王富燕 劉丹

摘要：本文運(yùn)用2017年成都市農(nóng)村金融服務(wù)綜合改革試點(diǎn)評(píng)估中普通農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，采用因子分析構(gòu)建金融知識(shí)指標(biāo)，利用Probit模型研究金融知識(shí)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響。研究發(fā)現(xiàn)，金融知識(shí)水平的提高對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與率有一定的影響，但不顯著。本文的政策含義是為實(shí)現(xiàn)成都市農(nóng)戶盈余資金配置的多樣性，需要宣傳金融知識(shí)和進(jìn)行基礎(chǔ)金融知識(shí)教育，增加普通農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)收入，鼓勵(lì)和支持接受普通教育。

關(guān)鍵詞：金融知識(shí) 家庭金融市場(chǎng)參與 因子分析 probit模型

一、引言

近年來(lái)，隨著農(nóng)村金融改革持續(xù)推進(jìn)和深化，我國(guó)農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)持有狀況也出現(xiàn)了新的趨勢(shì)，這不僅表現(xiàn)在對(duì)金融資產(chǎn)持有量的增加，同時(shí)也表現(xiàn)在金融資產(chǎn)配置格局方面。農(nóng)村家庭對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)類金融資產(chǎn)的持有，可以看作農(nóng)戶對(duì)金融市場(chǎng)的參與（尹志超等，2014）。盡管我國(guó)農(nóng)村家庭對(duì)金融市場(chǎng)參與程度正在逐步提高，但相較而言，這種參與水平仍然較低。2013年，我國(guó)農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與率為1.6%①，而城鎮(zhèn)家庭金融市場(chǎng)參與程度為16.9%②;而與金融市場(chǎng)發(fā)達(dá)的美國(guó)農(nóng)村家庭對(duì)金融市場(chǎng)的參與程度相比（2016年參與率為74.9%③），差距更是巨大。家庭做出的金融市場(chǎng)參與決策存在個(gè)體差異，是否持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)受到多種因素影響。

家庭在金融市場(chǎng)參與決策時(shí)，金融知識(shí)在信息篩選和分析過(guò)程中起到重要作用（尹志超等，2014）。但關(guān)于金融知識(shí)的作用方向，研究結(jié)論尚不統(tǒng)一。有學(xué)者認(rèn)為，金融知識(shí)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與是正向作用（Rooij et al.，2011;尹志超等，2014;曾志耕等，2015;秦芳等，2016）。而也有學(xué)者認(rèn)為金融知識(shí)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與是負(fù)向作用（Fischhoff et al，1997;吳衛(wèi)星等，2006;楊云嬌，2016）。事實(shí)上，由于農(nóng)戶對(duì)金融知識(shí)把握與學(xué)習(xí)存在一定局限，因此，金融知識(shí)是如何影響農(nóng)村家庭對(duì)金融市場(chǎng)的參與值得進(jìn)一步討論與研究。本文基于2017年度成都市農(nóng)村金融服務(wù)綜合改革試點(diǎn)評(píng)估對(duì)成都市普通農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，具體分析金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與的影響。

二、數(shù)據(jù)與方法

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自于2017年成都市農(nóng)村金融服務(wù)綜合改革（以下簡(jiǎn)稱為“農(nóng)金改”）試點(diǎn)評(píng)估對(duì)普通農(nóng)戶的問(wèn)卷調(diào)查和2016年成都市統(tǒng)計(jì)年鑒。抽樣規(guī)模為成都普通478農(nóng)戶。以下是對(duì)模型的設(shè)定和變量的介紹。

（一）模型設(shè)定

本文研究金融知識(shí)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響，因變量家庭金融市場(chǎng)參與決策表示是否參與金融市場(chǎng)，其為二值離散變量，因此本文適合采用二值Probit模型。借鑒尹志超等（2015）的研究，本文二值Probit模型為：

其中，;Y等于1表示家庭參與金融市場(chǎng)，等于0表示家庭沒(méi)有參與金融市場(chǎng)，表示金融知識(shí);X表示控制變量，包括受訪者特征變量、家庭特征變量和地區(qū)控制變量。

（二）變量介紹

1.金融知識(shí)?？偨Y(jié)國(guó)內(nèi)外研究成果，再結(jié)合成都農(nóng)金改問(wèn)卷調(diào)查表，本文中的金融知識(shí)是一種客觀金融知識(shí)?？陀^金融知識(shí)指標(biāo)是通過(guò)使用調(diào)查問(wèn)卷表，對(duì)接受訪問(wèn)的人對(duì)調(diào)查問(wèn)卷表中股票、債券等相關(guān)金融知識(shí)的實(shí)際回答情況來(lái)衡量。結(jié)合已有研究和數(shù)據(jù)，本文在實(shí)證計(jì)量部分使用因子分析法衡量金融知識(shí)。

