劉 波 ，胡宗義 ，龔志民

(1. 湖南大學(xué) 金融與統(tǒng)計學(xué)院，湖南 長沙 410079；2. 湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105)

一、引言

隨著中國資本市場規(guī)模的不斷擴大，互聯(lián)網(wǎng)的普及與交易手段的便利化，涉足資本市場的家庭越來越多。1993年，全國開通A股、B股和基金的自然人賬戶共計832.33萬，截至2018年年底，自然人賬戶已增加到14552.09萬元，全國約有10%的人口參與資本市場。資本市場的波動，尤其是股票市場的震蕩，左右了億萬家庭的心緒。家庭能否在資本市場盈利主要由兩方面決定：一是外在的市場因素；二是內(nèi)在的投資決策。在家庭投資決策的過程中，如何恰當(dāng)?shù)貦?quán)衡風(fēng)險與收益，投資決策者自身的金融素養(yǎng)至關(guān)重要，導(dǎo)致家庭投資決策失誤的諸多因素，無不與家庭成員的金融素養(yǎng)相關(guān)(Campbell，2006)[1]。

在反思“次貸危機”的教訓(xùn)時，國民金融素養(yǎng)低被認為是金融危機的根源之一，而較低的金融素養(yǎng)表現(xiàn)為缺乏必要的財務(wù)預(yù)算知識，以及不能準(zhǔn)確地評估信貸、投資工具或者銀行相關(guān)業(yè)務(wù)的真實風(fēng)險(PACFL，2009)[2]。2008年的國際金融危機之后，普及金融知識上升到了國民教育的層面，提升居民的金融素養(yǎng)成為危機后金融改革的重要舉措。家庭涉足資本市場需要一定的前提條件，需要對資本市場以及投資工具有或多或少的了解，必要的金融常識必不可少。更為重要的是，在具體的投資實踐中，如何將金融知識轉(zhuǎn)化為金融實踐能力，做出理智、準(zhǔn)確的判斷，實現(xiàn)“知行合一”才是金融素養(yǎng)的終極目標(biāo)。對于家庭投資而言，金融素養(yǎng)具有兩面性。一方面，金融素養(yǎng)越高，涉足資本市場的可能性越高，投資管理能力也越強。另一方面，金融素養(yǎng)會影響投資人的風(fēng)險偏好，從而影響投資人的金融資產(chǎn)配置策略，間接地影響投資收益。那么，在兩種渠道的作用下，金融素養(yǎng)對家庭金融投資收益的綜合影響是怎樣的呢？本文試圖回答這一問題。

已有文獻對金融素養(yǎng)與金融資產(chǎn)配置、家庭投資組合有效性、風(fēng)險感知與風(fēng)險容忍等問題之間的關(guān)系進行了討論，對于家庭金融資產(chǎn)投資的結(jié)果卻鮮有涉及。本文首先將家庭金融資產(chǎn)投資的結(jié)果分解為“是否盈利(損失)”與“相應(yīng)的盈利(損失)水平”兩個方面，再依次討論金融素養(yǎng)的提高能否顯著提高獲得盈利的可能、能否顯著提升盈利水平。本文貢獻主要有兩個方面：①在理論方面，將金融素養(yǎng)對家庭金融投資盈利的影響機制歸納為兩種渠道，直接的“金融素養(yǎng)(金融知識、金融實踐)-投資收益”與間接的“金融素養(yǎng)(金融知識、金融實踐)-風(fēng)險偏好-投資收益”；②在實證方面，從金融知識和金融實踐兩個維度測度了金融素養(yǎng)水平，并以本文提出的影響機制為基礎(chǔ)構(gòu)建實證模型，檢驗影響機制是否成立。

本文以下包括4個部分：首先，對研究進展進行回顧；其次，分析金融素養(yǎng)對家庭金融投資收益的影響機制并構(gòu)建實證模型；再次，以CFPS數(shù)據(jù)為樣本，量化主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)，對控制變量進行定義，并評估金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)投資收益的直接影響以及通過風(fēng)險偏好形成的間接影響；最后給出研究結(jié)論與展望。

