摘要：本文使用2017年《中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）》的數(shù)據(jù)，研究金融素養(yǎng)對(duì)家庭股市參與行為的影響。根據(jù)受訪(fǎng)者對(duì)調(diào)查問(wèn)卷中具有代表性的金融知識(shí)相關(guān)問(wèn)題的回答情況構(gòu)建金融素養(yǎng)指標(biāo)，通過(guò)Logit模型進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果顯示，金融素養(yǎng)高的家庭參與股票市場(chǎng)的可能性越大，但參與股票市場(chǎng)的程度對(duì)家庭金融素養(yǎng)高低并不敏感。此外，收入水平、社保情況以及戶(hù)主風(fēng)險(xiǎn)偏好等因素也會(huì)影響家庭股市參與。因此，提升我國(guó)居民的金融素養(yǎng)水平有利于促進(jìn)居民參與股票市場(chǎng)，推動(dòng)金融市場(chǎng)持續(xù)健康發(fā)展。

關(guān)鍵詞：金融素養(yǎng);股市參與;家庭金融

一、引言

金融市場(chǎng)的有限參與問(wèn)題一直是家庭金融研究的熱點(diǎn)問(wèn)題之一，各國(guó)學(xué)者根據(jù)本國(guó)國(guó)情提出了不同的觀(guān)點(diǎn)，主要集中于社會(huì)互動(dòng)、受教育程度、收入水平、參與保險(xiǎn)情況等因素。隨著國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)水平的增長(zhǎng)和社會(huì)主要矛盾的轉(zhuǎn)變，金融素養(yǎng)對(duì)家庭股市參與行為的影響越發(fā)受到學(xué)者們的關(guān)注。對(duì)于投資者來(lái)說(shuō)，生活水平提升，家庭閑余資金增多，股票等風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)承擔(dān)了越來(lái)越多的家庭投資需求。相較于傳統(tǒng)儲(chǔ)蓄等低風(fēng)險(xiǎn)低收益的投資方式，投資者開(kāi)始考慮在自身的投資組合中提高風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例以追求一定收益率。近年來(lái)，我國(guó)各類(lèi)金融工具和理財(cái)產(chǎn)品的復(fù)雜性形成了一道無(wú)形門(mén)檻，投資者自身?yè)碛休^高的金融素養(yǎng)才能對(duì)各類(lèi)金融工具的運(yùn)用有更深刻的認(rèn)識(shí)，才能把握好風(fēng)險(xiǎn)和收益之間的取舍，從而獲得投資組合最大有效性。雖然個(gè)人投資者投資行為逐年趨于理智，但非理性的投資決策依舊時(shí)有發(fā)生，從而導(dǎo)致虧損。部分投資者認(rèn)為，“投資經(jīng)驗(yàn)不足”和“投資知識(shí)不足”是導(dǎo)致虧損的原因?；谝陨媳尘?，本文從家庭參與股票市場(chǎng)可能性和參與股票市場(chǎng)程度兩個(gè)方面研究金融素養(yǎng)對(duì)家庭股市參與行為的影響。

二、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)與變量

本文數(shù)據(jù)選取西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心公布的《中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）》2017年的調(diào)查數(shù)據(jù)，共采集樣本40011戶(hù)，覆蓋全國(guó)29個(gè)省。

1.解釋變量

金融素養(yǎng)是本文的核心解釋變量。本文基于調(diào)查問(wèn)卷中關(guān)于金融知識(shí)的問(wèn)題，根據(jù)受訪(fǎng)者的回答情況進(jìn)行打分，回答正確得一分，回答錯(cuò)誤不得分，將各題得分加總即得到家庭金融素養(yǎng)得分。

2.被解釋變量

本文采用股票市場(chǎng)參與和股票投資占比來(lái)衡量家庭的股市參與行為。股票市場(chǎng)參與為虛擬變量，表示家庭是否參與股票市場(chǎng)，參與賦值為1，否則為0;股票投資占比為連續(xù)變量，即為購(gòu)買(mǎi)股票所投入資金與家庭收入之比，代表家庭股票市場(chǎng)參與程度。

3.控制變量

本文從人口特征、資產(chǎn)特征和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避特征三個(gè)方面設(shè)置控制變量，包括資產(chǎn)情況、住房情況、戶(hù)主文化程度、參與保險(xiǎn)情況、風(fēng)險(xiǎn)偏好程度五個(gè)方面。

