金融素養(yǎng)過度自信影響股票市場參與嗎？——基于中國城鎮(zhèn)家庭的微觀數(shù)據(jù)

胡 振， 臧日宏

(中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院， 北京 100083)

?

金融素養(yǎng)過度自信影響股票市場參與嗎？
——基于中國城鎮(zhèn)家庭的微觀數(shù)據(jù)

胡 振， 臧日宏

(中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院， 北京 100083)

金融素養(yǎng)在家庭經(jīng)濟活動中扮演重要角色，對家庭金融行為影響日益突出?；?012年中國城市居民消費金融調(diào)查數(shù)據(jù)，研究金融素養(yǎng)過度自信對家庭股票市場參與的影響。研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)過度自信對股票市場參與行為具有顯著的正向影響；對股票資產(chǎn)的持有額度及在金融資產(chǎn)中的比例均具有顯著正向影響；同時，對持有股票的家庭而言，金融素養(yǎng)過度自信對金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中股票資產(chǎn)的比例的影響呈U型。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)過度自信會通過增強風(fēng)險偏好，進(jìn)而提高家庭股票市場參與率。據(jù)此，文章建議：政府增加金融教育供給，提升居民金融素養(yǎng)，增強消費者的風(fēng)險認(rèn)知，使消費者理性參與股票市場。

金融素養(yǎng)； 過度自信； 股票市場參與； 傳導(dǎo)機制； 消費金融； 家庭金融

一、引 言

在現(xiàn)代經(jīng)濟社會當(dāng)中，股票已成為家庭持有的重要資產(chǎn)形式之一，股票市場也在居民家庭金融生活中扮演重要角色。從理論上看，股票市場為家庭提供了一種有效開展投資的渠道，有效的股票投資可以提高家庭金融福利(Campbell,2006)[1]。而近些年更多的研究開始關(guān)注自信程度對消費者股票市場參與行為的影響。但西方學(xué)者的研究絕大多數(shù)都是以發(fā)達(dá)國家股票市場投資者過度自信為研究對象，發(fā)達(dá)國家的政治、經(jīng)濟、社會條件與中國有很大差別，西方的結(jié)論是否適合解釋中國消費者的股票市場參與行為，這還有待商榷。整體上，金融素養(yǎng)對金融行為的影響，已受到發(fā)達(dá)國家廣泛的關(guān)注。

國內(nèi)關(guān)于金融素養(yǎng)的研究剛剛起步，研究金融素養(yǎng)對股票市場參與行為影響的相關(guān)文獻(xiàn)很少，針對金融素養(yǎng)過度自信與中國股票市場參與關(guān)系的文獻(xiàn)更是鮮見。國外的諸多研究證實，金融素養(yǎng)是影響家庭金融決策的重要因素，詳見下文文獻(xiàn)綜述部分。因此本研究嘗試從金融素養(yǎng)過度自信的視角，對股票市場參與行為進(jìn)行深入分析，以期用國際學(xué)術(shù)研究的前沿視角來分析國內(nèi)股票市場參與問題。

二、文獻(xiàn)綜述

當(dāng)前，家庭金融已經(jīng)形成與資產(chǎn)定價、公司金融并列的金融學(xué)重點研究領(lǐng)域。在微觀家庭金融研究領(lǐng)域中，人力資本一直是影響金融決策的重要因素，近些年一些文獻(xiàn)開始聚焦于金融素養(yǎng)這一重要的人力資本。2007年美國金融素養(yǎng)和教育委員會(American Financial Literacy and Education commission)認(rèn)為，所謂的金融素養(yǎng)，就是消費者所擁有的為其一生金融福祉而有效管理其金融資源的知識和能力。美國總統(tǒng)金融素養(yǎng)咨詢委員會(President’s Advisory Council on Financial Literacy，PACFL)在分析美國次貸危機的原因時認(rèn)為，導(dǎo)致金融危機的原因有很多，消費者較低的金融素養(yǎng)也是其重要根源之一，因此政府必須通過提供基本的金融教育來使人們更好地應(yīng)對經(jīng)濟危機。Lusardi & Mitchell (2014)[2]將金融素養(yǎng)定義為：個人獲取經(jīng)濟金融信息，并據(jù)此進(jìn)行財務(wù)規(guī)劃、按期歸還債務(wù)、提前規(guī)劃退休儲蓄和積累財富的能力。自此，金融素養(yǎng)對金融行為影響的研究熱潮形成。早期研究多采用教育水平作為金融素養(yǎng)的代理變量，但這樣做有可能存在遺漏變量偏誤問題，會高估教育水平對金融決策的影響。

已有文獻(xiàn)中有關(guān)家庭金融市場參與行為影響因素可大致歸納為以下幾類：一是家庭人口統(tǒng)計學(xué)特征，如性別、年齡、教育等。此類文獻(xiàn)較多，如Lusardi & Mitchell (2007)[3]發(fā)現(xiàn)美國老年居民中，獲得金融知識更多的人，往往更可能制定預(yù)算和投資復(fù)雜的金融產(chǎn)品。二是背景風(fēng)險，如收入風(fēng)險、健康等，如Charness & Gneezy(2010)[4]、Xie & Sun(2012)[5]。三是經(jīng)濟特征類的因素，如收入、資產(chǎn)、房產(chǎn)等，相關(guān)研究如Bonaparte et al.(2014)[6]。四是社會因素，如社會互動、宗教等，代表性的研究如Pool et al.(2015)[7]。

