金融知識對我國家庭金融市場參與的影響

楊珂

【摘 要】 本文基于中國家庭金融數據調查（CHFS）2013年的數據，研究金融知識對我國家庭金融市場的參與情況的影響。通過研究發現隨著家庭成員掌握的金融知識的增長，家庭對參與金融市場會有更積極的姿態，并在資產配置過程中更多的傾向于風險資產的配置。

【關鍵詞】 金融知識 家庭金融 金融市場

一、引言

隨著金融市場的發展，家庭選擇參與金融市場的比例逐步增加，造成這一現象的影響因素及其作用機制成為社會關注的重點。然而，目前我國家庭參與金融市場的比例較低，與歐美國家相比仍有差距。甘犁等（2012）根據調查提出我國僅有11.5%的家庭參與金融市場，僅有8.8%的家庭參與股票市場，并且城市地區金融市場參與率遠高于農村地區[1]。

在家庭參與金融市場的這一過程中， 家庭需要根據自身情況，做到決策自定，風險自擔，盈虧自負。家庭的決策的重點為參與決策。目前，這種決策的影響因素成為國內外學者研究的重點，本文將基于中國家庭金融調查數據對此進行研究。

目前國內外對金融市場參與情況的研究主要集中在家庭參與股票市場的研究上。首先，是家庭成員的個體特征。Vissing Jorgensen（2002）提出隨著個體文化程度的提高，居民會加深對股票市場的知識的理解進而參與其中[2]。李濤（2006）提出社區內的交流會推動居民參與股票市場[3]。

家庭進行投資決策首先要對進行決策所需的信息進行搜集，在搜集過程中，金融知識起著重要的作用。Noctor et al.（1992）率先提出金融知識的概念，他們指出金融知識表現為正確運用資金的能力[4]。Rooij et al.（2011）運用荷蘭DHS調查數據研究發現，大部分受訪者只掌握較為基礎的金融知識[5]。Bernheim and Garrett（2003）指出金融知識對做出正確的金融決策具有正向影響[6]。Guiso and Jappelli（2008）提出通過簡單詢問受訪者的金融知識水平所得出的結果是客觀的，受訪者會不同程度的高估或低估自身的金融知識[7]。

金融知識從多方面產生著影響。Dohmen（2010）提出金融知識對決策者進行風險資產投資在一定程度上存在正向影響[8]。吳衛星等（2006）提出過度自信使得原本不會參與金融市場的人參與金融市場，意味著金融知識與家庭金融市場參與可能存在負向相關[9]。

研究金融知識對家庭金融市場的參與的影響有助于我國金融市場的進一步發展，同時可以給政府以參考，出臺相關政策幫助居民積累投資經驗、優化投資策略。本文將在已有數據的基礎上對此進行研究。

二、模型與變量

（一）模型設定

本文運用參考尹志超等（2014）的做法，在分析金融知識對金融市場參與的影響時采用probit模型 [15]。probit模型為

Y的值表示家庭是否已經參與金融市場，Y等于1表示家庭已經參與金融市場，Y等于0則相反；Financial_Literacy代表金融知識；X為控制變量，包括家庭特征變量。

（二）數據與變量

本文研究所采用的數據來自于西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心2013年在國內開展的中國家庭金融調查（CHFS）。樣本涉及全國29個省，獲得了28000余組家庭各方面詳細的微觀數據，這為本文研究家庭金融市場參與及資產配置提供了有力的數據支持。下面分別就本文構建的指標以及相關變量進行分類說明。

1、金融知識指標

調查中沒有選擇通過直接詢問的方式，而是選擇了涉及了利率計算、通貨膨脹及投資風險三個方面的問題來對金融知識進行衡量。

參考Rooij et al.（2011）的做法，在構建金融知識指標的過程中采取因子分析的方法，這種做法能夠更全面地運用問題中所包含的信息，更客觀地衡量受訪者的金融知識水平。

通過構建啞變量的方法來反應不同回答所表現的金融知識差異。每個問題的回答有兩種情況，分別為能否回答問題及能否正確回答問題，對此構建兩個啞變量。對于能否回答問題，能回答記為1，反之記為0。對于能否正確回答問題，能正確回答記為1，反之記為0。對于6個啞變量采用迭代主因子法進行分析。表二給出了因子分析KMO檢驗結果及各因子載荷，根據檢驗結果，本文構建金融知識指標采用的方法是可行的。參考Bartlett（1937）的做法，根據因子載荷，通過計算得出金融知識指標。

