孫歡歡

（延安大學 經(jīng)濟與管理學院，陜西 延安 716000）

金融可得性、金融市場參與和家庭資產(chǎn)選擇問題的實證研究

孫歡歡

（延安大學 經(jīng)濟與管理學院，陜西 延安 716000）

本文以中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，進行了金融可得性、金融市場參與和家庭資產(chǎn)選擇問題的研究，研究結(jié)果表明，金融可得性對于促進家庭參與正規(guī)金融市場及資產(chǎn)配置有著積極的作用，金融可得性的提升會通過對家庭民間借出的降低來減少非正規(guī)借貸市場供給.此外，金融可得性對家庭參與正規(guī)金融市場的邊際影響有著一定的差異性，即對農(nóng)村地區(qū)的影響高于城市，對中西部地區(qū)的影響要高于東部地區(qū).

金融可得性；金融市場參與；家庭資產(chǎn)選擇；影響

前言

在金融市場上，主要從資產(chǎn)和負債兩個角度對家庭金融行為進行分析，而無論哪個方面的家庭金融行為都可以劃分為兩個市場，即正規(guī)金融市場和非正規(guī)金融市場.對于家庭正規(guī)金融行為來說，主要指的是家庭參與股票、理財產(chǎn)品等正規(guī)金融市場，對于家庭非正規(guī)金融行為來說，主要指的是家庭參與民間借貸等非正規(guī)的金融市場.而從負債的角度來看，家庭參與正規(guī)的信貸市場即屬于正規(guī)金融行為，家庭參與非正規(guī)的民間借貸市場即屬于非正規(guī)金融行為.就目前來看，我國家庭金融市場還存在市場機制不完善、金融行為參與率較低、地區(qū)差異性明顯等問題.相較于正規(guī)金融市場來說，中國家庭非正規(guī)金融市場參與率要更高，形成了對正規(guī)金融市場有限參與而對非正規(guī)金融市場過度參與的局面.基于以上，本文從資產(chǎn)這一角度對家庭金融市場參與問題進行了研究，以中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，分析了金融可得性對家庭金融市場參與及資產(chǎn)選擇的影響.

1 模型與變量選擇

以中國家庭金融調(diào)查項目數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，該調(diào)查項目涵蓋全國25個省市自治區(qū)，樣本數(shù)量為8438個，對中國家庭人口資產(chǎn)與負債、保險保障及收入消費等信息進行了采集，能夠?qū)χ袊彝ソ鹑诨緺顩r進行全面反映，數(shù)據(jù)質(zhì)量較高，有著較優(yōu)良的代表性[1].

1.1 模型設(shè)定

本文主要采用Probit模型和Tobit模型，前者用來分析金融可得性對家庭金融市場參與的影響，后者用來分析金融可得性對家庭資產(chǎn)選擇的影響，即風險資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比例.Probit模型如下：

在Probit模型公式（公式1）中，u～N(0，σ2)，Y代表啞變量，Y=1代表家庭參與金融市場，Y=0代表家庭沒有參與金融市場，F(xiàn)inancial_availability代表金融可得性，X代表包含家庭特征變量和地區(qū)控制變量在內(nèi)的控制變量.需要注意的是，在研究家庭資產(chǎn)選擇問題時，風險資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比例屬于截斷的，為了進一步分析金融資產(chǎn)配置受到金融可得性的影響，需要應(yīng)用Tobit模型：

公式2和公式3中，Y代表家庭風險資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比例，y*代表占比＞0的風險資產(chǎn)，F(xiàn)inancial_availability代表金融可得性，X代表包括地區(qū)控制變量和家庭特征變量的控制變量.

1.2 變量選擇

1.2.1 金融市場參與及風險資產(chǎn)配置

以正規(guī)金融市場和非正規(guī)金融市場為依據(jù)對家庭風險資產(chǎn)配置進行劃分：①正規(guī)金融市場風險資產(chǎn)：主要包括企業(yè)債券、外匯、黃金、基金、金融債券、金融衍生品等等[2]；②非正規(guī)金融市場風險資產(chǎn)：民間借出款.無風險資產(chǎn)主要包括活期或定期存款、政府債券、現(xiàn)金等.風險資產(chǎn)和無風險資產(chǎn)共同組成了家庭金融資產(chǎn).

