盛智明，蔡婷婷

(上海大學(xué) 社會(huì)學(xué)院,上海 200444)

一、 引言

改革開(kāi)放四十年來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)迅猛發(fā)展，城鄉(xiāng)居民人均收入和家庭財(cái)富不斷增長(zhǎng)。與此同時(shí)，隨著金融市場(chǎng)的發(fā)展與金融產(chǎn)品的不斷創(chuàng)新，民眾的投資選擇也日漸多樣化。在此背景下，家庭會(huì)選擇將一定比重的財(cái)富投資于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)[1]。有經(jīng)濟(jì)學(xué)家指出家庭金融資產(chǎn)規(guī)模在不斷擴(kuò)大，合理配置家庭金融資產(chǎn)能增加居民收入并提高生活質(zhì)量[2]。但在實(shí)際生活中，根據(jù)2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)的數(shù)據(jù)，僅有16%的家庭參與了風(fēng)險(xiǎn)投資，學(xué)界把這種現(xiàn)象稱(chēng)為“有限參與”之謎[3]。

對(duì)于“有限參與”的原因，學(xué)者們進(jìn)行了大量研究。有些研究發(fā)現(xiàn)金融知識(shí)在風(fēng)險(xiǎn)投資行為中發(fā)揮了重要影響，金融知識(shí)的增加會(huì)推動(dòng)家庭進(jìn)入風(fēng)險(xiǎn)投資領(lǐng)域，并增加家庭在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上的配置[4-5]。2017年“中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)”的數(shù)據(jù)顯示，沒(méi)有股票賬戶(hù)的家庭中，66%的原因是“沒(méi)有炒股相關(guān)知識(shí)”和“開(kāi)戶(hù)麻煩/不會(huì)開(kāi)戶(hù)”，這說(shuō)明金融素養(yǎng)在家庭金融中具有重要影響[3]。

現(xiàn)有關(guān)于金融素養(yǎng)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)投資影響的研究大多基于客觀的金融知識(shí)。然而，一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)的“過(guò)度自信”對(duì)家庭投資行為有重要影響[6-8]。“過(guò)度自信”是指主觀金融素養(yǎng)高于客觀金融素養(yǎng)，過(guò)度自信的投資者往往會(huì)高估自己的金融知識(shí)，進(jìn)而影響到投資行為。因此，在研究金融素養(yǎng)與投資行為關(guān)系時(shí)需要考慮到主觀和客觀金融素養(yǎng)的不同影響。

金融素養(yǎng)的獲得來(lái)自多方面，包括教育經(jīng)歷[9]、職業(yè)類(lèi)型[10]、環(huán)境影響[11]等。已有研究發(fā)現(xiàn)，相較于在家務(wù)農(nóng)，農(nóng)戶(hù)非農(nóng)就業(yè)會(huì)顯著提高其金融投資市場(chǎng)的參與率，并且金融素養(yǎng)是非農(nóng)就業(yè)影響農(nóng)戶(hù)投資行為的重要因素[12]，這表明職業(yè)經(jīng)歷會(huì)影響家庭金融行為。與金融相關(guān)的職業(yè)環(huán)境可能通過(guò)提升從業(yè)人員的金融素養(yǎng)進(jìn)而對(duì)從業(yè)人員的家庭投資參與起到促進(jìn)作用，原因在于金融從業(yè)人員有更多的機(jī)會(huì)接觸到金融市場(chǎng)和金融產(chǎn)品，并在此過(guò)程中積累金融知識(shí)。但目前關(guān)于金融從業(yè)經(jīng)歷對(duì)家庭投資的影響的研究還比較欠缺。

本文基于2017年的“中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)”數(shù)據(jù)，探討金融從業(yè)經(jīng)歷、金融素養(yǎng)對(duì)于家庭風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)參與的影響，并采用中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)金融素養(yǎng)是否在金融從業(yè)經(jīng)歷與家庭風(fēng)險(xiǎn)投資參與之間發(fā)揮中介作用?？紤]到金融素養(yǎng)的過(guò)度自信對(duì)金融參與的影響，本文從金融素養(yǎng)的兩個(gè)維度——主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)來(lái)分析其對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)投資參與率和參與度的影響。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

(一)家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的影響因素

以往關(guān)于家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的影響研究主要關(guān)注個(gè)人因素、家庭因素、社會(huì)因素的作用。