二、文獻綜述

金融素養(yǎng)是家庭金融研究領(lǐng)域的重要議題(Campbell，2006)[1]，Guisoa & Sodini(2013)將金融素養(yǎng)作為家庭金融研究主要問題之一，并指出“如何研究金融素養(yǎng)及其對家庭決策與家庭福利的影響是家庭金融研究面臨的挑戰(zhàn)之一”。因此，關(guān)于金融素養(yǎng)的已有文獻，可以根據(jù)Guisoa & Sodini(2013)的思路分為三個方面：金融素養(yǎng)的定義、測度及其對金融行為的影響。

在已有的文獻中，學(xué)者們在金融素養(yǎng)的定義上并未形成共識，從不同角度給出了定義(Kim，2001；Cude et al.，2006；Servon & Kaestner，2008)[4-6]。Huston(2010)通過梳理71篇文獻發(fā)現(xiàn)，72%的研究并未直接給出金融素養(yǎng)的定義，僅有13%的研究直接給出了定義。Agnew &Szykman(2005)[8]將金融素養(yǎng)分為客觀金融素養(yǎng)和主觀金融素養(yǎng)(Allgood & William，2016)[9]，客觀金融素養(yǎng)以金融知識為主，而主觀金融素養(yǎng)主要是自我評價。Huston(2010)[7]認為，與其他領(lǐng)域的素養(yǎng)定義一樣，金融素養(yǎng)應(yīng)包含金融知識(Finance Knowledg)和金融實踐(Finance Application)兩個維度，與Jump$tart Coalition(2007)[10]和美國金融素養(yǎng)與教育委員會(U.S. Financial Literacy and Education Commission，2007)[11]給出的定義一致。Atkinson & Messy(2012)[12]在金融知識和金融實踐的基礎(chǔ)上，進一步增加了金融態(tài)度(Finance Attitudes)，拓展了金融素養(yǎng)的維度。

金融素養(yǎng)測度最早始于Bernheim(1995，1996)[13-14]的研究，早期的金融素養(yǎng)測度主要以金融知識為工具。1998年，美國的非盈利組織Jump$tart開始定期地對美國高中畢業(yè)生進行金融素養(yǎng)測度，測度結(jié)果表明，僅約10%的高中畢業(yè)生能夠正確回答四分之三的金融知識問題。自金融素養(yǎng)提出以來，其概念不斷演化，金融素養(yǎng)的測度也隨之不斷演進。Huston(2010)[7]認為金融素養(yǎng)的測度不僅要衡量是否了解相關(guān)金融知識，還要測度能否恰當(dāng)?shù)剡\用金融知識增加財富。在實證研究中，可以根據(jù)測試題目的難易程度將金融知識分為初級和高級兩個層次(Van Rooij et al.，2011)[15]。OECD INFE(International Network on Financial Education，2012)認為金融態(tài)度會左右金融行為，應(yīng)當(dāng)作為金融素養(yǎng)的一個維度。因此，在其對12個國家的國民金融素養(yǎng)試點調(diào)查中，主要從金融知識、金融實踐和金融態(tài)度3個維度測度了金融素養(yǎng)(Atkinson&Messy，2012)[12]。

