金融素养自信偏差、风险态度与家庭股票市场参与——基于CHFS2019微观数据的实证分析

王建英 王 婷 李 萍

一、引言

“十四五”规划和二〇三五年远景目标强调要多渠道增加城乡居民财产性收入，党的二十大也明确指出要增加低收入者收入，扩大中等收入群体。股票投资不仅是增加居民财产性收入的重要途径之一，而且有助于改善中国股票市场“有限参与”现象。2000年至2022年间，中国境内A股和B股上市公司数量从1 088家增长至4 917家，股票成交总额由60 826.65亿元增长至2 245 094.74亿元(1)数据来源：来自国家统计局数据，https：//data.stats.gov.cn/easyquery.htm？cn=C01。，中国股票市场取得长足发展。家庭选择参与金融市场的比例也随之逐步增加，但目前家庭金融资产配置结构单一，现金和存款占比高达88%(经济日报社，2019[1])，可见中国股票市场上“有限参与”的现象仍然非常典型(张浩等，2022[2])。

家庭金融决策受到多方位的影响，如教育(萧端和吕俞璇，2018[3])、职业(周战强和孟佳昕，2021[4])、收入(Calvet和Sodini，2014[5])、社会互动(粟勤和邓小艳，2021[6])等。近年来，个人心理状态和自我评估这一影响因素也引起较多学者关注(Dohmen等，2010[7]；Breuer等，2014[8])。已有研究表明，植根于中国社会的儒家文化观念(闫竹和王骜然，2020[9])、所处的经济环境：农村成长经历(江静琳等，2018[10])、家庭自营工商业(尹志超等，2014[11])以及独生子女成长环境(陈刚，2019[12])均会对个体非认知能力和心理状态产生长期影响，从而影响家庭金融决策行为。事实上，金融素养过度自信与自信不足均属于重要的心理偏差状态。现有研究主要从过度自信角度切入进行定量评估，忽视了金融素养自信不足与自我评价中肯群体，仅胡振和臧日宏(2016a)[13]在描述性统计分析时对上述两类群体有所提及。在研究过度自信时，以往学者习惯将人群分为金融素养自信不足和金融素养过度自信两类，并将前者作为基准组。但这种处理方式模糊了自我评估中肯群体与前述两类群体的界限，无法精准捕捉群体的异质性，进而无法全面了解中国居民心理认知偏误对金融市场参与的影响(李云峰等，2018[14]；高楠等，2019[15])。

居民的主观金融素养和客观金融素养往往并不在同一水平上，两者间的偏差将导致金融素养过度自信或自信不足，即金融素养自信偏差，从而影响家庭金融决策行为。因此，随着股票市场不断健全，基于金融素养自信偏差视角，研究主观金融素养、客观金融素养及金融素养自信偏差对家庭股票市场参与率和参与深度有何影响？金融素养过度自信和金融素养自信不足有何差异化影响效应？风险态度在金融素养自信偏差影响家庭股票市场参与中的调节作用如何？对于弥补现有研究空白和全面了解居民心理认知偏误对股票市场参与的影响具有一定的理论和实践意义。

鉴于此，笔者使用2019年中国家庭金融调查数据(China Household Finance Survey，CHFS)，探讨金融素养自信偏差对家庭股票市场参与率及参与深度的影响。相较于以往相关研究，本文的边际贡献在于：第一，从金融素养自信偏差的视角展开分析。现有文献较多地探讨金融素养对股票市场参与的影响，忽视了自我认知与客观实际金融素养存在偏差的情况。目前有部分文献讨论了金融素养过度自信对家庭股票市场参与的影响，但几乎没有学者对金融素养自信不足群体展开实证分析。笔者将金融素养自信偏差量化为连续变量，并进一步把金融素养自信偏差分为过度自信、自我评价中肯和自信不足三种情况，将自我评价中肯作为基准组，设置金融素养过度自信和自信不足两个虚拟变量展开实证分析，更加全面地了解中国居民心理认知偏误对金融市场参与的影响。第二，尝试挖掘风险态度在其中的调节作用机制。风险态度是家庭金融领域的关键变量，这一点在金融投资决策行为研究中已得到广泛证实。因此，本文在金融素养自信偏差影响家庭股票市场参与的基础上，通过交互项模型，进一步探讨风险态度在金融素养自信偏差影响家庭股票市场参与率及参与深度中的调节作用。同时，分析风险态度在不同金融素养群体(过度自信和自信不足)参与股票市场的差异化调节作用。

本文余下内容安排如下：第二部分围绕家庭股票市场参与影响因素、金融素养自信偏差和风险态度展开文献综述，并提出待检验的研究假说；第三部分介绍本文数据及来源、变量定义并进行描述性统计分析；第四部分通过Probit模型和Tobit模型，探究金融素养自信偏差、过度自信和自信不足对家庭股票市场参与的影响，并对基准回归结果进行稳健性检验和内生性分析；第五部分基于风险态度展开调节效应检验，使用交互项模型就金融素养自信偏差、过度自信和自信不足影响家庭股票市场参与行为进行调节效应检验，并进一步从城乡户籍、收入水平和受教育水平三个角度展开异质性分析；第六部分是研究结论及提升居民股票市场参与的政策建议。

