【金融素養(yǎng)與家庭金融資產(chǎn)配置的實(shí)證探究（論文）25000字】

金融素養(yǎng)與家庭金融資產(chǎn)配置的實(shí)證研究中文摘要摘要：金融市場(chǎng)環(huán)境愈發(fā)多變，針對(duì)受到廣泛關(guān)注的家庭金融行為問題，本文數(shù)據(jù)來源于2013、2015和2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查，合并整理出44707個(gè)家庭作為樣本，實(shí)證分析了金融素養(yǎng)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與以及家庭金融資產(chǎn)配置的影響。使用logit模型和tobit模型研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)的提高能夠有效促進(jìn)家庭參與金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)，并增加股票、風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)的比例和金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比例。另外，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度作為中介的效應(yīng)存在。經(jīng)過驗(yàn)證，金融素養(yǎng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好有著顯著的正向影響，而風(fēng)險(xiǎn)偏好又對(duì)家庭的金融資產(chǎn)配置有著顯著正向影響；而金融素養(yǎng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡有著顯著的負(fù)向影響，而風(fēng)險(xiǎn)厭惡對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置有著顯著負(fù)向影響。因此，金融素養(yǎng)的提高能夠通過提高家庭的風(fēng)險(xiǎn)偏好、抑制家庭的風(fēng)險(xiǎn)厭惡這一傳導(dǎo)機(jī)制，促進(jìn)家庭參與金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)，并更加傾向于增加股票以及風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置比例。本文的創(chuàng)新點(diǎn)是進(jìn)行了傳導(dǎo)機(jī)制的分析，得出金融素養(yǎng)通過改變風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度從而提高家庭參與金融市場(chǎng)以及進(jìn)行金融資產(chǎn)配置的可能性的結(jié)論。關(guān)鍵詞：金融素養(yǎng)；風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度；家庭金融；金融資產(chǎn)配置目錄TOC\o"1-3"\h\u25325中文摘要 ii7679ABSTRACT iii81521引言 7119831.1研究背景 7315761.2研究意義 7175721.3研究?jī)?nèi)容 8190611.4研究方法 921941.5研究思路 9215851.6創(chuàng)新點(diǎn) 1054562文獻(xiàn)綜述 11229772.1現(xiàn)有文獻(xiàn)綜述 11231862.1.1關(guān)于家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素研究 11982.1.2關(guān)于金融素養(yǎng)作用的研究 1277092.1.3關(guān)于金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響研究 12162792.2文獻(xiàn)評(píng)述 14129522.3理論基礎(chǔ) 14156092.3.1有限理性理論 14303632.3.2家庭金融理論 15303593金融素養(yǎng)與家庭金融資產(chǎn)配置的實(shí)證研究 1726653.1模型與變量 1711093.2樣本與數(shù)據(jù) 20256883.3實(shí)證結(jié)果分析 21207763.3.1金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)參與的影響 21167983.3.2金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置比例的影響 2477703.4穩(wěn)健性檢驗(yàn) 28169673.4.1經(jīng)濟(jì)信息關(guān)注度對(duì)金融市場(chǎng)參與的影響 2814443.4.2金融素養(yǎng)對(duì)金融市場(chǎng)參與的影響（剔除金融從業(yè)家庭） 2945904金融素養(yǎng)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與家庭金融資產(chǎn)配置的實(shí)證研究 3229954.1金融素養(yǎng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的影響 32320634.2金融素養(yǎng)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)家庭金融市場(chǎng)資產(chǎn)配置的影響 33243774.3中介效應(yīng)結(jié)果分析 34104495結(jié)論與建議 36295.1結(jié)論 3642545.2建議 37326685.2.1對(duì)政府的建議 38261285.2.2對(duì)家庭居民的建議 3865525.2.3對(duì)金融機(jī)構(gòu)的建議 381733參考文獻(xiàn) 40正文引言研究背景以往的金融相關(guān)研究主要聚焦公司金融與資產(chǎn)定價(jià)這兩個(gè)方向。但是隨著金融市場(chǎng)不斷發(fā)展，金融產(chǎn)品越發(fā)復(fù)雜化和多樣化，居民家庭也逐漸更加有資金有意識(shí)地關(guān)注金融市場(chǎng)、進(jìn)行投資理財(cái)，在家庭金融資產(chǎn)配置中越來越多地投資股票、債券、基金、銀行理財(cái)產(chǎn)品和衍生品等，家庭金融有自己獨(dú)特的研究?jī)r(jià)值。家庭成為了金融市場(chǎng)的重要參與部分，因此家庭作為微觀經(jīng)濟(jì)主體在金融市場(chǎng)上的投資與決策行為引起了學(xué)術(shù)界關(guān)注。Campbell（2006）在美國(guó)金融年會(huì)上第一次提出家庭金融這一概念，家庭金融由此成為了一個(gè)新興金融學(xué)研究領(lǐng)域，探究家庭如何運(yùn)用金融工具以達(dá)成預(yù)期目標(biāo)。金融素養(yǎng)是指家庭成員獲取經(jīng)濟(jì)金融信息，根據(jù)這些信息作出家庭的理財(cái)規(guī)劃，包括償還債務(wù)、規(guī)劃儲(chǔ)蓄以及累計(jì)家庭財(cái)富等的能力。因此，金融素養(yǎng)對(duì)家庭的金融資產(chǎn)配置決策起著至關(guān)重要的作用[1]。當(dāng)今教育水平不斷提高，然而由于教育類型的不同，部分接受過高等教育的居民金融素養(yǎng)仍然存在一定缺失。根據(jù)中國(guó)人民銀行金融消費(fèi)者權(quán)益保護(hù)局發(fā)布的《2019年消費(fèi)者金融素養(yǎng)調(diào)查簡(jiǎn)要報(bào)告》顯示，全國(guó)消費(fèi)者金融素養(yǎng)指數(shù)平均分為64.77，與2017年相比提升了1.66個(gè)百分點(diǎn)，提高并不顯著，與發(fā)達(dá)國(guó)家相比仍存在較大差距[2]。消費(fèi)者在貸款知識(shí)方面、投資知識(shí)方面、保險(xiǎn)知識(shí)方面的平均正確率分別為54.38%、54.77%和53.99%，說明居民對(duì)于金融知識(shí)的掌握不足，有較大的提升空間。我國(guó)家庭資產(chǎn)中房產(chǎn)比重大，金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比重較低，且持有的金融資產(chǎn)種類較為單一。金融素養(yǎng)的具備有助于家庭更加合理地配置金融資產(chǎn)，更好地保證資產(chǎn)的保值和增值。中國(guó)家庭金融市場(chǎng)發(fā)展較為迅速，金融產(chǎn)品愈發(fā)多樣化，家庭參與金融市場(chǎng)也愈發(fā)積極。因此，家庭金融逐漸受到學(xué)術(shù)界和政府的重視。家庭在金融市場(chǎng)的決策主要包括是否參與以及如何資產(chǎn)配置。本文基于中國(guó)家庭金融調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)，分析金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與和金融資產(chǎn)配置有何種影響。研究意義我國(guó)金融市場(chǎng)迅猛發(fā)展，家庭金融資產(chǎn)配置越發(fā)多樣化和復(fù)雜化，家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素值得探究，而家庭金融決策的影響因素較多，金融素養(yǎng)是家庭金融領(lǐng)域研究的核心問題之一，關(guān)乎家庭金融信息搜尋成本和風(fēng)險(xiǎn)承受能力等，研究其對(duì)家庭金融決策產(chǎn)生的影響意義重大。這就需要我們結(jié)合目前的經(jīng)濟(jì)金融形勢(shì)，檢驗(yàn)傳統(tǒng)因素以及金融素養(yǎng)這一變量對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生什么樣的影響。因而本文關(guān)于金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響進(jìn)行研究。首先，對(duì)于家庭金融資產(chǎn)配置的研究有助于促進(jìn)家庭針對(duì)自身情況進(jìn)行合理地資產(chǎn)配置，具備風(fēng)險(xiǎn)承受能力，更加高效地配置資產(chǎn)，使家庭資產(chǎn)保值增值，從而提高家庭福利。使家庭通過提高金融素養(yǎng)增強(qiáng)對(duì)不合規(guī)金融產(chǎn)品的辨別能力，從正規(guī)渠道選擇適合家庭情況的金融產(chǎn)品，根據(jù)自身情況理性地參與金融市場(chǎng)投資。另外能夠提高家庭的風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知與承受能力，避免了面對(duì)損失時(shí)不必要的恐慌，從而維持金融秩序的穩(wěn)定。其次，金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響研究能夠促進(jìn)相關(guān)部門有針對(duì)性地制定相應(yīng)政策，體現(xiàn)開展金融普惠教育從而提高消費(fèi)者金融素養(yǎng)的重要性。家庭是社會(huì)的一個(gè)基本組成部分，是國(guó)家經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的一個(gè)重要部門，家庭資產(chǎn)配置將影響整個(gè)社會(huì)的資源配置，對(duì)國(guó)家經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響。因此政府在制定政策時(shí)，應(yīng)當(dāng)根據(jù)我國(guó)家庭情況，組織金融知識(shí)培訓(xùn)教育等，引導(dǎo)家庭居民學(xué)習(xí)金融知識(shí)、提高金融素養(yǎng)，積極參與金融市場(chǎng)，更加合理地配置家庭資產(chǎn)，從而促進(jìn)金融市場(chǎng)的發(fā)展和實(shí)體經(jīng)濟(jì)的繁榮發(fā)展。再次，金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響研究能夠促進(jìn)金融機(jī)構(gòu)進(jìn)行金融產(chǎn)品創(chuàng)新。家庭是金融產(chǎn)品和服務(wù)的重要消費(fèi)者，對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的研究有助于金融機(jī)構(gòu)對(duì)金融產(chǎn)品進(jìn)行創(chuàng)新，使金融機(jī)構(gòu)更準(zhǔn)確定位家庭的需要，從而根據(jù)中國(guó)家庭居民對(duì)金融產(chǎn)品和服務(wù)的需求，設(shè)計(jì)出更符合家庭投資傾向的金融產(chǎn)品，提升金融服務(wù)水平。