金融知識(shí)、投資能力對(duì)我國(guó)家庭金融市場(chǎng)參與及資產(chǎn)配置的影響

[摘要]文章基于中國(guó)家庭金融數(shù)據(jù)調(diào)查（CHFS）2015年的數(shù)據(jù)，研究金融知識(shí)、投資能力對(duì)我國(guó)家庭金融市場(chǎng)的參與及資產(chǎn)配置情況的影響。通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，隨著家庭成員掌握的金融知識(shí)的增長(zhǎng)，家庭對(duì)參與金融市場(chǎng)會(huì)有更積極的姿態(tài)，并在資產(chǎn)配置過(guò)程中更多地傾向于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置。在家庭逐步參與金融市場(chǎng)的過(guò)程中，隨著投資能力的增強(qiáng)，家庭會(huì)更多地選擇持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，并且在股票市場(chǎng)上盈利的可能性也會(huì)提高。

[關(guān)鍵詞]金融知識(shí)；投資能力；金融市場(chǎng)；資產(chǎn)配置；probit tobit

[DOI]1013939/jcnkizgsc201901013

1引言

隨著金融市場(chǎng)的發(fā)展，家庭選擇參與金融市場(chǎng)的比例逐步增加，造成這一現(xiàn)象的影響因素及其作用機(jī)制成為社會(huì)關(guān)注的重點(diǎn)。然而，目前我國(guó)家庭參與金融市場(chǎng)的比例較低，與歐美國(guó)家相比仍有差距。甘犁等（2012）根據(jù)調(diào)查提出我國(guó)僅有115%的家庭參與金融市場(chǎng)，僅有88%的家庭參與股票市場(chǎng)，并且城市地區(qū)金融市場(chǎng)參與率遠(yuǎn)高于農(nóng)村地區(qū)。[1]

在家庭參與金融市場(chǎng)的這一過(guò)程中， 家庭需要根據(jù)自身情況，做到?jīng)Q策自定，風(fēng)險(xiǎn)自擔(dān)，盈虧自負(fù)。家庭的決策分為兩部分，第一部分為參與決策，第二部分為配置決策。目前，這兩種決策的影響因素成為國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究的重點(diǎn)，文章將基于中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。

目前國(guó)內(nèi)外對(duì)金融市場(chǎng)參與情況的研究主要集中在家庭參與股票市場(chǎng)的研究上。首先，是家庭成員的個(gè)體特征。VISSING JORGENSEN（2002）提出隨著個(gè)體文化程度的提高，居民會(huì)加深對(duì)股票市場(chǎng)的知識(shí)的理解進(jìn)而參與其中。[2]POTERBA SAMWICK（2003）提出隨著年齡的增長(zhǎng)，居民更有可能選擇參與股票市場(chǎng)，男性參與者多于女性，同時(shí)居民對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的厭惡程度及社區(qū)之間的互動(dòng)也會(huì)影響參與決策的制定。[3]李濤（2006）提出社區(qū)內(nèi)的交流會(huì)推動(dòng)居民參與股票市場(chǎng)。[4]

家庭進(jìn)行投資決策首先要對(duì)進(jìn)行決策所需的信息進(jìn)行搜集，在搜集過(guò)程中，金融知識(shí)起著重要的作用。NOCTOR等（1992）率先提出金融知識(shí)的概念，他們指出金融知識(shí)表現(xiàn)為正確運(yùn)用資金的能力。[5]AGNEW和SZYKMAN（2005）將金融知識(shí)進(jìn)行分類(lèi)，認(rèn)為金融知識(shí)分為主觀(guān)與客觀(guān)兩類(lèi)。[6]ROOJJ 等（2011）運(yùn)用荷蘭DHS調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，大部分受訪(fǎng)者只掌握較為基礎(chǔ)的金融知識(shí)。[7]BERNHEIM和GARRETT（2003）指出金融知識(shí)對(duì)做出正確的金融決策具有正向影響。[8]DOHMEN等（2010）研究發(fā)現(xiàn)金融知識(shí)可以幫助個(gè)體更好的了解金融產(chǎn)品的收益、風(fēng)險(xiǎn)等特征，減少個(gè)體做出決策所需的成本。[9]GUISO和JAPPELLI（2008）提出通過(guò)簡(jiǎn)單詢(xún)問(wèn)受訪(fǎng)者的金融知識(shí)水平所得出的結(jié)果是客觀(guān)的，受訪(fǎng)者會(huì)不同程度地高估或低估自身的金融知識(shí)。[10]

