家庭金融資產(chǎn)配置中的金融素養(yǎng)研究

摘 要：金融素養(yǎng)作為反映居民金融能力和參加金融活動的重要指標(biāo)，對我們了解國民整體金融水平有重要意義。研究金融素養(yǎng)對居民家庭金融資產(chǎn)配置的影響，目的在于以居民為主體分析主觀因素在其金融資產(chǎn)配置過程中的作用，提升家庭金融資產(chǎn)配置的有效性，促進(jìn)金融行業(yè)的發(fā)展。本文基于北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心于2014年進(jìn)行的“中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）”項目的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，利用因子分析法構(gòu)建核心解釋變量金融素養(yǎng)指標(biāo)。

關(guān)鍵詞：金融素養(yǎng);金融資產(chǎn)配置;因子分析法;家庭理財;風(fēng)險資產(chǎn)

中圖分類號：F830.2 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

DOI：10.12245/j.issn.2096-6776.2021.04.15

隨著我國家庭理財熱情的空前高漲，參與金融市場、投資風(fēng)險金融產(chǎn)品在為家庭創(chuàng)造財富，提高家庭金融福祉的同時，也給家庭帶來了一定的風(fēng)險。不同家庭的不同資產(chǎn)配置決策對應(yīng)著不同的投資效果，那么，是哪些因素影響著家庭金融資產(chǎn)的配置決策呢？本文構(gòu)造了一個能夠測度投資者金融素養(yǎng)大小的指標(biāo)。通過對家庭財富管理者金融知識、消費態(tài)度和投資態(tài)度三方面的考察，得到樣本家庭的金融素養(yǎng)得分。

1 文獻(xiàn)綜述

Christelis等（2010）認(rèn)為家庭的社會互動程度越高，參與到股票投資中的可能性更大。柴時軍（2016）根據(jù)Cao等（2005）所構(gòu)建的均衡股票投資理論框架發(fā)現(xiàn)，不論是何種風(fēng)險偏好的家庭，隨著社會社會網(wǎng)絡(luò)程度的提高，居民表現(xiàn)出更為積極的股市參與態(tài)度。魏先華（2014）指出家庭收入的多少決定了投資金額和家庭能夠承擔(dān)損失的大小，影響著資產(chǎn)配置決策的方方面面。王恩澤（2019）把中國家庭追蹤調(diào)查的2012年和2016年數(shù)據(jù)合成面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，發(fā)現(xiàn)人格特征與認(rèn)知能力都會對家庭風(fēng)險性金融資產(chǎn)選擇的廣度和深度產(chǎn)生顯著影響，且這種影響在城鄉(xiāng)和東中西部存在異質(zhì)性。

人口統(tǒng)計學(xué)特征包括受教育程度、年齡、健康、性別等。Guiso & Jappelli （2000）認(rèn)為家庭的受教育程度與持有的股票占金融資產(chǎn)的份額呈倒“U”型關(guān)系。賈憲軍（2019）、陳雨麗（2020）發(fā)現(xiàn)家庭的金融受教育程度越高，參與金融市場的積極性越大。

除了上述的影響因素，性別、婚姻狀況、職業(yè)、家庭規(guī)模等因素都對居民家庭金融資產(chǎn)配置行為產(chǎn)生著不同程度的影響（Campbell，2006;孟德鋒，2020）。

吳衛(wèi)星（2018）通過構(gòu)造夏普比率度量居民家庭資產(chǎn)組合有效性，發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)水平高的家庭資產(chǎn)組合有效性更高。近年來一些學(xué)者開始將投資者的金融知識和技能納入對資產(chǎn)配置分散性的研究中，蘇芳（2020）在CHFS數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，使用傾向得分匹配法（PSM）證明即使整體上我國居民家庭金融資產(chǎn)配置分散化程度極低，但金融素養(yǎng)高的家庭因為擁有更多的投資經(jīng)驗（尹志超，2014），更強的風(fēng)險防范意識（Guiso and Jappeli，2008），在資產(chǎn)投資安排上更為分散化。

通過梳理上述文獻(xiàn)可以看出關(guān)于金融素養(yǎng)，學(xué)者們對其定義和測度已經(jīng)有了一定的探討，但目前金融素養(yǎng)對居民家庭行為決策的影響方面的研究文獻(xiàn)還十分有限。實證方面，度量金融素養(yǎng)也多是依賴問卷調(diào)查中某個單一問題的回答。