有關(guān)金融素養(yǎng)對金融市場參與行為影響的研究。Behrman et al.(2012)[8]發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)和教育成就在線性模型中與財富均是高度正相關(guān)的，然而，工具變量估計顯示金融素養(yǎng)產(chǎn)生的影響更大。教育成就只有和金融素養(yǎng)交互時才顯示出正向影響，估計結(jié)果足以表明，金融素養(yǎng)投資可能具有顯著的財富回報。Mouna(2015)[9]分析了金融素養(yǎng)與資產(chǎn)組合分散化的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)水平對投資者的資產(chǎn)多樣性及組合的分散化具有顯著的影響。Cole et al. (2011)[10]發(fā)現(xiàn)在印度和印度尼西亞的居民中，金融素養(yǎng)越高的人擁有銀行賬戶的概率更高。同樣，Rooij et al.(2011)[11]基于荷蘭中央銀行住戶調(diào)查(DHS)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)提高了個人參與股市的可能性，促使個人在股權(quán)溢價中受益?？梢?，國外關(guān)于金融素養(yǎng)對金融市場參與的影響形成了比較一致的結(jié)論：金融素養(yǎng)對金融市場參與行為存在影響，但是對不同的金融市場行為的影響存在差異。

國內(nèi)有關(guān)金融素養(yǎng)的研究起步較晚，起初主要探討金融知識、投資經(jīng)驗對金融行為的影響。具有代表性成果如尹志超等(2014)[12]的研究，他們發(fā)現(xiàn)金融知識的增加會推動家庭參與金融市場的概率，并增加家庭在風(fēng)險資產(chǎn)尤其是股票資產(chǎn)上的配置，在家庭參與金融市場后，隨著投資經(jīng)驗的積累，其在風(fēng)險資產(chǎn)尤其是股票資產(chǎn)上的投資比例也會提高，同時投資經(jīng)驗有助于家庭在股票市場上盈利。類似的，曾志耕等(2015)[13]發(fā)現(xiàn)金融知識水平對家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置種類的多樣性有著顯著正向影響，還發(fā)現(xiàn)金融知識水平對家庭股票投資組合的多樣性有著顯著影響，這一點與國外的研究結(jié)論是一致的。也有學(xué)者重點分析投資經(jīng)驗的作用，如譚松濤、陳玉宇(2012)[14]的研究發(fā)現(xiàn)，投資經(jīng)驗對股民的收益狀況有著顯著改善作用，這種改善作用的機制是通過對股民選股和擇時能力的提升來實現(xiàn)的?？梢园l(fā)現(xiàn)，金融知識、投資經(jīng)驗僅僅是金融素養(yǎng)的組成部分，并不是全部，會高估金融知識對投資行為的影響，這是用金融知識、投資經(jīng)驗表征金融素養(yǎng)存在的問題。國內(nèi)關(guān)于金融素養(yǎng)實證方面的代表性研究較少，王宇熹、范潔(2015)[15]利用上海地區(qū)消費者金融素養(yǎng)的問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了金融素養(yǎng)的影響因素，發(fā)現(xiàn)整體上消費者對基本金融概念和金融知識知之甚少，且財務(wù)規(guī)劃意識不強，年齡、學(xué)歷、收入和職業(yè)是影響金融素養(yǎng)的重要因素，其中，36～45歲人群、高學(xué)歷者、高收入者以及金融行業(yè)人員的金融素養(yǎng)水平相對較高。此前，王宇熹、楊少華(2014)[16]從金融素養(yǎng)的測度、金融素養(yǎng)與金融行為的關(guān)系以及如何提高國民金融素養(yǎng)三方面，對金融素養(yǎng)理論研究新進(jìn)展以及未來的研究方向進(jìn)行了述評。

國內(nèi)關(guān)于過度自信對金融市場參與行為影響的研究。陳其安、陳慧(2010)[17]使用換手率和錯誤估值度作為投資者過度自信度量指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)換手率對中國股票市場風(fēng)險產(chǎn)生顯著的正向影響。陳其安等(2011)[18]從理論上研究了個人投資者過度自信對股票市場定價的影響機理，發(fā)現(xiàn)個人投資者過度自信將增大股票市場價格波動性和預(yù)期價格、降低股票市場價格質(zhì)量和個人投資者的總體投資收益。個人投資者風(fēng)險厭惡程度的提高和股票平均供給量的增加將降低股票市場預(yù)期價格和增加個人投資者總體投資收益。

通過對已有文獻(xiàn)的梳理，本研究認(rèn)為既有文獻(xiàn)存在以下兩點不足：第一，已有研究討論了過度自信對消費者股票市場參與行為的影響，但很少就過度自信影響股票市場參與行為的傳導(dǎo)機制進(jìn)行深入分析。事實上，自信程度相同的消費者在股票市場參與上表現(xiàn)出的差異，很有可能通過風(fēng)險偏好這一因素得以解釋，同時過度自信是否通過改變消費者的風(fēng)險偏好而影響股票市場參與行為，這一問題已有文獻(xiàn)中并未進(jìn)行充分解釋。第二，關(guān)于度自信變量的選取值得商榷。如譚松濤(2013)[19]采用股齡表征投資經(jīng)驗，而投資經(jīng)驗會導(dǎo)致過度自信，認(rèn)為剛進(jìn)入股票市場時過度自信程度為零，隨著投資經(jīng)驗的積累，投資收益改善，投資者過度自信程開始增加。本研究認(rèn)為過度自信指標(biāo)需要進(jìn)一步改進(jìn)。

本研究與已有研究相比有兩方面不同，這兩方面的不同主要是圍繞既有研究的不足來展開。一方面，在對金融素養(yǎng)過度自信影響股票市場參與的傳導(dǎo)機制上，本研究重點從風(fēng)險偏好和教育兩種可能的機制進(jìn)行探索；另一方面，在金融素養(yǎng)過度自信指標(biāo)的選取上，先計算消費者的主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)水平，再計算出樣本均值，然后將主觀金融素養(yǎng)高于均值而客觀金融素養(yǎng)低于均值的定義為金融素養(yǎng)過度自信。

三、模型、數(shù)據(jù)與變量

(一)模型構(gòu)建

本研究的被解釋變量為家庭股票市場參與行為，用兩個指標(biāo)來表示：一是使用虛擬變量表示，即參與股票市場用1表示，否則用0表示；二是使用股票占家庭金融資產(chǎn)的比例表示。

分析家庭是否持有股票時，被解釋變量為虛擬變量，而離散選擇模型是處理此類問題的專用模型。本研究采用離散選擇模型中的Probit模型來分析金融素養(yǎng)過度自信對家庭股票市場參與的影響?；貧w方程的形式設(shè)定為：

