経営財務研究

Vol.39

No.1・2（2019.12）■大会特集論文

日本の個人投資家のリスク資産投資：金融リテラシーの種類や情報源の違いはどのような影響を与えるのか？

（一橋大学）

顔菊馨

（京都橘大学）

近藤

隆則

白須

洋子

三隅

隆司

（青山学院大学）
要（一橋大学）

旨

本稿は，サーベイ調査によって得たデータから，金融リテラシー（特に投資に直接関連する応用的リテラシー）や投資家が依拠する情報源が，個人投資家のリスク資産の保有や投資リターンにどのような影響を与えるかを分析した。本稿の結論としては，第一に，応用的リテラシーとリスク資産の保有は密接な関係がある。第二に，専門家の助言を情報源とする個人投資家は投資信託の保有確率が高い。
第三に，金融リテラシーの高さや専門家の助言が投資リターンをプラスにする確率を高める傾向にある。
キーワード：個人投資家，金融リテラシー，情報源，投資リターン

１

はじめに

日本の家計の金融資産に占める預貯金の割合の高さは何に起因するのか，それを明らかにするには，日本の個人投資家のリスク資産の選択やその投資リターンがどのような要因によって決定されるのかについての理論的，実証的な解明が不可欠である。個人投資家のリスク資産選択や投資リターンの決定要因については，様々なタイプの先行研究が存在するが，日本の個人投資家についての明快な知見は必ずしも豊富とはいえない。
一般的に，個人の金融商品選択は，年齢や教育といった個人属性，所得額や金融資産額といった経済要因が主要な決定要因とされてきたが，近年の研究では標準的な金融理論で提示されているリスク
回避度や，行動ファイナンス理論で提示されている自信過剰といった心理的要因にも影響されることが明らかにされている 1）。さらに，心理的要因の中でも，「金融リテラシー」がリスク資産の保有や投資の成果にとって重要な役割を果たしていることが認識されつつある。
本稿では，金融リテラシーについて，海外の先行研究がその重要性を意識しているものの，日本では未だ研究の少ない以下の点に焦点を当てて分析を行う。
第一は説明変数に関して，金融リテラシーの中でも，基礎的リテラシーと応用的リテラシーのどちらが日本の個人投資家に大きな影響を持っているのか，という点である。これに関連する先行研究に86

日本の個人投資家のリスク資産投資

は Van Rooij et al.（2011）がある。 彼らは，複利，インフレといった数学的理解力を測る「基礎的な金融リテラシー指標（基礎的リテラシー）」と，投資信託の仕組みといった実際に投資する際に必要とされる知識水準を測る「より進んだ金融リテラシー指標（応用的リテラシー）」を区別して分析を行い，「基礎的リテラシー」は個人投資家の株式の保有に影響を与えていないが，「応用的リテラシー」は個人の株式投資参入に大きく寄与しているとしている。
従来，日本においては，金融リテラシーの「中身」については数学的理解力も実践的知識も区別せずに「必要」とだけされてきたように思われる。もし日本においても Van Rooij et al.（2011）が示したのと同様に，応用的リテラシーの方が個人投資家のリスク資産保有に対して影響が大きいのであるな
らば，金融教育においても，投資信託の仕組みといった実際の投資に必要な実践的知識に重点が置かれなければならないだろう。逆に日本においては基礎的リテラシーの方が重要な要因であれば，金融教育の重点は数学的常識の浸透に置かれるべきだということになる。
説明変数に関しては，さらに，金融リテラシーと密接な関係があると思われる情報源の影響力（専門家の助言がどの程度影響力を持っているか）にも焦点を当てた。海外の先行研究では，金融リテラ
シーと情報源の関連，金融機関の助言などが個人投資家のリスク資産保有や投資パフォーマンスにどのように影響しているかについての研究の蓄積がみられる。それに対し，筆者らの知る限り，日本の個人投資家を対象に，どのような情報源が個人投資家に影響力を持っているかについて分析した研究は見当たらない。
専門家の助言が日本の個人投資家のリスク資産保有や投資成果に影響があるかを明らかにすること
は，銀行や証券会社などの金融商品取引業者にどのような情報発信を求めるべきか，金融商品取引業者から独立した助言者は必要かといった問いを考察するための基礎的知見を提供することになるだろう。
第二は被説明変数に関して，投資の成果（投資リターン）を用いたことである。日本のこれまでの研究では，データの利用可能性の問題から投資成果（投資リターン）を被説明変数とする分析は筆者らの知る限り見当たらない。本稿では，アンケート回答者の投資成果についての主観的な回答（一定期間において自身の投資リターンが正だったかどうか）を用いて，金融リテラシーや情報源が日本の個人投資家の投資成果にどのような影響を与えたか，分析を試みる 2）。
以降第 2 節では先行研究を整理し，仮説を設定した。第 3 節ではデータの収集及びクリーニングの方法を紹介するとともに，データの特性を報告した。第 4 節では推計式と実証分析の結果を述べた。
第 5 節では結論をまとめた。

２

先行研究と仮説

本稿の第一の関心の焦点である「基礎的リテラシーと応用的リテラシーのどちらが重要な要因か」に関連する先行研究として，Van Rooij et al.（2011）がある。 彼らは，オランダの個人投資家を対象としたサーベイ調査のデータを用いて個人投資家の金融リテラシーと株式市場への参加の関係について分析している。彼らは，複利，インフレーションや貨幣錯覚など，数学的理解力を中心とする「基礎的な金融リテラシー指標」と，証券投資のリスクの意味，分散投資の意義，投資信託の機能など，実際に投資する際に必要な知識を測る「より進んだ金融リテラシー指標（応用的リテラシー）」を区別して分析を行っている。彼らの実証結果は，「基礎的リテラシー」が個人投資家の株式の保有に影響を与えていない代わりに，「応用的リテラシー」が個人の株式投資参入に大きく寄与していることを示87

経営財務研究Vol.39

No.1・2している。
日本における近年の金融リテラシーと金融商品選択の関係等に関する研究としては，Kadoya et al.
（2017），馮ほか（2017），家森（2017）などがあるが，いずれも基礎的リテラシーと応用的リテラ
シーとを区別していない。佐々木（2017）は，長寿社会において重要性を増すと考えられる年金についてのリテラシーを取り上げ，年金リテラシーは金融リテラシーと密接な関係があることを実証している。この年金リテラシーは国民年金に関する知識を測っており，Van Rooij et al.（2011）の応用的リ
テラシーの概念と類似している。
これは基礎的なリテラシー（佐々木は「金融リテラシー」としている）と応用的リテラシーの関係を分析した日本で数少ない論文である。また，山口（2017）は，日米の調査データから，日本の家計は「金融リテラシーが低いから『貯蓄から投資へ』と進まない」のではなく，むしろ因果関係は逆で「投資経験が少ないから金融リテラシーが低い」と理解すべきだと主張している。この因果関係の方向性についても，本稿では注意を払いつつ分析を進める。
以上の先行研究を踏まえ，Van Rooij et al.（2011）に倣って，基礎的リテラシーと応用的リテラシーのいずれが日本の個人投資家のリスク資産保有や投資成果に対して影響を持っているのかを検証するために，次の仮説 1-1，1-2 を立てる。
仮説1-1：基礎的リテラシーよりも応用的リテラシーを高めることが，個人投資家のリスク資産保有の確率を高める。
仮説1-2：基礎的リテラシーよりも応用的リテラシーを高めることが，個人投資家が正の投資リターンを得る確率を高める。
本稿の第二の関心の焦点である情報源の影響力（専門家の助言が重要か）については，筆者らの知る限り，日本の個人投資家を対象に分析した研究は見当たらない。海外の先行研究のうち，まず，
金融リテラシーと情報源の関連については，Bachmann and Hens（2015），Van Rooij et al.（2011）やCollins（2012）などの研究がある。
Bachmann and Hens（2015）は，専門家の助言に注目し，金融リテラシーが高い投資家であるほど，投資の意思決定を専門家に委ねる確率が高く，逆に金融リテラシーが低い投資家であるほど，自分で投資の判断を下す傾向を持つことを示している。
Rooij et al.（2011）は，金融リテラシーが低い投資家であるほど，家族や友人から助言を求め，金融
リテラシーが高くなるにつれて，新聞，書籍やインターネットから情報を求める割合が上昇することを示している。そのため，彼らは，情報源が資産運用の意思決定にも重要な影響を持っていることを主張している。
Collins（2012）は，どのような属性の人が助言を求めるのかについて実証した。その結果，金融についての助言を求めるのは，リテラシーの欠けた人たちというより，むしろ高所得，高学歴でリテラシーの高い人たちであることを 2009 年の米国の既存調査データによって実証した。
また，Calcagno and Monticone（2015）は，金融リテラシーが不足している人は，専門家に助言を求めない傾向があることを指摘している。彼らによれば，むしろ金融専門家は金融リテラシーの高い投資家に対して，より多くの情報を提供する傾向がある。このことは，金融リテラシーの低い人はますます金融情報から疎遠になり，格差が拡大することを示唆している。
このように，金融リテラシーと情報源とは相関があるので，金融リテラシーがリスク資産の保有行
動や投資リターンに影響をもたらすなら，情報源も同様に影響をもつことが考えられる。
次に，投資リターンと専門家の助言との関係に着目した研究としては，以下のようなものがある。
88

