開(kāi)放性人格特征對(duì)家庭金融參與的影響及作用機(jī)制
——基于CFPS數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

◎崔順偉 王婷婷

引言

家庭金融越來(lái)越成為人們關(guān)注的重點(diǎn)，家庭金融市場(chǎng)參與、家庭資產(chǎn)選擇及其影響因素是家庭金融研究的核心問(wèn)題之一（Campbell，2006）。研究家庭金融市場(chǎng)一方面可以對(duì)股市“有限參與”現(xiàn)象作出解釋，另一方面可以為解決中國(guó)居民儲(chǔ)蓄率居高不下的狀況提供思路。2021年的政府工作報(bào)告明確提出，要建立擴(kuò)大內(nèi)需的有效制度，全面促進(jìn)消費(fèi)，拓展投資空間，因此研究家庭的金融市場(chǎng)參與，引導(dǎo)居民從儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)向投資，讓更多的資本在全社會(huì)流動(dòng)，對(duì)構(gòu)建國(guó)內(nèi)大循環(huán)有著重要的意義。

目前，中國(guó)的家庭金融市場(chǎng)還不完善、不發(fā)達(dá)，家庭金融市場(chǎng)參與率較低。如表1所示， 通過(guò)對(duì)2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)的分析，中國(guó)家庭金融市場(chǎng)參與率低這一結(jié)論也可以得到驗(yàn)證。2017年，中國(guó)家庭股票市場(chǎng)參與率僅為8.62%，基金市場(chǎng)的參與率僅為3.11%，金融理財(cái)產(chǎn)品和其他金融產(chǎn)品的持有率分別為4.11%和1.23%。此外，根據(jù)2009年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局“中國(guó)城鎮(zhèn)居民經(jīng)濟(jì)狀況與心態(tài)調(diào)查”顯示，僅有14.8%的中國(guó)家庭直接參與股票市場(chǎng)投資。相比而言，根據(jù) Guiso et al.(2013) 測(cè)算，美國(guó)約有50%的家庭參與股票市場(chǎng)。和發(fā)達(dá)國(guó)家相比，我國(guó)家庭參與股票市場(chǎng)的比例較低。對(duì)于家庭金融市場(chǎng)的有限參與，國(guó)內(nèi)外學(xué)者給出了不同的解釋。同時(shí)，這也是本文的出發(fā)點(diǎn)。

已有的文獻(xiàn)對(duì)于中國(guó)家庭金融市場(chǎng)參與率低的研究，集中在分析影響家庭參與決策的重要影響因素上，主要從背景風(fēng)險(xiǎn)狀況和個(gè)體特征兩個(gè)角度對(duì)家庭金融市場(chǎng)的有限參與作出解釋。背景風(fēng)險(xiǎn)又可以分為住房和商業(yè)投資風(fēng)險(xiǎn)、健康風(fēng)險(xiǎn)和勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)三個(gè)方面，這三方面都會(huì)影響家庭參與金融市場(chǎng)的決策。比如，住房投資顯著地?cái)D出了投資者在流動(dòng)性資產(chǎn)上的投資（吳衛(wèi)星，2015）；健康狀況對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)有顯著的正向影響（Rosen＆Wu，2004）；收入風(fēng)險(xiǎn)降低了家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的持有比例(Guiso et al.，1994)。個(gè)體特征如年齡、收入、性別、受教育程度、金融知識(shí)和金融素養(yǎng)對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)的影響已經(jīng)被國(guó)內(nèi)外眾多學(xué)者研究（Ameriks J， 2000；吳衛(wèi)星，2015；陳永偉，2015；周弘，2015；宋全云，2017；Behrman etal.，2012；Zou et al， 2019 )。盡管關(guān)于家庭金融市場(chǎng)參與的研究很多，但本文認(rèn)為影響家庭金融市場(chǎng)參與決策的因素仍然存在相對(duì)空白和需要完善的方面。本文從心理學(xué)的角度，借鑒了人格經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)內(nèi)容，旨在用人格特征中的開(kāi)放性維度去對(duì)家庭金融市場(chǎng)有限參與的原因進(jìn)行深入的分析。

