【金融素養(yǎng)與家庭金融資產(chǎn)配置的實證探究（論文）25000字】

金融素養(yǎng)與家庭金融資產(chǎn)配置的實證研究中文摘要摘要：金融市場環(huán)境愈發(fā)多變，針對受到廣泛關(guān)注的家庭金融行為問題，本文數(shù)據(jù)來源于2013、2015和2017年中國家庭金融調(diào)查，合并整理出44707個家庭作為樣本，實證分析了金融素養(yǎng)、風(fēng)險態(tài)度對家庭金融市場參與以及家庭金融資產(chǎn)配置的影響。使用logit模型和tobit模型研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)的提高能夠有效促進(jìn)家庭參與金融市場和股票市場，并增加股票、風(fēng)險金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)的比例和金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比例。另外，風(fēng)險態(tài)度作為中介的效應(yīng)存在。經(jīng)過驗證，金融素養(yǎng)對風(fēng)險偏好有著顯著的正向影響，而風(fēng)險偏好又對家庭的金融資產(chǎn)配置有著顯著正向影響；而金融素養(yǎng)對風(fēng)險厭惡有著顯著的負(fù)向影響，而風(fēng)險厭惡對家庭金融資產(chǎn)配置有著顯著負(fù)向影響。因此，金融素養(yǎng)的提高能夠通過提高家庭的風(fēng)險偏好、抑制家庭的風(fēng)險厭惡這一傳導(dǎo)機制，促進(jìn)家庭參與金融市場和股票市場，并更加傾向于增加股票以及風(fēng)險金融資產(chǎn)的配置比例。本文的創(chuàng)新點是進(jìn)行了傳導(dǎo)機制的分析，得出金融素養(yǎng)通過改變風(fēng)險態(tài)度從而提高家庭參與金融市場以及進(jìn)行金融資產(chǎn)配置的可能性的結(jié)論。關(guān)鍵詞：金融素養(yǎng)；風(fēng)險態(tài)度；家庭金融；金融資產(chǎn)配置目錄TOC\o"1-3"\h\u25325中文摘要 ii7679ABSTRACT iii81521引言 7119831.1研究背景 7315761.2研究意義 7175721.3研究內(nèi)容 8190611.4研究方法 921941.5研究思路 9215851.6創(chuàng)新點 1054562文獻(xiàn)綜述 11229772.1現(xiàn)有文獻(xiàn)綜述 11231862.1.1關(guān)于家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素研究 11982.1.2關(guān)于金融素養(yǎng)作用的研究 1277092.1.3關(guān)于金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響研究 12162792.2文獻(xiàn)評述 14129522.3理論基礎(chǔ) 14156092.3.1有限理性理論 14303632.3.2家庭金融理論 15303593金融素養(yǎng)與家庭金融資產(chǎn)配置的實證研究 1726653.1模型與變量 1711093.2樣本與數(shù)據(jù) 20256883.3實證結(jié)果分析 21207763.3.1金融素養(yǎng)對家庭金融市場和股票市場參與的影響 21167983.3.2金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置比例的影響 2477703.4穩(wěn)健性檢驗 28169673.4.1經(jīng)濟信息關(guān)注度對金融市場參與的影響 2814443.4.2金融素養(yǎng)對金融市場參與的影響（剔除金融從業(yè)家庭） 2945904金融素養(yǎng)、風(fēng)險態(tài)度與家庭金融資產(chǎn)配置的實證研究 3229954.1金融素養(yǎng)對風(fēng)險態(tài)度的影響 32320634.2金融素養(yǎng)、風(fēng)險態(tài)度對家庭金融市場資產(chǎn)配置的影響 33243774.3中介效應(yīng)結(jié)果分析 34104495結(jié)論與建議 36295.1結(jié)論 3642545.2建議 37326685.2.1對政府的建議 38261285.2.2對家庭居民的建議 3865525.2.3對金融機構(gòu)的建議 381733參考文獻(xiàn) 40正文引言研究背景以往的金融相關(guān)研究主要聚焦公司金融與資產(chǎn)定價這兩個方向。但是隨著金融市場不斷發(fā)展，金融產(chǎn)品越發(fā)復(fù)雜化和多樣化，居民家庭也逐漸更加有資金有意識地關(guān)注金融市場、進(jìn)行投資理財，在家庭金融資產(chǎn)配置中越來越多地投資股票、債券、基金、銀行理財產(chǎn)品和衍生品等，家庭金融有自己獨特的研究價值。家庭成為了金融市場的重要參與部分，因此家庭作為微觀經(jīng)濟主體在金融市場上的投資與決策行為引起了學(xué)術(shù)界關(guān)注。Campbell（2006）在美國金融年會上第一次提出家庭金融這一概念，家庭金融由此成為了一個新興金融學(xué)研究領(lǐng)域，探究家庭如何運用金融工具以達(dá)成預(yù)期目標(biāo)。金融素養(yǎng)是指家庭成員獲取經(jīng)濟金融信息，根據(jù)這些信息作出家庭的理財規(guī)劃，包括償還債務(wù)、規(guī)劃儲蓄以及累計家庭財富等的能力。因此，金融素養(yǎng)對家庭的金融資產(chǎn)配置決策起著至關(guān)重要的作用[1]。當(dāng)今教育水平不斷提高，然而由于教育類型的不同，部分接受過高等教育的居民金融素養(yǎng)仍然存在一定缺失。根據(jù)中國人民銀行金融消費者權(quán)益保護(hù)局發(fā)布的《2019年消費者金融素養(yǎng)調(diào)查簡要報告》顯示，全國消費者金融素養(yǎng)指數(shù)平均分為64.77，與2017年相比提升了1.66個百分點，提高并不顯著，與發(fā)達(dá)國家相比仍存在較大差距[2]。消費者在貸款知識方面、投資知識方面、保險知識方面的平均正確率分別為54.38%、54.77%和53.99%，說明居民對于金融知識的掌握不足，有較大的提升空間。我國家庭資產(chǎn)中房產(chǎn)比重大，金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比重較低，且持有的金融資產(chǎn)種類較為單一。金融素養(yǎng)的具備有助于家庭更加合理地配置金融資產(chǎn)，更好地保證資產(chǎn)的保值和增值。中國家庭金融市場發(fā)展較為迅速，金融產(chǎn)品愈發(fā)多樣化，家庭參與金融市場也愈發(fā)積極。因此，家庭金融逐漸受到學(xué)術(shù)界和政府的重視。家庭在金融市場的決策主要包括是否參與以及如何資產(chǎn)配置。本文基于中國家庭金融調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)，分析金融素養(yǎng)對家庭金融市場參與和金融資產(chǎn)配置有何種影響。研究意義我國金融市場迅猛發(fā)展，家庭金融資產(chǎn)配置越發(fā)多樣化和復(fù)雜化，家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素值得探究，而家庭金融決策的影響因素較多，金融素養(yǎng)是家庭金融領(lǐng)域研究的核心問題之一，關(guān)乎家庭金融信息搜尋成本和風(fēng)險承受能力等，研究其對家庭金融決策產(chǎn)生的影響意義重大。這就需要我們結(jié)合目前的經(jīng)濟金融形勢，檢驗傳統(tǒng)因素以及金融素養(yǎng)這一變量對家庭金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生什么樣的影響。因而本文關(guān)于金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響進(jìn)行研究。首先，對于家庭金融資產(chǎn)配置的研究有助于促進(jìn)家庭針對自身情況進(jìn)行合理地資產(chǎn)配置，具備風(fēng)險承受能力，更加高效地配置資產(chǎn)，使家庭資產(chǎn)保值增值，從而提高家庭福利。使家庭通過提高金融素養(yǎng)增強對不合規(guī)金融產(chǎn)品的辨別能力，從正規(guī)渠道選擇適合家庭情況的金融產(chǎn)品，根據(jù)自身情況理性地參與金融市場投資。另外能夠提高家庭的風(fēng)險認(rèn)知與承受能力，避免了面對損失時不必要的恐慌，從而維持金融秩序的穩(wěn)定。其次，金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響研究能夠促進(jìn)相關(guān)部門有針對性地制定相應(yīng)政策，體現(xiàn)開展金融普惠教育從而提高消費者金融素養(yǎng)的重要性。家庭是社會的一個基本組成部分，是國家經(jīng)濟運行的一個重要部門，家庭資產(chǎn)配置將影響整個社會的資源配置，對國家經(jīng)濟產(chǎn)生影響。因此政府在制定政策時，應(yīng)當(dāng)根據(jù)我國家庭情況，組織金融知識培訓(xùn)教育等，引導(dǎo)家庭居民學(xué)習(xí)金融知識、提高金融素養(yǎng)，積極參與金融市場，更加合理地配置家庭資產(chǎn)，從而促進(jìn)金融市場的發(fā)展和實體經(jīng)濟的繁榮發(fā)展。再次，金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響研究能夠促進(jìn)金融機構(gòu)進(jìn)行金融產(chǎn)品創(chuàng)新。家庭是金融產(chǎn)品和服務(wù)的重要消費者，對家庭金融資產(chǎn)配置的研究有助于金融機構(gòu)對金融產(chǎn)品進(jìn)行創(chuàng)新，使金融機構(gòu)更準(zhǔn)確定位家庭的需要，從而根據(jù)中國家庭居民對金融產(chǎn)品和服務(wù)的需求，設(shè)計出更符合家庭投資傾向的金融產(chǎn)品，提升金融服務(wù)水平。由此能夠促進(jìn)家庭參與金融市場投資，推動金融市場發(fā)展，并提高金融機構(gòu)的透明度和效率，從而促進(jìn)整個金融行業(yè)的發(fā)展。