二、文献综述与研究假说

(一)金融素养与股票市场参与

近年来，关于微观个体特征对金融市场参与影响的文献均发现金融素养具有显著作用，不仅能够提升个体股票市场参与的概率(Lin等，2017[16]；萧端和吕俞璇，2018[3]；周战强和孟佳昕，2021[4])，还能优化家庭金融资产配置、增加家庭投资组合有效性、促使家庭获得更多超额回报(罗娟和王露露，2018[17])。具体而言，高金融素养的农村和城镇居民会更偏好参与金融市场(张欢欢和熊学萍，2018[18])，也更倾向于进行长期理财规划(胡振和臧日宏，2017[19])。因此，金融素养是影响金融行为的关键变量之一，对个人和家庭均有显著作用。

但目前学界关于金融素养的概念暂无统一定论，Huston(2010)[20]搜集了金融素养测度的相关文献，发现72%的研究没有明确金融素养的定义。OECD将金融素养定义为理性地做出金融决策并最终实现金融福祉的知识、技能、态度和行为的一种综合能力(OECD/INFE，2011[21])。也有学者将金融素养分为客观金融素养和主观金融素养(Xiao等，2013[22]；Xia等，2014[23])，认为前者衡量的是实际经济金融类客观技能，能直接影响居民做出理性的金融决策；而后者则是投资者对某金融决策的自我心理评估(吴锟和李鸿波，2021[24])，对居民的金融行为起间接作用(Allgood和Walstad，2016[25])。通常情况下，个体的客观金融素养和主观金融素养并不一致：一方面，投资者无法仅根据客观金融素养完全理性地做出金融决策；另一方面，投资者也不会完全盲目根据主观认知而提高股市参与。投资者客观金融素养与主观金融素养间的差异及其相互作用会对金融行为产生重要影响(李云峰等，2018[14])。

关于金融素养的衡量，多数学者仅采用相关金融问题的回答正确与否来衡量居民的金融素养(董晓林和石晓磊，2018[26]；张正平，2021[27])，忽视了居民主观上自我认知评价对金融决策的间接影响。Allgood和Walstad(2016)[25]提出金融素养的衡量可以结合主观和客观两个层次，即通过答题考察被访者是否掌握利率计算、通货膨胀、股票与基金风险等金融问题衡量客观金融素养，以被访者主观评估自身金融素养衡量主观金融素养。该学者基于5种主要金融行为证实主观和客观金融素养在解释金融行为方面具有同等价值(Allgood和Walstad，2016[25])。鉴于数据的可行性及研究方法的科学性，本文按照OECD/INFE(2011)[21]对金融素养的定义，以及Allgood和Walstad(2016)[25]提出的测度方式对金融素养水平进行量化。基于以上分析，本文提出假说1。

H1：主观金融素养和客观金融素养均能提升居民股票市场参与率和参与深度。

(二)自信偏差与股票市场参与

近年来，学者将家庭金融市场参与相关研究与行为经济学相结合，提出了关于个体认知偏差的重要命题(裴平和张谊浩，2004[28]；仪垂林和孙玲玲，2006[29])。其中，过度自信被认为是“最经得起考验的发现”(Kyle和Wang，1997[30])。过度自信是指个体在决策过程中往往会高估成功的机会和信息的可靠性。研究发现，中国投资者确实存在过度自信、从众效应、政策依赖性心理、信息反应过度或不足等行为偏差特征(李心丹等，2002[31]；严雨萌等，2022[32])。但目前较少有学者关注处于过度自信对立面的自信不足群体。事实上，自信不足与过度自信都会从心理层面映射到个体的金融决策行为(Aristei和Gallo，2021[33])。过度自信的个体更倾向于股票投资(胡振和臧日宏，2016b[34])、过度负债(Aristei 和 Gallo，2021[33])和过度交易(李心丹等，2002[31]；廖理等，2013[35])等行为，而自信不足的个体更偏好低风险的金融行为(Aristei 和 Gallo，2021[33])。

学者们采用多种方法衡量过度自信，如选取换手率(陈其安和陈慧，2010[36])、计算自有房产的价值估计偏误(高楠等，2019[15])，或是从行为经济学角度出发，运用投资者前期收益(廖理等，2013[35])，抑或是采用实验经济学中测量问卷的方式(武志伟等，2017[37])构建过度自信指标。少部分学者通过定性的方法将投资者主观与客观金融素养水平的均值进行对比，作为过度自信与自信不足的衡量标准(Kramer等，2016[38]；Angrisani和Casanova，2019[39]；Aristei和Gallo，2021[33])。考虑到本文的研究对象以及研究方法的规范性，笔者借鉴Yu等(2020)[40]的研究，定量测度金融素养自信偏差，并区分金融素养评价中肯、金融素养过度自信与金融素养自信不足。

