楊 博，謝綿陛

(集美大學(xué) 財經(jīng)學(xué)院，福建 廈門 361021)

傳統(tǒng)金融學(xué)領(lǐng)域分為三個方面：公司金融、投資和資產(chǎn)定價。近年來，隨著社會的發(fā)展和以家庭為單位的資本積累，越來越多的家庭參與到資本市場的活動中來，家庭金融越來越成為金融學(xué)領(lǐng)域不可忽視的一部分。為了使家庭的資產(chǎn)配置更為合理，家庭會按照最優(yōu)投資組合進(jìn)行資產(chǎn)配置，從而最大化家庭的效益。現(xiàn)實(shí)情況并非如此，在中國家庭金融2011年調(diào)查問卷中我們可以看到，在接受問卷調(diào)查的8 338戶家庭中，僅有517戶家庭持有股票，只占到接受調(diào)查家庭的6.2%*數(shù)據(jù)來源于西南財大CHFS。。那么到底是哪些因素影響著現(xiàn)實(shí)生活中家庭金融市場的參與情況呢？

一、文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外學(xué)術(shù)界關(guān)于家庭金融市場參與影響因素的研究文獻(xiàn)主要集中在以下幾個方面。首先是家庭人口社會學(xué)特征變量對家庭金融市場參與的影響研究方面，家庭人口社會學(xué)特征變量主要包括年齡、家庭規(guī)模、受教育水平、婚姻狀況、健康狀況等。國外學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，戶主受教育水平越高的家庭參與金融市場的可能性就越大；年齡對家庭金融市場參與的影響也為正向，且男性比女性有更高的股市參與；而國內(nèi)一些學(xué)者研究認(rèn)為教育水平和性別對家庭金融市場的參與有顯著的正面影響[1]，也有學(xué)者認(rèn)為女性比男性更傾向于參與金融市場[2]。其次，家庭財富水平特征變量對家庭金融市場的參與有一定的影響。工資收入水平會影響家庭的金融資產(chǎn)選擇，家庭金融資產(chǎn)的累積會推動家庭更多地參與股市[3]。與此同時，其他一些因素如社會養(yǎng)老保險水平[4]、投資者風(fēng)險態(tài)度[5]以及制度因素[1]和金融可得性[6]等對家庭金融市場的參與幾率和家庭金融市場的參與深度都有著一定的影響。

相對而言，有關(guān)消費(fèi)相關(guān)因素對于家庭金融市場參與影響的研究則比較少。消費(fèi)者的購買行為受到文化、社會、個體和心理等因素的影響，其中心理等因素是通過對消費(fèi)意愿的作用來影響消費(fèi)行為的。消費(fèi)意愿是指在當(dāng)前物價、利率以及收入水平等各種情況的考慮下居民傾向于消費(fèi)的程度，與消費(fèi)行為具有強(qiáng)相關(guān)性，是消費(fèi)行為的重要預(yù)測因子[7]。消費(fèi)和投資之間是反向變動的，由于資產(chǎn)收入的增加是一定的，增加了消費(fèi)就要降低相應(yīng)水平的投資，金融市場的參與就會受到影響。所以從這方面來看，強(qiáng)烈的消費(fèi)意愿會促進(jìn)家庭的消費(fèi)行為，這會對家庭金融市場參與的可能性和家庭金融市場參與的深度有一個擠出效應(yīng)，從而使消費(fèi)意愿對家庭金融的參與有負(fù)向的影響。而在另一個方面，根據(jù)生命周期理論，家庭采取經(jīng)濟(jì)行為時并不只考慮當(dāng)下的情況。因此在消費(fèi)方面，家庭并不只會考慮當(dāng)期的消費(fèi)而是更在乎長期消費(fèi)水平的提高。消費(fèi)意愿高的人可能會更具有冒險精神，更加渴望財富的增長，他們更加重視未來的消費(fèi)能力而并不只滿足于當(dāng)期消費(fèi)[8]，所以希望通過當(dāng)期金融市場的參與使家庭在未來獲得更多的資產(chǎn)，用來支持和滿足自己強(qiáng)烈的消費(fèi)意愿，因此,強(qiáng)烈的消費(fèi)意愿可能對家庭金融市場參與的幾率和深度都有正向的影響。那在實(shí)際情況中，消費(fèi)意愿到底對家庭金融市場的參與有什么樣的影響，這是筆者要研究的問題。

