陳雨麗 羅荷花

摘 ? 要：基于CHFS2015數(shù)據(jù)實(shí)證分析了金融教育、金融素養(yǎng)對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置的影響。研究發(fā)現(xiàn)，金融教育尤其是職業(yè)教育可以顯著提升居民金融素養(yǎng)，金融素養(yǎng)顯著促進(jìn)家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置，且對股票、金融理財產(chǎn)品、基金、債券的配置、風(fēng)險金融資產(chǎn)配置種類數(shù)和風(fēng)險金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重均有顯著正向影響。依據(jù)風(fēng)險態(tài)度、學(xué)歷、家庭總資產(chǎn)、城鄉(xiāng)、東中西部劃分子樣本，發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置各變量的影響存在異質(zhì)性。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，金融教育對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置及其占金融資產(chǎn)比重也具有顯著的正向影響，且金融教育的影響作用是通過提升金融素養(yǎng)渠道實(shí)現(xiàn)的。

關(guān)鍵詞：金融素養(yǎng);家庭風(fēng)險金融資產(chǎn);金融教育;迭代主因子法;工具變量法

中圖分類號：F830 ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A ?文章編號：1674-2265（2020）06-0057-08

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2020.06.009

一、引言

《中國家庭財富調(diào)查報告2019》顯示，2018年家庭人均財產(chǎn)為208883元，較上年增長7.49%，但房產(chǎn)占總資產(chǎn)比重超7成，家庭金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)持續(xù)單一，現(xiàn)金和銀行存款占比近9成。缺乏風(fēng)險金融資產(chǎn)可能會導(dǎo)致家庭喪失通過風(fēng)險金融市場來均衡資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、實(shí)現(xiàn)資產(chǎn)保值增值的機(jī)會，長期內(nèi)將造成金融福祉的損失（羅娟等，2018）[1]。而且房產(chǎn)和預(yù)防性儲蓄以壓倒性態(tài)勢占據(jù)家庭資產(chǎn)的“半壁江山”，家庭資產(chǎn)固化沉淀使得居民消費(fèi)需求增長疲軟，經(jīng)濟(jì)缺乏持續(xù)穩(wěn)定的增長點(diǎn)。讓家庭資產(chǎn)“活”起來，需要調(diào)整家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，鼓勵家庭適當(dāng)配置風(fēng)險金融資產(chǎn)。

宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行良好時，為何家庭配置風(fēng)險金融資產(chǎn)的積極性不高？以股票為例，根據(jù)西南財經(jīng)大學(xué)2015年開展的第三輪中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，對于未持有股票的原因，有48.37%的受訪者選擇了“沒有炒股相關(guān)知識”或“不知道如何購買”的選項(xiàng)?？梢?，居民相關(guān)金融知識不足、金融素養(yǎng)水平低下可能阻礙家庭持有股票。Lusardi等（2014）[2]認(rèn)為缺乏金融素養(yǎng)的投資者會制定非理性的金融決策，如借貸利率更高、金融市場參與率低、資產(chǎn)回報率低等。同樣，居民缺乏金融素養(yǎng)也可能導(dǎo)致家庭非理性地遠(yuǎn)離風(fēng)險金融市場。隨著金融市場快速發(fā)展和金融創(chuàng)新層出不窮，如何提升居民金融素養(yǎng)已成為各國金融管理當(dāng)局關(guān)注的焦點(diǎn)。因此，研究金融教育、金融素養(yǎng)與家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置對提升我國居民金融素養(yǎng)、引導(dǎo)家庭合理配置風(fēng)險金融資產(chǎn)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）關(guān)于金融素養(yǎng)的研究

關(guān)于金融素養(yǎng)的研究涵蓋其定義、測度方法、對經(jīng)濟(jì)行為的影響等。廣泛使用的金融素養(yǎng)的定義是個人為提升其金融福祉而有效管理金融資源的知識和能力①。更為具體的是，金融素養(yǎng)指個人獲取經(jīng)濟(jì)金融信息，并據(jù)此進(jìn)行財務(wù)規(guī)劃、按期歸還債務(wù)、提前規(guī)劃退休儲蓄和積累財富的能力（Lusardi等，2014）[2]。秦海林等（2018）[3]認(rèn)為金融素養(yǎng)包含著個體從過去教育經(jīng)歷、理論學(xué)習(xí)和人生經(jīng)驗(yàn)中所獲得的能力，積淀著從投資經(jīng)歷中體會到的投資哲學(xué)和人生感悟。

