外商直接投资、金融知识与家庭金融资产配置——基于CHFS数据的实证分析

刘光彦，冉颢琦，李英哲，孙丽莉

(山东工商学院 金融学院，山东 烟台 264005)

一、引言

家庭金融旨在研究家庭如何通过金融市场优化家庭资产配置，使投资组合合理化，从而达到财富积累的目的，其研究的核心问题包括家庭金融市场参与、资产选择及影响因素，Campbell指出倘若风险溢价为正，无论家庭是否厌恶风险，厌恶的程度有多大，都应该或多或少的持有风险资产[1]。经典投资组合理论也对家庭资产选择给出了简洁明了的同质化建议，即所有理性人均应参与风险资产市场，并且选择相同的市场组合，仅根据自身风险偏好程度分配风险资产与无风险资产的比例，但是实际上不同家庭的资产配置方式有着惊人的异质性。家庭投资决策一般分为两步，第一步决定是否参与金融市场，第二步决定如何对家庭资产进行合理化配置，达到财富积累的目的。本文将依据2017年中国家庭金融调查数据对影响家庭金融资产配置的因素进行研究，并尝试将样本分为东部与中西部地区，探讨地域上存在的差异。

根据马科维茨提出的投资组合理论，多样化家庭投资组合可以有效降低风险，是在不确定情况下优化家庭资产配置、实现财富积累的最理性选择[2]。根据2016年美国消费者金融调查数据，美国家庭广泛投资于各类投资品种，其多样化的投资组合使家庭资产配置达到了财富积累的目的，证实了该理论的有效性[3]。因此参与金融市场是优化家庭资产配置、多样化投资组合、提高家庭收入从而积累家庭财富的重要手段，家庭能够通过参与金融市场投资风险资产获得收益，并有效地将其转化为家庭收入从而减缓财富初次分配不公导致的社会贫富差距[4]。但是根据2011年中国家庭金融调查数据，中国家庭在2011年的金融市场参与率为11.5%[5]；本文筛选的有效样本中，中国家庭在2017年的金融市场参与率为14.61%，虽有所提高，但总体依然较低。因此探究何为影响中国家庭参与金融市场的因素，从而推动中国家庭参与金融市场，可以促进家庭投资多样化，为实现财富积累打好基础。

金融知识对家庭参与金融市场的决策和资产配置的方式是有多方面影响的，一方面，如果居民具有丰富的金融知识，就可以更好地理解金融市场行为和投资标的的收益、风险等，从而有效地降低信息搜寻与处理的成本，这说明金融知识对家庭参与金融市场和投资风险资产有正向的推动作用。另一方面，金融知识的匮乏会使居民错误地估计自己的投资理财能力，进而错误地估计自己所获得信息的准确性，导致其产生盲目自信，从而在金融市场过多地进行交易或是购买更多的风险资产[6]。这说明金融知识对家庭参与金融市场和投资风险资产有负向的推动作用。本文将以2017年经济情况为研究背景，探究金融知识对家庭金融市场参与和投资风险资产的相关性究竟如何。

此外，家庭是不能脱离地区而单独存在，是存在于区域环境中的个体，所处区域经济发展的情况，会影响区域内所有家庭的投资选择。当地区经济繁荣，居民会对未来的经济发展持乐观态度，促进居民的消费与投资，从而推动家庭参与金融市场并投资风险资产。而外商直接投资(FDI)已经成为世界经济影响我国经济最为重要的渠道之一，在很多经济研究中均将FDI作为区域经济发展的替代变量，其直接影响我国的经济增长，并对我国经济增长有显著的促进作用[7-9]。本文将进一步探究外商直接投资的增长是否会通过促进当地经济的增长，从而推动家庭参与金融市场并增加对风险资产的投资。

研究外商直接投资、家庭金融知识和家庭金融市场参与、家庭资产选择的相关性具有重要意义。一方面为相关部门促进金融市场发展、缓解金融市场有限参与现象带来的负面影响提供参考依据；另一方面从家庭的角度出发，建议当地政府与金融机构多举办普及金融知识的讲座与活动，提升居民的金融知识水平，使他们可以更高效地处理与辨别市场信息，优化家庭资产配置，为实现家庭财富积累提供良好的途径，最终达到提高家庭生活质量的目的。

