家庭金融文化、认知偏差与金融资产选择——基于CFPS数据的经验分析

■赵当如，贾 俊，刘 玲，李小军

本文在理论上借助行为经济学的双曲线时间贴现模型刻画家庭金融文化对金融资产选择行为的影响机制。在实证上基于中国家庭追踪调查（CFPS）2010、2014和2018年数据，从家庭金融文化资本禀赋和家庭金融文化资本增速两个方面，研究家庭金融文化对金融资产选择的影响。结果表明：相比金融文化资本禀赋，金融文化资本增速更能促进家庭风险金融资产的选择。机制检验发现:家庭金融文化禀赋对自信上的认知偏差有非线性影响，当金融文化禀赋越高时，对过度自信的正向效果越明显，从而促进家庭风险资产的选择；家庭金融文化资本增速通过对基本金融知识和高级金融知识水平的影响作用于风险金融资产选择。

一、问题的提出

党的十九大指出我国社会的主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要同不平衡不充分发展之间的矛盾，同时也特别提出了要拓宽居民收入的渠道来达到提高生活水平的目的。而居民通过参与金融市场投资就是一个拓宽收入渠道的绝佳选择。根据中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，下称CFPS）数据表明，2010年我国居民拥有金融产品比例为6.10%，到2018年为5.75%。按城乡分，2010年城镇居民金融产品拥有率为12.3%，乡村为0.68%，到2018年城镇乡村分别为9.92%、1.16%。尽管城乡居民家庭金融市场参与率差距近年来逐渐缩小，但是城乡差距依然较大，而且我国总体参与率也并没有突破性的上升，甚至略微下降，表现出“不平衡的有限参与”。这种不平衡的“有限参与之谜”就成为我国家庭金融研究的首要问题。

目前关于家庭金融资产选择行为的研究主要集中家庭外部环境、家庭层面和个人层面三个方面。也有部分学者从文化角度出发研究文化与金融行为。Stulz&Williamson（2003）发现不同宗教信仰国家和语言国家，借债行为显著不同，且对其国家开放程度、制度体系也有显著的影响，同时不同文化地域的股票市场参与情况和债务情况显著不同；潘黎等（2015）通过对中国和美国微观数据发现宗教派别与家庭借款行为有紧密的联系。还有部分学者直接从属于文化大类中的金融文化出发进行研究：Fligstein&Goldstein（2015）利用1989～2007年的美国数据发现由于不同阶级人群的金融文化不同，中产阶级以上家庭理财管理行为与其他阶级有明显的差别；黄新建和万会琴（2017）通过对我国A股数据的实证发现地区金融文化、银行关联与企业委托理财行为有密切的关系。从已有研究来看，虽然关于文化与金融的研究已有一定深度，但文化对金融领域的作用机制并不清晰，在规范的数理分析上难以技术表达，关于金融文化与金融行为的研究较少，相关研究也主要是从宏观金融文化层面入手，鲜有文献进行微观层面的家庭金融文化与资产选择行为关系的研究。家庭作为金融决策重要而基础的单元，家庭决策者从出生到死亡几乎时时刻刻都受到家庭文化的熏陶，本文猜测家庭金融文化是导致我国“有限参与”的直接原因。文化资本作为文化的物质构成的重要载体，对经济有着重要影响。类似的，家庭金融文化与金融资产选择行为有着紧密的联系。家庭文化资本影响着金融主体的思考方式，使其认知上形成偏差，从而导致金融资源配置行为的差异。因此，本文从文化资本出发研究家庭金融文化对金融资产选择行为影响。

