金融素养过度自信影响股票市场参与吗？——基于中国城镇家庭的微观数据

胡 振， 臧日宏

(中国农业大学 经济管理学院， 北京 100083)



金融素养过度自信影响股票市场参与吗？
——基于中国城镇家庭的微观数据

胡 振， 臧日宏

(中国农业大学 经济管理学院， 北京 100083)

金融素养在家庭经济活动中扮演重要角色，对家庭金融行为影响日益突出。基于2012年中国城市居民消费金融调查数据，研究金融素养过度自信对家庭股票市场参与的影响。研究发现，金融素养过度自信对股票市场参与行为具有显著的正向影响；对股票资产的持有额度及在金融资产中的比例均具有显著正向影响；同时，对持有股票的家庭而言，金融素养过度自信对金融资产结构中股票资产的比例的影响呈U型。进一步分析发现，金融素养过度自信会通过增强风险偏好，进而提高家庭股票市场参与率。据此，文章建议：政府增加金融教育供给，提升居民金融素养，增强消费者的风险认知，使消费者理性参与股票市场。

金融素养； 过度自信； 股票市场参与； 传导机制； 消费金融； 家庭金融

一、引 言

在现代经济社会当中，股票已成为家庭持有的重要资产形式之一，股票市场也在居民家庭金融生活中扮演重要角色。从理论上看，股票市场为家庭提供了一种有效开展投资的渠道，有效的股票投资可以提高家庭金融福利(Campbell,2006)[1]。而近些年更多的研究开始关注自信程度对消费者股票市场参与行为的影响。但西方学者的研究绝大多数都是以发达国家股票市场投资者过度自信为研究对象，发达国家的政治、经济、社会条件与中国有很大差别，西方的结论是否适合解释中国消费者的股票市场参与行为，这还有待商榷。整体上，金融素养对金融行为的影响，已受到发达国家广泛的关注。

国内关于金融素养的研究刚刚起步，研究金融素养对股票市场参与行为影响的相关文献很少，针对金融素养过度自信与中国股票市场参与关系的文献更是鲜见。国外的诸多研究证实，金融素养是影响家庭金融决策的重要因素，详见下文文献综述部分。因此本研究尝试从金融素养过度自信的视角，对股票市场参与行为进行深入分析，以期用国际学术研究的前沿视角来分析国内股票市场参与问题。

二、文献综述

当前，家庭金融已经形成与资产定价、公司金融并列的金融学重点研究领域。在微观家庭金融研究领域中，人力资本一直是影响金融决策的重要因素，近些年一些文献开始聚焦于金融素养这一重要的人力资本。2007年美国金融素养和教育委员会(American Financial Literacy and Education commission)认为，所谓的金融素养，就是消费者所拥有的为其一生金融福祉而有效管理其金融资源的知识和能力。美国总统金融素养咨询委员会(President’s Advisory Council on Financial Literacy，PACFL)在分析美国次贷危机的原因时认为，导致金融危机的原因有很多，消费者较低的金融素养也是其重要根源之一，因此政府必须通过提供基本的金融教育来使人们更好地应对经济危机。Lusardi & Mitchell (2014)[2]将金融素养定义为：个人获取经济金融信息，并据此进行财务规划、按期归还债务、提前规划退休储蓄和积累财富的能力。自此，金融素养对金融行为影响的研究热潮形成。早期研究多采用教育水平作为金融素养的代理变量，但这样做有可能存在遗漏变量偏误问题，会高估教育水平对金融决策的影响。

已有文献中有关家庭金融市场参与行为影响因素可大致归纳为以下几类：一是家庭人口统计学特征，如性别、年龄、教育等。此类文献较多，如Lusardi & Mitchell (2007)[3]发现美国老年居民中，获得金融知识更多的人，往往更可能制定预算和投资复杂的金融产品。二是背景风险，如收入风险、健康等，如Charness & Gneezy(2010)[4]、Xie & Sun(2012)[5]。三是经济特征类的因素，如收入、资产、房产等，相关研究如Bonaparte et al.(2014)[6]。四是社会因素，如社会互动、宗教等，代表性的研究如Pool et al.(2015)[7]。