日本の個人投資家のリスク資産投資

Von Gaudecker（2015）は，金融助言と投資の効率性についての関係を分析した。彼らは，最も returnloss が大きい投資家グループにおいては，計算力が低く，かつ，外部の助言を求めない傾向にあることを明らかにした。
Kramer（2012）は，銀行において助言サービスを受けた投資家と取引執行のみを行ってもらった投資家とを比較し，助言の効果をオランダのデータを用いて実証した。株式，各種投資信託，債券などを含む金融資産を対象にした実証分析である。この論文の特徴の一つは，助言の効果がリスク，リター
ン，資産構成，タイミング・スキルといった様々な要素にどう現れたのかを取り上げた点にある。実証の結果は，助言によるリターン向上効果は見られないが，分散投資によるリスク削減効果が見られた。
なお，日本の先行研究では，近藤ほか（2015）が，銀行窓販で各種金融商品を購入した個人が各種リスク資産をも疑似的な預金とみなすのは，銀行の影響力によるとはいえないことを実証した。
このように，情報源と金融リテラシー，情報源と投資リターンを関連付けている先行研究の結論に基づき，どのような性質の情報が日本の個人投資家のリスク資産保有や投資成果に対して影響を持っているのかを検証するために，次の仮説 2-1，2-2 を立てる 3）。
仮説2-1：専門家のアドバイスへのアクセスを有する個人投資家は，リスク資産に投資する傾向を持つ。
仮説2-2：専門家のアドバイスへのアクセスを有する個人投資家は，高いリターンを得る。

３

データ

3.1

データ収集

本稿では，日本人の金融行動と金融リテラシー水準・心理特性を測定するため，インターネットを通じたアンケートを実施し，年齢，性別，職業，婚姻状況等の個人の属性に関する質問や居住形態等の資産状況に関する質問のほか，リスク回避度・金融リテラシー・金融知識の自己評価・情報源といった設問を設定した。インターネットでのサーベイ調査は，2017 年 2 月に実施し，5,571 人から回答を収集した。本稿では，インターネットを通じたサーベイ調査では通常高齢者がカバーされにくい問題を考慮し，高齢者の割合が年々増える日本社会という母集団の特徴を把握するために，高齢者標本を豊富に持つ調査会社に委託し，年齢を 25 歳から 79 歳までの 5 歳間隔の年代で 11 分類に分け 4），そ
れぞれの年齢分類をさらに性別で分け，合計 22 分類を得た。若年層と中高年層を万遍なくカバーするために，各分類にほぼ同数を割り振った 5）。また，アンケート調査票の質問内容を回答者に伝わりやすくするために，研究メンバーでの議論及び調査会社との打ち合わせを数回行い，適切な言葉遣い
及びレイアウトについて推敲した。さらに，サーベイ調査の精度を高めるために，金融リテラシー水準を測定する重要な質問にあたっては，事前に回答者が金融知識を調べることがないよう，注意書きを掲載した。
本稿では，リスク資産の保有行動を分析するための被説明変数は，リスク資産の保有経験の有無である。リスク資産は，さらに（1）株式，（2）投資信託，（3）投資信託の内インデックス型投資信託，（4）
投資信託の内インデックス型以外の投資信託の 4 つのサブサンプルに分けて分析した 6）。また，リスク資産に投資することで獲得したリターンを尋ねる質問項目，具体的には，2015 年 1 月初め時点（調89経営財務研究Vol.39

No.1・2

表１
分類

リスク資産の
保有経験

変数

表記

変数一覧

Panel A：被説明変数
変数の種類

変数の詳細
リスク資産 ( 株式もしくは投資信託 ) の保有経験ダミー
０= 保有したことがない 1= 保有したことがある

リスク資産の保有

Risk_market_participationカテゴリー変数

株式の保有
投資信託の保有

Stock_market_only
Mutual_fund_only

カテゴリー変数 株式のみを保有したことがある人のダミー
カテゴリー変数 投資信託のみを保有したことがある人のダミー

インデックス型投資信託の保有 Index_MF_participation_only カテゴリー変数 インデックス型投資信託のみを保有したことがある人のダミー
その他の投資信託の保有

Other_MF_participation_only カテゴリー変数

インデックス型以外のその他の投資信託のみを保有したことがある人のダミー

投資リターン

投資リターン

All_sum_return_positive

ここ 2 年間のリスク資産の投資リターンダミー
0=「ほぼゼロ」「マイナス」 1=「プラス」

金融

基礎的質問の正解数
応用的質問の正解数
全体の正解数

Panel B：説明変数
Basic_correct_number
離散型変数
Advanced_correct_number
離散型変数
All_correct_number
離散型変数

基礎的金融リテラシー 6 問の正解数
応用的金融リテラシー 9 問の正解数
金融リテラシー 15 問の正解数

加重平均の正解数
第一主成分

Weighted_financial_literacy
pc1

各質問の誤答率で加重平均した金融リテラシー 15 問の正解数
情報源の第一主成分の得点；「フォーマルな情報」

情報源

第二主成分
第三主成分

pc2
pc3

リスク回避度

低度なリスク回避度
中度なリスク回避度
高度なリスク回避度

Risk_aversion_Low
Risk_aversion_Medium
Risk_aversion_High

カテゴリー変数 最もリスク愛好的なグループダミー
カテゴリー変数 ある程度リスク愛好的なグループダミー
カテゴリー変数 リスク回避的なグループダミー

曖昧なリスク回避度

Risk_aversion_Dont_know

カテゴリー変数 リスク回避度が曖昧なグループダミー

リテラシー

カテゴリー変数

連続型変数
連続型変数

連続型変数
情報源の第二主成分の得点；「インフォーマルな情報」
連続型変数
情報源の第三主成分の得点；特定の専門家の意見
Panel C：重要なコントロール変数

査時点より約 2 年前）に保有していた金融商品（国債，株式，インデックス型投資信託及びインデッ
クス型以外の投資信託）の売却損益と保有損益の合計に関する質問を設定した 7）。その答えは「プラス」，「ほぼゼロ」と「マイナス」のいずれかになる 8）9）。リスク資産の保有経験とリターンといった金融行動を分析するための被説明変数の定義は，表 1 の Panel A のとおりである。リターンに関する分析では，ここ 2 年間リスク資産を保有したことがあり，投資リターンの該当質問項目に回答し，かつ「わからない」と答えていない回答者に限定している。
回答者の特性を分析するための説明変数は表 1 の Panel B のとおりである。
まず，金融リテラシー水準を測定するために，Van Rooij et al.（2011）及び日本銀行の「金融リテラ
シー調査」2016 年版も参照して，合計 15 問を設定した。本稿では Rooij et al.（2011）に倣い，金融リ
テラシーの質問を基礎的質問と応用的質問の 2 つに分け，6 つの基礎的質問は金利，複利計算，イン
フレーション，貨幣の時間的価値と貨幣錯覚に関するものであり，9 つの応用的質問は投資信託の投資対象・手数料，円高，金融商品の長期リターン，ボラティリティ，分散投資や債券価格と利子率の関係などについて尋ねた 10）。金融リテラシー水準を測る変数として，基礎的質問の正解数 ʻBasic_correct_numberʼ，応用的質問の正解数 ʻAdvanced_correct_numberʼ，全体 15 問の合計正解数 ʻAll_correct_
numberʼ を用いる。そして，質問の難易度がそれぞれ異なるため，各質問の誤答率を考慮した合計正解数 ʻWeighted_ﬁnancial_literacyʼ も金融リテラシー水準の尺度として作成した。
情報源について，「資産運用を行う場合，どのような情報を参考にするのか」と尋ね，資産価格の動き，メディア（マスメディア・インターネット）で得た情報，家族・親戚・友人・知人の意見，自分の判断，特定の１人の専門家の意見，不特定の専門家の意見とその他の情報の 7 選択肢から複数選択をさせ，Bachmann and Hens（2015）の分析手法に倣い，主成分分析を行い，3 つの主成分を抽出した 11）。第一主成分に大きく寄与しているのは「資産価格の動き」，「メディアから得た情報」及び「不特定の専門家の意見」であるので，第一主成分を「フォーマルな情報」と解釈し，第二主成分は「家族・友人・知人の意見」を主に含んでいるので「インフォーマルな情報」と解釈し，第三主成分は主に「特定の専門家の意見」を示しているので，「専門家の助言」と解釈している。情報源が金融行動に与え90日本の個人投資家のリスク資産投資る影響を検証するために，各主成分の得点の結果 ʻpc1ʼ・ʻpc2ʼ・ʻpc3ʼ を回帰分析の説明変数として採用した。
本稿では，重要なコントロール変数として，回答者のリスク回避度を分析に入れる。その定義は表1 の Panel C のとおりである。
「リスク回避度」については，Van Rooij et al.（2011）を参照して，3 つの質問で測定した。まず，転職を考える場合として，「問 1：50％の確率で今の 2 倍の所得が得られ，50％の確率で今の 2/3 ほどになるとしたら，転職するか否か」と尋ねた。問 1 に「転職する」と答えた人に，引き続き「問 2：転職後に 50％の確率で今の２倍の所得が得られ，50％の確率で今の半分ほどになるとしたら，転職するのか」を答えさせた。一方，問 1 に「転職しない」または「わからない」と答えた人に，「問 3：転職後に 50％の確率で今の 2 倍の所得が得られ，50％の確率で今の 8 割ほどになる場合，転職するのか」と尋ねた。本稿では，問 1 と問 2 に「転職する」と答えた人を「低度なリスク回避度」を持つとする；問 1 に「転職する」かつ問 2 に「転職しない」または「わからない」と答えた人を「中度なリスク回避度」を持つとする；問 1 に「わからない」と答えた人を「曖昧なリスク回避度」を持つとする；問 1 に「転職しない」かつ問 3 に「転職する」または「わからない」と答えた人を「高度なリスク回避度」を持つとする；問 1 と問 3 に「転職しない」と答えた人を「最も高度なリスク回避度」とする。これらを踏まえて，4 つのリスク回避度ダミー変数：「低度なリスク
回避度」，「中度なリスク回避度」，「高度なリスク回避度」，「曖昧なリスク回避度」を作成し，「最も高度なリスク回避度」のグループを基準グループとした。
本稿では，上記の変数のほか，個人属性の変数として，年齢，学歴，職業，性別，婚姻状況及び世帯人数を含んでおり，金融属性の変数として不動産所有状況，金融業務経験及び個人の投資経験が含まれている。