在金融素養(yǎng)對金融行為的影響方面，Huston(2010)[7]勾勒出了金融素養(yǎng)與金融行為和金融福祉(Financial Well-Being)之間的關(guān)系。金融福祉主要體現(xiàn)為投資收益，金融行為主要包括信貸決策、儲蓄決策和投資決策(王宇熹、楊少華，2014)[16]。在信貸決策方面，Lusardi & Tufano(2009)[17]首先提出了類似于金融素養(yǎng)的概念——債務(wù)素養(yǎng)，隨后Stango & Zinman(2009)[18]又提出了“還款/利息”偏差，認為有部分家庭低估了信貸的利率成本與債務(wù)的價值，從而在后續(xù)的還款過程中陷入被動。在后續(xù)的研究中，該觀點也得到了證實(Disney et al.，2011)[19]，并且還發(fā)現(xiàn)存在“無知者無畏”的現(xiàn)象，金融素養(yǎng)較低的家庭更有可能使用成本相對較高的融資工具。在儲蓄決策方面，Lusardi & Mitchell(2011)[20]的研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)不僅與是否制定養(yǎng)老金規(guī)劃有關(guān)，還會影響退休前最終所積累的財富。金融素養(yǎng)對投資決策的影響是已有文獻重點關(guān)注的領(lǐng)域，金融素養(yǎng)不僅會降低信息成本，還會提升財富管理能力(Lusardi & Mitchell，2007)[21]、影響風(fēng)險偏好(Lusardi &Tufano，2015)[22]，左右家庭金融資產(chǎn)配置(van Rooij et al.，2011；Cole et al.，2011；Almenberg & Dreber，2015)[15，23，24]。研究表明，個人金融素養(yǎng)越高，參與股票市場和投資于個人退休賬戶的可能性越大(Calvert et al.，2007；Lusardi & Mitchell，2007)[25，26]。

國內(nèi)關(guān)于家庭金融資產(chǎn)配置的研究起步相對較晚，主要是基于國外的框架并結(jié)合中國的經(jīng)驗數(shù)據(jù)進行定量研究，集中于分析金融素養(yǎng)與金融行為之間的關(guān)系。金融知識顯著增加了家庭參與金融市場的概率(尹志超等，2014)[27]，提高了風(fēng)險資產(chǎn)尤其是股票的配置份額(秦海林等，2018)[28]，并且還會提升家庭金融資產(chǎn)投資組合多樣性(胡振等，2018)[29]與投資組合有效性(吳衛(wèi)星等，2018)[30]。吳衛(wèi)星等(2018)的研究還發(fā)現(xiàn)[31]，金融素養(yǎng)還會降低家庭的過度負債，提升家庭正規(guī)信貸需求并促進家庭積極申請貸款(宋全云等，2017)[32]。除此之外，金融素養(yǎng)對理財規(guī)劃及其時間跨度具有正向影響(胡振、臧日宏，2017)[33]，金融素養(yǎng)水平高的居民家庭使用信用卡的可能性更大(吳錕、吳衛(wèi)星，2018)[34]。

通過梳理上述文獻可以發(fā)現(xiàn)，關(guān)于金融素養(yǎng)對金融行為影響的討論相對較多，而關(guān)于金融素養(yǎng)對金融福祉的討論則相對較少，鮮有文獻直接討論金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)投資收益的影響。基于此，本文在測度金融素養(yǎng)的基礎(chǔ)上，按照本文給出的影響機制，量化金融素養(yǎng)對于家庭金融投資收益的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。

三、模型、數(shù)據(jù)與變量

(一)實證模型的構(gòu)建

投資人是否進入資本市場以及采取何種投資策略，本質(zhì)上源于投資人對風(fēng)險與收益的權(quán)衡，投資人的風(fēng)險偏好起主導(dǎo)作用，而其他條件則是強化或者減弱投資人的風(fēng)險偏好。除風(fēng)險偏好外，本文主要考慮3個方面的因素。首先是金融基礎(chǔ)條件，家庭配置金融資產(chǎn)需要一定的基礎(chǔ)條件，例如簡單易行的開戶方式、便捷的支付結(jié)算手段。其次是家庭的資產(chǎn)、負債與收支狀況，金融投資必然需要以一定的資金為投入，這也是金融投資的前提條件之一?？梢酝度氲馁Y金越多或者能夠覆蓋損失的資產(chǎn)越多，投資人在投資策略上可能會更激進，尤其是對于在日常消費上無后顧之憂的家庭。第三是金融素養(yǎng)，涉足金融資本市場必然是以或多或少了解資本市場為前提。金融素養(yǎng)能夠有效降低進入成本、信息成本，提升交易的時效性。對資本市場以及金融工具了解越深入，可能會選擇更多的金融資產(chǎn)，憑借其專業(yè)素養(yǎng)，可能會在投資策略上更激進。與此同時，家庭的人口特征一方面會直接左右是否進入資本市場，同時也會通過影響風(fēng)險偏好對是否參與資本市場、金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生間接影響。除此之外，宏觀層面的經(jīng)濟金融形勢對是否投資和投資收益具有全局性的影響。