有关金融素养对金融市场参与行为影响的研究。Behrman et al.(2012)[8]发现金融素养和教育成就在线性模型中与财富均是高度正相关的，然而，工具变量估计显示金融素养产生的影响更大。教育成就只有和金融素养交互时才显示出正向影响，估计结果足以表明，金融素养投资可能具有显著的财富回报。Mouna(2015)[9]分析了金融素养与资产组合分散化的关系，发现金融素养水平对投资者的资产多样性及组合的分散化具有显著的影响。Cole et al. (2011)[10]发现在印度和印度尼西亚的居民中，金融素养越高的人拥有银行账户的概率更高。同样，Rooij et al.(2011)[11]基于荷兰中央银行住户调查(DHS)数据，发现金融素养提高了个人参与股市的可能性，促使个人在股权溢价中受益。可见，国外关于金融素养对金融市场参与的影响形成了比较一致的结论：金融素养对金融市场参与行为存在影响，但是对不同的金融市场行为的影响存在差异。

国内有关金融素养的研究起步较晚，起初主要探讨金融知识、投资经验对金融行为的影响。具有代表性成果如尹志超等(2014)[12]的研究，他们发现金融知识的增加会推动家庭参与金融市场的概率，并增加家庭在风险资产尤其是股票资产上的配置，在家庭参与金融市场后，随着投资经验的积累，其在风险资产尤其是股票资产上的投资比例也会提高，同时投资经验有助于家庭在股票市场上盈利。类似的，曾志耕等(2015)[13]发现金融知识水平对家庭风险资产配置种类的多样性有着显著正向影响，还发现金融知识水平对家庭股票投资组合的多样性有着显著影响，这一点与国外的研究结论是一致的。也有学者重点分析投资经验的作用，如谭松涛、陈玉宇(2012)[14]的研究发现，投资经验对股民的收益状况有着显著改善作用，这种改善作用的机制是通过对股民选股和择时能力的提升来实现的。可以发现，金融知识、投资经验仅仅是金融素养的组成部分，并不是全部，会高估金融知识对投资行为的影响，这是用金融知识、投资经验表征金融素养存在的问题。国内关于金融素养实证方面的代表性研究较少，王宇熹、范洁(2015)[15]利用上海地区消费者金融素养的问卷调查数据，分析了金融素养的影响因素，发现整体上消费者对基本金融概念和金融知识知之甚少，且财务规划意识不强，年龄、学历、收入和职业是影响金融素养的重要因素，其中，36～45岁人群、高学历者、高收入者以及金融行业人员的金融素养水平相对较高。此前，王宇熹、杨少华(2014)[16]从金融素养的测度、金融素养与金融行为的关系以及如何提高国民金融素养三方面，对金融素养理论研究新进展以及未来的研究方向进行了述评。

国内关于过度自信对金融市场参与行为影响的研究。陈其安、陈慧(2010)[17]使用换手率和错误估值度作为投资者过度自信度量指标，发现换手率对中国股票市场风险产生显著的正向影响。陈其安等(2011)[18]从理论上研究了个人投资者过度自信对股票市场定价的影响机理，发现个人投资者过度自信将增大股票市场价格波动性和预期价格、降低股票市场价格质量和个人投资者的总体投资收益。个人投资者风险厌恶程度的提高和股票平均供给量的增加将降低股票市场预期价格和增加个人投资者总体投资收益。

通过对已有文献的梳理，本研究认为既有文献存在以下两点不足：第一，已有研究讨论了过度自信对消费者股票市场参与行为的影响，但很少就过度自信影响股票市场参与行为的传导机制进行深入分析。事实上，自信程度相同的消费者在股票市场参与上表现出的差异，很有可能通过风险偏好这一因素得以解释，同时过度自信是否通过改变消费者的风险偏好而影响股票市场参与行为，这一问题已有文献中并未进行充分解释。第二，关于度自信变量的选取值得商榷。如谭松涛(2013)[19]采用股龄表征投资经验，而投资经验会导致过度自信，认为刚进入股票市场时过度自信程度为零，随着投资经验的积累，投资收益改善，投资者过度自信程开始增加。本研究认为过度自信指标需要进一步改进。

