金融素養(yǎng)、風險偏好與家庭金融資產投資收益

劉 波 ，胡宗義 ，龔志民

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

一、引言

隨著中國資本市場規(guī)模的不斷擴大，互聯網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；二是內在的投資決策。在家庭投資決策的過程中，如何恰當地權衡風險與收益，投資決策者自身的金融素養(yǎng)至關重要，導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(Campbell，2006)[1]。

在反思“次貸危機”的教訓時，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)表現為缺乏必要的財務預算知識，以及不能準確地評估信貸、投資工具或者銀行相關業(yè)務的真實風險(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，如何將金融知識轉化為金融實踐能力，做出理智、準確的判斷，實現“知行合一”才是金融素養(yǎng)的終極目標。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)會影響投資人的風險偏好，從而影響投資人的金融資產配置策略，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)與金融資產配置、家庭投資組合有效性、風險感知與風險容忍等問題之間的關系進行了討論，對于家庭金融資產投資的結果卻鮮有涉及。本文首先將家庭金融資產投資的結果分解為“是否盈利(損失)”與“相應的盈利(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構建實證模型，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建實證模型；再次，以CFPS數據為樣本，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)對家庭金融資產投資收益的直接影響以及通過風險偏好形成的間接影響；最后給出研究結論與展望。

二、文獻綜述

金融素養(yǎng)是家庭金融研究領域的重要議題(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，關于金融素養(yǎng)的已有文獻，可以根據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，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，與其他領域的素養(yǎng)定義一樣，金融素養(yǎng)應包含金融知識(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金融知識，還要測度能否恰當地運用金融知識增加財富。在實證研究中，可以根據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，應當作為金融素養(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)之間的關系。金融福祉主要體現為投資收益，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)現存在“無知者無畏”的現象，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，金融素養(yǎng)不僅與是否制定養(yǎng)老金規(guī)劃有關，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注的領域，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]、影響風險偏好(Lusardi &Tufano，2015)[22]，左右家庭金融資產配置(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]。

國內關于家庭金融資產配置的研究起步相對較晚，主要是基于國外的框架并結合中國的經驗數據進行定量研究，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]，提高了風險資產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[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，關于金融素養(yǎng)對金融行為影響的討論相對較多，而關于金融素養(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)對家庭金融資產投資收益的影響。基于此，本文在測度金融素養(yǎng)的基礎上，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和間接效應。

三、模型、數據與變量

(一)實證模型的構建

投資人是否進入資本市場以及采取何種投資策略，本質上源于投資人對風險與收益的權衡，投資人的風險偏好起主導作用，而其他條件則是強化或者減弱投資人的風險偏好。除風險偏好外，本文主要考慮3個方面的因素。首先是金融基礎條件，家庭配置金融資產需要一定的基礎條件，例如簡單易行的開戶方式、便捷的支付結算手段。其次是家庭的資產、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，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險偏好對是否參與資本市場、金融資產配置產生間接影響。除此之外，宏觀層面的經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為風險偏好，literacy為金融素養(yǎng)，family包括資產(Assets)、負債(Debets)、人口特征(老人、學生與嬰幼兒比重)和受教育程度(edu)，condition為金融基礎設施，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險偏好、金融素養(yǎng)有關，還與投資人的信息處理能力有關。在互聯網和手機普及的大背景下，投資人獲取信息的基礎條件是具備的，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)與風險偏好的關系，另一方面分析金融素養(yǎng)、風險偏好對是否盈利的影響。諸多文獻表明，金融素養(yǎng)與風險偏好存在關聯性，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)通過風險偏好對投資收益產生的間接影響，如式(3)所示。

(3)

在模型式(3)中，當被解釋變量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)函數給出了一種估計方法。[39]

(二)數據與變量定義

本文以CFPS數據(2014)中社區(qū)性質為“居委會”的家庭數據為樣本。在2014年的CFPS中，金融素養(yǎng)的調查與OECD國民金融素養(yǎng)的試點調查的指標體系基本一致。本文以OECD國民金融素養(yǎng)的試點調查的指標體系為基礎(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個指標擴充為13個指標，在金融實踐中增加一項“記賬”指標。首先將指標正向化，然后采用變異系數法設置權重，具體的指標與權重如表1所示。