二、理论分析与假说

（一）金融文化内涵

金融文化从属于文化，是指金融活动参与者的价值、准则和观念等。金融文化是人在金融实践中创造的，同时又指导人的行为，这是一种文化的沉淀累积，在区域金融文化中表现极为明显。例如，江浙地区由于位置靠海，与外界经商交流频繁，这使当地居民逐渐形成了经济开放意识，成为了历朝历代的繁华之地。家庭金融文化是在区域金融文化基础上对文化单元的缩小，其含义是指家庭金融决策者的金融精神、观念。同区域金融文化一样，家庭金融文化也是家庭历史文化的积累沉淀，是由人和资金的实践形成的，因此金融文化资本积累是金融文化的显著特征。如果只将文化资本禀赋代表文化，显然是片面的，文化资本的累积需要累积速度，因此将文化资本累积速度和文化资本禀赋一同视为金融文化的特征，显然更加合适。

（二）家庭金融文化的影响途径

第一，家庭金融文化通过家庭决策者自信偏差来影响家庭金融市场参与和选择。理性视角下，丰富的文化对增强自信层面上有资源优势、精神优势和实践优势。但在行为经学视角下，个体会在认知上形成偏见，从而产生自信偏差，其中包括对自身的知识认知偏差和信念上的偏见。家庭金融文化底蕴越浓厚，金融文化水平就越高。家庭决策者会受家庭金融文化的影响而产生金融知识自信偏差，从而影响家庭金融资产选择。

第二，家庭金融文化通过影响家庭决策者客观金融知识来影响家庭的金融市场参与和选择行为。家庭文化是由金融主体实践而成，并在反过来培养人的思维理念，因此金融文化底蕴浓厚的家庭，其金融知识丰富，参与金融市场概率越高，持有风险金融资产越多。但是随着金融业的发展，金融创新的推进，旧的金融文化禀赋带来的知识已经不能满足家庭金融决策分析，需要更多前沿知识积累。同时积累的基本金融知识和高级金融知识对家庭参与风险投资的影响不同，高级金融知识能使家庭更加愿意参与金融市场投资。因此金融文化资本积累速度对家庭参与风险投资起到重要的作用。

（三）理论模型

本文利用行为经济学中的双曲线贴现模型来刻画家庭金融文化对风险金融资产选择的影响机制。文化是时间偏好形成的重要因素（Becker&Mulligan，1997），双曲线贴现模型允许改变时间偏好结构。金融资产选择行为带来的效用在于金融资产的收益，投资决策要求金融资产收益能提供至少不低于即时消费所带来的满足感。家庭的跨期效用模型可表示为：

其中，家庭的贴现因子结构为{1，βδ，βδ2，…βδt}。当期效用ut被赋予权重1，投资者在未来t期与t+1期的长期贴现因子为δ（0＜δ＜1），在当期和下一期的短期贴现因子为βδ。其中，β用来刻画家庭在短期贴现中因金融文化差异导致的认知偏差。在以往的研究中，一般通过对β取值设定来代表不同短期时间偏好。与此不同的是，本文的短期贴现率β不再代表时间偏好差异，而是由金融资产未来收益信息的利用程度所形成的认知偏差。事实上，对于相同资产选择配置来说，每个家庭得到的收益值相同，但由于自身自信偏差和金融知识的不同而导致对一系列收益数值的利用程度不同。有些家庭可以充分利用金融资产收益率的均值、方差等信息，因此收益给他们带来的效用贴现较高，即β＞1。反之，家庭自身由于金融知识的限制或自信度不足，使得β＜1。当β=1时，模型退化为指数贴现模型，此时家庭决策者没有认知偏差。

1.基本模型

结合研究内容，本文在模型（1）的基础上进行了改变。假设家庭生存两期，分别是t=1，2。第1期是家庭做出金融资产选择决策时期。在第2期时由于金融资产带来的收益而带来的即期效用。假设单位家庭每一时期除金融资产带来恒定收入为y，用于消费和金融理财（储蓄及投资），且在每一期用尽。根据弗里德曼的永久收入假说，人们消费量取决于能够预期持续稳定的收入，因此家庭部门的每期消费为常数，因此用于金融理财份额也为恒定值。在这里，假定家庭用于金融理财资金量为单位1，令家庭金融决策主体在当期决定的风险金融资产比例为θ，则无风险金融资产比例为1-θ；无风险金融资产收益率为r，风险金融资产为r。由于无风险金融资产收益稳定，因此家庭对其不会产生认知偏差，即β=1。根据模型（1），家庭在t=1期对无风险资产的贴现因子为{1，δ}，风险资产的贴现因子为{1，βδ}。最后，假设效用函数为自然对数函数，则家庭在t=1期的效用最大化目标函数为：