金融素養(yǎng)的測度方法被不斷改進(jìn)。由于金融素養(yǎng)的抽象性和復(fù)雜性，最初學(xué)者們使用易于度量的受教育程度、金融投資的風(fēng)險分散化程度等替代變量間接測度金融素養(yǎng)（Christiansen等，2008;Goetzmann等，2008）[4，5]。后來學(xué)者們發(fā)展了金融素養(yǎng)的直接測度方法，彭倩等（2019）[6]使用若干道基礎(chǔ)金融問題和專業(yè)金融問題，通過因子分析法測度居民客觀金融素養(yǎng)。孟德鋒等（2019）[7]使用受訪者對若干道投資、融資類問題了解程度的主觀評價，通過迭代主因子法測度主觀金融素養(yǎng)。也有學(xué)者將客觀金融知識問題和主觀金融知識評價結(jié)合起來，將得分直接加總測度綜合金融素養(yǎng)（羅娟等，2018）[1]。

現(xiàn)有研究均證實(shí)金融素養(yǎng)與多種經(jīng)濟(jì)行為有緊密聯(lián)系。對于理財規(guī)劃，胡振等（2017） [8]發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)與家庭理財規(guī)劃概率和時間跨度顯著正相關(guān)。對于家庭借貸，金融素養(yǎng)低使其借貸成本顯著提高（Chatterjee，2013）[9]，容易發(fā)生過度負(fù)債，造成財務(wù)狀況的惡化（Sevim，2012）[10]。Fedorova等（2015）[11]研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)高可以提升俄羅斯家庭金融市場活躍度，銀行貸款逾期可能性會大大減小。對于信用消費(fèi)，孟德鋒等（2019）[7]發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)顯著促進(jìn)信用消費(fèi)需求，可刺激短期消費(fèi)和長期消費(fèi)。

（二）關(guān)于金融教育、金融素養(yǎng)與家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置的研究

由于金融決策行為復(fù)雜性，通過金融教育能否有效提升金融素養(yǎng)具有較大不確定性（Lusardi等，2014）[2]。有學(xué)者認(rèn)為金融教育并未有效提升學(xué)生金融素養(yǎng)和優(yōu)化財務(wù)決策（Mandell，2013）[12]，甚至?xí)黾淤J款拖欠概率（Schmid等， 2013）[13]。過時的金融教育易使消費(fèi)者陷入過度自信，導(dǎo)致錯誤投資決策（Willis，2011）[14]。但也有學(xué)者認(rèn)為學(xué)校金融教育顯著提升學(xué)生金融素養(yǎng)（Batty等，2015）[15]，工作場所有針對性的職業(yè)性金融教育可提升職員的金融素養(yǎng)，增強(qiáng)投資決策的理性程度（Hira等，2005）[16]。

有學(xué)者直接研究金融教育與家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置，金融教育投入對家庭風(fēng)險資產(chǎn)持有比重的影響呈現(xiàn)駝峰狀，先上升后下降（胡振等，2016） [17]。賈憲軍等（2019） [18]發(fā)現(xiàn)金融教育投入正向影響家庭股票投資，對股票占金融資產(chǎn)比重的影響呈現(xiàn)倒U形。Lusardi等（2011） [19]通過引入金融教育，發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)最低的群體顯著改變了資產(chǎn)配置行為，其福利水平大幅提升。