二、文献综述

投资有风险，构建多样化的投资组合，用以分散风险，从而获取稳定的投资收益是所有投资者都应遵循的投资策略。Markowitz(1952)[2]在严格的假设条件下，建立以均值—方差模型为基础的经典投资组合理论，是现代投资组合理论的基石。随后Tobin(1958)[10]引入无风险资产，认为所有理性经济人持有的资产组合中风险资产所的比例仅由流动性偏好决定，并提出著名的“两基金分离定理”进一步完善投资组合理论。Sharpe(1964)[11]将“均值-方差”模型与有效市场理论相结合，提出资本资产定价模型(CAPM)，该模型指出最优的投资组合是所有投资者都持有相同“市场组合”，最大化分散投资从而消除非系统性风险。以上研究都是针对当期收益构建投资组合，Samuelson(1969)[12]将理论扩展到多期，得出的结论与之前研究的结论类似。但是实际情况并非如此，在众多实证研究中发现，家庭对金融市场的参与是非常有限的，被称为“有限参与”之谜。以股市为例，Iwaisako(2009)[13]发现日本股票参与率在1990年、1995年和1999年分别为26.5%、24.0%和25.2%。Guiso & Jappelli(2000)[14]发现意大利家庭的股市参与率在1989年、1995年和1998年分别为6.4%、7.7%和8.9%。同发达国家相比，中国的有限参与现象更为显著，李涛(2006)[15]发现，2002年中国居民股票投资占金融资产比例的10.37%，同期美国为34.06%；中国股票参与率为5.36%，美国为30.11%。郭树清(2012)[16]发现中国家庭金融资产配置虽然趋于风险化，但是风险化程度较低，以储蓄为主，储蓄率高达52%。路晓蒙(2017，2019)[3，17]指出2011年美国家庭直接参与股市的占比为13.8%，而中国家庭直接参与股市的占比仅为7.0%。

鉴于有限参与现象的出现，学者们开始对家庭金融展开系列研究，一方面对影响家庭参与金融市场的因素进行研究。众多研究表明：家庭所持有的房产，面对的流动性约束，所持有的社会资本，户主的智商，受教育程度，风险态度，身体健康情况，价值观，年龄等因素会对家庭是否参与金融市场的决策产生影响。Guiso(2000)[14]发现家庭的社会资本越高，越有可能用多余资金投资股市。Vissing-Jorgen(2002)[18]发现因为股市交易成本的存在，导致股市参与率较低，而且家庭财富对股票市场参与具有显著的正向推动作用。Cocco(2005)[19]发现因为参与房地产投资，经济上贫困与户主年轻的家庭的股市参与度会下降。Iwaisako(2009)[13]发现日本家庭的风险市场参与度随着年龄的增长先上升后下降。Grinblatt(2011)[20]发现股市参与度与智商呈显著的正相关关系。尹志超(2015)[21]发现家庭对金融市场的参与度与户主的受教育程度和收入呈正向关系。李涛(2015)[22]发现家庭的价值观对股市参与率有显著的影响。张海洋(2017)[23]发现家庭成员生活满意度越强，家庭选择投资风险性资产的概率就越低。曹扬(2017)[24]发现心理健康状况是影响家庭股票投资的重要因素。

另一方面对影响家庭金融资产配置多元化的因素进行研究。Heaton和Lucas(2000)[25]发现对于有购房贷款的年轻人，由于流动性约束的存在，使其家庭投资多样化程度降低。Guios(2004)[26]发现随着年龄的增长，家庭对风险资本市场的参与率分布特征呈“钟型”，无风险资本市场的参与率分布特征呈“U”型。Barberis和Huang(2008)[27]发现投资者会因为对某类股票的了解程度高于其他股票，产生对该类型股票的偏好，导致其投资的单一性。吴卫星(2013)[28]发现中国家庭房产的参与率很高，股票与基金的参与率较低。曾志耕(2015)[29]发现家庭处于经济和金融业发达的地区，会有助于资产配置多样化的提升。路晓蒙(2017，2019)[3，17]发现由于金融市场产品供给和投资门槛的限制，导致中国家庭金融投资组合风险分布呈“U”型，保守型和冒进型较多。柴时军(2017)[30]发现拥有更多社会资本的家庭，投资组合的效率更高。