二、變量選取與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)與變量

1.數(shù)據(jù)來源。所使用的數(shù)據(jù)來源于西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，CHFS)2011年數(shù)據(jù)，該調(diào)查組隨機(jī)抽取了25個省、80個縣、320個社區(qū)的8 438戶家庭并對這些家庭進(jìn)行了比較詳盡的調(diào)查訪問，得到一大批原始數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)中涵蓋了家庭資產(chǎn)配置、消費(fèi)支出及信用約束狀況等，并且還統(tǒng)計(jì)了家庭的主觀風(fēng)險態(tài)度，以及家庭對經(jīng)濟(jì)方面未來幾年發(fā)展的各種預(yù)期和消費(fèi)者的一些主觀消費(fèi)態(tài)度。筆者首先對數(shù)據(jù)進(jìn)行了一些簡單預(yù)處理，刪除了數(shù)據(jù)有缺失、數(shù)據(jù)不合理、收入在800元人民幣以下和收入排名占調(diào)查家庭前0.5%的家庭，預(yù)處理之后數(shù)據(jù)的總量為5 937，比原始數(shù)據(jù)的數(shù)量少2 501個。

2.解釋變量。文中解釋變量的選取參考了張曉嬌的劃分方法[5]。在這里用2011年中國家庭金融調(diào)查問卷中問題A4004作為區(qū)別家庭消費(fèi)意愿的根據(jù)。該問題及答案選項(xiàng)為：當(dāng)您家的資產(chǎn)價值上升時，您愿意花更多的錢消費(fèi)嗎？分1.很愿意、2.愿意、3.一般、4.不愿意、5.很不愿意幾檔。該問題是對家庭邊際消費(fèi)傾向的粗略考察，據(jù)此設(shè)置兩個虛擬變量分別為X1和X2。X1表示有較強(qiáng)的消費(fèi)意愿，當(dāng)戶主對該問題的回答為1或者2時對X1賦值為1，該問題的回答為3、4或者5時將X1賦值為0。X2表示消費(fèi)意愿較弱，當(dāng)戶主回答1、2或者3時將虛擬變量X2賦值為0，當(dāng)回答為4或者5時將虛擬變量X2賦值為1。

3.被解釋變量。主要考察金融市場上家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)的持有狀況，被解釋變量的選取參考了尹志超等的研究[9]。根據(jù)中國家庭金融調(diào)查收集的信息，筆者定義的風(fēng)險資產(chǎn)主要包括：股票、基金、公司債券、金融衍生品、金融理財品等；金融資產(chǎn)則包括：風(fēng)險資產(chǎn)、現(xiàn)金、股票賬戶現(xiàn)金、政府債券、金融債券、黃金、非人民幣資產(chǎn)、活期存款和定期存款等。根據(jù)以上信息將被解釋變量分為兩個部分，具體設(shè)置如下：(1)家庭是否參與金融市場。在這里用“兩個參與”來作為家庭是否參與金融市場的變量。第一個“參與”為家庭是否持有風(fēng)險資產(chǎn)，如果持有風(fēng)險資產(chǎn)則對被解釋變量取值為1，如果家庭不持有風(fēng)險資產(chǎn)則將被解釋變量的取值賦為0。第二個“參與”為是否參與股票市場，如果家庭有參與股票市場就將被解釋變量賦值為1，如果家庭沒有參與股票市場就將被解釋變量賦值為2。(2)家庭金融市場參與深度。同樣選取了兩個代理變量來衡量家庭金融市場參與的深度。肖作平等用民營企業(yè)家金融投資活動資產(chǎn)規(guī)模的自然對數(shù)來度量民營企業(yè)家金融市場參與深度[1]。而在其他文獻(xiàn)中較多數(shù)的學(xué)者主要用“兩個占比”來作為家庭金融市場參與深度的代理變量：第一個是風(fēng)險資產(chǎn)占比，即風(fēng)險資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重；第二個是股票資產(chǎn)占比，是股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重。因?yàn)椴煌彝ベY產(chǎn)狀況可能千差萬別，絕對值的度量有失嚴(yán)謹(jǐn)，故采用了后一種更為合理的度量方法，即用風(fēng)險資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重和股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重這兩個相對數(shù)，來度量居民家庭金融市場的參與深度。