Ai=α+β1flovi+β2Xi+εi

(1)

在研究金融素養(yǎng)過度自信對股票在金融資產(chǎn)占比的影響時，倘若使用普通最小二乘估計，求出的是條件均值，沒考慮到在被解釋變量的不同取值上，解釋變量對被解釋變量的影響可能已經(jīng)發(fā)生結(jié)構(gòu)上的改變這一情況。分位數(shù)回歸(QuantileRegression)是一種強調(diào)估計一組回歸的自變量與因變量的分位數(shù)之間線性關(guān)系的建模方法，強調(diào)條件分位數(shù)的變化，可以更細(xì)致的刻畫解釋變量對被解釋變量的影響。分位數(shù)回歸的思想最早由Koenker&Bassett(1978)[20]提出，當(dāng)數(shù)據(jù)出現(xiàn)尖峰或厚尾分布、存在顯著異方差等情況時，最小二乘法估計將不再具有優(yōu)良性質(zhì)，且穩(wěn)健性變差，而分位數(shù)回歸此時表現(xiàn)出穩(wěn)健性上的優(yōu)勢。本研究采用的分位數(shù)回歸方程形式為：

Qy(τ|x)=a0+a1flovi+a2Xi+Qu(τ)

(2)

其中，flovi表示金融素養(yǎng)過度自信；Xi表示控制變量，具體含義與Probit模型中的(1)式相同?？刹扇【€性規(guī)劃法(Linear Programming，簡稱LP)估計其最小加權(quán)絕對偏差，從而得到解釋變量的回歸系數(shù)，即：

βτ=argminaE[ρτ(Yi-a0-a1flovi-a2Xi)]

(3)

其中，檢驗函數(shù)(Check Function)ρτ(u)=[τ-1(u≤0)]u。

(二)數(shù)據(jù)說明

本研究的數(shù)據(jù)來自于中國城市居民消費金融調(diào)查，由清華大學(xué)中國金融研究中心(China Center for Financial Research，CCFR)開展和實施，該調(diào)查屬于著名的SCF(Survey of Consumer Finance)系列，該系列自美國開始，后被多個國家采用。中國城市居民消費金融調(diào)查目的是獲得中國家庭的資產(chǎn)、負(fù)債、收入、消費、投資等代表性數(shù)據(jù)。本研究使用的是2012年的調(diào)研數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)提供了豐富的個人和家庭信息，樣本覆蓋中國東部、中部和西部，城市的選擇充分考慮了城市發(fā)展水平差異，根據(jù)城市的規(guī)模、經(jīng)濟發(fā)展水平、儲蓄水平、消費水平、消費條件等，選擇了經(jīng)濟發(fā)達(dá)、較發(fā)達(dá)和發(fā)展水平一般三個類別總計24個城市①，樣本具有較好的代表性。調(diào)研內(nèi)容涉及家庭基本信息、家庭金融教育、家庭經(jīng)濟狀況、家庭金融行為、金融消費者保護(hù)、金融知識、消費習(xí)慣和生活態(tài)度，共計7個部分。樣本數(shù)據(jù)包括3 122個家庭，共9 690人，其中東部地區(qū)1 180戶，中部地區(qū)992戶，西部地區(qū)950戶。本研究所有的數(shù)據(jù)處理工作主要使用Stata11.0來完成。

(三)變量設(shè)定

根據(jù)中國城鎮(zhèn)居民家庭消費金融調(diào)查收集的數(shù)據(jù)，同時結(jié)合尹志超等(2014)[12]的研究，本研究界定的金融資產(chǎn)(finance)包括現(xiàn)金(cash)、股票(stock)、基金(fund)、借給親友的款項(loan)、存款(saving)、債券(bond)、儲蓄性保險(insurance)，風(fēng)險資產(chǎn)(sfbc)包括股票、基金和債券。

參考Xia et al.(2014)[21]的研究中有關(guān)金融素養(yǎng)及過度自信的處理方法，本研究首先將金融素養(yǎng)分成主觀金融素養(yǎng)(sfl)與客觀金融素養(yǎng)(ofl)。客觀金融素養(yǎng)是通過詢問有關(guān)股票、基金、債券：“您或您的家庭對下列金融產(chǎn)品投資方式了解嗎？”。具體每一個金融產(chǎn)品答案賦值為1～5，1表示不了解，5表示非常了解，主觀金融素養(yǎng)更強調(diào)受訪者的金融知識與技能的主觀方面。然后根據(jù)回答得分將這三個問題的分值累加，就是主觀金融素養(yǎng)得分。因為每一個問題的取值介于1～5，因此主觀金融素養(yǎng)得分的理論取值范圍是3～15?？陀^金融素養(yǎng)參考國內(nèi)外有關(guān)金融素養(yǎng)的調(diào)查問卷，選取6個具有代表性的金融知識問題②來測度客觀金融素養(yǎng)。每個問題回答正確記1分，否則是0分，然后求和，得出客觀金融素養(yǎng)得分。因為這6個問題每一題的得分均是0或1，因此客觀金融素養(yǎng)的得分理論上應(yīng)該介于0～6。客觀金融素養(yǎng)比主觀金融素養(yǎng)更客觀，受受訪者主觀影響較小。經(jīng)過計算，主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)的平均值分別為9.467和3.212，據(jù)此將樣本分成四類，即主客觀金融素養(yǎng)均高于相應(yīng)均值的定義為Ⅰ象限類，主客觀金融素養(yǎng)均低于相應(yīng)均值的定義為Ⅲ象限類，主觀金融素養(yǎng)高于均值而客觀金融素養(yǎng)低于相應(yīng)均值的定義為Ⅱ象限類，剩下的是客觀金融素養(yǎng)高于均值而主觀金融素養(yǎng)低于均值的Ⅳ象限類。從Ⅰ類到Ⅳ類家庭所占樣本的比例見圖1。

