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【摘 要】 本文基于中国家庭金融数据调查（CHFS）2013年的数据，研究金融知识对我国家庭金融市场的参与情况的影响。通过研究发现随着家庭成员掌握的金融知识的增长，家庭对参与金融市场会有更积极的姿态，并在资产配置过程中更多的倾向于风险资产的配置。
【关键词】 金融知识 家庭金融 金融市场
一、引言
随着金融市场的发展，家庭选择参与金融市场的比例逐步增加，造成这一现象的影响因素及其作用机制成为社会关注的重点。然而，目前我国家庭参与金融市场的比例较低，与欧美国家相比仍有差距。甘犁等（2012）根据调查提出我国仅有11.5%的家庭参与金融市场，仅有8.8%的家庭参与股票市场，并且城市地区金融市场参与率远高于农村地区[1]。
在家庭参与金融市场的这一过程中， 家庭需要根据自身情况，做到决策自定，风险自担，盈亏自负。家庭的决策的重点为参与决策。目前，这种决策的影响因素成为国内外学者研究的重点，本文将基于中国家庭金融调查数据对此进行研究。
目前国内外对金融市场参与情况的研究主要集中在家庭参与股票市场的研究上。首先，是家庭成员的个体特征。Vissing Jorgensen（2002）提出随着个体文化程度的提高，居民会加深对股票市场的知识的理解进而参与其中[2]。李涛（2006）提出社区内的交流会推动居民参与股票市场[3]。
家庭进行投资决策首先要对进行决策所需的信息进行搜集，在搜集过程中，金融知识起着重要的作用。Noctor et al.（1992）率先提出金融知识的概念，他们指出金融知识表现为正确运用资金的能力[4]。Rooij et al.（2011）运用荷兰DHS调查数据研究发现，大部分受访者只掌握较为基础的金融知识[5]。Bernheim and Garrett（2003）指出金融知识对做出正确的金融决策具有正向影响[6]。Guiso and Jappelli（2008）提出通过简单询问受访者的金融知识水平所得出的结果是客观的，受访者会不同程度的高估或低估自身的金融知识[7]。
金融知识从多方面产生着影响。Dohmen（2010）提出金融知识对决策者进行风险资产投资在一定程度上存在正向影响[8]。吴卫星等（2006）提出过度自信使得原本不会参与金融市场的人参与金融市场，意味着金融知识与家庭金融市场参与可能存在负向相关[9]。
研究金融知识对家庭金融市场的参与的影响有助于我国金融市场的进一步发展，同时可以给政府以参考，出台相关政策帮助居民积累投资经验、优化投资策略。本文将在已有数据的基础上对此进行研究。
二、模型与变量
（一）模型设定
本文运用参考尹志超等（2014）的做法，在分析金融知识对金融市场参与的影响时采用probit模型 [15]。probit模型为
Y的值表示家庭是否已经参与金融市场，Y等于1表示家庭已经参与金融市场，Y等于0则相反；Financial_Literacy代表金融知识；X为控制变量，包括家庭特征变量。
（二）数据与变量
本文研究所采用的数据来自于西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心2013年在国内开展的中国家庭金融调查（CHFS）。样本涉及全国29个省，获得了28000余组家庭各方面详细的微观数据，这为本文研究家庭金融市场参与及资产配置提供了有力的数据支持。下面分别就本文构建的指标以及相关变量进行分类说明。
1、金融知识指标
调查中没有选择通过直接询问的方式，而是选择了涉及了利率计算、通货膨胀及投资风险三个方面的问题来对金融知识进行衡量。
参考Rooij et al.（2011）的做法，在构建金融知识指标的过程中采取因子分析的方法，这种做法能够更全面地运用问题中所包含的信息，更客观地衡量受访者的金融知识水平。