通過為居民家庭金融市場參與幾率和居民家庭金融市場參與深度分別設(shè)置不同的兩個代理變量，以期能更全面地體現(xiàn)我國居民家庭金融市場的參與情況。

4.其他控制變量。樣本中還有很多變量雖然不是筆者要研究的對象，但是它們對家庭的金融市場參與狀況也有著不容忽視的顯著影響。參考以前學(xué)者的研究并選取了以下幾個控制變量：年齡、性別、健康狀況、婚姻狀況、受教育程度、家庭規(guī)模、工資收入、東西部地區(qū)、城鎮(zhèn)農(nóng)村等。多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)果表明，以上幾個變量都對家庭金融市場參與的幾率和深度有著不同程度的影響。

5.變量描述性統(tǒng)計(jì)。模型中主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1：

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

從表1可以看出，在家庭金融市場參與幾率方面，被調(diào)查家庭中持有股票的家庭僅占8.71%，持有風(fēng)險資產(chǎn)的家庭也僅有10.65%，由此可以看出中國居民的家庭金融市場參與幾率較低。從家庭市場參與深度的代理變量的統(tǒng)計(jì)中可以看出，被調(diào)查家庭的股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比率均值僅為2.94%，風(fēng)險資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比率均值約4.78%，兩者數(shù)值都較小，股票市場存在很明顯的“有限參與”現(xiàn)象，這表明中國家庭金融市場總體參與深度較低。筆者主要關(guān)注自變量消費(fèi)意愿的描述性統(tǒng)計(jì)顯示，消費(fèi)意愿強(qiáng)的均值約為0.51，而消費(fèi)意愿弱的均值只有大約0.26，這表明在主觀上消費(fèi)者還是比較愿意進(jìn)行消費(fèi)的。

其他控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)說明如下：樣本中戶主年齡均值為50.22，這表明大部分家庭都處于中年穩(wěn)定的一個時期；戶主的平均受教育年限為9.39，說明受調(diào)查者的平均文化水平只有初中水平，受教育程度普遍偏低；在受訪的家庭中，東部地區(qū)家庭在樣本中占比約為46.17%，中部家庭在樣本中的占比約為31.26%，而西部家庭的占比相對最小約為22.57%；戶主健康狀況的均值為2.63，處于一個平均水平；家庭規(guī)模的均值為3.5，說明大部分家庭的人口數(shù)都在3-4之間；家庭年工資總收入的平均值約為7 112.5元，標(biāo)準(zhǔn)差為18 498.1，最大值為212 000而最小值是0，差距比較大；在城鄉(xiāng)分布方面，城鎮(zhèn)家庭占樣本總量的比例約為60.92%，農(nóng)村樣本占樣本總量的39.08%，城鎮(zhèn)家庭占到了樣本家庭的大多數(shù)。

(二)模型設(shè)定

采用的是Probit和Tobit模型來估計(jì)消費(fèi)意愿對家庭金融市場參與情況的影響。

首先，運(yùn)用Probit模型分析消費(fèi)意愿對家庭金融市場參與幾率的影響，Probit模型為：

Y1=1(a1X1+a2X2+βZ+μ>0)

(1)

