证券金融论文：金融素养过度自信对家庭股票市场参与的影响

  (一)模型构建

本研究的被解释变量为家庭股票市场参与行为，用两个指标来表示:一是使用虚拟变量表示，即参与股票市场用1表示，否则用。表示;二是使用股票占家庭金融资产的比例表示。

分析家庭是否持有股票时，被解释变量为虚拟变量，而离散选择模型是处理此类问题的专用模型。本研究采用离散选择模型中的Probit模型来分析金融素养过度自信对家庭股票市场参与的影响。回归方程的形式设定为:

  A=a +/3}.flov; +/3}X;+二，(1)

(1，if A'>0A={

(0，ifA0 }0

其中，A'是潜变量(Latent Variable) ;A是。-1型虚拟变量，当家庭参与股票市场时，用A. = 1来表示，反之，当家庭未参与股票市场时，用A=0来表示沪、表示金融素养过度自信;X表示控制变量，即样本家庭社会经济特征类变量，比如收人、净资产、年龄、性别、教育水平、住房、风险偏好等;二表示随机误差项。回归系数体现的是潜变量变化的结果，实际意义不易理解和解释，因此在Probit模型回归结果中，本文给出便于直观理解的边际效应，解释起来也更方便，即自变量对股票市场参与率的边际影响。

在研究金融素养过度自信对股票在金融资产占比的影响时，倘若使用普通最小二乘估计，求出的是条件均值，没考虑到在被解释变量的不同取值上，解释变量对被解释变量的影响可能已经发生结构上的改变这一情况。分位数回归(QuantileRegression)是一种强调估计一组回归的自变量与因变量的分位数之间线性关系的建模方法，强调条件分位数的变化，可以更细致的刻画解释变量对被解释变量的影响。分位数回归的思想最早由I}oenker & Bassett (1978 )提出，当数据出现尖峰或厚尾分布、存在显著异方差等情况时，最小二乘法估计将不再具有优良吐质，且稳健性变差，而分位数回归此时表现出稳健性上的优势。本研究采用的分位数回归方程形式为:

  Q(T}二)=uo+a刃、+azX+Q(T)  (2)

其中p、表示金融素养过度自信;X表示控制变量，具体含义与Probit模型中的(1}式相同。可采取线性规划法(Linear Programming，简称LP)估计其最小加权绝对偏差，从而得到解释变量的回归系数，即:

其中，检验函数(Check Function ) p7 ( u=[T一1(u}0)〕u}

(二)数据说明

本研究的数据来自于中国城市居民消费金融调查，由清华大学中国金融研究中心(China Cen-ter for Financial Research, CCFR)开展和实施，该调查属于著名的SCF ( Survey of  Consumer Fi-nance)系列，该系列自美国开始，后被多个国家采用。中国城市居民消费金融调查口的是获得中国家庭的资产、负债、收人、消费、投资等代表性数据。本研究使用的是2012年的调研数据，该数据提供了丰富的个人和家庭信息，样本覆盖中国东部、中部和西部，城市的选择充分考虑了城市发展水平差异，根据城市的规模、经济发展水平、储蓄水平、消费水平、消费条件等，选择了经济发达、较发达和发展水平一般三个类别总计24个城市，样本具有较好的代表性。调研内容涉及家庭基本信息、家庭金融教育、家庭经济状况、家庭金融行为、金融消费者保护、金融知识、消费习惯和生活态度，共计7个部分。样本数据包括3 122个家庭，共9 690人，其中东部地区1 180户，中部地区992户，西部地区950户。本研究所有的数据处理工作主要使用Statal 1. 0来完成。

(三)变量设定

根据中国城镇居民家庭消费金融调查收集的数据，同时结合尹志超等(2014)的研究，本研究界定的金融资产(finance)包括现金(cash、股票(}stock}、基金(fwnd)、借给亲友的款项(Loan存款(sarrr}ng}、债券(bond)、储蓄性保险(an.sur-an ce，风险资产(确。)包括股票、基金和债券。