本文基于CHFS數(shù)據(jù)，實證分析金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響，并對金融素養(yǎng)通過何種傳導(dǎo)機制對家庭金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響進(jìn)行探究，有助于深入了解我國家庭金融素養(yǎng)水平和家庭金融資產(chǎn)的配置情況以及金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生了怎樣的影響，為進(jìn)一步的理論研究提供基礎(chǔ)。研究內(nèi)容基于我國當(dāng)前金融市場的現(xiàn)狀以及居民金融素養(yǎng)的情況提出本文的研究背景和研究意義。闡述本文的研究方法以及研究內(nèi)容，并介紹本文的創(chuàng)新點。對關(guān)于家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素的研究、金融素養(yǎng)的作用研究以及關(guān)于金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響研究分別進(jìn)行了文獻(xiàn)綜述并進(jìn)行了文獻(xiàn)評述。對有限理性理論和家庭金融理論進(jìn)行了分析。進(jìn)行金融素養(yǎng)與家庭金融資產(chǎn)配置的實證研究。首先對樣本和數(shù)據(jù)來源進(jìn)行介紹，描述采用的解釋變量、被解釋變量和控制變量，并進(jìn)行描述性統(tǒng)計。隨后對金融素養(yǎng)對家庭金融市場和股票市場參與的影響并分析金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置比例的影響。最后進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗，分別將解釋變量替換為經(jīng)濟信息關(guān)注度，把金融從業(yè)家庭剔除，進(jìn)行分析。對金融素養(yǎng)通過何種途徑影響家庭金融市場參與、家庭股票市場參與以及家庭金融資產(chǎn)的配置進(jìn)行分析，分析風(fēng)險態(tài)度這一中介變量的中介作用是否顯著，并分析中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例。根據(jù)實證結(jié)果，分析得出相應(yīng)的結(jié)論。根據(jù)前文的實證結(jié)果及結(jié)論，從政府、家庭居民、金融機構(gòu)三個方面分別提出有針對性的建議。研究方法本文基于中國家庭調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS）2013年、2015年和2017年的面板數(shù)據(jù)，研究金融素養(yǎng)對我國居民家庭金融資產(chǎn)配置的影響，采取的主要研究方法如下：（1）文獻(xiàn)研究法。閱讀大量金融素養(yǎng)相關(guān)文獻(xiàn)、家庭金融資產(chǎn)配置相關(guān)文獻(xiàn)，對相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行概括與總結(jié)，剖析目前相關(guān)文獻(xiàn)研究的存在的問題并理解相關(guān)模型、指標(biāo)構(gòu)建方法，對本文研究方向和研究內(nèi)容有了更明確的認(rèn)識和理解。（2）實證分析法。本文使用stata軟件對三年的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行混合logit回歸和混合tobit回歸等，從實證角度分析金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響，從而根據(jù)實證結(jié)果得出相應(yīng)結(jié)論并有針對性地提出政策建議。（3）中介效應(yīng)分析法。本文參考Baron&Kenny（1986）、Judd&Kenny（1981）和溫忠麟等（2004）的研究，采用逐步檢驗回歸系數(shù)的方法判定風(fēng)險態(tài)度這一中介變量在金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響作用中是否存在中介效應(yīng)。研究思路與研究內(nèi)容一致，本文的研究思路如圖1所示。圖1研究思路創(chuàng)新點本文的創(chuàng)新點有三點。首先，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多基于CHFS單年的橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，而本文使用了2013、2015、2017三年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析。其次，本文不僅僅分析金融素養(yǎng)對家庭金融市場參與和股票市場參與的影響，還對金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置比例的影響進(jìn)行了深入探究。最后，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多沒有對金融素養(yǎng)通過何種傳導(dǎo)機制影響家庭金融資產(chǎn)配置進(jìn)行探究，而本文探究風(fēng)險態(tài)度這一變量的中介作用，并研究了風(fēng)險態(tài)度這一中介變量所發(fā)揮的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例。文獻(xiàn)綜述現(xiàn)有文獻(xiàn)綜述目前已有不少學(xué)者對家庭金融資產(chǎn)配置以及金融素養(yǎng)進(jìn)行了研究，本文總結(jié)家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素研究、金融素養(yǎng)作用的研究和關(guān)于金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響研究者三方面文獻(xiàn)，并進(jìn)行文獻(xiàn)評述。關(guān)于家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素研究國內(nèi)外已經(jīng)有不少文獻(xiàn)研究過家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素。Guiso（2000）研究了意大利家庭的金融資產(chǎn)配置，得出家庭面臨的收入風(fēng)險和金融市場參與的交易成本都會擠出家庭所持有的風(fēng)險資產(chǎn)的結(jié)論[3]。Cardak和Wilkins（2009）對澳大利亞家庭的實證研究發(fā)現(xiàn)，投資者對風(fēng)險的厭惡以及健康狀態(tài)的欠佳會減少家庭金融風(fēng)險資產(chǎn)配置比例，而較高的房產(chǎn)價值和金融素養(yǎng)會增加家庭金融風(fēng)險資產(chǎn)的持有量[4]。Antoniouetal.（2015）分析了市場不確定性與家庭股市參與率的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)理性的投資者會在股市波動時減少持有股票。Guiso和Sodini（2013）研究發(fā)現(xiàn)金融知識水平和風(fēng)險偏好程度對家庭風(fēng)險性金融資產(chǎn)投資有顯著促進(jìn)作用[5]。尹志超（2015）基于CHFS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)金融知識和投資經(jīng)驗會促進(jìn)家庭進(jìn)行風(fēng)險金融資產(chǎn)投資并且提高家庭投資股票獲得盈利的可能性，而擁有房產(chǎn)和從事個體工商業(yè)會擠出家庭的風(fēng)險金融資產(chǎn)投資和股票投資[6]；周弘（2015）的研究發(fā)現(xiàn)接受金融教育對金融市場參與有促進(jìn)作用[7]；而李濤、郭杰（2009）的研究則得出風(fēng)險態(tài)度對股市參與沒有顯著影響的結(jié)論[8]；王聰和鞏宿裕（2015）通過對社會資本進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)結(jié)合型社會資本對家庭金融市場參與深度有負(fù)向影響[9]。劉降斌、崔敏（2020）基于黑龍江省家庭金融數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)家庭結(jié)構(gòu)特征因素如投資決策者年齡、婚姻狀況、受教育程度以及基礎(chǔ)因素家庭財富值都對投資金融資產(chǎn)有顯著的正向影響[10]。尹志超、吳雨和甘犁（2015）運用中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，研究了金融可得性對家庭金融市場參與及資產(chǎn)選擇的影響，發(fā)現(xiàn)金融可得性的提高會促進(jìn)家庭更多地參與正規(guī)金融市場，即促進(jìn)居民家庭進(jìn)行股票、債券、基金、理財產(chǎn)品、衍生品等資產(chǎn)的配置，同時會降低家庭在非正規(guī)金融市場的參與即降低家庭參與民間借入市場[11]。盧亞娟、張菁晶（2018）使用中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS）對我國不同地區(qū)農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)選擇行為的廣度和深度進(jìn)行實證分析，發(fā)現(xiàn)受教育程度、患病狀況及投資經(jīng)驗在農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)持有廣度和持有深度方面均具有顯著重要影響[12]。關(guān)于金融素養(yǎng)作用的研究金融素養(yǎng)在家庭的投資決策的信息搜集、信息分析等多個環(huán)節(jié)中發(fā)揮著重要的作用，一定的金融素養(yǎng)能夠幫助家庭減少信息收集和處理成本，規(guī)避市場投資風(fēng)險，更準(zhǔn)確、更快速地作出投資決策。Guiso和Jappelli（2009）研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)能夠促進(jìn)多樣化配置資產(chǎn)[13]。Dohmen等（2010）分析得出結(jié)論，金融素養(yǎng)能夠減少家庭搜集信息花費的時間成本，使得家庭能夠更好地計算金融產(chǎn)品的風(fēng)險和收益等問題[14]。Almenberg（2011）分析發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)高的人更有可能參與金融市場和投資股票[15]；Abreu和Mendes（2010）分析證實金融知識和處理信息的能力對投資的資產(chǎn)數(shù)量有顯著影響[16]。