自2008年美国次贷危机之后，有关金融素养亦或是金融知识对家庭资产选择的影响逐渐成为热点话题。金融素养主要是指投资者通过搜集并运用相关信息，对家庭资产选择进行合理安排的能力(Lusardi，2014)[31]。随后有许多学者从不同方面研究金融知识对家庭资产配置的影响，Almenberg等(2015)、Murendo等(2016)[32-33]发现金融知识可以提升信息搜集的效率，从而促进家庭投资风险资产，如果缺乏金融知识及计算能力，便不能做出最优投资决策。尹志超等(2014)、吴雨等(2017)发现[5，34]，金融知识会促进中国家庭参与股市等风险资本市场，并且存在受教育水平及所处地区的异质性，受教育水平低及处于农村的家庭，金融知识的促进效果更突出。Abreu(2010)[35]发现金融知识水平越高的家庭，投资越倾向于分散化。曾志耕(2015)[29]发现中国家庭资产多元化与金融知识之间存在较强的正相关。

2011年之前由于缺少具有全国代表性的微观数据，关于区域经济发展和家庭金融资产配置相关性的研究并不多。在西南财经大学开展中国家庭金融调查项目后，此方向的研究逐渐成为热门话题。余关元等(2015)[36]发现在家庭资产配置上，中国的东部与中西部地区存在较大差异。伍再华等(2017)[37]发现区域金融生态环境能有效地影响家庭借贷行为。路晓蒙等(2019)[3]发现区域金融的发展程度和家庭投资组合的多样化程度呈正相关。

从上述文献梳理可以看出，金融知识对家庭参与金融市场的决策有多方面的影响，提升金融知识一方面会有效地降低信息搜寻与处理的成本，推动家庭参与金融市场，缓解金融市场的有限参与现象；另一方面会促进家庭做出理性的投资选择，使资产选择更合理化、多样化，有利于家庭财富的积累。此外研究区域经济发展与家庭微观个体相关性的文献还较少，现有研究多聚焦于金融银行机构等所带来的区域金融可得性与家庭资产配置的相关性，少有涉及区域内其他经济变量的研究，尤其是对家庭金融市场参与和资产选择方面。本文使用2017年CHFS数据，基于外商直接投资和家庭金融知识的视角，探究家庭金融资产配置与二者的关系。

三、变量与模型设定

(一)数据来源

本文使用的数据来自2017年中国家庭金融调查项目(CHFS)。该调查自2011年开始，每两年完成一轮调查，至2017年共完成了四轮调查，涵盖家庭人口特征、资产与负债等多方面的详细信息，样本具有全国及省级行政区代表性，为本文的实证分析提供了必要的数据支持。其他未标明来源的数据均源于《中国城市统计年鉴》。

(二)模型构建

本文以家庭风险资产占金融资产的比重来描述家庭资产配置情况，探究外商直接投资、家庭金融知识以及其他不同特征的家庭在资产配置选择上的差异。金融市场的有限参与现象已被众多文献证实，为了解决因此导致的样本选择性偏差，参照吴卫星(2015)的做法[4]，本文采用Heckman两步法模型，结果证明本文所使用的样本同样存在有限参与现象。第一步以参与决策方程作为选择方程，并计算逆米尔斯比率，第二步回归方程即家庭风险资产占金融资产的比重对金融知识、外商直接投资和其他特征变量的回归。

第二步，回归模型Pi=β’Yi+εi，Pi为家庭风险资产占金融资产的比重，当Zi=1时，Yi为影响风险资产占比的变量。

(三)变量选取

1.金融知识。在2017年中国家庭金融调查设计了四个问题考察受访者的金融知识，分别是对经济、金融信息的关注程度，利率的计算，通货膨胀的理解和投资风险的认识。剔除缺失的样本后，剩余有效家庭样本22 729个。各问题回答情况的描述性统计见表1。表2给出利率、通货膨胀、投资风险等问题的回答选项分布。