自信偏差对投资者金融行为的影响往往会导致较差的经济结果。过度自信投资者的过度交易、过度负债等行为会推动资产价格泡沫(吴卫星等，2006[41]；武志伟等，2017[37])，更易受到投资欺诈(Aristei和Gallo，2021[31])，最终使家庭财富减少(罗娟和王露露，2018[17])。而自信不足的投资者为了规避风险倾向于选择次优的投资理财方案，最终错失应得的可观收益(Angrisani和Casanova，2019[39])。因此，笔者认为有必要研究金融素养自信偏差对股票市场参与的影响。基于此，本文提出假说2和假说3。

H2：金融素养自信偏差对居民股票市场参与存在正向显著作用。

H3：相较于金融素养评价中肯家庭，金融素养过度自信家庭更偏好股票市场参与，但金融素养自信不足会阻碍家庭股票市场参与行为。

(三)金融素养自信偏差、风险态度与家庭股票市场参与

风险态度是家庭金融领域的关键变量，这一点在金融投资决策行为研究中已得到广泛证实(张云亮等，2020[42]；卢亚娟和殷君瑶，2021[43]；赵思博等，2022[44])。风险态度是指个体面对风险时所采取的态度，一般可分为风险偏好、风险中立和风险厌恶三类。当对金融活动的风险偏好越强，居民就更愿意参与股票投资(卢亚娟和殷君瑶，2021[43])和借贷交易(Han等，2018[45])。但李涛和郭杰(2009)[46]将社会互动程度作为分组变量进行回归后发现，社交互动程度会影响投资风险的主观感知，因而居民的风险态度并不会显著影响其股票市场投资。

部分学者研究发现风险态度与认知能力并非独立存在，认知能力会随着风险态度变化而产生系统性变化(Dohmen等，2010[7]；Breuer等，2014[8])，例如：金融知识(张龙耀等，2021[47])、心理健康(息晨，2019[48])和儒家文化(闫竹和王骜然，2020[9])等认知能力和心理偏误可以通过风险态度对个体金融行为决策产生中介效应。实际上，过度自信对个体参与风险市场的影响很可能是受到风险偏好的调节作用(胡振和臧日宏，2016a[13])。回顾为数不多的文献，周弘(2015)[49]将风险态度按照风险偏好、风险中立和风险厌恶进行分组，讨论金融教育、风险态度和家庭金融市场参与之间的关系，发现接受金融教育对风险偏好型家庭参与股票市场的影响效果要远高于风险厌恶型家庭；胡振和臧日宏(2016a)[13]引入风险态度与过度自信的交互项，发现风险偏好会增强过度自信对家庭股票市场参与的影响。目前已有学者探究风险态度在过度自信居民参与股票投资决策的影响，但对金融素养自信不足的群体鲜有关注。

由于金融素养自信偏差(过度自信和自信不足)可能不会统一不变地作用于所有个体，因此有必要考察因果关系的强度如何随风险态度的不同而产生差异，即使用调节效应分析研究因果关系的作用机制具有必要性。金融教育和过度自信相关文献对本文研究具有良好的启示作用。当前较少有文献探究金融素养自信偏差是否通过风险态度的调节作用影响家庭股票市场参与，因而有必要基于新近适宜的数据对这一调节效应进行检验。基于此，本文提出假说4。

H4：风险态度在金融素养自信偏差对家庭股票市场参与中起正向调节作用。

若上述假说成立，则可以推断：风险偏好的提高，会增强金融素养过度自信对家庭股票市场参与的影响，削弱金融素养自信不足对家庭股票市场参与的影响。综上，金融素养自信偏差对家庭股票市场参与行为的影响及其作用机制如图1所示。

图1 金融素养自信偏差与家庭股票市场参与的关系图

三、研究设计

(一)模型设定

为考察金融素养及其自信偏差对家庭股票市场参与的影响，本文设定如下计量模型：

STOCKi=β1+β2Literacyi+β3Xi+λ+εi

(1)

其中，被解释变量STOCKi代表家庭股票市场参与行为，包括家庭是否参与股票市场(stock)和家庭参与股票市场的深度(stockshare)；核心解释变量Literacyi包括客观金融素养(ofl)、主观金融素养(sfl)、金融素养自信偏差(conbias)；Xi是一系列控制变量，包括户主特征和家庭特征等变量。β2是笔者关心的待估计系数/边际效应，显示客观金融素养、主观金融素养和金融素养自信偏差对家庭股票市场参与的影响效应方向和大小。λ和εi分别表示省份固定效应和随机误差项。

