金融素養(yǎng)對城鎮(zhèn)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的影響

吳玥玥 宋恒

摘 要：中國的財(cái)富差距已經(jīng)大于收入差距，而合理的金融資產(chǎn)配置是縮小財(cái)富差距的重要工具。但是目前中國家庭在金融市場上的參與度較低，急需探究影響參與度低的因素。文章選用2013年和2015年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)構(gòu)建面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用固定效應(yīng)模型實(shí)證研究金融素養(yǎng)對城鎮(zhèn)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與的影響。研究發(fā)現(xiàn)：家庭有較好的金融素養(yǎng)顯著促進(jìn)了家庭對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資，而一般金融素養(yǎng)和好金融素養(yǎng)對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與的促進(jìn)作用不顯著。

關(guān)鍵詞：金融素養(yǎng);風(fēng)險(xiǎn)市場參與;資產(chǎn)選擇

中圖分類號：F832;F126.2 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1005-6432（2022）11-0058-04

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2022.11.058

1 引言

中國的財(cái)富差距在逐漸擴(kuò)大。根據(jù)中國人民銀行發(fā)布的《2019年中國城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)負(fù)債情況調(diào)查》顯示，居民家庭資產(chǎn)的集中度較高，財(cái)富更多地集中在少數(shù)家庭。

最低20%家庭所擁有的資產(chǎn)僅占全部樣本家庭資產(chǎn)的2.6%，而總資產(chǎn)最高20%家庭的總資產(chǎn)占比為63.0%，其中最高10%家庭的總資產(chǎn)占比為47.5%。這種明顯的居民財(cái)富分布不均的狀況引起了學(xué)術(shù)界的討論，越來越多的學(xué)者關(guān)注到了財(cái)富差距的來源。

Campbell等（2006）就提出在金融市場上的資產(chǎn)配置會給高財(cái)富家庭帶來更多的收益，使得財(cái)富進(jìn)一步增加，從而加劇了財(cái)富差距。因此家庭在金融市場上投資決策的影響成為學(xué)者關(guān)注的重點(diǎn)。

但是中國家庭在金融市場上的參與明顯不足。

從國際看，Badarinza等（2019）整理了發(fā)達(dá)國家和中國資產(chǎn)配置狀況的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)表明，類似于英美等發(fā)達(dá)國家，他們的居民家庭在金融資產(chǎn)的參與率接近100%，而中國家庭在金融資產(chǎn)的參與率僅為60%左右。

從國內(nèi)看，根據(jù)2015年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，對比城鄉(xiāng)家庭的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，城市家庭在正規(guī)風(fēng)險(xiǎn)市場的參與率為26.2%，農(nóng)村家庭的參與率僅為2.4%。

總體來說，中國家庭在金融市場上的參與有限，急需探究影響中國居民金融資產(chǎn)配置的影響因素。

文章將在以往文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，從金融素養(yǎng)的角度進(jìn)一步探索家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資行為，為中國股市上的有限參與和中國家庭金融資產(chǎn)參與程度較低提供不同的解釋。

2 文獻(xiàn)綜述

Markowitz（1952）最先對投資者的資產(chǎn)選擇進(jìn)行了深入的研究，他提出的“均值-方差”理論，奠定了理論基礎(chǔ)。

之后的學(xué)者在該理論的基礎(chǔ)上，深入探討資產(chǎn)選擇的理論模型。但隨著探索的深入，很多研究發(fā)現(xiàn)理論模型不足以解釋每個(gè)投資者在投資選擇上的異質(zhì)性，因此衍生出了國內(nèi)外關(guān)于資產(chǎn)投資的實(shí)證研究。

由此，大量的研究從微觀層面不斷考察決定家庭金融資產(chǎn)配置的因素，主要從人口和家庭層面因素進(jìn)行了解釋，人口層面的特征包括了年齡、性別、健康（Shum和Faig，2006）、教育、健康和勞動收入等因素（Rooij等，2011）。

家庭層面的特征涵蓋了收入風(fēng)險(xiǎn)、住房和家庭財(cái)富水平等因素。Guiso等（1996）研究證實(shí)了有收入風(fēng)險(xiǎn)的家庭會降低風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的占比。房產(chǎn)作為家庭持有比例最大的資產(chǎn)，很可能會擠出家庭在以股票為代表的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資（Guiso和Sodini，2012），但是房產(chǎn)超過一定的數(shù)量之后，又可能存在著資產(chǎn)配置效應(yīng)（吳衛(wèi)星，2014）。另外家庭的財(cái)富水平也會影響到資產(chǎn)配置（Vissing-Jorgensen，2002）。

