[摘要]文章基于中國家庭金融數據調查（CHFS）2015年的數據，研究金融知識、投資能力對我國家庭金融市場的參與及資產配置情況的影響。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地傾向于風險資產的配置。在家庭逐步參與金融市場的過程中，隨著投資能力的增強，家庭會更多地選擇持有風險資產，并且在股票市場上盈利的可能性也會提高。

[關鍵詞]金融知識；投資能力；金融市場；資產配置；probit tobit

[DOI]1013939/jcnkizgsc201901013

1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115%的家庭參與金融市場，僅有88%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。家庭的決策分為兩部分，第一部分為參與決策，第二部分為配置決策。目前，這兩種決策的影響因素成為國內外學者研究的重點，文章將基于中國家庭金融調查數據進行研究。

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]POTERBA SAMWICK（2003）提出隨著年齡的增長，居民更有可能選擇參與股票市場，男性參與者多于女性，同時居民對風險的厭惡程度及社區之間的互動也會影響參與決策的制定。[3]李濤（2006）提出社區內的交流會推動居民參與股票市場。[4]

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等（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。[5]AGNEW和SZYKMAN（2005）將金融知識進行分類，認為金融知識分為主觀與客觀兩類。[6]ROOJJ 等（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。[7]BERNHEIM和GARRETT（2003）指出金融知識對做出正確的金融決策具有正向影響。[8]DOHMEN等（2010）研究發現金融知識可以幫助個體更好的了解金融產品的收益、風險等特征，減少個體做出決策所需的成本。[9]GUISO和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，受訪者會不同程度地高估或低估自身的金融知識。[10]

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。[11]同時，FISCHHOFF等（1977）提出金融知識的缺乏使得投資者過于自信，高估自己的金融知識水平及所掌握消息的準確程度。[12]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。[13]進一步，家庭參與金融市場后，隨著交易次數的增多，投資能力也會逐步提高。譚松濤等（2012）提出隨著交易次數的增多，投資者會逐漸積累投資經驗，進而會減少在投資過程中的不理性行為，進而提高自己的收益。[14]那么，投資過程中投資能力的增長對家庭金融資產的具體配置情況產生何種影響？目前對此研究的文獻并不多。

研究金融知識、投資能力對家庭金融市場的參與、家庭資產配置之間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。文章將在已有數據的基礎上對此進行研究。

2模型與變量

21模型設定

文章運用參考尹志超等（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，然后在分析金融知識對風險資產在金融資產中的占比的影響時采用tobit模型。[15]probit模型為：

Y=1（αFinancial_Literacy+Xβ+u>0）

其中， u～N（0，σ2）

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。

由于風險資產占比這一數據為截斷數據，因此進一步采用Tobit模型：

y*=αFinancial_Literacy+Xβ+u，Y=max（0，y*）

其中，Y表示風險資產占總資產的比重；y*表示風險資產在（0，1）之間的觀測值；Financial_Literacy與X同前。

22數據與變量

文章研究所采用的數據來自西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心2015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，這為文章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。下面分別就文章構建的指標以及相關變量進行分類說明。

221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。如表1所示，我們發現我國當前居民金融知識水平與美國相比對金融知識較為匱乏，對金融市場的認識較少。

參考以往文獻，金融知識指標有兩種構建方法。根據AGNEW和SYZKMAN（2005）的做法，采取加總得分的方法，每個問題記一分，答對一題得一分，答錯不扣分，根據總得分來衡量金融知識水平，但這樣的方法可能存在雖然得分較高，但對某一類金融問題基本不了解的情況，對被采訪人的金融知識衡量不客觀。另一種是ROOIJ等（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。

參考ROOIJ等（2011）的做法。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2給出了因子分析KMO檢驗結果及各因子載荷，根據檢驗結果，文章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，其描述性統計見表3。但金融知識所存在的內生性問題不容忽視，應該對此進行處理。

一方面，金融知識也受到受訪者投資行為的影響，部分投資者可能并不是在具有一定的金融知識的前提下選擇進入金融市場，而是通過已發生的交易積累金融知識。另一方面，金融知識也會被其他因素影響，例如受訪者居住地的經濟、政治及人文狀況等，這些都是無法觀測的。這一內生性問題的存在，不可避免地對估計結果的準確程度產生影響，可能會造成估計結果出現偏差。因此，必須對內生性進行處理。參考尹志超等（2014）的做法，要處理內生性變量就要通過工具變量進行處理，這里選取受訪者父母的最高受教育水平作為工具變量。因為家庭是每個人開始學習的地方，人們從家庭的教育開始逐步培養自己的能力，從而父母的最高受教育水平會對被采訪人的金融知識水平產生正向影響。同時受訪者父母的受教育水平與受訪者是否參與金融市場并無關系，因此工具變量的選取是可行的，并在后文會進行檢驗。