高金融知識也能夠更好了解養(yǎng)老金制度、購買養(yǎng)老保險，并在退休賬戶中支付更低的投資費用，以及分散投資養(yǎng)老資產(chǎn)（Linetal，2017）；秦芳、王文春、何金財（2016）采用2013年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS），實證研究發(fā)現(xiàn)金融知識的增加提高了我國居民家庭參與商業(yè)保險的可能性和參與程度[17]。尹志超、宋全云、吳雨、彭嫦燕（2015）運用2013年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS）進(jìn)行了實證分析發(fā)現(xiàn)，金融知識通過改善家庭借款渠道偏好、提高家庭正規(guī)信貸需求和正規(guī)信貸可得性以及改善家庭的風(fēng)險態(tài)度來降低金融約束等對創(chuàng)業(yè)精神的抑制作用，進(jìn)而提高家庭創(chuàng)業(yè)意愿[18]。秦海林等（2018）的研究發(fā)現(xiàn)金融知識顯著提高了風(fēng)險資產(chǎn)尤其是股票的配置份額[19]。周亭孜（2017）進(jìn)行分析得出金融素養(yǎng)水平的提高有助于提高風(fēng)險態(tài)度認(rèn)知水平的結(jié)論[20]。胡振（2017）研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置以及家庭資產(chǎn)積累水平均有顯著正向影響[21]。吳衛(wèi)星、吳錕、王琎（2018）運用清華大學(xué)中國金融研究中心2010年和2011年“中國消費金融現(xiàn)狀及投資者教育調(diào)查”數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)高的居民家庭更可能持有負(fù)債和偏好通過正規(guī)渠道借貸，并且金融素養(yǎng)的提高有助于減少過度負(fù)債[22]。李波、朱太輝（2020）使用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS2014）數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)能夠顯著緩解債務(wù)杠桿率對家庭金融脆弱性的負(fù)面影響，進(jìn)而降低家庭發(fā)生金融脆弱的概率[23]。Sonetal.（2018）基于韓國的數(shù)據(jù)分析了金融素養(yǎng)如何作為中介，使得金融教育對個人理財產(chǎn)生影響[24]。然而家庭金融素養(yǎng)較低的現(xiàn)象非常普遍。Rooijetal.（2011）基于荷蘭中央銀行家庭調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，大部分家庭只了解基本的金融知識，缺乏專業(yè)的金融知識[25]；2019年，中國人民銀行開展對消費群體的金融素養(yǎng)調(diào)查，發(fā)現(xiàn)雖然居民金融素養(yǎng)較2017年有所提高，但居民的金融知識和風(fēng)險意識仍然需要加強。關(guān)于金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響研究而關(guān)于金融素養(yǎng)如何影響家庭金融資產(chǎn)配置，吳衛(wèi)星（2014）基于微觀數(shù)據(jù)，分析得出了風(fēng)險對家庭投資期限有著重要的影響[26]，Christelis，Jappelli和Padula（2010）指出，金融素養(yǎng)低的人信息成本較高，參與金融市場受到一定阻礙[27]；Jappelli和Padula（2013）構(gòu)建了有關(guān)金融素養(yǎng)、儲蓄和資產(chǎn)配置的模型，發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)投資能夠減少金融參與成本，并增加投資機會，從而提高資產(chǎn)的預(yù)期收益率[28]。尹志超、張?zhí)枟潱?017）基于2013年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)金融知識對家庭財富有顯著的正向影響，且對低財富組家庭財富的促進(jìn)作用更大，普及金融知識，可以縮小家庭財富差距[29]。Arrondel（2015）分析了金融素養(yǎng)對家庭股票市場參與決策的影響，發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)的缺乏使得消費者無法準(zhǔn)確判斷投資項目的預(yù)期收益和風(fēng)險，從而導(dǎo)致投資者很難進(jìn)行投資[30]。Ricci和Caratelli（2015）研究發(fā)現(xiàn)較高的金融素養(yǎng)對家庭財富的積累有積極影響[31]。SelimArena（2016）運用在伊斯坦布爾調(diào)查問卷數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)如果投資者的金融素養(yǎng)水平較低，他們更傾向于儲蓄和外幣。而當(dāng)金融素養(yǎng)水平提高時，投資者傾向于創(chuàng)建投資組合或購買股票。崔靜雯等（2019）基于CHFS微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)金融知識可以提升有限關(guān)注進(jìn)而促進(jìn)家庭股票市場和風(fēng)險金融市場參與[31`]。吳衛(wèi)星、吳錕、張旭陽（2018）運用清華大學(xué)中國金融研究中心2011年進(jìn)行的“中國消費金融現(xiàn)狀及投資者教育調(diào)查”項目數(shù)據(jù)，通過構(gòu)造夏普比率度量居民家庭資產(chǎn)組合有效性，采用普通最小二乘法、赫克曼兩階段法和工具變量法，研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)水平高的家庭資產(chǎn)組合有效性更高[22]。楊寶華（2020）基于2013年和2015年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS）中的11324戶追蹤受訪家庭數(shù)據(jù)，運用多項Logit模型實證研究金融知識對家庭資產(chǎn)配置類型的影響，實證結(jié)果顯示，提升家庭金融知識水平有利于家庭金融資產(chǎn)配置從存款主導(dǎo)型向權(quán)益主導(dǎo)型、理財產(chǎn)品主導(dǎo)型和商業(yè)保險主導(dǎo)型轉(zhuǎn)變，并降低向借出款主導(dǎo)型轉(zhuǎn)變的概率，其中，金融知識水平高低對選擇理財產(chǎn)品主導(dǎo)型的金融資產(chǎn)配置類型的可能性影響最大[33]。許先普等（2020）研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)通過增強居民風(fēng)險偏好和拓寬信息渠道等方式促進(jìn)家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)投資[34]。周弘、夏鳴和李繼增（2020）采用中國家庭追蹤調(diào)查2014年數(shù)據(jù)，實證分析發(fā)現(xiàn)，信息整理能力在金融素養(yǎng)影響家庭研究發(fā)現(xiàn)風(fēng)險資產(chǎn)配置決策中充當(dāng)了重要的中介[35]。魯斯瑋、羅荷花（2020）利用中國家庭金融調(diào)查2015年數(shù)據(jù)，研究金融素養(yǎng)、風(fēng)險態(tài)度對家庭負(fù)債的影響行為，研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)可以通過改變居民的風(fēng)險態(tài)度來影響家庭負(fù)債決策、負(fù)債額度和負(fù)債渠道偏好，風(fēng)險態(tài)度在其中的中介效應(yīng)占總效應(yīng)比重分別為100%、41.45%和12.10%[36]。趙青（2018）基于CHFS抽樣數(shù)據(jù)的結(jié)果表明，客觀金融知識和主觀金融知識對金融行為都具有顯著的正向影響關(guān)系，而且通過風(fēng)險態(tài)度與之間接的影響關(guān)系也顯著成立結(jié)論[37]。陳曦明、黃偉（2020）借助西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查2015年數(shù)據(jù)探討了金融教育、風(fēng)險偏好對家庭參與金融市場的影響，發(fā)現(xiàn)金融教育可以促進(jìn)金融市場參與率、提高家庭金融風(fēng)險資產(chǎn)持有比例；并且金融教育可以提高家庭金融素養(yǎng)，進(jìn)而促進(jìn)其金融市場參與意愿，金融教育可以通過改善家庭風(fēng)險偏好提高參與率，改善風(fēng)險厭惡的效果更有效[38]。文獻(xiàn)評述對現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行梳理后發(fā)現(xiàn)，國外家庭金融相關(guān)研究較多，關(guān)于家庭資產(chǎn)組合的微觀數(shù)據(jù)庫較為完善。而國內(nèi)關(guān)于家庭金融的研究開始較晚，家庭金融微觀數(shù)據(jù)庫正在發(fā)展中，理論指導(dǎo)缺乏，實證分析也受到多方面限制。另外，當(dāng)前家庭金融資產(chǎn)的配置研究的方向集中在傳統(tǒng)因素對家庭金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生的影響方面，對于家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素仍然存在爭議。近年來部分學(xué)者開始聚焦于金融素養(yǎng)這一重要的人力資本對家庭金融資產(chǎn)的影響研究，研究家庭資產(chǎn)配置決策尤其是股票等風(fēng)險資產(chǎn)投資的研究剛剛起步，同時研究金融素養(yǎng)與家庭金融關(guān)系的相關(guān)文獻(xiàn)還很少，較少文獻(xiàn)深入分析金融素養(yǎng)和家庭金融資產(chǎn)配置之間的作用機制和影響效應(yīng)。