1.2.2 金融可得性

在本研究中，以家庭金融可得性作為解釋變量，家庭金融行為與小區(qū)銀行數(shù)量有著密不可分的關(guān)系，能夠反映金融可得性.以中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對每個小區(qū)（包含村）樣本家庭存款開戶銀行數(shù)量進行計算，以此來衡量金融可得性.銀行數(shù)量越多，代表金融服務(wù)越發(fā)達，即金融可得性越強.需要注意的是，“小區(qū)銀行數(shù)量”并不是直觀意義上的小區(qū)內(nèi)部銀行數(shù)量，而是小區(qū)內(nèi)家庭能夠享受到金融服務(wù)的銀行數(shù)量，是一種微觀意義上對金融可得性的衡量方式[3].為了對研究結(jié)果穩(wěn)健性進行檢驗，在后文中還選用了每萬人擁有銀行數(shù)量來衡量金融可得性，此外，每萬人擁有ATM自動取款機數(shù)量、每萬人證券營業(yè)部數(shù)量等將作為衡量金融可得性的補充指標，以此來保證研究的全面性和可靠性.

1.2.3 控制變量

家庭特征控制變量主要包括戶主年齡、戶籍、婚姻情況、負債比率、凈資產(chǎn)等等；區(qū)域特征控制變量主要包括家庭所在區(qū)域人均GDP、省份啞變量等.提出家庭資產(chǎn)及收入＜0的樣本，在調(diào)查樣本中，家庭正規(guī)金融市場參與率僅為11.5%，而借出款家庭比例達到了11.8%，借入款家庭比例高達32.5%.風險資產(chǎn)占比僅為4.7%.小區(qū)銀行數(shù)量在1-10之間，每萬人銀行數(shù)、ATM數(shù)也有著較大差異，由此可見，我國家庭金融環(huán)境存在較大的差異性，金融可得性存在較大異質(zhì)性[4].為了觀察不同年齡段家庭行為上存在的差異性，將家庭戶主分為了不同年齡組，16-25歲組為對照組，還包括25-35歲組、35-45歲組、35-45歲組、45-55歲組、55-65歲組、＞65歲組.教育水平則以無文化家庭為對照.

監(jiān)管機構(gòu)是金融機構(gòu)設(shè)置的重要影響因素，但其還會受到其他外部因素影響，本研究中，小區(qū)銀行數(shù)量內(nèi)生性可能一方面源于家庭金融市場參與度，另一方面源于文化背景、理財習慣等不可觀測因素影響[4].反復(fù)檢驗后，將用非農(nóng)人口占比作為工具變量來估計小區(qū)銀行數(shù)量.非農(nóng)人口占比高的區(qū)域金融發(fā)達，銀行數(shù)量可能更多，且非農(nóng)人口占比對股市參與度和資產(chǎn)配置沒有直接影響.

2 估計結(jié)果分析

2.1 金融可得性對正規(guī)金融市場的影響

從風險資產(chǎn)配置和正規(guī)金融市場參與兩個角度進行研究，正規(guī)金融市場參與定義為家庭擁有正規(guī)金融市場風險資產(chǎn)，其中股票市場最為重要，對此也進行了分析.具體如表1所示.

表1 金融可得性與正規(guī)金融市場參與

2.1.1 金融可得性對正規(guī)金融市場參與的影響

首先分析關(guān)注變量，小區(qū)銀行數(shù)估計系數(shù)為0.07,1%置信水平下有著顯著性特點，通過計算可得到小區(qū)銀行數(shù)量的邊際效應(yīng)為0.01，即小區(qū)銀行數(shù)量每多一個，則家庭正規(guī)金融市場參與率增加1%.由此可見，小區(qū)銀行數(shù)的增加代表金融可得性增大，正規(guī)金融市場參與率越高.僅用小區(qū)銀行數(shù)量對金融可得性進行衡量會出現(xiàn)內(nèi)生性問題，因此用非農(nóng)人口占比作為工具變量進行估計，對小區(qū)銀行數(shù)內(nèi)生性結(jié)果進行Durbin-Wu-Hausman檢驗（DWH檢驗）[5]，p=0.07，即存在內(nèi)生性問題，之后可得小區(qū)銀行估計系數(shù)為0.21，邊際效應(yīng)為0.02，進一步證明了金融可得性對家庭正規(guī)金融市場參與有著顯著正向影響.