本文通過主觀和客觀兩個方面來刻畫消費者的金融素養(yǎng)水平，正常情況下，如果消費者最對自己的主觀金融素養(yǎng)評價高，而客觀金融素養(yǎng)測度出來是低的，那么這就說明高估了自身的金融素養(yǎng)，這種情況下稱其為金融素養(yǎng)過度自信(flov)。這一做法參考了Xia et al.(2014)[21]的處理方法，將Ⅱ象限類的樣本，即客觀金融素養(yǎng)低于其均值而主觀金融素養(yǎng)高于其均值的定義為金融素養(yǎng)過度自信(flov)。類似的，將Ⅳ象限類客觀金融素養(yǎng)高而主觀金融素養(yǎng)低的樣本定義為金融素養(yǎng)自信不足(flovn)。金融素養(yǎng)分類與股票市場參與率見圖2，可以看出金融素養(yǎng)過度自信者的股票市場參與率為55.36%，遠(yuǎn)高于Ⅳ象限類及主觀和客觀金融素養(yǎng)水平都低的Ⅲ象限類。

表1中教育變量分為四類，即初中及以下、高中/中專/技校、大學(xué)本科/大專及碩士以上，分別標(biāo)記為edu1、edu2、edu3和edu4，回歸中將大學(xué)本科edu3設(shè)置為對照組，對應(yīng)的將金融素養(yǎng)過度自信與教育的交互項分別標(biāo)記為flov×edu1、flov×edu2、flov×edu4。風(fēng)險態(tài)度變量作類似處理，風(fēng)險中性記作risk2，將風(fēng)險偏好、風(fēng)險厭惡分別記作risk1和risk3，回歸分析中將風(fēng)險中性risk2作為對照組，相應(yīng)風(fēng)險態(tài)度和金融素養(yǎng)過度自信的交互項分別記作flov×risk1、flov×risk3?？紤]到年齡與消費者股票市場參與之間可能存在非線性關(guān)系，解釋變量中加入年齡變量(age)的平方項，用age2表示。與風(fēng)險態(tài)度和的處理方法相似，收入穩(wěn)定性一般作為對照組記作stable2，回歸中將收入穩(wěn)定性高和收入穩(wěn)定性低分別記作stable1和stable3。類似的將健康狀況一般的作為對照組記作health2，將健康狀況良好、較差和很差跟別記作health1、health3和health4。其他的解釋變量還有婚姻(married)、性別(gender)、小孩數(shù)量(child)、凈資產(chǎn)(net)、年收入(inc)、房產(chǎn)(house)。其中，已婚記作1，否則為0；男性記作1，女性為0；擁有房產(chǎn)記作1，否則為0。樣本觀測值為3 122個家庭。表1中現(xiàn)金、股票基金、借出款、存款、債券、保險、風(fēng)險資產(chǎn)、金融資產(chǎn)的單位為萬元。

表1 變量的描述性統(tǒng)計分析

表1可知，樣本家庭股票均值為3.62萬元，高于基金和債券，戶均風(fēng)險資產(chǎn)和金融資產(chǎn)分別為7萬元和28.56萬元，金融素養(yǎng)過度自信家庭占樣本的比例約為1/5，20.31%的樣本家庭屬于金融素養(yǎng)自信不足。受訪者的平均學(xué)歷為2.98，介于大專和大學(xué)本科之間，且更接近大學(xué)本科水平，收入穩(wěn)定性接近2，屬于穩(wěn)定性一般。家庭凈資產(chǎn)的對數(shù)值為13.84，比家庭收入對數(shù)的絕對值大。

四、實證分析

(一)過度自信與股票市場參與的統(tǒng)計分析

首先對金融素養(yǎng)過度自信與股票市場參與率進(jìn)行相關(guān)性分析，結(jié)果見表2。從表2中可以看出，樣本家庭的股票市場參與率是40.61%，第Ⅰ象限和第Ⅱ象限類的家庭股票市場參與率均高于樣本均值，分別為59.68%和55.36%。金融素養(yǎng)過度自信受訪者的股票市場參與率比樣本均值高14.75%，金融素養(yǎng)過度自信受訪者比金融素養(yǎng)自信不足者高出21.13個百分點。第Ⅲ象限與第Ⅳ象限受訪者的股票市場參與率均低于樣本均值。

同時，從股票資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)的比重可以看出，主觀金融素養(yǎng)高于其均值的Ⅰ象限和Ⅱ象限類家庭股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重分別比均值高5.04%和2.43%，特別是金融素養(yǎng)過度自信比金融素養(yǎng)自信不足類家庭高出4%。

從股票資產(chǎn)絕對值方面看。樣本均值為3.62萬元，Ⅰ象限和Ⅱ象限兩個類別家庭比樣本均值高2.49萬元和1.37萬元。另外兩個類別的家庭均低于樣本均值。金融素養(yǎng)過度自信的Ⅱ象限類家庭比金融素養(yǎng)自信不足的Ⅳ象限類家庭平均高出2.46萬元。此外，基金、債券和風(fēng)險資產(chǎn)的參與率與股票表現(xiàn)出類似的趨勢。

因此，通過對金融素養(yǎng)過度自信家庭的股票參與率、股票資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)的比重及股票資產(chǎn)絕對值的分析可以看出，金融素養(yǎng)過度自信家庭的股票市場參與率及股票資產(chǎn)絕對值均高于金融素養(yǎng)自信不足家庭。

(二)基于風(fēng)險偏好分析過度自信對股票市場參與的影響機制

通過四個象限家庭的股票市場參與率的統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)過度自信家庭的股票市場參與率高于金融素養(yǎng)自信不足的家庭，還可以看出金融素養(yǎng)過度自信與股票市場參與率呈正相關(guān)關(guān)系。那么金融素養(yǎng)過度自信是如何影響到家庭的股票市場參與？這是必須要回答的問題。