本文的實證研究分為兩個部分，第一部分在不考慮金融素養(yǎng)對風(fēng)險偏好存在影響的條件下，直接討論金融素養(yǎng)對投資收益的影響。本文將家庭金融投資收益拆分為2個維度：金融投資是否盈利與相應(yīng)的盈利(或者損失)水平。家庭在金融投資上獲得收益或者損失，是以進入資本市場為前提，即存在選擇性樣本問題，需采用Heckman兩步法修正模型(Heckman，1979)。Heckman兩步法修正模型包括回歸方程和選擇方程，如式(1)、式(2)所示。

profit=α0+α1preference+α2literacy+α3edu+ξ1

(1)

participation=β0+β1preference+β2literacy+β3family+β4condition+ξ2

(2)

其中preference為風(fēng)險偏好，literacy為金融素養(yǎng)，family包括資產(chǎn)(Assets)、負債(Debets)、人口特征(老人、學(xué)生與嬰幼兒比重)和受教育程度(edu)，condition為金融基礎(chǔ)設(shè)施，Profit為是否盈利及盈利(或損失)水平，participation為家庭是否涉足資本市場。當(dāng)profit為是否投資的0-1變量時，模型為Ordered-Heckman模型(Miranda&Rabe-Hesketh，2006；Chiburis&Lokshin，2007)[35，36]，而當(dāng)profit為家庭金融投資的盈利(或損失)水平時，模型為一般意義上的Heckman兩階段模型。能否盈利不僅與投資者的風(fēng)險偏好、金融素養(yǎng)有關(guān)，還與投資人的信息處理能力有關(guān)。在互聯(lián)網(wǎng)和手機普及的大背景下，投資人獲取信息的基礎(chǔ)條件是具備的，投資人信息處理能力顯得尤為重要，本文將受教育水平作為信息處理能力的代理變量。

在第二部分中，以涉足資本市場的家庭為樣本，在考慮風(fēng)險偏好的條件下，進一步探討金融素養(yǎng)對投資收益的綜合影響。一方面量化金融素養(yǎng)與風(fēng)險偏好的關(guān)系，另一方面分析金融素養(yǎng)、風(fēng)險偏好對是否盈利的影響。諸多文獻表明，金融素養(yǎng)與風(fēng)險偏好存在關(guān)聯(lián)性，金融素養(yǎng)越高，在投資策略上可能更為激進(Rooij et al.，2011；Lusardi &Tufano，2014；Almenberg & Dreber，2015)[15，23，24]。因此，在分析金融素養(yǎng)對投資收益的影響時，需考慮金融素養(yǎng)通過風(fēng)險偏好對投資收益產(chǎn)生的間接影響，如式(3)所示。

(3)

在模型式(3)中，當(dāng)被解釋變量profit與preference分別為0-1變量和有序變量時，式(3)為Bioprobit模型(Bivariable Ordered Probit Models)；而當(dāng)量profit與preference分別為連續(xù)變量和有序變量時，式(3)為MQV模型(Multivariate Quantitative Variables Model；Maddala，1983)。關(guān)于MQV模型，Maddala(1983)[37]對估計方法進行了詳盡的討論。事實上，Bioprobit模型是MQV模型的一種特殊形式，Sajaia(2008)[38]給出了一種基于蒙特卡洛模擬的估計方法，Hernández-Alava&Pudney(2016)基于耦合(Copula)函數(shù)給出了一種估計方法。[39]