之后對其他控制變量進行分析，家庭凈資產(chǎn)估計系數(shù)為0.32，在1%水平有著顯著性特點，代表其對家庭正規(guī)金融市場參與有著顯著正向影響.從年齡組上來看，相較于對照組來說，45-55歲組以前的年齡組估計系數(shù)較為顯著，其中35-45歲組估計系數(shù)最大，達到了0.43，代表這一年齡段家庭正規(guī)金融市場參與率最高，從教育水平上來看，除了初等教育之外，中等教育以上組估計系數(shù)都在1%水平顯著，說明教育對家庭參與正規(guī)金融市場有著正向影響.從風險偏好估計方面來看，風險愛好及風險厭惡的估計系數(shù)分別為0.29和-0.16，二者都在1%水平上顯著，符合經(jīng)濟學原理[6].個體工商業(yè)估計系數(shù)為-0.23，在1%水平上顯著，說明其對家庭參與正規(guī)金融市場有著負向影響.人均GDP估計值為0.19，在1%水平上顯著，說明人均GDP對家庭參與正規(guī)金融市場有著顯著正影響，農(nóng)村居民估計值為-0.39，在1%水平上顯著，說明對家庭參與正規(guī)金融市場有著顯著負影響.對家庭股票市場參與進行分析，結(jié)果與家庭參與正規(guī)金融市場一致，金融可得性也有著正向影響.

2.1.2 金融可得性對風險資產(chǎn)配置的影響

金融可得性不僅會影響家庭金融市場參與率，同時會影響參與深度，體現(xiàn)在對風險資產(chǎn)配置比例的影響.估計結(jié)果如表2所示.

表2 金融可得性與風險資產(chǎn)配置

在probit估計中，小區(qū)銀行估計系數(shù)為0.05，在1%置信水平下顯著，即金融可得性有利于增加風險資產(chǎn)比例，IVprobit估計中，小區(qū)銀行數(shù)為0.14，在1%置信水平下顯著，驗證了估計結(jié)果.由此可見，金融可得性會提升家庭風險資產(chǎn)配置比例，對家庭正規(guī)金融市場參與深度的提升有著正向影響.

2.2 金融可得性對非正規(guī)市場的影響

通過上文中的分析可知，金融可得性對家庭正規(guī)金融市場參與有著正向影響，但需要注意的是，非正規(guī)金融市場也值得重視.

2.2.1 金融可得性對民間借出的影響

金融可得性對家庭非正規(guī)金融市場參與和資產(chǎn)配置的影響估計如表3所示.Probit分析中，小區(qū)銀行估計系數(shù)為-0.04，在5%置信水平上顯著，說明金融可得性對于家庭民間借出比例有著顯著負向影響，IV probit分析中，小區(qū)銀行估計系數(shù)為-0.10，雖然數(shù)值較小，不顯著，但仍然有負向影響.而Tobit與IV Tobit分析結(jié)果基本一致.由此可見，提升金融可得性能夠降低家庭在非正規(guī)金融市場省的資產(chǎn)配置比例，從而提升正規(guī)金融市場上的配置資產(chǎn)比例.

表3 金融可得性與民間借出

2.2.2 金融可得性對非正規(guī)借貸的影響

通過上文中的分析可知，提升金融可得性能夠降低非正規(guī)金融市場資產(chǎn)配置比例，而對于家庭借出款來說，其主要是民間借貸來源[7].因此，金融可得性可能會對民間借貸行為有著一定的影響，具體分析結(jié)果如表4所示.從probit分析來看，小區(qū)銀行數(shù)估計系數(shù)為-0.06，在1%置信水平顯著，代表金融可得性對家庭民間借入有著顯著負影響，IV probit分析結(jié)果與probit分析基本一致，對民間借貸的估計可知，金融可得性對家庭民間借貸有著顯著負影響.由此可見，提升金融可得性有利于降低家庭在非正規(guī)金融市場配置，提升在正規(guī)金融市場配置，從而減少民間借貸，降低借入比例.