表1：中國(guó)家庭參與金融市場(chǎng)的基本情況

人格經(jīng)濟(jì)學(xué)（Heckman，2011；Almlund et al.，2011），主要分析人們的人格特征對(duì)其受教育水平、事業(yè)成就、收入水平和創(chuàng)業(yè)選擇等經(jīng)濟(jì)行為和績(jī)效的影響。自Brown & Taylor(2014)將人格特征引入家庭金融領(lǐng)域，而后國(guó)內(nèi)學(xué)者李濤、張文韜（2015）首次將人格經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論引入到中國(guó)家庭金融市場(chǎng)參與中來(lái)，更進(jìn)一步分析了戶主的開(kāi)放性人格特征對(duì)家庭金融參與的影響，并指出戶主的價(jià)值觀越開(kāi)放，家庭股票投資越積極。而李云峰等（2019）也證明了這一觀點(diǎn)。這為本文討論開(kāi)放性人格特征對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響提供了基礎(chǔ)。不難看出，上述的文獻(xiàn)都遵循了心理學(xué)對(duì)人格特征的標(biāo)準(zhǔn)分類，即“大五”（the big five）人格分類，分析了每一個(gè)人格特征維度對(duì)家庭金融行為的影響，但劃分較為粗略。本文認(rèn)為，拿出一個(gè)維度深入挖掘，將會(huì)有更深層的理解和解釋。因此，本文將重點(diǎn)拿出開(kāi)放性維度進(jìn)行分析，即研究家庭成員開(kāi)放型人格對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響。

為彌補(bǔ)上述研究的不足之處，我們利用2014年和2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了開(kāi)放性人格特征對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)決策的影響。我們參考了“大五”人格分類標(biāo)準(zhǔn)和李濤（2015）對(duì)開(kāi)放性價(jià)值觀的解釋去衡量開(kāi)放性人格特征，從不同角度論述了開(kāi)放性人格對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響。本文作出如下假設(shè)：

假設(shè)1：開(kāi)放性人格對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與有顯著的正向影響。

假設(shè)2：由于男性的股市參與率高于女性（Barber et al.， 2001），我們認(rèn)為，這一點(diǎn)在這里也是不變的，即具有開(kāi)放性人格特征的男性參與金融市場(chǎng)的概率比女性高。

假設(shè)3：影響低收入群體不參與金融市場(chǎng)的原因是受收入限制(尹志超，2015），但高收入家庭不參與金融市場(chǎng)的原因可能是未形成開(kāi)放的人格特征。

假設(shè)4：從地理區(qū)位上看，開(kāi)放性人格特征的邊際效應(yīng)自東向西遞減。

假設(shè)5：從開(kāi)放性人格到家庭金融市場(chǎng)參與可能存在著一條影響路徑，并直接影響到家庭如何獲取信息，我們假設(shè)，這種影響可能與開(kāi)放性維度下的思辨性有關(guān)。

通過(guò)回歸顯示上述假設(shè)都成立，開(kāi)放性人格特征，即使是在不同情況下，對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與都有著穩(wěn)定的顯著的正向影響。本文發(fā)現(xiàn)，具有開(kāi)放性人格特征的男性參與金融市場(chǎng)的概率要高于具有開(kāi)放性人格特征的女性；收入越高，開(kāi)放性人格特征對(duì)金融市場(chǎng)參與行為的影響就越大，低收入家庭受到較強(qiáng)的資金約束，開(kāi)放性人格特征對(duì)金融市場(chǎng)參與的影響并不顯著；開(kāi)放性人格特征的邊際效應(yīng)從東部到西部遞減，可能是受到影響金融參與的配套的基礎(chǔ)設(shè)施限制，東北地區(qū)例外；課外閱讀是開(kāi)放性人格特征對(duì)家庭金融參與的一條影響路徑。

本文可能的貢獻(xiàn)在于，研究發(fā)現(xiàn)收入越高，開(kāi)放性人格特征對(duì)金融市場(chǎng)參與行為的影響就越大，低收入家庭受到較強(qiáng)的資金約束，開(kāi)放性人格特征對(duì)金融市場(chǎng)參與的影響并不顯著；本文還發(fā)現(xiàn)了開(kāi)放性人格特征的地區(qū)效應(yīng)，以及從開(kāi)放性人格特征到家庭金融參與的一條影響路徑。上述內(nèi)容都是以往文獻(xiàn)并未提到的，本文給出實(shí)證分析。所以本文是借鑒了人格經(jīng)濟(jì)學(xué)的內(nèi)容，對(duì)已有文獻(xiàn)的補(bǔ)充和完善。本文可能的不足在于，衡量人格特征中開(kāi)放性的標(biāo)準(zhǔn)有六個(gè)方面，包括想象力、審美、感受豐富的、嘗新、思辨和價(jià)值觀，本文只選取了價(jià)值觀這一個(gè)方面去衡量開(kāi)放性人格特征，因此對(duì)于其他的方面，本文并未給出更進(jìn)一步的證明。

本文除引言外結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是文獻(xiàn)綜述；第三部分是模型和變量；第四部分是估計(jì)結(jié)果，包括穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第五部分是結(jié)論和政策。