本研究与已有研究相比有两方面不同，这两方面的不同主要是围绕既有研究的不足来展开。一方面，在对金融素养过度自信影响股票市场参与的传导机制上，本研究重点从风险偏好和教育两种可能的机制进行探索；另一方面，在金融素养过度自信指标的选取上，先计算消费者的主观金融素养和客观金融素养水平，再计算出样本均值，然后将主观金融素养高于均值而客观金融素养低于均值的定义为金融素养过度自信。

三、模型、数据与变量

(一)模型构建

本研究的被解释变量为家庭股票市场参与行为，用两个指标来表示：一是使用虚拟变量表示，即参与股票市场用1表示，否则用0表示；二是使用股票占家庭金融资产的比例表示。

分析家庭是否持有股票时，被解释变量为虚拟变量，而离散选择模型是处理此类问题的专用模型。本研究采用离散选择模型中的Probit模型来分析金融素养过度自信对家庭股票市场参与的影响。回归方程的形式设定为：

Ai=α+β1flovi+β2Xi+εi

(1)

在研究金融素养过度自信对股票在金融资产占比的影响时，倘若使用普通最小二乘估计，求出的是条件均值，没考虑到在被解释变量的不同取值上，解释变量对被解释变量的影响可能已经发生结构上的改变这一情况。分位数回归(QuantileRegression)是一种强调估计一组回归的自变量与因变量的分位数之间线性关系的建模方法，强调条件分位数的变化，可以更细致的刻画解释变量对被解释变量的影响。分位数回归的思想最早由Koenker&Bassett(1978)[20]提出，当数据出现尖峰或厚尾分布、存在显著异方差等情况时，最小二乘法估计将不再具有优良性质，且稳健性变差，而分位数回归此时表现出稳健性上的优势。本研究采用的分位数回归方程形式为：

Qy(τ|x)=a0+a1flovi+a2Xi+Qu(τ)

(2)

其中，flovi表示金融素养过度自信；Xi表示控制变量，具体含义与Probit模型中的(1)式相同。可采取线性规划法(Linear Programming，简称LP)估计其最小加权绝对偏差，从而得到解释变量的回归系数，即：

βτ=argminaE[ρτ(Yi-a0-a1flovi-a2Xi)]

(3)

其中，检验函数(Check Function)ρτ(u)=[τ-1(u≤0)]u。

(二)数据说明

本研究的数据来自于中国城市居民消费金融调查，由清华大学中国金融研究中心(China Center for Financial Research，CCFR)开展和实施，该调查属于著名的SCF(Survey of Consumer Finance)系列，该系列自美国开始，后被多个国家采用。中国城市居民消费金融调查目的是获得中国家庭的资产、负债、收入、消费、投资等代表性数据。本研究使用的是2012年的调研数据，该数据提供了丰富的个人和家庭信息，样本覆盖中国东部、中部和西部，城市的选择充分考虑了城市发展水平差异，根据城市的规模、经济发展水平、储蓄水平、消费水平、消费条件等，选择了经济发达、较发达和发展水平一般三个类别总计24个城市①，样本具有较好的代表性。调研内容涉及家庭基本信息、家庭金融教育、家庭经济状况、家庭金融行为、金融消费者保护、金融知识、消费习惯和生活态度，共计7个部分。样本数据包括3 122个家庭，共9 690人，其中东部地区1 180户，中部地区992户，西部地区950户。本研究所有的数据处理工作主要使用Stata11.0来完成。

(三)变量设定

根据中国城镇居民家庭消费金融调查收集的数据，同时结合尹志超等(2014)[12]的研究，本研究界定的金融资产(finance)包括现金(cash)、股票(stock)、基金(fund)、借给亲友的款项(loan)、存款(saving)、债券(bond)、储蓄性保险(insurance)，风险资产(sfbc)包括股票、基金和债券。