3.2

データクリーニング

インターネットを通じたサーベイ調査では「いい加減な回答」という問題が頻繁に指摘されている。
こうした不良回答を除外するため，本稿における最も重要な変数の 1 つである金融リテラシーに関する質問への回答に注目し，下記の 3 つの条件のいずれかを満たす回答をサンプルから削除する。
第一に，金融リテラシーの全 15 問に対して，15 問すべてを「わからない」あるいは「回答しない」と答えたものである。第二に，基礎的リテラシーの 6 問に対して，同じ番号を選んだものである。第三に，応用的リテラシーの 9 問に対して，同じ番号を選んだものである。以上のデータクリーニングを行った後，有効回答の数が 4,587 件となっている 12）。後述の分析結果は，すべてこのデータクリー
ニングを行った後のサンプルを用いて分析するものである。

3.3

記述統計

本稿の回答者においては，リスク資産の保有について，47％の人はリスク資産を保有した経験があり，41% の人は株式を保有した経験がある。そして株式に比べて投資信託，特にインデックス型投資信託の保有が少なく，わずか 19% である。被説明変数であるリスク資産保有の記述統計量は，表2 の Panel A で示されている。表 2 の Panel B は投資リターンの質問を答えた 485 人のうち，ほぼ半分の人は自分が正のリターンを獲得したと回答したことを示している。
表３は「金融リテラシー」15 問の質問別の正解率を示している。「金利」「複利①」「インフレーショ
91

経営財務研究Vol.39

No.1・2

表２

被説明変数の基本統計量

Panel A：リスク資産の保有経験変数
サンプル数 平均値
Risk_market_participation
4,587
0.47
Stock_market_only
3,300
0.26
Mutual_fund_only
2,705
0.10
Index_MF_participation_only
2,481
0.02
Other_MF_participation_only

2,564

標準偏差
0.50
0.44
0.30
0.15

0.05

0.23

Panel B：投資リターン
変数
サンプル数 平均値
All_sum_return_positive
485
0.49

表３

標準偏差
0.5

金融リテラシー質問別の正解率
Panel A：基礎的金融リテラシー

正解率

（1）

（2）

（3）

（4）

（5）

（6）

金利

複利①

複利②

インフレーション

時間的価値

貨幣錯覚

0.88

0.58

0.47

0.56

0.4

0.51

Panel B：応用的金融リテラシー

正解率

（1）

（2）

（3）

（4）

（5）

（6）

（7）

（8）

（9）

投資信託機能円高

投資信託手数料

リターン

ボラティリティ

分散投資

リスク

投資信託対象

債券価格

0.5

0.15

0.24

0.26

0.58

0.6

0.52

0.51

0.17

ン」と「貨幣錯覚」の質問に関しては正解率が 5 割を超えており 13），回答者は数学的理解力（基礎的リテラシー）が一定程度あることが示されている。一方，債券の価格と利回りの関係や円高の影響といった金融商品や金融市場に関する実践的知識（応用的リテラシー）における正解率は低い。
金融リテラシーとリスク資産保有のクロス集計結果は，表 4 の Panel A 上段のとおりである。まず，「全体」で標本全体の特徴を見ると，リスク資産保有経験のあるグループの正解数 8.51 が経験のないグループの正解数 5.5 より多く，
15 問中約 3 問の差がある。また，その正解率の差は，「基礎的質問」
においてよりも「応用的質問」においての方が大きくなっている 14）。基礎的質問よりも応用的質問の方が投資経験の有無によって正解率の差が大きくなるのは興味深い。応用的リテラシーの方が基礎的リテラシーよりもリスク資産保有との関連が強いのかもしれない。
さらに，株式，インデックス型投資信託，その他投資信託の 3 つの商品カテゴリーに投資経験のある 3 つのグループで比較して見ると，インデックス型投資信託のみに投資経験をもつグループが，「全体」及び「応用的質問」において正解数が最も多くなっている。株式のみに投資経験をもつグループ
は，「基礎的質問」の正解数が 3 グループの中で最も多い一方，「応用的質問」の正解数は最も少ない。
インデックス型投資信託投資家は応用的リテラシーに比較的優れ，株式投資家は基礎的リテラシーには優れるが応用的リテラシーでは劣ることも興味深い。応用的リテラシーの高さはインデックス型投資信託保有と，基礎的リテラシーの高さは株式保有と関連が強いのかもしれない。
なお，「応用的質問」のうち，投資信託の手数料について正しく回答した人は，投資信託保有経験者の約 4 割にとどまっており 15），投資信託の保有者自身が投資している金融商品に関するコスト意
識が弱いうえに，銀行や証券会社など金融商品取引業者から正しい情報が伝えられていない可能性を示唆している。
表４の Panel B 上段は，金融リテラシーと投資リターンのクロス集計結果である。投資リターンが92日本の個人投資家のリスク資産投資