該模型采用極大似然估計(jì)法，其中Y1表示家庭是否參與金融市場，在具體的分析里有兩個指標(biāo)，即是否持有股票資產(chǎn)和是否持有風(fēng)險資產(chǎn)，當(dāng)其值為1時表示家庭參與金融市場，為0時則家庭沒有參與金融市場；Z是以上9個控制變量——戶主年齡、戶主性別、健康狀況、婚姻狀況、戶主受教育程度、家庭規(guī)模、家庭年總工資收入、東西部地區(qū)、城鎮(zhèn)農(nóng)村等的簡寫。其次，由于家庭金融市場參與深度的衡量變量風(fēng)險資產(chǎn)占比和股票資產(chǎn)占比是截斷的，所以采用

Tobit模型來分析消費(fèi)意愿對金融市場參與深度產(chǎn)生的影響。Tobit模型如下式所表示，為：

Y2=a1X1+a2X2+βZ+μ,Y2=max(0,y)

(2)

Y2作為因變量，表示家庭金融市場的參與深度，具體的兩個指標(biāo)表現(xiàn)為股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重和風(fēng)險資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重。Z同樣也是以上9個控制變量戶主年齡、性別、健康狀況、婚姻狀況、受教育程度、家庭規(guī)模、家庭工資收入、東西部地區(qū)、城鎮(zhèn)農(nóng)村等的簡寫。

三、實(shí)證分析

(一)消費(fèi)意愿與家庭是否參與金融市場的實(shí)證結(jié)果

根據(jù)前文中變量的設(shè)置，將是否持有風(fēng)險資產(chǎn)、是否持有股票作為衡量是否參與家庭金融市場的代理變量，進(jìn)行Probit回歸，估計(jì)消費(fèi)意愿對家庭金融市場參與的影響。Probit回歸結(jié)果如表2：

表2 Probit回歸結(jié)果

由表2結(jié)果可知，在家庭金融市場參與幾率的第一個代理變量——家庭是否參與股票市場的回歸中，較強(qiáng)的消費(fèi)意愿對家庭股票市場參與的影響系數(shù)約為0.15，在10%的置信水平上顯著，顯示為較強(qiáng)的正向影響；而較弱的消費(fèi)意愿對家庭股票市場的影響為負(fù)，系數(shù)約為-0.36，在1%的置信水平上顯著，這表明弱的消費(fèi)意愿對家庭的金融市場參與有一個顯著的負(fù)向作用。而在家庭金融市場的另一個代理變量居民家庭風(fēng)險資產(chǎn)持有的回歸結(jié)果中，可以看到較強(qiáng)的消費(fèi)意愿對家庭風(fēng)險資產(chǎn)持有的影響系數(shù)約為0.16，為正向影響，在10%的水平上顯著。較弱的消費(fèi)意愿對家庭風(fēng)險資產(chǎn)持有的影響系數(shù)約為-0.37，并在1%水平上顯著?？傮w而言，消費(fèi)意愿越高，則家庭更有可能參與金融市場活動，即消費(fèi)意愿對居民家庭金融市場的參與幾率有著顯著的正向影響。

在表中，我們同時還可以看出其他控制變量對家庭金融市場參與幾率的影響。戶主年齡和受教育年限對家庭股票市場的參與和家庭風(fēng)險資產(chǎn)的持有都有顯著的正向影響。年齡對家庭股票市場參與的系數(shù)約為0.09，并在1%的置信水平上顯著；年齡對家庭風(fēng)險資產(chǎn)持有的影響系數(shù)約為0.05，并在5%的置信水平上顯著。戶主受教育程度對家庭股票市場參與的影響系數(shù)約為0.06并且也在1%的置信水平上顯著，同時教育水平對家庭風(fēng)險資產(chǎn)持有的系數(shù)約為0.05，在1%的顯著水平上。