通过构建哑变量的方法来反应不同回答所表现的金融知识差异。每个问题的回答有两种情况，分别为能否回答问题及能否正确回答问题，对此构建两个哑变量。对于能否回答问题，能回答记为1，反之记为0。对于能否正确回答问题，能正确回答记为1，反之记为0。对于6个哑变量采用迭代主因子法进行分析。表二给出了因子分析KMO检验结果及各因子载荷，根据检验结果，本文构建金融知识指标采用的方法是可行的。参考Bartlett（1937）的做法，根据因子载荷，通过计算得出金融知识指标。
2、被解释变量及其他控制变量
本文选取了以下2个被解释变量：金融市场参与、股票市场参与。
根据CHFS的调查数据，将金融资产定义为现金、存款、政府债券等低风险产品以及风险资产；定义风险资产为股票、基金与非政府债券等风险较高的金融产品。取1表示家庭已经在金融市场中进行过交易，反之取0；取1表示家庭参与了股票市场，反之取0。
本文选取个体特征与地区特征两个控制变量。并对数据进行处理，按照资产数量的多少提出了上下1%的数据及存在缺失的数据，最后剩余样本量为24827个。
根据调查数据进行统计，我国目前有12.5%的家庭参与了金融市场，有4.6%的家庭购买并持有风险资产，厌恶风险及风险中性的人占比68.5%，这说明我国居民目前金融市场参与率较低并且多数处于厌恶风险的状态。同时，风险资产和股票资产占总资产比重分别为4.6%和2.2%，进一步证实了风险厌恶家庭占比较高。根据金融知识（因子分析）的标准差为1.074，最大值与最小值差距为3.362，说明目前我国家庭金融知识差异明显。教育年限的均值为9.432，说明样本的受教育水平较低。
三、估计结果
（一）金融知识对家庭金融市场参与的影响
根据前文所做的定义，首先研究金融知识对家庭金融及股票市场参与的影响是否显著。根据probit模型的分析结果，金融知识（因子分析）对因变量的边际效应均在1%的水平上显著，金融知识（因子分析）对及金融市场参与的边际效应为0.042。受教育年限的边际效应为0.010，这说明随着受教育年限的增长，家庭对金融市场参与越积极。同时，户主年龄的边际效应为0.009，这表明户主年龄与金融市场参与呈非线性关系。在表中也可以看出，风险爱好与风险厌恶的边际效应分别为0.032与-0.028，这说明对风险的态度会显著影响家庭的选择。然而，在上文中提到，金融知识有着不可忽视的内生性问题，会使得估计结果产生偏离。为解决这一问题，采用上文所构建的工具变量后进行的二阶段估计。采用Durbin-Wu-Hausman对金融知识是否存在内生性进行检验，结果显示在1%的水平上拒绝了金融知识这一变量不存在内生性的假设，说明金融知识的内生性确实存在。同时，在估计中，一阶段估计F值均大于10%偏误水平下的分布边界值16.38。因而工具变量的选取是可行的。金融知識（因子分析）、金融知识（评分加总）的边际效应分别为0.151、0.231，并在1%的水平上显著，与前述估计结果保持一致。 金融知识（因子分析）、金融知识（评分加总）对股票市场参与的边际效应为0.028、0.016，在1%的水平上显著，以上分析与家庭参与金融市场分析相一致，并且内生性检验表明存在内生性问题，估计结果是有偏的。沿用上文所述，进行二阶段估计。根据估计结果，金融知识（因子分析）、金融知识（评分加总）的边际效应分别为0.093、0.157，并在1%的水平上显著，与上文所得出结论相同，金融知识的增长会推动居民参与股票市场。
结论及政策建议
基于CHFS数据，本文对金融知识对家庭金融市场参与的影响做了一系列分析，并用二阶段工具變量法来减少金融知识的内生性所造成的估计结果的偏离。
本文研究发现，金融知识的增长与家庭金融市场参与呈正向关系。地区经济的发展状况、受教育年限、风险爱好会推动家庭对金融市场的参与并且推动家庭更多的持有风险资产，而年龄的影响并不显著。
本文研究结果表明，居民金融知识的匮乏是导致我国目前金融市场有限参与的主要原因。Cocco et al.（2005）提出家庭不参与金融市场会导致较大的福利缺失[10]。因此政府加大普及金融知识的力度，适当开展金融知识的相关培训，这对人民福利水平以及我国金融市场的健康发展都具有一定意义。
【参考文献】
[1] 甘犁，尹志超，贾男，徐舒，马双.中国家庭金融调查报告2012[M].西南财经大学出版社.