中國家庭金融調(diào)查（ChinaHouseholdFinanceSurvey，CHFS）是中國較為權(quán)威和具有代表性的家庭金融微觀數(shù)據(jù)庫，自2011年開始調(diào)查，因此，本文梳理金融素養(yǎng)和家庭金融相關(guān)文獻(xiàn)，利用家庭金融領(lǐng)域具有代表性的CHFS數(shù)據(jù)庫，利用主成分分析法構(gòu)造金融素養(yǎng)指標(biāo)，通過分析金融素養(yǎng)對金融市場參與和股票市場參與的影響以及金融素養(yǎng)對股票等資產(chǎn)的配置比例的影響，深入研究中國家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素和金融素養(yǎng)的重要性，并對金融素養(yǎng)通過何種機制影響家庭金融資產(chǎn)配置進(jìn)行分析，具有重要的理論和現(xiàn)實意義。理論基礎(chǔ)有限理性理論“有限理性”概念的主要提倡者是諾貝爾經(jīng)濟學(xué)獎得主西蒙。西蒙（1953）認(rèn)為真實世界中投資者是處于完全理性和完全非理性之間的有限理性，并不是“理性人”“經(jīng)濟人”，而是與之相對的“社會人”[39]。投資者沒有像默認(rèn)的那樣掌握所有信息懂得所有知識，他們收到人體生理上的局限進(jìn)而產(chǎn)生有限認(rèn)知、動機約束和彼此間互相作用的約束，投資者在進(jìn)行投資決策前沒有掌握所有的計劃，也不能合理預(yù)期每種計劃的最終結(jié)果，更不可能形成一個明確的可度量的個人效用函數(shù)，進(jìn)而無法實現(xiàn)運用效應(yīng)函數(shù)求得效應(yīng)最大化的投資組合這一理論途徑，因而他主張用“滿意”代替最佳。西蒙的有限理性理論“經(jīng)濟人”理性是現(xiàn)代經(jīng)濟學(xué)的基石，這是大家所公認(rèn)的傳統(tǒng)經(jīng)濟理論的原則之一。后來的行為經(jīng)濟學(xué)從心理學(xué)角度更系統(tǒng)和有力地批判了經(jīng)濟人理性原則，但它也是建立在西蒙的“有限理性說”基礎(chǔ)之上的。西蒙認(rèn)為決策者并非是古典決策理論所倡導(dǎo)的那種具備“完全理性”的“經(jīng)濟人”，而只是受到生理、動機、能力限制的有限理性的“行政人”，而正是這種“有限理性”的約制使決策者在實際決策中無法滿足最優(yōu)決策所需的苛刻條件而使最優(yōu)決策無法實現(xiàn)，進(jìn)而揭示了最優(yōu)決策的非現(xiàn)實性?，F(xiàn)實生活中人們并非完全理性，在認(rèn)知過程中會存在各種偏差，人們獲得的資訊、知識與能力以及所能考慮的方案都是有限的，從而不一定能做出效用最大化的決策，因而家庭在進(jìn)行資產(chǎn)配置的過程中考慮的因素同樣非常復(fù)雜，而基于金融素養(yǎng)等其他因素，在認(rèn)知過程中可能存在偏差，做出的家庭資產(chǎn)配置決策不一定是效用最大化的。家庭金融理論家庭金融是金融學(xué)研究的一個新興重要領(lǐng)域，研究家庭如何通過金融市場進(jìn)行資源跨期優(yōu)化配置，以期達(dá)到最佳的收益。以往的研究更多關(guān)注企業(yè)所面對的金融問題，盡管家庭金融的相關(guān)理論在資產(chǎn)定價的范疇內(nèi)已有一定的基礎(chǔ)，但過去二十多年來對家庭金融行為的實證研究發(fā)現(xiàn)了許多經(jīng)典教科書模型所不能解釋的現(xiàn)象，如始于Markowitz（1952）經(jīng)典投資組合理論認(rèn)為分散投資可以降低風(fēng)險的直覺從形式上表示為通過組合投資可以消除單個證券個體風(fēng)險對組合方差的貢獻(xiàn)。然而很多家庭并沒有參與股票市場投資，并未分散投資以降低風(fēng)險。家庭金融重點關(guān)注家庭實際的資產(chǎn)配置和負(fù)債行為[40]。家庭實際行為是家庭在面臨既有約束下對自身偏好的一種表達(dá)?；谝欢ㄆ眉僭O(shè)下所得到的家庭自身福利模型的最優(yōu)解所提供的預(yù)測與現(xiàn)實家庭行為相偏離的原因既可能是模型對于家庭偏好的假設(shè)與現(xiàn)實不一致，也可能是家庭由于金融素養(yǎng)缺乏等其他原因做出了錯誤的選擇。家庭金融研究的意義主要涵蓋三個方面：首先，通過對家庭行為的研究，揭示哪些因素（年齡、受教育程度等社會人口學(xué)特征、勞動收入、房產(chǎn)投資等背景風(fēng)險及社會互動、信任及文化等社會因素）影響了家庭的資產(chǎn)配置和負(fù)債決策，從而有助于幫助、教育投資者更好地進(jìn)行投資規(guī)劃，提高家庭經(jīng)濟福利。其次，家庭金融的研究發(fā)現(xiàn)有助于相關(guān)決策部門更好地制定舉措，比如是否應(yīng)該讓家庭自主進(jìn)行退休金賬戶資產(chǎn)配置，如何要求金融機構(gòu)對其提供的金融產(chǎn)品進(jìn)行適當(dāng)?shù)男畔⑴叮a(chǎn)品的設(shè)計在哪些方面如何改進(jìn)才能更好地服務(wù)于投資者的利益等。最后，家庭金融的研究有助于拓寬資產(chǎn)定價的研究視野并提高資產(chǎn)定價模型的解釋能力。家庭金融理論以家庭為分析單元，以金融基礎(chǔ)理論為指導(dǎo)，主要研究內(nèi)容是家庭存貸款、投資等理財行為，研究一定時期內(nèi)、一定收入水平的家庭理財動機、行為、結(jié)構(gòu)及其影響因素，以此引導(dǎo)家庭科學(xué)理財，提高家庭福利，并促進(jìn)金融市場發(fā)展和社會穩(wěn)定。林國治，唐國云（1997）認(rèn)為家庭資產(chǎn)組合的優(yōu)化程度對家庭的財產(chǎn)性收入和財富積累有重要影響。傳統(tǒng)金融理論對家庭投資組合的規(guī)范性研究給出的建議是同質(zhì)化的，但現(xiàn)實是不同家庭的投資組合存在明顯的異質(zhì)性[41]。傳統(tǒng)的金融理論基本假設(shè)之一是家庭決策者是理性人，都應(yīng)參與金融市場持有風(fēng)險資產(chǎn)并且持有相同投資組合，然而現(xiàn)實是有部分家庭并不會參與金融市場，家庭投資組合也不盡相同。家庭金融資產(chǎn)配置首先需要了解不同金融資產(chǎn)類別，投資理財產(chǎn)品主要有現(xiàn)金存款、債券、基金、股票、商業(yè)保險、理財產(chǎn)品、實物資產(chǎn)如黃金等?，F(xiàn)金存款較為傳統(tǒng)、參與程度較高，在我國家庭金融資產(chǎn)配置中所占比例極高，它的優(yōu)點在于安全性高，操作方便，收益穩(wěn)定，適用性廣，但由于風(fēng)險太低收益有限。債券包括政府債券、金融債券、企業(yè)債券，風(fēng)險由低到高，債券的風(fēng)險略高于現(xiàn)金存款，收益也更高；股票是股份公司發(fā)行的為籌集社會資金而發(fā)放給各個股東的持股憑證，憑借該憑證能夠獲得一定的股息和分紅。股票是一種有價證券，股東根據(jù)自己持有該公司股票份額的大小獲得一定的權(quán)利。在金融產(chǎn)品中，股票的風(fēng)險屬于最高的投資工具之一，由于其高風(fēng)險的特性，與此同時也會帶來較高的收益和回報。投資股票需要掌握一定的金融市場知識以及信息，幫助家庭盡量地規(guī)避可以規(guī)避的風(fēng)險。因此，股票適合風(fēng)險偏好型、掌握一定的專業(yè)技能，具有一定金融素養(yǎng)并且具有較高的風(fēng)險承擔(dān)能力的家庭進(jìn)行資產(chǎn)配置組合的選擇?；鹗菍⒈姸嗟纳鐣e散資金募集起來，使得資金形成一定的規(guī)模，然后將該資金交由一些專門機構(gòu)，通過專業(yè)人員的操作進(jìn)行投資，最后獲取的收益按照資金的比例進(jìn)行分享。基金的風(fēng)險也相對較小，因為基金一般有專家進(jìn)行管理，管理者具備一定的專業(yè)素質(zhì)，能夠有效投資還可以分散風(fēng)險，其收益也是比較可觀的。理財產(chǎn)品主要指的是銀行理財產(chǎn)品，收益較高且較為穩(wěn)定，但需要投資者具備一定金融知識在種類繁多的產(chǎn)品中進(jìn)行選擇，同時能讀懂相關(guān)條例并運用金融技能實現(xiàn)最大收益。金融素養(yǎng)與家庭金融資產(chǎn)配置的實證研究模型與變量本文主要采用面板logit模型和面板tobit模型。本文使用logit模型研究金融素養(yǎng)對家庭金融市場參與和家庭股票市場參與的影響：（1）其中，u服從標(biāo)準(zhǔn)logistic分布。Y等于1表示家庭參與金融市場，等于0表示沒有參與；Financial_Literacy表示金融素養(yǎng)指標(biāo)；X是控制變量，包括家庭特征變量、戶主特征變量和地區(qū)特征變量。本文使用tobit模型研究金融素養(yǎng)對家庭細(xì)分金融資產(chǎn)配置比例的影響：（2）其中，Y表示家庭風(fēng)險資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重，y*表示風(fēng)險資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重在（0，1）之間的觀測值。Financial_Literacy表示金融素養(yǎng)指標(biāo)；X是控制變量，包括家庭特征變量、戶主特征變量和地區(qū)特征變量。經(jīng)過豪斯曼檢驗，選擇混合logit模型和混合tobit模型進(jìn)行分析。本文解釋變量、被解釋變量、控制變量的選取如下。（1）解釋變量中國家庭金融調(diào)查問卷包含了利率的計算、通貨膨脹概念的理解、投資風(fēng)險認(rèn)知三個問題，通過這三個問題的回答情況可以衡量受訪者的金融素養(yǎng)水平。對這三個衡量金融素養(yǎng)水平的問題進(jìn)行描述性統(tǒng)計，如表1，發(fā)現(xiàn)每個問題回答的正確率都不足25%，說明我國居民家庭金融水平較低。參考國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)，主要采取以下兩種方法衡量金融素養(yǎng)。首先，采用主成分分析的方法構(gòu)建金融素養(yǎng)指標(biāo)。將回答錯誤與回答不知道或算不出來視為兩種不同的情況，由此針對利率的計算、通貨膨脹概念的理解、投資風(fēng)險認(rèn)知這三個問題分別構(gòu)建了兩個啞變量。第一個啞變量表示問題是否正確回答，第二個啞變量表示問題是否直接回答，回答算不出來或不知道即間接回答。對六個變量進(jìn)行主成分分析，KMO檢驗結(jié)果為0.676，適合做主成分分析。表2是六個變量提取出的六個成分的初始特征值和提取因素所解釋的平方和，根據(jù)提取因素累積所解釋的平方和，第一個成分所解釋的方差已經(jīng)達(dá)到40.139%，因此提取出第一個成分作為因子，根據(jù)表3中每一個變量對應(yīng)的因子載荷分別除以根號下成分1的特征值，并進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化得出金融素養(yǎng)指標(biāo)。其次，用受訪者回答問題正確的個數(shù)來衡量金融素養(yǎng)，即回答正確一題記1分，六個問題回答情況的總分作為金融素養(yǎng)指標(biāo)。