其中，θ*为最优风险金融资产选择比例。结果可以发现θ*是关于β的增函数，当β=1时，家庭不存在认知偏差，此时风险金融资产和无风险金融资产配置比例均为1/2。当β＞1时，风险金融资产配置比例高于无风险金融资产。

2.模型扩展

本文将β表达形式详细化。令家庭文化资本禀赋为k0，家庭金融文化资本增长速度为k，且折旧率为c。由于目前金融发展迅速，金融文化资本利用程度低，因此c值较高。客观金融知识水平为f，自信偏差程度为ε。其中，ε＞0表示自信过度，ε=0表示无自信偏差，ε＜0表示自信不足。根据上文的分析，假设金融知识与家庭文化资本量成正比，为了简化模型，假定比例系数为1，即f=（1-c）k0+k。自信偏差与金融文化资本禀赋成正比，即ε=ak0，且设定|ε|＜c/2。因此综合可得以下等式：

接着对k0和k分别求偏导，结果如下：

可以发现 ∂β/∂k0＜∂β/∂k。又 ∂θ/∂β ＞0，故∂θ/∂ k0＜∂θ/∂ k。由于c值较高，1-c2接近于0，又∂θ/∂β=1/（1+β）2＜1，因此∂θ/∂k0＞0接近0，这说明家庭金融文化资本禀赋对家庭金融资产持有比例的线性影响程度很小，甚至影响不显著，而金融文化资本积累增速对家庭金融资产比例的影响则显著大于金融文化资本禀赋，但如果从金融文化资本整体看，家庭金融文化对家庭金融资产持有比例有促进作用。因此，提出本文的假设1。

H1：相比金融文化资本初始禀赋，金融文化资本累积速度更能促进家庭风险金融资产的选择。

然后，对a求偏导，可得：

可知a对β有非线性影响，随着k0的增大对β的影响逐渐增大。因此，θ与a呈正相关关系。可提出本文的假设2。

H2：家庭金融文化禀赋对自信偏差有非线性影响，当金融文化禀赋越高时，对过度自信的正向效果越明显，从而促进家庭风险资产的选择。

最后，根据前文家庭金融文化影响途径理论分析部分，本文提出研究假设3。

H3：家庭文化资本增速通过影响家庭基本金融知识和高级金融水平来决定家庭金融资产选择行为。

三、数据、变量及方法

（一）数据来源

本文实证部分使用的数据来源于2010年、2014年和2018年的CFPS数据。将2010年的CFPS数据中所需要的变量根据受访者家庭编号和受访者编号，分别匹配合并到2014年和2018年CFPS数据中。本文主要使用的是家庭经济问卷、家庭成员问卷和个人问卷，由于家庭经济问卷中的回答人是“财务回答人”（包括本文接下来所用到的金融知识和金融文化相关指标），因此本文根据家庭成员问卷中“储蓄、投资、保险由谁说了算？”该问题中回答为“财务回答人”的编号进行匹配，从中初筛出9609个有效个案。