文獻(xiàn)綜述

（一）家庭金融參與的重要影響因素

關(guān)于家庭金融參與的重要影響因素，國(guó)內(nèi)外研究有很多，現(xiàn)有文獻(xiàn)可將影響家庭金融市場(chǎng)參與的因素分為三類，第一是經(jīng)濟(jì)背景狀況，第二是個(gè)體特征方面，第三是文化和心理層面。

第一，就經(jīng)濟(jì)背景狀況而言，已有的研究主要集中在分析與收入相關(guān)的方面。收入風(fēng)險(xiǎn)不確定性增加，對(duì)家庭金融參與有負(fù)向影響。而保障機(jī)制增加，比如社會(huì)保險(xiǎn)可以有效降低不確定性，對(duì)家庭金融參與有著正向的影響。比如，Guiso et al.(1994) 基于意大利家庭微觀數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)收入風(fēng)險(xiǎn)降低了家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的持有比例；Henry et al.(1992) 依靠1978～1988年的追蹤數(shù)據(jù)對(duì)法國(guó)家庭金融行為進(jìn)行建模，分析了家庭由于受到借貸約束的影響，會(huì)在長(zhǎng)期和短期采取不同的金融投資行為；Vissing-Jorgensen，A.(2002) 利用美國(guó)家庭層面的數(shù)據(jù)集來(lái)分析居民不參與股市的原因，發(fā)現(xiàn)平均非金融收入對(duì)股市參與概率有積極影響的證據(jù)。尹志超（2015）也證明了收入和金融可能性的增加會(huì)促進(jìn)家庭金融市場(chǎng)參與；宗慶慶等（2015）發(fā)現(xiàn)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)能有效降低未來(lái)的不確定，擁有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)顯著提高家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的可能性。

第二，就個(gè)體特征而言，如年齡、收入、性別、受教育程度、金融知識(shí)和金融素養(yǎng)等方面，已有很多學(xué)者針對(duì)以上方面對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與原因進(jìn)行論述(Ameriks J，2000；吳衛(wèi)星，2015；陳永偉，2015；周弘，2015；宋全云，2017；Behrman et al.，2012；趙國(guó)慶等，2012)。例如，Ameriks J & Zeldes S P(2000) 利用消費(fèi)者金融調(diào)查的匯總橫截面數(shù)據(jù)和TIAA-CREF的新面板數(shù)據(jù)，對(duì)年齡和投資組合選擇之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證， 結(jié)果表明股票投資組合的份額隨著年齡的增長(zhǎng)而顯著增加。吳衛(wèi)星等（2015）研究表明，家庭的收入和財(cái)富越高，其持有的投資組合有效性越高；陳永偉（2015）研究發(fā)現(xiàn)，住房財(cái)富的增加對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)投資有促進(jìn)作用；Behrman et al. (2012) 、周弘（2015）和宋全云（2017）都發(fā)現(xiàn)了金融素養(yǎng)和受教育程度與金融市場(chǎng)參與呈正相關(guān)關(guān)系。

第三，就文化層面而言，已有的研究主要是集中在國(guó)家文化和宗教信仰對(duì)家庭資產(chǎn)配置的影響（Beugelsdijk S &Frijns B，2010；Breuer et al.，2009；Fisman，2017）。心理層面可以從信心、社會(huì)信任和心理風(fēng)險(xiǎn)承受能力的角度進(jìn)行研究：信心上升會(huì)刺激貸款，信心下降會(huì)增加儲(chǔ)蓄（Bia?owolski，2019）；社會(huì)信任的提高會(huì)改善投資行為（(Steinert et al.， 2018)）；風(fēng)險(xiǎn)偏好者會(huì)更容易參與股市，風(fēng)險(xiǎn)厭惡者參與股市的可能性越低（Guiso et al.，2008；李濤等，2009）。

綜上所述，研究家庭金融參與的重要影響因素的文章已有很多，雖然角度眾多，但也可以看出，從文化和心理層面研究該領(lǐng)域的較少，尤其是從心理層面研究較少，與本課題相關(guān)的研究綜述將在下一部分給出。