[2] Vissing-Jorgensen.Towards an Explanation of Household Portfolio Choice Heterogeneity： Nonfinancial Income and Participation Cost Structures [J].NBER Working paper，2002 （2），No.W8884.
[3] 李涛.社会互动与投资选择[J].经济研究，2006（8）：71-79.
[4] Noctor，Gina，Liang peng，and Ning Zhu.Do Individual Investors Learn From Their Trading Experience？[J].Journal of Financial Markets，2009，101（2）：449-472.
[5] Rooij，Maarten van，Annamaria Lusardi，and Rob Alessie.Financial Literacy and Stock Market Participation[J].Journal of Financial Economics，2011，101（2）：317-336.
[6] Bernhrim，B.Douglas，and Daniel M.Garrett.The Effects of Financial Education in the Workplace：Evidence from a Survey of Households[J].Journal of Public Economics，2003，87（7-8）：1487-1519.
[7] Guiso，Luigi，and Tullio Jappelli.Financial Literacy and Portfolio Diversification[J].EUI working paper ECO，2008（31）.
[8] Dohmen，Thomas，Armin Falk，David Huffman，and Uwe Sunde.Are Risk Aversion and Impatience Related to Cognitive Ability？[J].American Economic Review，2010，100（3）：1238-1260.
[9] 吴卫星，齐天翔.流动性、生命周期与投资组合相异行——中国投资者行为调查实证分析[J].经济研究，2007 （2）：47-59.
[10] Cocoo，J.Portfolio Choice In the presence of Housing[J].Review of Financial Studies， 2005，18（2）： 1553-1604.
作者简介：杨珂（1996-），山东省新泰市人，中南财经政法大学公共管理学院硕士研究生，研究方向：国民经济。
【关键词】 金融知识 家庭金融 金融市场
一、引言
随着金融市场的发展，家庭选择参与金融市场的比例逐步增加，造成这一现象的影响因素及其作用机制成为社会关注的重点。然而，目前我国家庭参与金融市场的比例较低，与欧美国家相比仍有差距。甘犁等（2012）根据调查提出我国仅有11.5%的家庭参与金融市场，仅有8.8%的家庭参与股票市场，并且城市地区金融市场参与率远高于农村地区[1]。
在家庭参与金融市场的这一过程中， 家庭需要根据自身情况，做到决策自定，风险自担，盈亏自负。家庭的决策的重点为参与决策。目前，这种决策的影响因素成为国内外学者研究的重点，本文将基于中国家庭金融调查数据对此进行研究。
目前国内外对金融市场参与情况的研究主要集中在家庭参与股票市场的研究上。首先，是家庭成员的个体特征。Vissing Jorgensen（2002）提出随着个体文化程度的提高，居民会加深对股票市场的知识的理解进而参与其中[2]。李涛（2006）提出社区内的交流会推动居民参与股票市场[3]。
家庭进行投资决策首先要对进行决策所需的信息进行搜集，在搜集过程中，金融知识起着重要的作用。Noctor et al.（1992）率先提出金融知识的概念，他们指出金融知识表现为正确运用资金的能力[4]。Rooij et al.（2011）运用荷兰DHS调查数据研究发现，大部分受访者只掌握较为基础的金融知识[5]。Bernheim and Garrett（2003）指出金融知识对做出正确的金融决策具有正向影响[6]。Guiso and Jappelli（2008）提出通过简单询问受访者的金融知识水平所得出的结果是客观的，受访者会不同程度的高估或低估自身的金融知识[7]。