表4 金融可得性與非正規(guī)借貸

2.3 城鄉(xiāng)及區(qū)域間影響差異分析

2.3.1 城鄉(xiāng)間影響差異

表5 城鄉(xiāng)間影響差異

城鄉(xiāng)間影響差異如表5所示，對于正規(guī)金融市場參與來說，probit估計中，小區(qū)銀行數(shù)和農(nóng)村交叉項估計系數(shù)為0.07，在5%置信水平上顯著，即相較于城市來說，金融可得性對農(nóng)村家庭有著更大的邊際影響，IV probit估計驗證了probit估計結(jié)論；對于非正規(guī)金融市場參與來說，probit估計系數(shù)不顯著但為負，IV probit估計系數(shù)為負，且在1%置信水平上顯著，說明相較于城市來說，金融可得性對農(nóng)村家庭非正規(guī)金融市場參與有著更高的負向影響.

2.3.2 區(qū)域間影響差異

區(qū)域間影響差異如表6所示，對于正規(guī)金融市場來說，在probit分析中，小區(qū)銀行*中西部地區(qū)交叉項估計系數(shù)為0.11，在1%置信水平上顯著，說明相較于東部地區(qū)來說，金融可得性對中西部地區(qū)家庭有著更大的影響，IV probit驗證了probit分析結(jié)果；對于非正規(guī)金融市場來說，小區(qū)銀行數(shù)*中西部probit分析與IV probit估計系數(shù)均不顯著，說明金融可得性對東部地區(qū)和中西部地區(qū)家庭非正規(guī)金融市場參與的影響差異不顯著.

表6 區(qū)域間影響差異

結(jié)論

綜上所述，本文以中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，進行了金融可得性、金融市場參與和家庭資產(chǎn)選擇問題的研究，得出結(jié)論如下：（1）提升金融可得性對于家庭參與正規(guī)金融市場有著正向影響，且能夠提升參與深度；（2）提升金融可得性對于家庭正規(guī)金融市場資產(chǎn)配置有著正向影響，對于民間借貸供給、家庭非正規(guī)金融市場資產(chǎn)配置有著負面影響；（3）相較于城市和東部地區(qū)來說，金融可得性對農(nóng)村地區(qū)和中西部地區(qū)家庭金融市場參與及資產(chǎn)選擇的影響更大.

〔1〕尹志超,吳雨,甘犁.金融可得性、金融市場參與和家庭資產(chǎn)選擇[J].經(jīng)濟研究,2015,03:87-99.

〔2〕吳衛(wèi)星,王治政,吳錕.家庭金融研究綜述——基于資產(chǎn)配置視角[J].科學決策,2015,04:69-94.

〔3〕陳永偉,史宇鵬,權(quán)五燮.住房財富、金融市場參與和家庭資產(chǎn)組合選擇——來自中國城市的證據(jù) [J].金融研究, 2015,04:1-18.

〔4〕劉佳倩,曹強.信貸約束、家庭金融市場參與和家庭資產(chǎn)選擇[J].上海工程技術(shù)大學學報,2016,02:178-183.

〔5〕李鳳,羅建東,路曉蒙,鄧博夫,甘犁.中國家庭資產(chǎn)狀況、變動趨勢及其影響因素[J].管理世界,2016,02:45-56+187.

〔6〕王宇.農(nóng)村家庭資產(chǎn)配置與金融市場參與的實證研究——以浙江金華地區(qū)為例[J].鄭州航空工業(yè)管理學院學報,2008,05:103-108.

〔7〕盧亞娟,張龍耀,許玉韞.金融可得性與農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)——基于CHARLS數(shù)據(jù)的實證研究 [J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理,2014,10:89-99.

F832.5

A

1673-260X（2017）04-0062-03

2017-01-18