《表2 金融教育投入对家庭参与股市的影响（资金投入）》

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《金融教育投入与家庭投资行为——基于中国城市居民家庭消费金融调查数据的实证分析》

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注：括号内表示标准差，***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平显著。表3-5，表7与此注同。

表3为引入工具变量后，使用两阶段最小二乘法（2SLS）进行估计所得的回归结果，表中底部为对金融教育投入内生性的DWH检验结果，均在1%水平拒绝了不存在内生性的假设，表明金融教育投入确实存在内生性。按照Stock和Yogo(2005），在F值大于10%偏误水平的临界值为16.38，表3中一阶段估计的F值均显著大于16.38，表明所选工具变量不存在弱工具变量问题。从回归结果可以看出，对于是否参与股票市场，在线性模型中，金融教育投入的回归系数在1%水平显著为正；对于股票占金融资产比重，非线性模型中金融教育投入平方项的回归系数为-0.263，且在1%水平显著，即二者存在倒U型关系。由此可见，基于两阶段的估计结果进一步表明，金融教育投入的提升，对居民是否直接参与股市具有促进作用，而对于其直接参与程度或投资比重，则存在先扬后抑的效应。