（二）開(kāi)放性人格特征與大五人格特征

從心理學(xué)角度，尤其是從人格特征的角度對(duì)家庭金融參與的研究較少。“大五”模型的思想雛形，最早可以追溯到1936年，Allport&Odbert認(rèn)為個(gè)體特征之間的差異可以通過(guò)詞語(yǔ)來(lái)表示，之后的心理學(xué)家將這些形容詞描述歸類，由Costa & McCrae(1992)正式構(gòu)建出“大五”人格分類法?！按笪濉比烁裉卣骺梢愿爬殚_(kāi)放性、責(zé)任心、外向性、順同性、神經(jīng)質(zhì)性。其中開(kāi)放性，描述一個(gè)認(rèn)知風(fēng)格，這個(gè)維度描述那些好奇的、新穎的、非傳統(tǒng)的個(gè)體，開(kāi)放性的人偏愛(ài)抽象思維，興趣廣泛。該維度又可以分為六個(gè)小方面，分別為想象力、審美、感受豐富的、嘗新、思辨和價(jià)值觀。也就是說(shuō)開(kāi)放性人格特征的人想象力豐富，具有較高的對(duì)藝術(shù)和美的理解，內(nèi)心感受的能力強(qiáng)，求知欲強(qiáng)，會(huì)挑戰(zhàn)傳統(tǒng)的價(jià)值觀。

“大五”人格分類提出后，被廣泛運(yùn)用到經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域（Caputo et al.，1998；Cawley et al.，2001；Borghans et al.，2008；Heckman et al.，2013）。2014年，Brown& Taylor（2014）首次將人格特征引入家庭金融領(lǐng)域，分析“大五”人格特征五個(gè)維度對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)的影響，李濤、張文韜（2015）首次將人格經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論引入到中國(guó)家庭金融參與中來(lái)，把“大五”人格維度又細(xì)分成14個(gè)方面進(jìn)一步分析了戶主的人格特征對(duì)家庭金融參與的影響，并指出戶主的價(jià)值觀越開(kāi)放，家庭股票投資越積極。李云峰等（2019）又在此基礎(chǔ)上，將研究從家庭參與股票市場(chǎng)擴(kuò)大到整個(gè)金融市場(chǎng)。上述研究都是橫向分析人格特征對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與，我們認(rèn)為研究可以更為深入，所以我們將拿出一個(gè)維度——開(kāi)放性，縱向地分析家庭成員的開(kāi)放性人格特征對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響。具有開(kāi)放性人格特征的人更愿意去嘗新，更具有思辨性和求知欲，在價(jià)值觀方面，具有開(kāi)放性人格特征的人具有挑戰(zhàn)權(quán)威、常規(guī)和傳統(tǒng)觀念的特征（Goldberg，1992）?；谶@樣的特征，我們認(rèn)為具有開(kāi)放性人格特征的人會(huì)更愿意參與到金融市場(chǎng)的投資活動(dòng)中，并且本文找到了開(kāi)放性人格特征影響家庭金融決策的一個(gè)傳導(dǎo)路徑，這一點(diǎn)是上述研究并未涉及到的。本文的貢獻(xiàn)是對(duì)已有文獻(xiàn)的完善，并彌補(bǔ)以前研究存在的不足。

模型與變量

（一）模型設(shè)定

本文數(shù)據(jù)來(lái)自2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）數(shù)據(jù)，該調(diào)查涵蓋了對(duì)全國(guó)31省（自治區(qū)、直轄市）的14217戶家庭、37354位個(gè)人的訪問(wèn)。

本文主要采用LOGIT模型分析開(kāi)放性人格特征對(duì)家庭成員參與金融市場(chǎng)參與的影響，Logit模型如下：

上述公式中，u～N(0,σ2)。Y是虛擬變量，等于1是家庭參與金融市場(chǎng)，等于0是家庭沒(méi)有參與；OM是我們關(guān)注的開(kāi)放性人格特征的變量，X是控制變量，主要包括個(gè)體特征變量。

（二）變量介紹

1.家庭金融市場(chǎng)參與（FMP）

家庭參與金融市場(chǎng)上的行為，可以分為參與正規(guī)金融市場(chǎng)以及參與非正規(guī)金融市場(chǎng)。參與正規(guī)金融市場(chǎng)主要包括家庭參與股票、債券、基金、信托產(chǎn)品、外匯產(chǎn)品的投資；家庭參與非正規(guī)金融市場(chǎng)主要是指家庭參與民間借貸。本文主要研究家庭參與正規(guī)金融市場(chǎng)，所以根據(jù)CFPS問(wèn)卷，如果家庭持有上述金融資產(chǎn)的任意一種，我們就認(rèn)為該家庭參與了金融市場(chǎng)投資活動(dòng)，賦值為1，否則為0。