表1金融素養(yǎng)相關(guān)問題答題情況正確錯誤不知道/算不出來利率計算問題20.52%30.15%49.33%通貨膨脹問題16.03%39.84%44.13%投資風(fēng)險問題24.61%70.42%4.98%表2解釋的總方差成分初始特征值提取因素所解釋的平方和合計方差的%累積%合計方差的%累積%12.40840.13940.1392.41140.13940.13921.01116.85556.92430.90915.15272.14640.82813.79585.94050.5769.60595.54560.2674.455100.000表3成分1的因子載荷變量成分1的因子載荷利率問題回答正確0.655利率問題回答不知道/算不出來0.551通貨膨脹問題回答正確0.161通貨膨脹問題回答不知道/算不出來0.863投資風(fēng)險問題回答正確0.841投資風(fēng)險問題回答不知道/算不出來0.444（2）被解釋變量本文選取家庭的金融市場參與和家庭的股票市場參與作為被解釋變量，來描述家庭金融參與情況。首先使用混合Logit模型分析金融素養(yǎng)對家庭金融市場參與和家庭股票市場參與的影響。家庭金融市場參與用家庭是否持有風(fēng)險金融資產(chǎn)來描述，持有風(fēng)險金融資產(chǎn)則取1，不持有風(fēng)險金融資產(chǎn)則取0；家庭股票市場參與用家庭是否持有上市公司股票來描述，持有上市公司股票則取1，不持有上市公司股票則取0。根據(jù)中國家庭金融調(diào)查中的金融資產(chǎn)類別，本文定義的金融資產(chǎn)包括股票、基金、金融理財產(chǎn)品、債券、金融衍生品、外匯、黃金、活期存款、定期存款、非人民幣資產(chǎn)、現(xiàn)金；本文定義的風(fēng)險金融資產(chǎn)包括股票、基金、金融債券、企業(yè)債券、金融衍生品、金融理財品、外匯、黃金等。其次選擇金融資產(chǎn)配置比例作為被解釋變量，深度分析金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響。金融資產(chǎn)配置比例包括家庭金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比例、家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)的比例和股票占家庭總金融資產(chǎn)的比例，通過這三個指標(biāo)衡量家庭金融參與的資產(chǎn)配置情況。（3）控制變量參考國內(nèi)外文獻(xiàn)對于家庭資產(chǎn)選擇的研究，本文選用了以下11個控制變量：家庭收入資產(chǎn)特征變量（家庭收入、家庭凈資產(chǎn)、戶主是否從事個體工商業(yè)、是否擁有自有住房），戶主特征變量（戶主年齡、戶主性別、戶主婚姻狀況、戶主受教育程度、家庭幸福感）和地區(qū)特征變量（所在省份人均GDP，是否農(nóng)村），其中家庭收入和家庭凈資產(chǎn)進(jìn)行對數(shù)化處理。如表4所示，使用SPSS軟件對金融素養(yǎng)和控制變量進(jìn)行多重共線性檢驗，得到VIF值，發(fā)現(xiàn)各個變量的VIF值全部小于10，因此認(rèn)為各個變量之間不存在多重共線性。表4多重共線性檢驗多重共線性檢驗未標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)t顯著性共線性統(tǒng)計Beta標(biāo)準(zhǔn)錯誤Beta容差VIF（常量）-0.6060.017-35.1390.000金融素養(yǎng)0.0540.0030.10920.5350.0000.7871.270總資產(chǎn)0.0350.0010.18330.5600.0000.6191.616凈收入0.0170.0010.07312.8440.0000.6921.446年齡0.0000.0000.0173.2370.0010.8361.197幸福感-0.0110.0020-.028-5.7520.0000.9571.045受教育程度0.0300.0010.16729.2380.0000.6781.474已婚-0.0020.0050-.002-.4040.6870.8931.120性別-0.0250.0040-.034-6.7390.0000.8951.117Gdp8.632E-70.0000.05711.1020.0000.8501.177農(nóng)村-0.0240.0040-.032-6.0670.0000.7741.293自有住房-0.0150.0030-.022-4.6550.0000.9501.053個體工商業(yè)-0.0300.0050-.033-6.7050.0000.9011.109變量的描述性統(tǒng)計如表5所示?？梢钥闯?，參與金融市場和股票市場的家庭所占的比例分別只有11.0%和7%，這說明當(dāng)前我國金融市場參與和股票市場參與的家庭較少。利率問題、通貨膨脹問題和投資風(fēng)險問題的回答情況都較差，說明居民金融素養(yǎng)水平偏低。主成分分析法構(gòu)造的金融素養(yǎng)指標(biāo)最大值為1.510，最小值為-0.680，這說明不同家庭之間的金融素養(yǎng)水平差異較大。風(fēng)險偏好的家庭占比僅11.2%，而風(fēng)險厭惡的家庭占比高達(dá)68%，這說明我國家庭面對風(fēng)險的態(tài)度較為保守，普遍不愿意承受風(fēng)險。表5變量的描述性統(tǒng)計變量總計標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值參與金融市場0.1100.32001參與股票市場0.0700.25001金融素養(yǎng)（因子）0.1700.660-0.6801.510金融素養(yǎng)（評分）0.6400.75003風(fēng)險偏好0.1120.31501風(fēng)險厭惡0.6800.46601利率問題回答0.2000.40001通貨膨脹問題回答0.1600.37001投資風(fēng)險問題回答0.2600.44001家庭收入69842170000-10000005.000e+06家庭凈資產(chǎn)8800001.800e+0603.000e+07戶主年齡54.7814.664117戶主性別0.7500.43001已婚0.8500.35001個體工商業(yè)0.1500.36001自有住房0.4600.50001戶主受教育程度3.5701.81019家庭幸福感3.6500.86015所在省人均GDP536712130022862130000樣本與數(shù)據(jù)本文研究的數(shù)據(jù)來自西南財經(jīng)大學(xué)2013年、2015年和2017年在全國范圍內(nèi)開展的中國家庭金融調(diào)查項目。中國家庭金融調(diào)查采用三階段分層抽樣的方法，確保了樣本的代表性和隨機性。調(diào)查內(nèi)容涉及人口統(tǒng)計學(xué)特征、家庭的資產(chǎn)與負(fù)債、保險與保障、支出與收入以及金融知識、基層治理與主觀態(tài)度等方面。2013年第二輪調(diào)查樣本覆蓋全國29個省（自治區(qū)、直轄市），267個縣（區(qū)、縣級市），1048個村（居）委會，樣本規(guī)模為28141戶。2015年第三輪調(diào)查樣本覆蓋全國29個省（自治區(qū)、直轄市），351個縣（區(qū)、縣級市），1396個村（居）委會，樣本規(guī)模為37289戶。2017年第四輪調(diào)查樣本覆蓋全國29個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），355個縣（區(qū)、縣級市），1428個村（居）委會，樣本規(guī)模為40011戶。經(jīng)過整理，2013年、2015年和2017年調(diào)查數(shù)據(jù)合并后共有44707個樣本。實證結(jié)果分析金融素養(yǎng)對家庭金融市場和股票市場參與的影響表6是金融素養(yǎng)對家庭金融市場參與的影響的logit回歸結(jié)果。其中，模型1和模型2使用主成分分析提取出的特征因子作為金融素養(yǎng)衡量指標(biāo)，模型3和模型4使用評分加和作為金融素養(yǎng)衡量指標(biāo)。模型1和模型3是不控制其他因素，單獨用金融素養(yǎng)對家庭參與金融市場可能性的影響?？梢钥闯?，金融素養(yǎng)對家庭的金融市場參與在1%的顯著性水平上有正向影響。模型2和模型4是加入控制變量后金融素養(yǎng)對家庭金融市場參與的影響。我們發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)對家庭的金融市場參與有顯著的正向促進(jìn)作用，并且在1%的水平上顯著。家庭總收入對家庭的金融市場參與在1%的水平上有正向影響，家庭收入越高，家庭就越有資金用于金融市場的投資。家庭凈資產(chǎn)對家庭的金融市場參與在1%的水平上有正向影響，家庭凈資產(chǎn)越多，配置金融資產(chǎn)的可能性越大。從事個體工商業(yè)和擁有自有住房對家庭的金融市場參與有顯著的負(fù)向影響。性別對家庭的金融市場參與有顯著的負(fù)向影響，說明女性更偏向于進(jìn)行風(fēng)險金融資產(chǎn)投資。戶主年齡平方的系數(shù)顯著為負(fù)，戶主年齡的系數(shù)顯著為正，這說明戶主年齡對家庭金融市場參與的影響呈現(xiàn)倒U型，這可能是由于隨著年齡的增長，家庭逐漸有資金有精力進(jìn)行風(fēng)險金融資產(chǎn)的配置，而年齡偏大的家庭更偏向于保值類的低風(fēng)險產(chǎn)品。是否已婚對家庭的金融市場參與的影響不顯著，說明婚姻狀況對家庭是否參與金融市場投資影響不大。受教育程度在1%的顯著性水平上對家庭的金融市場參與有正向影響，也就是說受教育程度越高，參與金融市場的可能性越大。家庭幸福感在1%的顯著性水平上對家庭的金融市場參與有負(fù)向影響，說明越幸福的家庭參與金融市場越少，這可能是由于幸福的家庭往往知足常樂，愿意維持當(dāng)下的現(xiàn)狀，而不去冒險投資風(fēng)險金融資產(chǎn)。是否農(nóng)村對家庭的金融市場參與有顯著的負(fù)向影響，說明農(nóng)村相比于城鎮(zhèn)參與金融市場更少。所在省人均GDP對家庭金融市場參與有顯著的正向影響，說明越發(fā)達(dá)的地區(qū)參與金融市場可能性越大。