参考Xia et al.(2014)[21]的研究中有关金融素养及过度自信的处理方法，本研究首先将金融素养分成主观金融素养(sfl)与客观金融素养(ofl)。客观金融素养是通过询问有关股票、基金、债券：“您或您的家庭对下列金融产品投资方式了解吗？”。具体每一个金融产品答案赋值为1～5，1表示不了解，5表示非常了解，主观金融素养更强调受访者的金融知识与技能的主观方面。然后根据回答得分将这三个问题的分值累加，就是主观金融素养得分。因为每一个问题的取值介于1～5，因此主观金融素养得分的理论取值范围是3～15。客观金融素养参考国内外有关金融素养的调查问卷，选取6个具有代表性的金融知识问题②来测度客观金融素养。每个问题回答正确记1分，否则是0分，然后求和，得出客观金融素养得分。因为这6个问题每一题的得分均是0或1，因此客观金融素养的得分理论上应该介于0～6。客观金融素养比主观金融素养更客观，受受访者主观影响较小。经过计算，主观金融素养和客观金融素养的平均值分别为9.467和3.212，据此将样本分成四类，即主客观金融素养均高于相应均值的定义为Ⅰ象限类，主客观金融素养均低于相应均值的定义为Ⅲ象限类，主观金融素养高于均值而客观金融素养低于相应均值的定义为Ⅱ象限类，剩下的是客观金融素养高于均值而主观金融素养低于均值的Ⅳ象限类。从Ⅰ类到Ⅳ类家庭所占样本的比例见图1。

本文通过主观和客观两个方面来刻画消费者的金融素养水平，正常情况下，如果消费者最对自己的主观金融素养评价高，而客观金融素养测度出来是低的，那么这就说明高估了自身的金融素养，这种情况下称其为金融素养过度自信(flov)。这一做法参考了Xia et al.(2014)[21]的处理方法，将Ⅱ象限类的样本，即客观金融素养低于其均值而主观金融素养高于其均值的定义为金融素养过度自信(flov)。类似的，将Ⅳ象限类客观金融素养高而主观金融素养低的样本定义为金融素养自信不足(flovn)。金融素养分类与股票市场参与率见图2，可以看出金融素养过度自信者的股票市场参与率为55.36%，远高于Ⅳ象限类及主观和客观金融素养水平都低的Ⅲ象限类。

表1中教育变量分为四类，即初中及以下、高中/中专/技校、大学本科/大专及硕士以上，分别标记为edu1、edu2、edu3和edu4，回归中将大学本科edu3设置为对照组，对应的将金融素养过度自信与教育的交互项分别标记为flov×edu1、flov×edu2、flov×edu4。风险态度变量作类似处理，风险中性记作risk2，将风险偏好、风险厌恶分别记作risk1和risk3，回归分析中将风险中性risk2作为对照组，相应风险态度和金融素养过度自信的交互项分别记作flov×risk1、flov×risk3。考虑到年龄与消费者股票市场参与之间可能存在非线性关系，解释变量中加入年龄变量(age)的平方项，用age2表示。与风险态度和的处理方法相似，收入稳定性一般作为对照组记作stable2，回归中将收入稳定性高和收入稳定性低分别记作stable1和stable3。类似的将健康状况一般的作为对照组记作health2，将健康状况良好、较差和很差跟别记作health1、health3和health4。其他的解释变量还有婚姻(married)、性别(gender)、小孩数量(child)、净资产(net)、年收入(inc)、房产(house)。其中，已婚记作1，否则为0；男性记作1，女性为0；拥有房产记作1，否则为0。样本观测值为3 122个家庭。表1中现金、股票基金、借出款、存款、债券、保险、风险资产、金融资产的单位为万元。

表1 变量的描述性统计分析

表1可知，样本家庭股票均值为3.62万元，高于基金和债券，户均风险资产和金融资产分别为7万元和28.56万元，金融素养过度自信家庭占样本的比例约为1/5，20.31%的样本家庭属于金融素养自信不足。受访者的平均学历为2.98，介于大专和大学本科之间，且更接近大学本科水平，收入稳定性接近2，属于稳定性一般。家庭净资产的对数值为13.84，比家庭收入对数的绝对值大。