表2 股票市場參與率統(tǒng)計

注：股票百分比指股票占家庭金融資產(chǎn)的比例。

風(fēng)險態(tài)度是金融學(xué)研究的關(guān)鍵變量，理論上采用效用函數(shù)的二階導(dǎo)數(shù)來度量，并結(jié)合外生偏好來分析它對個體經(jīng)濟行為的影響，如投資決策、借貸等金融行為(Campbell，2006)[1]。朱濤等(2016)[22]發(fā)現(xiàn)，當(dāng)個人具備較高的金融素養(yǎng)水平時，會增強自身對金融活動的把握感，從而表現(xiàn)出更高的風(fēng)險偏好，并最終影響到金融行為。因此這里嘗試檢驗，金融素養(yǎng)過度自信是否通過影響風(fēng)險偏好或者與風(fēng)險偏好的交互作用影響股票市場參與。表3是金融素養(yǎng)過度自信對股票市場參與影響的Probit回歸結(jié)果。模型1至模型7的區(qū)別在于變量有所差異。同時，參考Behrman et al.(2012)[8]的做法，表3中引入金融素養(yǎng)過度自信與風(fēng)險態(tài)度的交互項，來分析金融素養(yǎng)過度自信對家庭股票市場參與的影響。

模型1是不考慮風(fēng)險偏好及金融素養(yǎng)與風(fēng)險偏好的交互項對股票市場參與影響的回歸結(jié)果?？梢钥闯鼋鹑谒仞B(yǎng)過度自信的影響顯著為正，金融素養(yǎng)過度自信會提高家庭股票市場參與率11.4%。模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入風(fēng)險態(tài)度的影響，結(jié)果顯示，風(fēng)險偏好對股票市場參與的影響顯著為正，此時，金融素養(yǎng)過度自信的影響比模型1略有降低，但顯著性沒有發(fā)生變化。模型4是單獨考察風(fēng)險態(tài)度的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險偏好對股票市場參與具有顯著的影響，這與周弘(2015)[23]的研究結(jié)論是一致的。模型5僅考察了金融素養(yǎng)過度自信與風(fēng)險態(tài)度交互對股票市場參與的影響，發(fā)現(xiàn)交乘作用對股票市場參與具有顯著的正向影響。模型6進(jìn)一步考察在只考慮金融素養(yǎng)過度自信及其與風(fēng)險偏好的交互項的影響，結(jié)果顯示，金融素養(yǎng)過度自信的影響依然是顯著的。模型7顯示，風(fēng)險偏好對家庭股票市場參與的影響顯著為正。

模型3是將過度自信、風(fēng)險態(tài)度及兩者交互項同時放進(jìn)解釋變量的回歸結(jié)果，可以看出，金融素養(yǎng)過度自信的影響依然是顯著的。不管如何調(diào)整風(fēng)險態(tài)度這一解釋變量，金融素養(yǎng)過度自信的影響均顯著為正，風(fēng)險偏好的影響也顯著為正，兩者的交互作用僅在模型5中顯著為正?？梢钥闯?，金融素養(yǎng)過度自信與風(fēng)險偏好的交互作用對股票市場參與的影響是正的。綜上所述，金融素養(yǎng)過度自信對家庭股票市場參與概率的影響在10%以上。

通過對表3中7個回歸結(jié)果分析可以看出，金融素養(yǎng)過度自信對股票市場參與率具有顯著的正向影響。通過模型4和模型5可以發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)過度自信與風(fēng)險偏好的交互作用大于風(fēng)險偏好自身對股票市場參與的影響。同時，模型中金融素養(yǎng)過度自信與風(fēng)險偏好的交互作用也是顯著的。因此，有可能是金融素養(yǎng)過度自信引致風(fēng)險偏好進(jìn)而增加了家庭的股票市場參與。

除了核心解釋變量之外，通過表3還可以看出，家庭中孩子數(shù)量、凈資產(chǎn)及收入對股票市場參與均具有顯著影響。與本科相比，初中、高中層次的教育水平對股票市場參與的影響顯著為負(fù)，即較低的受教育水平會顯著降低家庭的股票市場參與率。健康狀況對家庭股票市場參與的影響不顯著。擁有房產(chǎn)會降低家庭股票市場參與率約10個百分點，即房產(chǎn)對家庭參與股票市場具有顯著的擠出效應(yīng)。這可能與中國家庭的房產(chǎn)負(fù)債水平較高有關(guān)，樣本數(shù)據(jù)顯示：因購房而擔(dān)負(fù)未償債務(wù)的家庭比例為49.97%，有房產(chǎn)負(fù)債的家庭戶均房產(chǎn)負(fù)債為28.89萬元。

表3 過度自信與風(fēng)險偏好交互的Probit模型估計結(jié)果

注:***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著水平下通過檢驗。

(三)基于教育水平分析過度自信對股票市場參與的影響機制

金融知識和教育是影響金融行為的重要因素。如尹志超等(2015)[24]發(fā)現(xiàn)金融知識會通過改善家庭融資渠道偏好，提高家庭正規(guī)信貸需求和正規(guī)信貸可及性來降低金融約束。同時，朱濤等(2015)[25]發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)是一項特定的人力資本，能夠改善投資者的信息處理能力，降低家庭金融市場參與成本，擴大家庭財富規(guī)模，增強對耐用品的消費偏好，同時還會促使家庭采取更主動的養(yǎng)老方式。金融素養(yǎng)是人力資本的一種重要形式，而教育是獲得人力資本最重要的途徑，據(jù)此可以推斷金融素養(yǎng)過度自信可能通過與教育水平的交互作用而影響家庭股票市場參與行為。參照Behrman et al.(2012)[8]考察金融素養(yǎng)對家庭財富積累影響時的做法，這里設(shè)置金融素養(yǎng)過度自信與教育水平的交乘項，嘗試驗證金融素養(yǎng)是否通過與教育的交互作用影響了家庭股票市場參與。表4是回歸結(jié)果，此時風(fēng)險態(tài)度作為控制變量。