表6金融素養(yǎng)對金融市場參與的影響（1）（2）（3）（4）變量金融市場金融市場金融市場金融市場金融素養(yǎng)（因子）1.274***0.672***（0.0261）（0.0313）金融素養(yǎng)（評分）0.553***0.264***（0.0183）（0.0228）Ln（總收入+1）0.252***0.271***（0.0213）（0.0213）Ln（凈資產(chǎn)+1）0.527***0.540***（0.0185）（0.0184）個體工商業(yè)-0.375***-0.378***（0.0523）（0.0521）自有住房-0.115***-0.137***（0.0371）（0.0369）戶主年齡0.0598***0.0584***（0.00894）（0.00884）戶主年齡平方-0.000568***-0.000574***（8.24e-05）（8.14e-05）戶主性別-0.201***-0.207***（0.0405）（0.0403）已婚-0.0933-0.0838（0.0594）（0.0590）受教育程度0.225***0.252***（0.0108）（0.0105）家庭幸福感-0.100***-0.0960***（0.0228）（0.0225）農(nóng)村-1.565***-1.652***（0.100）（0.100）所在省人均GDP4.15e-06***4.46e-06***（8.74e-07）（8.72e-07）Constant-2.499***-13.81***-2.445***-14.16***（0.0214）（0.355）（0.0223）（0.354）觀測值數(shù)42481372694248237269表7是金融素養(yǎng)對家庭股票市場參與的影響的logit回歸結(jié)果。其中，模型1和模型2使用主成分分析提取出的特征因子作為金融素養(yǎng)衡量指標(biāo)，模型3和模型4使用評分加和作為金融素養(yǎng)衡量指標(biāo)。模型1和模型3是不控制其他因素，單獨用金融素養(yǎng)對家庭參與股票市場可能性的影響。可以看出，金融素養(yǎng)對家庭的股票市場參與在1%的顯著性水平上有正向影響。模型2和模型4是加入控制變量后金融素養(yǎng)對家庭股票市場參與的影響，金融素養(yǎng)對家庭的股票市場參與有顯著的正向促進(jìn)作用，在1%的水平上顯著。我們發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)對家庭的金融參與和家庭股票市場參與均有顯著的正向促進(jìn)作用，并且均在1%的水平上顯著。與家庭的金融市場參與類似，從事個體工商業(yè)和擁有自有住房對家庭的股票市場參與也有顯著的負(fù)向影響，這可能是因為家庭從事個體工商業(yè)和擁有自有住房占用了資金，擠出了家庭對于股票等金融資產(chǎn)的配置。戶主性別對家庭的股票市場參與有顯著的負(fù)向影響，說明女性相當(dāng)于男性更不愿意參與金融市場和股票市場的投資。戶主年齡平方的系數(shù)顯著為負(fù)，戶主年齡的系數(shù)顯著為正，這說明戶主年齡對家庭金融市場參與的影響呈現(xiàn)倒U型，這可能是由于隨著年齡的增長，家庭逐漸有資金有精力投資股票，而年齡偏大的家庭更偏向于保值類的低風(fēng)險產(chǎn)品。是否已婚對家庭的股票市場參與的影響不顯著，說明婚姻狀況對居民投資股票影響不大。受教育程度在1%的顯著性水平上對家庭的股票市場參與有正向影響，也就是說受教育程度越高，投資股票可能性越大。家庭幸福感在1%的顯著性水平上對家庭的股票市場參與有負(fù)向影響，說明越幸福的家庭參與股票市場越少，這可能是由于幸福的家庭往往不去冒險投資股票這樣的高風(fēng)險產(chǎn)品。是否農(nóng)村對家庭的股票市場參與有顯著的負(fù)向影響，說明農(nóng)村相比于城鎮(zhèn)進(jìn)行股票更少。所在省人均GDP對家庭股票市場參與有顯著的正向影響，說明越發(fā)達(dá)的地區(qū)投資股票的可能性越大。表7金融素養(yǎng)對股票市場參與的影響模型1模型2模型3模型4變量股票市場股票市場股票市場股票市場金融素養(yǎng)（因子）1.286***0.656***（0.0324）（0.0377）金融素養(yǎng)（評分）0.552***0.240***（0.0221）（0.0267）Ln（總收入+1）0.237***0.256***（0.0262）（0.0260）Ln（凈資產(chǎn)+1）0.536***0.549***（0.0225）（0.0223）個體工商業(yè)-0.505***-0.512***（0.0641）（0.0641）自有住房-0.188***-0.213***（0.0448）（0.0446）戶主年齡0.0979***0.0960***（0.0110）（0.0109）戶主年齡平方-0.000904***-0.000906***（0.000102）（0.000101）戶主性別-0.140***-0.145***（0.0482）（0.0481）已婚-0.0928-0.0835（0.0717）（0.0714）受教育程度0.218***0.245***（0.0130）（0.0127）家庭幸福感-0.193***-0.188***（0.0274）（0.0270）農(nóng)村-2.149***-2.239***（0.171）（0.171）所在省人均GDP2.97e-06***3.30e-06***（1.04e-06）（1.04e-06）Constant-3.064***-14.94***-2.979***-15.27***（0.0276）（0.421）（0.0279）（0.419）觀測值數(shù)42481372694248237269金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置比例的影響選擇金融資產(chǎn)配置比例作為被解釋變量，分析金融素養(yǎng)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響。金融資產(chǎn)配置比例包括家庭金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比例、家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)的比例和股票占家庭總金融資產(chǎn)的比例，通過這三個指標(biāo)衡量家庭金融資產(chǎn)的配置情況。表8金融素養(yǎng)對股票占金融資產(chǎn)比例的影響模型1模型2模型3模型4變量股票占比股票占比股票占比股票占比金融素養(yǎng)（因子）0.161***（0.0207）金融素養(yǎng)（評分）0.0368***（0.0141）Ln（總收入+1）0.0658***0.0581***0.0658***0.0631***（0.0113）（0.0114）（0.0113）（0.0114）Ln（凈資產(chǎn)+1）0.172***0.159***0.172***0.164***（0.0115）（0.0115）（0.0115）（0.0115）個體工商業(yè)-0.180***-0.175***-0.180***-0.178***（0.0327）（0.0327）（0.0327）（0.0327）自有住房0.545***0.536***0.545***0.535***（0.0252）（0.0252）（0.0252）（0.0253）戶主年齡0.0588***0.0604***0.0588***0.0592***（0.00569）（0.00579）（0.00569）（0.00578）戶主年齡平方-0.000506***-0.000509***-0.000506***-0.000502***（5.24e-05）（5.36e-05）（5.24e-05）（5.35e-05）戶主性別-0.00553-0.0111-0.00553-0.00905（0.0253）（0.0254）（0.0253）（0.0254）已婚-0.0560-0.0550-0.0560-0.0538（0.0375）（0.0377）（0.0375）（0.0377）受教育程度0.120***0.105***0.120***0.115***（0.00748）（0.00762）（0.00748）（0.00755）家庭幸福感-0.110***-0.103***-0.110***-0.105***（0.0148）（0.0149）（0.0148）（0.0149）農(nóng)村-0.766***-0.756***-0.766***-0.781***（0.0659）（0.0674）（0.0659）（0.0672）所在省人均GDP4.81e-074.88e-074.81e-075.69e-07（5.40e-07）（5.42e-07）（5.40e-07）（5.42e-07）Constant-5.465***-5.288***-5.465***-5.371***（0.216）（0.216）（0.216）（0.217）觀測值數(shù)12172115621217211562如表8，模型1和模型3是控制變量對股票占家庭總金融資產(chǎn)的比例的影響，模型2和模型4分別是加入用主成分分析法衡量的金融素養(yǎng)指標(biāo)和用評分加總法衡量的金融素養(yǎng)指標(biāo)后各變量對股票占家庭總金融資產(chǎn)比例的影響。可以看出家庭總收入對股票占比在1%的水平上有正向影響，家庭收入越高，家庭就越有資金、有更高的風(fēng)險承擔(dān)能力增加股票的配置。家庭凈資產(chǎn)對家庭的金融市場參與在1%的水平上有正向影響，家庭凈資產(chǎn)越多，配置金融資產(chǎn)的可能性越大。從事個體工商業(yè)對股票的配置比例也有顯著的負(fù)向影響，這可能是因為家庭從事個體工商業(yè)存在一定的風(fēng)險，使得家庭減少對股票等風(fēng)險類金融資產(chǎn)的投資。擁有自有住房對股票配置比例有顯著正向影響，說明擁有自有住房的家庭，在家庭金融資產(chǎn)配置中更多地配置股票，這可能是由于擁有自由住房的家庭對風(fēng)險的承受能力更高，傾向于提高股票的投資比例。戶主年齡和戶主年齡平方均對股票占比有顯著影響，且戶主年齡的系數(shù)為正，戶主年齡平方的系數(shù)為負(fù)，說明家庭股票所占的比重隨著戶主年齡增加，呈倒U型分布。說明隨著戶主年齡增加，家庭股票占比先增加后減少，這是由于家庭收入的積累和經(jīng)驗的增加使得家庭在家庭總金融資產(chǎn)中更多地投資于股票，而到了一定年齡，由于退休后收入減少、精力有限以及投資觀念的變化導(dǎo)致減少股票的配置。性別和婚姻狀況對股票配置比例沒有顯著的影響。家庭幸福感對股票配置比例有顯著的負(fù)向影響。而金融素養(yǎng)對股票的配置比例有顯著的促進(jìn)作用，金融素養(yǎng)的提高會促進(jìn)家庭在金融資產(chǎn)配置中傾向于股票。