2.開(kāi)放性人格特征（OM）變量介紹

本文主要關(guān)注的是開(kāi)放性人格特征。具有開(kāi)放性人格特征的人更愿意去嘗新，更具有思辨性和求知欲，在價(jià)值觀方面，開(kāi)放性人格特征的人具有挑戰(zhàn)權(quán)威、常規(guī)和傳統(tǒng)觀念的特征（Goldberg，1992）。本文將繼續(xù)沿用李濤、張文韜（2015）對(duì)CFPS問(wèn)卷中對(duì)開(kāi)放性的問(wèn)題劃分，構(gòu)造描述開(kāi)放性人格特征的變量OM。通過(guò)人們對(duì)傳統(tǒng)價(jià)值觀念的反對(duì)程度（這里主要是通過(guò)對(duì)傳宗接代的重視程度），反向構(gòu)造開(kāi)放性人格特征的變量。

3.控制變量（controls）

根據(jù)已有文獻(xiàn)，本文的控制變量主要有家庭人口特征變量，家庭特征變量以及其他可能會(huì)影響到開(kāi)放性人格特征對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與影響的特征變量，變量整理如表2。通過(guò)對(duì)問(wèn)卷中缺失值、異常值的處理，最后保留29188個(gè)有效樣本去做回歸分析，變量的描述性統(tǒng)計(jì)在表3中給出。由表3可以看出，樣本參與金融市場(chǎng)的占比很低，僅有6%。樣本的人格特征中，價(jià)值觀開(kāi)放程度的均值偏低。樣本的平均年齡在46歲，其中男女比例分配很平均，平均受教育程度偏低。另外，79%的樣本已經(jīng)結(jié)婚，74%的樣本來(lái)自農(nóng)村，9%的樣本為黨員，21%的樣本有負(fù)債，27%的樣本會(huì)閱讀課外書(shū)籍。

估計(jì)結(jié)果

（一）開(kāi)放性人格特征與家庭金融市場(chǎng)參與：全樣本組和分性別樣本組

表4提供了全部樣本和分性別樣本中，變量開(kāi)放性人格特征（OM）影響金融市場(chǎng)參與的回歸結(jié)果。由于被解釋變量“家庭金融市場(chǎng)參與”具有二元的特征，我們用OLS和LOGIT模型分別進(jìn)行回歸，以得到穩(wěn)健的回歸結(jié)果。（1）、（3）、（5）分別是用OLS模型做的回歸，而且OLS用的是穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤，（2）、（4）、（6）都是用LOGIT進(jìn)行回歸，而且LOGIT模型報(bào)告的是系數(shù)的邊際估計(jì)效應(yīng)。

表2：控制變量定義

表3：變量的描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)回歸結(jié)果，無(wú)論是用哪個(gè)模型，得到的結(jié)果都較為一致。首先，我們關(guān)注的是，開(kāi)放性人格特征的系數(shù)都為正數(shù)，并且不管是全部樣本還是分組樣本，開(kāi)放性人格特征的估計(jì)系數(shù)都是1%的顯著水平下為正。這驗(yàn)證了假設(shè)1開(kāi)放性人格特征對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與有顯著的正向影響，即家庭成員的價(jià)值觀越開(kāi)放，參與家庭金融市場(chǎng)的可能性越大。根據(jù)LOGIT模型的估計(jì)系數(shù)，具有開(kāi)放性人格特征的家庭成員，價(jià)值觀的開(kāi)放程度每提高1個(gè)單位，金融市場(chǎng)的參與率會(huì)提高0.57%。而且，我們可以看到，具有開(kāi)放性人格特征的男性，價(jià)值觀的開(kāi)放程度每提高1個(gè)單位，家庭的金融市場(chǎng)的參與率會(huì)提高0.72%；而具有開(kāi)放性人格特征的女性，價(jià)值觀的開(kāi)放程度每提高1個(gè)單位，家庭的金融市場(chǎng)的參與率會(huì)提高0.48%。不難看出，具有開(kāi)放性人格特征的男性參與金融市場(chǎng)的概率是顯著高于具有開(kāi)放性人格特征的女性，且參與金融市場(chǎng)的概率比女性高0.24%，得到的結(jié)果與假設(shè)2一致。