(二)数据与变量

本文使用的数据来自西南财经大学2019年在全国范围内开展的中国家庭金融调查项目(China Household Finance Survey，CHFS)，旨在通过收集家庭的资产与负债、收入与支出、社会保障与保险、人口特征与就业等各方面的信息，反映家庭经济、金融行为的情况和内在逻辑。使用该数据研究金融素养自信偏差与家庭股票市场参与主要有以下原因：第一，该数据调查包含中国29个省、343个县(区、县级市)、1481个社区，覆盖面高、代表性强。第二，该数据包含的金融素养、家庭自我评估、金融市场活动等部分内容契合本文研究主题，且学界多运用该数据库展开居民股票参与或金融素养的相关研究(尹志超等，2014[11]；闫竹和王骜然，2017[9])，具有一定的参考意义。需要注意的是在2019年CHFS问卷中，衡量客观金融素养变量的其中2个代表性问题：“股票风险问题(H3112)”与“基金风险问题(H3113)”只询问了城镇样本且对股票、债券、基金的整体有一定了解的样本(2)因而解读和引申本文研究结论时需特别小心。，即D9203=1/2/3/4)，符合该条件的样本量为6 642。笔者在此基础上删除变量缺失、不合逻辑的样本后，最终进入本研究家庭股票市场参与率模型的样本为4 031户，家庭股票市场参与深度比例模型的样本为3 504户。

1.被解释变量(STOCKi)。

本文对家庭股票市场参与的定义包括两个层面：一是是否参与，即家庭是否参与股票市场(stock)，若家庭有股票账户并有炒股经历，赋值为1，反之为0；二是参与深度(stockshare)，即配置股票资产占家庭金融资产的比重。

2.核心解释变量(Literacyi)。

(1)客观金融素养指标(ofl)。在CHFS2019问卷中选取4个代表性金融素养问题，将受访户所回答问题的正确率作为客观金融素养指标，客观金融素养变量的取值范围为0～100%。4个代表性金融素养问题分别为：利率问题(H3105)，假设银行的年利率是4%，如果把100元钱存1年定期，1年后获得的本金和利息为？通胀问题(H3106)，假设银行的年利率是5%，通货膨胀率每年是8%，把100元钱存银行一年之后能够买到的东西？股票风险问题(H3112)，您认为一般而言，主板股票和创业板股票哪个风险更大？基金风险问题(H3113)，您认为一般而言，偏股型基金和偏债型基金哪个风险更大？

(2)主观金融素养指标(sfl)。主观金融素养强调个体对金融素养储备的自我认知水平的主观方面。参考胡振和臧日宏(2017)[19]对主观金融素养变量的衡量，本文将受访者关于“(D9203)您对股票、债券、基金的整体了解程度？”的回答作为主观金融素养指标，具体对三类金融投资工具的了解程度赋值为1至4，1表示比较不了解，4表示非常了解。

(3)金融素养自信偏差指标(conbias)。借鉴Yu等(2020)[40]研究中关于金融素养自信偏差的处理方法，将金融素养自信偏差定义为主观金融素养中无法被客观金融素养解释的部分，并通过客观金融素养与主观金融素养的偏差来确定金融素养自信不足和金融素养过度自信。值得说明的是，对自身金融素养评估的准确程度反映了个体的心理偏误，如果投资者对自己的主观金融素养评价高，而客观金融素养测度评分较低，则说明其高估自己的金融素养水平，这种情况称为金融素养过度自信；反之，为金融素养自信不足；若主客观金融素养水平相当，则称为金融素养评价中肯，如式(2)所示：

sfli=α+β×ofli+μi

(2)

估计一元线性回归模型，得到式(3)：

(3)

其中：残差μi为自信偏差，用conbias表示。R2为0.094，表示客观金融素养约可解释主观金融素养9.40%的变动。检验方程整体显著性的F统计量相对应的P值为0.000，模型整体高度显著。最终得到金融素养自信偏差与主客观金融素养的线性关系式如下：

conbiasi=sfli-1.356-0.707×ofli

(4)

回归线代表了客观金融素养预测的平均主观金融素养水平。参照Yu等(2020)[40]的处理，当残差(conbias)在回归线上大于1个标准差，将其归为金融素养过度自信；当残差(conbias)在回归线下方小于1个标准差，将其归为金融素养自信不足。将金融素养评价中肯作为参照组，设定金融素养过度自信和金融素养自信不足两个虚拟变量。

3.调节变量。

参考胡振和臧日宏(2016b)[17]的做法，本文引入风险态度作为调节变量。风险偏好变量选择CHFS问卷中“(H3104)如果您有一笔资金用于投资，您最愿意选择哪种投资项目？”根据受访家庭的投资风险意愿，由低到高分别赋值1～5。

4.控制变量。

参照相关文献，本文选取的控制变量包括户主特征变量和家庭特征变量。其中，户主特征变量包括户主性别、年龄、教育水平、婚姻状况、是否有养老保险、职业和健康水平。男性取值为1，女性为0；教育水平(3)问卷中受教育水平选项为：没上过学、小学、初中、高中/中专、大专、本科、硕士研究生和博士研究生，笔者将其折算为教育年限(年)，依次为0、6、9、12、15、16、19和22。根据受访者的实际学历水平折算成教育年限；婚姻状况为虚拟变量，已婚取值为1，未婚、离异或其他取值为0；社会养老保险状况将有社会养老保险取值为1，否则为0；职业是一个哑变量，若受访者为党政机关、国企职工则取值为1，否则为0；健康水平为虚拟变量，将一般的健康水平作为参照组。家庭特征变量包括家庭子女数、住房数量、自营工商业、家庭总收入、家庭资产、社交互动和户口。笔者对家庭总收入和家庭资产进行对数化处理；将家庭在春节、中秋节等节假日、红白喜事给非家庭成员现金或非现金支出的对数值作为社会互动的代理变量；户口按照农村和非农户口进行区分，农村户口取值为1，非农户口为0。