（二）变量选取

1.被解释变量

为详细研究家庭金融文化对家庭金融资产选择行为的影响，本文从家庭经济问卷中的“金融资产与债权债务”部分中选择“金融产品种类”“家庭金融产品总价（元）”“家庭金融资产总额（元）”三个问题作为家庭金融资产选择方式与程度的问题。“金融产品总类”问题回答有“股票”“基金”“国债”“信托产品”“外汇产品”“其它金融衍生品（如期权、期货）”和“以上都没有”，当回答为“以上都没有”时，取值为0，当回答为其它选项时，取值为1，并将此变量作为家庭风险资产选择概率研究的被解释变量。将家庭金融产品总价占家庭金融资产总额的比值作为研究家庭风险金融资产选择比重的被解释变量。

2.主要解释变量

（1）家庭金融文化指标

本文将家庭金融文化资本禀赋和家庭金融文化资本增速两个变量作为描述家庭金融文化的指标。家庭金融文化资本禀赋可理解为家庭构成初期的初始金融文化资本禀赋，家庭所在地的金融文化浓厚程度可以作为家庭金融文化资本初始禀赋替代变量。本文从CFPS2010年的家庭问卷中，选取问题“从您家以日常方式到最近的市（镇）商业中心需要花多长时间？”的回答值的对数值作为家庭金融文化资本初始禀赋。如果家庭到商业中心的时间越短，说明家庭住址所在地金融文化氛围越浓厚，家庭金融文化资本初始禀赋越多。对于家庭金融文化累积增速变量，在CFPS2010年的成人问卷中，选取问题“您关注经济新闻的频率如何？①问卷中的原始问题为“您是否关注下列新闻？”和“关注其频率如何？”，本文将其合并为“您关注经济新闻的频率如何？”，回答选项有“经常关注”、“有时关注”、“很少关注”、“从未关注”，取值分别为5、3、1、0。”的回答作为其替代指标，关注经济新闻频率越高，说明金融文化资本积累速度越快。

从图1和图2可以看出：城镇家庭金融文化资本平均增速高于乡村，城镇地区高金融文化资本增速家庭占比较多，而乡村地区高金融文化资本增速家庭占比较低；城镇家庭平均金融文化禀赋高于乡村家庭平均金融文化禀赋。另外，本文还从2010年中的“请选择一项最能描绘被访村/居具体类型的选项”问题的回答作为家庭金融文化资本禀赋的补充衡量指标。该指标根据回答结果赋值：回答为“镇中心商业区”取值为1，其他取值为0。对应地，在最新的2018年的CFPS选取问题“互联网商业活动的频率（次）”的回答作为家庭金融文化资本积累速度补充衡量指标。这里需要说明的是：问卷中该变量是负向指标，取值越高说明互联网商业活动的频率越低，表示家庭金融文化资本增速越低。以上两个补充指标估计结果在稳健性检验部分报告。

为了比较两种家庭金融文化指标对家庭金融资产选择的影响效果，本文将其作对数处理后放入计量模型中，因此估计的系数值即为弹性。若系数越大，则对家庭金融资产选择的影响效果也就越大。为了保证研究样本中家庭从2010年初访到2018年从未换过家庭住址，根据2014年和2018年问卷里有关家庭是否搬迁问题中剔除搬迁过的家庭，从而再从初筛的9609个样本中精筛出9448个样本。

（2）客观金融知识指标

2014年的家庭经济问卷中有专门的金融知识问题模块①该模块涉及到的题目包括定期利率、计算一年本息和、复利、通货膨胀、时间价值、股票和基金的区别、股票投资风险、央行职能、金融产品风险、基金含义、理财产品含义和股票市场功能。，该模块一共有13道题。根据单德朋（2019）对金融知识分类方法，将金融知识问题分为基本金融知识问题和高级金融知识问题两个部分，前5道题是关于基本金融知识问题，后8道题是关于高级金融知识问题。为了得到金融知识、基础金融知识、高级金融知识三个指标，本文使用了两种方法：第一种，使用因子分析法对以上三个指标进行拟合；第二种，将问题回答正确个数加总值作为这三个指标衡量方式。