参考Xia et al. (2014)的研究中有关金融素养及过度自信的处理方法，本研究首先将金融素养分成主观金融素养(.sfl)与客观金融素养(ofl。客观金融素养是通过询问有关股票、基金、债券:"您或您的家庭对下列金融产品投资方式了解吗?"。具体每一个金融产品答案赋值为1一5,1表示不了解，5表示非常了解，主观金融素养更强调受访者的金融知识与技能的主观方面。然后根据回答得分将这三个问题的分值累加，就是主观金融素养得分。因为每一个问题的取值介于1-5，因此主观金融素养得分的理论取值范围是3一25。客观金融素养参考国内外有关金融素养的调查问卷，选取6个具有代表性的金融知识问题来测度客观金融素养。每个问题回答正确记1分，否则是0分，然后求和，得出客观金融素养得分。因为这6个问题每一题的得分均是0或1，因此客观金融素养的得分理论上应该介于。客观金融素养比主观金融素养更客观，受受访者主观影响较小。经过计算，主观金融素养和客观金融素养的平均值分别为9. 467和3. 212，据此将样本分成四类，即主客观金融素养均高于相应均值的定义为I象限类，主客观金融素养均低于相应均值的定义为IQ象限类，主观金融素养高于均值而客观金融素养低于相应均值的定义为II象限类，剩下的是客观金融素养高于均值而主观金融素养低于均值的IV象限类。

本文通过主观和客观两个方面来刻画消费者的金融素养水平，正常情况下，如果消费者最对自己的主观金融素养评价高，而客观金融素养测度出来是低的，那么这就说明高估了自身的金融素养，这种情况下称其为金融素养过度自信(flov} o这一做法参考了Xia et al. (2014)的处理方法，将11象限类的样本，即客观金融素养低于其均值而主观金融素养高于其均值的定义为金融素养过度自信(floe。类似的，将W象限类客观金融素养高而主观金融素养低的样本定义为金融素养自信不足(flovn。金融素养分类与股票市场参与率见图2，可以看出金融素养过度自信者的股票市场参与率为55. 36%，远高于W象限类及主观和客观金融素养水平都低的111象限类。

表1中教育变量分为四类，即初中及以下、高中/中专/技校、大学本科/大专及硕士以上，分别标记为。dul,edu2,edu3和。duo，回归中将大学本科。du3设置为对照组，对应的将金融素养过度自信与教育的交互项分别标记为刀ov x edul尹ov xedu2 flov x edu4。风险态度变量作类似处理，风险中性记作:ask2，将风险偏好、风险厌恶分别记作:ask 1和:ask3，回归分析中将风险中性:ask2作为对照组，相应风险态度和金融素养过度自信的交互项分别记作刀ov x raskl苏ov x rask3。考虑到年龄与消费者股票市场参与之间可能存在非线性关系，解释变量中加人年龄变量(age)的平方项，用agezage表示。与风险态度和的处理方法相似，收人稳定性一般作为对照组记作.stable2，回归中将收人稳定性高和收人稳定性低分别记作、tablel和、table3。类似的将健康状况一般的作为对照组记作health2，将健康状况良好、较差和很差跟别记作healthl ,health3和health4。其他的解释变量还有婚姻(rr}arrved、性别(gender)、小孩数量}chzld)、净资产(net)、年收人(anc、房产( house)。其中，已婚记作1，否则为0;男性记作1，女性为0;拥有房产记作1，否则为0。样本观测值为3 122个家庭。

表1可知，样本家庭股票均值为3. 62万元，高于基金和债券，户均风险资产和金融资产分别为7万元和28. 56万元，金融素养过度自信家庭占样本的比例约为1 /5 , 20. 31%的样本家庭属于金融素养自信不足。受访者的平均学历为2. 98 ,介于大专和大学本科之间，且更接近大学本科水平，收人稳定性接近2，属于稳定性一般。家庭净资产的对数值为13. 84，比家庭收人对数的绝对值大。