關(guān)于金融素養(yǎng)與家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置的研究更加深入，如Rooij等（2011）[20]利用荷蘭家庭數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)提高股市參與可能性，促使家庭在股權(quán)溢價中受益。但當(dāng)投資者的客觀金融素養(yǎng)低于主觀金融素養(yǎng)時，被稱為過度自信或自信偏差。胡振等（2016）[17]基于2012年中國城市居民消費(fèi)金融數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)過度自信通過增強(qiáng)風(fēng)險偏好，提高了家庭股市參與。金融素養(yǎng)也促進(jìn)基金、債券等風(fēng)險金融資產(chǎn)的配置（董甜甜，2019）[21]。此外，Mouna（2015）[22]發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)對資產(chǎn)組合多樣性和分散化均有顯著正向影響。吳衛(wèi)星等（2018）[23]研究金融素養(yǎng)與家庭資產(chǎn)組合的夏普比率發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)與資產(chǎn)組合有效性存在顯著正相關(guān)。

目前，相關(guān)文獻(xiàn)大多分別研究金融教育與金融素養(yǎng)對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置的影響，綜合研究金融教育、金融素養(yǎng)與家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置，并探究金融教育與金融素養(yǎng)內(nèi)在聯(lián)系和作用渠道的文獻(xiàn)還不多，且通常以股票代表風(fēng)險金融資產(chǎn)，較少涉及其他種類的風(fēng)險金融產(chǎn)品。本文在已有研究基礎(chǔ)上，做了如下補(bǔ)充：一是細(xì)分了股票、金融理財產(chǎn)品、基金、債券等具體風(fēng)險金融資產(chǎn)品種，研究金融素養(yǎng)對各風(fēng)險金融資產(chǎn)配置的影響和差異性。二是設(shè)置了風(fēng)險金融資產(chǎn)種類數(shù)和占金融資產(chǎn)的比重來表示家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置的廣度和深度，較全面地反映了金融素養(yǎng)的作用。三是根據(jù)風(fēng)險態(tài)度、學(xué)歷等關(guān)鍵控制變量劃分不同子樣本，分析了金融素養(yǎng)對風(fēng)險金融資產(chǎn)配置的異質(zhì)性影響，深入地了解不同群體間的差異。四是探究了金融教育是否以金融素養(yǎng)為作用渠道，進(jìn)而影響家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來自西南財經(jīng)大學(xué)2015年開展的第三輪中國家庭金融調(diào)查（CHFS2015），選取的受訪者為家庭經(jīng)濟(jì)決策者，對家庭經(jīng)濟(jì)狀況最為了解。調(diào)查內(nèi)容涵蓋家庭人口統(tǒng)計學(xué)特征、資產(chǎn)與負(fù)債、保險與保障、支出與收入等，調(diào)查范圍覆蓋全國各地的37289戶家庭。本文數(shù)據(jù)清理過程中，剔除了各變量缺失值、異常值，限制受訪者年齡在18歲至90歲，家庭年收入和總資產(chǎn)為正數(shù)，最終獲得19030個有效家庭樣本。

（二）變量設(shè)定與描述性統(tǒng)計

1.風(fēng)險金融資產(chǎn)配置。CHFS2015調(diào)查中的風(fēng)險金融資產(chǎn)包括：股票、基金、金融理財產(chǎn)品、債券、衍生品、貴金屬、非人民幣資產(chǎn)。根據(jù)CHFS2015數(shù)據(jù)的全樣本統(tǒng)計，最受歡迎的前四種風(fēng)險金融資產(chǎn)為股票、金融理財產(chǎn)品、基金、債券。持有這些資產(chǎn)的家庭比重分別為11%、8%、3%、0.6%，持有其他風(fēng)險金融資產(chǎn)種類的家庭占比很小，基本可以忽略不計。因此，本文設(shè)定家庭只要持有股票、金融理財產(chǎn)品、基金、債券中的一種即為配置了風(fēng)險金融資產(chǎn)，未考慮其他品種。此外，為細(xì)化金融素養(yǎng)對不同種類風(fēng)險金融資產(chǎn)配置的影響，分別設(shè)定家庭是否配置股票、金融理財產(chǎn)品、基金、債券四個被解釋變量。為進(jìn)一步體現(xiàn)金融素養(yǎng)對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置的廣度和深度的影響，還增加了家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的種類數(shù)和風(fēng)險金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重兩個變量②。因此，風(fēng)險金融資產(chǎn)配置相關(guān)變量可劃分為四個方面：（1）是否配置風(fēng)險金融資產(chǎn)riskasset;（2）是否配置股票stock、金融理財產(chǎn)品fp、基金fund、債券bond;（3）風(fēng)險金融資產(chǎn)配置種類數(shù)diversity;（4）風(fēng)險金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重percent。

