引言

改革开放以来，中国经济持续快速增长，居民家庭财富规模不断扩大，由此推动了金融资产多元化投资需求的不断增加。但从现实情况来看，我国居民家庭的金融资产投资仍呈现出较为明显的单一化特征，其金融投资产品以银行存款为主，对金融风险资产配置偏低。近年来，越来越多学者聚焦于探究影响家庭金融资产投资的因素，如家庭收入、受教育程度、家庭成员健康状况、社会保险参与等。随着研究的深入，金融素养逐渐受到重视。尽管金融素养水平低的家庭可以通过向理财顾问等专业人士寻求建议，进行合理的金融决策，但专业人士的理财建议并不能替代金融素养本身。作为一种特殊的人力资本，金融素养也需要不断积累。基于此，从需求视角分析家庭参与金融资产投资的行为，不仅有助于深化对家庭金融投资决策机制的认识，也能够为完善资本市场相关政策提供有力的经验证据。

理论分析与研究假设

金融素养自信偏差与家庭金融资产

Lusardi和Mitchell将金融素养定义为：投资者通过获取经济金融相关外部信息，在进行财务规划、如期偿还债务、提前规划退休等方面所具备的能力。也有学者从不同维度将金融素养划分为客观金融素养和主观金融素养，前者主要衡量的是投资者能否做出理性的金融投资决策，而后者则是投资者对金融资产投资决策的主观认知部分，并对其投资决策产生间接影响。

经典的投资组合理论认为，除极端风险厌恶者外，居民家庭的金融资产组合应充分多样化，持有股票、基金、理财产品等金融资产。但其前提是个体理性且信息完全充分。但现实中，家庭的实际资产投资行为存在较大差异，部分家庭并未参与金融市场投资。家庭参与金融市场投资需要付出较高的信息处理成本，而居民对相关金融知识的了解程度不足，在一定程度上限制了这一行为。Delavande等学者在家庭资产组合理论中引入金融素养，认为金融素养作为一种特殊的人力资本，会对居民家庭的资产配置行为产生影响。拥有较高金融素养有助于降低家庭参与金融市场的信息成本，提高处理金融信息的能力，从而促进家庭资产配置种类多样化和组合分散化。

基于以上分析，本文提出研究假设1：主观金融素养和客观金融素养都能够提升家庭金融资产投资。

现实中，投资者往往是不理性的，往往存在过度自信以及自信不足等情况。严雨萌等发现，中国的投资者存在过度自信、从众效应、信息反应不足或过度等行为偏差特征。投资者不理性下的自信偏差会对投资者的金融投资行为产生影响。过度自信的投资者的不理性经济行为会导致资产价格泡沫、资产价格大幅波动现象，最终影响其家庭金融资产投资收益。而自信不足的投资者为了规避风险倾向于选择非最优的金融资产投资方案，最终影响其投资收益，进而影响其家庭金融资产投资。

基于以上分析，本文提出如下研究假设：

研究假设2：金融素养自信偏差对家庭金融资产投资存在正向作用。

研究假设3：金融素养的过度自信会提高家庭对金融资产的持有，但金融素养的自信不足会降低家庭对金融资产的持有。

风险态度的调节作用

风险态度是指投资者面对风险时所表现出的行为倾向，可分为风险偏好、风险中立和风险厌恶三种类型。Markowitz认为，理性投资者的最优资产组合具有相似性，均由一定比例的市场组合资产和一定比例的无风险资产构成，且风险偏好程度越高，投资者持有的市场组合资产比例就越高。已有研究表明，投资者在金融投资决策中的偏差行为与风险态度存在着一定的相关性。由于金融素养自信偏差（包括过度自信和自信不足）对家庭微观个体的影响并非一致，其作用效果可能因风险态度的不同而存在差异，因此有必要进一步考察风险态度在其中所发挥的调节作用，即通过引入调节效应分析来检验风险态度在其中所发挥的调节作用。

基于此，本文提出研究假设4：风险态度在金融素养自信偏差对家庭金融资产投资起到正向作用。

研究设计

数据来源

本文数据来源于中国家庭金融调查（CHFS）项目，选取2019年调查数据作为研究样本。使用该数据主要有以下原因：第一，该数据覆盖面广、代表性强，能够较好地反映我国居民家庭金融资产投资。第二，该数据中包含较为系统的金融素养部分相关指标，且学术界已广泛使用该数据进行相关研究。在样本处理方面，对存在关键变量缺失的观测值予以删除、并对部分连续变量在99%分位处缩尾处理，同时剔除家庭总收入为负的样本，最终得到有效观测值5174个。