剔除变量中存在缺失值的样本，最后进入家庭股票市场参与率模型的样本为4 031户，家庭股票市场参与深度模型的样本3 504户。变量描述性统计结果如表1所示。由表1可知，在对各金融投资工具有一定了解且为城镇居民的全样本中，有79.36%的居民未参与股票市场，说明股票市场“有限参与”现象严重。此外，参与股票市场的居民，其股票参与深度也很低，股票资产占家庭金融资产的比重仅为27.30%。根据是否参与股票市场进行分组，均值检验结果发现参与股票市场组的主观和客观金融素养、金融素养自信偏差变量都较未参与股票市场组高，且均在1%的显著性水平上显著，即存在显著组间差异。将金融素养自信偏差分组后可以发现，金融素养过度自信群体更有可能参与股票市场(47.22%)，而金融素养自信不足群体参与股票市场的概率较低(19.84%)。风险态度作为调节变量，结果显示参与股票市场组的风险态度程度远高于未参与股票市场组。控制变量的描述性统计结果显示，除了职业和健康水平，是否参与股票市场在其他12个协变量上均存在显著的组间差异。相比于未参与股票市场组，参与股票市场组年龄、受教育水平、家庭总收入、家庭资产、社交互动费用支出、住房数量都较高，且多为已婚状态、有社会养老保险和非农户口，而子女数量却相对较少。

四、实证结果与分析

(一)基准回归

笔者首先采用Probit模型检验金融素养自信偏差对居民家庭股票市场参与率的影响，同时，根据股票市场参与深度变量(stockshare)左侧0值截断、右侧1值截断的特点，使用Tobit模型对居民股票市场参与深度进行回归，回归结果如表2所示。

表2 金融素养自信偏差对家庭股票市场参与行为的影响

由表2可知，第一，客观金融素养能使家庭股票市场参与率增加31.5%，股市参与深度增加14.0%；主观金融素养能使家庭股票市场参与率增加12.3%，股市参与深度增加6.0%，均在1%的显著性水平上显著。这一结果验证了本文的研究假说H1，即居民的主观、客观金融素养水平均可以显著增加家庭股票市场参与率和参与深度。该发现也与张号栋和尹志超(2016)[50]的研究结论相符。可能的解释是拥有较高主观和客观金融素养水平的居民，可以有效释放家庭投资需求并更好地理解金融产品和服务，从而能够促进家庭股票市场参与行为。第二，为探讨主观、客观金融素养之间的偏离程度对家庭股市参与的影响，笔者引入金融素养自信偏差变量。当主观金融素养水平偏离客观金融素养1个单位，即金融素养自信偏差提高1个单位，股票市场的参与率将提高9.6%，家庭股票投资深度将上升4.9%，均通过1%的显著性水平。上述回归结果验证了研究假说H2，即金融素养自信偏差对居民股票市场参与率及参与深度均具有显著促进效应。金融素养自信偏差会对金融行为产生重要影响的结论与Aristei和Gallo(2021)[33]的研究结果一致。

事实上，过度自信和自信不足均属于金融素养自信偏差，以往学者在研究过度自信时，习惯将金融素养自信不足群体作为基准组，而将自我评估中肯群体模糊在过度自信与自信不足的分类中，无法全面了解中国居民心理认知偏误对金融市场参与的影响。因此，笔者将金融素养评价中肯群体作为参照组，进一步对过度自信和自信不足群体分别展开研究。由表2的列(4)和列(8)可知，第一，相较于金融素养评价中肯群体，过度自信会促进家庭股票市场参与率和参与深度，均在1%的显著性水平上显著，与Kramer(2016)[38]的研究结论一致。这可能是由于过度自信家庭对市场信息的高度敏感会导致其做出有别于理性投资的金融决策行为(高楠等，2019[15])。第二，相较于金融素养评价中肯群体，自信不足对家庭股票市场参与率和参与深度的边际效应均为负数，且在1%的显著性水平上显著。这可能是因为自信不足群体在投资选择时更容易顾虑高风险而选择次优的投资方案(Angrisani和Casanova，2019[39])。受儒家传统文化观念影响，中国社会长期强调“谨言慎行”、倡导风险规避主义，这使得居民秉持“不把所有鸡蛋放在一个篮子里”的投资理念，追求资产的多样性及组合的分散化，进而限制其股票资产投入的比例、影响其股票市场参与(闫竹和王骜然，2020[9])。上述回归结果验证了研究假说H3，即金融素养过度自信会促进家庭股票市场参与，而金融素养自信不足会显著阻碍家庭股票市场参与。