(二)數(shù)據(jù)與變量定義

本文以CFPS數(shù)據(jù)(2014)中社區(qū)性質(zhì)為“居委會”的家庭數(shù)據(jù)為樣本。在2014年的CFPS中，金融素養(yǎng)的調(diào)查與OECD國民金融素養(yǎng)的試點調(diào)查的指標(biāo)體系基本一致。本文以O(shè)ECD國民金融素養(yǎng)的試點調(diào)查的指標(biāo)體系為基礎(chǔ)(Atkinson & Messy，2012)[12]，從金融知識和金融實踐2個維度測度金融素養(yǎng)。在具體測度中，將金融知識從8個指標(biāo)擴充為13個指標(biāo)，在金融實踐中增加一項“記賬”指標(biāo)。首先將指標(biāo)正向化，然后采用變異系數(shù)法設(shè)置權(quán)重，具體的指標(biāo)與權(quán)重如表1所示。

表1金融素養(yǎng)的指標(biāo)體系及權(quán)重

圖1中給出了金融知識和金融實踐2個維度的散點圖，由圖可知兩個維度的相關(guān)性并不高，線性相關(guān)系數(shù)僅為0.0945。由此可見，金融知識并不等價于金融實踐能力，如何將金融知識轉(zhuǎn)化為金融實踐能力是金融教育的核心問題。

圖1 金融知識與金融實踐

除了金融素養(yǎng)之外，模型還包括是否參與資本市場、投資收益、風(fēng)險偏好、家庭特征與金融基礎(chǔ)設(shè)施5個方面的變量。當(dāng)家庭持有股票、基金和債券中的一種或多種金融投資工具時，該家庭被視為參與資本市場。金融資產(chǎn)收益包括是否盈利和相應(yīng)的盈利(損失)水平，風(fēng)險偏好依次為1(高風(fēng)險、高收益)、2(適中風(fēng)險、穩(wěn)健收益)、3(低風(fēng)險、低收益)、4(不愿意承擔(dān)任何投資風(fēng)險)。家庭特征主要包括家庭凈資產(chǎn)、非房貸負債、成年人平均受教育程度、成年人的人均年齡、學(xué)生與嬰幼兒的比重。金融基礎(chǔ)設(shè)施以家庭所在的社區(qū)類型為代理變量，依次為城市、鎮(zhèn)、農(nóng)村和郊區(qū)。由于本文采用的截面數(shù)據(jù)，因此不考慮宏觀經(jīng)濟金融變量。變量具體的定義如表2所示。

表2變量的定義

四、實證研究

(一)基于樣本選擇模型的金融素養(yǎng)與家庭金融投資收益

根據(jù)上文的定義，是否盈利為0-1變量，故采用Heckman-Probit模型，估計結(jié)果如表3所示。為了檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，我們同時采用Miranda& Rabe-Hesketh(2006)[35]給出的方法估計式(1)和式(2)。在實證研究中，本文主要關(guān)注金融素養(yǎng)及金融知識、金融實踐的估計結(jié)果。

在選擇方程中，在5%的水平上，金融素養(yǎng)越高，參與資本市場的可能性越高；在1%的水平上，成年人的平均受教育年限、資產(chǎn)規(guī)模和便捷的金融基礎(chǔ)設(shè)施均能增加家庭涉足資本市場的概率；風(fēng)險偏好越低，家庭參與資本市場的可能性越低；在10%的水平上，嬰幼兒占比、債務(wù)規(guī)模對家庭參與資本市場具有抑制作用。在回歸方程中，風(fēng)險偏好與金融素養(yǎng)對是否獲利的影響均不顯著。與之形成對比的是，如果將客觀金融素養(yǎng)分解為金融知識和金融實踐，在1%的水平上，金融知識水平越高，投資獲利的可能性越低；金融實踐能力越強，投資獲利的可能性越高。金融實踐能力對投資獲利的積極作用在(7)至(8)列中得到了進一步確認。由此可見，雖然金融知識可以增加家庭參與資本市場的可能，但是“光說不練假把式”，金融實踐能力才是盈利的關(guān)鍵。