2.家庭金融市場(chǎng)參與。借鑒以往文獻(xiàn)（尹志超等，2014;孟亦佳，2014;陳永偉等，2015;董曉林等，2017）的做法，結(jié)合成都市農(nóng)村金融服務(wù)綜合改革試點(diǎn)評(píng)估調(diào)研信息，家庭金融市場(chǎng)參與定義為家庭是否在正規(guī)金融市場(chǎng)中購(gòu)買(mǎi)理財(cái)產(chǎn)品（基金、股票、債券）、黃金和金銀首飾、外幣或其它。

3.控制變量。除了金融知識(shí)，還包括人口學(xué)特征，如年齡、性別和家庭收入等影響因素。參考以往文獻(xiàn)，本文控制變量包括受訪者的性別、年齡、婚姻狀況、家庭規(guī)模、家庭勞動(dòng)力人數(shù)和家庭收入。

三、估計(jì)結(jié)果

以下是變量統(tǒng)計(jì)和實(shí)證分析結(jié)果。變量統(tǒng)計(jì)包括金融知識(shí)衡量和家庭金融市場(chǎng)參與率統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

（一）描述性分析

1.金融知識(shí)衡量。在2017年成都市金融服務(wù)綜合改革試點(diǎn)評(píng)估對(duì)普通農(nóng)戶的問(wèn)卷調(diào)查中，設(shè)計(jì)了9個(gè)問(wèn)題來(lái)考察受訪者金融知識(shí)水平，發(fā)現(xiàn)成都農(nóng)戶對(duì)3個(gè)金融知識(shí)相關(guān)問(wèn)題回答正確的平均比率為42.2%，高于2012年甘犁等（2012）得出的中國(guó)整體平均正確率（20.1%）。

受訪者回答問(wèn)題若正確則賦值為1，錯(cuò)誤回答、答不上或不知道則賦值為0。針對(duì)9個(gè)變量采用最大似然法進(jìn)行因子分析。KMO檢驗(yàn)結(jié)果大于0.7（KMO=0.842），Bartlett球形檢驗(yàn)小于0.05（Bartlett=0.00），表明適合做因子分析。依據(jù)特征值大于等于1的原則，提取了二個(gè)因子，分別為綜合知識(shí)因子和弱知識(shí)因子（詳見(jiàn)表1），方差解釋比例分別為0.31667和0.06452，累計(jì)解釋比例為0.38119。綜合知識(shí)因子利用二因子方差解釋比例擬合出本文的金融知識(shí)指標(biāo)，后文將此衡量方法下的金融知識(shí)稱之為“金融知識(shí)（因子分析）”。

2.家庭金融市場(chǎng)參與率統(tǒng)計(jì)。根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，成都市普通農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與率為5.856%。其中，購(gòu)買(mǎi)理財(cái)產(chǎn)品參與率為3.765%，購(gòu)買(mǎi)黃金和金銀首飾參與率為1.674%，其余參與率為0.417。中國(guó)正規(guī)金融市場(chǎng)參與率為11.4%，其中農(nóng)村家庭為1.3%（甘犁等，2012），低于成都市普通農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與率。

（二）實(shí)證結(jié)果

表2報(bào)告了金融知識(shí)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與影響的Probit回歸結(jié)果。從報(bào)告的邊際效應(yīng)看出，金融知識(shí)對(duì)提高家庭金融市場(chǎng)參與有一定的促進(jìn)作用，邊際效應(yīng)為0.029。表明當(dāng)金融知識(shí)水平提高時(shí)，成都市農(nóng)村家庭越有可能參與到金融市場(chǎng)中，證明了本文的研究假設(shè)。其結(jié)論與尹志超等（2014）、秦芳等（2016）和吳雨等（2016）的研究結(jié)論一致。

從其他變量來(lái)看，收入對(duì)農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與具有正向促進(jìn)作用，這與Vissing-Jorgensen（2002）結(jié)論一致。教育年限對(duì)農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與具有正向促進(jìn)作用。這與尹志超等（2014）和秦芳等（2016）結(jié)論一致。家庭規(guī)模對(duì)農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與具有正向影響。家庭勞動(dòng)力對(duì)農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與，具有負(fù)向影響。這與尹志超等（2014）結(jié)論一致。