表1金融素養(yǎng)的指標體系及權重

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性并不高，線性相關系數僅為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、風險偏好、家庭特征與金融基礎設施5個方面的變量。當家庭持有股票、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。金融資產收益包括是否盈利和相應的盈利(損失)水平，風險偏好依次為1(高風險、高收益)、2(適中風險、穩(wěn)健收益)、3(低風險、低收益)、4(不愿意承擔任何投資風險)。家庭特征主要包括家庭凈資產、非房貸負債、成年人平均受教育程度、成年人的人均年齡、學生與嬰幼兒的比重。金融基礎設施以家庭所在的社區(qū)類型為代理變量，依次為城市、鎮(zhèn)、農村和郊區(qū)。由于本文采用的截面數據，因此不考慮宏觀經濟金融變量。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

根據上文的定義，是否盈利為0-1變量，故采用Heckman-Probit模型，估計結果如表3所示。為了檢驗模型的穩(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，本文主要關注金融素養(yǎng)及金融知識、金融實踐的估計結果。

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、資產規(guī)模和便捷的金融基礎設施均能增加家庭涉足資本市場的概率；風險偏好越低，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鍵。

表3Heckman-Probit模型的估計結果

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，估計結果如表4所示。表4中的估計結果與表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化收益，實踐能力才是提升投資收益水平的關鍵。

表4樣本選擇模型的估計結果

續(xù)表

(1)(2)(4)(5)profit2participationprofit2participationI(郊區(qū))0.1509(0.2541)-0.0121(0.2619)常數項-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模型的估計結果

在表3和表4的估計結果中，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，金融知識與風險偏好有關，而投資者的風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的類型，Hernández-Alava & Pudney給出了6種耦合函數，耦合函數主要通過AIC和BIC確定，估計結果如表5所示。在風險偏好方程中，對于歸總后的金融素養(yǎng)，在1%的水平上，金融素養(yǎng)越高，風險偏好越弱。隨著資產規(guī)模的提升，風險偏好也會隨之降低；嬰幼兒比重也會降低風險偏好，成年人的平均年齡增加反而會增加風險偏好。在投資收益方程中，歸總后的金融素養(yǎng)與風險偏好對投資收益的影響并不顯著。

值得關注的是，金融素養(yǎng)與風險偏好的關系與已有文獻的結果存在較大差異(van Rooij et al.，2011；Cole et al.，2011；Almenberg&Dreber，2015)[15，23，24]，結果雖然在意料之外，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，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，估計結果略有不同。在風險偏好方程中，在1%的水平上，金融知識水平越高，投資者的風險偏好越弱；同時，金融實踐能力的提升也會降低風險偏好，但并不顯著。成年人平均年齡、家庭資產規(guī)模和成年人的平均年齡的估計結果與(2)列中的估計結果一致。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。估計結果與表4具有一致性，提升金融實踐能力才是關鍵。與此同時，風險偏好越低，投資獲利的可能性越小，通過“金融知識-風險偏好-投資收益“的渠道，金融知識對是否盈利的負面效應被進一步強化了。

表5 Bioprobit模型的估計結果

續(xù)表

(1)(2)(3)(4)耦合函數:gumbel耦合函數: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，也通過風險偏好對其產生了負面影響，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模型的估計結果為基礎，對于投資盈利的家庭，假設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%，盈利概率的相應變動率為ΔL，ΔL的估計值如表6所示。對于不同風險偏好的投資人而言，金融素養(yǎng)增加同等程度，相應的ΔL變動程度也不一樣。因此，本文同時也給出了在不同風險偏好程度條件下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。對于不同風險偏好的投資者，金融素養(yǎng)對是否盈利的影響具有異質性，對于“高風險、高收益”“適中風險、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“低風險、低收益”“不愿意承擔任何投資風險”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)對風險偏好是否獲得收益的基礎上，進一步通過MQV模型考察對收益(或者損失)水平的影響，估計結果如表7所示，估計結果與表5中的估計結果大同小異。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險偏好；成年人的平均年齡、資產規(guī)模的估計結果亦與表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鍵因素。

表7 MQV模型估計結果

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

五、結論與展望

本文主要探討金融素養(yǎng)對家庭金融資產投資收益的影響。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，首先通過變異系數法賦權，測算金融知識、金融實踐以及金融素養(yǎng)。其次，以測算結果為基礎，結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險偏好，尤其是金融知識，而保守的風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性，對于風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)的高低不僅關乎家庭能否在金融資產投資上獲利增收，更與非法集資、高利貸、傳銷、詐騙等金融亂象緊密相關，對于防范系統性風險具有重要意義。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。