表3Heckman-Probit模型的估計結(jié)果

續(xù)表

(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)Heckman-ProbitMiranda&Rabe-Hesketh(2006)回歸方程profit1選擇方程participation回歸方程profit1選擇方程participation回歸方程profit1選擇方程participation回歸方程profit1選擇方程participationlndebts-0.0235?(0.0123)-0.0195(0.0125)-0.0217?(0.0120)-0.0175(0.0122)I(城市)0.5418???(0.1960)0.3994??(0.1994)0.5767???(0.1963)0.4429??(0.2006)I(城鎮(zhèn))0.3367?(0.2028)0.2378(0.2062)0.3862?(0.2029)0.2884(0.2072)I(郊區(qū))0.1290(0.2529)-0.0271(0.2595)0.1958(0.2497)0.0424(0.2572)常數(shù)項-0.0410(0.5723)-6.4017???(0.6184)-0.0716(0.5996)-6.1022???(0.6227)-0.0815(0.4615)-0.5180(0.4786)-6.2470???(0.6155)ρ-0.2173(0.1824)-0.2632(0.1999)-0.0874(0.1070)-0.0380(0.1148)LR testχ2(1)0.670.111.411.72樣本容量19111911193219323486348634863486

注：Standard errors in parentheses；“*** ”表示p<0.01, “** ”表示p<0.05, “*”表示p<0.1

進一步檢驗金融素養(yǎng)對盈利(損失)水平的影響，估計結(jié)果如表4所示。表4中的估計結(jié)果與表3具有相似性，對于歸總后的金融素養(yǎng)，金融素養(yǎng)對盈利或損失程度的影響并不顯著。然而，如果對金融素養(yǎng)進行拆分，在1%的水平上，金融實踐能力的提升能夠顯著提升收益水平或者減少損失。由此可見，純粹的金融知識并不能轉(zhuǎn)化收益，實踐能力才是提升投資收益水平的關(guān)鍵。

表4樣本選擇模型的估計結(jié)果

續(xù)表

(1)(2)(4)(5)profit2participationprofit2participationI(郊區(qū))0.1509(0.2541)-0.0121(0.2619)常數(shù)項-2.4114(3.6438)-6.4256???(0.6190)-4.4043(3.7686)-6.1336???(0.6232)Mills比率(λ)-1.1467(1.1523)-1.2444(1.2449)樣本容量1911191119321932

注：Standard errors in parentheses; “*** ”表示p<0.01, “**”表示p<0.05, “*”表示p<0.1

此外，由表3中似然比檢驗(LR Test)與表4中Mills比率(λ)可知，模型不存在樣本選擇性問題。

(二)基于Bioprobit模型的金融素養(yǎng)與家庭金融投資收益

1.Bioprobit模型的估計結(jié)果

在表3和表4的估計結(jié)果中，金融知識并不能增加盈利的概率，顯然有悖于常識。有諸多文獻表明，金融知識與風(fēng)險偏好有關(guān)，而投資者的風(fēng)險偏好會影響投資策略，從而會影響投資收益?；谶@一思路，本文以涉足資本市場的家庭為樣本，進一步采用Bioprobit模型分析金融素養(yǎng)如何通過風(fēng)險偏好影響是否盈利以及盈利(或損失)水平。實證研究中，采用Hernández-Alava & Pudney(2016)[39]給出的方法估計Bioprobit模型，在估計之前需確定耦合函數(shù)的類型，Hernández-Alava & Pudney給出了6種耦合函數(shù)，耦合函數(shù)主要通過AIC和BIC確定，估計結(jié)果如表5所示。在風(fēng)險偏好方程中，對于歸總后的金融素養(yǎng)，在1%的水平上，金融素養(yǎng)越高，風(fēng)險偏好越弱。隨著資產(chǎn)規(guī)模的提升，風(fēng)險偏好也會隨之降低；嬰幼兒比重也會降低風(fēng)險偏好，成年人的平均年齡增加反而會增加風(fēng)險偏好。在投資收益方程中，歸總后的金融素養(yǎng)與風(fēng)險偏好對投資收益的影響并不顯著。