（二）模型設(shè)定

首先，從股票市場(chǎng)參與和股票市場(chǎng)參與程度兩個(gè)角度來(lái)進(jìn)行研究。股票市場(chǎng)參與為虛擬變量，適用Logit模型，模型為

其中，Y為股票市場(chǎng)參與虛擬變量，finan_score為金融素養(yǎng)變量，X為控制變量，α0為常數(shù)項(xiàng)，εi為誤差項(xiàng)。

大量樣本家庭未參與股票市場(chǎng)，這些家庭股票市場(chǎng)參與程度為0，其余家庭參與程度根據(jù)實(shí)際情況確定。因此，本文使用普通最小二乘模型研究金融素養(yǎng)如何影響家庭股票市場(chǎng)參與程度。模型如下

其中，Z表示風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資占比，β0為常數(shù)項(xiàng)，ui為誤差項(xiàng)，finan_score和X含義同上。

（三）實(shí)證結(jié)果

1.金融素養(yǎng)對(duì)股票市場(chǎng)參與的影響

表2為金融素養(yǎng)影響家庭參與股票市場(chǎng)投資的回歸結(jié)果。如表2所示，模型1為金融素養(yǎng)和家庭財(cái)富水平（包含資產(chǎn)情況和住房情況）對(duì)股票市場(chǎng)參與的影響，模型2為金融素養(yǎng)、家庭財(cái)富水平和戶(hù)主文化程度對(duì)股票市場(chǎng)參與的影響，模型3為金融素養(yǎng)、家庭財(cái)富水平、戶(hù)主文化程度和家庭風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避情況（包含戶(hù)主風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度和家庭保險(xiǎn)參與情況）對(duì)股票市場(chǎng)參與的影響。

模型1、模型2和模型3體現(xiàn)了金融素養(yǎng)對(duì)家庭參與股票市場(chǎng)的影響結(jié)果。由表2可知，金融素養(yǎng)影響家庭參與股票市場(chǎng)的邊際效應(yīng)分別為0.398、0.299、0.304。由此可見(jiàn)，金融素養(yǎng)的提升會(huì)激發(fā)家庭參與股票市場(chǎng)投資，假設(shè)H1成立。

家庭總資產(chǎn)對(duì)家庭參與股票市場(chǎng)的邊際效應(yīng)分別為0.748、0.703、0.695，即家庭資產(chǎn)數(shù)量的增多會(huì)促進(jìn)股票市場(chǎng)的參與，這主要是因?yàn)榧彝ベY產(chǎn)數(shù)量直接關(guān)系到家庭可用于投資的資金數(shù)量，在存在資金約束的情況下，家庭參與股票市場(chǎng)的可能性也會(huì)降低。是否擁有自有住房對(duì)家庭參與股票投資影響的邊際效應(yīng)分別為-1.328、-1.281、-1.289，即擁有自有住房會(huì)抑制家庭參與股票市場(chǎng)投資，這個(gè)結(jié)論與多數(shù)文獻(xiàn)中住房資產(chǎn)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資有擠出效應(yīng)的結(jié)論相同。一般來(lái)講，住房數(shù)量越多，家庭資產(chǎn)總量越高，家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的承受能力更高，即財(cái)富效應(yīng)。但考慮到目前房?jī)r(jià)高企的現(xiàn)狀，擁有自有住房需要消耗家庭大量的儲(chǔ)蓄，勢(shì)必會(huì)影響到家庭對(duì)于股票投資活動(dòng)的參與。對(duì)于大部分普通家庭來(lái)說(shuō)，購(gòu)房是第一剛需，因此財(cái)富效應(yīng)并不顯著。戶(hù)主文化程度對(duì)家庭參與股票市場(chǎng)的邊際影響分別為0.216、0.182，說(shuō)明隨著受教育水平的提高，消費(fèi)者對(duì)于金融市場(chǎng)和金融風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)識(shí)會(huì)漸趨理性，同時(shí)也可能掌握更加豐富的金融知識(shí)，更希望提高投資股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)獲取更高收益，因此參與股票市場(chǎng)的可能性也會(huì)增加。戶(hù)主的社保水平（本文以社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)為例）對(duì)家庭股票市場(chǎng)投資影響的邊際效應(yīng)為正，說(shuō)明社保水平會(huì)積極影響家庭投資股票資產(chǎn)，即享有更充分風(fēng)險(xiǎn)保障的家庭更有可能參與股票市場(chǎng)。