(二)稳健性检验

1.主成分分析法。

为了检验上述实证结果的可靠性，笔者采用主成分因子分析法构建新的客观金融素养指标，进行稳健性检验，回归结果如表3所示。通过稳健性检验结果可以发现，各变量的边际效应大小和显著性水平均没有显著变化，主观和客观金融素养、金融素养自信偏差会显著促进居民股票市场参与率和参与深度；相较于金融素养评价中肯群体，金融素养过度自信会促使家庭股票市场参与，但金融素养自信不足对家庭股票市场参与无显著影响，与表2基准回归结果基本保持一致，研究结论具有较好的稳健性。

表3 稳健性检验：主成分分析法

此外，笔者也采用迭代公因子法作为客观金融素养指标的衡量方式，重复了表3的回归结果，回归结果大小和显著性水平结果与表3无显著差异，因篇幅关系，不再汇报。

2.更换估计方法。

考虑到非线性模型设定和估计方法可能会影响回归结果，笔者使用线性回归模型并采用OLS方法对家庭股票市场参与行为重新进行回归，回归结果如表4所示。由表4可知，基准回归结果不受模型设定偏误和估计方法的影响，具有较好的稳健性。

表4 稳健性检验：OLS估计

(三)内生性讨论

内生性问题会使估计结果发生偏误。第一，核心解释变量可能存在度量误差。为避免金融素养的衡量方式对研究结论产生影响，笔者在稳健性检验部分使用主成分分析法对客观金融素养进行进一步分析，发现结论依然稳健。第二，模型可能存在遗漏变量偏差。为了缓解遗漏变量可能带来的估计偏误，笔者在进行模型回归时，参照相关研究文献，尽可能多地控制了会影响家庭股票市场参与的可观测的因素。但家庭是否参与股票市场还受到个人偏好、家庭观念等不可观测变量的影响，仍可能导致估计结果出现偏误。第三，虽然现有相关文献还没有提供金融自信程度的工具变量(李云峰等，2018[14])，且部分研究认为在金融教育项目不发达的地方，金融素养自信程度和金融行为之间可能不存在反向因果关系(Allgood和Walstad，2016[25])，但是伴随着金融市场逐步完善以及“干中学”效应，金融行为也可能会反向影响金融素养及其自信偏差。出于收益最大化的目的，已参与股票市场的家庭会不断了解股票交易规则、经济走势等知识，进一步提高客观金融素养和主观金融素养水平。

针对可能存在的内生性问题，笔者通过工具变量法进行处理。参照张龙耀等(2021)[47]的做法，本文将受访户持有银行卡和活期存折数量作为客观金融素养的工具变量。现实中，个体持有的银行卡数量越多意味着其接触金融产品和信息的概率更高，从而提升自身客观金融素养水平。股票市场参与并不会影响持有银行卡数量，满足相关性与外生性要求。参照孙光林等(2017)[51]的研究，本文将同一个区/县的平均主观金融素养、平均金融素养自信偏差作为主观金融素养和金融素养自信偏差的工具变量。一方面，单个家庭的金融素养水平受所处地区的金融素养环境影响较大，良好地区的金融素养水平能在一定程度上提高单个家庭的金融素养水平，满足工具变量的相关性条件；另一方面，同一地区的金融素养水平为宏观变量，无法直接影响单个家庭的微观决策即股票市场参与情况，满足工具变量的外生性条件，因此同一区县的家庭平均金融素养不失为一个较理想的工具变量。

但是，这并不意味着同一地区的金融素养水平在计量意义上就一定是外生的，因为同一地区的金融素养依然会间接影响家庭的金融行为，故仍可能与扰动项相关。同一个区/县的平均金融素养可能通过与亲戚、朋友、同事和邻居等社交互动增强自身对经济金融信息的关注，最终影响家庭股票市场参与(粟勤和邓小艳，2021)[6]。由于在“恰好识别”的情况下，不能直接进行排他性检验，笔者参考Miguel等(2004)[52]进行定性讨论和补充实证检验。通过区县平均金融素养水平与社交互动水平的多元线性回归结果表明“同一个区/县平均金融素养变化”与社交互动没有显著关系(4)因篇幅原因，省略汇报，留存备索。。基于此，笔者认为在一定程度上“同一个区/县的平均金融素养”满足外生性假定，通过排他性约束检验。

笔者采用2SLS模型进行估计，回归结果如表5所示。第一阶段估计的Wald内生性检验P值均为0.000，在1%的显著性水平上显著，拒绝了核心解释变量的外生性假定，这表明金融素养相关变量存在内生性。除区县平均自信不足变量外，工具变量与核心解释变量均在1%的显著性水平上显著，满足与内生变量相关的要求；且弱工具变量检验的F统计量均通过1%的显著性水平，可以认为不存在弱工具变量问题。由表5可知，第一，客观金融素养、主观金融素养和金融素养自信偏差分别使家庭股票市场参与率增加109.2%、21.0%和17.5%；使家庭股票市场深度增加16.4%、6.2%和4.8%，且均在1%的显著性水平上显著。第二，列(4)和列(8)的回归结果中，过度自信的估计系数分别为0.362和0.095，均在1%的显著性水平上显著。这表明考虑核心解释变量可能存在的内生性问题后，基准回归的研究结论依旧成立，即主客观金融素养及自信偏差是提高家庭股票市场参与率的重要因素。