金融知识从多方面产生着影响。Dohmen（2010）提出金融知识对决策者进行风险资产投资在一定程度上存在正向影响[8]。吴卫星等（2006）提出过度自信使得原本不会参与金融市场的人参与金融市场，意味着金融知识与家庭金融市场参与可能存在负向相关[9]。
研究金融知识对家庭金融市场的参与的影响有助于我国金融市场的进一步发展，同时可以给政府以参考，出台相关政策帮助居民积累投资经验、优化投资策略。本文将在已有数据的基础上对此进行研究。
二、模型与变量
（一）模型设定
本文运用参考尹志超等（2014）的做法，在分析金融知识对金融市场参与的影响时采用probit模型 [15]。probit模型为
Y的值表示家庭是否已经参与金融市场，Y等于1表示家庭已经参与金融市场，Y等于0则相反；Financial_Literacy代表金融知识；X为控制变量，包括家庭特征变量。
（二）数据与变量
本文研究所采用的数据来自于西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心2013年在国内开展的中国家庭金融调查（CHFS）。样本涉及全国29个省，获得了28000余组家庭各方面详细的微观数据，这为本文研究家庭金融市场参与及资产配置提供了有力的数据支持。下面分别就本文构建的指标以及相关变量进行分类说明。
1、金融知识指标
调查中没有选择通过直接询问的方式，而是选择了涉及了利率计算、通货膨胀及投资风险三个方面的问题来对金融知识进行衡量。
参考Rooij et al.（2011）的做法，在构建金融知识指标的过程中采取因子分析的方法，这种做法能够更全面地运用问题中所包含的信息，更客观地衡量受访者的金融知识水平。
通过构建哑变量的方法来反应不同回答所表现的金融知识差异。每个问题的回答有两种情况，分别为能否回答问题及能否正确回答问题，对此构建两个哑变量。对于能否回答问题，能回答记为1，反之记为0。对于能否正确回答问题，能正确回答记为1，反之记为0。对于6个哑变量采用迭代主因子法进行分析。表二给出了因子分析KMO检验结果及各因子载荷，根据检验结果，本文构建金融知识指标采用的方法是可行的。参考Bartlett（1937）的做法，根据因子载荷，通过计算得出金融知识指标。
2、被解释变量及其他控制变量
本文选取了以下2个被解释变量：金融市场参与、股票市场参与。
根据CHFS的调查数据，将金融资产定义为现金、存款、政府债券等低风险产品以及风险资产；定义风险资产为股票、基金与非政府债券等风险较高的金融产品。取1表示家庭已经在金融市场中进行过交易，反之取0；取1表示家庭参与了股票市场，反之取0。
本文选取个体特征与地区特征两个控制变量。并对数据进行处理，按照资产数量的多少提出了上下1%的数据及存在缺失的数据，最后剩余样本量为24827个。
根据调查数据进行统计，我国目前有12.5%的家庭参与了金融市场，有4.6%的家庭购买并持有风险资产，厌恶风险及风险中性的人占比68.5%，这说明我国居民目前金融市场参与率较低并且多数处于厌恶风险的状态。同时，风险资产和股票资产占总资产比重分别为4.6%和2.2%，进一步证实了风险厌恶家庭占比较高。根据金融知识（因子分析）的标准差为1.074，最大值与最小值差距为3.362，说明目前我国家庭金融知识差异明显。教育年限的均值为9.432，说明样本的受教育水平较低。
三、估计结果
（一）金融知识对家庭金融市场参与的影响
根据前文所做的定义，首先研究金融知识对家庭金融及股票市场参与的影响是否显著。根据probit模型的分析结果，金融知识（因子分析）对因变量的边际效应均在1%的水平上显著，金融知识（因子分析）对及金融市场参与的边际效应为0.042。受教育年限的边际效应为0.010，这说明随着受教育年限的增长，家庭对金融市场参与越积极。同时，户主年龄的边际效应为0.009，这表明户主年龄与金融市场参与呈非线性关系。在表中也可以看出，风险爱好与风险厌恶的边际效应分别为0.032与-0.028，这说明对风险的态度会显著影响家庭的选择。然而，在上文中提到，金融知识有着不可忽视的内生性问题，会使得估计结果产生偏离。为解决这一问题，采用上文所构建的工具变量后进行的二阶段估计。采用Durbin-Wu-Hausman对金融知识是否存在内生性进行检验，结果显示在1%的水平上拒绝了金融知识这一变量不存在内生性的假设，说明金融知识的内生性确实存在。