（二）開(kāi)放性人格特征與家庭金融市場(chǎng)參與：高收入組、中等收入組和低收入組

家庭受到借貸約束，家庭資產(chǎn)狀況不佳能夠解釋低收入家庭為何不參與家庭金融市場(chǎng)，但是不能解釋高收入家庭不參與到金融市場(chǎng)投資的原因。我們認(rèn)為，高收入家庭不參與家庭金融市場(chǎng)，是因?yàn)榧彝コ蓡T并未形成開(kāi)放性的人格特征，本文主要指的是開(kāi)放的價(jià)值觀。為此，我們將家庭成員按照收入三分位點(diǎn)劃分為高收入群體、中等收入群體和低收入群體，分別測(cè)試開(kāi)放性人格特征對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響有多大。通過(guò)表5回歸結(jié)果可知，對(duì)于高收入家庭，開(kāi)放性人格特征的邊際效應(yīng)是1.16%，對(duì)于中等收入家庭，開(kāi)放性人格特征的邊際效應(yīng)是0.38%，對(duì)于低收入家庭，開(kāi)放性人格特征的邊際效應(yīng)不明顯?；貧w結(jié)果與假設(shè)3一致。對(duì)此可能的解釋是，低收入家庭可能面臨較強(qiáng)的資金約束，所以開(kāi)放性人格特征對(duì)金融市場(chǎng)參與的影響并不明顯。經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的問(wèn)題沒(méi)解決，也就無(wú)法顧及思想層面的影響。對(duì)于受資金約束小的中等收入群體，具有開(kāi)放性人格特征的家庭成員，價(jià)值觀開(kāi)放程度每增加1單位，參與金融市場(chǎng)的概率就會(huì)增加0.38%；對(duì)于可能完全不受到資金約束的高收入群體，具有開(kāi)放性人格特征的家庭成員，開(kāi)放程度每增加1單位，參與金融市場(chǎng)的概率就會(huì)增加1.16%。由此可見(jiàn)，收入越高，開(kāi)放性人格特征對(duì)金融市場(chǎng)參與行為的影響就越大。

表4：開(kāi)放性人格特征與家庭金融市場(chǎng)參與：全樣本組和分性別樣本組

表5：開(kāi)放性人格特征與家庭金融市場(chǎng)參與：高收入組、中等收入組和低收入組

（三）開(kāi)放性人格特征與家庭金融參與：分地區(qū)樣本組

根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)制度及分類標(biāo)準(zhǔn)，我們按照調(diào)查對(duì)象按地區(qū)分組，分別分為東部、中部、西部和東北地區(qū)的不同組別。

我國(guó)東部地區(qū)開(kāi)放較早，歷史上由于靠近海岸線的地理優(yōu)勢(shì)，建立了多個(gè)對(duì)外貿(mào)易的港口，從明清時(shí)期，就與國(guó)外往來(lái)密切，較早接觸到了新事物。上世紀(jì)80年代，深圳特區(qū)的開(kāi)放以及上世紀(jì)90年代浦東新區(qū)的開(kāi)發(fā)開(kāi)放，都促進(jìn)了東部地區(qū)的發(fā)展。我國(guó)東、中、西部地區(qū)的開(kāi)放程度是遞減的，東部地區(qū)的家庭受到開(kāi)放思想影響時(shí)間長(zhǎng)，價(jià)值觀多元，愿意嘗新。相對(duì)而言，中西部地區(qū)的家庭尊重傳統(tǒng)，較為保守。我國(guó)的股票市場(chǎng)是1992年開(kāi)始發(fā)展的，東部地區(qū)的人思想更為開(kāi)放，所以愿意嘗試新鮮事物的可能性也越高。此外，東部地區(qū)的網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)建設(shè)、金融市場(chǎng)環(huán)境明顯優(yōu)于中西部地區(qū)，所以開(kāi)放性人格特征的家庭有更高的可能性參與家庭金融市場(chǎng)活動(dòng)中去。

表6：開(kāi)放性人格特征與家庭金融參與：分地區(qū)樣本組

表7：中介效應(yīng)檢驗(yàn)——逐步回歸結(jié)果

表8：中介效應(yīng)檢驗(yàn)——Sobel test結(jié)果

如表6所示，我們也得到了與假設(shè)一致的結(jié)果，在越開(kāi)放的地區(qū)，開(kāi)放性人格特征對(duì)參與金融市場(chǎng)的影響是越顯著的。在東部地區(qū)，開(kāi)放性人格特征中價(jià)值觀的開(kāi)放程度每增加一單位，個(gè)體參與金融市場(chǎng)的概率將增加1.04%；而在中部地區(qū)，這種概率是0.68%；在西部地區(qū)，都是0.32%；而在東北地區(qū)，這個(gè)影響是不明顯的。東部地區(qū)的家庭，開(kāi)放性人格特征中價(jià)值觀的開(kāi)放程度每增加一單位，參與金融市場(chǎng)的概率將提高1.04%，比參與金融市場(chǎng)的平均水平0.57%要高0.47%，比中部地區(qū)的平均水平高0.36%，比西部地區(qū)高0.72%。東北地區(qū)以往在發(fā)展傳統(tǒng)重工業(yè)上一馬當(dāng)先，工業(yè)基礎(chǔ)雄厚，而金融市場(chǎng)屬于新興產(chǎn)業(yè)，由于傳統(tǒng)的歷史文化基因的影響，在東北地區(qū)，開(kāi)放性人格特征對(duì)其家庭金融參與的影響并不明顯。