2. 金融素養(yǎng)。借鑒Lusardi等（2010）[24]用利率、通貨膨脹、風(fēng)險分散三類知識作為金融素養(yǎng)測度框架的方法，本文選取了CHFS2015中的利率計算、通貨膨脹認(rèn)識、投資風(fēng)險判斷的三個客觀問題③。采用迭代主因子法構(gòu)建客觀金融素養(yǎng)指標(biāo)。下文實(shí)證研究使用迭代主因子分析的金融素養(yǎng)，穩(wěn)健性檢驗(yàn)使用得分直接加總的金融素養(yǎng)。因子分析結(jié)果見表1，根據(jù)Kaiser提出的KMO大于0.6適合因子分析，此樣本總體KMO值為0.65，且通過了Bartlett球形度檢驗(yàn)（P值=0.000），因此，樣本數(shù)據(jù)適合因子分析。提取特征值大于1的因子1，其方差貢獻(xiàn)率達(dá)到97.7%，說明對變量組合方差的解釋力度較強(qiáng)，用因子1載荷構(gòu)造金融素養(yǎng)因子分析得分。

3. 金融教育。若受訪者接受過經(jīng)濟(jì)金融類課程或是職業(yè)金融教育，則金融教育finedu=1。另外，設(shè)置課程教育fincourse和職業(yè)教育vocational研究不同方式的金融教育對于金融素養(yǎng)的影響。

4. 控制變量?？刂谱兞糠譃槭茉L者個人特征、家庭特征和地區(qū)特征。具體包括：受訪者的性別、年齡、學(xué)歷、政治面貌、婚姻、健康、風(fēng)險態(tài)度、對金融經(jīng)濟(jì)關(guān)注度;家庭總資產(chǎn)對數(shù)值、家庭年收入對數(shù)值、房產(chǎn)數(shù)量、家庭人口數(shù);城鄉(xiāng)、東部、中部。下文分析金融素養(yǎng)對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置的異質(zhì)性影響時，關(guān)注變量有學(xué)歷、風(fēng)險態(tài)度、家庭總資產(chǎn)等。CHFS2015中關(guān)于受訪者風(fēng)險態(tài)度的問題為“如果您有一筆資金用于投資，您最愿意選擇哪種投資項(xiàng)目？”根據(jù)問題選項(xiàng)④，我們按照風(fēng)險偏好程度從低到高，將受訪者風(fēng)險態(tài)度劃分為5個等級。

5. 變量描述性統(tǒng)計。表2顯示，有24.3%的家庭配置了風(fēng)險金融資產(chǎn)，持有股票、金融理財產(chǎn)品、基金、債券的家庭分別占比17.2%、6.1%、7.8%、0.8%，家庭平均持有0.3種風(fēng)險金融資產(chǎn)，風(fēng)險金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重均值為11%。金融素養(yǎng)因子分析得分和直接加總得分均不高，僅有8.4%的受訪者接受過金融教育。受訪者男女比例大致相當(dāng)，年齡分布以中年人為主，平均學(xué)歷水平為高中，中共黨員占19.8%，婚姻狀況較穩(wěn)定的占85.3%，健康狀況普遍一般。風(fēng)險態(tài)度均值為2.151，大多數(shù)為較厭惡風(fēng)險群體，整體對金融經(jīng)濟(jì)信息不太關(guān)注。從家庭總資產(chǎn)和年收入對數(shù)值來看，家庭財富水平差異較大，戶均約一套房產(chǎn)，大部分為三口之家。城鎮(zhèn)家庭和東部地區(qū)家庭占比較大，分別為81.4%、54.5%。