1.個(gè)人因素

大量研究表明家庭風(fēng)險(xiǎn)投資行為與個(gè)體人口學(xué)特征因素相關(guān)：老齡居民對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的參與概率較低[13]，男性投資者的股市參與度比女性更高[14]，未婚的戶(hù)主更傾向于風(fēng)險(xiǎn)投資[15]，更高的教育水平[16]、認(rèn)知能力[17]也能夠推動(dòng)個(gè)體參與股市。而健康狀況對(duì)風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)參與中的投資比重有顯著正向影響[18]。另外一些研究發(fā)現(xiàn)居民的心理主觀態(tài)度會(huì)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)投資決策產(chǎn)生影響。李雅君等發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)投資有顯著影響，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)有更高偏好的居民更傾向于參與投資市場(chǎng)。同時(shí)，樂(lè)觀程度[20]、信任程度[21-22]對(duì)股票市場(chǎng)的參與均有促進(jìn)作用，而幸福滿(mǎn)意度與家庭的股票市場(chǎng)參與呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系[23]。此外還有研究發(fā)現(xiàn)參與慣性對(duì)居民的投資選擇有顯著影響，即個(gè)人當(dāng)前和未來(lái)的投資選擇傾向于維持其過(guò)去已有的選擇[24]。

2.家庭因素

影響家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的家庭因素主要與家庭結(jié)構(gòu)以及家庭財(cái)富相關(guān)。有研究表明，家庭收入、家庭規(guī)模對(duì)家庭股票市場(chǎng)參與概率以及參與深度均發(fā)揮著正效應(yīng)[25]，但家庭老齡人口比的提高會(huì)抑制風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的參與程度[13]。家庭資產(chǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響比家庭收入的影響更大[22]。

3.社會(huì)因素

除了個(gè)體和家庭因素外，還有不少研究關(guān)注社會(huì)層面的因素。從宏觀角度看，社會(huì)開(kāi)放程度、信息透明程度等制度環(huán)境因素[26]，區(qū)域金融發(fā)展程度[11]，社會(huì)資本[27]等對(duì)人們參與股票投資都有促進(jìn)作用。從微觀角度看，信貸約束[28]、金融排斥[29]會(huì)抑制家庭在股票、基金和理財(cái)產(chǎn)品等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上的投資行為，而基于親友關(guān)系的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)會(huì)顯著提高家庭進(jìn)入金融市場(chǎng)的概率[13]。

(二)金融素養(yǎng)與家庭資產(chǎn)配置

近年來(lái)，學(xué)界越來(lái)越關(guān)注金融素養(yǎng)對(duì)家庭資產(chǎn)配置的影響?！敖鹑谒仞B(yǎng)”是指?jìng)€(gè)人為提升其金融福祉而有效管理金融資源的知識(shí)和能力[7]?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)行為有顯著影響：金融素養(yǎng)與家庭理財(cái)規(guī)劃的概率和時(shí)間跨度正相關(guān)[6]，會(huì)提高家庭參與商業(yè)保險(xiǎn)的可能性[30]，顯著降低家庭金融脆弱性，提高面對(duì)風(fēng)險(xiǎn)沖擊的能力[31]，還能夠提高家庭正規(guī)信貸的需求和可得性，進(jìn)而提高家庭的創(chuàng)業(yè)意愿[32]。由此可見(jiàn)，金融素養(yǎng)在家庭金融中扮演著重要角色。

金融素養(yǎng)對(duì)家庭的投資行為的正向作用主要體現(xiàn)在：首先，金融素養(yǎng)的提高會(huì)推動(dòng)家庭參與金融市場(chǎng)[4]；其次，金融素養(yǎng)與家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的廣度和深度均高度正相關(guān)，且對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)偏好型家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的促進(jìn)作用更為明顯[33]；最后，金融素養(yǎng)較高的居民不僅會(huì)購(gòu)買(mǎi)更多的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，而且會(huì)更多地考慮資產(chǎn)配置的多樣性和分散性[5]?？傊?，金融素養(yǎng)能夠促進(jìn)家庭的投資選擇并改善投資決策。

目前國(guó)內(nèi)外研究中對(duì)金融素養(yǎng)的測(cè)量主要分為主觀和客觀兩種金融素養(yǎng)。早期研究以簡(jiǎn)單詢(xún)問(wèn)受訪(fǎng)者對(duì)金融的了解程度來(lái)衡量金融素養(yǎng)。但Abreu研究發(fā)現(xiàn)這樣的測(cè)量不夠客觀[34]。后來(lái)，Lusardi 和Mitchell提出利用利率、通貨膨脹、風(fēng)險(xiǎn)分散這三方面的知識(shí)來(lái)衡量客觀金融素養(yǎng)[35]，尹志超等參考這種方法研究了金融素養(yǎng)與中國(guó)家庭資產(chǎn)選擇的關(guān)系，之后這一方法得到較為廣泛的應(yīng)用[4]。在后續(xù)研究中，金融素養(yǎng)的過(guò)度自信對(duì)經(jīng)濟(jì)行為的影響被逐漸發(fā)現(xiàn)。例如，有研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)的過(guò)度自信能夠通過(guò)增強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)偏好來(lái)提高家庭的風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)參與的概率和規(guī)模[6]。金融素養(yǎng)自信偏差對(duì)家庭財(cái)富可能產(chǎn)生倒“U”型的非線(xiàn)性影響，過(guò)度自信程度的增加會(huì)使得家庭財(cái)富減少[7]。過(guò)度自信表現(xiàn)為主觀金融素養(yǎng)高于客觀金融素養(yǎng)，因此在研究金融素養(yǎng)與家庭金融行為的關(guān)系時(shí)，僅僅考慮客觀金融素養(yǎng)是不全面的，需要同時(shí)考慮主觀金融素養(yǎng)。一些研究者通過(guò)研究主、客觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭財(cái)富影響的異質(zhì)性，發(fā)現(xiàn)主觀金融知識(shí)對(duì)金融行為的影響大于客觀金融知識(shí)[7-8]。