（3）自信偏差指标

依据Kramer（2016）的研究，自我评定的金融知识水平中不能被测评金融知识水平所解释的部分定义为自信偏差。本文可以得出以下公式：

式8中Ofli表示客观测评的金融知识水平，Sfli表示自我评价的金融知识水平，ui即为自信偏差。在2014年家庭问卷中的金融知识模块，有一项提问“您认为您的金融知识水平？”可以作为主观金融知识评价的数据支撑，根据问卷中的赋值情况①问卷中对该问题的回答及其赋值分别为：远高于同龄人的平均水平=1；高于同龄人的平均水平=2；大约处于同龄人的平均水平=3；低于同龄人的平均水平=4；远低于同龄人的平均水平=5。取值越高，表明自评金融知识水平越低。，可以得出主观自我评价的金融知识指标。然后分别通过因子分析和答题正确个数加总得到客观金融知识水平来算出两种自信偏差指标。

表1 变量描述性统计

3.控制变量

本文的控制变量分为户主和家庭两类控制变量。户主个体特征方面的控制变量包括性别、年龄、学历、党派、风险偏好、语言表达能力、对生活的满意度。家庭特征方面的控制变量包括家庭规模、城乡分类、人均收入对数、家庭总房产值对数、家庭待偿贷款额对数。

（三）实证方法

1.家庭风险金融资产选择概率

本文以家庭是否拥有风险金融资产作为被解释变量，考虑到是否拥有金融产品这一变量为二元离散变量，可以采用Probit模型进行研究。具体地，假定拥有高风险金融资产的概率为：

Finance_product表示家庭是否拥有高风险金融资产的虚拟变量；X为解释变量，包括核心解释变量和控制变量。

2.家庭风险金融资产选择比重

为了研究家庭文化对风险金融资产选择比重的影响，本文以风险金融资产占比（Finance_ratio）作为被解释变量，利用Tobit模型进行估计，模型设定如式10所示。其中，Xi表示主要解释变量，Zi表示控制变量，u为扰动项，满足正态分布。

四、模型回归结果

（一）基准模型回归结果

通过基准模型回归结果来看（表2），家庭金融文化资本增速变量Probit模型和Tobit模型的估计结果分别为0.0187、0.0460，在5%水平上显著，表明金融文化资本增速对家庭风险资产的持有概率和比率有着正向影响。金融文化资本增速的提高会提升客观金融知识水平，包括基本金融知识和高级金融知识，而客观金融知识增加会促进家庭金融市场参与（尹志超等，2014），因此金融文化资本增速的提高促进了家庭参与金融市场风险投资。家庭文化资本禀赋变量回归系数为正，但未通过5%显著性水平检验，这说明家庭文化资本禀赋对家庭风险金融资产的持有的正向影响不显著，影响效果小于金融文化资本增速。这有可能是当家庭金融文化资本禀赋在较小的时候，对家庭参与金融市场没有显著影响，而当禀赋达到一定程度时，提升了家庭自信程度，从而促进了家庭参与金融市场，根据以上结果，假说H1得到验证。

表2 家庭金融文化与金融资产选择

控制变量中，风险偏好的估计系数显著为负，这说明风险越厌恶，持有风险金融资产的概率和比例越低，城乡分类估计系数为正，这说明城镇家庭持有风险产品的概率和比率较高，这与以往研究结论一致。年龄显著地提高了家庭风险金融资产持有，这是因为随着年龄增加，投资经验逐渐丰富，促进了家庭风险投资。金融决策者性别为男性的家庭参与金融市场概率和风险投资比例高于女性，这与肖作平和张欣哲（2012）结论一致。此外，教育程度、家庭收入和家庭房产价值均能促进家庭参与金融市场投资。