（四）影響路徑：課外閱讀的中介效應(yīng)

具有開(kāi)放性人格特征的個(gè)體會(huì)廣泛閱讀，因?yàn)殚_(kāi)放性的其中一個(gè)衡量維度就是思辨性，所以開(kāi)放性程度高的個(gè)體求知欲比較強(qiáng)，而廣泛的閱讀又會(huì)影響到家庭參與金融市場(chǎng)的決策，所以課外閱讀(reading)是中介變量。為了識(shí)別中介機(jī)制是否存在，借鑒Hayes檢驗(yàn)中介效應(yīng)的方法，本文構(gòu)建如下遞歸方程進(jìn)行檢驗(yàn)：

根據(jù)表7顯示，β1顯著， i顯著，θ顯著，所以中介效應(yīng)顯著；系數(shù)β2顯著，所以我們判斷存在部分中介效應(yīng)。接下來(lái)我們?nèi)ビ肧obel test去做穩(wěn)健性檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果如表8所示，我們可以看出，Z值顯著，所以存在中介效應(yīng)，并且中介效應(yīng)占總效應(yīng)的7.82%。

對(duì)上述結(jié)果可能的解釋如下：思辨是開(kāi)放性的一個(gè)方面，具有開(kāi)放性人格特征的人有著較高的求知欲，不以考試和工作為目的的廣泛閱讀會(huì)讓他們了解更多各行業(yè)的信息，而更多的知識(shí)了解又有助于投資。知識(shí)的增長(zhǎng)，有利于他們更理性作出決策，也能規(guī)避由于不了解金融市場(chǎng)的知識(shí)而造成的不確定性，知道如何通過(guò)資產(chǎn)多樣化選擇規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)。而且對(duì)于金融市場(chǎng)投資，了解到不同領(lǐng)域的動(dòng)態(tài)和風(fēng)向有利于個(gè)人盈利。綜上所述，我們可以得出結(jié)論：課外閱讀是開(kāi)放性人格特征的家庭參與金融市場(chǎng)投資的一個(gè)路徑選擇。

（五）內(nèi)生性問(wèn)題

開(kāi)放性人格特征對(duì)金融市場(chǎng)投資的影響可能存在內(nèi)生性的問(wèn)題，鑒于回歸中引入大量的控制變量，我們推測(cè)，內(nèi)生性問(wèn)題主要來(lái)自于反向因果關(guān)系。開(kāi)放性人格特征會(huì)影響金融市場(chǎng)參與，那么金融市場(chǎng)參與可能也會(huì)影響開(kāi)放性人格特征。為了消除這種可能的內(nèi)生性問(wèn)題，我們沿用李濤、張文濤（2015）的方法，用2014的開(kāi)放性人格特征變量對(duì)2018年金融市場(chǎng)參與的影響來(lái)消除這種反向因果關(guān)系。通過(guò)表9結(jié)果顯示，開(kāi)放性人格特征的變量依舊在1%的顯著性水平下顯著，與家庭金融市場(chǎng)參與存在正相關(guān)關(guān)系，也就是說(shuō)，開(kāi)放性人格特征的程度每增加一個(gè)單位，家庭參與金融市場(chǎng)的概率就會(huì)增加。同時(shí)，通過(guò)結(jié)果顯示，我們可以拒絕存在反向因果關(guān)系的假設(shè)。

（六）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.probit檢驗(yàn)

由表10可知，開(kāi)放性人格特征（OM）的系數(shù)顯著為正，假設(shè)均成立。

2.增加風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度（risk_a）變量

通過(guò)上述回歸分析和內(nèi)生性檢驗(yàn)，我們可以得到開(kāi)放性人格特征對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的顯著且穩(wěn)健的正向關(guān)系。但在上述論述中，并未考慮風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的影響，Dohmen et al.（2010）已經(jīng)證明“大五”人格中開(kāi)放性維度和個(gè)人風(fēng)險(xiǎn)偏好程度有著顯著的正相關(guān)關(guān)系，然而開(kāi)放性人格特征對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響是否是因?yàn)轱L(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)家庭金融市場(chǎng)的影響造成的還需論證。下面我們把風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的變量放入模型中。國(guó)內(nèi)學(xué)者李濤、張文濤（2015）和李云峰等（2019）都是用家庭的負(fù)債和銀行存款間接地構(gòu)造風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度變量。間接構(gòu)造變量效果可能不夠直接，所以本文認(rèn)為可以直接用CFPS中，風(fēng)險(xiǎn)試驗(yàn)1構(gòu)造：個(gè)體是選擇直接獲得100元，還是愿意用扔硬幣的方式，如果是正面，得到200元，否則什么也得不到。根據(jù)風(fēng)險(xiǎn)厭惡者偏好不確定性收益，風(fēng)險(xiǎn)厭惡者偏好確定性收益的原理，我們認(rèn)為選擇確定性收益則是風(fēng)險(xiǎn)厭惡者，賦值為0，否則為1。