由此能夠促進(jìn)家庭參與金融市場(chǎng)投資，推動(dòng)金融市場(chǎng)發(fā)展，并提高金融機(jī)構(gòu)的透明度和效率，從而促進(jìn)整個(gè)金融行業(yè)的發(fā)展。本文基于CHFS數(shù)據(jù)，實(shí)證分析金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響，并對(duì)金融素養(yǎng)通過何種傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響進(jìn)行探究，有助于深入了解我國(guó)家庭金融素養(yǎng)水平和家庭金融資產(chǎn)的配置情況以及金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生了怎樣的影響，為進(jìn)一步的理論研究提供基礎(chǔ)。研究?jī)?nèi)容基于我國(guó)當(dāng)前金融市場(chǎng)的現(xiàn)狀以及居民金融素養(yǎng)的情況提出本文的研究背景和研究意義。闡述本文的研究方法以及研究?jī)?nèi)容，并介紹本文的創(chuàng)新點(diǎn)。對(duì)關(guān)于家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素的研究、金融素養(yǎng)的作用研究以及關(guān)于金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響研究分別進(jìn)行了文獻(xiàn)綜述并進(jìn)行了文獻(xiàn)評(píng)述。對(duì)有限理性理論和家庭金融理論進(jìn)行了分析。進(jìn)行金融素養(yǎng)與家庭金融資產(chǎn)配置的實(shí)證研究。首先對(duì)樣本和數(shù)據(jù)來源進(jìn)行介紹，描述采用的解釋變量、被解釋變量和控制變量，并進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)。隨后對(duì)金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)參與的影響并分析金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置比例的影響。最后進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，分別將解釋變量替換為經(jīng)濟(jì)信息關(guān)注度，把金融從業(yè)家庭剔除，進(jìn)行分析。對(duì)金融素養(yǎng)通過何種途徑影響家庭金融市場(chǎng)參與、家庭股票市場(chǎng)參與以及家庭金融資產(chǎn)的配置進(jìn)行分析，分析風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度這一中介變量的中介作用是否顯著，并分析中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例。根據(jù)實(shí)證結(jié)果，分析得出相應(yīng)的結(jié)論。根據(jù)前文的實(shí)證結(jié)果及結(jié)論，從政府、家庭居民、金融機(jī)構(gòu)三個(gè)方面分別提出有針對(duì)性的建議。研究方法本文基于中國(guó)家庭調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS）2013年、2015年和2017年的面板數(shù)據(jù)，研究金融素養(yǎng)對(duì)我國(guó)居民家庭金融資產(chǎn)配置的影響，采取的主要研究方法如下：（1）文獻(xiàn)研究法。閱讀大量金融素養(yǎng)相關(guān)文獻(xiàn)、家庭金融資產(chǎn)配置相關(guān)文獻(xiàn)，對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行概括與總結(jié)，剖析目前相關(guān)文獻(xiàn)研究的存在的問題并理解相關(guān)模型、指標(biāo)構(gòu)建方法，對(duì)本文研究方向和研究?jī)?nèi)容有了更明確的認(rèn)識(shí)和理解。（2）實(shí)證分析法。本文使用stata軟件對(duì)三年的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行混合logit回歸和混合tobit回歸等，從實(shí)證角度分析金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響，從而根據(jù)實(shí)證結(jié)果得出相應(yīng)結(jié)論并有針對(duì)性地提出政策建議。（3）中介效應(yīng)分析法。本文參考Baron&Kenny（1986）、Judd&Kenny（1981）和溫忠麟等（2004）的研究，采用逐步檢驗(yàn)回歸系數(shù)的方法判定風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度這一中介變量在金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響作用中是否存在中介效應(yīng)。研究思路與研究?jī)?nèi)容一致，本文的研究思路如圖1所示。圖1研究思路創(chuàng)新點(diǎn)本文的創(chuàng)新點(diǎn)有三點(diǎn)。首先，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多基于CHFS單年的橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，而本文使用了2013、2015、2017三年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。其次，本文不僅僅分析金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與和股票市場(chǎng)參與的影響，還對(duì)金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置比例的影響進(jìn)行了深入探究。最后，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多沒有對(duì)金融素養(yǎng)通過何種傳導(dǎo)機(jī)制影響家庭金融資產(chǎn)配置進(jìn)行探究，而本文探究風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度這一變量的中介作用，并研究了風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度這一中介變量所發(fā)揮的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例。文獻(xiàn)綜述現(xiàn)有文獻(xiàn)綜述目前已有不少學(xué)者對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置以及金融素養(yǎng)進(jìn)行了研究，本文總結(jié)家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素研究、金融素養(yǎng)作用的研究和關(guān)于金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響研究者三方面文獻(xiàn)，并進(jìn)行文獻(xiàn)評(píng)述。關(guān)于家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素研究國(guó)內(nèi)外已經(jīng)有不少文獻(xiàn)研究過家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素。Guiso（2000）研究了意大利家庭的金融資產(chǎn)配置，得出家庭面臨的收入風(fēng)險(xiǎn)和金融市場(chǎng)參與的交易成本都會(huì)擠出家庭所持有的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的結(jié)論[3]。Cardak和Wilkins（2009）對(duì)澳大利亞家庭的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，投資者對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的厭惡以及健康狀態(tài)的欠佳會(huì)減少家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比例，而較高的房產(chǎn)價(jià)值和金融素養(yǎng)會(huì)增加家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的持有量[4]。Antoniouetal.（2015）分析了市場(chǎng)不確定性與家庭股市參與率的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)理性的投資者會(huì)在股市波動(dòng)時(shí)減少持有股票。Guiso和Sodini（2013）研究發(fā)現(xiàn)金融知識(shí)水平和風(fēng)險(xiǎn)偏好程度對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資有顯著促進(jìn)作用[5]。尹志超（2015）基于CHFS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)金融知識(shí)和投資經(jīng)驗(yàn)會(huì)促進(jìn)家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資并且提高家庭投資股票獲得盈利的可能性，而擁有房產(chǎn)和從事個(gè)體工商業(yè)會(huì)擠出家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資和股票投資[6]；周弘（2015）的研究發(fā)現(xiàn)接受金融教育對(duì)金融市場(chǎng)參與有促進(jìn)作用[7]；而李濤、郭杰（2009）的研究則得出風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)股市參與沒有顯著影響的結(jié)論[8]；王聰和鞏宿裕（2015）通過對(duì)社會(huì)資本進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)結(jié)合型社會(huì)資本對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與深度有負(fù)向影響[9]。劉降斌、崔敏（2020）基于黑龍江省家庭金融數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)家庭結(jié)構(gòu)特征因素如投資決策者年齡、婚姻狀況、受教育程度以及基礎(chǔ)因素家庭財(cái)富值都對(duì)投資金融資產(chǎn)有顯著的正向影響[10]。尹志超、吳雨和甘犁（2015）運(yùn)用中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，研究了金融可得性對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與及資產(chǎn)選擇的影響，發(fā)現(xiàn)金融可得性的提高會(huì)促進(jìn)家庭更多地參與正規(guī)金融市場(chǎng)，即促進(jìn)居民家庭進(jìn)行股票、債券、基金、理財(cái)產(chǎn)品、衍生品等資產(chǎn)的配置，同時(shí)會(huì)降低家庭在非正規(guī)金融市場(chǎng)的參與即降低家庭參與民間借入市場(chǎng)[11]。盧亞娟、張菁晶（2018）使用中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS）對(duì)我國(guó)不同地區(qū)農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)選擇行為的廣度和深度進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)受教育程度、患病狀況及投資經(jīng)驗(yàn)在農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)持有廣度和持有深度方面均具有顯著重要影響[12]。關(guān)于金融素養(yǎng)作用的研究金融素養(yǎng)在家庭的投資決策的信息搜集、信息分析等多個(gè)環(huán)節(jié)中發(fā)揮著重要的作用，一定的金融素養(yǎng)能夠幫助家庭減少信息收集和處理成本，規(guī)避市場(chǎng)投資風(fēng)險(xiǎn)，更準(zhǔn)確、更快速地作出投資決策。