（二）稳健性检验

1.得分倾向匹配法

本文采用得分倾向匹配法（PSM）来解决家庭金融文化与金融资产选择的潜在内生性问题。具体方法为：首先，定义二维虚拟变量D={0，1}，其中D=1表示高值组，代表金融文化浓厚程度较高的家庭。D=0表示低值组，代表金融文化浓厚程度较低的家庭；然后，算出金融文化变量的平均值，以平均值界定高低值组；接着，利用Logistic方程得到样本倾向值，选取卡尺内最近邻匹配法根据该值匹配，并进行平衡性检验；最后，计算出ATT（平均净处理效应）。本文用Y1i和Y0i分别表示高值组和低值组家庭的风险金融资产选择情况，则处理组的平均处理效应为：

图3 卡尺内最邻近匹配前后倾向值核密度图对比

表3 核心解释变量因果推断结果

图3为倾向值核密度图表示平衡性检验结果。匹配前“高值”与“低值”两组家庭倾向值分布概率差异较大，匹配后核密度分布几乎趋于一致，这说明通过平衡性检验，样本匹配成功。最后，根据匹配结果计算ATT，结果表明（表3）家庭金融文化资本增速变量的ATT值显著且符号与基准回归结果一致，这说明基准回归结果的稳健性。关于差异值的绝对值比较，家庭金融文化资本增速变量高于家庭金融文化资本禀赋变量，这说明家庭金融文化资本增速对风险金融资产的持有影响更大。另外，家庭金融文化资本禀赋变量的ATT值同样显著，这与基准模型估计结果不符，原因在于PSM法是只分为高低值两组比较差异，因此家庭金融文化资本禀赋对风险资产持有的影响可能是非线性影响，在接下来的机制检验会具体分析。

2.替换家庭金融文化变量

本文采用家庭金融文化另外两个替代变量Endow1（是否为商业中心）和Speed1（互联网商业活动频率）作为稳健性检验。表4的估计结果显示：家庭文化资本禀赋变量回归系数不显著，家庭金融文化资本增速回归系数显著为负，由于互联网商业活动频率变量是负向指标，因此其对家庭金融资产选择作用方向与基准模型基本一致，这说明家庭金融文化资本增速对家庭参与风险投资的影响高于家庭金融文化资本禀赋的影响，表明基准模型估计结果稳健。

表4 稳健性检验：家庭金融文化不同度量

五、路径机制检验

（一）自信偏差

家庭金融文化资本禀赋会通过自信偏差途径影响风险资产选择。根据前文理论分析，结合基准模型回归结果和PSM结果，家庭金融文化资本禀赋对自信偏差可能有非线性的影响，为检验此路径机制，本文设定了如下的检验步骤：先将家庭金融文化资本禀赋变量以变量平均值为界，分为禀赋高组和禀赋低组（即Endow＞3为禀赋低组，反之为高组），然后对这两组以家庭风险资产是否持有（Finance_product）和持有比例（Finance_ratio）为被解释变量，以自信偏差（Con_count_f和Con_total）作为解释变量进行回归，如果自信偏差变量系数显著，则说明此路径存在。为了保证检验结果的稳健性，本文还分别以因子分析得出的自信偏差指标，和个数加总得出自信偏差指标作为解释变量进行回归，结果如表5和表6所示。

表5 路径机制检验——自信偏差（因子分析）

表6 路径机制检验——自信偏差（个数加总）

结果表明，当家庭文化资本禀赋较高时，自信偏差对家庭风险金融资产的选择有促进作用，即过度自信程度越高，家庭风险金融资产的选择概率和持有比例也越高；当家庭文化资本禀赋较低时，自信偏差对家庭风险金融资产水平的线性影响不显著。家庭金融文化资本禀赋对风险金融资产选择有着非线性影响，家庭文化资本禀赋的提高促进了过度自信程度的提高，使得家庭风险金融资产持有概率和比例提高，假说H2得到验证。