以上原因是因?yàn)閼糁髂挲g越大的家庭越傾向于參與金融市場。由于金融市場相關(guān)金融知識具有一定專業(yè)性，戶主年齡越大的家庭可能參與金融市場的年限越長，從而積累更多的相關(guān)經(jīng)驗(yàn)和金融市場參與的專業(yè)性知識，更傾向于持有風(fēng)險資產(chǎn)。教育程度越高的家庭越容易理解金融產(chǎn)品的特點(diǎn)和金融市場的交易規(guī)則，更愿意參與金融市場來對自己的資產(chǎn)進(jìn)行投資和管理，從而具有更高的股票市場參與幾率。工資收入對家庭股票持有的影響系數(shù)約為0.12并在1%的置信水平上顯著，工資收入對家庭風(fēng)險資產(chǎn)持有的影響系數(shù)約為0.08并在10%的置信水平上顯著，這兩個數(shù)據(jù)表明工資水平越高的家庭越有可能持有股票和風(fēng)險資產(chǎn)，因?yàn)楣べY收入越高家庭就有越多的可支配資金來從事金融市場活動。城鎮(zhèn)居民比鄉(xiāng)村居民更有可能持有股票等風(fēng)險資產(chǎn)。從表中看出，城鎮(zhèn)居民家庭對股票的持有可能性比農(nóng)村居民多0.71，并在1%的水平上顯著，對風(fēng)險資產(chǎn)持有幾率的影響系數(shù)約為0.55，并同樣在1%的置信水平上顯著，這是因?yàn)槌擎?zhèn)居民相比于農(nóng)村居民金融可得性更高、參與金融市場更方便，城鎮(zhèn)的金融服務(wù)機(jī)構(gòu)數(shù)量多于農(nóng)村，從而使城鎮(zhèn)居民有更高的金融市場參與幾率。戶主的健康狀況對家庭金融市場參與有正向的影響，越好的家庭可能會持有更高的股票和風(fēng)險資產(chǎn)，健康狀況對家庭股票市場參與和家庭風(fēng)險資產(chǎn)持有的影響系數(shù)分別約為0.13和0.11，并且,都在1%的置信水平上顯著，原因是家庭成員身體狀況良好的家庭不必花費(fèi)較大的醫(yī)療支出，這種家庭有更多的財力和精力來進(jìn)行金融市場活動，所以其金融市場參與幾率要相對大一些。

綜合以上內(nèi)容，較強(qiáng)的消費(fèi)意愿、戶主年齡、戶主教育水平、工資收入、城鎮(zhèn)家庭、健康狀況等對我國居民家庭金融市場的參與有顯著的正向影響,而在本回歸中，家庭規(guī)模、東西部地區(qū)差異、婚姻狀況和性別對居民家庭的風(fēng)險資產(chǎn)持有和股票市場參與并沒有十分顯著的影響。

(二)消費(fèi)意愿與家庭金融市場參與深度的實(shí)證結(jié)果

接下來用家庭股票持有占家庭金融資產(chǎn)的比例和風(fēng)險資產(chǎn)持有占家庭金融資產(chǎn)的比例作為衡量家庭金融市場參與深度的變量，關(guān)注自變量仍為消費(fèi)意愿，Tobit回歸結(jié)果如表3。由表3中的結(jié)果可知，較強(qiáng)的消費(fèi)意愿對家庭股票資產(chǎn)占比的影響系數(shù)約為0.08，是正向的影響，在10%的置信水平上顯著,而較低的消費(fèi)意愿對家庭股票資產(chǎn)占比的影響在5%水平上顯著為負(fù)，系數(shù)為-0.14。同時較高的消費(fèi)意愿對家庭金融市場參與深度的另一個代理變量——家庭風(fēng)險資產(chǎn)占比的影響系數(shù)約為0.07，為正向影響，并在10%的置信水平上顯著,而較低的消費(fèi)意愿對家庭風(fēng)險資產(chǎn)占比的影響在1%水平上顯著為負(fù)，系數(shù)約為-0.20。以上結(jié)果均說明，消費(fèi)意愿對家庭的金融市場參與的深度也有著顯著的正向影響，消費(fèi)意愿越強(qiáng)的家庭風(fēng)險資產(chǎn)和股票占金融資產(chǎn)的比例越高。