值得關(guān)注的是，金融素養(yǎng)與風(fēng)險偏好的關(guān)系與已有文獻的結(jié)果存在較大差異(van Rooij et al.，2011；Cole et al.，2011；Almenberg&Dreber，2015)[15，23，24]，結(jié)果雖然在意料之外，但也在情理之中。相比成熟的歐美資本市場，中國資本市場的周期相對較短，資本市場的波動性更強。作為家庭投資者而言，保值增值是投資的首要目標(biāo)，在穩(wěn)定性欠佳的資本市場，如果對資本市場有更深入的了解，自然有可能秉持更為保守的風(fēng)險態(tài)度。

進一步將金融素養(yǎng)拆分為金融知識、金融實踐，估計結(jié)果略有不同。在風(fēng)險偏好方程中，在1%的水平上，金融知識水平越高，投資者的風(fēng)險偏好越弱；同時，金融實踐能力的提升也會降低風(fēng)險偏好，但并不顯著。成年人平均年齡、家庭資產(chǎn)規(guī)模和成年人的平均年齡的估計結(jié)果與(2)列中的估計結(jié)果一致。在投資收益方程中，在1%的水平上，金融知識水平越高，獲利的可能性越低；金融實踐能力越強，獲利的可能性越高。估計結(jié)果與表4具有一致性，提升金融實踐能力才是關(guān)鍵。與此同時，風(fēng)險偏好越低，投資獲利的可能性越小，通過“金融知識-風(fēng)險偏好-投資收益“的渠道，金融知識對是否盈利的負面效應(yīng)被進一步強化了。

表5 Bioprobit模型的估計結(jié)果

續(xù)表

(1)(2)(3)(4)耦合函數(shù):gumbel耦合函數(shù):frankprofit1preferenceprofit1preferenceL20.2183??(0.1087)-0.1303(0.1044)lnadultedu-0.0993(0.0995)-0.0561(0.1090)-0.0451(0.0948)0.0195(0.1011)lnoadultage0.2103??(0.0858)0.2169???(0.0764)lnstudent-0.1666(0.5335)-0.3195(0.4908)lnchild-1.3990??(0.5612)-1.0568?(0.5695)lnassets-0.1167??(0.0505)-0.1170??(0.0473)lndebts0.0050(0.0171)-0.0018(0.0174)樣本容量413413414414

注：Robust standard errors in parentheses; “*** ”表示p<0.01, “**”表示p<0.05, *表示p<0.1

2.基于反事實模擬的綜合效應(yīng)估計

由表5可知，一方面金融素養(yǎng)對盈利具有積極作用，如金融實踐，也通過風(fēng)險偏好對其產(chǎn)生了負面影響，如金融知識。那么，金融素養(yǎng)對家庭金融投資是利是弊呢？本文通過金融素養(yǎng)對于盈利概率的變動比例來評估。以表5中的Bioprobit模型的估計結(jié)果為基礎(chǔ)，對于投資盈利的家庭，假設(shè)其投資決策者的金融素養(yǎng)以及金融知識和金融實踐分別增加10%，盈利概率的相應(yīng)變動率為ΔL，ΔL的估計值如表6所示。對于不同風(fēng)險偏好的投資人而言，金融素養(yǎng)增加同等程度，相應(yīng)的ΔL變動程度也不一樣。因此，本文同時也給出了在不同風(fēng)險偏好程度條件下ΔL的估計值，亦如表6所示。

表6盈利概率變動比例(ΔL)的估計值

由估計結(jié)果可知，對于盈利的家庭，金融素養(yǎng)在總體上對于增加盈利概率的作用甚微，金融知識和金融實踐兩者的作用相左。對于不同風(fēng)險偏好的投資者，金融素養(yǎng)對是否盈利的影響具有異質(zhì)性，對于“高風(fēng)險、高收益”“適中風(fēng)險、穩(wěn)健收益”的投資者，金融素養(yǎng)的提升能夠進一步增加盈利的可能，尤其是金融實踐能力，對于“低風(fēng)險、低收益”“不愿意承擔(dān)任何投資風(fēng)險”的投資人則不然。由此可見，在總體上，僅僅是“藝高”或者純粹的冒險并不能增加盈利的可能，當(dāng)投資者兼?zhèn)洹八嚫摺薄澳懘蟆迸c“知行合一”時，金融素養(yǎng)才能凸顯其對投資收益的積極作用。