(三)金融從業(yè)經(jīng)歷與金融投資

人的從業(yè)經(jīng)歷和職業(yè)類(lèi)型決定了其能夠獲得的信息和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等，這些會(huì)導(dǎo)致個(gè)體行為的異質(zhì)性。而金融從業(yè)者的工作環(huán)境、工作要求會(huì)使其有意識(shí)或無(wú)意識(shí)地學(xué)習(xí)金融知識(shí)和金融技能，并有更多機(jī)會(huì)接觸到金融產(chǎn)品，因而進(jìn)入投資市場(chǎng)的概率就會(huì)更大。有研究發(fā)現(xiàn)金融從業(yè)經(jīng)歷能夠促進(jìn)家庭的風(fēng)險(xiǎn)投資行為[10，36]。有學(xué)者考慮到金融從業(yè)經(jīng)歷會(huì)影響家庭的投資行為，因此在穩(wěn)定性檢驗(yàn)中剔除了家庭中從事金融行業(yè)的樣本[4,30,37]。但以上文獻(xiàn)都沒(méi)有深入討論金融從業(yè)經(jīng)歷通過(guò)何種機(jī)制影響家庭投資行為，這成為本文關(guān)注的另一個(gè)重點(diǎn)。以往研究指出從事金融相關(guān)職業(yè)可以提升個(gè)人和家庭成員的金融素養(yǎng)，例如，一些研究發(fā)現(xiàn)金融從業(yè)人員的金融素養(yǎng)水平相對(duì)較高[38]。因此，本文認(rèn)為金融從業(yè)經(jīng)歷通過(guò)提高個(gè)人或家庭成員的金融素養(yǎng)，進(jìn)而促進(jìn)家庭的風(fēng)險(xiǎn)投資參與。

通過(guò)對(duì)上述文獻(xiàn)梳理，可知家庭成員金融從業(yè)經(jīng)歷、金融素養(yǎng)是影響家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的重要因素。金融從業(yè)者有豐富的金融知識(shí)，并在工作環(huán)境中受到潛移默化的影響，不僅能夠提高自己和家庭成員的金融素養(yǎng)，而且有更便利的投資條件，因而其家庭參與金融投資的可能性更大。具有較高金融素養(yǎng)成員的家庭更有可能做出理智的投資決策，獲得較高的投資收益，因而也更有可能進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)投資。綜上所述，本文提出以下三個(gè)研究假設(shè)。

假設(shè)1：家庭成員的金融從業(yè)經(jīng)歷能夠提高家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的參與概率和投資比重。

假設(shè)2：家庭成員的金融素養(yǎng)能夠提高家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的參與概率和投資比重，但主觀和客觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的影響存在異質(zhì)性。

假設(shè)3：金融素養(yǎng)在家庭成員金融從業(yè)經(jīng)歷影響家庭風(fēng)險(xiǎn)投資過(guò)程中存在中介效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)、變量與研究方法

(一)數(shù)據(jù)

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于2017年的“中國(guó)家庭金融調(diào)查”(ChinaHouseholdFinanceSurvey，CHFS)。該調(diào)查采用分層、三階段與規(guī)模度量成比例(PPS)方法及重點(diǎn)抽樣相結(jié)合的抽樣設(shè)計(jì)，覆蓋我國(guó)29個(gè)省、172個(gè)市、355個(gè)區(qū)，調(diào)查樣本具有非常好的代表性，是國(guó)內(nèi)首個(gè)高質(zhì)量的中國(guó)國(guó)家金融狀況數(shù)據(jù)庫(kù)。樣本涉及四萬(wàn)多個(gè)家庭的收入財(cái)富、資產(chǎn)負(fù)債、金融投資、社會(huì)保障與保險(xiǎn)等各方面信息。樣本規(guī)模為40011戶(hù)家庭，由于問(wèn)卷設(shè)計(jì)對(duì)問(wèn)題“您對(duì)股票、債券、基金的整體了解程度如何”做了抽樣，因此剩余6862戶(hù)家庭。在對(duì)缺失值進(jìn)行處理之后，最終獲得6487個(gè)有效家庭樣本。