表3 Tobit回歸結(jié)果

此外，模型中其他控制變量對家庭金融市場參與深度也有一定的影響。年齡和受教育年限對家庭股票資產(chǎn)持有和家庭風(fēng)險資產(chǎn)持有占家庭金融資產(chǎn)的比重有顯著的正向影響：從表3中可以看出，戶主年齡對家庭股票資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)比例的影響系數(shù)約為0.05，表現(xiàn)為明顯的正向影響，并且在1%的置信水平上顯著；戶主年齡對家庭股票資產(chǎn)占比的影響系數(shù)約為0.03，為正向影響，并在5%的置信水平上顯著。教育水平對家庭股票資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)比例的影響系數(shù)約為0.02，為正向影響，并在1%的置信水平上顯著；教育水平對家庭風(fēng)險資產(chǎn)占比的影響系數(shù)約為0.02，為正向影響，并在1%的置信水平上顯著。這是因?yàn)閼糁髂挲g越大、受教育水平越高的家庭，有更多的時間和機(jī)會接觸并學(xué)習(xí)金融市場相關(guān)知識，從而越傾向于將金融資產(chǎn)更多地配置為風(fēng)險資產(chǎn)。城鎮(zhèn)居民比農(nóng)村居民更有可能持有更多的股票等風(fēng)險資產(chǎn)。城鎮(zhèn)居民對家庭股票資產(chǎn)占比的影響系數(shù)約為0.33，為正向影響，并在10%的置信水平上顯著；城鎮(zhèn)居民對家庭風(fēng)險資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比例的影響系數(shù)約為0.27，為正向影響，并在1%的置信水平上顯著。健康狀況越好的家庭有更多的股票持有占比和風(fēng)險資產(chǎn)持有占比，戶主健康狀況好的家庭在家庭股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比例上比健康狀況差的高大約0.08，并在1%的置信水平上顯著；戶主健康狀況對家庭股票資產(chǎn)占比的影響系數(shù)約為0.06，為正向影響，并在5%的置信水平上顯著。而家庭規(guī)模、工資收入、東西部地區(qū)差異、婚姻狀況和性別對家庭的股票資產(chǎn)占比和風(fēng)險資產(chǎn)持有占比并沒有十分顯著的影響。

四、結(jié) 語

經(jīng)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)意愿對家庭金融市場的參與幾率和家庭金融市場的參與深度都有著顯著的正向影響。當(dāng)資產(chǎn)水平上升時，愿意花更多錢進(jìn)行消費(fèi)的家庭即具有較高消費(fèi)意愿的家庭更可能會為了提高未來的家庭資產(chǎn)水平而將家庭當(dāng)期資產(chǎn)投資于股票等風(fēng)險資產(chǎn)，而且其投資占金融資產(chǎn)的比率會高于消費(fèi)意愿弱的家庭。究其原因，主要是具有較高消費(fèi)意愿的家庭對金錢的渴望更強(qiáng)烈，更不滿足于家庭現(xiàn)有的財富水平，于是他們就會積極地將家庭既有的資產(chǎn)更多地投資于金融市場，以期望能得到更多的資金回報，這樣才能通過達(dá)到一個較高的收入水平來滿足家庭的較高消費(fèi)意愿。實(shí)證結(jié)果也顯示，家庭金融市場參與同時受到年齡、教育、工資收入、農(nóng)村城鎮(zhèn)、健康狀況等因素的影響。筆者研究的啟示意義在于為提高家庭金融市場的參與度和促進(jìn)我國金融市場的發(fā)展提供了一個新的思路，通過實(shí)證分析證明借助刺激家庭的消費(fèi)愿望來推動家庭金融市場參與的做法是可行的。消費(fèi)意愿的提高和增強(qiáng)受到各種不確定性消費(fèi)預(yù)期、消費(fèi)文化觀念、前期消費(fèi)習(xí)慣等因素的影響[10]，政府應(yīng)倡導(dǎo)新的消費(fèi)文化觀念，加大社會保障覆蓋力度以降低消費(fèi)者未來投資的不確定性，通過增強(qiáng)消費(fèi)意愿來提高家庭的金融市場參與，從而促進(jìn)金融市場的長遠(yuǎn)發(fā)展。

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