从表1可以发现，中国家庭对经济、金融关注度很低，回答金融知识相关问题的准确率也很低。从表2列出的结果可以发现，中国家庭平均回答正确问题的个数为0.72个，仅有2.57%的家庭三个问题全部回答正确，由此可见中国家庭缺乏金融知识的现象极其严重。

表1 金融知识相关问题回答的描述性统计

表2 金融知识相关计算问题回答的选项分布

受尹志超、吴雨等做法的启发，本文使用因子分析法构建金融知识指标衡量家庭金融知识水平，并认为回答错误与回答不出或不知道所代表的金融知识水平不同，并在其基础上，加入家庭对经济、金融信息的关注程度共同衡量家庭的金融知识水平。根据受访者给出的回答赋予金融知识得分，认为平时关注金融方面信息或问题回答正确的家庭，金融知识的得分最高；平时对金融方面信息关注一般或回答错误的家庭，金融得分次之；平时不关注金融方面信息或回答不知道或算不出的家庭，金融得分最低。然后用迭代主因子法进行因子分析，KMO检验结果为0.588>0.5，巴特利特球型检验P值为0.000<0.05，说明适合进行因子分析(结果见表3)，按照Eigenvalue原则，将大于等于1的因子保留，保留第一个因子，并将该因子作为本文家庭金融知识的变量，以knowledge表示。

表3 因子分析结果

2.外商直接投资。外商直接投资会促进产业结构升级，催生并推动新兴产业快速增长，达到刺激经济增长的目的[38-40]。一般而言，区域经济的发展会带动本地金融市场的发展，有利于本地家庭参与金融市场并购置风险资产。本文使用的是各地区年末登记的外商投资总额来衡量外商直接投资，数据来自《中国贸易外经统计年鉴》，用fdi表示。

3.被解释变量及其他控制变量。为了研究外商直接投资、家庭金融知识对家庭金融资产配置的影响，本文参照了尹志超[5]的做法，选取的被解释变量为家庭风险资产占金融资产的比重(根据2017年中国家庭金融调查项目的数据，本文定义风险资产主要包括股票、基金、债券、金融衍生品、黄金、金融理财产品。金融资产主要包括风险资产、活期存款、定期存款、现金、股票账户现金、非人民币资产、借出款与其他金融资产)，用P表示，0≤P≤1，若P=0，表示家庭没有持有风险资产，即没有参与金融市场。

其他控制变量的选择分别为户主性别，用gender表示，若为男性取值为1，女性则取值为0；户主受教育程度，用edu表示，根据户主受教育程度，分为没上过学、小学、初中、高中、中专/职高、大专/高职、大学本科、硕士研究生、博士研究生9类，分别以1～9表示；风险态度变量，用risk表示，本文将风险态度分为风险厌恶者、中立者、偏好者三类，分别用数字0～2表示；家庭所处地区，用Area表示，本文将我国划分为东部和中西部两部分，东部地区包括北京等12个省、市、区，中西部地区包括19个省、市、区(港澳台地区除外)，分别以1～2表示；家庭是否居住在城市，用town表示，若处于农村取值为0，处于城市取值为1；家庭是否从事金融业，以衡量参与金融业务的难易程度，用finance表示，若从事金融业取值为1，否则为0；家庭总资产，为方便计算本文对家庭总资产取对数，用T_asset表示。

四、实证分析

(一)描述性统计

表4中可以发现，样本中持有风险资产的家庭(P>0)为3321户，总样本22 729户，家庭金融市场参与率为14.61%。P的平均值为0.053，说明总体上家庭持有的风险资产占比很小，有很大的提升空间，但是标准差为0.145，说明不同家庭之间存在明显的异质性。fdi的平均值为3 068.038，但是标准差为4 309.596，说明各地区的外商直接投资金额存在很大的差异性。knowledge的平均值为0.002，最小值-1.002，最大值1.606，不同家庭之间金融知识水平差异明显，总体金融知识水平偏低。gender平均值为0.816，说明受访家庭户主大部分为男性。edu平均值为3.392，说明总体受教育水平偏低。