2.金融素養(yǎng)對(duì)股票市場(chǎng)參與程度的影響

表3為金融素養(yǎng)影響家庭參與股票市場(chǎng)程度的回歸結(jié)果。如表3所示，模型4為金融素養(yǎng)和家庭財(cái)富水平（包含資產(chǎn)情況和住房情況）對(duì)股票市場(chǎng)參與程度的影響，模型5為金融素養(yǎng)、家庭財(cái)富水平和戶(hù)主文化程度對(duì)股票市場(chǎng)參與程度的影響，模型6為金融素養(yǎng)、家庭財(cái)富水平、戶(hù)主文化程度和家庭風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避情況（包含戶(hù)主風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度和家庭保險(xiǎn)參與情況）對(duì)股票市場(chǎng)參與程度的影響。

模型4、模型5和模型6體現(xiàn)了金融素養(yǎng)對(duì)家庭參與股票市場(chǎng)程度的影響結(jié)果。由表3可知，金融素養(yǎng)影響家庭參與股票市場(chǎng)程度的邊際效應(yīng)分別為0.324、0.269、0.251，但結(jié)果并不顯著。由此可見(jiàn)，金融素養(yǎng)的提升對(duì)家庭參與股票市場(chǎng)程度的影響具有不確定性，假設(shè)H2不成立。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用Probit模型對(duì)金融素養(yǎng)對(duì)股票市場(chǎng)參與可能性的影響再次進(jìn)行回歸，表4中模型7、模型8、模型9的回歸結(jié)果顯示，金融素養(yǎng)對(duì)股票市場(chǎng)參與的邊際效應(yīng)分別為0.194、0.140、0.140，前文結(jié)論依然成立，穩(wěn)健性檢驗(yàn)通過(guò)。

三、結(jié)論與建議

本文運(yùn)用2017年《中國(guó)家庭金融調(diào)查報(bào)告（CHFS）》的數(shù)據(jù)，研究了金融素養(yǎng)水平對(duì)家庭股市參與行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)，居民金融素養(yǎng)水平會(huì)顯著影響家庭參與股票市場(chǎng)以及家庭參與股票市場(chǎng)程度。居民金融素養(yǎng)水平的提升可以提高我國(guó)股票市場(chǎng)繁榮度。目前，我國(guó)金融素養(yǎng)水平尚處于中下等水平，分布差異也較大。在我國(guó)普惠金融日益發(fā)展的今天，十分有必要推進(jìn)金融知識(shí)普及工作，提高居民的金融素養(yǎng)水平。在這一過(guò)程中，可以在國(guó)民教育體系中設(shè)立金融素養(yǎng)相關(guān)課程以提升整體國(guó)民金融素養(yǎng)水平，在日常金融活動(dòng)場(chǎng)所積極開(kāi)展初級(jí)金融知識(shí)普及工作，在用戶(hù)辦理金融業(yè)務(wù)時(shí)進(jìn)行宣傳教育，強(qiáng)化國(guó)民在金融活動(dòng)中“干中學(xué)”過(guò)程。

除了提高居民金融素養(yǎng)外，加強(qiáng)對(duì)金融產(chǎn)品供給的監(jiān)管也是推動(dòng)家庭參與股票市場(chǎng)的重要手段。在金融產(chǎn)品和服務(wù)透明度不斷提升的前提下，借助金融市場(chǎng)監(jiān)管力度的強(qiáng)化，從而有效打破消費(fèi)者對(duì)于金融市場(chǎng)形成的信任壁壘。在當(dāng)前負(fù)面清單制度無(wú)法在金融市場(chǎng)全面實(shí)行的情況下，借助市場(chǎng)準(zhǔn)入制度和誠(chéng)信體系管理工作的有效開(kāi)展，全面整治以及有效防范金融詐騙行為，從而逐步培養(yǎng)起大眾對(duì)于金融市場(chǎng)的信任。只有減少金融產(chǎn)品供求雙方的信息不對(duì)稱(chēng)，才能提高家庭參與金融市場(chǎng)的意愿和程度。

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作者簡(jiǎn)介

胡瀚寧（1996—），男，安徽合肥人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)碩士研究生。