(一)过度自信与股票市场参与的统计分析

首先对金融素养过度自信与股票市场参与率进行相关性分析，结果见表2。从表2中可以看出，样本家庭的股票市场参与率是40. 61 %，第I象限和第II象限类的家庭股票市场参与率均高于样本均值，分别为59. 68%和55. 36%。金融素养过度自信受访者的股票市场参与率比样本均值高14. 75 %，金融素养过度自信受访者比金融素养自信不足者高出21. 13个百分点。第IQ象限与第IV象限受访者的股票市场参与率均低于样本均值。

同时，从股票资产占家庭金融资产的比重可以看出，主观金融素养高于其均值的I象限和II象限类家庭股票资产占金融资产的比重分别比均值高5. 04%和2. 43 %，特别是金融素养过度自信比金融素养自信不足类家庭高出4%

从股票资产绝对值方面看。样本均值为3. 62万元，I象限和II象限两个类别家庭比样本均值高2. 49万元和1. 37万元。另外两个类别的家庭均低于样本均值。金融素养过度自信的II象限类家庭比金融素养自信不足的IV象限类家庭平均高出2. 46万元。此外，基金、债券和风险资产的参与率与股票表现出类似的趋势。

因此，通过对金融素养过度自信家庭的股票参与率、股票资产占家庭金融资产的比重及股票资产绝对值的分析可以看出，金融素养过度自信家庭的股票市场参与率及股票资产绝对值均高于金融素养自信不足家庭。

(二)基于风险偏好分析过度自信对股票市场参与的影响机制

通过四个象限家庭的股票市场参与率的统计分析发现，金融素养过度自信家庭的股票市场参与率高于金融素养自信不足的家庭，还可以看出金融素养过度自信与股票市场参与率呈正相关关系。那么金融素养过度自信是如何影响到家庭的股票市场参与?这是必须要回答的问题。

风险态度是金融学研究的关键变量，理论上采用效用函数的二阶导数来度量，并结合外生偏好来分析它对个体经济行为的影响，如投资决策、借贷等金融行为(Campbell, 2006。朱涛等(2016) }zz}发现，当个人具备较高的金融素养水平时，会增强自身对金融活动的把握感，从而表现出更高的风险偏好，并最终影响到金融行为。因此这里尝试检验，金融素养过度自信是否通过影响风险偏好或者与风险偏好的交互作用影响股票市场参与。表3是金融素养过度自信对股票市场参与影响的Probit回归结果。模型1至模型7的区别在于变量有所差异。同时，参考Behrman et al.(2012)的做法，表3中引人金融素养过度自信与风险态度的交互项，来分析金融素养过度自信对家庭股票市场参与的影响。

模型1是不考虑风险偏好及金融素养与风险偏好的交互项对股票市场参与影响的回归结果。可以看出金融素养过度自信的影响显著为正，金融素养过度自信会提高家庭股票市场参与率11.4%。模型2在模型1的基础上加人风险态度的影响，结果显示，风险偏好对股票市场参与的影响显著为正，此时，金融素养过度自信的影响比模型1略有降低，但显著性没有发生变化。模型4是单独考察风险态度的影响，结果发现，风险偏好对股票市场参与具有显著的影响，这与周弘(2015) }z3}的研究结论是一致的。模型5仅考察了金融素养过度自信与风险态度交互对股票市场参与的影响，发现交乘作用对股票市场参与具有显著的正向影响。模型6进一步考察在只考虑金融素养过度自信及其与风险偏好的交互项的影响，结果显示，金融素养过度自信的影响依然是显著的。模型7显示，风险偏好对家庭股票市场参与的影响显著为正。

模型3是将过度自信、风险态度及两者交互项同时放进解释变量的回归结果，可以看出，金融素养过度自信的影响依然是显著的。不管如何调整风险态度这一解释变量，金融素养过度自信的影响均显著为正，风险偏好的影响也显著为正，两者的交互作用仅在模型5中显著为正。可以看出，金融素养过度自信与风险偏好的交互作用对股票市场参与的影响是正的。综上所述，金融素养过度自信对家庭股票市场参与概率的影响在10%以上。

通过对表3中7个回归结果分析可以看出，金融素养过度自信对股票市场参与率具有显著的正向影响。通过模型4和模型5可以发现，金融素养过度自信与风险偏好的交互作用大于风险偏好自身对股票市场参与的影响。同时，模型中金融素养过度自信与风险偏好的交互作用也是显著的。因此，有可能是金融素养过度自信引致风险偏好进而增加了家庭的股票市场参与。

除了核心解释变量之外，通过表3还可以看出，家庭中孩子数量、净资产及收人对股票市场参与均具有显著影响。与本科相比，初中、高中层次的教育水平对股票市场参与的影响显著为负，即较低的受教育水平会显著降低家庭的股票市场参与率。健康状况对家庭股票市场参与的影响不显著。拥有房产会降低家庭股票市场参与率约10个百分点，即房产对家庭参与股票市场具有显著的挤出效应。这可能与中国家庭的房产负债水平较高有关，样本数据显示:因购房而担负未偿债务的家庭比例为49. 97 %，有房产负债的家庭户均房产负债为28. 89万元