金融知識(shí)從多方面產(chǎn)生著影響。DOHMEN（2010）提出金融知識(shí)對(duì)決策者進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資在一定程度上存在正向影響。[11]同時(shí)，F(xiàn)ISCHHOFF等（1977）提出金融知識(shí)的缺乏使得投資者過(guò)于自信，高估自己的金融知識(shí)水平及所掌握消息的準(zhǔn)確程度。[12]吳衛(wèi)星等（2006）提出過(guò)度自信使得原本不會(huì)參與金融市場(chǎng)的人參與金融市場(chǎng)，意味著金融知識(shí)與家庭金融市場(chǎng)參與可能存在負(fù)向相關(guān)。[13]進(jìn)一步，家庭參與金融市場(chǎng)后，隨著交易次數(shù)的增多，投資能力也會(huì)逐步提高。譚松濤等（2012）提出隨著交易次數(shù)的增多，投資者會(huì)逐漸積累投資經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)而會(huì)減少在投資過(guò)程中的不理性行為，進(jìn)而提高自己的收益。[14]那么，投資過(guò)程中投資能力的增長(zhǎng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)的具體配置情況產(chǎn)生何種影響？目前對(duì)此研究的文獻(xiàn)并不多。

研究金融知識(shí)、投資能力對(duì)家庭金融市場(chǎng)的參與、家庭資產(chǎn)配置之間的影響有助于我國(guó)金融市場(chǎng)的進(jìn)一步發(fā)展，同時(shí)可以給政府以參考，出臺(tái)相關(guān)政策幫助居民積累投資經(jīng)驗(yàn)、優(yōu)化投資策略。文章將在已有數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上對(duì)此進(jìn)行研究。

2模型與變量

21模型設(shè)定

文章運(yùn)用參考尹志超等（2014）的做法，在分析金融知識(shí)對(duì)金融市場(chǎng)參與的影響時(shí)采用probit模型，然后在分析金融知識(shí)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)在金融資產(chǎn)中的占比的影響時(shí)采用tobit模型。[15]probit模型為：

Y=1（αFinancial_Literacy+Xβ+u>0）

其中， u～N（0，σ2）

Y的值表示家庭是否已經(jīng)參與金融市場(chǎng)，Y等于1表示家庭已經(jīng)參與金融市場(chǎng)，Y等于0則相反；Financial_Literacy代表金融知識(shí)；X為控制變量，包括家庭特征變量。

由于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比這一數(shù)據(jù)為截?cái)鄶?shù)據(jù)，因此進(jìn)一步采用Tobit模型：

y*=αFinancial_Literacy+Xβ+u，Y=max（0，y*）

其中，Y表示風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重；y*表示風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)在（0，1）之間的觀(guān)測(cè)值；Financial_Literacy與X同前。

22數(shù)據(jù)與變量

文章研究所采用的數(shù)據(jù)來(lái)自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心2015年在國(guó)內(nèi)開(kāi)展的中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）。樣本涉及全國(guó)29個(gè)省，獲得了28000余組家庭各方面詳細(xì)的微觀(guān)數(shù)據(jù)，這為文章研究家庭金融市場(chǎng)參與及資產(chǎn)配置提供了有力的數(shù)據(jù)支持。下面分別就文章構(gòu)建的指標(biāo)以及相關(guān)變量進(jìn)行分類(lèi)說(shuō)明。

221金融知識(shí)指標(biāo)