(二)變量

1.因變量：家庭風(fēng)險(xiǎn)投資參與

家庭風(fēng)險(xiǎn)投資參與包括是否投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和投資比重。“是否投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)”為二分類(lèi)定類(lèi)變量，“投資比重”為風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資金額占家庭總資產(chǎn)的比重。

2.關(guān)鍵自變量

(1)金融從業(yè)經(jīng)歷：該變量的測(cè)量包括家庭中是否有人從事金融相關(guān)行業(yè)以及家庭中是否有人從事金融相關(guān)職業(yè)。兩種情況滿(mǎn)足其中一項(xiàng)就代表有金融從業(yè)經(jīng)歷，編碼取值為“1”，否則為“0”。

雖然《中華人民共和國(guó)證券法》規(guī)定證券從業(yè)人員不得參與股票交易，但這并不影響我們考察金融從業(yè)經(jīng)歷對(duì)家庭金融投資的影響。一方面，本文界定的金融從業(yè)經(jīng)歷的概念更廣，并不局限于證券從業(yè)。本文對(duì)金融行業(yè)的界定具體包括“金融業(yè)”和“租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)”；金融職業(yè)的界定包括“經(jīng)濟(jì)和金融專(zhuān)業(yè)人員”“金融服務(wù)人員”和“租賃和商務(wù)服務(wù)人員”。另一方面，本文對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)投資的界定也更寬泛，并不局限于股票交易，還包括基金、理財(cái)產(chǎn)品、債券、衍生品、非人民幣資產(chǎn)、黃金及其他金融投資。

(2)金融素養(yǎng)：本文將金融素養(yǎng)區(qū)分為主觀和客觀兩種類(lèi)型，其中，對(duì)主觀金融素養(yǎng)的測(cè)量依據(jù)問(wèn)卷中的：“您平時(shí)對(duì)經(jīng)濟(jì)、金融方面的信息關(guān)注程度如何”“您對(duì)股票、債券、基金的整體了解程度如何”兩個(gè)問(wèn)題。這一測(cè)量方法參考了吳錕、吳衛(wèi)星的做法[37]，使用受訪(fǎng)者對(duì)投資方式、貸款產(chǎn)品的了解程度構(gòu)造主觀金融素養(yǎng)指標(biāo)，受訪(fǎng)者自評(píng)對(duì)金融信息和產(chǎn)品的了解程度能夠反映其主觀的金融素養(yǎng)?？陀^金融素養(yǎng)的測(cè)度則參考尹志超等的做法[4]，以問(wèn)卷中的利率計(jì)算問(wèn)題、通貨膨脹理解和投資風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題為基礎(chǔ)。

表1是相關(guān)問(wèn)題的回答情況，可以看到，有42.11%的受訪(fǎng)者從不關(guān)注金融方面的信息，只有約10%的受訪(fǎng)者會(huì)關(guān)注金融信息。受訪(fǎng)者普遍對(duì)股票、債券和基金了解甚少，75%的受訪(fǎng)者表示自己完全不了解這些產(chǎn)品。對(duì)于客觀的金融知識(shí)問(wèn)題，有半數(shù)的受訪(fǎng)者表示不知道或算不出來(lái)，只有約二成的受訪(fǎng)者能夠回答正確。由此可見(jiàn)，中國(guó)民眾的金融素養(yǎng)總體而言還處在較低水平。

表1 主觀和客觀金融素養(yǎng)回答情況

結(jié)合以往文獻(xiàn)，我們認(rèn)為對(duì)于客觀問(wèn)題回答錯(cuò)誤與回答不知道的受訪(fǎng)者的金融素養(yǎng)是不同的，因此針對(duì)三個(gè)問(wèn)題分別構(gòu)建兩個(gè)虛擬變量。第一個(gè)虛擬變量表示是否回答正確，第二個(gè)虛擬變量表示是否直接作答(包括回答正確和錯(cuò)誤)。本研究統(tǒng)一采用加總求和的方式構(gòu)造主、客觀金融素養(yǎng)變量。

3.控制變量

控制變量包括兩方面：家庭因素和戶(hù)主(1)戶(hù)主指家庭的經(jīng)濟(jì)決策人。特征因素。家庭因素包括家庭總資產(chǎn)、家庭年收入、戶(hù)口所在地、家庭規(guī)模、少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比；戶(hù)主特征包括風(fēng)險(xiǎn)偏好、性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度。