Guiso和Jappelli（2009）研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)能夠促進(jìn)多樣化配置資產(chǎn)[13]。Dohmen等（2010）分析得出結(jié)論，金融素養(yǎng)能夠減少家庭搜集信息花費(fèi)的時(shí)間成本，使得家庭能夠更好地計(jì)算金融產(chǎn)品的風(fēng)險(xiǎn)和收益等問題[14]。Almenberg（2011）分析發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)高的人更有可能參與金融市場(chǎng)和投資股票[15]；Abreu和Mendes（2010）分析證實(shí)金融知識(shí)和處理信息的能力對(duì)投資的資產(chǎn)數(shù)量有顯著影響[16]。高金融知識(shí)也能夠更好了解養(yǎng)老金制度、購(gòu)買養(yǎng)老保險(xiǎn)，并在退休賬戶中支付更低的投資費(fèi)用，以及分散投資養(yǎng)老資產(chǎn)（Linetal，2017）；秦芳、王文春、何金財(cái)（2016）采用2013年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS），實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)金融知識(shí)的增加提高了我國(guó)居民家庭參與商業(yè)保險(xiǎn)的可能性和參與程度[17]。尹志超、宋全云、吳雨、彭嫦燕（2015）運(yùn)用2013年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS）進(jìn)行了實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，金融知識(shí)通過改善家庭借款渠道偏好、提高家庭正規(guī)信貸需求和正規(guī)信貸可得性以及改善家庭的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度來降低金融約束等對(duì)創(chuàng)業(yè)精神的抑制作用，進(jìn)而提高家庭創(chuàng)業(yè)意愿[18]。秦海林等（2018）的研究發(fā)現(xiàn)金融知識(shí)顯著提高了風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)尤其是股票的配置份額[19]。周亭孜（2017）進(jìn)行分析得出金融素養(yǎng)水平的提高有助于提高風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度認(rèn)知水平的結(jié)論[20]。胡振（2017）研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置以及家庭資產(chǎn)積累水平均有顯著正向影響[21]。吳衛(wèi)星、吳錕、王琎（2018）運(yùn)用清華大學(xué)中國(guó)金融研究中心2010年和2011年“中國(guó)消費(fèi)金融現(xiàn)狀及投資者教育調(diào)查”數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)高的居民家庭更可能持有負(fù)債和偏好通過正規(guī)渠道借貸，并且金融素養(yǎng)的提高有助于減少過度負(fù)債[22]。李波、朱太輝（2020）使用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS2014）數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)能夠顯著緩解債務(wù)杠桿率對(duì)家庭金融脆弱性的負(fù)面影響，進(jìn)而降低家庭發(fā)生金融脆弱的概率[23]。Sonetal.（2018）基于韓國(guó)的數(shù)據(jù)分析了金融素養(yǎng)如何作為中介，使得金融教育對(duì)個(gè)人理財(cái)產(chǎn)生影響[24]。然而家庭金融素養(yǎng)較低的現(xiàn)象非常普遍。Rooijetal.（2011）基于荷蘭中央銀行家庭調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，大部分家庭只了解基本的金融知識(shí)，缺乏專業(yè)的金融知識(shí)[25]；2019年，中國(guó)人民銀行開展對(duì)消費(fèi)群體的金融素養(yǎng)調(diào)查，發(fā)現(xiàn)雖然居民金融素養(yǎng)較2017年有所提高，但居民的金融知識(shí)和風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)仍然需要加強(qiáng)。關(guān)于金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響研究而關(guān)于金融素養(yǎng)如何影響家庭金融資產(chǎn)配置，吳衛(wèi)星（2014）基于微觀數(shù)據(jù)，分析得出了風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭投資期限有著重要的影響[26]，Christelis，Jappelli和Padula（2010）指出，金融素養(yǎng)低的人信息成本較高，參與金融市場(chǎng)受到一定阻礙[27]；Jappelli和Padula（2013）構(gòu)建了有關(guān)金融素養(yǎng)、儲(chǔ)蓄和資產(chǎn)配置的模型，發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)投資能夠減少金融參與成本，并增加投資機(jī)會(huì)，從而提高資產(chǎn)的預(yù)期收益率[28]。尹志超、張?zhí)枟潱?017）基于2013年中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)金融知識(shí)對(duì)家庭財(cái)富有顯著的正向影響，且對(duì)低財(cái)富組家庭財(cái)富的促進(jìn)作用更大，普及金融知識(shí)，可以縮小家庭財(cái)富差距[29]。Arrondel（2015）分析了金融素養(yǎng)對(duì)家庭股票市場(chǎng)參與決策的影響，發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)的缺乏使得消費(fèi)者無法準(zhǔn)確判斷投資項(xiàng)目的預(yù)期收益和風(fēng)險(xiǎn)，從而導(dǎo)致投資者很難進(jìn)行投資[30]。Ricci和Caratelli（2015）研究發(fā)現(xiàn)較高的金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富的積累有積極影響[31]。SelimArena（2016）運(yùn)用在伊斯坦布爾調(diào)查問卷數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)如果投資者的金融素養(yǎng)水平較低，他們更傾向于儲(chǔ)蓄和外幣。而當(dāng)金融素養(yǎng)水平提高時(shí)，投資者傾向于創(chuàng)建投資組合或購(gòu)買股票。崔靜雯等（2019）基于CHFS微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)金融知識(shí)可以提升有限關(guān)注進(jìn)而促進(jìn)家庭股票市場(chǎng)和風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與[31`]。吳衛(wèi)星、吳錕、張旭陽（2018）運(yùn)用清華大學(xué)中國(guó)金融研究中心2011年進(jìn)行的“中國(guó)消費(fèi)金融現(xiàn)狀及投資者教育調(diào)查”項(xiàng)目數(shù)據(jù)，通過構(gòu)造夏普比率度量居民家庭資產(chǎn)組合有效性，采用普通最小二乘法、赫克曼兩階段法和工具變量法，研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)水平高的家庭資產(chǎn)組合有效性更高[22]。楊寶華（2020）基于2013年和2015年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS）中的11324戶追蹤受訪家庭數(shù)據(jù)，運(yùn)用多項(xiàng)Logit模型實(shí)證研究金融知識(shí)對(duì)家庭資產(chǎn)配置類型的影響，實(shí)證結(jié)果顯示，提升家庭金融知識(shí)水平有利于家庭金融資產(chǎn)配置從存款主導(dǎo)型向權(quán)益主導(dǎo)型、理財(cái)產(chǎn)品主導(dǎo)型和商業(yè)保險(xiǎn)主導(dǎo)型轉(zhuǎn)變，并降低向借出款主導(dǎo)型轉(zhuǎn)變的概率，其中，金融知識(shí)水平高低對(duì)選擇理財(cái)產(chǎn)品主導(dǎo)型的金融資產(chǎn)配置類型的可能性影響最大[33]。許先普等（2020）研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)通過增強(qiáng)居民風(fēng)險(xiǎn)偏好和拓寬信息渠道等方式促進(jìn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資[34]。周弘、夏鳴和李繼增（2020）采用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查2014年數(shù)據(jù)，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，信息整理能力在金融素養(yǎng)影響家庭研究發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置決策中充當(dāng)了重要的中介[35]。魯斯瑋、羅荷花（2020）利用中國(guó)家庭金融調(diào)查2015年數(shù)據(jù)，研究金融素養(yǎng)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)家庭負(fù)債的影響行為，研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)可以通過改變居民的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度來影響家庭負(fù)債決策、負(fù)債額度和負(fù)債渠道偏好，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度在其中的中介效應(yīng)占總效應(yīng)比重分別為100%、41.45%和12.10%[36]。趙青（2018）基于CHFS抽樣數(shù)據(jù)的結(jié)果表明，客觀金融知識(shí)和主觀金融知識(shí)對(duì)金融行為都具有顯著的正向影響關(guān)系，而且通過風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與之間接的影響關(guān)系也顯著成立結(jié)論[37]。陳曦明、黃偉（2020）借助西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查2015年數(shù)據(jù)探討了金融教育、風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)的影響，發(fā)現(xiàn)金融教育可以促進(jìn)金融市場(chǎng)參與率、提高家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有比例；并且金融教育可以提高家庭金融素養(yǎng)，進(jìn)而促進(jìn)其金融市場(chǎng)參與意愿，金融教育可以通過改善家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好提高參與率，改善風(fēng)險(xiǎn)厭惡的效果更有效[38]。文獻(xiàn)評(píng)述對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行梳理后發(fā)現(xiàn)，國(guó)外家庭金融相關(guān)研究較多，關(guān)于家庭資產(chǎn)組合的微觀數(shù)據(jù)庫(kù)較為完善。而國(guó)內(nèi)關(guān)于家庭金融的研究開始較晚，家庭金融微觀數(shù)據(jù)庫(kù)正在發(fā)展中，理論指導(dǎo)缺乏，實(shí)證分析也受到多方面限制。另外，當(dāng)前家庭金融資產(chǎn)的配置研究的方向集中在傳統(tǒng)因素對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生的影響方面，對(duì)于家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素仍然存在爭(zhēng)議。