調(diào)查中沒(méi)有選擇通過(guò)直接詢(xún)問(wèn)的方式，而是選擇了涉及利率計(jì)算、通貨膨脹及投資風(fēng)險(xiǎn)三個(gè)方面的問(wèn)題來(lái)對(duì)金融知識(shí)進(jìn)行衡量。如表1所示，我們發(fā)現(xiàn)我國(guó)當(dāng)前居民金融知識(shí)水平與美國(guó)相比對(duì)金融知識(shí)較為匱乏，對(duì)金融市場(chǎng)的認(rèn)識(shí)較少。

參考以往文獻(xiàn)，金融知識(shí)指標(biāo)有兩種構(gòu)建方法。根據(jù)AGNEW和SYZKMAN（2005）的做法，采取加總得分的方法，每個(gè)問(wèn)題記一分，答對(duì)一題得一分，答錯(cuò)不扣分，根據(jù)總得分來(lái)衡量金融知識(shí)水平，但這樣的方法可能存在雖然得分較高，但對(duì)某一類(lèi)金融問(wèn)題基本不了解的情況，對(duì)被采訪(fǎng)人的金融知識(shí)衡量不客觀(guān)。另一種是ROOIJ等（2011）的做法，在構(gòu)建金融知識(shí)指標(biāo)的過(guò)程中采取因子分析的方法，這種做法能夠更全面地運(yùn)用問(wèn)題中所包含的信息，更客觀(guān)地衡量受訪(fǎng)者的金融知識(shí)水平。

參考ROOIJ等（2011）的做法。通過(guò)構(gòu)建啞變量的方法來(lái)反應(yīng)不同回答所表現(xiàn)的金融知識(shí)差異。每個(gè)問(wèn)題的回答有兩種情況，分別為能否回答問(wèn)題及能否正確回答問(wèn)題，對(duì)此構(gòu)建兩個(gè)啞變量。對(duì)于能否回答問(wèn)題，能回答記為1，反之記為0。對(duì)于能否正確回答問(wèn)題，能正確回答記為1，反之記為0。對(duì)于6個(gè)啞變量采用迭代主因子法進(jìn)行分析。表2給出了因子分析KMO檢驗(yàn)結(jié)果及各因子載荷，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，文章構(gòu)建金融知識(shí)指標(biāo)采用的方法是可行的。參考BARTLETT（1937）的做法，根據(jù)因子載荷，通過(guò)計(jì)算得出金融知識(shí)指標(biāo)，其描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表3。但金融知識(shí)所存在的內(nèi)生性問(wèn)題不容忽視，應(yīng)該對(duì)此進(jìn)行處理。

一方面，金融知識(shí)也受到受訪(fǎng)者投資行為的影響，部分投資者可能并不是在具有一定的金融知識(shí)的前提下選擇進(jìn)入金融市場(chǎng)，而是通過(guò)已發(fā)生的交易積累金融知識(shí)。另一方面，金融知識(shí)也會(huì)被其他因素影響，例如受訪(fǎng)者居住地的經(jīng)濟(jì)、政治及人文狀況等，這些都是無(wú)法觀(guān)測(cè)的。這一內(nèi)生性問(wèn)題的存在，不可避免地對(duì)估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確程度產(chǎn)生影響，可能會(huì)造成估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏差。因此，必須對(duì)內(nèi)生性進(jìn)行處理。參考尹志超等（2014）的做法，要處理內(nèi)生性變量就要通過(guò)工具變量進(jìn)行處理，這里選取受訪(fǎng)者父母的最高受教育水平作為工具變量。因?yàn)榧彝ナ敲總€(gè)人開(kāi)始學(xué)習(xí)的地方，人們從家庭的教育開(kāi)始逐步培養(yǎng)自己的能力，從而父母的最高受教育水平會(huì)對(duì)被采訪(fǎng)人的金融知識(shí)水平產(chǎn)生正向影響。同時(shí)受訪(fǎng)者父母的受教育水平與受訪(fǎng)者是否參與金融市場(chǎng)并無(wú)關(guān)系，因此工具變量的選取是可行的，并在后文會(huì)進(jìn)行檢驗(yàn)。