表4中模型1是不考慮教育水平的前提下，單獨考察金融素養(yǎng)過度自信對股票市場參與的影響，結(jié)果顯示，金融素養(yǎng)過度自信會顯著提高家庭股票市場參與率10.7個百分點。模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入教育變量，結(jié)果顯示與本科相比教育水平屬于初中及高中層次的受訪者教育水平的影響顯著為負(fù)，碩士以上的影響為正但不顯著，然而金融素養(yǎng)過度自信對股票市場參與的影響仍顯著為正。模型3在模型2的基礎(chǔ)上進(jìn)一步檢驗金融素養(yǎng)過度自信與教育水平的交乘作用對股票市場的參與產(chǎn)生的影響，結(jié)果顯示，與教育水平的交乘作用并不顯著。

表4 過度自信與教育交互作用的Probit模型估計結(jié)果

注:***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著水平下通過檢驗。

模型4考察過度自信及其與教育水平的交乘作用，結(jié)果顯示金融素養(yǎng)過度自信的影響顯著為正，金融素養(yǎng)過度自信與不同教育水平的交乘作用均不顯著。通過模型3與模型4的對比來看，教育水平對股票市場參與的影響可能并不主要是通過與金融素養(yǎng)的交互產(chǎn)生作用。為了驗證這一點，模型5單獨考察了金融素養(yǎng)過度自信與不同教育水平交互對股票參與的影響，結(jié)果顯示這種交互作用不顯著。模型6在不單獨考慮金融素養(yǎng)過度自信的前提下，考察不同教育水平與金融素養(yǎng)過度自信的交互作用對股票市場參與的影響，結(jié)果顯示，單獨看教育水平的影響，與本科相比，初高中以下教育水平對股票市場參與率的影響顯著為負(fù)。從交互項來看，金融素養(yǎng)過度自信與初中以下教育水平的交互作用為負(fù)，但是與本科教育水平相比，金融素養(yǎng)過度自信與高中教育水平的交互作用顯著為正。從表4的整體上看出，與非高中教育水平消費者相比，高中教育水平對家庭股票市場參與的影響顯著為負(fù)(表3也是如此)，但當(dāng)教育水平與金融素養(yǎng)過度自信交互時，顯示出了正向影響，這一點與Behrman et al.(2012)[8]的結(jié)論是一致。

通過表4可以看出，控制變量中家庭孩子的數(shù)量對股票市場的參與有顯著的正向影響。家庭凈資產(chǎn)和收入的影響也顯著為正，但凈資產(chǎn)對股票市場參與的影響要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于收入的影響，家庭凈資產(chǎn)的對數(shù)上升一單位股票市場參與率提高11%以上。從房產(chǎn)的情況看，擁有房產(chǎn)會顯著降低家庭股票市場參與率約9個百分點，這說明房產(chǎn)對家庭股票市場參與具有顯著擠出效應(yīng)。

(四)過度自信對股票市場參與的影響：分位數(shù)回歸

上文對金融素養(yǎng)過度自信與家庭股票市場參與進(jìn)行了相關(guān)分析，還分析了與風(fēng)險偏好及教育的交互對股票市場參與度的影響，結(jié)果顯示，金融素養(yǎng)對股票市場參與具有顯著的正向影響。但并沒有分析在不同的股票資產(chǎn)水平上，金融素養(yǎng)過度自信對股票市場參與影響的異質(zhì)性。如方法部分所述，此處運用分位數(shù)回歸來實現(xiàn)這一目的。

對分位數(shù)回歸中被解釋變量的處理。此處，進(jìn)行分位數(shù)回歸時，被解釋變量如果使用虛擬變量是不適合的，因為樣本家庭的股票市場參與率為40.61%，即有59.39%的樣本為0值。股票占家庭金融資產(chǎn)比重這一指標(biāo)，刪除0值之后均值為0.63%，不刪除0值時均值為0.26%。另外，表4回歸分析結(jié)果顯示，金融素養(yǎng)過度自信與教育的交互作用對股票市場參與的影響并不顯著，而股票與風(fēng)險態(tài)度的交互對股票市場參與有顯著影響。同時，前面的回歸分析結(jié)果顯示，金融素養(yǎng)過度自信與風(fēng)險態(tài)度的交互作用比與教育的交互作用對股票市場參與的影響更大，因此回歸中更多的是檢驗風(fēng)險態(tài)度的影響，在分位數(shù)回歸的時候，教育水平單純的作為控制變量。因此，被解釋變量使用持有股票那部分樣本的股票金額占家庭金融資產(chǎn)的比重。圖3是分位數(shù)回歸結(jié)果。

圖3中的三條折線均是金融素養(yǎng)過度自信對股票市場參與的影響系數(shù)，a線是解釋變量中不考慮風(fēng)險態(tài)度及其與金融素養(yǎng)過度自信的交互作用，單獨考察金融素養(yǎng)過度自信的影響。b線是在解釋變量中加入風(fēng)險變量后，金融素養(yǎng)過度自信的回歸系數(shù)，c線是考慮金融素養(yǎng)過度自信與風(fēng)險態(tài)度交互作用下的核心解釋變量的回歸結(jié)果?？梢悦黠@看出，整體上，對參與股票市場的家庭而言，金融素養(yǎng)過度自信對金融資產(chǎn)中股票資產(chǎn)的比例具有正向的影響，而且這種影響隨著分位數(shù)的變化呈現(xiàn)U型。c線整體上要低于a線和b線，c線所使用的回歸分析中，控制了金融素養(yǎng)過度自信與風(fēng)險偏好的交互作用，而這種交互作用顯著為正，添加該控制變量時，已經(jīng)剔除金融素養(yǎng)過度自信與風(fēng)險偏好的傳導(dǎo)作用，此時金融素養(yǎng)過度自信的影響更準(zhǔn)確，因此要比不控制風(fēng)險偏好時的影響要小。

從圖3中三條折線可以看出，金融素養(yǎng)過度自信對股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重較低和較高家庭的影響要大于處于中間水平的家庭。