近年來部分學(xué)者開始聚焦于金融素養(yǎng)這一重要的人力資本對(duì)家庭金融資產(chǎn)的影響研究，研究家庭資產(chǎn)配置決策尤其是股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的研究剛剛起步，同時(shí)研究金融素養(yǎng)與家庭金融關(guān)系的相關(guān)文獻(xiàn)還很少，較少文獻(xiàn)深入分析金融素養(yǎng)和家庭金融資產(chǎn)配置之間的作用機(jī)制和影響效應(yīng)。中國(guó)家庭金融調(diào)查（ChinaHouseholdFinanceSurvey，CHFS）是中國(guó)較為權(quán)威和具有代表性的家庭金融微觀數(shù)據(jù)庫(kù)，自2011年開始調(diào)查，因此，本文梳理金融素養(yǎng)和家庭金融相關(guān)文獻(xiàn)，利用家庭金融領(lǐng)域具有代表性的CHFS數(shù)據(jù)庫(kù)，利用主成分分析法構(gòu)造金融素養(yǎng)指標(biāo)，通過分析金融素養(yǎng)對(duì)金融市場(chǎng)參與和股票市場(chǎng)參與的影響以及金融素養(yǎng)對(duì)股票等資產(chǎn)的配置比例的影響，深入研究中國(guó)家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素和金融素養(yǎng)的重要性，并對(duì)金融素養(yǎng)通過何種機(jī)制影響家庭金融資產(chǎn)配置進(jìn)行分析，具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。理論基礎(chǔ)有限理性理論“有限理性”概念的主要提倡者是諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)得主西蒙。西蒙（1953）認(rèn)為真實(shí)世界中投資者是處于完全理性和完全非理性之間的有限理性，并不是“理性人”“經(jīng)濟(jì)人”，而是與之相對(duì)的“社會(huì)人”[39]。投資者沒有像默認(rèn)的那樣掌握所有信息懂得所有知識(shí)，他們收到人體生理上的局限進(jìn)而產(chǎn)生有限認(rèn)知、動(dòng)機(jī)約束和彼此間互相作用的約束，投資者在進(jìn)行投資決策前沒有掌握所有的計(jì)劃，也不能合理預(yù)期每種計(jì)劃的最終結(jié)果，更不可能形成一個(gè)明確的可度量的個(gè)人效用函數(shù)，進(jìn)而無法實(shí)現(xiàn)運(yùn)用效應(yīng)函數(shù)求得效應(yīng)最大化的投資組合這一理論途徑，因而他主張用“滿意”代替最佳。西蒙的有限理性理論“經(jīng)濟(jì)人”理性是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)的基石，這是大家所公認(rèn)的傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)理論的原則之一。后來的行為經(jīng)濟(jì)學(xué)從心理學(xué)角度更系統(tǒng)和有力地批判了經(jīng)濟(jì)人理性原則，但它也是建立在西蒙的“有限理性說”基礎(chǔ)之上的。西蒙認(rèn)為決策者并非是古典決策理論所倡導(dǎo)的那種具備“完全理性”的“經(jīng)濟(jì)人”，而只是受到生理、動(dòng)機(jī)、能力限制的有限理性的“行政人”，而正是這種“有限理性”的約制使決策者在實(shí)際決策中無法滿足最優(yōu)決策所需的苛刻條件而使最優(yōu)決策無法實(shí)現(xiàn)，進(jìn)而揭示了最優(yōu)決策的非現(xiàn)實(shí)性。現(xiàn)實(shí)生活中人們并非完全理性，在認(rèn)知過程中會(huì)存在各種偏差，人們獲得的資訊、知識(shí)與能力以及所能考慮的方案都是有限的，從而不一定能做出效用最大化的決策，因而家庭在進(jìn)行資產(chǎn)配置的過程中考慮的因素同樣非常復(fù)雜，而基于金融素養(yǎng)等其他因素，在認(rèn)知過程中可能存在偏差，做出的家庭資產(chǎn)配置決策不一定是效用最大化的。家庭金融理論家庭金融是金融學(xué)研究的一個(gè)新興重要領(lǐng)域，研究家庭如何通過金融市場(chǎng)進(jìn)行資源跨期優(yōu)化配置，以期達(dá)到最佳的收益。以往的研究更多關(guān)注企業(yè)所面對(duì)的金融問題，盡管家庭金融的相關(guān)理論在資產(chǎn)定價(jià)的范疇內(nèi)已有一定的基礎(chǔ)，但過去二十多年來對(duì)家庭金融行為的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)了許多經(jīng)典教科書模型所不能解釋的現(xiàn)象，如始于Markowitz（1952）經(jīng)典投資組合理論認(rèn)為分散投資可以降低風(fēng)險(xiǎn)的直覺從形式上表示為通過組合投資可以消除單個(gè)證券個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)對(duì)組合方差的貢獻(xiàn)。然而很多家庭并沒有參與股票市場(chǎng)投資，并未分散投資以降低風(fēng)險(xiǎn)。家庭金融重點(diǎn)關(guān)注家庭實(shí)際的資產(chǎn)配置和負(fù)債行為[40]。家庭實(shí)際行為是家庭在面臨既有約束下對(duì)自身偏好的一種表達(dá)?；谝欢ㄆ眉僭O(shè)下所得到的家庭自身福利模型的最優(yōu)解所提供的預(yù)測(cè)與現(xiàn)實(shí)家庭行為相偏離的原因既可能是模型對(duì)于家庭偏好的假設(shè)與現(xiàn)實(shí)不一致，也可能是家庭由于金融素養(yǎng)缺乏等其他原因做出了錯(cuò)誤的選擇。家庭金融研究的意義主要涵蓋三個(gè)方面：首先，通過對(duì)家庭行為的研究，揭示哪些因素（年齡、受教育程度等社會(huì)人口學(xué)特征、勞動(dòng)收入、房產(chǎn)投資等背景風(fēng)險(xiǎn)及社會(huì)互動(dòng)、信任及文化等社會(huì)因素）影響了家庭的資產(chǎn)配置和負(fù)債決策，從而有助于幫助、教育投資者更好地進(jìn)行投資規(guī)劃，提高家庭經(jīng)濟(jì)福利。其次，家庭金融的研究發(fā)現(xiàn)有助于相關(guān)決策部門更好地制定舉措，比如是否應(yīng)該讓家庭自主進(jìn)行退休金賬戶資產(chǎn)配置，如何要求金融機(jī)構(gòu)對(duì)其提供的金融產(chǎn)品進(jìn)行適當(dāng)?shù)男畔⑴?，產(chǎn)品的設(shè)計(jì)在哪些方面如何改進(jìn)才能更好地服務(wù)于投資者的利益等。最后，家庭金融的研究有助于拓寬資產(chǎn)定價(jià)的研究視野并提高資產(chǎn)定價(jià)模型的解釋能力。家庭金融理論以家庭為分析單元，以金融基礎(chǔ)理論為指導(dǎo)，主要研究?jī)?nèi)容是家庭存貸款、投資等理財(cái)行為，研究一定時(shí)期內(nèi)、一定收入水平的家庭理財(cái)動(dòng)機(jī)、行為、結(jié)構(gòu)及其影響因素，以此引導(dǎo)家庭科學(xué)理財(cái)，提高家庭福利，并促進(jìn)金融市場(chǎng)發(fā)展和社會(huì)穩(wěn)定。林國(guó)治，唐國(guó)云（1997）認(rèn)為家庭資產(chǎn)組合的優(yōu)化程度對(duì)家庭的財(cái)產(chǎn)性收入和財(cái)富積累有重要影響。傳統(tǒng)金融理論對(duì)家庭投資組合的規(guī)范性研究給出的建議是同質(zhì)化的，但現(xiàn)實(shí)是不同家庭的投資組合存在明顯的異質(zhì)性[41]。傳統(tǒng)的金融理論基本假設(shè)之一是家庭決策者是理性人，都應(yīng)參與金融市場(chǎng)持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)并且持有相同投資組合，然而現(xiàn)實(shí)是有部分家庭并不會(huì)參與金融市場(chǎng)，家庭投資組合也不盡相同。家庭金融資產(chǎn)配置首先需要了解不同金融資產(chǎn)類別，投資理財(cái)產(chǎn)品主要有現(xiàn)金存款、債券、基金、股票、商業(yè)保險(xiǎn)、理財(cái)產(chǎn)品、實(shí)物資產(chǎn)如黃金等?，F(xiàn)金存款較為傳統(tǒng)、參與程度較高，在我國(guó)家庭金融資產(chǎn)配置中所占比例極高，它的優(yōu)點(diǎn)在于安全性高，操作方便，收益穩(wěn)定，適用性廣，但由于風(fēng)險(xiǎn)太低收益有限。債券包括政府債券、金融債券、企業(yè)債券，風(fēng)險(xiǎn)由低到高，債券的風(fēng)險(xiǎn)略高于現(xiàn)金存款，收益也更高；股票是股份公司發(fā)行的為籌集社會(huì)資金而發(fā)放給各個(gè)股東的持股憑證，憑借該憑證能夠獲得一定的股息和分紅。股票是一種有價(jià)證券，股東根據(jù)自己持有該公司股票份額的大小獲得一定的權(quán)利。在金融產(chǎn)品中，股票的風(fēng)險(xiǎn)屬于最高的投資工具之一，由于其高風(fēng)險(xiǎn)的特性，與此同時(shí)也會(huì)帶來較高的收益和回報(bào)。投資股票需要掌握一定的金融市場(chǎng)知識(shí)以及信息，幫助家庭盡量地規(guī)避可以規(guī)避的風(fēng)險(xiǎn)。因此，股票適合風(fēng)險(xiǎn)偏好型、掌握一定的專業(yè)技能，具有一定金融素養(yǎng)并且具有較高的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力的家庭進(jìn)行資產(chǎn)配置組合的選擇。基金是將眾多的社會(huì)閑散資金募集起來，使得資金形成一定的規(guī)模，然后將該資金交由一些專門機(jī)構(gòu)，通過專業(yè)人員的操作進(jìn)行投資，最后獲取的收益按照資金的比例進(jìn)行分享。基金的風(fēng)險(xiǎn)也相對(duì)較小，因?yàn)榛鹨话阌袑＜疫M(jìn)行管理，管理者具備一定的專業(yè)素質(zhì)，能夠有效投資還可以分散風(fēng)險(xiǎn)，其收益也是比較可觀的。理財(cái)產(chǎn)品主要指的是銀行理財(cái)產(chǎn)品，收益較高且較為穩(wěn)定，但需要投資者具備一定金融知識(shí)在種類繁多的產(chǎn)品中進(jìn)行選擇，同時(shí)能讀懂相關(guān)條例并運(yùn)用金融技能實(shí)現(xiàn)最大收益。金融素養(yǎng)與家庭金融資產(chǎn)配置的實(shí)證研究模型與變量本文主要采用面板logit模型和面板tobit模型。本文使用logit模型研究金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與和家庭股票市場(chǎng)參與的影響：（1）其中，u服從標(biāo)準(zhǔn)logistic分布。Y等于1表示家庭參與金融市場(chǎng)，等于0表示沒有參與；Financial_Literacy表示金融素養(yǎng)指標(biāo)；X是控制變量，包括家庭特征變量、戶主特征變量和地區(qū)特征變量。本文使用tobit模型研究金融素養(yǎng)對(duì)家庭細(xì)分金融資產(chǎn)配置比例的影響：（2）其中，Y表示家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重，y*表示風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重在（0，1）之間的觀測(cè)值。Financial_Literacy表示金融素養(yǎng)指標(biāo)；X是控制變量，包括家庭特征變量、戶主特征變量和地區(qū)特征變量。經(jīng)過豪斯曼檢驗(yàn)，選擇混合logit模型和混合tobit模型進(jìn)行分析。本文解釋變量、被解釋變量、控制變量的選取如下。（1）解釋變量中國(guó)家庭金融調(diào)查問卷包含了利率的計(jì)算、通貨膨脹概念的理解、投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知三個(gè)問題，通過這三個(gè)問題的回答情況可以衡量受訪者的金融素養(yǎng)水平。對(duì)這三個(gè)衡量金融素養(yǎng)水平的問題進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，如表1，發(fā)現(xiàn)每個(gè)問題回答的正確率都不足25%，說明我國(guó)居民家庭金融水平較低。參考國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)，主要采取以下兩種方法衡量金融素養(yǎng)。首先，采用主成分分析的方法構(gòu)建金融素養(yǎng)指標(biāo)。將回答錯(cuò)誤與回答不知道或算不出來視為兩種不同的情況，由此針對(duì)利率的計(jì)算、通貨膨脹概念的理解、投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知這三個(gè)問題分別構(gòu)建了兩個(gè)啞變量。