障，对于重大风险的抵御能力较弱，故应该加强社会保障、商业保险等金融知识的普及，引导居民增强保险意识和选择适合自身的保险险种。而城镇居民更关心自身财富保值增值，故增强其投资意识和培养投资能力的金融知识更能得到城镇居民的重视。对于金融知识整体水平较低地区居民应进一步加强风险教育，培养居民良好风险意识。有针对性地普及教育模式才能让金融知识更好满足服务于居民的需求，提升居民的整体幸福感。

对于居民，应有意识地主动增加金融知识储备，有助于选择专业化的金融服务并加强风险防范意识。随着金融服务渗透到居民生活的各方面，居民在享受便利的金融服务的同时，也面临更多的金融诈骗和金融风险。提高居民金融计算能力、增强居民风险意识将有助于识别和防范此类风险。居民应根据自身的需求，在参与金融市场前获取相关专业知识，咨询官方金融机构或专业人士，从而做出正确的判断，通过投资获益或风险保障提升自身主观幸福感。

最后，感谢本文系国家级大学生创新创业训练项目（项目编号：202110619037）、西南科技大学博士基金项目(项目编号：21sx7107)的资助。

注释

① 参见“https://worldhappiness.report/”。

② 假设您有一万块钱，一年定期存款利率为3%。将这一万元连续存两年定期后，您得到的钱数是：1.等于10 600元；2.多余10 600 元；3.少于10 600 元；4.算不出来或不知道。

③ 如果您银行存款账户的存款利率为3%，通货膨胀率为每年5%，那么，一年后您用该账户的钱能买到的东西，是：1.比现在多；2.和现在一样多；3.比现在少；4.算不出来或不知道。

④ 请您判断以下说法是否正确：一般情况下，投资一只股票比投资一只股票型基金的风险小。1.正确；2.错误；3.不知道。

⑤ 能正确计算金融知识问题能反映出个人的专业能力；能正确理解金融知识问题反映出个人通识水平。

⑥ 将调查问卷中“您认为您的健康状况如何？1.非常健康；2.很健康；3.比较健康；4.一般；5.不健康”回答为非常健康、很健康、比较健康和一般定义为个人是健康的，取值为1，否则取值为0。

⑦ 金融知识的标准差为0.455，exp（0.455×0.038 9）×100%=4.81%即为上述结果。

⑧ Exp（0.455×0.034 6）×100%=4.28%。

⑨ 限于篇幅，本文未展示商业养老保险的中介效应模型。

⑩ 家庭净财富=家庭总资产-家庭总负债。