1.被解释变量

家庭金融资产（），包括股票、债券、基金、衍生品、互联网理财产品、金融理财产品、非人民币资产、黄金等，由CHFS2019计算综合变量提供。

2.核心解释变量

（1）客观金融素养（）。在CHFS2019问卷中选取４个代表性金融素养问题（利率问题（H3105）、通胀问题（H3106）、风险问题（H3112），基金风险问题（H3113）），将受访户回答问题的正确数作为客观金融素养的衡量指标，其取值范围为1～4。

（2）主观金融素养（）。主观金融素养指的是投资者对于金融素养储备的自我评估。参考胡振和臧日宏的研究，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，其取值范围为1～5。

（3）金融素养自信偏差（）。借鉴Yu等研究，金融素养自信偏差指的是主观金融素养中难以被客观金融素养所解释的部分。通过估计式（1）中线性回归模型，来获取金融素养自信偏差指标。

其中：残差为自信偏差，用表示。

通过对样本数据的回归，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：

当大于1个标准差时，则将投资者归类为金融素养过度自信；当小于1个标准差时，将投资者视为金融素养自信不足，位于正负一个标准差以内的则视为金融素养中肯家庭。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

参考胡振和臧日宏的已有研究，风险态度选择问卷中（H3104）问题（“如果您有一笔资金用于投资，您最愿意选择哪种投资项目？”）进行赋值，根据受投资风险意愿的不同，其取值范围为1～5。

4. 控制变量

参考王建英等等人的研究，本文选取的控制变量包括家庭和户主两个层面。其中家庭层面包括家庭总收入、家庭总消费、家庭总人口。户主层面包括性别、年龄、教育水平、婚姻状况、城乡户籍。男性取值为1，女性为0；教育水平^①根据根据受访着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；城乡户籍包括农村户口和城镇户口，农村户口取值为1，城镇户口取值为0。

模型设定

为考察金融素养及其自信偏差对家庭金融资产配置的影响，本文设定如下模型：

其中，被解释变量代表家庭金融资产投资情况；核心解释变量包括客观金融素养（）、主观金融素养（）、金融素养自信偏差（）；是一系列控制变量，包括家庭层面和户主层面等变量。和分别表示省份固定效应和随机误差项。

描述性统计

表1为研究变量的描述性统计。对于家庭金融资产配置，其最小值为0，即存在家庭无金融资产配置，其最大值为278.5万元，均值为48.894万元，其中位数为17.961万元。主观金融素养（）的平均值为2.641，中位数为3，最小值为2，样本的主观金融素养居中（1～5）。客观金融素养（）最小值为0，最大值为4，平均值为为1.622，中位数为2，样本的客观金融水平居中（0～4），从均值和中位数来看，样本整体未表现出明显的系统性过度自信，但在个体层面仍存在较为显著的自信偏差差异。样本中过度自信（）占比10.7%，自信不足（）占比19.3%，评价中肯（）为70%，表明当前投资者自信不足以及评价中肯偏多，过度自信的投资者相对偏低。从总收入（）来看，样本中年收入的均值为13.718万元。对于总消费（）均值为11.405万元，中位数为8.444万元，最小值为0.565万元。对于家庭规模中位数为3。对于户主的性别，以男性为主，占比为70.8%。样本的平均年龄为50岁，受教育平均年限为12.333年，即高中/中专，户主的平均已婚状况为84.9%。

变量名	样本量	均值	标准差	最小值	中位数	最大值
fina asset	5174	35.397	48.894	0	17.961	278.5
sfl	5174	2.641	0.715	2	3	5
ofl	5174	1.622	1.259	0	2	4
conbias	5174	0	0.680	-1.058	-.058	2.643
confidence high	5174	0.107	0.310	0	0	1
confidence	5174	0.7	0.458	0	1	1
confidence low	5174	0.193	0.394	0	0	1
risk	5174	2.445	1.368	1	2	6
total income	5174	13.718	13.681	0	9.866	86.735
total consump	5174	11.405	10.005	.565	8.444	61.04
family size	5174	3.033	1.288	1	3	7
gender	5174	0.708	0.455	0	1	1
age	5174	50.107	14.113	16	49	84
education	5174	12.333	3.406	0	12	22
marital	5174	0.849	0.358	0	1	1
rural	5174	0.042	0.201	0	0	1