四、实证分析

(一)过度自信与股票市场参与的统计分析

首先对金融素养过度自信与股票市场参与率进行相关性分析，结果见表2。从表2中可以看出，样本家庭的股票市场参与率是40.61%，第Ⅰ象限和第Ⅱ象限类的家庭股票市场参与率均高于样本均值，分别为59.68%和55.36%。金融素养过度自信受访者的股票市场参与率比样本均值高14.75%，金融素养过度自信受访者比金融素养自信不足者高出21.13个百分点。第Ⅲ象限与第Ⅳ象限受访者的股票市场参与率均低于样本均值。

同时，从股票资产占家庭金融资产的比重可以看出，主观金融素养高于其均值的Ⅰ象限和Ⅱ象限类家庭股票资产占金融资产的比重分别比均值高5.04%和2.43%，特别是金融素养过度自信比金融素养自信不足类家庭高出4%。

从股票资产绝对值方面看。样本均值为3.62万元，Ⅰ象限和Ⅱ象限两个类别家庭比样本均值高2.49万元和1.37万元。另外两个类别的家庭均低于样本均值。金融素养过度自信的Ⅱ象限类家庭比金融素养自信不足的Ⅳ象限类家庭平均高出2.46万元。此外，基金、债券和风险资产的参与率与股票表现出类似的趋势。

因此，通过对金融素养过度自信家庭的股票参与率、股票资产占家庭金融资产的比重及股票资产绝对值的分析可以看出，金融素养过度自信家庭的股票市场参与率及股票资产绝对值均高于金融素养自信不足家庭。

(二)基于风险偏好分析过度自信对股票市场参与的影响机制

通过四个象限家庭的股票市场参与率的统计分析发现，金融素养过度自信家庭的股票市场参与率高于金融素养自信不足的家庭，还可以看出金融素养过度自信与股票市场参与率呈正相关关系。那么金融素养过度自信是如何影响到家庭的股票市场参与？这是必须要回答的问题。

表2 股票市场参与率统计

注：股票百分比指股票占家庭金融资产的比例。

风险态度是金融学研究的关键变量，理论上采用效用函数的二阶导数来度量，并结合外生偏好来分析它对个体经济行为的影响，如投资决策、借贷等金融行为(Campbell，2006)[1]。朱涛等(2016)[22]发现，当个人具备较高的金融素养水平时，会增强自身对金融活动的把握感，从而表现出更高的风险偏好，并最终影响到金融行为。因此这里尝试检验，金融素养过度自信是否通过影响风险偏好或者与风险偏好的交互作用影响股票市场参与。表3是金融素养过度自信对股票市场参与影响的Probit回归结果。模型1至模型7的区别在于变量有所差异。同时，参考Behrman et al.(2012)[8]的做法，表3中引入金融素养过度自信与风险态度的交互项，来分析金融素养过度自信对家庭股票市场参与的影响。

模型1是不考虑风险偏好及金融素养与风险偏好的交互项对股票市场参与影响的回归结果。可以看出金融素养过度自信的影响显著为正，金融素养过度自信会提高家庭股票市场参与率11.4%。模型2在模型1的基础上加入风险态度的影响，结果显示，风险偏好对股票市场参与的影响显著为正，此时，金融素养过度自信的影响比模型1略有降低，但显著性没有发生变化。模型4是单独考察风险态度的影响，结果发现，风险偏好对股票市场参与具有显著的影响，这与周弘(2015)[23]的研究结论是一致的。模型5仅考察了金融素养过度自信与风险态度交互对股票市场参与的影响，发现交乘作用对股票市场参与具有显著的正向影响。模型6进一步考察在只考虑金融素养过度自信及其与风险偏好的交互项的影响，结果显示，金融素养过度自信的影响依然是显著的。模型7显示，风险偏好对家庭股票市场参与的影响显著为正。

模型3是将过度自信、风险态度及两者交互项同时放进解释变量的回归结果，可以看出，金融素养过度自信的影响依然是显著的。不管如何调整风险态度这一解释变量，金融素养过度自信的影响均显著为正，风险偏好的影响也显著为正，两者的交互作用仅在模型5中显著为正。可以看出，金融素养过度自信与风险偏好的交互作用对股票市场参与的影响是正的。综上所述，金融素养过度自信对家庭股票市场参与概率的影响在10%以上。