表４

心理変数・行動特性と投資行動の関係
Panel A：リスク資産の保有経験

全サンプル

投資経験
なし

リスク
資産

リスク資産保有経験あり vs なし

基礎的質問の正解数

3.39

2.89

3.94

応用的質問の正解数

3.53

2.61

6.92
3.86

変数

Panel B：投資リターン
インデックス型 その他の投資信託 投資信託

株式

投資信託

1.05［20.66］***

0/-

3.7

3.49

3.58

3.34

4.3

4

4.57

1.96［28.24］***

3.8

4.38

4.62

0.62［4.23］***

4.55

3.96

5.6

5.15

6.07

5.5

8.51

3.02［29.00］***7.5

0.92［4.68］***

7.87

8.13

7.3

9.9

9.15

10.69

2.99

4.84

1.85［29.33］***

4.2

1.53［5.09］***

4.43

4.59

4.07

5.74

5.28

6.23

0.95［5.01］***

正解数
金融

リテラシー 全体の正解数
加重平均の正解数

正解数

平均値
金融

+

投資リターン+ vs 0/-

全体

平均値

基礎的質問の正解率

0.56

0.48

0.66

0.18［20.66］***

0.62

0.58

0.6

0.56

0.72

0.67

0.77

0.10［4.23］***

リテラシー 応用的質問の正解率

0.39

0.29

0.51

0.22［28.24］***

0.42

0.49

0.51

0.44

0.62

0.57

0.67

0.10［4.68］***

参照する割合

情報源

参照する割合資産価格の動き

0.33

0.27

0.4

0.13［9.06］***

0.32

0.38

0.29

0.33

0.53

0.5

0.57

0.07［1.53］

メディアで得た情報

0.43

0.41

0.45

0.04［3.05］***

0.41

0.39

0.36

0.36

0.52

0.5

0.55

0.05［1.16］

家族・親戚・友人・知人の意見

0.26

0.34

0.18

-0.16［-12.71］***

0.18

0.16

0.15

0.19

0.16

0.16

0.16

0.00［-0.03］

自分の判断

0.45

0.33

0.59

0.26［18.43］***

0.59

0.43

0.29

0.47

0.64

0.56

0.72

0.17［3.83］***

特定の１人の専門家の意見

0.05

0.04

0.07

0.03［4.15］***

0.03

0.12

0.15

0.11

0.09

0.1

0.08

-0.02［-0.96］

不特定の専門家の意見

0.17

0.2

0.14

-0.06［-5.75］***

0.1

0.13

0.07

0.14

0.19

0.19

0.2

0.01［0.36］

平均値

リスク
回避度

平均値

低度なリスク回避度

0.07

0.06

0.08

0.01［2.00］**

0.06

0.09

0.07

0.08

0.1

0.09

0.11

0.02［0.77］

中度なリスク回避度

0.17

0.15

0.19

0.04［3.39］***

0.17

0.2

0.25

0.17

0.2

0.17

0.23

0.06［1.61］

高度なリスク回避度

0.12

0.12

0.13

0.02［1.83］*

0.12

0.16

0.09

0.17

0.14

0.15

0.14

0.00［-0.05］

最も高度なリスク回避度

0.44

0.45

0.42

-0.02［-1.53］

0.46

0.4

0.47

0.41

0.42

0.45

0.39

-0.06［-1.33］

曖昧なリスク回避度

0.2

0.23

0.18

-0.05［-4.01］***

0.19

0.16

0.11

0.17

0.13

0.14

0.12

-0.02［-0.61］

カッコ内は t 値。*** は 1% 水準，** は 5% 水準，* は 10% 水準で統計的に有意であることを示す。

正のグループの方が，ゼロまたは負のグループよりも，「全体」「基礎的質問」「応用的質問」いずれにおいても，正解数が平均的に多くなっている。金融リテラシーの高さは，基礎的リテラシー，応用的リテラシーともに，投資成果と関連がありそうである。
情報源の種類とリスク資産保有，情報源と投資リターンのクロス集計結果は，表４の中段のとおりである。リスク資産に投資したことのある人のうち，「自分自身の判断」「資産価格の動き」「メディアの情報」や「特定の一人の専門家」を参考にする割合が投資経験のないグループに比べて大きく，「家族・知人」や「不特定の専門家の意見」には相対的に依存していないことを示している。リスク資産に投資したことのあるグループと投資経験のないグループの間，特に「自分自身の判断」及び「家族・知人」への依存度に関しては，差が大きいことがわかる。
表 5 はデモグラフィック変数の基本統計量を示すものである。本稿の分析対象の平均年齢は 52 才であり，平均世帯所得と平均世帯金融資産はともに 400 〜 600 万円の範囲である 16）。

表５

サンプルの特徴

変数

平均値

標準偏差

最小値

中央値

最大値

年齢

52.27

15.08

25

52

79

世帯年収

4.19

1.55

1

4

10

世帯金融資産

4.77

2.88

1

5

10

大卒以上

0.44

0.5

0

0

1

男性

0.51

0.5

0

1

1

定年

0.12

0.33

0

0

1

既婚

0.72

0.45

0

1

1

93

経営財務研究Vol.39

No.1・2４

推計モデルと分析結果

4.1

推計モデル

本稿では，リスク資産の保有に影響する要因を分析するため，下記の式⑴と式⑶を用いてロジット
回帰分析を行った。回帰分析の被説明変数は，前節のとおり，リスク資産全体の保有経験ダミー，株式の保有経験ダミー，投資信託の保有経験ダミー，インデックス型投資信託の保有経験ダミー及びその他の投資信託の保有経験ダミーの 5 つであり，それぞれに対して分析を行う。ここで，回帰分析に用いられる被説明変数は，各カテゴリーについて，そのカテゴリーの金融資産（株式，投資信託，インデックス型投資信託とその他の投資信託）のみの保有に対して 1，それ以外の保有に対して 0 となるダミー変数である 17）。リスク資産の保有によるリターンを分析するために，アンケート回答者の主観的なリターンを被説明変数としており，思い違いをできるだけ防ぐために回答を単純化し，「リ
ターンが正と思う」と回答した場合を１，「ゼロまたは負と思う」と回答した場合を０と，被説明変数を二値とした。また，世代やライフサイクルを考慮して，式⑵と式⑷を用いて年齢と性別でマッチングをした条件付ロジスティック回帰を行った 18）。

リスク資産保有経験 =α ＋ β1・金融リテラシー ＋ β2・リスク回避度＋ β3・コントロール変数 ＋誤差項⑴

投資リターン =α ＋ β1・金融リテラシー ＋ β2・リスク回避度＋ β3・コントロール変数 ＋誤差項⑵

リスク資産保有経験 =α ＋ β1・情報源の主成分得点 ＋ β2・リスク回避度＋ β3・コントロール変数 ＋誤差項⑶

投資リターン α ＋ β1・情報源の主成分得点 ＋ β2・リスク回避度＋ β3・コントロール変数 ＋誤差項

4.2

リスク資産の保有に関する回帰分析の結果

4.2.1

説明変数「金融リテラシー」の影響⑷

推計式⑴を用いて仮説 1-1 を検証したロジット分析の結果は表 6 のとおりである。表 6 の Panel A〜 E はそれぞれ，「A リスク資産全体」，「B 株式」，「C 投資信託」，「D 投資信託の内インデックス型投資信託」，「E 投資信託の内インデックス型以外の投資信託」についての回帰結果を示している（基礎的リテラシーと応用的リテラシーのインパクトを比較するために，各 Panel のモデル⑴⑵⑶について，左の列は係数，右の列は限界効果を示している）。
まず，基礎的，応用的両者を合わせた金融リテラシー全体の効果を見てみると，Panel A 〜 E を通して，ʻAll_correct_numberʼ は 1% 有意水準で正であり，金融リテラシーの高さがリスク資産保有の確率を高める関係となっている。この結果は，Kadoya et al.（2017）の日本の個人投資家を対象とする実94

0.041***

0.093***

0.434***

0.402***

0.077***

0.221**

0.308***

0.059***

0.184

0.052

0.010

0.196**

812.392

Chi-squared

0.077***

0.432***

0.077***

0.039**

0.207**

0.037**

0.033

0.184

0.033

0.035**

0.204**

0.036**

0.001

948.641

0.231

4587

［-13.48］-4.226***

Yes

4587

Yes

0.007***

Marginal
Effect0.000

Marginal
Effect0.327***

0.007***［0.23］ ［0.23］

0.020

（3）

-0.092-0.002-0.091-0.002［5.33］ ［4.61］ ［5.31］ ［4.53］

0.333***（2）

0.024***

Marginal
Effect0.142***

0.023***［2.13］ ［2.14］

0.010**

Marginal
Effect0.436***

0.427***

0.217**
0.208*
0.192**

0.217**
0.204*
0.190**
Yes

0.133

0.022

0.280**

0.046**

0.198

0.032

0.180

0.029

0.183

0.186

0.125

0.021

0.069

0.011

0.068

0.011

0.075

0.075

0.000

0.070

0.011

0.085

0.014

0.082

0.079

-4.105***

Yes

0.002

0.039**

3300

Yes

434.993

0.145

3300

［-11.36］-4.289***

Yes

3300

Yes

0.011***

Marginal
Effect-0.004

Marginal
Effect0.248***

0.012***［-1.42］ ［-1.41］-0.082（3）-0.0790.771**

0.037**

0.781**

0.778**

0.201***［4.49］（5）432.911

0.145

3300

0.351***
0.037**（4）

432.499

0.144

3300

0.011

0.342

0.007

0.339

0.007

0.353

0.362

-0.005-0.305-0.006-0.306-0.006-0.310-0.3000.026**

0.366

0.018

0.382

0.018

0.398

0.401

0.573**

0.028**

0.515*

0.025*

0.506*

0.024*

0.543*

0.542*［2.05］ ［2.04］ ［1.40］ ［1.40］ ［1.45］ ［1.46］ ［1.52］ ［1.53］

0.539**-0.016-0.599-0.013-0.595-0.013-0.595-0.598-0.056-0.003

0.110

0.005

0.088

0.004

0.082

0.078

56.263Chi-squared

84.982

0.131

2449

2449

Yes

93.042

0.131

2449

［-4.48］-5.102***

Yes

2449

Yes

Yes

-7.263***

Yes

70.225

0.122

2449

73.731

0.124

2449

94.349

0.088

2559

［-4.54］ ［-4.53］ ［-6.36］-5.227*** -5.137***

Yes

カッコ内は z 値。*** は 1% 水準，** は 5% 水準，* は 10% 水準で統計的に有意であることを示す。

0.089

Pseudo R-Square2449［-4.52］2449［-4.11］Obs.