(三)基于MQV模型的金融素養(yǎng)與投資收益(損失)水平

在考察金融素養(yǎng)對風(fēng)險偏好是否獲得收益的基礎(chǔ)上，進一步通過MQV模型考察對收益(或者損失)水平的影響，估計結(jié)果如表7所示，估計結(jié)果與表5中的估計結(jié)果大同小異。在(2)、(4)列中，在5%的水平上，金融素養(yǎng)、金融知識顯著地降低了投資者的風(fēng)險偏好；成年人的平均年齡、資產(chǎn)規(guī)模的估計結(jié)果亦與表5相同。在(3)列中，在5%的水平上，金融實踐能夠顯著提升收益水平。由此可見，無論是能否盈利，還是投資收益(損失)水平，金融實踐能力才是關(guān)鍵因素。

表7 MQV模型估計結(jié)果

注：Standard errors in parentheses;“***”表示p<0.01,“**”表示p<0.05,*表示p<0.1

五、結(jié)論與展望

本文主要探討金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)投資收益的影響。本文認為，金融素養(yǎng)對家庭金融投資收益的影響主要有兩個渠道：一是直接的“金融素養(yǎng)-投資收益”；二是間接的“金融素養(yǎng)-風(fēng)險偏好-投資收益”。金融素養(yǎng)對家庭投資具有兩面性，金融素養(yǎng)的確可以提高家庭涉足資本市場的可能性，但較高的金融素養(yǎng)并不是家庭金融投資獲得收益的必要條件。金融素養(yǎng)顯然可以直接提升盈利的可能，但也可能通過風(fēng)險偏好左右投資策略，從而影響盈利的概率與盈利水平?；诖?，本文以CFPS(2014)為樣本進行實證研究，首先通過變異系數(shù)法賦權(quán)，測算金融知識、金融實踐以及金融素養(yǎng)。其次，以測算結(jié)果為基礎(chǔ)，結(jié)合樣本選擇模型量化金融素養(yǎng)對是否獲得收益以及收益(或損失)水平的影響。最后，以參與資本市場的家庭為樣本，通過Bioprobit模型、反事實模擬與MQV模型，分析金融素養(yǎng)在兩種傳導(dǎo)渠道下對投資收益的綜合影響。

通過實證研究，可以得到以下結(jié)論：①金融素養(yǎng)越高，尤其是金融知識水平越高，家庭涉足資本市場的可能性越大；②金融素養(yǎng)的提升會降低投資者的風(fēng)險偏好，尤其是金融知識，而保守的風(fēng)險偏好對投資收益是不利的；③金融實踐能夠增加獲得收益的可能，金融知識則不然，通過“金融知識-風(fēng)險偏好-投資收益”的渠道，金融知識對投資收益的負面作用被進一步放大了；④金融素養(yǎng)對是否盈利的影響具有異質(zhì)性，對于風(fēng)險偏好的較強的投資者，金融素養(yǎng)的提升對于增加盈利的概率具有較高的正向邊際作用，尤其是金融實踐能力，對于保守的投資者則不然。由此可見，僅當(dāng)投資者兼?zhèn)洹八嚫摺薄澳懘蟆迸c“知行合一”時，金融素養(yǎng)的提升才能提升家庭金融資產(chǎn)投資取得收益的概率。相比于較為成熟的歐美資本市場，資本市場有待進一步改革和完善，國民的金融知識與金融實踐能力仍需進一步提升。金融素養(yǎng)的高低不僅關(guān)乎家庭能否在金融資產(chǎn)投資上獲利增收，更與非法集資、高利貸、傳銷、詐騙等金融亂象緊密相關(guān)，對于防范系統(tǒng)性風(fēng)險具有重要意義。因此，有必要將金融教育納入國民教育體系，以提升國民金融知識水平，培育金融實踐能力。