以上各類(lèi)變量的界定和描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2。

從表2可以看到，有16%的家庭投資了風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，投資比重均值為2%，表明中國(guó)居民的風(fēng)險(xiǎn)投資并不普遍。有5%的家庭中成員有金融從業(yè)經(jīng)歷，主觀金融素養(yǎng)均值為3.42，客觀金融素養(yǎng)均值為2.56。

表2 變量界定與描述性統(tǒng)計(jì)(N=6487)

家庭總資產(chǎn)和總收入取對(duì)數(shù)后均值分別為12.11和10.58，均略低于中位數(shù)。38%的家庭為農(nóng)村家庭。家庭規(guī)模為3～17人，均值為3.19，中位數(shù)為3。少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比分別為0.42和0.46，表示平均一個(gè)勞動(dòng)人口負(fù)擔(dān)0.42個(gè)少兒的撫養(yǎng)，以及負(fù)擔(dān)0.46個(gè)老人的撫養(yǎng)，但老年撫養(yǎng)比中位數(shù)為0，這表明有半數(shù)的家庭沒(méi)有老年人口，是年輕家庭。在半數(shù)家庭沒(méi)有老年人口的情況下，平均老年撫養(yǎng)比仍高于少兒撫養(yǎng)比，表明部分家庭的老年撫養(yǎng)壓力較大。風(fēng)險(xiǎn)偏好程度均值為1.76，中位數(shù)為1，可見(jiàn)中國(guó)居民家庭非常排斥投資風(fēng)險(xiǎn)，資產(chǎn)配置趨于保守。在戶(hù)主特征方面，83%為男性，55.4%已婚，年齡均值為55歲。由此可見(jiàn)，戶(hù)主多數(shù)為中高齡已婚男性。受教育程度為類(lèi)別變量，分為“沒(méi)有讀過(guò)書(shū)”到“博士研究生”共九類(lèi)，平均值為3.31，中位數(shù)為3，表明較多的受訪(fǎng)戶(hù)主學(xué)歷在初中或高中水平。

(三)研究方法

本研究首先將分析金融從業(yè)經(jīng)歷和金融素養(yǎng)對(duì)家庭投資參與的影響，由于被解釋變量是二分變量，故采用Probit模型：

(1)

然后對(duì)家庭投資比重進(jìn)行分析，由于投資比重具有截?cái)嗵攸c(diǎn)，采用Tobit模型：

(2)

由于普通的均值回歸難以精確展現(xiàn)不同投資水平下解釋變量對(duì)家庭投資比重的異質(zhì)性影響，而解釋變量對(duì)被解釋變量的影響可能會(huì)發(fā)生結(jié)構(gòu)上的變動(dòng)，因此，為了進(jìn)一步研究解釋變量對(duì)投資比重的影響情況，比較投資比重不同分位數(shù)上的差異，故采用分位數(shù)回歸模型：

(3)

其中，Ei為解釋變量，包括金融從業(yè)經(jīng)歷和主觀、客觀金融素養(yǎng)，Ki和Xi為控制變量，Investratei為家庭風(fēng)險(xiǎn)投資占資產(chǎn)比重。

檢驗(yàn)主觀和客觀金融素養(yǎng)在金融從業(yè)經(jīng)歷與投資行為中的中介作用，故采用多重中介模型。參照溫忠麟、葉寶娟[39]的中介效應(yīng)法，本研究對(duì)應(yīng)的回歸方程如下：

(4)

(5)

(6)

(7)

其中，Y表示是否投資；x表示自變量金融從業(yè)經(jīng)歷；M1和M2為中介變量，分別表示主觀和客觀金融素養(yǎng)；X1為總模型中的控制變量，X2為金融從業(yè)經(jīng)歷與是否投資的控制變量。

四、實(shí)證發(fā)現(xiàn)

(一)金融從業(yè)經(jīng)歷、金融素養(yǎng)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的影響

表3為金融從業(yè)經(jīng)歷、金融素養(yǎng)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的影響的回歸結(jié)果，其中模型1、模型2為家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的參與決策的Probit回歸結(jié)果，模型3、模型4為家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的投資比重的Tobit回歸結(jié)果。結(jié)果顯示金融從業(yè)經(jīng)歷對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的參與決策和投資比重均具有顯著的正效應(yīng)。在加入金融素養(yǎng)之后，金融從業(yè)經(jīng)歷的邊際效應(yīng)略有降低，但依舊在1%顯著性水平下顯著。由此可見(jiàn)，金融從業(yè)經(jīng)歷不僅能夠提高家庭進(jìn)入風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)的概率，而且能夠提高風(fēng)險(xiǎn)投資的比重，假設(shè)1得到驗(yàn)證。模型2和模型4表明主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的參與決策和投資比重均有顯著的促進(jìn)作用，這說(shuō)明金融素養(yǎng)的提升能夠促進(jìn)家庭的風(fēng)險(xiǎn)投資行為，金融素養(yǎng)更高的家庭更可能進(jìn)行較高比重的投資。主觀和客觀金融素養(yǎng)對(duì)參與決策的邊際效應(yīng)分別為0.361和0.112，對(duì)投資比重的邊際效應(yīng)分別為0.098和0.011，主觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的影響力遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于客觀金融素養(yǎng)。由此可見(jiàn)，雖然主客觀金融素養(yǎng)均能夠促進(jìn)家庭的風(fēng)險(xiǎn)投資，但是主觀金融素養(yǎng)的作用更大，假設(shè)2得到了驗(yàn)證。