-5.071***Yes-4.644***

Yes

Yes

cons.

2559

Yes

121.416

0.115

2559

［-6.80］-7.790***

Yes

2559

Yes

130.682

0.117

2559

［-6.68］-7.687***

Yes

2559

Yes

Yes

106.571

0.104

2559

107.930

0.104

2559

［-6.70］ ［-6.67］-7.735*** -7.694***

Yes［-1.64］ ［-1.61］ ［-1.26］ ［-1.25］ ［-1.26］ ［-1.24］ ［-1.26］ ［-1.27］ ［-0.22］ ［-0.22］ ［0.43］ ［0.43］ ［0.34］ ［0.34］ ［0.32］ ［0.30］-0.758［-0.48］ ［-0.48］ ［-0.61］ ［-0.61］ ［-0.61］ ［-0.61］ ［-0.62］ ［-0.60］ ［2.09］ ［2.07］ ［1.85］ ［1.84］ ［1.82］ ［1.81］ ［1.96］ ［1.95］-0.240［1.47］ ［1.45］ ［1.01］ ［1.01］ ［1.00］ ［1.00］ ［1.04］ ［1.07］

0.508

0.011***

Marginal
Effect0.054**

0.025***

Marginal
Effect-0.004

Marginal
Effect0.313***

0.026***［-1.07］ ［-1.07］-0.048（3）

Panel C：投資信託

0.586**

0.048**

0.587**

0.048**［9.95］ ［9.78］ ［9.68］ ［9.47］

0.299***（2）

0.591**［8.34］

0.174***（4）

0.582**［8.65］

0.291***（5）

0.045***

0.300

0.025

0.309*

0.025*

0.333*

0.333*

0.040**

0.376*

0.031*

0.373*

0.031*

0.404*

0.405**-0.013

0.032

0.003

0.021

0.002

0.012

0.007

-4.959***Yes

152.760

0.088

2705

2705

Yes

226.264

0.138

2705

［-9.02］-5.528***

Yes

2705

Yes

227.837

0.139

2705

［-8.86］-5.463***

Yes

2705

Yes

Yes

204.117

0.122

2705

208.819

0.124

2705

［-9.03］ ［-8.95］-5.544*** -5.476***

Yes［-0.80］ ［-0.80］ ［0.16］ ［0.16］ ［0.10］ ［0.10］ ［0.06］ ［0.03］-0.155［2.27］ ［2.26］ ［1.83］ ［1.84］ ［1.82］ ［1.83］ ［1.96］ ［1.96］

0.461**［2.82］ ［2.84］ ［1.63］ ［1.64］ ［1.67］ ［1.68］ ［1.82］ ［1.82］

0.520***［2.46］ ［2.46］ ［2.16］ ［2.16］ ［2.15］ ［2.15］ ［2.24］ ［2.21］

0.632**［3.32］ ［3.31］

0.133***（1）［-11.33］［-11.28］ ［-8.27］［4.81］
0.776**［5.62］ ［5.32］ ［5.69］ ［5.34］

0.223***（2）Yes-4.313*** -4.271***

Yes

0.120***

0.790**

432.624

0.144

3300

［-11.42］-4.204***

Yes

Panel E：インデックス型以外の投資信託
Marginal
Effect3300［0.97］ ［0.97］

0.050

（1）

409.660

0.133

3300

Yes

［0.02］ ［0.02］ ［0.59］ ［0.59］ ［0.71］ ［0.71］ ［0.68］ ［0.66］

0.003［0.89］ ［0.89］ ［0.48］ ［0.48］ ［0.48］ ［0.48］ ［0.53］ ［0.53］［4.37］-0.0630.131［2.23］ ［2.24］ ［1.56］ ［1.56］ ［1.41］ ［1.41］ ［1.44］ ［1.46］

0.211***（5）932.089

0.226

4587

0.136

［4.52］（4）926.866

0.224

4587

0.022

［0.88］ ［0.88］ ［0.70］ ［0.70］ ［0.69］ ［0.69］ ［0.70］ ［0.68］［-13.49］［-13.35］ ［-10.68］-4.283*** -4.213***

Yes

0.136

0.188***［8.61］

0.311***（5）［18.05］0.112***［8.44］（4）

0.184***

0.028

0.026***

0.063**（3）

Panel B：株式
Marginal
Effect［8.54］ ［8.83］ ［6.85］ ［7.00］

0.162***（2）［17.70］0.168［5.38］ ［5.45］

0.144***（1）

金融リテラシー―リスク資産の保有［0.11］ ［0.11］ ［-0.16］ ［-0.16］ ［-0.16］ ［-0.16］ ［-0.11］ ［-0.14］ ［2.21］ ［2.19］ ［2.12］ ［2.10］ ［2.08］ ［2.06］ ［2.18］ ［2.17］

0.065

4587

Yes

Panel D：インデックス型投資信託

944.908

0.230

4587

Control variables

Risk_aversion_Dont_know

Risk_aversion_High

Risk_aversion_Medium

Risk_aversion_Low

0.004**

Marginal
Effect4587［2.41］ ［2.34］

0.206**

（1）

0.189

［-13.49］

4587

Pseudo R-SquareYes［-12.61］

Obs.

Yes

-4.168***Weighted_financial_literacy

0.048***（5）［0.56］ ［0.56］ ［2.03］ ［2.04］ ［2.12］ ［2.12］ ［2.00］ ［1.98］-3.882***

All_correct_number

0.270***（4）［2.82］ ［2.83］ ［1.64］ ［1.64］ ［1.63］ ［1.63］ ［1.86］ ［1.82］

Yes

Advanced_correct_number

0.009**

Marginal
Effect［2.02］ ［2.02］

0.048**（3）［4.09］ ［4.11］ ［2.17］ ［2.17］ ［2.03］ ［2.03］ ［2.14］ ［2.13］

cons.

Basic_correct_number

0.051***

Marginal
EffectPanel A：リスク資産［18.84］ ［21.98］ ［16.03］ ［17.80］

0.286***（2）［3.40］ ［3.41］ ［2.91］ ［2.92］ ［2.89］ ［2.89］ ［2.94］ ［2.86］

0.489***［10.30］ ［10.77］

0.216***

Marginal
EffectControl variables

Risk_aversion_Dont_know

Risk_aversion_High

Risk_aversion_Medium

Risk_aversion_Low

Weighted_financial_literacy

All_correct_number

Advanced_correct_number

Basic_correct_number

（1）

表６

日本の個人投資家のリスク資産投資95

経営財務研究Vol.39

No.1・2

証結果と整合的である。
次に，本稿の焦点である基礎的リテラシー ʻBasic_correct_numberʼ と応用的リテラシー ʻAdvanced_
correct_numberʼ の限界効果を比較すると，Panel A のリスク資産全体については，モデル⑴とモデル⑵を比較すると，応用的リテラシーの限界効果（0.051）が基礎的リテラシーの限界効果（0.041）を上回っており，また，モデル⑶についても同様の結果が得られた。この結果から，応用的リテラシーは
基礎的リテラシーよりも，個人投資家のリスク資産保有の確率を高める可能性が読み取れる。モデル⑴，⑵の限界効果によって経済的効果を試算すると，応用的リテラシーの正解数が 1 標準偏差分高いと，リスク資産を保有する確率が 13%（0.051 × 2.55）増えるが，基礎的リテラシーの正解数が１標準偏差分高いと，リスク資産を保有する確率が 7.38％（0.041 × 1.8）しか増えないことを意味している。
モデル⑶の限界効果からも，同様な傾向が見られる。
商品別に見てみると，Panel B の株式については，モデル⑵の応用的リテラシーの限界効果（0.026）
がモデル⑴の基礎的リテラシーの限界効果（0.024）よりわずかに大きい程度であるが，モデル⑶の応用的リテラシー指標の限界効果（0.023）は基礎的リテラシーの限界効果（0.010）より 2 倍以上大きく，
いずれも 1％または 5％水準で統計的に有意である。株式投資だけを取り出した場合も，やはり，基礎的リテラシーよりも応用的リテラシーの方が，個人投資家の株式保有の確率を高める可能性がある。
Panel C の投資信託を見ると，モデル⑵の応用的リテラシーの限界効果（0.025）がモデル⑴の基礎的リテラシーの限界効果（0.011）よりも大きく，モデル⑶では，応用的リテラシーの係数が 1％有意水
準で正であるのに対し，
基礎的リテラシーの係数は統計的に有意ではなかった。投資信託についても，
基礎的リテラシーよりも応用的リテラシーの方が，個人投資家の投資信託保有の確率を高める可能性がある。
Panel D のインデックス型投資信託と Panel E のインデックス型以外の投資信託の結果においても，
Panel C の結果と同様な傾向が見られる。
以上の回帰結果から，仮説 1-1（基礎的リテラシーよりも応用的リテラシーを高めることが，個人投資家のリスク資産保有の確率を高める）は支持されると考えられる。
ここで，山口（2017）が指摘した「金融リテラシーとリスク資産保有の間の逆因果の可能性」について検証した結果を示したい。逆因果の検証のために，操作変数として，「都道府県別の大学進学率」
または「市町村別の金融機関店舗数」19）を用いて，プロビット分析を行った。その結果，リスク資産全体の保有については，金融リテラシーの諸変数の効果について頑健性が確認された。しかし，金融
商品別の結果では，金融リテラシーの諸変数の効果について，有意な結果は得られなかった。
4.2.2