第一個(gè)啞變量表示問題是否正確回答，第二個(gè)啞變量表示問題是否直接回答，回答算不出來或不知道即間接回答。對(duì)六個(gè)變量進(jìn)行主成分分析，KMO檢驗(yàn)結(jié)果為0.676，適合做主成分分析。表2是六個(gè)變量提取出的六個(gè)成分的初始特征值和提取因素所解釋的平方和，根據(jù)提取因素累積所解釋的平方和，第一個(gè)成分所解釋的方差已經(jīng)達(dá)到40.139%，因此提取出第一個(gè)成分作為因子，根據(jù)表3中每一個(gè)變量對(duì)應(yīng)的因子載荷分別除以根號(hào)下成分1的特征值，并進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化得出金融素養(yǎng)指標(biāo)。其次，用受訪者回答問題正確的個(gè)數(shù)來衡量金融素養(yǎng)，即回答正確一題記1分，六個(gè)問題回答情況的總分作為金融素養(yǎng)指標(biāo)。表1金融素養(yǎng)相關(guān)問題答題情況正確錯(cuò)誤不知道/算不出來利率計(jì)算問題20.52%30.15%49.33%通貨膨脹問題16.03%39.84%44.13%投資風(fēng)險(xiǎn)問題24.61%70.42%4.98%表2解釋的總方差成分初始特征值提取因素所解釋的平方和合計(jì)方差的%累積%合計(jì)方差的%累積%12.40840.13940.1392.41140.13940.13921.01116.85556.92430.90915.15272.14640.82813.79585.94050.5769.60595.54560.2674.455100.000表3成分1的因子載荷變量成分1的因子載荷利率問題回答正確0.655利率問題回答不知道/算不出來0.551通貨膨脹問題回答正確0.161通貨膨脹問題回答不知道/算不出來0.863投資風(fēng)險(xiǎn)問題回答正確0.841投資風(fēng)險(xiǎn)問題回答不知道/算不出來0.444（2）被解釋變量本文選取家庭的金融市場(chǎng)參與和家庭的股票市場(chǎng)參與作為被解釋變量，來描述家庭金融參與情況。首先使用混合Logit模型分析金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與和家庭股票市場(chǎng)參與的影響。家庭金融市場(chǎng)參與用家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)來描述，持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)則取1，不持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)則取0；家庭股票市場(chǎng)參與用家庭是否持有上市公司股票來描述，持有上市公司股票則取1，不持有上市公司股票則取0。根據(jù)中國(guó)家庭金融調(diào)查中的金融資產(chǎn)類別，本文定義的金融資產(chǎn)包括股票、基金、金融理財(cái)產(chǎn)品、債券、金融衍生品、外匯、黃金、活期存款、定期存款、非人民幣資產(chǎn)、現(xiàn)金；本文定義的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)包括股票、基金、金融債券、企業(yè)債券、金融衍生品、金融理財(cái)品、外匯、黃金等。其次選擇金融資產(chǎn)配置比例作為被解釋變量，深度分析金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響。金融資產(chǎn)配置比例包括家庭金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比例、家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)的比例和股票占家庭總金融資產(chǎn)的比例，通過這三個(gè)指標(biāo)衡量家庭金融參與的資產(chǎn)配置情況。（3）控制變量參考國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)對(duì)于家庭資產(chǎn)選擇的研究，本文選用了以下11個(gè)控制變量：家庭收入資產(chǎn)特征變量（家庭收入、家庭凈資產(chǎn)、戶主是否從事個(gè)體工商業(yè)、是否擁有自有住房），戶主特征變量（戶主年齡、戶主性別、戶主婚姻狀況、戶主受教育程度、家庭幸福感）和地區(qū)特征變量（所在省份人均GDP，是否農(nóng)村），其中家庭收入和家庭凈資產(chǎn)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。如表4所示，使用SPSS軟件對(duì)金融素養(yǎng)和控制變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，得到VIF值，發(fā)現(xiàn)各個(gè)變量的VIF值全部小于10，因此認(rèn)為各個(gè)變量之間不存在多重共線性。表4多重共線性檢驗(yàn)多重共線性檢驗(yàn)未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計(jì)Beta標(biāo)準(zhǔn)錯(cuò)誤Beta容差VIF（常量）-0.6060.017-35.1390.000金融素養(yǎng)0.0540.0030.10920.5350.0000.7871.270總資產(chǎn)0.0350.0010.18330.5600.0000.6191.616凈收入0.0170.0010.07312.8440.0000.6921.446年齡0.0000.0000.0173.2370.0010.8361.197幸福感-0.0110.0020-.028-5.7520.0000.9571.045受教育程度0.0300.0010.16729.2380.0000.6781.474已婚-0.0020.0050-.002-.4040.6870.8931.120性別-0.0250.0040-.034-6.7390.0000.8951.117Gdp8.632E-70.0000.05711.1020.0000.8501.177農(nóng)村-0.0240.0040-.032-6.0670.0000.7741.293自有住房-0.0150.0030-.022-4.6550.0000.9501.053個(gè)體工商業(yè)-0.0300.0050-.033-6.7050.0000.9011.109變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表5所示?？梢钥闯觯瑓⑴c金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)的家庭所占的比例分別只有11.0%和7%，這說明當(dāng)前我國(guó)金融市場(chǎng)參與和股票市場(chǎng)參與的家庭較少。利率問題、通貨膨脹問題和投資風(fēng)險(xiǎn)問題的回答情況都較差，說明居民金融素養(yǎng)水平偏低。主成分分析法構(gòu)造的金融素養(yǎng)指標(biāo)最大值為1.510，最小值為-0.680，這說明不同家庭之間的金融素養(yǎng)水平差異較大。風(fēng)險(xiǎn)偏好的家庭占比僅11.2%，而風(fēng)險(xiǎn)厭惡的家庭占比高達(dá)68%，這說明我國(guó)家庭面對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度較為保守，普遍不愿意承受風(fēng)險(xiǎn)。表5變量的描述性統(tǒng)計(jì)變量總計(jì)標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值參與金融市場(chǎng)0.1100.32001參與股票市場(chǎng)0.0700.25001金融素養(yǎng)（因子）0.1700.660-0.6801.510金融素養(yǎng)（評(píng)分）0.6400.75003風(fēng)險(xiǎn)偏好0.1120.31501風(fēng)險(xiǎn)厭惡0.6800.46601利率問題回答0.2000.40001通貨膨脹問題回答0.1600.37001投資風(fēng)險(xiǎn)問題回答0.2600.44001家庭收入69842170000-10000005.000e+06家庭凈資產(chǎn)8800001.800e+0603.000e+07戶主年齡54.7814.664117戶主性別0.7500.43001已婚0.8500.35001個(gè)體工商業(yè)0.1500.36001自有住房0.4600.50001戶主受教育程度3.5701.81019家庭幸福感3.6500.86015所在省人均GDP536712130022862130000樣本與數(shù)據(jù)本文研究的數(shù)據(jù)來自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2013年、2015年和2017年在全國(guó)范圍內(nèi)開展的中國(guó)家庭金融調(diào)查項(xiàng)目。中國(guó)家庭金融調(diào)查采用三階段分層抽樣的方法，確保了樣本的代表性和隨機(jī)性。調(diào)查內(nèi)容涉及人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、家庭的資產(chǎn)與負(fù)債、保險(xiǎn)與保障、支出與收入以及金融知識(shí)、基層治理與主觀態(tài)度等方面。2013年第二輪調(diào)查樣本覆蓋全國(guó)29個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），267個(gè)縣（區(qū)、縣級(jí)市），1048個(gè)村（居）委會(huì)，樣本規(guī)模為28141戶。2015年第三輪調(diào)查樣本覆蓋全國(guó)29個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），351個(gè)縣（區(qū)、縣級(jí)市），1396個(gè)村（居）委會(huì)，樣本規(guī)模為37289戶。2017年第四輪調(diào)查樣本覆蓋全國(guó)29個(gè)省（自治區(qū)、直轄市），355個(gè)縣（區(qū)、縣級(jí)市），1428個(gè)村（居）委會(huì)，樣本規(guī)模為40011戶。經(jīng)過整理，2013年、2015年和2017年調(diào)查數(shù)據(jù)合并后共有44707個(gè)樣本。實(shí)證結(jié)果分析金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)參與的影響表6是金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響的logit回歸結(jié)果。其中，模型1和模型2使用主成分分析提取出的特征因子作為金融素養(yǎng)衡量指標(biāo)，模型3和模型4使用評(píng)分加和作為金融素養(yǎng)衡量指標(biāo)。模型1和模型3是不控制其他因素，單獨(dú)用金融素養(yǎng)對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)可能性的影響?？梢钥闯觯鹑谒仞B(yǎng)對(duì)家庭的金融市場(chǎng)參與在1%的顯著性水平上有正向影響。模型2和模型4是加入控制變量后金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響。我們發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)對(duì)家庭的金融市場(chǎng)參與有顯著的正向促進(jìn)作用，并且在1%的水平上顯著。家庭總收入對(duì)家庭的金融市場(chǎng)參與在1%的水平上有正向影響，家庭收入越高，家庭就越有資金用于金融市場(chǎng)的投資。家庭凈資產(chǎn)對(duì)家庭的金融市場(chǎng)參與在1%的水平上有正向影響，家庭凈資產(chǎn)越多，配置金融資產(chǎn)的可能性越大。從事個(gè)體工商業(yè)和擁有自有住房對(duì)家庭的金融市場(chǎng)參與有顯著的負(fù)向影響。性別對(duì)家庭的金融市場(chǎng)參與有顯著的負(fù)向影響，說明女性更偏向于進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資。戶主年齡平方的系數(shù)顯著為負(fù)，戶主年齡的系數(shù)顯著為正，這說明戶主年齡對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響呈現(xiàn)倒U型，這可能是由于隨著年齡的增長(zhǎng)，家庭逐漸有資金有精力進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置，而年齡偏大的家庭更偏向于保值類的低風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)品。是否已婚對(duì)家庭的金融市場(chǎng)參與的影響不顯著，說明婚姻狀況對(duì)家庭是否參與金融市場(chǎng)投資影響不大。