為了對前面實證結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，本研究采取以下做法：一是將金融素養(yǎng)過度自信按照表4中模型1至模型6進(jìn)行分位數(shù)回歸，發(fā)現(xiàn)得出的結(jié)論與上述實證結(jié)果是一致的；二是調(diào)整圖3中的分位點，進(jìn)行q25、q50和q75的分位數(shù)回歸，發(fā)現(xiàn)做出的折線圖趨勢沒有明顯變化，這說明分位數(shù)回歸的結(jié)果是穩(wěn)健的。由此可知，金融素養(yǎng)過度自信對股票資產(chǎn)比重低和高的家庭的影響要大于中間的那部分家庭。

五、研究結(jié)論及啟示

本文運用中國城市居民消費金融調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了金融素養(yǎng)過度自信對家庭股票市場參與的影響。本文將客觀金融素養(yǎng)得分低于平均值而主觀金融素養(yǎng)得分高于平均值的樣本定義為金融素養(yǎng)過度自信。實證部分首先進(jìn)行相關(guān)分析，然后運用二元離散選擇模型Probit分析金融素養(yǎng)過度自信對家庭股票市場參與的影響，著重探討金融素養(yǎng)過度自信與風(fēng)險偏好及教育水平交互作用的影響。然后利用分位數(shù)回歸模型對金融素養(yǎng)過度自信對股票市場參與的影響進(jìn)行更精確的刻畫，并對實證研究結(jié)論進(jìn)行了進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗。得到如下結(jié)論：(1)金融素養(yǎng)過度自信與家庭股票市場參與率、股票資產(chǎn)持有額度及股票占家庭金融資產(chǎn)的比例正相關(guān)，金融素養(yǎng)過度自信會提高家庭股票市場參與率。(2)金融素養(yǎng)過度自信對家庭股票市場參與率顯著正向影響，金融素養(yǎng)過度自信與風(fēng)險偏好的交互作用顯著提高了家庭的股票市場參與率。對持有股票的家庭而言，金融素養(yǎng)過度自信對股票占家庭金融資產(chǎn)比重的影響呈U型，即金融素養(yǎng)過度自信對股票資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)比重較低和較高的家庭的影響更大，而對中間水平的家庭影響不大。(3)金融素養(yǎng)過度自信與教育的交互作用對股票市場參與的影響不顯著，但家庭中孩子數(shù)量、凈資產(chǎn)、收入對股票市場參與具有顯著的正向影響，而房產(chǎn)對家庭股票市場參與具有顯著的擠出效應(yīng)，購買房產(chǎn)會減少家庭的股票投資概率。

本研究的政策含義是：在政府及金融機構(gòu)層面，應(yīng)該增加對股票市場參與者的金融教育供給，通過靈活多樣的金融知識宣傳，全面提升公眾金融素養(yǎng)，使公眾客觀認(rèn)識金融產(chǎn)品和金融市場的風(fēng)險，從而做出理性的股票投資決策，而不是盲目的從事股票市場投機，進(jìn)而降低股票市場投機泡沫，推動資本市場的穩(wěn)健發(fā)展。在制定提升居民金融素養(yǎng)的政策時，應(yīng)給予金融素養(yǎng)過度自信對金融行為影響異質(zhì)性充分考慮。而券商作為金融素養(yǎng)供給的另一大主體，應(yīng)該增加股票投資者金融教育，股民自身也應(yīng)該加強學(xué)習(xí)經(jīng)濟金融知識，降低金融素養(yǎng)過度自信造成的投資損失。這對證券市場的穩(wěn)定發(fā)展也具有重大意義。

與國外關(guān)于金融素養(yǎng)過度自信對股票市場參與影響的研究相比，本研究還有以下值得探討的問題。首先是關(guān)于金融素養(yǎng)過度自信度量方面。國外關(guān)于金融素養(yǎng)過度自信度量的研究遠(yuǎn)較國內(nèi)深入，對金融素養(yǎng)的度量已經(jīng)在著力探討金融測度工具的一貫可比性，更加注重測度范圍的寬度和深度，進(jìn)而來保證測度的全面性和精確性。其次是針對金融素養(yǎng)過度自信對股票市場參與行為的影響的研究更細(xì)致，已經(jīng)拓展到股票市場參與行為與儲蓄決策、信貸決策、養(yǎng)老規(guī)劃、年金計劃等其他金融決策的替代性方面。此外還深入到某些特定群的金融素養(yǎng)對其股票市場參與行為的影響，如大學(xué)生、老年人、亞裔群體等。而本研究僅涉及全國樣本的一個整體的分析。通常家庭股票市場參與行為，還會受到宏觀經(jīng)濟因素影響，如何控制宏觀經(jīng)濟環(huán)境對家庭股票參與的影響還有待討論。另外，由于數(shù)據(jù)資料限制，本研究只使用了微觀截面數(shù)據(jù)，結(jié)論可能只在一定的時期內(nèi)成立。這些問題，有待具備更完美的數(shù)據(jù)來做更深入的分析。

注 釋：

①24個城市如下。第一類：北京、上海、沈陽、濟南、廣州、重慶、西安、武漢。第二類：包頭、吉林、徐州、南昌、?？凇⒗ッ?、烏魯木齊、洛陽。第三類：朔州、伊春、安慶、泉州、桂林、攀枝花、白銀、株洲。

②這六個問題分別如下。1. 下列哪個銀行對金融體系負(fù)有管理職能？(1)中國銀行；(2)中國工商銀行；(3)中國人民銀行；(4)中國建設(shè)銀行；(5)不知道。2. 如果降低商業(yè)銀行的存款準(zhǔn)備金率，您認(rèn)為整個經(jīng)濟中的貨幣量會怎樣？(1)減少；(2)增加；(3)不知道。3. 分散化投資能降低風(fēng)險嗎？(1)是；(2)否；(3)不知道。4. 如果你持有了某公司股票，那么：(1)無論短期持有，還是長期持有，你實際上都是把錢借給了公司；(2)無論短期持有，還是長期持有，你實際上都是公司的股東；(3)長期持有的時候，是公司的股東，短期持有，實際上是把錢借給了公司；(4)不知道。5. 如果利率下降了，您認(rèn)為債券的價格將會如何變化？(1)下降；(2)上升；(3)不知道。6. 銀行的營業(yè)網(wǎng)點人民幣兌美元的外匯報價顯示為6.321 5～6.322 0元/美元：您認(rèn)為哪個數(shù)字指的是美元的買入價？(1) 6.321 5；(2)6.322 0；(3)不知道。

[1]Campbell J Y. Household finance[J]．The Journal of Finance, 2006, 61(4): 1553-1604．

[2]Lusardi A, Mitchell O S. The economic importance of financialliteracy: theory and evidence[J].Journal of Economic Literature, 2014,52(1):5-44.