2、被解釋變量及其他控制變量

本文選取了以下2個被解釋變量：金融市場參與、股票市場參與。

根據CHFS的調查數據，將金融資產定義為現金、存款、政府債券等低風險產品以及風險資產；定義風險資產為股票、基金與非政府債券等風險較高的金融產品。取1表示家庭已經在金融市場中進行過交易，反之取0；取1表示家庭參與了股票市場，反之取0。

本文選取個體特征與地區特征兩個控制變量。并對數據進行處理，按照資產數量的多少提出了上下1%的數據及存在缺失的數據，最后剩余樣本量為24827個。

根據調查數據進行統計，我國目前有12.5%的家庭參與了金融市場，有4.6%的家庭購買并持有風險資產，厭惡風險及風險中性的人占比68.5%，這說明我國居民目前金融市場參與率較低并且多數處于厭惡風險的狀態。同時，風險資產和股票資產占總資產比重分別為4.6%和2.2%，進一步證實了風險厭惡家庭占比較高。根據金融知識（因子分析）的標準差為1.074，最大值與最小值差距為3.362，說明目前我國家庭金融知識差異明顯。教育年限的均值為9.432，說明樣本的受教育水平較低。

三、估計結果

（一）金融知識對家庭金融市場參與的影響

根據前文所做的定義，首先研究金融知識對家庭金融及股票市場參與的影響是否顯著。根據probit模型的分析結果，金融知識（因子分析）對因變量的邊際效應均在1%的水平上顯著，金融知識（因子分析）對及金融市場參與的邊際效應為0.042。受教育年限的邊際效應為0.010，這說明隨著受教育年限的增長，家庭對金融市場參與越積極。同時，戶主年齡的邊際效應為0.009，這表明戶主年齡與金融市場參與呈非線性關系。在表中也可以看出，風險愛好與風險厭惡的邊際效應分別為0.032與-0.028，這說明對風險的態度會顯著影響家庭的選擇。然而，在上文中提到，金融知識有著不可忽視的內生性問題，會使得估計結果產生偏離。為解決這一問題，采用上文所構建的工具變量后進行的二階段估計。采用Durbin-Wu-Hausman對金融知識是否存在內生性進行檢驗，結果顯示在1%的水平上拒絕了金融知識這一變量不存在內生性的假設，說明金融知識的內生性確實存在。同時，在估計中，一階段估計F值均大于10%偏誤水平下的分布邊界值16.38。因而工具變量的選取是可行的。金融知識（因子分析）、金融知識（評分加總）的邊際效應分別為0.151、0.231，并在1%的水平上顯著，與前述估計結果保持一致。

金融知識（因子分析）、金融知識（評分加總）對股票市場參與的邊際效應為0.028、0.016，在1%的水平上顯著，以上分析與家庭參與金融市場分析相一致，并且內生性檢驗表明存在內生性問題，估計結果是有偏的。沿用上文所述，進行二階段估計。根據估計結果，金融知識（因子分析）、金融知識（評分加總）的邊際效應分別為0.093、0.157，并在1%的水平上顯著，與上文所得出結論相同，金融知識的增長會推動居民參與股票市場。

結論及政策建議

基于CHFS數據，本文對金融知識對家庭金融市場參與的影響做了一系列分析，并用二階段工具變量法來減少金融知識的內生性所造成的估計結果的偏離。

本文研究發現，金融知識的增長與家庭金融市場參與呈正向關系。地區經濟的發展狀況、受教育年限、風險愛好會推動家庭對金融市場的參與并且推動家庭更多的持有風險資產，而年齡的影響并不顯著。

本文研究結果表明，居民金融知識的匱乏是導致我國目前金融市場有限參與的主要原因。Cocco et al.（2005）提出家庭不參與金融市場會導致較大的福利缺失[10]。因此政府加大普及金融知識的力度，適當開展金融知識的相關培訓，這對人民福利水平以及我國金融市場的健康發展都具有一定意義。

【參考文獻】

[1] 甘犁，尹志超，賈男，徐舒，馬雙.中國家庭金融調查報告2012[M].西南財經大學出版社.

[2] Vissing-Jorgensen.Towards an Explanation of Household Portfolio Choice Heterogeneity： Nonfinancial Income and Participation Cost Structures [J].NBER Working paper，2002 （2），No.W8884.

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[5] Rooij，Maarten van，Annamaria Lusardi，and Rob Alessie.Financial Literacy and Stock Market Participation[J].Journal of Financial Economics，2011，101（2）：317-336.

[6] Bernhrim，B.Douglas，and Daniel M.Garrett.The Effects of Financial Education in the Workplace：Evidence from a Survey of Households[J].Journal of Public Economics，2003，87（7-8）：1487-1519.

[7] Guiso，Luigi，and Tullio Jappelli.Financial Literacy and Portfolio Diversification[J].EUI working paper ECO，2008（31）.

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