受教育程度在1%的顯著性水平上對(duì)家庭的金融市場(chǎng)參與有正向影響，也就是說受教育程度越高，參與金融市場(chǎng)的可能性越大。家庭幸福感在1%的顯著性水平上對(duì)家庭的金融市場(chǎng)參與有負(fù)向影響，說明越幸福的家庭參與金融市場(chǎng)越少，這可能是由于幸福的家庭往往知足常樂，愿意維持當(dāng)下的現(xiàn)狀，而不去冒險(xiǎn)投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。是否農(nóng)村對(duì)家庭的金融市場(chǎng)參與有顯著的負(fù)向影響，說明農(nóng)村相比于城鎮(zhèn)參與金融市場(chǎng)更少。所在省人均GDP對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與有顯著的正向影響，說明越發(fā)達(dá)的地區(qū)參與金融市場(chǎng)可能性越大。表6金融素養(yǎng)對(duì)金融市場(chǎng)參與的影響（1）（2）（3）（4）變量金融市場(chǎng)金融市場(chǎng)金融市場(chǎng)金融市場(chǎng)金融素養(yǎng)（因子）1.274***0.672***（0.0261）（0.0313）金融素養(yǎng)（評(píng)分）0.553***0.264***（0.0183）（0.0228）Ln（總收入+1）0.252***0.271***（0.0213）（0.0213）Ln（凈資產(chǎn)+1）0.527***0.540***（0.0185）（0.0184）個(gè)體工商業(yè)-0.375***-0.378***（0.0523）（0.0521）自有住房-0.115***-0.137***（0.0371）（0.0369）戶主年齡0.0598***0.0584***（0.00894）（0.00884）戶主年齡平方-0.000568***-0.000574***（8.24e-05）（8.14e-05）戶主性別-0.201***-0.207***（0.0405）（0.0403）已婚-0.0933-0.0838（0.0594）（0.0590）受教育程度0.225***0.252***（0.0108）（0.0105）家庭幸福感-0.100***-0.0960***（0.0228）（0.0225）農(nóng)村-1.565***-1.652***（0.100）（0.100）所在省人均GDP4.15e-06***4.46e-06***（8.74e-07）（8.72e-07）Constant-2.499***-13.81***-2.445***-14.16***（0.0214）（0.355）（0.0223）（0.354）觀測(cè)值數(shù)42481372694248237269表7是金融素養(yǎng)對(duì)家庭股票市場(chǎng)參與的影響的logit回歸結(jié)果。其中，模型1和模型2使用主成分分析提取出的特征因子作為金融素養(yǎng)衡量指標(biāo)，模型3和模型4使用評(píng)分加和作為金融素養(yǎng)衡量指標(biāo)。模型1和模型3是不控制其他因素，單獨(dú)用金融素養(yǎng)對(duì)家庭參與股票市場(chǎng)可能性的影響。可以看出，金融素養(yǎng)對(duì)家庭的股票市場(chǎng)參與在1%的顯著性水平上有正向影響。模型2和模型4是加入控制變量后金融素養(yǎng)對(duì)家庭股票市場(chǎng)參與的影響，金融素養(yǎng)對(duì)家庭的股票市場(chǎng)參與有顯著的正向促進(jìn)作用，在1%的水平上顯著。我們發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)對(duì)家庭的金融參與和家庭股票市場(chǎng)參與均有顯著的正向促進(jìn)作用，并且均在1%的水平上顯著。與家庭的金融市場(chǎng)參與類似，從事個(gè)體工商業(yè)和擁有自有住房對(duì)家庭的股票市場(chǎng)參與也有顯著的負(fù)向影響，這可能是因?yàn)榧彝氖聜€(gè)體工商業(yè)和擁有自有住房占用了資金，擠出了家庭對(duì)于股票等金融資產(chǎn)的配置。戶主性別對(duì)家庭的股票市場(chǎng)參與有顯著的負(fù)向影響，說明女性相當(dāng)于男性更不愿意參與金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)的投資。戶主年齡平方的系數(shù)顯著為負(fù)，戶主年齡的系數(shù)顯著為正，這說明戶主年齡對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響呈現(xiàn)倒U型，這可能是由于隨著年齡的增長(zhǎng)，家庭逐漸有資金有精力投資股票，而年齡偏大的家庭更偏向于保值類的低風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)品。是否已婚對(duì)家庭的股票市場(chǎng)參與的影響不顯著，說明婚姻狀況對(duì)居民投資股票影響不大。受教育程度在1%的顯著性水平上對(duì)家庭的股票市場(chǎng)參與有正向影響，也就是說受教育程度越高，投資股票可能性越大。家庭幸福感在1%的顯著性水平上對(duì)家庭的股票市場(chǎng)參與有負(fù)向影響，說明越幸福的家庭參與股票市場(chǎng)越少，這可能是由于幸福的家庭往往不去冒險(xiǎn)投資股票這樣的高風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)品。是否農(nóng)村對(duì)家庭的股票市場(chǎng)參與有顯著的負(fù)向影響，說明農(nóng)村相比于城鎮(zhèn)進(jìn)行股票更少。所在省人均GDP對(duì)家庭股票市場(chǎng)參與有顯著的正向影響，說明越發(fā)達(dá)的地區(qū)投資股票的可能性越大。表7金融素養(yǎng)對(duì)股票市場(chǎng)參與的影響模型1模型2模型3模型4變量股票市場(chǎng)股票市場(chǎng)股票市場(chǎng)股票市場(chǎng)金融素養(yǎng)（因子）1.286***0.656***（0.0324）（0.0377）金融素養(yǎng)（評(píng)分）0.552***0.240***（0.0221）（0.0267）Ln（總收入+1）0.237***0.256***（0.0262）（0.0260）Ln（凈資產(chǎn)+1）0.536***0.549***（0.0225）（0.0223）個(gè)體工商業(yè)-0.505***-0.512***（0.0641）（0.0641）自有住房-0.188***-0.213***（0.0448）（0.0446）戶主年齡0.0979***0.0960***（0.0110）（0.0109）戶主年齡平方-0.000904***-0.000906***（0.000102）（0.000101）戶主性別-0.140***-0.145***（0.0482）（0.0481）已婚-0.0928-0.0835（0.0717）（0.0714）受教育程度0.218***0.245***（0.0130）（0.0127）家庭幸福感-0.193***-0.188***（0.0274）（0.0270）農(nóng)村-2.149***-2.239***（0.171）（0.171）所在省人均GDP2.97e-06***3.30e-06***（1.04e-06）（1.04e-06）Constant-3.064***-14.94***-2.979***-15.27***（0.0276）（0.421）（0.0279）（0.419）觀測(cè)值數(shù)42481372694248237269金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置比例的影響選擇金融資產(chǎn)配置比例作為被解釋變量，分析金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響。金融資產(chǎn)配置比例包括家庭金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比例、家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)的比例和股票占家庭總金融資產(chǎn)的比例，通過這三個(gè)指標(biāo)衡量家庭金融資產(chǎn)的配置情況。表8金融素養(yǎng)對(duì)股票占金融資產(chǎn)比例的影響模型1模型2模型3模型4變量股票占比股票占比股票占比股票占比金融素養(yǎng)（因子）0.161***（0.0207）金融素養(yǎng)（評(píng)分）0.0368***（0.0141）Ln（總收入+1）0.0658***0.0581***0.0658***0.0631***（0.0113）（0.0114）（0.0113）（0.0114）Ln（凈資產(chǎn)+1）0.172***0.159***0.172***0.164***（0.0115）（0.0115）（0.0115）（0.0115）個(gè)體工商業(yè)-0.180***-0.175***-0.180***-0.178***（0.0327）（0.0327）（0.0327）（0.0327）自有住房0.545***0.536***0.545***0.535***（0.0252）（0.0252）（0.0252）（0.0253）戶主年齡0.0588***0.0604***0.0588***0.0592***（0.00569）（0.00579）（0.00569）（0.00578）戶主年齡平方-0.000506***-0.000509***-0.000506***-0.000502***（5.24e-05）（5.36e-05）（5.24e-05）（5.35e-05）戶主性別-0.00553-0.0111-0.00553-0.00905（0.0253）（0.0254）（0.0253）（0.0254）已婚-0.0560-0.0550-0.0560-0.0538（0.0375）（0.0377）（0.0375）（0.0377）受教育程度0.120***0.105***0.120***0.115***（0.00748）（0.00762）（0.00748）（0.00755）家庭幸福感-0.110***-0.103***-0.110***-0.105***（0.0148）（0.0149）（0.0148）（0.0149）農(nóng)村-0.766***-0.756***-0.766***-0.781***（0.0659）（0.0674）（0.0659）（0.0672）所在省人均GDP4.81e-074.88e-074.81e-075.69e-07（5.40e-07）（5.42e-07）（5.40e-07）（5.42e-07）Constant-5.465***-5.288***-5.465***-5.371***（0.216）（0.216）（0.216）（0.217）觀測(cè)值數(shù)12172115621217211562如表8，模型1和模型3是控制變量對(duì)股票占家庭總金融資產(chǎn)的比例的影響，模型2和模型4分別是加入用主成分分析法衡量的金融素養(yǎng)指標(biāo)和用評(píng)分加總法衡量的金融素養(yǎng)指標(biāo)后各變量對(duì)股票占家庭總金融資產(chǎn)比例的影響。可以看出家庭總收入對(duì)股票占比在1%的水平上有正向影響，家庭收入越高，家庭就越有資金、有更高的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力增加股票的配置。家庭凈資產(chǎn)對(duì)家庭的金融市場(chǎng)參與在1%的水平上有正向影響，家庭凈資產(chǎn)越多，配置金融資產(chǎn)的可能性越大。從事個(gè)體工商業(yè)對(duì)股票的配置比例也有顯著的負(fù)向影響，這可能是因?yàn)榧彝氖聜€(gè)體工商業(yè)存在一定的風(fēng)險(xiǎn)，使得家庭減少對(duì)股票等風(fēng)險(xiǎn)類金融資產(chǎn)的投資。擁有自有住房對(duì)股票配置比例有顯著正向影響，說明擁有自有住房的家庭，在家庭金融資產(chǎn)配置中更多地配置股票，這可能是由于擁有自由住房的家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的承受能力更高，傾向于提高股票的投資比例。戶主年齡和戶主年齡平方均對(duì)股票占比有顯著影響，且戶主年齡的系數(shù)為正，戶主年齡平方的系數(shù)為負(fù)，說明家庭股票所占的比重隨著戶主年齡增加，呈倒U型分布。說明隨著戶主年齡增加，家庭股票占比先增加后減少，這是由于家庭收入的積累和經(jīng)驗(yàn)的增加使得家庭在家庭總金融資產(chǎn)中更多地投資于股票，而到了一定年齡，由于退休后收入減少、精力有限以及投資觀念的變化導(dǎo)致減少股票的配置。性別和婚姻狀況對(duì)股票配置比例沒有顯著的影響。家庭幸福感對(duì)股票配置比例有顯著的負(fù)向影響。而金融素養(yǎng)對(duì)股票的配置比例有顯著的促進(jìn)作用，金融素養(yǎng)的提高會(huì)促進(jìn)家庭在金融資產(chǎn)配置中傾向于股票。