雖然已有大量文獻(xiàn)研究了家庭金融資產(chǎn)選擇的影響因素，但是現(xiàn)有的以傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)的研究，還不足以解釋家庭資產(chǎn)配置不足的現(xiàn)象（甘犁等，2013），于是研究者將行為金融學(xué)的模型運(yùn)用到居民家庭資產(chǎn)投資行為的分析，包括家庭的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、社會資本、參與慣性等因素。

Guiso和Paiella（2008）發(fā)現(xiàn)家庭風(fēng)險(xiǎn)的厭惡程度與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資呈現(xiàn)出了負(fù)相關(guān)的關(guān)系。

李濤（2007）認(rèn)為投資者存在著一定的參與慣性，會影響到他們在風(fēng)險(xiǎn)市場的參與行為。除此以外，一個(gè)重要的因素被許多學(xué)者忽略，這就是金融素養(yǎng)。

隨著金融市場迅猛的發(fā)展，金融市場上的信息層出不窮，這要求家庭在龐大的信息中梳理所需要的部分并作出正確的決策，而金融素養(yǎng)決定了家庭是否能作出合理的資產(chǎn)配置決策。

很多研究（吳衛(wèi)星等，2018）結(jié)果表明，居民家庭的金融素養(yǎng)水平普遍較低。而且現(xiàn)在已有研究顯示，金融素養(yǎng)間接或者直接地影響了居民家庭在金融市場上的投資行為。

金融素養(yǎng)的缺乏會導(dǎo)致投資者的過度自信（Fischhoff等，1997），而過度自信使得投資者進(jìn)入金融市場并且投資更多的金融資產(chǎn)（吳衛(wèi)星等，2006）。這意味著金融素養(yǎng)可能會抑制風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資。

但是金融素養(yǎng)與風(fēng)險(xiǎn)偏好存在著正相關(guān)的關(guān)系（Dohmen，2010），風(fēng)險(xiǎn)偏好的家庭在金融市場上的投資越多（Gusio和Paiella，2008），因此金融素養(yǎng)也可能存在著刺激效應(yīng)。但究竟是金融素養(yǎng)對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響是促進(jìn)還是抑制，需要更多的實(shí)證說明。

尹志超等（2014）研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)的增加促進(jìn)了家庭參與金融市場。吳衛(wèi)星等（2018）在此基礎(chǔ)上實(shí)證發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)水平與家庭資產(chǎn)配置的有效性正相關(guān)。

曾志耕等（2015）認(rèn)為金融素養(yǎng)顯著促進(jìn)居民家庭投資組合的多樣性。因此，將在這些研究的基礎(chǔ)上，用兩期數(shù)據(jù)構(gòu)建面板數(shù)據(jù)，對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和金融素養(yǎng)提出不同的定義，構(gòu)建固定效應(yīng)模型緩解一定的內(nèi)生性后，研究金融素養(yǎng)對家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的影響。

3 數(shù)據(jù)選擇和變量選取

3.1 數(shù)據(jù)選擇

選擇2013年、2015年兩期數(shù)據(jù)，作為研究金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)參與的面板數(shù)據(jù)。在數(shù)據(jù)庫中，城鄉(xiāng)家庭在金融資產(chǎn)參與存在明顯的差異，由于只有少部分的農(nóng)村家庭參與了金融市場，按照周廣肅等（2018）的做法，只選擇城鎮(zhèn)戶籍的家庭為樣本。之后按資產(chǎn)、收入的上下1%進(jìn)行了極端值處理后，得到截面數(shù)據(jù)層面上21773個(gè)城鎮(zhèn)家庭有效樣本。

3.2 變量選取

為了研究金融素養(yǎng)對家庭資產(chǎn)選擇的影響，本文選取了家庭的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與的虛擬變量作為被解釋變量。

本文對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)進(jìn)行定義。周廣肅等（2018）將風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)分為了狹義（股票）和廣義（股票和基金），按照他的定義，也將金融資產(chǎn)參與分為了狹義和廣義。

狹義金融參與指城鎮(zhèn)家庭是否有股票，有股票取值為1，反之取值為0。廣義金融參與指是否有股票和基金資產(chǎn)，有則取值為1，反之取值為0。

接著，對金融素養(yǎng)進(jìn)行定義。本文參照尹志超等（2014）的做法，對金融素養(yǎng)的構(gòu)建選用問卷中戶主正確回答問題的個(gè)數(shù)作為衡量金融素養(yǎng)的定序變量，當(dāng)金融素養(yǎng)變量取值越高，家庭就有越高的金融素養(yǎng)。

問卷中一共有三個(gè)關(guān)于衡量金融素養(yǎng)的問題，認(rèn)為3、4題都回答正確代表戶主的金融素養(yǎng)好，正確回答2題表示戶主金融素養(yǎng)較好，僅回答對1個(gè)題目的戶主的金融素養(yǎng)一般，4題均錯(cuò)的戶主的金融素養(yǎng)差。