（二）金融知识水平

家庭金融文化浓厚程度提高会促进金融知识水平的提高，从而促进家庭风资金融资产持有。为了检验此机制，本文借鉴潘黎等（2015）的处理方法：第一步，先将家庭金融文化浓厚程度变量作为核心解释变量，金融知识作为被解释变量进行回归，如果核心解释变量系数显著，则说明该路径机制可能存在，否则停止分析；第二步，将金融知识水平变量加入基准回归模型中，如果金融文化变量系数存在变化且显著，金融知识水平变量系数显著，则说明此机制路径成立。金融知识包括基本金融知识和高级金融知识，可以将金融知识路径分为基本金融知识和高级金融知识两个路径，以考察它们的异质性。同样的，为了考察家庭金融文化的异质性，从金融文化资本禀赋、金融文化资本增速两个角度，分别探讨基本金融知识水平、高级金融知识水平在它们和家庭风险金融资产投资行为之间的路径机制。

表7 金融文化资本禀赋、基本金融知识（因子分析）与金融资产选择路径检验

表8 金融文化资本禀赋、高级金融知识（因子分析）与金融资产选择路径检验

表7和表8结果表明客观金融知识对家庭风险资产选择有促进作用，但并不是家庭金融文化资本禀赋对风险金融资产选择作用途径。表9和表10说明家庭金融文化资本增速通过金融知识途径来影响家庭风险金融资产选择。进一步发现，表9和表10中Probit模型和Tobit模型中的高级金融知识（F2）的系数高于基本金融知识（F1）系数，这说明家庭金融文化资本增速的提高对高级金融知识水平提高效果更明显；高级金融知识水平对风险金融资产选择的影响程度更高。同时，本文将金融知识（因子分析）变量替换为个数加总得到的金融知识变量（个数加总）后进行同样的机制检验，结果依然稳健，家庭金融文化中的文化资本增速的提高促进了客观的基本金融知识和高级金融知识水平的提高，从而导致家庭风险金融资产持有概率和比例提高，因此假说H3成立。

表9 金融文化资本增速、基本金融知识（因子分析）与金融资产选择路径检验

表10 金融文化资本增速、高级金融知识（因子分析）与金融资产选择路径检验

六、结论及政策建议

本文在理论上借助行为经济学的双曲线时间贴现模型刻画家庭金融文化对金融资产选择行为影响机制。在实证上基于2010、2014和2018年CFPS的数据，从家庭金融文化资本禀赋和家庭金融文化资本增速两个方面，研究家庭金融文化对金融资产选择的影响。结果表明：相比金融文化资本禀赋，金融文化资本增速更能促进家庭风险金融资产的选择。机制检验发现:家庭金融文化禀赋对自信上的认知偏差有非线性影响，当金融文化禀赋越高时，对过度自信的正向效果越明显，从而促进家庭风险资产的选择；家庭金融文化资本增速通过对基本金融知识和高级金融知识水平的影响作用于风险金融资产选择。

在政策实施层面，本文从金融机构和政府两个层面提出建议。金融机构层面：机构在了解客户基本选择金融产品意向的同时，也需要掌握其家庭社区的金融商业氛围情况，和主观金融知识和客观金融知识，有针对性地为其提供金融理财产品，从而正确引导居民合理投资，避免客户盲目自信选择风险金融产品而遭到损失。政府层面：第一，建议各地政府部门加快商业圈、金融圈的建设，尤其要注重乡村建设，提高金融文化氛围，从而渗透到家庭单位，形成“看中学”，培养投资获利的信心和意识。对于金融文化浓厚地区，政府应该积极宣传，使居民正确、清晰自身的金融文化，从而培养其文化自信；第二，拓宽金融信息的传播途径，例如在农村或偏僻地区，充分利用广播进行知识宣传，同时大力发展互联网基础设施建设，为农村居民带来更多的金融资讯，但也要及时取缔散布非法、虚假金融信息渠道，从而有效提高家庭金融文化增速和金融知识水平。第三，加大对金融知识公共产品的投资力度，在基础金融知识的教育基础上，更注重高级金融知识教育，使居民保持理性自信，引导其有效地投资。