2 金融素養(yǎng)

2.1 金融素養(yǎng)定義表

金融素養(yǎng)定義表，如表1所示。

2.2 金融素養(yǎng)的度量

本文參考Lusardi（2014）衡量金融素養(yǎng)水平的方法，根據(jù)問卷中的9個相關(guān)問題提取三個金融素養(yǎng)因子，分別是知識因子、態(tài)度因子和投資因子。

首先根據(jù)每個問題的回答構(gòu)造啞變量1和0，然后使用迭代主因子法對這些問題變量進(jìn)行因子分析，通過最大方差正交旋轉(zhuǎn)得到知識因子、態(tài)度因子和投資因子，分別計算各因子得分，以方差貢獻(xiàn)率為權(quán)重加權(quán)求和得到金融素養(yǎng)水平（FL）。

表2列舉了構(gòu)造金融素養(yǎng)指標(biāo)的問題變量。

首先檢驗上文中9個問題變量是否適合進(jìn)行因子分析。

基于STATA軟件，運用KMO檢驗和巴特利特球形度檢驗對上文所選9個變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗。若KMO值大于0.6，視為可以進(jìn)行因子分析。同時KMO值越接近1，說明變量間相關(guān)性越大。表3報告了分析結(jié)果。

（1）模型檢驗

KMO值為0.634（大于0.6），說明9個問題變量間有較強的相關(guān)性，滿足因子分析的前提要求。此外，數(shù)據(jù)通過Bartlett球形度檢驗（p<0.01），說明變量間相關(guān)關(guān)系在5%的顯著性水平上顯著。因此，該研究數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。

（2）提取公因子

接下來，在上述9個觀測指標(biāo)中提取影響程度最大的因子。將因子提取的闕值設(shè)置為1，以特征值大于1的因子作為主因子。由表4可知，特征值大于1的因子有三個，其旋轉(zhuǎn)后的方差貢獻(xiàn)率分別為20.42%、19.19%和18.18%。三個因子的累計方差貢獻(xiàn)率為57.79%，意味這三個因子能夠提取原始變量57%的信息，可被選為主因子。

（3）構(gòu)造金融素養(yǎng)指標(biāo)

為確定3個主因子和9個題項之間的對應(yīng)關(guān)系，需要對旋轉(zhuǎn)后的因子載荷進(jìn)一步分析。本文使用最大方差旋轉(zhuǎn)法處理后的各題項和主因子之間的對應(yīng)關(guān)系如表5所示。

從表5可以看出，前4個問題對應(yīng)因子1（知識因子），代表居民對金融風(fēng)險基礎(chǔ)知識的了解情況;問題5～7對應(yīng)因子2（態(tài)度因子），代表居民的消費態(tài)度;問題8和問題9代表因子3（投資因子），代表居民的投資態(tài)度。本文從這三個方面對居民的金融素養(yǎng)進(jìn)行測度，通過財富管理人的回答，得到每戶家庭金融素養(yǎng)指數(shù)FL。

式中，F(xiàn)1代表因子1，F(xiàn)2代表因子2，F(xiàn)3代表因子3。a1、a2和a3是各因子的方差貢獻(xiàn)度與總方差貢獻(xiàn)度的比值，分別為0.3533、0.3321和0.3146。

（4）樣本金融素養(yǎng)指數(shù)描述性統(tǒng)計

從表6可以看出，金融素養(yǎng)指數(shù)最大值和最小值間相差巨大，說明我國居民家庭金融素養(yǎng)水平差距極大，不同家庭的金融素養(yǎng)水平極為懸殊;金額素養(yǎng)指數(shù)平均值僅有46.4984，說明我國居民家庭的金融素養(yǎng)水平普遍較低。

2.3 結(jié)語

本文主要介紹了關(guān)鍵解釋變量金融素養(yǎng)的數(shù)據(jù)來源和測度方法。我們從2014年CFPS數(shù)據(jù)庫中提取相關(guān)問題，對被訪者的回答進(jìn)行處理得到初始數(shù)據(jù);基于金融素養(yǎng)指標(biāo)的特征，選用因子分析法提取主因子，最后根據(jù)因子貢獻(xiàn)度進(jìn)行加權(quán)得到了最終的金融素養(yǎng)指數(shù)。

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山西財經(jīng)大學(xué)? 王倩若