(三)基于教育水平分析过度自信对股票市场参与的影响机制

金融知识和教育是影响金融行为的重要因素。如尹志超等( 2015 )发现金融知识会通过改善家庭融资渠道偏好，提高家庭正规信贷需求和正规信贷可及性来降低金融约束。同时，朱涛等(2015)发现金融素养是一项特定的人力资本，能够改善投资者的信息处理能力，降低家庭金融市场参与成本，扩大家庭财富规模，增强对耐用品的消费偏好，同时还会促使家庭采取更主动的养老方式。金融素养是人力资本的一种重要形式，而教育是获得人力资本最重要的途径，据此可以推断金融素养过度自信可能通过与教育水平的交互作用而影响家庭股票市场参与行为。参照Behrman  et  al.(2012)考察金融素养对家庭财富积累影响时的做法，这里设置金融素养过度自信与教育水平的交乘项，尝试验证金融素养是否通过与教育的交互作用影响了家庭股票市场参与。表4是回归结果，此时风险态度作为控制变量。

表4中模型1是不考虑教育水平的前提下，单独考察金融素养过度自信对股票市场参与的影响，结果显示，金融素养过度自信会显著提高家庭股票市场参与率10. 7个百分点。模型2在模型1的基础上加人教育变量，结果显示与本科相比教育水平属于初中及高中层次的受访者教育水平的影响显著为负，硕士以上的影响为正但不显著，然而金融素养过度自信对股票市场参与的影响仍显著为正。模型3在模型2的基础上进一步检验金融素养过度自信与教育水平的交乘作用对股票市场的参与产生的影响，结果显示，与教育水平的交乘作用并不显著。模.} 4考察过度自信及其与教育水平的交乘作用，结果显示金融素养过度自信的影响显著为正，金融素养过度自信与不同教育水平的交乘作用均不显著。通过模型3与模型4的对比来看，教育水平对股票市场参与的影响可能并不主要是通过与金融素养的交互产生作用。为了验证这一点，模型5单独考察了金融素养过度自信与不同教育水平交互对股票参与的影响，结果显示这种交互作用不显著。模型6在不单独考虑金融素养过度自信的前提下，考察不同教育水平与金融素养过度自信的交互作用对股票市场参与的影响，结果显示，单独看教育水平的影响，与本科相比，初高中以下教育水平对股票市场参与率的影响显著为负。从交互项来看，金融素养过度自信与初中以下教育水平的交互作用为负，但是与本科教育水平相比，金融素养过度自信与高中教育水平的交互作用显著为正。从表4的整体上看出，与非高中教育水平消费者相比，高中教育水平对家庭股票市场参与的影响显著为负(表3也是如此)，但当教育水平与金融素养过度自信交互时，显示出了正向影响，这一点与Behrman et al. (2012)的结论是一致。

通过表4可以看出，控制变量中家庭孩子的数量对股票市场的参与有显著的正向影响。家庭净资产和收人的影响也显著为正，但净资产对股票市场参与的影响要远远大于收人的影响，家庭净资产的对数上升一单位股票市场参与率提高11%以上。从房产的情况看，拥有房产会显著降低家庭股票市场参与率约9个百分点，这说明房产对家庭股票市场参与具有显著挤出效应。

(四)过度自信对股票市场参与的影响:分位数回归

上文对金融素养过度自信与家庭股票市场参与进行了相关分析，还分析了与风险偏好及教育的交互对股票市场参与度的影响，结果显示，金融素养对股票市场参与具有显著的正向影响。但并没有分析在不同的股票资产水平上，金融素养过度自信对股票市场参与影响的异质性。如方法部分所述，此处运用分位数回归来实现这一口的。

对分位数回归中被解释变量的处理。此处，进行分位数回归时，被解释变量如果使用虚拟变量是不适合的，因为样本家庭的股票市场参与率为40. 61 %，即有59. 39%的样本为。值。股票占家庭金融资产比重这一指标，删除。值之后均值为0. 63 %，不删除。值时均值为D. 26 %。另外，表4回归分析结果显示，金融素养过度自信与教育的交互作用对股票市场参与的影响并不显著，而股票与风险态度的交互对股票市场参与有显著影响。同时，前面的回归分析结果显示，金融素养过度自信与风险态度的交互作用比与教育的交互作用对股票市场参与的影响更大，因此回归中更多的是检验风险态度的影响，在分位数回归的时候，教育水平单纯的作为控制变量。因此，被解释变量使用持有股票那部分样本的股票金额占家庭金融资产的比重。图3是分位数回归结果。

图3中的三条折线均是金融素养过度自信对股票市场参与的影响系数，a线是解释变量中不考虑风险态度及其与金融素养过度自信的交互作用，单独考察金融素养过度自信的影响。b线是在解释变量中加人风险变量后，金融素养过度自信的回归系数，c线是考虑金融素养过度自信与风险态度交互作用下的核心解释变量的回归结果。可以明显看出，整体上，对参与股票市场的家庭而言，金融素养过度自信对金融资产中股票资产的比例具有正向的影响，而且这种影响随着分位数的变化呈现U型。c线整体上要低于a线和b线，。线所使用的回归分析中，控制了金融素养过度自信与风险偏好的交互作用，而这种交互作用显著为正，添加该控制变量时，已经剔除金融素养过度自信与风险偏好的传导作用，此时金融素养过度自信的影响更准确，因此要比不控制风险偏好时的影响要小。

从图3中三条折线可以看出，金融素养过度自信对股票资产占金融资产比重较低和较高家庭的影响要大于处于中间水平的家庭。

为了对前面实证结果进行稳健性检验，本研究采取以下做法:一是将金融素养过度自信按照表4中模型1至模型6进行分位数回归，发现得出的结论与上述实证结果是一致的;二是调整图3中的分位点，进行q25 , q50和q75的分位数回归，发现做出的折线图趋势没有明显变化，这说明分位数回归的结果是稳健的。由此可知，金融素养过度自信对股票资产比重低和高的家庭的影响要大于中间的那部分家庭。