实证结果与分析

基准回归

由于家庭金融资产变量的分布情况存在左侧0值截断的特点，故本文使用Tobit模型对家庭金融资产投资行为进行回归。表2为Tobit模型回归结果。第（1）列表明客观金融素养能够显著提高家庭金融资产投资，即客观金融素养每提升1分，家庭金融资产增加6.1079万元。第（2）列表明主观金融素养能够显著提高家庭金融资产投资，即主观金融素养每增加1分，其家庭金融资产增加13.9574万元。第（3）列表明，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升1个单位，家庭金融资产将增加11.59万元。对于金融素养过度自信的家庭，其家庭金融资产投资会显著增加，而金融素养自信不足家庭则会减少其家庭金融资产投资。

变量	家庭金融资产
	Tobit
	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)
ofl	6.1079***
	(1.200)
sfl		13.9574***
	(5.064)
conbias			11.5900**
		(4.817)
confidence_high				28.4911***
			(10.480)
confidence_low					-6.6571***
					(2.148)
省份固定效应	控制	控制	控制	控制	控制
控制变量和常数项	控制	控制	控制	控制	控制
Observations	5,174
注：括号内为标准误，*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1。

稳健性检验

1.因子分析法

为检验上述结论的稳健性，本文采用因子分析法重新构建金融素养变量，并基于利率问题（H3105）、通胀问题（H3106）、风险问题（H3112）和基金风险问题（H3113）四个变量进行因子提取。稳健性检验结果表明，本文主要研究结论具有较好的稳健性，大部分变量的经济意义和统计显著性与基准回归结果基本一致，仅金融素养自信不足在统计意义上未通过常规显著性检验（在12.8%水平上显著）。鉴于篇幅限制，本文未对相关结果进行列表展示，具体结果可向作者索取。

2.更换估计方法

考虑到家庭金融资产存在大量零值且具有连续性特征，本文在稳健型检验中进一步采用线性概率模型（LPM）进行估计。回归发现，基准回归模型不受模型设定偏误和估计方法的影响，具有较好的稳健性。鉴于篇幅限制，本文未对相关结果进行列表展示，具体结果可向作者索取。

3.内生性讨论

内生性问题可能会导致估计结果偏误。家庭金融投资行为也可能会反向影响金融素养及其自信偏差。出于理性经济人假设，家庭参与金融投资行为会不断了解相关金融投资知识，进一步提升其客观金融素养与主观金融素养水平。本文使用“同一区（县）家庭的金融素养均值”作为工具变量进行了两阶段估计。一方面，家庭个体的金融素养程度在很大程度上受到所处地区整体的金融环境（素养）影响，金融发展水平较高的地区有助于提高当地家庭的金融素养水平，因而符合工具变量的相关性要求；另一方面，地区的金融发展水平为宏观层面特征，无法直接影响单个家庭金融资产投资决策，满足工具变量的外生性条件。Wald检验表明过度自信和自信不足存在内生性。因此，受内生性的影响，基准模型的估计存在偏差，在修正了内生性偏误后，金融素养对家庭金融资产投资依然存在显著影响。鉴于篇幅限制，本文未对相关结果进行列表展示，具体结果可向作者索取。

进一步分析

风险态度的调节效应分析

为检验风险态度在金融素养自信偏差对家庭金融资产投资的调节效应，本文参考王建英等的做法，在基准模型中引入自信偏差与风险态度的交互项，回归结果见表3。第（1）-（3）列分别为自信偏差、过度自信和自信不足情形下的回归结果。结果显示，风险态度均能显著促进家庭金融资产投资，且在金融素养自信不足的家庭中更为明显，但其交互项系数并未通过显著性检验，表明风险态度并未发挥显著调节作用。可能是由于自信不足家庭金融投资决策主要受到风险态度的直接影响，即便具备较高的金融素养，也因低估自身能力而减少理性投资；对于金融素养过度自信的家庭，其风险态度的促进作用相对较弱，但金融素养过度自信偏差及风险态度均在5%水平上显著。总体上，本文样本并未发现风险态度在金融素养自信偏差与家庭金融资产投资之间的显著调节作用，但并不排除其潜在调节作用，因为家庭金融资产行为受到多重因素共同影响。

变量	家庭金融资产投资
	(1)	(2)	(3)
conbias	4.8421***
	(1.871)
risk	1.0435***	0.7759**	1.5352***
	(0.336)	(0.312)	(0.391)
conbias×risk	0.6791
	(0.695)
confidence_high		11.4116**
		(5.783)
confidence_high×risk		2.2493
		(1.973)
confidence_low			-1.8991
			(2.336)
confidence_low×risk			-1.2376
			(0.904)
省份固定效应	控制	控制	控制
控制变量和常数项	控制	控制	控制
样本数	5,174	5,174	5,174
注：括号内为标准误，*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1。