同时，在估计中，一阶段估计F值均大于10%偏误水平下的分布边界值16.38。因而工具变量的选取是可行的。金融知識（因子分析）、金融知识（评分加总）的边际效应分别为0.151、0.231，并在1%的水平上显著，与前述估计结果保持一致。 金融知识（因子分析）、金融知识（评分加总）对股票市场参与的边际效应为0.028、0.016，在1%的水平上显著，以上分析与家庭参与金融市场分析相一致，并且内生性检验表明存在内生性问题，估计结果是有偏的。沿用上文所述，进行二阶段估计。根据估计结果，金融知识（因子分析）、金融知识（评分加总）的边际效应分别为0.093、0.157，并在1%的水平上显著，与上文所得出结论相同，金融知识的增长会推动居民参与股票市场。
结论及政策建议
基于CHFS数据，本文对金融知识对家庭金融市场参与的影响做了一系列分析，并用二阶段工具變量法来减少金融知识的内生性所造成的估计结果的偏离。
本文研究发现，金融知识的增长与家庭金融市场参与呈正向关系。地区经济的发展状况、受教育年限、风险爱好会推动家庭对金融市场的参与并且推动家庭更多的持有风险资产，而年龄的影响并不显著。
本文研究结果表明，居民金融知识的匮乏是导致我国目前金融市场有限参与的主要原因。Cocco et al.（2005）提出家庭不参与金融市场会导致较大的福利缺失[10]。因此政府加大普及金融知识的力度，适当开展金融知识的相关培训，这对人民福利水平以及我国金融市场的健康发展都具有一定意义。
【参考文献】
[1] 甘犁，尹志超，贾男，徐舒，马双.中国家庭金融调查报告2012[M].西南财经大学出版社.
[2] Vissing-Jorgensen.Towards an Explanation of Household Portfolio Choice Heterogeneity： Nonfinancial Income and Participation Cost Structures [J].NBER Working paper，2002 （2），No.W8884.
[3] 李涛.社会互动与投资选择[J].经济研究，2006（8）：71-79.
[4] Noctor，Gina，Liang peng，and Ning Zhu.Do Individual Investors Learn From Their Trading Experience？[J].Journal of Financial Markets，2009，101（2）：449-472.
[5] Rooij，Maarten van，Annamaria Lusardi，and Rob Alessie.Financial Literacy and Stock Market Participation[J].Journal of Financial Economics，2011，101（2）：317-336.
[6] Bernhrim，B.Douglas，and Daniel M.Garrett.The Effects of Financial Education in the Workplace：Evidence from a Survey of Households[J].Journal of Public Economics，2003，87（7-8）：1487-1519.
[7] Guiso，Luigi，and Tullio Jappelli.Financial Literacy and Portfolio Diversification[J].EUI working paper ECO，2008（31）.
[8] Dohmen，Thomas，Armin Falk，David Huffman，and Uwe Sunde.Are Risk Aversion and Impatience Related to Cognitive Ability？[J].American Economic Review，2010，100（3）：1238-1260.
[9] 吴卫星，齐天翔.流动性、生命周期与投资组合相异行——中国投资者行为调查实证分析[J].经济研究，2007 （2）：47-59.
[10] Cocoo，J.Portfolio Choice In the presence of Housing[J].Review of Financial Studies， 2005，18（2）： 1553-1604.
作者简介：杨珂（1996-），山东省新泰市人，中南财经政法大学公共管理学院硕士研究生，研究方向：国民经济。