（三）金融教育對金融素養(yǎng)、金融素養(yǎng)對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置的統(tǒng)計分析

金融教育分組下的金融素養(yǎng)統(tǒng)計結(jié)果顯示⑤，總體金融素養(yǎng)因子分析得分和直接加總得分為0.342、4.683，未接受金融教育組為0.309、4.607，表明未接受過金融教育組和總體的金融素養(yǎng)都較低。而接受過金融教育組的金融素養(yǎng)因子分析得分相較于總體和未接受金融教育組提升幅度超過一倍，因此，金融教育可能是提升金融素養(yǎng)的有效途徑。

將金融素養(yǎng)從低到高劃分為四個等級，不同等級分組下的家庭金融資產(chǎn)配置的統(tǒng)計結(jié)果顯示⑤，隨著金融素養(yǎng)的提高，配置風(fēng)險金融資產(chǎn)的家庭比重從10.8%升至37%，股票從7.3%升至28.3%，金融理財產(chǎn)品從2.4%升至9.3%，基金從2.8%升至12%，債券從0.4%升至1.2%。風(fēng)險金融資產(chǎn)種類數(shù)從0.129逐漸增加到0.507，風(fēng)險金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重從5%增加至17.6%。可見金融素養(yǎng)的提升可能促使家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)，嘗試更多金融投資品種，加大分布于風(fēng)險金融資產(chǎn)的資金比重。

四、實(shí)證分析

（一）模型設(shè)定

先探究金融教育是否可以提升金融素養(yǎng)，OLS模型設(shè)定如下：

[finliteracyi=α0+α1Ei+αXi+μi] （1）

式（1）中，[finliteracyi]為受訪者金融素養(yǎng)，[Ei]分別獨(dú)立表示是否接受金融教育、是否接受金融課程教育、是否接受金融職業(yè)教育，[Xi]為控制變量，包括受訪者個人特征、家庭特征和地區(qū)特征，[μi]為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

然后研究金融素養(yǎng)對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置各變量的影響，是否配置風(fēng)險金融資產(chǎn)、股票、金融理財產(chǎn)品、基金、債券為二值離散變量，采用Probit模型。Probit模型設(shè)定如下：

[Prob（Fi=1|finliteracyi，Ki）=Φ（β0+β1finliteracyi+βKi+εi）]

（2）

式（2）中，[Fi=1]分別獨(dú)立表示配置了風(fēng)險金融資產(chǎn)[riskasseti]、股票[stocki]、金融理財產(chǎn)品[fpi]、基金[fundi]、債券[bondi]，Φ為正態(tài)分布的概率密度，[Ki]為控制變量，[εi]為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

配置風(fēng)險金融資產(chǎn)種類數(shù)為有序離散變量，采用Oprobit模型。Oprobit模型設(shè)定如下：

[D*i=γ1finliteracyi+γKi+δi] ? ? ?（3）

[Prob（diverisyi=0|finliteracyi，Ki）=Ψ（τ1-γ1finliteracyi-γKi）Prob（diverisyi=1|finliteracyi，Ki）=Ψ（τ2-γ1finliteracyi-γKi）-Ψ（τ1-γ1finliteracyi-γKi） ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （4）…Prob（diverisyi=J|finliteracyi，Ki）=1-Ψ（τJ-1-γ1finliteracyi-γKi）]

式（3）、（4）中，[D*i]為潛變量，[diverisyi]為風(fēng)險金融資產(chǎn)配置種類數(shù)，Ψ為[δi]的累積分布函數(shù)，[δi]為隨機(jī)誤差項(xiàng)，服從正態(tài)分布，τ為未知分割點(diǎn)。

由于不少家庭并未配置風(fēng)險金融資產(chǎn)，風(fēng)險金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重存在大量為0的樣本，數(shù)據(jù)具有截斷特點(diǎn)，采用Tobit模型。Tobit模型設(shè)定如下：

[Percent*i=θ0+θ1finliteracyi+θKi+σi，Percenti=max（0，Percenti*i）] （5）

式（5）中，[Percent*i]為潛變量，[Percenti]為家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重，[σi]為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（二）金融教育對金融素養(yǎng)的影響