表3 金融從業(yè)經(jīng)歷、金融素養(yǎng)與家庭風(fēng)險(xiǎn)投資

在控制變量方面，家庭資產(chǎn)、收入更高的家庭由于可支配資金較多，更愿意參與風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)。城鎮(zhèn)家庭更傾向于投資。家庭規(guī)模較大的家庭不傾向于風(fēng)險(xiǎn)投資行為；少兒撫養(yǎng)比較高的家庭參與風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)的可能性較低，但對(duì)于投資比重沒(méi)有顯著影響。從戶(hù)主特征的角度來(lái)看，偏好風(fēng)險(xiǎn)、受教育水平較高、未婚的戶(hù)主傾向于參與風(fēng)險(xiǎn)投資，這部分家庭可能有更多的金融知識(shí)和更高的風(fēng)險(xiǎn)承受能力。

(二)家庭風(fēng)險(xiǎn)投資比重的分位數(shù)回歸

前文已驗(yàn)證金融從業(yè)經(jīng)歷以及主觀和客觀金融素養(yǎng)能夠提高家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的比重，但是其在不同程度的家庭投資中的作用可能是不一樣的，因此本文對(duì)投資比重進(jìn)一步做了分位數(shù)回歸，探究在投資比重的不同分位數(shù)上解釋變量的影響。由于參與了風(fēng)險(xiǎn)投資的家庭比重僅為16%，直接做分位數(shù)回歸并不合適，不具有區(qū)分度，因此本文篩選出參與了投資的樣本，僅對(duì)這一部分的樣本進(jìn)行分位數(shù)回歸，樣本為1017戶(hù)家庭。

分位數(shù)回歸結(jié)果呈現(xiàn)在表4中，金融從業(yè)經(jīng)歷對(duì)風(fēng)險(xiǎn)投資比重的影響只在中等分位數(shù)上顯著，而對(duì)投資較高或較低的家庭并沒(méi)有顯著影響。這表明對(duì)于投資比重中等的家庭來(lái)說(shuō)，金融從業(yè)經(jīng)歷更能夠起到幫助作用。一方面，對(duì)于有一定投資比重的家庭來(lái)說(shuō)，會(huì)需要更多的專(zhuān)業(yè)金融知識(shí)和金融服務(wù)，而金融從業(yè)經(jīng)歷能夠在一定程度上提供這些幫助。另一方面，投資比重很低的經(jīng)濟(jì)行為比較普遍，可能不需要很多專(zhuān)業(yè)知識(shí)或服務(wù)，因此金融從業(yè)經(jīng)歷的影響并不顯著。而投資比重很高的經(jīng)濟(jì)行為可能不會(huì)受制于家庭成員的影響，而是依靠外部專(zhuān)業(yè)機(jī)構(gòu)的投資理財(cái)服務(wù)。

表4 家庭風(fēng)險(xiǎn)投資比重的分位數(shù)回歸

主觀和客觀金融素養(yǎng)對(duì)投資比重的影響在不同分位數(shù)上的差異較大。主觀金融素養(yǎng)的影響始終是顯著的，并且隨著投資比重的增加，主觀金融素養(yǎng)的系數(shù)逐漸增大。這表明家庭進(jìn)行越高比重的投資越會(huì)受到主觀金融素養(yǎng)的影響。而客觀金融素養(yǎng)的影響程度是不穩(wěn)定的，只在低分位數(shù)上顯著。這表明客觀金融素養(yǎng)只在家庭投資比重較低時(shí)才具有顯著的影響?？陀^金融素養(yǎng)體現(xiàn)的是個(gè)人金融專(zhuān)業(yè)知識(shí)和能力，而主觀金融素養(yǎng)更多的是體現(xiàn)了自我主觀認(rèn)知，這其中可能存在的“過(guò)度自信”是致使主觀和客觀金融素養(yǎng)對(duì)于投資程度影響不同的原因。分位數(shù)回歸結(jié)果表明主觀和客觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的影響的確存在異質(zhì)性，假設(shè)2再次得到驗(yàn)證。