[3]Lusardi A, Mitchell O S. Baby boomer retirement security: the roles of planning, financial literacy, and housing wealth[J]. Journal of Monetary Economics, 2007,54(1):205-224.

[4]Charness G, Gneezy U. Portfolio choice and risk attitudes: an experiment[J]. Economic Inquiry, 2010,48(1):133-146.

[5]Xie E, Sun G R. The effect of health shocks on portfolio choice of elderly households[J]. Population & Development, 2012,24(4):47-55.

[6]Bonaparte Y, Korniotis G M. Kumar A. Income hedging and portfolio decisions[J]. Journal of Financial Economics, 2014,113(2): 300-324.

[7]Pool V K, Stoffman N, Yonker S E. The people in your neighborhood: social interactions and mutual fund portfolios[J]. Journal of Finance, 2015,70(6):2679-2732.

[8]Behrman J R, Mitchell O S, Soo C K, et al. How financial literacy affects household wealth accumulation [J]. American Economic Review, 2012, 102(3):300-304.

[9]Mouna A. Financial literacy and portfolio diversification: an observation from the tunisian stock market[J]. International Journal of Bank Marketing, 2015,33(6):808-822.

[10]Cole S, Sampson T, Zia B. Prices or knowledge? What drives demand for financial services in emerging markets?[J]. Journal of Finance, 2011,66(6):1933-1967.

[11]Rooij M C, Lusardi A, Alessie R J. Financial literacy, retirement planning and household wealth [J]. Economic Journal, 2011, 122(5):449-478.

[12]尹志超,宋全云,吳雨.金融知識、投資經(jīng)驗與家庭資產(chǎn)選擇[J].經(jīng)濟研究,2014(4) :62-75.

[13]曾志耕,何青,吳雨,等. 金融知識與家庭投資組合多樣性[J]. 經(jīng)濟學(xué)家,2015(6) :86-94.

[14]譚松濤,陳玉宇.投資經(jīng)驗?zāi)軌蚋纳乒擅竦氖找鏍顩r嗎——基于股民交易記錄數(shù)據(jù)的研究[J].金融研究,2012(5):164-178.

[15]王宇熹,范潔. 消費者金融素養(yǎng)影響因素研究——基于上海地區(qū)問卷調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析[J].金融理論與實踐,2015(3):70-75.

[16]王宇熹,楊少華. 金融素養(yǎng)理論研究新進(jìn)展[J]. 上海金融,2014(3):26-33.

[17]陳其安,陳慧. 投資者過度自信與中國股票市場風(fēng)險的實證研究[J]. 統(tǒng)計與決策,2010(7):134-138.

[18]陳其安,高國婷,陳慧. 基于個人投資者過度自信的中國股票市場定價模型[J]. 中國管理科學(xué),2011(4) :38-46.

[19]譚松濤. 自我歸因偏差、學(xué)習(xí)與股民的過度自信[J]. 經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理,2013(11):71-79.

[20]Koenker R, Bassett G. Regression quantiles[J]. Econometrica, 1978,46(1):33-50.

[21]Xia T, Wang Z, Li K. Financial literacy overconfidence and stock market participation[J]. Social Indicators Research, 2014,119(3):1-13.

[22]朱濤,吳宣文,李蘇喬. 金融素養(yǎng)與風(fēng)險態(tài)度——來自微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究[J]. 科技與經(jīng)濟,2016(1):62-66.

[23]周弘. 風(fēng)險態(tài)度、消費者金融教育與家庭金融市場參與[J]. 經(jīng)濟科學(xué),2015(1):79-88.

[24]尹志超,宋全云,吳雨,等.金融知識、創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)動機[J].管理世界,2015(1):87-98.

[25]朱濤,錢銳,李蘇南. 金融素養(yǎng)與教育水平對家庭金融行為影響的實證研究[J]. 金融縱橫,2015(5):85-93.

(本文責(zé)編 王 軼)

Does Financial Literacy Overconfidence Affect Participation in Stock Market? ——Micro-data from Urban Household in China

HU Zhen & ZANG Rihong

(SchoolofEconomics&Management,ChinaAgriculturalUniversity,Beijing100083,China)

The financial literacy plays an important role in family financial activities, the impact of which becomes increasingly significant on household financial behaviour. Based on the survey data of consumer finance among China's urban residents in 2012, we study the influence of financial literacy overconfidence on household participation in stock market. The study finds that financial literacy overconfidence has a significant positive impact on participation behaviour in stock market, on the amount of stock assets held by households and on the proportion of stock assets in the financial assets. At the same time, for the stock-holding households, the impact on the proportion of stock assets in the financial assets structure is U shape. Further analysis shows that financial literacy overconfidence will enhance risk appetite, and ultimately lead to an increase in the participation rate in stock market. Accordingly, this paper suggests the government should increase the supply of financial education, improve the residents' financial literacy and enhance their risk awareness to help consumers rationally participate in stock market.

financial literacy; overconfidence; participation in stock market; transmission mechanism; consumer finance；family finance

10.16299/j.1009-6116.2016.06.012

2016--06--11

國家自然科學(xué)基金重點項目“中國城市居民家庭/消費者金融研究”(71232003)。

胡 振(1986—)，男，安徽阜陽人，中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院博士研究生，研究方向：家庭金融； 臧日宏(1963—)，男，山東諸城人，中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：金融理論與政策、企業(yè)資本運營。

F832

A

1009--6116(2016)06--0101--11