表3為金融教育對金融素養(yǎng)的OLS回歸結(jié)果。列（1）顯示，金融教育在1%水平下顯著正向影響金融素養(yǎng)，即接受了金融教育群體相較于未接受金融教育群體，其金融素養(yǎng)因子分析得分平均提高了0.045。列（2）和（3）顯示，課程教育和職業(yè)教育均在1%水平下顯著正向影響金融素養(yǎng)，兩者的回歸系數(shù)分別為0.061、0.096，說明注重應(yīng)用實(shí)踐的職業(yè)教育的提升效果更明顯。

（三）金融素養(yǎng)對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置的影響

表4報告了金融素養(yǎng)對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置各變量的回歸結(jié)果。列（1）至（5）為Probit模型回歸結(jié)果，金融素養(yǎng)在1%水平上顯著正向影響家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)。將風(fēng)險金融資產(chǎn)細(xì)分后，金融素養(yǎng)仍在1%水平上顯著正向影響股票、金融理財產(chǎn)品、基金、債券的配置。從邊際效應(yīng)來看，以股票為例，其邊際效應(yīng)為0.0306，即金融素養(yǎng)每增加1單位，家庭持有股票的概率就上升3.06%，金融素養(yǎng)對股票的邊際影響要大于其他風(fēng)險金融產(chǎn)品。列（6）、（7）為Oprobit、Tobit模型回歸結(jié)果，金融素養(yǎng)在1%水平上顯著正向影響風(fēng)險金融資產(chǎn)配置種類數(shù)和占金融資產(chǎn)比重，即隨著金融素養(yǎng)的提升，家庭會趨向于多樣化的風(fēng)險金融資產(chǎn)組合，分散化投資，且逐漸加大風(fēng)險金融資產(chǎn)投資比重。

從控制變量來看，年齡、學(xué)歷、家庭總資產(chǎn)對數(shù)顯著正向影響所有被解釋變量。風(fēng)險態(tài)度、家庭年收入對數(shù)顯著正向影響除債券外的其余變量，性別為男性、房產(chǎn)數(shù)、人口數(shù)、農(nóng)村顯著負(fù)向影響除債券外的所有被解釋變量?；橐鰻顩r顯著正向影響除金融理財外的其余變量，健康狀況、東部地區(qū)顯著正向影響除金融理財、基金外的其余變量。

（四）金融素養(yǎng)對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置影響的異質(zhì)性分析

探究金融素養(yǎng)對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置的異質(zhì)性影響，結(jié)果如表5。在所有相關(guān)變量分類的子樣本中，金融素養(yǎng)對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置及其廣度、深度的顯著正向影響大體上并未改變，而影響程度差異通過比較邊際效應(yīng)來探究，由于列（6）報告非邊際效應(yīng)，下列比較過程不涵蓋列（6）。

按風(fēng)險態(tài)度劃分為風(fēng)險厭惡、風(fēng)險中性、風(fēng)險偏好三個子樣本⑥，發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)對于風(fēng)險金融資產(chǎn)配置各變量的邊際效應(yīng)隨著風(fēng)險偏好程度的上升而增強(qiáng)，意味著對于風(fēng)險偏好群體，其金融素養(yǎng)的提升對風(fēng)險金融資產(chǎn)配置的促進(jìn)作用更強(qiáng)。這種非對稱性影響在股票配置方面表現(xiàn)得尤為明顯，可能是因?yàn)楣善笔找婷媾R的市場風(fēng)險較大，對于風(fēng)險厭惡和偏好群體來說更為敏感。

按學(xué)歷劃分為非高等教育和高等教育，發(fā)現(xiàn)高等教育群體金融素養(yǎng)的各邊際效應(yīng)均大于非高等教育群體，即決策者金融素養(yǎng)對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置各變量的促進(jìn)作用隨著受教育程度提高而增強(qiáng)。