表5 金融素养自信偏差对家庭股票市场参与行为影响的内生性分析：2SLS回归结果

五、进一步分析

(一)风险态度的调节效应分析

上述回归解释了金融素养自信偏差对家庭股票市场参与的影响，但并没有回答金融素养自信偏差对家庭股票市场参与的影响是否受到风险态度调节的问题。本节进一步对理论分析部分所讨论的风险态度在金融素养自信偏差影响家庭股票投资决策中的调节效应进行实证检验。参考胡振和臧日宏(2016b)[34]的做法，引入自信偏差与风险态度的交互项，具体结果如表6所示。表6列(1)和列(5)可以验证在控制风险态度的情况下，金融素养自信偏差能够显著促进居民参与股票市场。基于此，笔者在列(2)和列(6)进一步考察风险态度的提升是否可以显著提高金融素养自信偏差带来的对股票市场参与的促进作用。回归结果显示交互项分别在5%和1%的显著性水平上促进家庭股票市场参与率和参与深度，表明随着风险态度的提高，金融素养自信偏差对家庭股票投资的影响将增强。假说H4成立。这意味着，如果金融素养自信偏差的群体在成长过程中接受更多的风险教育、形成较为积极的风险态度，那么金融素养自信偏差对股票市场参与的影响会增强。

表6 金融素养自信偏差对家庭股票市场参与行为的影响：风险态度的调节效应检验

为进一步区分风险态度如何对金融素养过度自信和自信不足这两类群体产生异质性作用，笔者引入过度自信、自信不足与风险态度的交互项，来检验H4的推论。表6列(3)和列(7)发现在考虑风险态度后金融素养过度自信对家庭股票市场参与的正向促进作用仍然显著存在，而金融素养自信不足对家庭股票市场参与的阻碍作用不再显著。表6列(4)和列(8)可以发现：第一，风险态度在金融素养过度自信和自信不足对家庭股票市场参与率的影响均不显著，即风险态度不会正向显著调节金融素养过度自信或自信不足的居民做出是否参与股票市场的决策。第二，过度自信与风险态度的交互项对家庭股市参与深度有正向显著影响，这与胡振和臧日宏(2016b)[34]的结论一致；而自信不足与风险态度的交互项对家庭股票市场参与深度无显著影响，这意味着自信不足对家庭股票市场参与深度的阻碍并不能通过风险态度的提升而削弱。研究假说H4的部分推论得到验证。

总体上看，风险态度在金融素养自信偏差对家庭股票市场参与中起正向调节作用，且风险偏好的提高会增强金融素养过度自信对家庭股票资产配置占比的影响。但这并不能说明风险态度是金融素养自信偏差和过度自信对家庭股票市场参与起促进作用这一关系背后的渠道，因为人的行为受到很多复杂因素的影响。

(二)异质性分析(5)按照多种划分标准进行异质性分析，结果均显示主观金融素养、客观金融素养、金融素养自信偏差均对不同异质性家庭股票市场参与行为有显著正向影响。限于篇幅，笔者并未展示这些结果，感兴趣的读者可向笔者索取。

1.户口差异。

董晓林和徐虹(2012)[53]的研究发现，城镇和农村的金融基础设施状况存在显著差异。相比于城镇，农户家庭在接受正规金融产品和服务时会更受限制(田霖，2011[54])，且有农村成长经历的城镇居民的金融市场参与行为更少(江静琳等，2018[10])。由此可以推断，城乡二元户籍制度的存在使得金融素养自信偏差对家庭股票市场参与行为的影响效应可能因户籍差异存在显著差别。鉴于此，笔者按照户籍将全样本分为农村户口样本和非农户口样本两组，探讨户籍异质性，回归结果如表7所示。

表7 金融素养自信偏差对城乡家庭股票市场参与行为的影响：2SLS回归结果

由表7列(2)和列(4)可知，农村户口家庭的金融素养自信偏差与风险态度的交互项不显著，非农户口家庭金融素养自信偏差与风险态度交叉项的估计系数在1%的水平上显著。这说明控制了风险态度之后，金融素养自信偏差对农村户口家庭股票市场参与深度的促进作用减弱，但金融素养自信偏差对非农户口家庭股票市场参与深度的促进作用会显著增加。这与江静琳等(2018)[10]的结论相一致：有农村成长经历的城镇居民参与较少的家庭股票市场并不能被风险态度完全解释。因此，当前金融市场经济体系亟待进一步健全，政府也需要对非农户口家庭风险态度教育支持给予适度倾斜。