表4 全国样本主要变量的描述性统计

表5、6中可以发现，东部地区家庭参与金融市场的样本数为2 159，占比19.83%，中西部地区家庭参与金融市场的样本数为1162，占比为9.81%，说明东部地区家庭有着更高的金融市场参与率。东部地区家庭P的平均值为0.073，中西部地区家庭P的平均值为0.034，说明东部地区家庭平均持有的更高比例的风险资产，但是对于参与金融市场的家庭，东部地区家庭所持风险资产的比例和中西部地区家庭的差距不大(P>0的平均值为0.369与0.345)。东部地区fdi的平均值为5 585.775，中西部地区fdi的平均值为752.527，说明东部地区有比中西部地区更高的外商直接投资。东部地区家庭edu的平均值为3.605，中西部地区家庭edu的平均值为3.196，说明东部地区家庭平均的受教育程度略高于中西部地区。

表5 东部地区样本主要变量的描述性统计

(二)实证结果及分析

使用Heckman两步法对样本进行回归，结果如表7所示。

表7的(1)(2)列为全国样本的回归结果，(3)(4)列为东部地区样本的回归结果，(5)(6)列为中西部地区样本的回归结果。逆米尔斯比均显著，说明所使用的样本存在样本选择性偏差，即中国存在金融市场有限参与现象。从(1)列看全国样本参与决策方程的结果，外商直接投资显著地正向作用与家庭金融市场参与率，可能的原因是区域外商直接投资越高，区域经济增长越快，从而刺激当地金融市场发展，推出多样化的投资产品，加大宣传力度等方式均会推动居民参与金融市场。同时，居民会因外商直接投资的增加，产生未来经济会更加景气的预期，增加消费与投资，也会推动家庭参与金融市场。家庭金融知识变量的系数也显著为正，说明金融知识同样对家庭参与金融市场有正向影响，家庭金融知识水平越高，搜集与处理金融市场相关信息的能力越强，能有效地降低金融市场信息不对称性所带来的风险，推动家庭进入金融市场，并使家庭投资多样化、理性化。户主的性别变量不显著，说明男性户主并没有相比于女性户主更积极的参与风险资产市场。户主受教育程度与参与金融市场的倾向呈正相关，受教育程度越高，投资者获取信息的渠道越广泛，学习新知识接纳新信息的速度越快，辨别市场信息正误的能力越强。风险偏好变量系数显著为正，说明越偏好风险的家庭越积极的参与金融市场。地区变量的系数显著为负，说明东部家庭比中西部家庭更积极地参与金融市场，参与率从东部向西部递减。居住在城市或者从事金融业的家庭，有着更高的金融市场参与率，城市相对于农村而言，有着更高的金融可得性，金融可得性会显著的促进家庭多样化投资，而从事金融业的家庭，有着相对低的信息成本和参与成本，进而推动家庭参与金融市场。家庭总资产对金融市场参与率的影响显著为正，家庭总资产越高的家庭，越倾向于参加金融市场。

表6 中西部地区样本主要变量的描述性统计

表7 Heckman两步法实证结果

从(2)列看全国样本回归方程的结果，外商直接投资的增加与家庭金融知识水平的提升均会显著地促进家庭增持风险资产。区域获得越多的外商直接投资，家庭对未来经济就越乐观，就会更偏好风险资产；家庭所具备的金融知识水平越高，识别风险和辨别信息的能力越强，家庭就会有信心持有更多的风险资产以获取更高的收益。户主性别并不会显著的影响家庭对风险资产的偏好。受教育程度的增加会显著的增加所持风险资产的比重，户主受教育程度越高，家庭投资会越发多样化，增加风险资产的投资。风险偏好的增加会显著的增加所持风险资产的比重。地区变量在回归模型中不再显著，说明东部相比于中西部，虽然拥有更高的金融市场参与率，但是风险资产占比并没有明显提升，这与前文描述性统计的结果一致。居住在城市的家庭或者从事金融业的家庭持有更高比例的风险资产。家庭总资产对投资风险资产有显著地正向影响，总资产越高的家庭，会持有越高比例的风险资产。