表9金融素養(yǎng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比例的影響模型1模型2模型3模型4變量風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比金融素養(yǎng)（因子）0.142***（0.0146）金融素養(yǎng)（評(píng)分）0.0165（0.0102）Ln（總收入+1）0.0698***0.0634***0.0698***0.0686***（0.00809）（0.00812）（0.00809）（0.00813）Ln（凈資產(chǎn)+1）0.139***0.127***0.139***0.132***（0.00800）（0.00802）（0.00800）（0.00803）個(gè)體工商業(yè)-0.122***-0.120***-0.122***-0.123***（0.0232）（0.0231）（0.0232）（0.0231）自有住房0.773***0.763***0.773***0.762***（0.0187）（0.0186）（0.0187）（0.0186）戶主年齡0.0450***0.0455***0.0450***0.0445***（0.00396）（0.00400）（0.00396）（0.00400）戶主年齡平方-0.000365***-0.000358***-0.000365***-0.000353***（3.64e-05）（3.69e-05）（3.64e-05）（3.69e-05）戶主性別-0.0563***-0.0617***-0.0563***-0.0581***（0.0184）（0.0184）（0.0184）（0.0184）已婚-0.0339-0.0323-0.0339-0.0340（0.0270）（0.0270）（0.0270）（0.0270）受教育程度0.125***0.110***0.125***0.120***（0.00541）（0.00549）（0.00541）（0.00544）家庭幸福感-0.0574***-0.0532***-0.0574***-0.0544***（0.0107）（0.0107）（0.0107）（0.0107）農(nóng)村-0.471***-0.460***-0.471***-0.483***（0.0372）（0.0377）（0.0372）（0.0376）所在省人均GDP1.49e-071.45e-071.49e-072.08e-07（3.93e-07）（3.93e-07）（3.93e-07）（3.93e-07）Constant-4.491***-4.294***-4.491***-4.376***（0.146）（0.146）（0.146）（0.146）觀測(cè)值數(shù)12172115621217211562如表9所示，模型1和模型3是控制變量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)的比例的影響，模型2和模型4分別是加入用主成分分析法衡量的金融素養(yǎng)指標(biāo)和用評(píng)分加總法衡量的金融素養(yǎng)指標(biāo)后各變量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)比例的影響?？梢钥闯黾彝タ偸杖牒图彝糍Y產(chǎn)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比有顯著正向影響，家庭總收入和家庭凈資產(chǎn)越高，家庭的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力相應(yīng)越高，因此家庭越傾向配置風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。戶主從事個(gè)體工商業(yè)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比有顯著的負(fù)向影響，這可能是因?yàn)閼糁鲝氖聜€(gè)體工商業(yè)本身增加了家庭面臨的風(fēng)險(xiǎn)，從而擠出了風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資。擁有自有住房對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例有顯著正向影響，說明擁有自有住房的家庭，在家庭金融資產(chǎn)配置中更多地配置股票，這可能是由于擁有自由住房的家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的承受能力更高，傾向于提高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置比例。戶主年齡和戶主年齡平方均對(duì)股票占比有顯著影響，且戶主年齡的系數(shù)為正，戶主年齡平方的系數(shù)為負(fù)，說明家庭股票所占的比重隨著戶主年齡增加，呈倒U型分布。說明隨著戶主年齡增加，家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資所占比例先增加后減少。性別對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比有顯著的負(fù)向影響，說明男性不傾向于持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。婚姻狀況對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比沒有顯著的影響。家庭幸福感對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)的比例有顯著的負(fù)向影響，這意味著幸福感強(qiáng)的家庭較少配置再金融資產(chǎn)配置中更傾向于投資低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。而金融素養(yǎng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置是有顯著促進(jìn)作用的，說明金融素養(yǎng)越高，越傾向在金融資產(chǎn)的配置中選擇風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。表10金融素養(yǎng)對(duì)金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)比例的影響模型1模型2模型3模型4變量金融資產(chǎn)占比金融資產(chǎn)占比金融資產(chǎn)占比金融資產(chǎn)占比金融素養(yǎng)（因子）0.0456***（0.00273）金融素養(yǎng)（評(píng)分）0.0268***（0.00214）Ln（總收入+1）0.0203***0.0168***0.0203***0.0179***（0.00142）（0.00141）（0.00142）（0.00141）Ln（凈資產(chǎn)+1）0.0147***0.0143***0.0147***0.0156***（0.00127）（0.00127）（0.00127）（0.00126）個(gè)體工商業(yè)-0.0148***-0.0164***-0.0148***-0.0163***（0.00474）（0.00462）（0.00474）（0.00463）自有住房-0.217***-0.208***-0.217***-0.208***（0.00385）（0.00376）（0.00385）（0.00376）戶主年齡-0.00464***-0.00398***-0.00464***-0.00391***（0.000746）（0.000741）（0.000746）（0.000741）戶主年齡平方2.74e-05***2.36e-05***2.74e-05***2.19e-05***（6.70e-06）（6.70e-06）（6.70e-06）（6.70e-06）戶主性別-0.00164-0.00274-0.00164-0.00391（0.00390）（0.00383）（0.00390）（0.00383）已婚-0.00954*-0.0102**-0.00954*-0.00961*（0.00519）（0.00513）（0.00519）（0.00514）受教育程度0.0109***0.00675***0.0109***0.00902***（0.00107）（0.00108）（0.00107）（0.00106）家庭幸福感0.00458**0.00412**0.00458**0.00439**（0.00202）（0.00199）（0.00202）（0.00199）農(nóng)村-0.0654***-0.0579***-0.0654***-0.0636***（0.00456）（0.00454）（0.00456）（0.00453）所在省人均GDP1.35e-06***1.23e-06***1.35e-06***1.26e-06***（8.06e-08）（7.95e-08）（8.06e-08）（7.96e-08）Constant-0.411***-0.375***-0.411***-0.419***（0.0257）（0.0254）（0.0257）（0.0254）觀測(cè)值數(shù)39000370183900037018如表10所示，模型1和模型3是控制變量對(duì)家庭金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)的比例的影響，模型2和模型4分別是加入用主成分分析法衡量的金融素養(yǎng)指標(biāo)和用評(píng)分加總法衡量的金融素養(yǎng)指標(biāo)后各變量對(duì)家庭金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)比例的影響。家庭總收入和家庭凈資產(chǎn)對(duì)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例有顯著正向影響，家庭總收入和家庭凈資產(chǎn)的增加意味著家庭更有資金有精力去投資金融資產(chǎn)。而與股票配置比例和風(fēng)險(xiǎn)金融配置比例不同的是，擁有自由住房對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置具有顯著負(fù)向影響，這可能是因?yàn)榧彝プ杂凶》空加昧思彝サ呢?cái)富，由此一定程度上擠出了家庭的金融資產(chǎn)投資。戶主受教育程度對(duì)股票占家庭金融資產(chǎn)的比例、風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)的比例以及金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比例均有顯著的正向影響，這是由于戶主受教育程度越高，相當(dāng)于教育賦予的人力資本越高，能夠促進(jìn)家庭總收入和總資產(chǎn)的增加，從而提升股票以及風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置，參與金融市場(chǎng)投資。是否農(nóng)村指標(biāo)對(duì)股票配置比例、風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置比例和金融資產(chǎn)配置比例均有有顯著的負(fù)向影響，這可能是由于農(nóng)村地區(qū)資金、投資渠道等的限制約束了農(nóng)村家庭居民投資股票、風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)和其他金融資產(chǎn)等。所在省人均GDP對(duì)股票占家庭金融資產(chǎn)的比例、風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)的比例以及金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比例均有顯著的正向影響，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)股票以及風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置比例較高，有意識(shí)地進(jìn)行金融資產(chǎn)投資。而金融素養(yǎng)對(duì)金融資產(chǎn)占比有顯著正向影響，說明金融素養(yǎng)的提高會(huì)促進(jìn)居民家庭在各類資產(chǎn)的選擇中，更多地配置金融資產(chǎn)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)信息關(guān)注度對(duì)金融市場(chǎng)參與的影響由于對(duì)經(jīng)濟(jì)信息越關(guān)注，金融知識(shí)越豐富，金融素養(yǎng)越高，因此用經(jīng)濟(jì)信息關(guān)注程度替換金融素養(yǎng)進(jìn)行估計(jì)。由表11可以看出，經(jīng)濟(jì)信息關(guān)注度對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與和家庭股票市場(chǎng)參與都在1%的水平上有正向影響，家庭總收入、家庭凈資產(chǎn)、受教育程度、所在省人均GDP對(duì)金融市場(chǎng)參與和股票市場(chǎng)參與仍然有顯著的正向影響；戶主性別、家庭幸福感、是否農(nóng)村對(duì)家庭的金融市場(chǎng)參與和股票市場(chǎng)參與仍然有顯著的負(fù)向影響，而年齡對(duì)家庭的金融市場(chǎng)參與和股票市場(chǎng)參與的影響仍然呈現(xiàn)倒U型，即所有控制變量的系數(shù)也與前文一致。