表9金融素養(yǎng)對風(fēng)險資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比例的影響模型1模型2模型3模型4變量風(fēng)險資產(chǎn)占比風(fēng)險資產(chǎn)占比風(fēng)險資產(chǎn)占比風(fēng)險資產(chǎn)占比金融素養(yǎng)（因子）0.142***（0.0146）金融素養(yǎng)（評分）0.0165（0.0102）Ln（總收入+1）0.0698***0.0634***0.0698***0.0686***（0.00809）（0.00812）（0.00809）（0.00813）Ln（凈資產(chǎn)+1）0.139***0.127***0.139***0.132***（0.00800）（0.00802）（0.00800）（0.00803）個體工商業(yè)-0.122***-0.120***-0.122***-0.123***（0.0232）（0.0231）（0.0232）（0.0231）自有住房0.773***0.763***0.773***0.762***（0.0187）（0.0186）（0.0187）（0.0186）戶主年齡0.0450***0.0455***0.0450***0.0445***（0.00396）（0.00400）（0.00396）（0.00400）戶主年齡平方-0.000365***-0.000358***-0.000365***-0.000353***（3.64e-05）（3.69e-05）（3.64e-05）（3.69e-05）戶主性別-0.0563***-0.0617***-0.0563***-0.0581***（0.0184）（0.0184）（0.0184）（0.0184）已婚-0.0339-0.0323-0.0339-0.0340（0.0270）（0.0270）（0.0270）（0.0270）受教育程度0.125***0.110***0.125***0.120***（0.00541）（0.00549）（0.00541）（0.00544）家庭幸福感-0.0574***-0.0532***-0.0574***-0.0544***（0.0107）（0.0107）（0.0107）（0.0107）農(nóng)村-0.471***-0.460***-0.471***-0.483***（0.0372）（0.0377）（0.0372）（0.0376）所在省人均GDP1.49e-071.45e-071.49e-072.08e-07（3.93e-07）（3.93e-07）（3.93e-07）（3.93e-07）Constant-4.491***-4.294***-4.491***-4.376***（0.146）（0.146）（0.146）（0.146）觀測值數(shù)12172115621217211562如表9所示，模型1和模型3是控制變量對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)的比例的影響，模型2和模型4分別是加入用主成分分析法衡量的金融素養(yǎng)指標(biāo)和用評分加總法衡量的金融素養(yǎng)指標(biāo)后各變量對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)比例的影響。可以看出家庭總收入和家庭凈資產(chǎn)對風(fēng)險金融資產(chǎn)占比有顯著正向影響，家庭總收入和家庭凈資產(chǎn)越高，家庭的風(fēng)險承擔(dān)能力相應(yīng)越高，因此家庭越傾向配置風(fēng)險資產(chǎn)。戶主從事個體工商業(yè)對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)占比有顯著的負(fù)向影響，這可能是因為戶主從事個體工商業(yè)本身增加了家庭面臨的風(fēng)險，從而擠出了風(fēng)險性金融資產(chǎn)投資。擁有自有住房對風(fēng)險資產(chǎn)比例有顯著正向影響，說明擁有自有住房的家庭，在家庭金融資產(chǎn)配置中更多地配置股票，這可能是由于擁有自由住房的家庭對風(fēng)險的承受能力更高，傾向于提高風(fēng)險金融資產(chǎn)的配置比例。戶主年齡和戶主年齡平方均對股票占比有顯著影響，且戶主年齡的系數(shù)為正，戶主年齡平方的系數(shù)為負(fù)，說明家庭股票所占的比重隨著戶主年齡增加，呈倒U型分布。說明隨著戶主年齡增加，家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資所占比例先增加后減少。性別對風(fēng)險金融資產(chǎn)占比有顯著的負(fù)向影響，說明男性不傾向于持有風(fēng)險金融資產(chǎn)?；橐鰻顩r對風(fēng)險金融資產(chǎn)占比沒有顯著的影響。家庭幸福感對風(fēng)險金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)的比例有顯著的負(fù)向影響，這意味著幸福感強的家庭較少配置再金融資產(chǎn)配置中更傾向于投資低風(fēng)險金融資產(chǎn)。而金融素養(yǎng)對風(fēng)險金融資產(chǎn)的配置是有顯著促進(jìn)作用的，說明金融素養(yǎng)越高，越傾向在金融資產(chǎn)的配置中選擇風(fēng)險金融資產(chǎn)。表10金融素養(yǎng)對金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)比例的影響模型1模型2模型3模型4變量金融資產(chǎn)占比金融資產(chǎn)占比金融資產(chǎn)占比金融資產(chǎn)占比金融素養(yǎng)（因子）0.0456***（0.00273）金融素養(yǎng)（評分）0.0268***（0.00214）Ln（總收入+1）0.0203***0.0168***0.0203***0.0179***（0.00142）（0.00141）（0.00142）（0.00141）Ln（凈資產(chǎn)+1）0.0147***0.0143***0.0147***0.0156***（0.00127）（0.00127）（0.00127）（0.00126）個體工商業(yè)-0.0148***-0.0164***-0.0148***-0.0163***（0.00474）（0.00462）（0.00474）（0.00463）自有住房-0.217***-0.208***-0.217***-0.208***（0.00385）（0.00376）（0.00385）（0.00376）戶主年齡-0.00464***-0.00398***-0.00464***-0.00391***（0.000746）（0.000741）（0.000746）（0.000741）戶主年齡平方2.74e-05***2.36e-05***2.74e-05***2.19e-05***（6.70e-06）（6.70e-06）（6.70e-06）（6.70e-06）戶主性別-0.00164-0.00274-0.00164-0.00391（0.00390）（0.00383）（0.00390）（0.00383）已婚-0.00954*-0.0102**-0.00954*-0.00961*（0.00519）（0.00513）（0.00519）（0.00514）受教育程度0.0109***0.00675***0.0109***0.00902***（0.00107）（0.00108）（0.00107）（0.00106）家庭幸福感0.00458**0.00412**0.00458**0.00439**（0.00202）（0.00199）（0.00202）（0.00199）農(nóng)村-0.0654***-0.0579***-0.0654***-0.0636***（0.00456）（0.00454）（0.00456）（0.00453）所在省人均GDP1.35e-06***1.23e-06***1.35e-06***1.26e-06***（8.06e-08）（7.95e-08）（8.06e-08）（7.96e-08）Constant-0.411***-0.375***-0.411***-0.419***（0.0257）（0.0254）（0.0257）（0.0254）觀測值數(shù)39000370183900037018如表10所示，模型1和模型3是控制變量對家庭金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)的比例的影響，模型2和模型4分別是加入用主成分分析法衡量的金融素養(yǎng)指標(biāo)和用評分加總法衡量的金融素養(yǎng)指標(biāo)后各變量對家庭金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)比例的影響。家庭總收入和家庭凈資產(chǎn)對金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例有顯著正向影響，家庭總收入和家庭凈資產(chǎn)的增加意味著家庭更有資金有精力去投資金融資產(chǎn)。而與股票配置比例和風(fēng)險金融配置比例不同的是，擁有自由住房對家庭金融資產(chǎn)配置具有顯著負(fù)向影響，這可能是因為家庭自有住房占用了家庭的財富，由此一定程度上擠出了家庭的金融資產(chǎn)投資。戶主受教育程度對股票占家庭金融資產(chǎn)的比例、風(fēng)險金融資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)的比例以及金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比例均有顯著的正向影響，這是由于戶主受教育程度越高，相當(dāng)于教育賦予的人力資本越高，能夠促進(jìn)家庭總收入和總資產(chǎn)的增加，從而提升股票以及風(fēng)險金融資產(chǎn)的配置，參與金融市場投資。是否農(nóng)村指標(biāo)對股票配置比例、風(fēng)險金融資產(chǎn)配置比例和金融資產(chǎn)配置比例均有有顯著的負(fù)向影響，這可能是由于農(nóng)村地區(qū)資金、投資渠道等的限制約束了農(nóng)村家庭居民投資股票、風(fēng)險金融資產(chǎn)和其他金融資產(chǎn)等。所在省人均GDP對股票占家庭金融資產(chǎn)的比例、風(fēng)險金融資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)的比例以及金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比例均有顯著的正向影響，說明經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)股票以及風(fēng)險金融資產(chǎn)配置比例較高，有意識地進(jìn)行金融資產(chǎn)投資。而金融素養(yǎng)對金融資產(chǎn)占比有顯著正向影響，說明金融素養(yǎng)的提高會促進(jìn)居民家庭在各類資產(chǎn)的選擇中，更多地配置金融資產(chǎn)。穩(wěn)健性檢驗經(jīng)濟信息關(guān)注度對金融市場參與的影響由于對經(jīng)濟信息越關(guān)注，金融知識越豐富，金融素養(yǎng)越高，因此用經(jīng)濟信息關(guān)注程度替換金融素養(yǎng)進(jìn)行估計。由表11可以看出，經(jīng)濟信息關(guān)注度對家庭金融市場參與和家庭股票市場參與都在1%的水平上有正向影響，家庭總收入、家庭凈資產(chǎn)、受教育程度、所在省人均GDP對金融市場參與和股票市場參與仍然有顯著的正向影響；戶主性別、家庭幸福感、是否農(nóng)村對家庭的金融市場參與和股票市場參與仍然有顯著的負(fù)向影響，而年齡對家庭的金融市場參與和股票市場參與的影響仍然呈現(xiàn)倒U型，即所有控制變量的系數(shù)也與前文一致。