222投資能力指標(biāo)

FENG和SEASHOLES（2005）采用家庭股票市場(chǎng)投資年限來(lái)衡量投資經(jīng)驗(yàn)。[16]表4給出金融知識(shí)、投資經(jīng)驗(yàn)對(duì)股票投資盈利的影響。首先將股票盈利定義為1，股票虧損或無(wú)變動(dòng)定義為0。根據(jù)列（1）可以看出，金融知識(shí)（因子分析）與金融知識(shí)（評(píng)分加總）對(duì)股票盈利的影響均不顯著。列（2）在列（1）的基礎(chǔ)上增加了股票投資時(shí)間這一變量，結(jié)果表明股票投資時(shí)間對(duì)股票盈利的邊際效應(yīng)為0010，在1%的水平上顯著，表明兩者之間的關(guān)系為正向相關(guān)的?？梢缘贸?，投資經(jīng)驗(yàn)越豐富，在面對(duì)股票未來(lái)風(fēng)險(xiǎn)及收益越能給出正確的判斷，即投資經(jīng)驗(yàn)越豐富，投資能力越強(qiáng)。所以，采取投資經(jīng)驗(yàn)這一指標(biāo)來(lái)衡量投資能力。

223被解釋變量及其他控制變量

文章選取了以下5個(gè)被解釋變量：金融市場(chǎng)參與、股票市場(chǎng)參與、風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比、股票資產(chǎn)占比及股票盈利情況。

根據(jù)CHFS的調(diào)查數(shù)據(jù)，將金融資產(chǎn)定義為現(xiàn)金、存款、政府債券等低風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)品以及風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)；定義風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)為股票、基金與非政府債券等風(fēng)險(xiǎn)較高的金融產(chǎn)品。取1表示家庭已經(jīng)在金融市場(chǎng)中進(jìn)行過(guò)交易，反之取0；取1表示家庭參與了股票市場(chǎng)，反之取0；風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比及股票資產(chǎn)占比分別表示風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)在家庭持有的金融資產(chǎn)中所占比重、股票資產(chǎn)在家庭持有的金融資產(chǎn)中所占比重；股票盈虧定義為若盈利記為1，若虧損或沒(méi)有變動(dòng)記為0。

文章選取個(gè)體特征與地區(qū)特征兩個(gè)控制變量。并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，按照資產(chǎn)數(shù)量的多少提出了上下1%的數(shù)據(jù)及存在缺失的數(shù)據(jù)，最后剩余樣本量為24827個(gè)。表5為樣本的描述性統(tǒng)計(jì)。

根據(jù)表5的數(shù)據(jù)，我國(guó)有125%的家庭參與了金融市場(chǎng)，有46%的家庭購(gòu)買(mǎi)并持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，厭惡風(fēng)險(xiǎn)及風(fēng)險(xiǎn)中性的人占比685%，這說(shuō)明我國(guó)居民目前金融市場(chǎng)參與率較低并且多數(shù)處于厭惡風(fēng)險(xiǎn)的狀態(tài)。同時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和股票資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重分別為46%和22%，進(jìn)一步證實(shí)了風(fēng)險(xiǎn)厭惡家庭占比較高。根據(jù)金融知識(shí)（因子分析）的標(biāo)準(zhǔn)差為1074，最大值與最小值差距為3362，說(shuō)明目前我國(guó)家庭金融知識(shí)差異明顯。教育年限的均值為9432，說(shuō)明樣本的受教育水平較低。

3估計(jì)結(jié)果

31金融知識(shí)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響

根據(jù)前文所做的定義，首先研究金融知識(shí)對(duì)家庭金融及股票市場(chǎng)參與的影響是否顯著。表6為probit模型的分析結(jié)果，其中列（1）～（4）采用金融知識(shí)（因子分析）指標(biāo)，列（5）～（8）采用金融知識(shí)（評(píng)分加總）指標(biāo)。