因此，家庭對(duì)經(jīng)濟(jì)信息越關(guān)注，家庭就越可能參與金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)。因此，將解釋變量從金融素養(yǎng)替換為經(jīng)濟(jì)信息關(guān)注度后，結(jié)果仍然顯著，說明前文的實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。表11經(jīng)濟(jì)信息關(guān)注度對(duì)金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)參與的影響模型1模型2模型3模型4變量金融市場(chǎng)金融市場(chǎng)股票市場(chǎng)股票市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)信息關(guān)注度0.699***0.528***0.770***0.607***（0.0131）（0.0163）（0.0159）（0.0195）Ln（總收入+1）0.233***0.210***（0.0207）（0.0253）Ln（凈資產(chǎn)+1）0.513***0.515***（0.0183）（0.0222）個(gè)體工商業(yè)-0.407***-0.559***（0.0536）（0.0663）自有住房-0.140***-0.226***（0.0373）（0.0456）戶主年齡0.0517***0.0905***（0.00896）（0.0111）戶主年齡平方-0.000523***-0.000861***（8.22e-05）（0.000103）戶主性別-0.246***-0.197***（0.0407）（0.0490）已婚-0.0245-0.0185（0.0594）（0.0723）受教育程度0.216***0.197***（0.0107）（0.0130）家庭幸福感-0.0966***-0.195***（0.0228）（0.0276）農(nóng)村-1.644***-2.229***（0.0997）（0.168）所在省人均GDP6.76e-06***5.73e-06***（8.80e-07）（1.05e-06）Constant-3.797***-14.32***-4.569***-15.48***（0.0398）（0.355）（0.0514）（0.422）觀測(cè)值數(shù)44675392404467539240金融素養(yǎng)對(duì)金融市場(chǎng)參與的影響（剔除金融從業(yè)家庭）由于從事金融行業(yè)的家庭成員會(huì)影響家庭金融決策，本文剔除了戶主從事金融行業(yè)的樣本進(jìn)行估計(jì)。如表12所示，剔除戶主從事金融行業(yè)的家庭后，用主成分分析法衡量的金融素養(yǎng)指標(biāo)對(duì)家庭的金融市場(chǎng)參與在1%的水平上有顯著的正向影響，系數(shù)為0.676，略大于未剔除金融從業(yè)家庭時(shí)的該系數(shù)。用評(píng)分加總法衡量的金融素養(yǎng)指標(biāo)對(duì)家庭的金融市場(chǎng)參與在1%的水平上有顯著的正向影響，系數(shù)為0.271，略大于未剔除金融從業(yè)家庭時(shí)的該系數(shù)。用主成分分析法衡量的金融素養(yǎng)指標(biāo)對(duì)家庭的股票市場(chǎng)參與在1%的水平上有顯著的正向影響，系數(shù)為0.666，略大于未剔除金融從業(yè)家庭時(shí)的該系數(shù)。用評(píng)分加總法衡量的金融素養(yǎng)指標(biāo)對(duì)家庭的股票市場(chǎng)參與在1%的水平上有顯著的正向影響，系數(shù)為0.250，略大于未剔除金融從業(yè)家庭時(shí)的該系數(shù)。綜合以上分析，剔除金融從業(yè)家庭后，金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)參與仍然在1%的顯著性水平上起正向影響，因此本文的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。表12金融素養(yǎng)對(duì)金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)參與的影響（剔除金融從業(yè)家庭）模型1模型2模型3模型4變量金融市場(chǎng)金融市場(chǎng)股票市場(chǎng)股票市場(chǎng)金融素養(yǎng)（因子）0.676***0.666***（0.0315）（0.0381）金融素養(yǎng)（評(píng)分）0.271***0.250***（0.0231）（0.0271）Ln（總收入+1）0.246***0.265***0.239***0.258***（0.0214）（0.0214）（0.0265）（0.0264）Ln（凈資產(chǎn)+1）0.527***0.540***0.531***0.544***（0.0187）（0.0186）（0.0227）（0.0225）個(gè)體工商業(yè)-0.355***-0.357***-0.484***-0.490***（0.0526）（0.0525）（0.0645）（0.0645）自有住房-0.121***-0.143***-0.192***-0.217***（0.0376）（0.0374）（0.0455）（0.0453）戶主年齡0.0601***0.0587***0.0970***0.0950***（0.00907）（0.00897）（0.0111）（0.0110）戶主年齡平方-0.000565***-0.000571***-0.000893***-0.000892***（8.34e-05）（8.23e-05）（0.000103）（0.000102）戶主性別-0.208***-0.214***-0.150***-0.155***（0.0409）（0.0408）（0.0487）（0.0486）已婚-0.0697-0.0582-0.0862-0.0746（0.0605）（0.0601）（0.0729）（0.0725）受教育程度0.224***0.251***0.218***0.245***（0.0109）（0.0106）（0.0132）（0.0128）家庭幸福感-0.101***-0.0961***-0.197***-0.191***（0.0231）（0.0228）（0.0277）（0.0273）農(nóng)村-1.563***-1.649***-2.164***-2.255***（0.101）（0.101）（0.173）（0.173）所在省人均GDP4.48e-06***4.80e-06***3.33e-06***3.69e-06***（8.86e-07）（8.83e-07）（1.05e-06）（1.05e-06）Constant-13.81***-14.17***-14.91***-15.24***（0.360）（0.359）（0.426）（0.423）觀測(cè)值數(shù)36958369583695836958金融素養(yǎng)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與家庭金融資產(chǎn)配置的實(shí)證研究金融素養(yǎng)水平越高的家庭，對(duì)金融知識(shí)的了解越多，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)有更清晰的認(rèn)知，因此可能更加偏好風(fēng)險(xiǎn)。而風(fēng)險(xiǎn)偏好型的家庭更可能接受配置金融資產(chǎn)可能帶來的收益的不確定性，對(duì)于損失的承受能力更強(qiáng)，因而可能會(huì)更加偏向參與金融市場(chǎng)。因此本部分研究金融素養(yǎng)基于風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度這一中介變量影響家庭金融資產(chǎn)配置的傳導(dǎo)機(jī)制是否成立，本文根據(jù)CHFS問卷中投資風(fēng)險(xiǎn)題目的結(jié)果將居民家庭地風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度分為風(fēng)險(xiǎn)偏好、風(fēng)險(xiǎn)中性和風(fēng)險(xiǎn)厭惡，構(gòu)建出風(fēng)險(xiǎn)偏好指標(biāo)和風(fēng)險(xiǎn)厭惡指標(biāo)。風(fēng)險(xiǎn)偏好指標(biāo)是將風(fēng)險(xiǎn)偏好的家庭賦值為1，其余家庭賦值為0；風(fēng)險(xiǎn)厭惡指標(biāo)是將風(fēng)險(xiǎn)厭惡的家庭賦值為1，其余家庭賦值為0。通過研究金融素養(yǎng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的影響，并研究金融素養(yǎng)和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)被解釋變量的影響，分析中介效應(yīng)是否存在以及中介效應(yīng)所占的比例。金融素養(yǎng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的影響本文參考Baron&Kenny（1986）、Judd&Kenny（1981）和溫忠麟等（2004）的研究，采用逐步檢驗(yàn)回歸系數(shù)的方法判定是否存在中介效應(yīng)[42][43][44]。首先檢驗(yàn)自變量金融素養(yǎng)對(duì)被解釋變量的總效應(yīng)；其次檢驗(yàn)自變量金融素養(yǎng)和中介變量風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的關(guān)系；最后同時(shí)加入金融素養(yǎng)和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度后，檢驗(yàn)金融素養(yǎng)和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)被解釋變量的效應(yīng)。運(yùn)用logit模型估計(jì)的結(jié)果如表13，模型1和模型2中，兩種方法構(gòu)造的金融素養(yǎng)指標(biāo)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好的系數(shù)分別為0.574和0.560，且都在1%水平上顯著，即金融素養(yǎng)越高，越偏好風(fēng)險(xiǎn)。金融素養(yǎng)越高，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)知會(huì)更為客觀，能夠認(rèn)識(shí)到金融資產(chǎn)是風(fēng)險(xiǎn)和收益并存的，因此具有更高的風(fēng)險(xiǎn)偏好。模型3和模型4中，兩種方法構(gòu)造的金融素養(yǎng)指標(biāo)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡的系數(shù)分別為-0.672和-0.492，且都在1%水平上顯著，即金融素養(yǎng)越高，風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度越低。表13金融素養(yǎng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的影響模型1模型2模型3模型4變量風(fēng)險(xiǎn)偏好風(fēng)險(xiǎn)偏好風(fēng)險(xiǎn)厭惡風(fēng)險(xiǎn)厭惡金融素養(yǎng)（因子）0.574***-0.672***（0.0291）（0.0208）金融素養(yǎng)（評(píng)分）0.560***-0.492***（0.0207）（0.0163）Ln（總收入+1）0.0590***0.0607***-0.0629***-0.0746***（0.0162）（0.0161）（0.0111）（0.0110）Ln（凈資產(chǎn)+1）0.109***0.115***-0.110***-0.126***（0.0152）（0.0152）（0.0104）（0.0103）個(gè)體工商業(yè)0.201***0.206***-0.285***-0.287***（0.0448）（0.0454）（0.0339）（0.0339）自有住房0.04700.0589*-0.123***-0.115***（0.0353）（0.0356）（0.0253）（0.0252）戶主年齡-0.0265***-0.0224***0.0728***0.0716***（0.00819）（0.00821）（0.00615）（0.00614）戶主年齡平方9.96e-06-2.62e-05-0.000322***-0.000301***（7.80e-05）（7.81e-05）（5.68e-05）（5.66e-05）戶主性別0.330***0.300***-0.254***-0.232***（0.0427）（0.0430）（0.0300）（0.0300）已婚-0.504***-0.489***0.319***0.306***（0.0508）（0.0511）（0.0395）（0.0393）受教育程度0.0699***0.0815***-0.0827***-0.108***（