异质性分析

1.户口差异

由于城镇和农村地区的金融市场和经济环境存在较大的差异，使得金融素养自信偏差对家庭金融资产投资行为的影响效应可能因城乡户籍差异存在显著差别。本文将户籍样本分为农村户口和非农村户口两组样本，讨论户口差异对家庭金融投资决策的影响，回归结果见表4列（1）和列（2）所示。结果显示，农村地区的金融素养自信偏差对于其家庭金融资产投资不显著，但非农村户籍对于其金融家庭投资显著，可能是城乡收入差距且金融可得性差异导致农村地区的家庭金融资产投资成本相对较高所致。

2.收入差异

相较于收入家庭较低的家庭，收入更高的家庭，满足日常消费、预防性开支等，其拥有更多的盈余，导致其有更多的投资性需求；因此，在同等条件下，收入更高的家庭可能会更多地进行家庭金融资产投资。为验证不同收入水平家庭的异质性影响，本文将家庭年收入的平均数（13.69万元），将样本划分为高收入家庭样本和低收入家庭样本，分组回归结果如表4列（3）和列（4）列所示。回归结果表明，高收入家庭的家庭金融资产投资更强，且显著高于低收入家庭。

3.教育水平差异

相较于户主教育水平较低的家庭，户主教育水平较高的家庭，通常会拥有更多的参与正规金融市场的信息、渠道和机会；因此，在同等条件下，户主教育水平更高的家庭可能会更多地进行家庭金融资产投资。为了检验教育水平差异带来的影响，本文将户主是否接受过九年义务教育和是否上过大学分为基础教育、中等教育和高等教育三类，回归结果如表4列（5）-列（7）列所示。其中中等教育的自信偏差结果较为显著，而基础教育和高等教育的结果不显著，但高等教育的风险调节作用较为显著。上述检验结果意味着，风险态度的调节作用对于教育达大专及以上家庭金融资产投资的促进作用，可能是其更加理性，导致其金融素养偏差影响较小。

变量	家庭金融资产投资
	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)	(7)
	户口差异		收入差异		教育水平差异
	非农户口户籍	农村户口户籍	低收入家庭	高收入家庭	基础教育	中等教育	高等教育
conbias	4.9678**	0.7303	2.7412*	9.6680**	1.7532	6.7634**	1.3213
	(1.969)	(3.016)	(1.482)	(4.591)	(2.059)	(3.391)	(4.207)
risk	1.1126***	-0.6000	-0.0129	3.7430***	-0.0996	0.2397	4.7222***
	(0.355)	(0.367)	(0.278)	(0.897)	(0.304)	(0.653)	(1.132)
cr	0.7235	0.3178	0.5743	0.2111	0.1578	-1.0717	3.1018*
	(0.740)	(0.736)	(0.534)	(1.636)	(0.627)	(1.334)	(1.685)
省份固定效应	控制
控制变量和常数项	控制
Observations	4,949	219	3,386	1,782	1,624	1,471	1,154
注：括号内为标准误，*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1。

研究结论和对策建议

本文基于2019年中国家庭金融调查（CHFS）数据，实证分析了金融素养自信偏差、风险态度对家庭金融资产的影响。研究发现，金融素养及其自信偏差均显著增强家庭金融资产投资行为。进一步区分金融素养自信偏差偏差群体发现，过度自信家庭显著偏好进行家庭金融资产投资。异质性分析发现，风险态度与金融素养自信偏差对于非农户籍户主家庭、高收入家庭、高学历户主家庭金融资产投资会产生更为显著的正向影响。

基于上述研究结论，本文得到的对策建议如下：第一，应高度重视投资者金融素养的提升，尤其关注金融素养自信偏差所带来的潜在影响。防止过度自信所带来的过度投资的资产价格泡沫风险，以及自信不足所造成的投资不足问题，引导投资者进行理性决策，实现家庭金融资产保值增值。第二，应实施差异化的金融支持政策，进一步提升金融体系的普惠性。在此过程中，应提高金融素养普及工作的精确性，重点关注农村地区、低收入人群及低教育水平家庭，降低其面临的金融排斥程度和金融参与成本。

注释：

① 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，本文将其折算为教育年限（年），依次为0、6、9、12、15、16、19和22。

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