説明変数「情報源」の影響

推計式⑶を用いて仮説 2-1 を検証したロジット分析の結果は表 7 のとおりである。
第一主成分 ʻpc1ʼ「フォーマルな情報（資産価格の動きとメディアからの情報等）」の係数は，モデル⑴のリスク資産全体に対してのみ有意に正だが，商品別には統計的に有意な結果が検出されなかった。
第二主成分 ʻpc2ʼ「インフォーマルな情報（家族・友人・知人からの情報）」の係数は，すべてのモデルにおいて一貫して有意に負である。身近な非専門家からの情報を参考にする人は株式，投資信託といったリスク資産を保有しない傾向があることになる。
本稿の焦点である第三主成分 ʻpc3ʼ「専門家の助言」の係数は，モデル⑵の株式への投資に対しては統計的な有意性が見出せなかった一方，モデル⑶の投資信託，モデル⑷のインデックス型投資信託，モデル⑸のインデックス型以外の投資信託への投資に対しては有意に正という結果となった。以上か96

日本の個人投資家のリスク資産投資

表７
リスク資産
（1）
pc1
pc2
pc3
Risk_aversion_Low
Risk_aversion_Medium
Risk_aversion_High
Risk_aversion_Dont_know
Control variables
cons.
Obs.
Pseudo R-SquareChi-squared

Marginal
Effect

情報源―リスク資産の保有
株式（2）

Marginal
Effect

投資信託（3）

Marginal
Effect

インデックス型
投資信託（4）

Marginal
Effect

インデックス型以外の投資信託（5）

Marginal
Effect0.147*** 0.027*** 0.047
0.007
0.075
0.006
-0.153-0.0030.083
0.004［4.93］ ［4.96］ ［1.22］ ［1.22］ ［1.30］ ［1.31］ ［-1.30］ ［-1.28］ ［1.03］ ［1.03］-0.524*** -0.096*** -0.518*** -0.082*** -0.464*** -0.039*** -0.284** -0.006** -0.440*** -0.021***［-14.22］［-15.51］［-10.32］［-10.96］［-6.12］ ［-6.07］ ［-2.30］ ［-2.21］ ［-4.34］ ［-4.23］
0.111*** 0.020*** -0.086-0.0140.278*** 0.023*** 0.314*** 0.007*** 0.256*** 0.012***［3.32］ ［3.33］ ［-1.41］ ［-1.41］ ［5.27］ ［5.29］ ［3.17］ ［3.03］ ［3.53］ ［3.48］
0.551*** 0.101*** 0.198
0.032
0.688*** 0.058*** 0.185
0.004
0.857**
0.041**［3.82］ ［3.84］ ［1.03］ ［1.03］ ［2.64］ ［2.64］ ［0.33］ ［0.33］ ［2.36］ ［2.34］
0.457*** 0.084*** 0.309**
0.049**
0.575*** 0.048*** 0.660*
0.014*
0.530**
0.025**［4.60］ ［4.63］ ［2.41］ ［2.42］ ［3.07］ ［3.07］ ［1.83］ ［1.78］ ［2.03］ ［2.03］
0.312*** 0.057*** 0.095
0.015
0.397*
0.033*-0.192-0.004
0.536*
0.026*［2.71］ ［2.72］ ［0.63］ ［0.63］ ［1.91］ ［1.91］ ［-0.39］ ［-0.39］ ［1.93］ ［1.91］-0.064-0.012-0.117-0.019-0.223-0.019-0.814* -0.017* -0.087-0.004［-0.69］ ［-0.69］ ［-0.99］ ［-0.99］ ［-1.15］ ［-1.15］ ［-1.75］ ［-1.71］ ［-0.34］ ［-0.34］
Yes
Yes
Yes
Yes
Yes
-3.293***-3.653***-4.686***-4.276***-7.171***［-10.81］［-9.50］［-7.78］［-4.04］［-6.31］
4587
4587
3300
3300
2705
2705
2449
2449
2559
2559
0.211
0.16
0.119
0.104
0.116
895.163475.191
195.37678.469127.443

カッコ内は z 値。*** は 1% 水準，** は 5% 水準，* は 10% 水準で統計的に有意であることを示す。

ら，投資信託についてのみ，仮説 2-1（専門家のアドバイスへのアクセスを有する個人投資家は，リ
スク資産に投資する傾向を持つ）が支持される。
この結果は，銀行や証券会社などの専門家による助言を受けることは，株式投資を始めるきっかけになるかどうかが不明であるのに対し，投資信託を始めるきっかけとなる可能性を示している。株式と投資信託とで専門家の助言の効果が異なった理由は，株式と投資信託の何らかの性質の違いか，投資家の属性や性質の違いにあると解釈し得る。ここでは一つの仮説的解釈として「販売チャネル」の違いを挙げてみたい。すなわち，株式は銀行窓口で直接販売されていないのに対し，投資信託は銀行で購入できるという違いに着目する。もしアンケート回答者の多くが，ここで言う「ひとりの専門家」
を銀行窓口や渉外担当者だと想定しているとすれば，証券会社よりも接触密度が高いと思われる銀行の影響の強さによると考えられる。実際，仮説 2-1 は投資信託には支持されたが，インデックス投資信託だけでなく，銀行の販売手数料が高い複雑な商品が数多く含まれている「その他投資信託」についても，「専門家」の影響が明確に見られた。
近藤ほか（2015）は，サーベイ調査によって得たデータから，銀行窓販で各種金融商品を購入した個人が，リスクのある各種金融商品をも疑似的な預金とみなす傾向を見出しており，この中には当然，投資信託も含まれる（投資信託を疑似預金と見なせば，心理的ハードルが下がり購入しやすくなるだろう）。この傾向から，彼らは銀行窓販のユーザーが銀行から強い影響を受けているのではないかとの仮説を立て，これを検証した。しかし，彼らは，銀行窓販ユーザーが投資信託も含めた各種金融商
品を疑似預金と見なすのは，銀行の影響力によるとは言えないと結論している。だが，今回の実証結果からは，株式と異なり，投資信託の保有には「専門家」の明確な影響が見出されており，銀行の影
響力を否定できない。
今回のアンケートの作り込みの一つの弱点は，「専門家」の中身を特定できていないことである。
具体的には，日本の個人投資家が投資信託を始めるに当たっての「専門家の影響」とは何なのか，各97