(三)金融素養(yǎng)的中介效應(yīng)機(jī)制檢驗(yàn)

基于金融從業(yè)經(jīng)歷將樣本分類(lèi)，我們可以發(fā)現(xiàn)，有金融從業(yè)經(jīng)歷的家庭的主、客觀金融素養(yǎng)的均值分別為4.57和3.31，而沒(méi)有金融從業(yè)經(jīng)歷的家庭的均值分別為3.36和2.52。很顯然，有金融從業(yè)經(jīng)歷成員的家庭有更高的金融素養(yǎng)水平。同時(shí)，在表3的回歸結(jié)果中，當(dāng)加入了主、客觀金融素養(yǎng)后，金融從業(yè)經(jīng)歷的影響系數(shù)有明顯的下降。這些都表明金融素養(yǎng)在金融從業(yè)經(jīng)歷與家庭投資行為之間可能起到了中介作用。我們接著對(duì)金融素養(yǎng)的中介效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證。

由于金融素養(yǎng)分為主觀和客觀兩種，因此本文采用多重中介模型，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。模型1檢驗(yàn)了自變量對(duì)因變量的影響，模型2和模型3分別檢驗(yàn)自變量對(duì)兩個(gè)中介變量的影響，模型4檢驗(yàn)加入中介變量之后自變量對(duì)因變量影響的變化。可以看到，一方面，模型1和模型4的系數(shù)均是高度顯著的，表明金融素養(yǎng)在金融從業(yè)經(jīng)歷影響家庭投資行為的過(guò)程中的總中介效應(yīng)是顯著的，且為部分中介作用。另一方面，模型2中的系數(shù)顯著，表明主觀金融素養(yǎng)具有中介效應(yīng)，而模型3中的系數(shù)不顯著，表明客觀金融素養(yǎng)并沒(méi)有中介作用。

表5 金融素養(yǎng)的中介效應(yīng)機(jī)制檢驗(yàn)

我們進(jìn)一步考察中介效應(yīng)中的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，從而得到中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重。直接效應(yīng)為模型3中自變量系數(shù)0.344，主觀金融素養(yǎng)的間接效應(yīng)為0.537×0.219≈0.118，總效應(yīng)為模型1自變量系數(shù)0.407。因此主觀金融素養(yǎng)的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為0.118/0.407=29%。

由此可見(jiàn)，金融素養(yǎng)作為金融從業(yè)經(jīng)歷影響家庭投資行為的中介變量發(fā)揮作用，但僅以主觀金融素養(yǎng)為渠道，客觀金融素養(yǎng)并沒(méi)有起到中介作用。因此，假設(shè)3得到部分驗(yàn)證。

(四)內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性問(wèn)題

由于金融素養(yǎng)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)投資行為的影響存在遺漏變量和雙向因果的內(nèi)生性問(wèn)題，于是本研究采用工具變量法試圖加以解決。我們借鑒孫光林等的做法[40]，選用所在城市平均客觀金融素養(yǎng)作為客觀金融素養(yǎng)的工具變量。一般來(lái)說(shuō)，家庭的金融素養(yǎng)會(huì)受到地區(qū)金融發(fā)展水平的影響，良好的地區(qū)金融發(fā)展水平會(huì)對(duì)該地區(qū)的家庭產(chǎn)生潛移默化的影響，但是地區(qū)的平均金融素養(yǎng)不會(huì)直接影響個(gè)別家庭的經(jīng)濟(jì)行為。因此，該工具變量的選取是合理的。加入工具變量后的回歸結(jié)果為表6中的模型1和模型2，分別為Probit回歸和Tobit回歸結(jié)果。可以看到，wald內(nèi)生性檢驗(yàn)的P值顯著，拒絕了外生性假定，表明客觀金融素養(yǎng)存在內(nèi)生性問(wèn)題；一階段的F值也表明不存在弱工具變量問(wèn)題。在此基礎(chǔ)上，解釋變量仍然是高度顯著的，結(jié)果仍然支持金融素養(yǎng)促進(jìn)家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的結(jié)論。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)以上結(jié)論的可靠性，本文進(jìn)行兩個(gè)方面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是采用因子分析的方法重新構(gòu)建金融素養(yǎng)變量；二是對(duì)主、客觀金融素養(yǎng)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，以消除量綱的影響，再比較其影響的大小。

首先采用因子分析重新構(gòu)建金融素養(yǎng)變量，回歸結(jié)果見(jiàn)表6的模型3至模型4?？梢园l(fā)現(xiàn)主觀和客觀金融素養(yǎng)及金融從業(yè)經(jīng)歷的影響仍然統(tǒng)計(jì)顯著，且主觀金融素養(yǎng)的系數(shù)仍舊遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于客觀金融素養(yǎng)。然后，對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，再重新構(gòu)建模型，結(jié)果為表6的模型5至模型6。結(jié)果仍然與前面的結(jié)果基本一致。因此，可以認(rèn)為研究結(jié)果是穩(wěn)健的。