按家庭總資產(chǎn)劃分為低、中、高三個子樣本，仍然發(fā)現(xiàn)隨著家庭總資產(chǎn)的增加，金融素養(yǎng)對各變量的邊際效應(yīng)逐漸增大，即金融素養(yǎng)對風(fēng)險金融資產(chǎn)配置各變量的促進(jìn)作用隨家庭總資產(chǎn)提高而增強(qiáng)。

按城鄉(xiāng)和地域劃分為農(nóng)村、城鎮(zhèn)家庭，東、中、西部家庭。發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)家庭金融素養(yǎng)對所有變量的邊際效應(yīng)都要大于農(nóng)村家庭， 且列（1）—列（5）的城鄉(xiāng)差異較大。東部地區(qū)金融素養(yǎng)的各邊際效應(yīng)都要大于中、西部，但中、西部家庭的組間差異不太明顯。

（五）金融教育對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置的影響及作用渠道研究

金融教育可以提升決策者的金融素養(yǎng)，優(yōu)化家庭經(jīng)濟(jì)決策，那么金融教育影響家庭經(jīng)濟(jì)決策的作用渠道是否和金融素養(yǎng)有關(guān)？本文以家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置為例，參照朱衛(wèi)國等（2020）[25]關(guān)于商業(yè)保險購買的情景互動作用渠道驗(yàn)證方法來研究這一問題，結(jié)果見表6。列（1）和列（3）是以金融教育為核心解釋變量對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置及其比重的回歸結(jié)果，金融教育在1%水平上對兩者都有顯著正向影響。列（2）和列（4）的回歸加入了金融素養(yǎng)變量，發(fā)現(xiàn)金融教育的邊際效應(yīng)與（1）、（3）列相比都明顯下降，且金融教育、金融素養(yǎng)都呈現(xiàn)顯著正向影響，說明金融素養(yǎng)是金融教育影響家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置和比重的中介變量。

（六）內(nèi)生性檢驗(yàn)與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 內(nèi)生性檢驗(yàn)。由于金融素養(yǎng)與家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置之間可能存在雙向因果關(guān)系，導(dǎo)致內(nèi)生性問題。本文選取家庭所在城市所有受訪戶的平均金融素養(yǎng)作為金融素養(yǎng)的工具變量。工具變量回歸結(jié)果見表7，根據(jù)Wald檢驗(yàn)的P值，只有列（3）和列（4）在10%水平上不拒絕外生性的原假設(shè)，無內(nèi)生性，而其余列都在1%水平上拒絕外生性假設(shè)，說明的確存在內(nèi)生性問題。一階段F值都大于10%水平下的臨界值，說明無弱工具變量問題，所選取的工具變量是合適的。所有列的回歸結(jié)果仍表明金融素養(yǎng)對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置及其相關(guān)變量在1%水平上有顯著正向影響。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。我們將金融素養(yǎng)因子分析得分替換為直接加總得分，還將Probit、Oprobit回歸替換為Logit、Ologit回歸。發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)仍然在1%水平上顯著正向影響家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置及其相關(guān)變量，金融教育的回歸結(jié)果也與前文大致相同，因此，前文實(shí)證結(jié)果具有穩(wěn)健性⑦。

六、結(jié)論與建議

本文基于CHFS2015數(shù)據(jù)，用迭代主因子法構(gòu)建金融素養(yǎng)指標(biāo)，實(shí)證研究了金融教育、金融素養(yǎng)對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置的影響，得出如下結(jié)論：金融教育有效提升居民金融素養(yǎng)，偏重應(yīng)用實(shí)踐的職業(yè)教育比課程教育作用更顯著。金融素養(yǎng)可以促進(jìn)家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置，且對股票、金融理財產(chǎn)品、基金、債券配置、風(fēng)險金融資產(chǎn)配置種類數(shù)和占金融資產(chǎn)比重均有顯著正向影響。金融素養(yǎng)對風(fēng)險金融資產(chǎn)配置各變量的影響在以風(fēng)險態(tài)度、學(xué)歷、家庭總資產(chǎn)、城鄉(xiāng)、東中西劃分的子樣本中存在明顯的異質(zhì)性，還發(fā)現(xiàn)金融教育通過提升金融素養(yǎng)的作用渠道來促進(jìn)家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置。