在表6中，金融知識(shí)（因子分析）對(duì)因變量的邊際效應(yīng)均在1%的水平上顯著，根據(jù)列（1）看出金融知識(shí)（因子分析）及金融市場(chǎng)參與的邊際效應(yīng)為0042。此外，文章在估計(jì)中加入了一些變量來(lái)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r及地區(qū)金融發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行衡量，如人均GDP、每萬(wàn)人證券營(yíng)業(yè)部數(shù)量等。以列（1）為例，每萬(wàn)人證券營(yíng)業(yè)部數(shù)量及人均GDP的邊際效應(yīng)分別為0029、0027，地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平及金融發(fā)展的情況會(huì)對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)產(chǎn)生顯著的正向影響。同時(shí)，受教育年限的邊際效應(yīng)為0010，這說(shuō)明隨著受教育年限的增長(zhǎng)，家庭對(duì)金融市場(chǎng)參與越積極。擁有住房的邊際效應(yīng)為-0036，這說(shuō)明自有住房對(duì)金融資產(chǎn)投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)。同時(shí)，戶(hù)主年齡的邊際效應(yīng)為0009，這表明戶(hù)主年齡與金融市場(chǎng)參與呈非線(xiàn)性關(guān)系。在表中也可以看出，風(fēng)險(xiǎn)愛(ài)好與風(fēng)險(xiǎn)厭惡的邊際效應(yīng)分別為0032與-0028，這說(shuō)明對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度會(huì)顯著影響家庭的選擇。同時(shí)，居住地區(qū)為農(nóng)村也會(huì)對(duì)金融市場(chǎng)參與呈現(xiàn)負(fù)面的影響。

然而，在上文中提到，金融知識(shí)有著不可忽視的內(nèi)生性問(wèn)題，會(huì)使得估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏離。為解決這一問(wèn)題，列（2）～（6）為采用上文所構(gòu)建的工具變量后進(jìn)行的二階段估計(jì)。采用DURBIN-WU-HAUSMAN對(duì)金融知識(shí)是否存在內(nèi)生性進(jìn)行檢驗(yàn)，列（2）～（6）的底部為結(jié)果，結(jié)果顯示在1%的水平上拒絕了金融知識(shí)這一變量不存在內(nèi)生性的假設(shè)，說(shuō)明金融知識(shí)的內(nèi)生性確實(shí)存在。同時(shí)，在估計(jì)中，一階段估計(jì)F值均大于10%偏誤水平下的分布邊界值1638。因而工具變量的選取是可行的。根據(jù)列（2）～（6）看出金融知識(shí)（因子分析）、金融知識(shí)（評(píng)分加總）的邊際效應(yīng)分別為0151、0231，并在1%的水平上顯著，與前述估計(jì)結(jié)果保持一致。

列（3）、列（7）可以看出金融知識(shí)（因子分析）、金融知識(shí)（評(píng)分加總）對(duì)股票市場(chǎng)參與的邊際效應(yīng)為0028、0016，在1%的水平上顯著，以上分析與家庭參與金融市場(chǎng)分析相一致，并且列（4）、列（8）的內(nèi)生性檢驗(yàn)表明存在內(nèi)生性問(wèn)題，估計(jì)結(jié)果是有偏的。沿用上文所述，進(jìn)行二階段估計(jì)。根據(jù)估計(jì)結(jié)果，金融知識(shí)（因子分析）、金融知識(shí)（評(píng)分加總）的邊際效應(yīng)分別為0093、0157，并在1%的水平上顯著，與上文所得出結(jié)論相同，金融知識(shí)的增長(zhǎng)會(huì)推動(dòng)居民參與股票市場(chǎng)。

32金融知識(shí)、投資能力對(duì)家庭資產(chǎn)配置的影響

家庭通過(guò)在金融市場(chǎng)中參與交易，不斷積累經(jīng)驗(yàn)，提高自身的投資能力。那么隨著投資能力的提高，家庭資產(chǎn)配置會(huì)發(fā)生什么樣的變化？下面將對(duì)此進(jìn)行分析研究。