経営財務研究Vol.39

No.1・2種金融商品の銀行窓販における銀行の影響力はどの程度強いのかは明確ではない。これらの日本人の金融資産形成上に重要な問いについては，今後の研究課題としたい。
情報源についても，リスク性資産の保有との逆因果を検証するために，操作変数として，「都道府
県別の大学進学率」または「市町村別の金融機関店舗数」を用いて，プロビット分析を行った。すべての 2 段階プロビット分析において，上記と同様の結果が得られなかった。このように，逆因果の可能性を否定しきれなかった要因としては，操作変数の妥当性に問題があることが考えられる。例えば金融機関の店舗数は，投資信託の保有確率にも影響を及ぼしているかもしれない。本稿ではこれら以外の適切な操作変数を見出すことができなかった。
ま た， 表 7 の リ ス ク 回 避 度 の 結 果 を 見 る と， モ デ ル ⑴ の リ ス ク 資 産 の 保 有 に 対 し て，ʻRisk_
aversion_Lowʼ・ ʻRisk_aversion_Mediumʼ と ʻRisk_aversion_Highʼ の 3 つの変数がすべて統計的に有意に正である。リスク回避度ダミー変数のそれぞれの限界効果から見ると，ʻRisk_aversion_Lowʼ（0.101）とʻRisk_aversion_Mediumʼ（0.84）は，ʻRisk_aversion_Highʼ（0.057）よりも大きくなっている。さらに，金融資産の種類別でみると，モデル⑶の投資信託全体及びモデル⑸の投資信託の内インデックス型以外の投資信託に関しては，同様な結果が得られた。つまり，本稿では，リスク資産，投資信託全体，特に投資信託の内インデックス型以外の投資信託の結果については，リスク回避度が低いほど，リスク
資産に投資するという標準的な金融理論の主張と整合的である。
それらの結果とは対照的に，モデル⑵の株式及びモデル⑷のインデックス型投資信託の保有に対しては，ʻRisk_aversion_Mediumʼ のみが正に統計的に有意であり，そしてリスク回避度ダミーの限界効
果の間には序列関係が見られない。標準的な金融理論に従えば，証券市場線において，株式は投資信託の延長線上にあることが考えられる。しかし，本稿の結果においては，リスク回避度は，リスクの大きい株式の保有に対して影響を持たない反面，よりリスクが小さい投資信託の保有に重要な影響を持っていることは予想外の結果である。
ただし，投資信託の特性に応じて上記の結果を考えると，必ずしも標準的な金融理論と矛盾している結果とは言えない。インデックス型投資信託をそれ以外のものと比較したときに，インデックス型
投資信託は市場指数に連動するので，分散投資による投資効率が優れていると言われ，個別株やインデックス型投資信託以外の投資信託と比較して，相対的にリスクは小さいと考えられる。インデック
ス型投資信託以外のその他の投資信託については，リスクが大きく，複雑な商品が多数入っているので，投資家によって，分散投資の効果が十分に理解できず，株式よりもリスクが高く認識されていることが考えられる 20）21）。

4.3

投資リターンに関する回帰分析の結果

4.3.1

説明変数「金融リテラシー」の影響

推計式⑵を用いて仮説 1-2（基礎的リテラシーよりも応用的リテラシーを高めることが，個人投資家が正の投資リターンを得る確率を高める）を検証した結果は表 8 のとおりである。
まず，基礎的，応用的両者を合わせた金融リテラシー全体の効果を見てみると，「リスク資産全体」
を被説明変数としたモデル⑷の係数は 1％水準で有意に正となっている。なお紙面の制約から表 8 には商品別の回帰結果を記載していないが，「株式」，「投資信託」，「投資信託の内インデックス型投資信託」，「投資信託の内インデックス型以外の投資信託」をそれぞれ被説明変数とした場合も，係数は 1％または５％水準で有意に正となっており，いずれの商品においても，金融リテラシーの高さ
98日本の個人投資家のリスク資産投資

表８

投資リターンに関する回帰分析の結果
金融リテラシー（1）

Basic_correct_number

（2）

（3）

0.232***［3.95］

0.139［1.54］
0.192***［2.95］

0.239***［2.88］

Advanced_correct_number
All_correct_number

情報源
（4）

（5）

0.171***［4.21］

Weighted_financial_literacy

0.261***［4.19］

pc1
pc2
pc3
Risk_aversion_Low
Risk_aversion_Medium
Risk_aversion_High
Risk_aversion_Dont_know
Control variables
Obs.
Pseudo R-SquareChi-squared

（6）

0.003
［0.01］
0.034［0.11］
0.074［0.22］-0.035［-0.10］
Yes
404
0.145
29.2690.118［0.27］-0.026［-0.08］0.133［0.39］
0.306［0.88］
Yes
404
0.167
33.4890.077［0.17］-0.067［-0.21］
0.096［0.28］
0.316［0.89］
Yes
404
0.175
35.5990.063［0.14］-0.069［-0.22］0.086［0.25］
0.291［0.82］
Yes
404
0.175
35.4130.070［0.16］-0.060［-0.19］0.075［0.22］
0.285［0.81］
Yes
404
0.171
35.3430.021［0.20］-0.083［-0.70］0.289**［2.48］
0.199［0.44］
0.157［0.56］
0.04［0.11］-0.257［-0.75］
Yes
404
0.143
32.501

カッコ内は z 値。*** は 1% 水準，** は 5% 水準，* は 10% 水準で統計的に有意であることを示す。

が投資リターンをプラスにする確率を高める関係が見出される。この結果は，金融リテラシーと投資
リターンとの正の相関を強調している Korniotis and Kumar（2013）及び Von Gaudecker（2015）など海外の先行研究の結果と整合的である。
次に，本稿の焦点である基礎的リテラシーと応用的リテラシーの効果の差を見ると，モデル⑵の応用的リテラシーの係数（0.232）がモデル⑴の基礎的リテラシーの係数（0.239）をわずかながら下回っている。一方，モデル⑶においては応用的リテラシーの係数が基礎的リテラシーの係数よりも大きいが，基礎的リテラシーの係数が統計的に有意ではない。この傾向は商品別に見ても同様であった。以上の結果から，仮説 1-2（基礎的リテラシーよりも応用的リテラシーを高めることが，個人投資家が正の投資リターンを得る確率を高める）は，支持されるとは言えない。Van Rooij et al.（2011）がリスク資産保有について示した応用的リテラシーと基礎的リテラシーの効果の差は，個人投資家の投資リ
ターンについては，見出すことができなかった。
この結果については，
様々な解釈，
議論があり得る。第一に，本稿の被説明変数は「主観的投資リターン」であって，
実際のリターンと異なっている可能性は否定できない。2 年前に行った投資の結果（実現損益と含み損益の和）を正確に認識している個人投資家がどれだけいるか，我々のサーベイ調査の限界がそこにある。ただ，リテラシー全体については先行研究と整合的な結果が出ており，本稿の投資リターンデータが荒唐無稽とまでは言えないであろう。第二に，本稿では 2 年間の証券市場の変化などコントロールできていない要素もあるなど，回帰分析の方法にも課題が残っている。
いずれにしても，応用的リテラシーと基礎的リテラシーの投資リターンに及ぼす影響の違いについては，引き続き考察したい。
99

経営財務研究4.3.2

Vol.39

No.1・2

説明変数「情報源」の影響

推計式（4）を用いて仮説 2-2 を検証したロジット分析の結果は表 8 のモデル（6）のとおりである。
第一主成分 ʻpc1ʼ「フォーマルな情報（資産価格の動きとメディアからの情報等）」
及び第二主成分 ʻpc2ʼ
「インフォーマルな情報（家族・友人・知人の意見）」の係数は，リスク資産全体の投資リターンに対して統計的に有意でなかった。
本稿の焦点である第三主成分 ʻpc3ʼ「専門家の助言」の係数は，リスク資産全体の投資リターンに対して 5％水準で有意に正であった。仮説 2-2（専門家のアドバイスへのアクセスを有する個人投資家
は，正の投資リターンを得る確率を高める）は支持される。この結果は，Von Gaudecker（2015）の「専門家の助言を求めない人ほど非効率性（return loss）が大きい」との結果と整合的である 22）23）。

結

５

論

本稿の実証結果は，以下のようにまとめることができる。
第一に，金融リテラシーとリスク資産保有との関係については，リテラシーの高さは日本の個人投資家のリスク資産保有確率を高めており，特に応用的リテラシーの重要性が確認された。金融教育においても実際の投資に必要な実践的知識に重点が置かれるべきかもしれない。ただし，本稿では，リスク資産の保有経験が金融リテラシーを高めるという逆因果は否定できなかった。もし投資経験がリ
テラシーを高める効果が大きいのであれば，模擬投資などの一層実践的な教育メニューも必要かもしれない。金融リテラシー（特に応用的リテラシー）とリスク資産保有の因果関係の明確化は今後の研究課題として残された。
第二に，情報源とリスク資産保有との関係については，専門家のアドバイスが保有確率を高めるのは投資信託であって，株式に対する影響は見出せなかった。株式と投資信託とで専門家の助言の効果が異なった理由は，「販売チャネル」の違い（銀行窓販の有無）にある可能性もあり，金融商品取引業者の助言や営業の実態及びその影響について，今後さらに分析を深めたい。
第三に，本稿が初めて試みた金融リテラシーや情報源と投資リターンとの関係については，金融リ
テラシーの高さや専門家の助言が投資リターンを高める傾向が見出された。しかしながら，基礎的リテラシーと応用的リテラシーの効果の違いまでは抽出できなかった。本稿が用いた主観的な投資リ
ターンのデータは，実際のリターンデータが利用できない現在の日本の研究環境においては最大の努力であり，本来は，実務の世界で蓄積されている個人の実際の投資リターンが学術的な実証研究に利用されることが望まれる。
【付記】
本稿の作成において，岩澤誠一郎氏（名古屋商科大学），筒井義郎氏（甲南大学），井上光太郎氏（東京工業大学），山口勝業氏をはじめ，日本経営財務学会第42回全国大会，日本金融学会2018年度秋季大会，行動経済学会第12回大会の参加者の方々から，また，内田交謹氏（編集委員長）および匿名のレフェリーから有益なコメントを頂いた。これらの方々に記して謝意を表したい。なお，本研究はJSPS科研費JP16K03738，公益財団法人日本証券奨学財団研究調査助成金，一般社団法人信託協会信託研究奨励金の助成を受けた。