因此，家庭對經(jīng)濟信息越關(guān)注，家庭就越可能參與金融市場和股票市場。因此，將解釋變量從金融素養(yǎng)替換為經(jīng)濟信息關(guān)注度后，結(jié)果仍然顯著，說明前文的實證結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。表11經(jīng)濟信息關(guān)注度對金融市場和股票市場參與的影響模型1模型2模型3模型4變量金融市場金融市場股票市場股票市場經(jīng)濟信息關(guān)注度0.699***0.528***0.770***0.607***（0.0131）（0.0163）（0.0159）（0.0195）Ln（總收入+1）0.233***0.210***（0.0207）（0.0253）Ln（凈資產(chǎn)+1）0.513***0.515***（0.0183）（0.0222）個體工商業(yè)-0.407***-0.559***（0.0536）（0.0663）自有住房-0.140***-0.226***（0.0373）（0.0456）戶主年齡0.0517***0.0905***（0.00896）（0.0111）戶主年齡平方-0.000523***-0.000861***（8.22e-05）（0.000103）戶主性別-0.246***-0.197***（0.0407）（0.0490）已婚-0.0245-0.0185（0.0594）（0.0723）受教育程度0.216***0.197***（0.0107）（0.0130）家庭幸福感-0.0966***-0.195***（0.0228）（0.0276）農(nóng)村-1.644***-2.229***（0.0997）（0.168）所在省人均GDP6.76e-06***5.73e-06***（8.80e-07）（1.05e-06）Constant-3.797***-14.32***-4.569***-15.48***（0.0398）（0.355）（0.0514）（0.422）觀測值數(shù)44675392404467539240金融素養(yǎng)對金融市場參與的影響（剔除金融從業(yè)家庭）由于從事金融行業(yè)的家庭成員會影響家庭金融決策，本文剔除了戶主從事金融行業(yè)的樣本進(jìn)行估計。如表12所示，剔除戶主從事金融行業(yè)的家庭后，用主成分分析法衡量的金融素養(yǎng)指標(biāo)對家庭的金融市場參與在1%的水平上有顯著的正向影響，系數(shù)為0.676，略大于未剔除金融從業(yè)家庭時的該系數(shù)。用評分加總法衡量的金融素養(yǎng)指標(biāo)對家庭的金融市場參與在1%的水平上有顯著的正向影響，系數(shù)為0.271，略大于未剔除金融從業(yè)家庭時的該系數(shù)。用主成分分析法衡量的金融素養(yǎng)指標(biāo)對家庭的股票市場參與在1%的水平上有顯著的正向影響，系數(shù)為0.666，略大于未剔除金融從業(yè)家庭時的該系數(shù)。用評分加總法衡量的金融素養(yǎng)指標(biāo)對家庭的股票市場參與在1%的水平上有顯著的正向影響，系數(shù)為0.250，略大于未剔除金融從業(yè)家庭時的該系數(shù)。綜合以上分析，剔除金融從業(yè)家庭后，金融素養(yǎng)對家庭金融市場和股票市場參與仍然在1%的顯著性水平上起正向影響，因此本文的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。表12金融素養(yǎng)對金融市場和股票市場參與的影響（剔除金融從業(yè)家庭）模型1模型2模型3模型4變量金融市場金融市場股票市場股票市場金融素養(yǎng)（因子）0.676***0.666***（0.0315）（0.0381）金融素養(yǎng)（評分）0.271***0.250***（0.0231）（0.0271）Ln（總收入+1）0.246***0.265***0.239***0.258***（0.0214）（0.0214）（0.0265）（0.0264）Ln（凈資產(chǎn)+1）0.527***0.540***0.531***0.544***（0.0187）（0.0186）（0.0227）（0.0225）個體工商業(yè)-0.355***-0.357***-0.484***-0.490***（0.0526）（0.0525）（0.0645）（0.0645）自有住房-0.121***-0.143***-0.192***-0.217***（0.0376）（0.0374）（0.0455）（0.0453）戶主年齡0.0601***0.0587***0.0970***0.0950***（0.00907）（0.00897）（0.0111）（0.0110）戶主年齡平方-0.000565***-0.000571***-0.000893***-0.000892***（8.34e-05）（8.23e-05）（0.000103）（0.000102）戶主性別-0.208***-0.214***-0.150***-0.155***（0.0409）（0.0408）（0.0487）（0.0486）已婚-0.0697-0.0582-0.0862-0.0746（0.0605）（0.0601）（0.0729）（0.0725）受教育程度0.224***0.251***0.218***0.245***（0.0109）（0.0106）（0.0132）（0.0128）家庭幸福感-0.101***-0.0961***-0.197***-0.191***（0.0231）（0.0228）（0.0277）（0.0273）農(nóng)村-1.563***-1.649***-2.164***-2.255***（0.101）（0.101）（0.173）（0.173）所在省人均GDP4.48e-06***4.80e-06***3.33e-06***3.69e-06***（8.86e-07）（8.83e-07）（1.05e-06）（1.05e-06）Constant-13.81***-14.17***-14.91***-15.24***（0.360）（0.359）（0.426）（0.423）觀測值數(shù)36958369583695836958金融素養(yǎng)、風(fēng)險態(tài)度與家庭金融資產(chǎn)配置的實證研究金融素養(yǎng)水平越高的家庭，對金融知識的了解越多，對風(fēng)險有更清晰的認(rèn)知，因此可能更加偏好風(fēng)險。而風(fēng)險偏好型的家庭更可能接受配置金融資產(chǎn)可能帶來的收益的不確定性，對于損失的承受能力更強，因而可能會更加偏向參與金融市場。因此本部分研究金融素養(yǎng)基于風(fēng)險態(tài)度這一中介變量影響家庭金融資產(chǎn)配置的傳導(dǎo)機制是否成立，本文根據(jù)CHFS問卷中投資風(fēng)險題目的結(jié)果將居民家庭地風(fēng)險態(tài)度分為風(fēng)險偏好、風(fēng)險中性和風(fēng)險厭惡，構(gòu)建出風(fēng)險偏好指標(biāo)和風(fēng)險厭惡指標(biāo)。風(fēng)險偏好指標(biāo)是將風(fēng)險偏好的家庭賦值為1，其余家庭賦值為0；風(fēng)險厭惡指標(biāo)是將風(fēng)險厭惡的家庭賦值為1，其余家庭賦值為0。通過研究金融素養(yǎng)對風(fēng)險態(tài)度的影響，并研究金融素養(yǎng)和風(fēng)險態(tài)度對被解釋變量的影響，分析中介效應(yīng)是否存在以及中介效應(yīng)所占的比例。金融素養(yǎng)對風(fēng)險態(tài)度的影響本文參考Baron&Kenny（1986）、Judd&Kenny（1981）和溫忠麟等（2004）的研究，采用逐步檢驗回歸系數(shù)的方法判定是否存在中介效應(yīng)[42][43][44]。首先檢驗自變量金融素養(yǎng)對被解釋變量的總效應(yīng)；其次檢驗自變量金融素養(yǎng)和中介變量風(fēng)險態(tài)度的關(guān)系；最后同時加入金融素養(yǎng)和風(fēng)險態(tài)度后，檢驗金融素養(yǎng)和風(fēng)險態(tài)度對被解釋變量的效應(yīng)。運用logit模型估計的結(jié)果如表13，模型1和模型2中，兩種方法構(gòu)造的金融素養(yǎng)指標(biāo)對風(fēng)險偏好的系數(shù)分別為0.574和0.560，且都在1%水平上顯著，即金融素養(yǎng)越高，越偏好風(fēng)險。金融素養(yǎng)越高，對風(fēng)險的認(rèn)知會更為客觀，能夠認(rèn)識到金融資產(chǎn)是風(fēng)險和收益并存的，因此具有更高的風(fēng)險偏好。模型3和模型4中，兩種方法構(gòu)造的金融素養(yǎng)指標(biāo)對風(fēng)險厭惡的系數(shù)分別為-0.672和-0.492，且都在1%水平上顯著，即金融素養(yǎng)越高，風(fēng)險厭惡程度越低。表13金融素養(yǎng)對風(fēng)險態(tài)度的影響模型1模型2模型3模型4變量風(fēng)險偏好風(fēng)險偏好風(fēng)險厭惡風(fēng)險厭惡金融素養(yǎng)（因子）0.574***-0.672***（0.0291）（0.0208）金融素養(yǎng)（評分）0.560***-0.492***（0.0207）（0.0163）Ln（總收入+1）0.0590***0.0607***-0.0629***-0.0746***（0.0162）（0.0161）（0.0111）（0.0110）Ln（凈資產(chǎn)+1）0.109***0.115***-0.110***-0.126***（0.0152）（0.0152）（0.0104）（0.0103）個體工商業(yè)0.201***0.206***-0.285***-0.287***（0.0448）（0.0454）（0.0339）（0.0339）自有住房0.04700.0589*-0.123***-0.115***（0.0353）（0.0356）（0.0253）（0.0252）戶主年齡-0.0265***-0.0224***0.0728***0.0716***（0.00819）（0.00821）（0.00615）（0.00614）戶主年齡平方9.96e-06-2.62e-05-0.000322***-0.000301***（7.80e-05）（7.81e-05）（5.68e-05）（5.66e-05）戶主性別0.330***0.300***-0.254***-0.232***（0.0427）（0.0430）（0.0300）（0.0300）已婚-0.504***-0.489***0.319***0.306***（0.0508）（0.0511）（0.0395）（0.0393）受教育程度0.0699***0.0815***-0.0827***-0.108***（