222投資能力指標

FENG和SEASHOLES（2005）采用家庭股票市場投資年限來衡量投資經驗。[16]表4給出金融知識、投資經驗對股票投資盈利的影響。首先將股票盈利定義為1，股票虧損或無變動定義為0。根據列（1）可以看出，金融知識（因子分析）與金融知識（評分加總）對股票盈利的影響均不顯著。列（2）在列（1）的基礎上增加了股票投資時間這一變量，結果表明股票投資時間對股票盈利的邊際效應為0010，在1%的水平上顯著，表明兩者之間的關系為正向相關的。可以得出，投資經驗越豐富，在面對股票未來風險及收益越能給出正確的判斷，即投資經驗越豐富，投資能力越強。所以，采取投資經驗這一指標來衡量投資能力。

223被解釋變量及其他控制變量

文章選取了以下5個被解釋變量：金融市場參與、股票市場參與、風險資產占比、股票資產占比及股票盈利情況。

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；風險資產占比及股票資產占比分別表示風險資產在家庭持有的金融資產中所占比重、股票資產在家庭持有的金融資產中所占比重；股票盈虧定義為若盈利記為1，若虧損或沒有變動記為0。

文章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。表5為樣本的描述性統計。

根據表5的數據，我國有125%的家庭參與了金融市場，有46%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685%，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46%和22%，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1074，最大值與最小值差距為3362，說明目前我國家庭金融知識差異明顯。教育年限的均值為9432，說明樣本的受教育水平較低。

3估計結果

31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。表6為probit模型的分析結果，其中列（1）～（4）采用金融知識（因子分析）指標，列（5）～（8）采用金融知識（評分加總）指標。

在表6中，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，根據列（1）看出金融知識（因子分析）及金融市場參與的邊際效應為0042。此外，文章在估計中加入了一些變量來對地區經濟發展狀況及地區金融發展狀況進行衡量，如人均GDP、每萬人證券營業部數量等。以列（1）為例，每萬人證券營業部數量及人均GDP的邊際效應分別為0029、0027，地區經濟水平及金融發展的情況會對家庭參與金融市場產生顯著的正向影響。同時，受教育年限的邊際效應為0010，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。擁有住房的邊際效應為-0036，這說明自有住房對金融資產投資產生擠出效應。同時，戶主年齡的邊際效應為0009，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0032與-0028，這說明對風險的態度會顯著影響家庭的選擇。同時，居住地區為農村也會對金融市場參與呈現負面的影響。

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，列（2）～（6）為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，列（2）～（6）的底部為結果，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1638。因而工具變量的選取是可行的。根據列（2）～（6）看出金融知識（因子分析）、金融知識（評分加總）的邊際效應分別為0151、0231，并在1%的水平上顯著，與前述估計結果保持一致。

列（3）、列（7）可以看出金融知識（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0028、0016，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，并且列（4）、列（8）的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0093、0157，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。

32金融知識、投資能力對家庭資產配置的影響

家庭通過在金融市場中參與交易，不斷積累經驗，提高自身的投資能力。那么隨著投資能力的提高，家庭資產配置會發生什么樣的變化？下面將對此進行分析研究。

表7為金融知識、投資能力對資產配置的影響的估計結果。根據列（1）、列（5），金融知識（因子分析）、金融知識（評分加總）對風險資產占比的邊際效應依次為0133、0097，均在1%的水平上顯著。由于金融知識存在內生性，采用二階段估計來避免估計結果偏離真實情況，列（2）為二階段估計的結果。結果表明金融知識存在內生性，但列（1）估計結果是可靠的。列（2）中股票投資時間對風險資產配置邊際效應為0009，金融知識對風險資產配置邊際效應為0080，均在1%的水平上顯著，這表明在其他條件不變的情況下，投資能力與金融知識對更多的配置風險資產具有正向影響。列（5）～列（9）也驗證了相同的結論。

4穩健性檢驗

最后對上文所得出的結果進行穩健性檢驗，我們采取是否有家庭成員在金融行業作為衡量家庭金融知識的指標。表8為穩健性檢驗結果，有家庭成員在金融行業對金融市場參與的邊際效應為0041，在1%水平上顯著。同時，有家庭成員在金融行業對風險資產占比及股票盈利的邊際效應依次為0136、0043，均在1%的水平上顯著，這表明有家庭成員在金融行業即金融知識對風險資產占比及股票盈利具有顯著的正向作用。穩健性檢驗的結果表明文章的估計具有穩健性。

5結論及政策建議

基于CHFS數據，文章對金融知識、投資能力對家庭金融市場參與及資產配置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。

文章研究發現，金融知識的增長與家庭金融市場參與呈正向關系，加大家庭所持有的風險資產在所持有的金融資產中的比重。地區經濟及金融的發展狀況、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。

文章在研究金融知識的作用這一基礎上，運用投資年限衡量投資能力，發現投資能力的增長會推動家庭參與金融市場，并且增加在風險資產上的配置。同時，隨著參與股票市場進行交易的時間增長，獲得股票盈利的可能性也隨之提高。

文章研究結果表明，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等（2005）提出家庭不參與金融市場會導致較大的福利缺失。[17]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。

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[作者簡介]胡堯（1984—），男，漢族，四川遂寧人，中級分析師，中級統計師，碩士學位，研究方向：國民經濟及金融問題。