【注】
１）

例えば木成・筒井（2009）と北村・中嶋（2010）は，日本の家計の金融商品選択（リスク資産配分比率）に影響を与える要因をサーベイ調査を用いて検証し，リスク許容度や自信過剰度といった心理要因が有意に影響を与える

100

日本の個人投資家のリスク資産投資ことを確認している。また，Campbell et al.（2011）は心理的要因によって住宅ローンや退職貯蓄などについて個人の最適選択がなされているかを分析し，沓澤（2007）は住宅ローンの金利固定型と変動型の選択がリスク回避度に影響されていることを明らかにしている。
２）

投資成果についての投資家自身の主観的回答は，もとより実際の成果とは異なる可能性があるが，回答方法をできるだけ単純化することで少しでも正確を期するように努めた。欧米のように公開データが利用できない状況では，重要な被説明変数を抽出する一つの試みとして実施したものである。

３）

行動ファイナンスの観点からの先行研究に従えば，自信過剰の程度が高い投資家は積極的にリスク性資産を保有することが予想される。そこで，自信過剰の程度の指標として，（1） 自らの金融リテラシーの水準が他人よりどの程度高いと認識しているか，（2） 金融リテラシーに関する質問の正答予想数と実際の正答数の大小関係（実際よりも正答数を高く予想している場合を自信過剰とする）という2つの変数を作成し，リスク資産の保有との関係を推定したところ，有意な結果は得られなかった。この点については，先行研究で想定されている「自信過剰」の内容と，われわれが変数化した「自信過剰」の内容とが，必ずしも同一のものではなかったことが原因であると考えられる。すなわち，行動ファイナンスの先行研究における｢自信過剰｣は，自身の確率判断の精度を過剰に高く評価すること（excessive precision）が想定されている。他方，われわれが作成した指標は，（ⅰ） 自身の能力（及びそれから得られる成果）を他人よりも高く評価すること（overplacement），（ⅱ） 自身の能力（及びそれから得られる成果）を実際より高く評価すること（overestimation），を変数化したものとなっており，先行研究における「自信過剰」とは整合的なものではないと考えられる。この点を改善し，適切な「自信過剰」の指標を用いた検証は今後の課題としたい。

４）

25歳未満のグループは学生や新入社員が多く，金融行動の分析対象としては不適当と考えられるため，調査対象から除外した。

５）

本サーベイ調査は，調査会社に登録しているモニターの中からインターネットを操作できる人に回答を依頼している。その意味で本稿の標本は，全国の成人から無作為に回答者を抽出した標本ではない。

６）

サブサンプルに分ける代わりに，順序ロジット分析手法を用いることも考えられる。ただし，株式や投資信託な
どの金融商品については，標準的な金融理論に単純に従って順序をつけることは難しい。なぜなら，同じリスク資産であっても，インデックス型投資信託のような比較的に分散化されたリスクが小さいものや，その他の投資信託のような複雑な商品が入っているものがあるので，投資家によっては異なったものとして捉えられ，保有する際に必要とされるリテラシーなども異なることが考えられる。

７）

売却損益は2015年1月初め時点（約 2 年前）に保有していた金融商品の中で，現在すでに売却した金融商品の売却時における価格から，2015年 1 月初め時点の価格を引いたもの；保有損益は2015年 1 月初め時点に保有していた金融商品の中で，現在も保有し続けている金融商品の今の価格を，2015年 1 月初め時点の価格と比較したもの；
トータル損益は上記の，2015年 1 月初め時点に保有していた金融商品の売却損益と保有損益の合計である。

８）

投資リターンをはっきり覚えていない，あるいは正確に計算できない回答者がいると想定したため，「わからない」という選択肢も設けた。正のリターンを獲得したグループにおいては，株式・インデックス型投資信託・イン
デックス型以外のその他の投資信託のそれぞれの保有比率について， 91％・68%・70%であり，負のリターンを獲得したグループにおいては，88%・64%・76%である。3種類のリスク資産のうち，2 種類以上保有している人の割合について，正のリターンのグループは85％，負のリターンのグループは86%である。

９）

本来であれば，購入時点から売却時点までの市場の動向等をコントロールする必要ではあるが，本サーベイ調査
においては，購入・売却時点の情報は利用不可能なので，便宜的に，この調査期間の開始時点に購入し，終了時点に売却ないしはそこまで保有し続けたという想定をすることとし，市場の動向に関するコントロールはしていない。

10）

回答にバイアスが生じることを避けるため，全ての金融リテラシー質問の選択肢に「わからない」と「回答しない」を設定した。
11）

情報源の主成分分析の結果の詳細は日本経営財務研究学会web-siteに公開される補論表Aで示されている。

12）

平均回答時間について，異常値を処理する前は10.78分であり，異常値を処理した後は11.91分である。また，異常値を処理する前のサンプルを回答時間で10分位に分けて見ると，異常値を処理した後，回答時間の最も短い 2 つの分位のサンプル数が最も減少した。

101

経営財務研究13）

Vol.39

No.1・2

アンケート調査票においては，複利に関する質問項目が 2 つある。具体的には，100万円を年率２％の利息がつく預金口座に預け入れ，この口座への入金や出金がなかったという設定の下では，5 年後には口座の残高はいくらになるか（複利①）。利息は年20％であるとし，何年で口座の残高は 2 倍になるか（複利②）。
14）

基礎的質問と応用的質問とで質問数が異なるので，「正解率」の差で比較した。

15）

投資信託のみの保有経験のあるサンプルと，株式と投資信託の両方の保有経験があるサブサンプルを合わせた結果である。株式と投資信託の両方を保有した経験のあるグループの結果は表 4 では示されていない。
16）

平均世帯所得と平均世帯金融資産を計算するにあたっては，当該質問に「わからない」と答えたサンプルを除外した。世帯所得と世帯金融資産の両方の回答には，回答番号 4 が400~600万円であるので，その平均値の4.19と4.77
はそれぞれ400~600万円と解釈する。
17）

サンプル・バイアスを回避するために「複数商品選択者」を１つのカテゴリーとして含めて推計を行った場合にも，ほぼ同様の結果が得られた。本研究が複数商品選択者を含めない場合を主たる検証結果と位置づけた理由は，
本研究の関心が心理変数等によって「異なる性質を持った金融商品のどれを選択する確率が高いか」にあることである。
18）

リスク資産の保有経験と個人投資経験は類似の変数であるので，リスク資産の保有を分析する際には，個人投資経験をコントロール変数から除いた。ただし，投資リターンを分析する際には，個人投資経験をコントロールしている。
19）『日本金融名鑑2017年版』（日本金融通信社）から取得した。

20）

表6，7，8では省略したが，デモグラフィックの変数の結果を見ると，高齢者，大卒以上，男性，持ち家，金融業務経験が豊富な人であるほど，リスク資産を保有する傾向があることが示されている。株式への投資経験に対してリスク資産と類似的な結果を得ている。投資信託全体及びその他の投資信託の保有の結果については，年齢と金融業務経験の 2 つが統計的に有意である。インデックス型投資信託の結果については，金融業務経験のみが統計的に有意である。
21）

本稿はある一時点の調査データのみを用いているので，本節の分析結果については，情報源・金融リテラシーとリスク資産の保有の 3 者の間の因果関係については，必ずしも解決できたとは言えない。
22）

すべての回帰分析に，コントロール変数として世帯所得と世帯金融資産を入れて回帰を行った結果は，これまで述べてきた回帰結果と整合的である。
23）

頑健性を検証するために，次の 3 つの方法を用いてさらなる不良回答処理を行った。第一に，埴淵ほか（2015）

は，1 ページに複数の質問が並ぶマトリックス形式の設問に対して，その複数の質問に対してすべて同一回答になるという可能性は小さいことを指摘し，これを「規則的回答」と呼び，「不良回答」と定義している。本稿では，
埴淵ほか（2015）を参考に「規則的回答」を排除した。その結果，4,184件の回答が残った。第二に，回答時間を答えた回答数で除した平均回答時間の下位 5 ％を排除した。その結果，4,503件の回答が残った。第三に，「規則的回答」及び平均回答時間の下位 5 ％の両方を排除した。その結果，4,114件の回答が残った。なお，3 つのデータク
リーニング方法で異常値処理を行ったサンプルを用いて分析した回帰結果は，本稿の回帰結果と整合的である。

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日本の個人投資家のリスク資産投資

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103