2.收入差异。

大部分学者认为收入水平对家庭的投资组合有重要影响，不论是通过工作劳动获得的稳定收入(王宇，2008[55])，还是类似于房屋拆迁补偿款这一类意外收入(袁微和黄蓉，2018[56])，都可以显著增加家庭进行金融投资的意愿和参与深度。也有少部分学者提出不同意见，如史代敏和宋艳(2005)[57]认为收入并不会改变家庭金融资产的持有。为验证对不同收入水平家庭的异质性影响，笔者按照家庭年总收入的中位数(8.90万元)，将样本划分为高收入家庭和低收入家庭，回归结果如表8所示。

表8 金融素养自信偏差对不同收入家庭股票市场参与行为的影响：2SLS回归结果

由表8可知，风险态度与金融素养自信偏差的交互作用对高收入家庭股票市场参与深度影响的边际效应在5%的显著性水平上显著为正，但对低收入家庭无显著影响。可能的解释是，高收入家庭在满足生活需求后，其金融决策更易受到风险态度的影响而过度参与金融市场(袁微和黄蓉，2018[56])。

3.教育水平差异。

受教育程度会影响家庭收入水平、信息处理能力以及对未来生活的预期，继而可能会影响家庭金融投资行为。例如，萧端和吕俞璇(2018)[3]从平均教育年限和专业背景两个维度展开分析，发现教育会影响家庭股票市场参与。然而，也有学者认为教育并不会显著促进金融素养过度自信对家庭股票市场参与的影响(胡振和臧日宏，2016b[34])。为了检验其差异，笔者按照户主是否接受过九年义务教育以及是否上过大学划分为基础教育、中等教育和高等教育三类，回归结果如表9所示。

表9 金融素养自信偏差对不同教育水平家庭股票市场参与行为的影响：2SLS回归结果

由金融素养自信偏差与风险态度的交互项结果可知，在高等教育和中等教育组中，交互项对家庭股票市场参与的影响不显著；但在基础教育组中，交互项系数在10%的显著性水平上显著正向影响家庭股票市场参与率和参与深度。也就是说，当受教育水平较低时，金融素养自信偏差更易受风险态度的影响，从而改变家庭股票市场参与行为；反之则不太容易受到影响。可能的原因是，教育水平较低的居民对股票投资的基本信息缺乏了解，以及对股票市场风险存在刻板印象(萧端和吕俞璇，2018[3])，致使风险态度会促进金融素养自信偏差对家庭股市参与的影响；而较高的教育水平会使投资者做出更理性的决策，风险态度促进家庭股市参与的作用无法有效发挥，甚至阻碍金融素养自信偏差对家庭股市参与的正向作用。

六、结论及政策性建议

本文运用CHFS2019调查数据，分析金融素养及其自信偏差对家庭股票市场参与行为的影响。首先，通过代表性金融问题的正确率量化客观金融素养指标，并采用一元线性回归模型刻画金融素养自信偏差这一解释变量。其次，运用Probit模型和Tobit模型进行实证研究，并通过主成分分析法等重新构建客观金融素养指标，采用OLS方法避免模型设定偏误，分别检验结论的稳健性。考虑到金融素养相关变量的内生性问题，笔者选择适合的工具变量进行处理检验。再次，引入金融素养自信偏差、过度自信和自信不足与风险态度的交互项，探索风险态度在金融素养自信偏差影响家庭股票市场参与中发挥的调节作用。最后，根据城乡户籍、收入水平和受教育水平进行影响效应的异质性分析。最终得到如下研究结论：

第一，金融素养自信偏差对家庭股票市场参与具有显著积极影响，其中主观金融素养、客观金融素养及金融素养自信偏差都会显著促进居民的股票市场参与率及参与深度。上述研究结论在改变核心解释变量的定义、更换研究方法等稳健性操作和内生性检验下都成立。第二，调节效应分析发现，风险态度在金融素养自信偏差对家庭股票投资决策的影响中发挥了正向调节作用。风险态度强化了金融素养过度自信对家庭股票市场参与深度的促进作用，但没有显著削弱金融素养自信不足对家庭股票市场参与的阻碍作用。第三，风险态度与金融素养自信偏差的交互作用对非农户籍居民、高收入家庭、低学历家庭的股票市场参与会产生更为显著的正向影响。

据此，笔者提出相应的政策建议：第一，由于金融素养自信偏差对家庭股票市场参与存在显著影响，且风险态度在其中起正向调节作用。因此，在行业层面，各金融机构应客观准确地进行金融产品服务介绍并提示客户潜在的风险；在个体层面，需要加强风险教育，促进过度自信和自信不足群体正视其客观和主观金融素养水平，了解风险态度在金融素养自信偏差对股票市场参与的影响中发挥的作用，最终实现自有资产的增值保值。第二，由于风险态度在不同类型群体的金融素养自信偏差对家庭股票市场参与产生异质性影响，因此在社会层面，应增加对民众特别是农村居民的金融教育，并根据不同收入和学历特征，量体裁衣地普及相关金融知识，从而全面提升各类居民股票市场参与的有效性，提高家庭福利并推进中国股票市场健康发展。