表7為金融知識(shí)、投資能力對(duì)資產(chǎn)配置的影響的估計(jì)結(jié)果。根據(jù)列（1）、列（5），金融知識(shí)（因子分析）、金融知識(shí)（評(píng)分加總）對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的邊際效應(yīng)依次為0133、0097，均在1%的水平上顯著。由于金融知識(shí)存在內(nèi)生性，采用二階段估計(jì)來(lái)避免估計(jì)結(jié)果偏離真實(shí)情況，列（2）為二階段估計(jì)的結(jié)果。結(jié)果表明金融知識(shí)存在內(nèi)生性，但列（1）估計(jì)結(jié)果是可靠的。列（2）中股票投資時(shí)間對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置邊際效應(yīng)為0009，金融知識(shí)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置邊際效應(yīng)為0080，均在1%的水平上顯著，這表明在其他條件不變的情況下，投資能力與金融知識(shí)對(duì)更多的配置風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)具有正向影響。列（5）～列（9）也驗(yàn)證了相同的結(jié)論。

4穩(wěn)健性檢驗(yàn)

最后對(duì)上文所得出的結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，我們采取是否有家庭成員在金融行業(yè)作為衡量家庭金融知識(shí)的指標(biāo)。表8為穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，有家庭成員在金融行業(yè)對(duì)金融市場(chǎng)參與的邊際效應(yīng)為0041，在1%水平上顯著。同時(shí)，有家庭成員在金融行業(yè)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比及股票盈利的邊際效應(yīng)依次為0136、0043，均在1%的水平上顯著，這表明有家庭成員在金融行業(yè)即金融知識(shí)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比及股票盈利具有顯著的正向作用。穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果表明文章的估計(jì)具有穩(wěn)健性。

5結(jié)論及政策建議

基于CHFS數(shù)據(jù)，文章對(duì)金融知識(shí)、投資能力對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與及資產(chǎn)配置的影響做了一系列分析，并用二階段工具變量法來(lái)減少金融知識(shí)的內(nèi)生性所造成的估計(jì)結(jié)果的偏離。

文章研究發(fā)現(xiàn)，金融知識(shí)的增長(zhǎng)與家庭金融市場(chǎng)參與呈正向關(guān)系，加大家庭所持有的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)在所持有的金融資產(chǎn)中的比重。地區(qū)經(jīng)濟(jì)及金融的發(fā)展?fàn)顩r、受教育年限、風(fēng)險(xiǎn)愛(ài)好會(huì)推動(dòng)家庭對(duì)金融市場(chǎng)的參與并且推動(dòng)家庭更多的持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，而年齡的影響并不顯著。

文章在研究金融知識(shí)的作用這一基礎(chǔ)上，運(yùn)用投資年限衡量投資能力，發(fā)現(xiàn)投資能力的增長(zhǎng)會(huì)推動(dòng)家庭參與金融市場(chǎng)，并且增加在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上的配置。同時(shí)，隨著參與股票市場(chǎng)進(jìn)行交易的時(shí)間增長(zhǎng)，獲得股票盈利的可能性也隨之提高。

文章研究結(jié)果表明，居民金融知識(shí)的匱乏是導(dǎo)致我國(guó)目前金融市場(chǎng)有限參與的主要原因。COCCO等（2005）提出家庭不參與金融市場(chǎng)會(huì)導(dǎo)致較大的福利缺失。[17]因此政府加大普及金融知識(shí)的力度，適當(dāng)開(kāi)展金融知識(shí)的相關(guān)培訓(xùn)，這對(duì)人民福利水平以及我國(guó)金融市場(chǎng)的健康發(fā)展都具有一定意義。

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[作者簡(jiǎn)介]胡堯（1984—），男，漢族，四川遂寧人，中級(jí)分析師，中級(jí)統(tǒng)計(jì)師，碩士學(xué)位，研究方向：國(guó)民經(jīng)濟(jì)及金融問(wèn)題。