通过对表3中7个回归结果分析可以看出，金融素养过度自信对股票市场参与率具有显著的正向影响。通过模型4和模型5可以发现，金融素养过度自信与风险偏好的交互作用大于风险偏好自身对股票市场参与的影响。同时，模型中金融素养过度自信与风险偏好的交互作用也是显著的。因此，有可能是金融素养过度自信引致风险偏好进而增加了家庭的股票市场参与。

除了核心解释变量之外，通过表3还可以看出，家庭中孩子数量、净资产及收入对股票市场参与均具有显著影响。与本科相比，初中、高中层次的教育水平对股票市场参与的影响显著为负，即较低的受教育水平会显著降低家庭的股票市场参与率。健康状况对家庭股票市场参与的影响不显著。拥有房产会降低家庭股票市场参与率约10个百分点，即房产对家庭参与股票市场具有显著的挤出效应。这可能与中国家庭的房产负债水平较高有关，样本数据显示：因购房而担负未偿债务的家庭比例为49.97%，有房产负债的家庭户均房产负债为28.89万元。

表3 过度自信与风险偏好交互的Probit模型估计结果

注:***、**、*分别表示在1%、5%和10%的显著水平下通过检验。

(三)基于教育水平分析过度自信对股票市场参与的影响机制

金融知识和教育是影响金融行为的重要因素。如尹志超等(2015)[24]发现金融知识会通过改善家庭融资渠道偏好，提高家庭正规信贷需求和正规信贷可及性来降低金融约束。同时，朱涛等(2015)[25]发现金融素养是一项特定的人力资本，能够改善投资者的信息处理能力，降低家庭金融市场参与成本，扩大家庭财富规模，增强对耐用品的消费偏好，同时还会促使家庭采取更主动的养老方式。金融素养是人力资本的一种重要形式，而教育是获得人力资本最重要的途径，据此可以推断金融素养过度自信可能通过与教育水平的交互作用而影响家庭股票市场参与行为。参照Behrman et al.(2012)[8]考察金融素养对家庭财富积累影响时的做法，这里设置金融素养过度自信与教育水平的交乘项，尝试验证金融素养是否通过与教育的交互作用影响了家庭股票市场参与。表4是回归结果，此时风险态度作为控制变量。

表4中模型1是不考虑教育水平的前提下，单独考察金融素养过度自信对股票市场参与的影响，结果显示，金融素养过度自信会显著提高家庭股票市场参与率10.7个百分点。模型2在模型1的基础上加入教育变量，结果显示与本科相比教育水平属于初中及高中层次的受访者教育水平的影响显著为负，硕士以上的影响为正但不显著，然而金融素养过度自信对股票市场参与的影响仍显著为正。模型3在模型2的基础上进一步检验金融素养过度自信与教育水平的交乘作用对股票市场的参与产生的影响，结果显示，与教育水平的交乘作用并不显著。

表4 过度自信与教育交互作用的Probit模型估计结果

注:***、**、*分别表示在1%、5%和10%的显著水平下通过检验。

模型4考察过度自信及其与教育水平的交乘作用，结果显示金融素养过度自信的影响显著为正，金融素养过度自信与不同教育水平的交乘作用均不显著。通过模型3与模型4的对比来看，教育水平对股票市场参与的影响可能并不主要是通过与金融素养的交互产生作用。为了验证这一点，模型5单独考察了金融素养过度自信与不同教育水平交互对股票参与的影响，结果显示这种交互作用不显著。模型6在不单独考虑金融素养过度自信的前提下，考察不同教育水平与金融素养过度自信的交互作用对股票市场参与的影响，结果显示，单独看教育水平的影响，与本科相比，初高中以下教育水平对股票市场参与率的影响显著为负。从交互项来看，金融素养过度自信与初中以下教育水平的交互作用为负，但是与本科教育水平相比，金融素养过度自信与高中教育水平的交互作用显著为正。从表4的整体上看出，与非高中教育水平消费者相比，高中教育水平对家庭股票市场参与的影响显著为负(表3也是如此)，但当教育水平与金融素养过度自信交互时，显示出了正向影响，这一点与Behrman et al.(2012)[8]的结论是一致。