表6 內(nèi)生性檢驗(yàn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、結(jié)論與討論

本文基于“中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)”2017年的數(shù)據(jù)，考察了金融從業(yè)經(jīng)歷、金融素養(yǎng)與家庭風(fēng)險(xiǎn)投資之間的關(guān)系，首先，探究了金融從業(yè)經(jīng)歷和主客觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)投資決策及投資比重的影響，利用分位數(shù)回歸具體分析兩個(gè)解釋變量在不同投資比重家庭中的影響情況。然后，檢驗(yàn)金融素養(yǎng)在金融從業(yè)經(jīng)歷與家庭投資之間的中介作用。最后，進(jìn)行了內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

本文研究發(fā)現(xiàn)：(1)金融從業(yè)經(jīng)歷顯著提高了家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的參與概率和深度，擁有從業(yè)經(jīng)歷的家庭更傾向于參與風(fēng)險(xiǎn)投資。(2)金融素養(yǎng)對(duì)家庭的風(fēng)險(xiǎn)投資行為具有顯著的促進(jìn)作用，但主觀金融素養(yǎng)影響更大。同時(shí)，家庭投資比重的分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，主觀金融素養(yǎng)的影響是穩(wěn)定的，且隨著投資比重增大而增大，而客觀金融素養(yǎng)只在低投資比重的家庭中顯著，在高投資比重的家庭中沒(méi)有顯著影響?？梢?jiàn)主觀和客觀金融素養(yǎng)在家庭風(fēng)險(xiǎn)投資中的影響具有異質(zhì)性，主觀金融素養(yǎng)的影響更為重要。⑶金融從業(yè)經(jīng)歷對(duì)家庭的投資行為的影響是通過(guò)主觀金融素養(yǎng)這一中介變量來(lái)實(shí)現(xiàn)的，客觀金融素養(yǎng)的中介效應(yīng)不顯著，再次證明了主觀金融素養(yǎng)在家庭投資行為中具有重要作用。

以往的研究忽略了主觀和客觀金融素養(yǎng)對(duì)于家庭投資影響的異質(zhì)性，對(duì)金融從業(yè)經(jīng)歷如何參與家庭風(fēng)險(xiǎn)投資的作用機(jī)制也缺乏關(guān)注。本研究表明，主觀金融素養(yǎng)在家庭投資行為中具有更加重要的作用。金融從業(yè)經(jīng)歷通過(guò)增強(qiáng)主觀金融素養(yǎng)機(jī)制促進(jìn)了家庭風(fēng)險(xiǎn)投資行為。家庭成員的金融從業(yè)經(jīng)歷影響家庭投資決策的影響方式是復(fù)雜的：可能是通過(guò)提升家庭經(jīng)濟(jì)決策人的金融知識(shí)，促進(jìn)其做出更理智的投資決策，也可能是通過(guò)直接參與家庭投資決策來(lái)影響家庭的資產(chǎn)配置。因此，本研究考慮了兩個(gè)方面，一個(gè)是家庭成員的金融從業(yè)經(jīng)歷直接影響家庭投資，另一個(gè)是通過(guò)提升家庭經(jīng)濟(jì)決策人的金融素養(yǎng)這個(gè)中介變量影響家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置。通過(guò)細(xì)分主觀金融素養(yǎng)和客觀金融素養(yǎng)，本研究還揭示了主客觀金融素養(yǎng)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置影響的異質(zhì)效應(yīng)，主觀金融素養(yǎng)的缺乏是導(dǎo)致中國(guó)家庭金融投資“有限參與”現(xiàn)狀的一個(gè)重要因素。

本文從職業(yè)經(jīng)歷和金融素養(yǎng)的角度豐富了家庭投資行為的研究，對(duì)進(jìn)一步推動(dòng)我國(guó)金融市場(chǎng)的完善具有一定啟發(fā)意義：一方面，投資者應(yīng)該主動(dòng)學(xué)習(xí)金融知識(shí)和金融技能，提高金融素養(yǎng)，理性地參與金融市場(chǎng)投資；另一方面，政府金融監(jiān)管部門(mén)和投資者保護(hù)機(jī)構(gòu)應(yīng)該更多地提供金融投資教育普及服務(wù)，通過(guò)多樣化的金融科普教育，提高民眾對(duì)金融市場(chǎng)和金融產(chǎn)品的認(rèn)知水平，增強(qiáng)民眾的金融素養(yǎng)，尤其是主觀金融素養(yǎng)，這樣有助于提升中國(guó)家庭的金融投資參與水平和質(zhì)量。