參照已有文獻(xiàn)，本文選擇的控制變量有以下三個(gè)方面。

第一，戶主的特征，包括：戶主的年齡、年齡的平方/100、性別、黨員身份、受教育年限、婚姻狀況、健康狀況、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度（尹志超等，2014）。

第二，家庭特征，包括：家庭規(guī)模、家庭人均資產(chǎn)的對數(shù)、年輕撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比（李濤，2007）。

第三，地區(qū)特征，包括：家庭是否為農(nóng)村居民和位于東、中、西部哪個(gè)地區(qū)兩個(gè)變量（吳衛(wèi)星等，2018）。

為了控制家庭投資的時(shí)間趨勢，把時(shí)間虛擬變量也放入了回歸模型中（周廣肅等，2018）。表1是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

4 實(shí)證研究

為了研究金融素養(yǎng)對城鎮(zhèn)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的影響，構(gòu)建了面板數(shù)據(jù)，用固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證研究，得到的回歸結(jié)果如表2所示。

表2是金融素養(yǎng)對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資回歸的實(shí)證結(jié)果。結(jié)果表明，家庭擁有較好的金融素養(yǎng)在5%的顯著性水平上顯著地促進(jìn)了城鎮(zhèn)家庭在股票市場上的參與。

當(dāng)把風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的定義擴(kuò)展到股票市場和基金市場時(shí)，家庭擁有較好的金融素養(yǎng)在1%的顯著性水平上顯著地促進(jìn)了廣義的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與，顯著性進(jìn)一步提高。但是家庭有一般的金融素養(yǎng)和最高的金融素養(yǎng)時(shí)，對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與的促進(jìn)作用并不明顯。

筆者認(rèn)為，金融素養(yǎng)一般的家庭，對金融市場的了解不夠，因此難以形成刺激作用讓家庭投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn);金融素養(yǎng)好的城鎮(zhèn)家庭風(fēng)險(xiǎn)市場的參與度已經(jīng)很高，對市場的判斷不僅依靠金融素養(yǎng)，也憑借自身的經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行決策。因此，金融素養(yǎng)好和一般都不會促進(jìn)家庭對股票或者債券進(jìn)行投資。

接著對控制變量進(jìn)行分析。戶主為女性顯著促進(jìn)了家庭對風(fēng)險(xiǎn)市場的參與。戶主健康程度一般，對家庭金融投資的抑制作用越明顯。在風(fēng)險(xiǎn)市場上的參與隨戶主的年齡先增大后減小。

家庭的收入和資產(chǎn)提升，風(fēng)險(xiǎn)市場上的投資也會增加。而偏好風(fēng)險(xiǎn)的家庭在風(fēng)險(xiǎn)市場上的投資越多，厭惡風(fēng)險(xiǎn)的家庭的投資越少。位于西部的家庭對于在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上的投資較少，而東部家庭在風(fēng)險(xiǎn)上的投資較多。其余的控制變量均不顯著。這與其他文獻(xiàn)的回歸結(jié)果類似。

5 結(jié)論

本文的實(shí)證回歸結(jié)果表明：較好的金融素養(yǎng)是促進(jìn)城鎮(zhèn)家庭在風(fēng)險(xiǎn)市場上投資的重要因素，而一般的金融素養(yǎng)和好的金融素養(yǎng)對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資的提高作用并不明顯。

這很可能是因?yàn)閼糁鹘鹑谒仞B(yǎng)一般還沒有對金融市場有良好的認(rèn)知，因此沒有把握進(jìn)入風(fēng)險(xiǎn)市場。而戶主金融素養(yǎng)高的家庭，已經(jīng)有了投資的經(jīng)驗(yàn)，更多的是依靠自身的經(jīng)驗(yàn)判斷來進(jìn)行投資決策。

但是對于城鎮(zhèn)家庭來說，還沒有形成一定的金融素養(yǎng)。根據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)來看，只有10%～15%的家庭的金融素養(yǎng)在較好及以上的水平，絕大數(shù)的家庭對金融市場的了解程度依舊較低。

因此，在發(fā)展金融市場的同時(shí)，政府需要注意金融知識的普及程度，加大對全國家庭金融知識的普惠教育，進(jìn)而提高中國家庭在金融市場的參與度，縮小全國財(cái)富差距。

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[基金項(xiàng)目]本文系屬寧夏回族自治區(qū)大學(xué)生創(chuàng)新訓(xùn)練計(jì)劃項(xiàng)目“金融素養(yǎng)對家庭金融投資選擇的影響”（項(xiàng)目編號：2020-XJ-JJ-016）研究成果。

[作者簡介]吳玥玥（1996—），女，漢族，安徽合肥人，北方民族大學(xué)研究生在讀，研究方向：家庭金融;宋恒（1997—），男，漢族，江蘇鹽城人，北方民族大學(xué)研究生在讀，研究方向：國際投資與跨國經(jīng)營。