表9：開(kāi)放性人格特征與家庭金融市場(chǎng)參與：全樣本組、高收入組和分性別樣本組

表10：開(kāi)放性人格特征與家庭金融市場(chǎng)參與——Probit模型估計(jì)結(jié)果

通過(guò)LOGIT回歸結(jié)果可知，如表11所示，無(wú)論是全樣本還是分組樣本，開(kāi)放性人格特征對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與有著顯著的正向影響，假設(shè)1成立。具有開(kāi)放性人格特征的男性比具有開(kāi)放性人格特征的女性有著更高的參與率，這也與假設(shè)2一致。

表11：開(kāi)放性人格特征與家庭金融市場(chǎng)參與：全樣本組、高收入組以及分性別組

結(jié)論與政策建議

本文通過(guò)從開(kāi)放性人格特征入手，發(fā)現(xiàn)開(kāi)放性人格特征對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與有著顯著的正向影響。開(kāi)放性人格特征中的價(jià)值觀越開(kāi)放，家庭參與金融市場(chǎng)的概率越高；具有開(kāi)放性人格特征的男性比女性有著更高的參與概率；高收入者缺乏開(kāi)放的價(jià)值觀，會(huì)限制其參與金融市場(chǎng)；地理位置越往東，開(kāi)放性人格特征對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與正向影響程度就越深，這是由于影響金融市場(chǎng)參與的配套設(shè)施差異所致；最后，本文找到了開(kāi)放性人格特征對(duì)家庭金融參與影響的一條影響路徑，即課外閱讀，而且中介效應(yīng)占總效應(yīng)的7.82%。

綜上所述，開(kāi)放性人格特征對(duì)金融市場(chǎng)投資決策的重要性不言而喻，因此我們要重視開(kāi)放性人格特征的作用。本文提出如下建議。首先從政府層面，要認(rèn)識(shí)到開(kāi)放性人格特征在金融市場(chǎng)投資中的作用，倡導(dǎo)在全社會(huì)各界進(jìn)行開(kāi)放性人格培養(yǎng)。青少年時(shí)期是人格形成的重要時(shí)期，因此政府應(yīng)該繼續(xù)改革和完善我國(guó)教育體系，讓先進(jìn)的教育資源在東、中、西部實(shí)現(xiàn)公平流動(dòng)和配置，發(fā)揮政府政策導(dǎo)向的作用，不僅強(qiáng)調(diào)要培養(yǎng)學(xué)生知識(shí)文化水平，更要強(qiáng)調(diào)培養(yǎng)具有開(kāi)放性價(jià)值觀的學(xué)生。

其次，學(xué)校也應(yīng)該落實(shí)好政府政策，關(guān)注學(xué)生的心理健康，培養(yǎng)具有健全人格特征的青少年，積極對(duì)學(xué)生進(jìn)行開(kāi)放性人格培養(yǎng)，同時(shí)普及金融知識(shí)。知識(shí)的增加、開(kāi)放性人格特征都會(huì)對(duì)金融市場(chǎng)參與有著正向的影響。

再次，全社會(huì)各方對(duì)脫貧攻堅(jiān)的政策還要繼續(xù)落實(shí)，為了實(shí)現(xiàn)共同富裕要不斷努力，縮小收入差距，讓財(cái)富均等地流向各個(gè)收入群體，收入越高，開(kāi)放的人格特征對(duì)家庭成員的影響程度就越深，這對(duì)解決我國(guó)家庭較高的儲(chǔ)蓄率有著重要的意義。

最后，從國(guó)家的角度去看，中國(guó)面臨新的歷史起點(diǎn)，面對(duì)國(guó)際經(jīng)貿(mào)摩擦加劇、國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)下行壓力的挑戰(zhàn)，我們更應(yīng)該解放思想，形成更開(kāi)放的價(jià)值觀，進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)高水平的開(kāi)放，也要引導(dǎo)家庭在金融市場(chǎng)進(jìn)行投資，解決中國(guó)家庭儲(chǔ)蓄率居高不下的問(wèn)題，為構(gòu)建國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)的格局出力。