通过表4可以看出，控制变量中家庭孩子的数量对股票市场的参与有显著的正向影响。家庭净资产和收入的影响也显著为正，但净资产对股票市场参与的影响要远远大于收入的影响，家庭净资产的对数上升一单位股票市场参与率提高11%以上。从房产的情况看，拥有房产会显著降低家庭股票市场参与率约9个百分点，这说明房产对家庭股票市场参与具有显著挤出效应。

(四)过度自信对股票市场参与的影响：分位数回归

上文对金融素养过度自信与家庭股票市场参与进行了相关分析，还分析了与风险偏好及教育的交互对股票市场参与度的影响，结果显示，金融素养对股票市场参与具有显著的正向影响。但并没有分析在不同的股票资产水平上，金融素养过度自信对股票市场参与影响的异质性。如方法部分所述，此处运用分位数回归来实现这一目的。

对分位数回归中被解释变量的处理。此处，进行分位数回归时，被解释变量如果使用虚拟变量是不适合的，因为样本家庭的股票市场参与率为40.61%，即有59.39%的样本为0值。股票占家庭金融资产比重这一指标，删除0值之后均值为0.63%，不删除0值时均值为0.26%。另外，表4回归分析结果显示，金融素养过度自信与教育的交互作用对股票市场参与的影响并不显著，而股票与风险态度的交互对股票市场参与有显著影响。同时，前面的回归分析结果显示，金融素养过度自信与风险态度的交互作用比与教育的交互作用对股票市场参与的影响更大，因此回归中更多的是检验风险态度的影响，在分位数回归的时候，教育水平单纯的作为控制变量。因此，被解释变量使用持有股票那部分样本的股票金额占家庭金融资产的比重。图3是分位数回归结果。

图3中的三条折线均是金融素养过度自信对股票市场参与的影响系数，a线是解释变量中不考虑风险态度及其与金融素养过度自信的交互作用，单独考察金融素养过度自信的影响。b线是在解释变量中加入风险变量后，金融素养过度自信的回归系数，c线是考虑金融素养过度自信与风险态度交互作用下的核心解释变量的回归结果。可以明显看出，整体上，对参与股票市场的家庭而言，金融素养过度自信对金融资产中股票资产的比例具有正向的影响，而且这种影响随着分位数的变化呈现U型。c线整体上要低于a线和b线，c线所使用的回归分析中，控制了金融素养过度自信与风险偏好的交互作用，而这种交互作用显著为正，添加该控制变量时，已经剔除金融素养过度自信与风险偏好的传导作用，此时金融素养过度自信的影响更准确，因此要比不控制风险偏好时的影响要小。

从图3中三条折线可以看出，金融素养过度自信对股票资产占金融资产比重较低和较高家庭的影响要大于处于中间水平的家庭。

为了对前面实证结果进行稳健性检验，本研究采取以下做法：一是将金融素养过度自信按照表4中模型1至模型6进行分位数回归，发现得出的结论与上述实证结果是一致的；二是调整图3中的分位点，进行q25、q50和q75的分位数回归，发现做出的折线图趋势没有明显变化，这说明分位数回归的结果是稳健的。由此可知，金融素养过度自信对股票资产比重低和高的家庭的影响要大于中间的那部分家庭。

五、研究结论及启示

本文运用中国城市居民消费金融调查数据，分析了金融素养过度自信对家庭股票市场参与的影响。本文将客观金融素养得分低于平均值而主观金融素养得分高于平均值的样本定义为金融素养过度自信。实证部分首先进行相关分析，然后运用二元离散选择模型Probit分析金融素养过度自信对家庭股票市场参与的影响，着重探讨金融素养过度自信与风险偏好及教育水平交互作用的影响。然后利用分位数回归模型对金融素养过度自信对股票市场参与的影响进行更精确的刻画，并对实证研究结论进行了进一步的稳健性检验。得到如下结论：(1)金融素养过度自信与家庭股票市场参与率、股票资产持有额度及股票占家庭金融资产的比例正相关，金融素养过度自信会提高家庭股票市场参与率。(2)金融素养过度自信对家庭股票市场参与率显著正向影响，金融素养过度自信与风险偏好的交互作用显著提高了家庭的股票市场参与率。对持有股票的家庭而言，金融素养过度自信对股票占家庭金融资产比重的影响呈U型，即金融素养过度自信对股票资产占家庭金融资产比重较低和较高的家庭的影响更大，而对中间水平的家庭影响不大。(3)金融素养过度自信与教育的交互作用对股票市场参与的影响不显著，但家庭中孩子数量、净资产、收入对股票市场参与具有显著的正向影响，而房产对家庭股票市场参与具有显著的挤出效应，购买房产会减少家庭的股票投资概率。