為有效提升居民金融素養(yǎng)，合理優(yōu)化家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置，本文提出如下政策建議：（1）廣泛開展金融教育，提高居民金融素養(yǎng)。需要加大公共宣傳和教育投入，如將金融教育培訓(xùn)落實(shí)到用人單位、社區(qū)、學(xué)校等具體場所，大力投放免費(fèi)的網(wǎng)絡(luò)課程供公眾學(xué)習(xí)。（2）根據(jù)風(fēng)險承受能力，引導(dǎo)家庭合理投資。金融機(jī)構(gòu)在向投資者進(jìn)行產(chǎn)品銷售和投資咨詢時，應(yīng)向投資者明確產(chǎn)品風(fēng)險，提高對投資風(fēng)險的認(rèn)識，鼓勵家庭分散化投資和制定長期可行的理財規(guī)劃。（3）重視城鄉(xiāng)區(qū)域差異，增強(qiáng)金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。金融監(jiān)管部門應(yīng)鼓勵在金融發(fā)展滯后地區(qū)增設(shè)金融機(jī)構(gòu)和金融基礎(chǔ)設(shè)施，擴(kuò)大金融服務(wù)供給，提高金融可得性。

注：

①由Presidents Advisory Committee on Financial Literacy（PACFL）于2008年提出。

②金融資產(chǎn)包括：風(fēng)險金融資產(chǎn)、定期存款、活期存款、現(xiàn)金、其他金融資產(chǎn)。

③利率計算問題：假設(shè)銀行的年利率是 4%，如果把 100 元錢存 1 年定期，1 年后獲得的本金和利息為？（1）小于 104 元。（2）等于 104 元。（3）大于 104 元。（4）算不出來。通貨膨脹問題： 假設(shè)銀行的年利率是 5%，通貨膨脹率每年是 3%，把 100 元錢存銀行一年之后能夠買到的東西將？（1）比一年前多。（2）跟一年前一樣多 。（3）比一年前少。（4）算不出來。風(fēng)險判斷問題：您認(rèn)為一般而言，股票和基金哪個風(fēng)險更大？（1）股票。（2）基金。（3）沒有聽過股票。（4）沒有聽說過基金。（5）兩者都沒有聽說過。

④問題選項(xiàng)：（1）高風(fēng)險、高回報的項(xiàng)目。（2）略高風(fēng)險、略高回報的項(xiàng)目。（3）平均風(fēng)險、平均回報的項(xiàng)目。（4）略低風(fēng)險、略低回報的項(xiàng)目。（5）不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險。（6）不知道。

⑤篇幅有限，未列出統(tǒng)計結(jié)果，可向作者索取。

⑥風(fēng)險厭惡：riskattitude=1或2;風(fēng)險中性：riskattitude=3;風(fēng)險偏好：riskattitude=4或5。

⑦篇幅限制，未列出穩(wěn)健性結(jié)果，可向作者索取。

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Financial Education， Financial Literacy and the Allocation of Family Risk Financial Assets

Chen Yuli/Luo Hehua

（School of Economics，Hunan Agricultural University，Changsha ? 410128，Hunan，China）

Abstract：Based on CHFS2015 data，the impact of financial education and financial literacy on the allocation of family risk financial assets is analyzed in this paper. It is found that financial education，especially vocational education，can significantly improve the financial literacy of the residents. Financial literacy can remarkably promote the allocation of family risk financial assets and have an outstanding positive impact on stocks，financial products，funds，bonds，types of risk financial assets allocation and the proportion of risk financial assets to financial assets. According to the sub-samples of risk attitude，education background，total family assets，urban and rural areas and the east and west，it is found that there is a heterogeneity in the influence of financial literacy on the variables of family risk financial assets allocation. Further research shows that financial education has a significant positive impact on the allocation of family risk financial assets and their proportion of financial assets. And the influence of financial education is realized by improving the financial literacy channel.

Key Words：financial literacy，family risk financial assets，financial education，iterative master factor method，tool variable method