对比(3)(4)(5)(6)列和(1)(2)列的结果发现，和全国样本相比，东部与中西部地区中变量的显著性和系数的符号都没有改变，说明所选取的变量对因变量的影响在分样本中与总样本是一致的，但是东部和中西部地区间变量系数有所区别，说明不同变量在东部和中西部地区对于因变量的影响幅度是不一样的。对比(3)(5)列发现，增加外商直接投资或是提升家庭金融知识进而推动家庭参与金融市场的效果，在中西部地区更为明显。提升受教育程度从而推动家庭参与金融市场的效果在东部地区更明显。城市变量的系数表示在中西部城市会更明显的推动家庭参与金融市场，具体原因可能是中西部地区城市与农村的经济发展水平相差较大，而东部地区城市与农村经济水平相差较小所导致。在东部地区从事金融业的家庭会更积极的参与金融市场。

对比(4)(6)列发现，外商直接投资和金融知识对风险资产占比的影响效果与决策方程相同，均是在中西部地区效果更为显著。但受教育程度与决策方程相反，提升受教育程度对中西部地区家庭风险资产占比的提升效果高于东部家庭，居住在城市与从事金融业对风险资产增持的影响也是中西部地区更高。理由应该是中西部家庭平均风险资产占比过低，有较大的提升空间，而东部家庭平均持有的风险资产比例比中西部家庭高，提升空间较小，导致各变量的边际效应较中西部地区相比较低。这点可以从风险态度变量角度得到证明，其对东部地区和中西部地区家庭金融市场参与率的影响几乎没有差异，但是随着风险偏好的增加，中西部地区家庭可以更多地提升风险资产占金融资产的比例。

五、稳健性检验

为了检验上述结果的稳健性，本文使用各地区实际使用外商投资额(fdis)替代各地区年末登记的外商投资总额(fdi)，即以外商直接投资的流量代替存量检验结果的稳健性，数据源自各城市统计年鉴，结果如表8所示。发现外商直接投资、家庭金融知识、户主受教育程度、风险态度、城市变量、是否从事金融业和家庭总资产均依然显著，逆米尔斯比依然显著，且系数符号均与前文结果一致，因此本文的结果是稳健的。

表8 Heckman两步法实证结果：稳定性检验

六、结论与建议

风险资产投资具有较高风险和较大收益的双重特点，在控制风险的前提下配置一定比例的风险资产是家庭财富管理的重要组成部分，也是家庭财富迅速聚集的重要手段，但诸多因素制约了家庭金融资产配置。本文运用2017年中国家庭金融调查数据，从家庭风险资产占金融资产比重探究外商直接投资、家庭金融知识等变量与家庭金融市场参与和家庭金融资产配置的关系，进一步分析了东部与中西部地区家庭的异质性。得出如下结论：

第一，当前中国家庭风险资产投资依旧普遍存在有限参与现象，外商直接投资可以通过促进地方经济与金融市场的发展，推动家庭参与金融市场，并提高家庭持有风险资产的比例，而且在中西部地区的提升效果高于东部地区，这可能是因为相对于金融市场发育更加成熟的东部地区，中西部地区风险投资意识具有更大的发展空间，同样的外资刺激下，中西部地区的边际效用更高。

第二，提升家庭金融知识水平，对推动家庭金融市场参与、增持风险资产的影响显著，可以从金融市场信息搜集、处理与辨别能力等方面来解释，其促进效果也是中西部地区更加明显。这可能是因为中西部地区家庭更缺乏金融知识，导致金融知识的边际效用高于东部地区。

第三，提高居民受教育程度可以有效提高家庭金融市场参与率，使家庭增持风险资产，有利于家庭资产选择多样化、合理化，加快财富积累，进而推动区域经济的发展。

本文的研究成果有一定的实用价值，可以为政府制定相关区域金融政策提供参考借鉴。首先，为了地区金融市场的发展并降低居民金融市场有限参与带来的负面影响，各地区政府应积极对外尤其是著名跨国公司招商引资，加大本地外商投资比重。其次，各地政府及相关金融机构应对当地居民大力普及金融知识，提升他们的金融知识水平，使家庭资产配置多样化，富裕百姓发展地方。最后，为了国家整体经济的进步，居民生活水平的提高，应在保持东部地区健康发展的前提下，继续大力发展中西部地区经济，借助当前中西部地区具有更高边际效用的优势，缩小与东部地区的经济差距，进而达成全国经济的优质健康发展。