本研究的政策含义是：在政府及金融机构层面，应该增加对股票市场参与者的金融教育供给，通过灵活多样的金融知识宣传，全面提升公众金融素养，使公众客观认识金融产品和金融市场的风险，从而做出理性的股票投资决策，而不是盲目的从事股票市场投机，进而降低股票市场投机泡沫，推动资本市场的稳健发展。在制定提升居民金融素养的政策时，应给予金融素养过度自信对金融行为影响异质性充分考虑。而券商作为金融素养供给的另一大主体，应该增加股票投资者金融教育，股民自身也应该加强学习经济金融知识，降低金融素养过度自信造成的投资损失。这对证券市场的稳定发展也具有重大意义。

与国外关于金融素养过度自信对股票市场参与影响的研究相比，本研究还有以下值得探讨的问题。首先是关于金融素养过度自信度量方面。国外关于金融素养过度自信度量的研究远较国内深入，对金融素养的度量已经在着力探讨金融测度工具的一贯可比性，更加注重测度范围的宽度和深度，进而来保证测度的全面性和精确性。其次是针对金融素养过度自信对股票市场参与行为的影响的研究更细致，已经拓展到股票市场参与行为与储蓄决策、信贷决策、养老规划、年金计划等其他金融决策的替代性方面。此外还深入到某些特定群的金融素养对其股票市场参与行为的影响，如大学生、老年人、亚裔群体等。而本研究仅涉及全国样本的一个整体的分析。通常家庭股票市场参与行为，还会受到宏观经济因素影响，如何控制宏观经济环境对家庭股票参与的影响还有待讨论。另外，由于数据资料限制，本研究只使用了微观截面数据，结论可能只在一定的时期内成立。这些问题，有待具备更完美的数据来做更深入的分析。

注 释：

①24个城市如下。第一类：北京、上海、沈阳、济南、广州、重庆、西安、武汉。第二类：包头、吉林、徐州、南昌、海口、昆明、乌鲁木齐、洛阳。第三类：朔州、伊春、安庆、泉州、桂林、攀枝花、白银、株洲。

②这六个问题分别如下。1. 下列哪个银行对金融体系负有管理职能？(1)中国银行；(2)中国工商银行；(3)中国人民银行；(4)中国建设银行；(5)不知道。2. 如果降低商业银行的存款准备金率，您认为整个经济中的货币量会怎样？(1)减少；(2)增加；(3)不知道。3. 分散化投资能降低风险吗？(1)是；(2)否；(3)不知道。4. 如果你持有了某公司股票，那么：(1)无论短期持有，还是长期持有，你实际上都是把钱借给了公司；(2)无论短期持有，还是长期持有，你实际上都是公司的股东；(3)长期持有的时候，是公司的股东，短期持有，实际上是把钱借给了公司；(4)不知道。5. 如果利率下降了，您认为债券的价格将会如何变化？(1)下降；(2)上升；(3)不知道。6. 银行的营业网点人民币兑美元的外汇报价显示为6.321 5～6.322 0元/美元：您认为哪个数字指的是美元的买入价？(1) 6.321 5；(2)6.322 0；(3)不知道。

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(本文责编 王 轶)

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

国家自然科学基金重点项目“中国城市居民家庭/消费者金融研究”(71232003)。

胡 振(1986—)，男，安徽阜阳人，中国农业大学经济管理学院博士研究生，研究方向：家庭金融； 臧日宏(1963—)，男，山东诸城人，中国农业大学经济管理学院教授，博士生导师，研究方向：金融理论与政策、企业资本运营。

F832

A

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