周 弘， 夏 鳴， 李繼增

(安徽財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言

近年來，隨著我國居民家庭收入的不斷提高，家庭的議題不僅包含傳統(tǒng)的消費儲蓄決策，財富如何實現(xiàn)增值也受到了大眾家庭的關(guān)注，主要表現(xiàn)為購買銀行理財產(chǎn)品、投資風(fēng)險資產(chǎn)等等。然而在現(xiàn)實中我國居民家庭對于風(fēng)險資產(chǎn)仍然表現(xiàn)為“有限參與”，除了受到居民個體特征和家庭經(jīng)濟因素影響外，各類金融服務(wù)得不到滿足也是一個重要的因素。根據(jù)銀保監(jiān)會和中國人民銀行發(fā)布的《2019年中國普惠金融發(fā)展報告》，報告體現(xiàn)了自實施普惠金融戰(zhàn)略以來取得的一系列成果，包括金融服務(wù)可得性的提高、信貸渠道的疏通以及居民金融素養(yǎng)水平的提高等等?？梢钥闯觯鹑谄栈轂榧彝砹烁?、更加全面的金融服務(wù)，那么家庭是否會因為金融可得性的提高，從而更愿意投資風(fēng)險資產(chǎn)呢？

事實上，因家庭受到金融普惠的程度不同，在投資風(fēng)險資產(chǎn)方面也呈現(xiàn)出較大差異。一方面，金融普惠通過涓滴效應(yīng)、減貧效應(yīng)增加了居民家庭的收入[1](P25～33)，而高收入家庭不僅風(fēng)險規(guī)避程度較低，也更愿意付費獲得一些昂貴的信息，進而提高了其投資風(fēng)險資產(chǎn)的可能性。[2](P879～914)另一方面，金融普惠帶來了更完善的金融服務(wù)，其中信貸可得性的提高使家庭能夠通過借貸來緩解流動性約束，降低了出現(xiàn)資金短缺問題的風(fēng)險，同時參保商業(yè)保險也增加了家庭的抗風(fēng)險能力。而當(dāng)風(fēng)險降低和抗風(fēng)險能力增強后，家庭的風(fēng)險厭惡程度會降低，從而愿意去投資風(fēng)險資產(chǎn)。因此，本文將重點關(guān)注上述兩種作用渠道是否真實存在，并采用中國微觀調(diào)查數(shù)據(jù)對其進行實證檢驗。同時在研究意義方面，本文從金融普惠這一新的研究視角出發(fā)，有助于透過金融服務(wù)可得性層面更好地理解家庭的風(fēng)險資產(chǎn)“有限參與”之謎，并基于研究結(jié)論為未來更好地實施普惠金融戰(zhàn)略提供合理的建議。

二、文獻綜述

金融普惠，即普惠金融，從廣義上講，其內(nèi)涵是指社會上的全部成員都能享受到正規(guī)的金融服務(wù)。[3](P813～827)從狹義上講，是指給予社會上弱勢群體一定的幫助，使其能以較低成本享受到正規(guī)金融服務(wù)。[4](P53～79)以往學(xué)者考察了金融普惠對于收入[1](P25～33)、家庭創(chuàng)業(yè)[5](P93～102)的影響，發(fā)現(xiàn)隨著普惠金融的發(fā)展，家庭的收入和參與創(chuàng)業(yè)的積極性均得到了一定程度上的提高。

家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資，即家庭是否持有了風(fēng)險資產(chǎn)，以往學(xué)者研究主要側(cè)重于考察影響家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的因素。李濤和張文韜將居民人格分為五類，發(fā)現(xiàn)只有開放型人格特征對股市參與有積極的促進作用，即居民價值觀越開放，投資股票的可能性與數(shù)額越大。[6](P103～116)居民當(dāng)前的身體健康狀況對當(dāng)期風(fēng)險資產(chǎn)投資無直接影響，但是潛在的健康風(fēng)險卻會顯著抑制居民進行風(fēng)險資產(chǎn)投資[7](P850～860)；傳統(tǒng)理論認(rèn)為房產(chǎn)對家庭參與風(fēng)險資本投資有顯著擠出效應(yīng)[8](P41～61)，但陳永偉基于中國家庭的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)隨著房產(chǎn)財富總值的增加，家庭參與金融投資的積極性也越高[9](P1～18)，產(chǎn)生此結(jié)果的可能是由于房產(chǎn)的“財富效應(yīng)”大于“風(fēng)險效應(yīng)”。除此之外，Hong研究發(fā)現(xiàn)，在社會互動行為中，觀察性學(xué)習(xí)以及口碑信息共享有助于居民投資風(fēng)險資產(chǎn)。[10](P137～163)

對于金融普惠是否真的會對家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資產(chǎn)生顯著影響，肖晶基于2011年的CHFS數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)中小金融機構(gòu)的發(fā)展并不能影響到家庭購買理財服務(wù)。[11](P14～20)但尹志超等(2015)研究發(fā)現(xiàn)，正規(guī)金融可得性與家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的概率表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系，且金融可得性的提高對于中西部和農(nóng)村地區(qū)家庭的影響更為明顯。[12](P87～99)呂學(xué)梁等研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展能顯著促進家庭建立多樣化的投資組合，而且不同金融市場的發(fā)展對于家庭投資組合的影響是不一樣的。[13](P73～81)而路曉蒙等在此基礎(chǔ)上，利用3年的CHFS數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)區(qū)域金融的發(fā)展能減少金融投資的市場摩擦、增加居民家庭的金融素養(yǎng)和財富水平，進而提高了家庭合理多樣化配置金融資產(chǎn)的可能性。[14](P60～87)

從上述文獻可以看出，過往學(xué)者們并沒有直接探究金融普惠與家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資之間的聯(lián)系，大部分是基于地區(qū)金融發(fā)展等變量間接考察金融普惠對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響，且沒有進一步挖掘普惠金融發(fā)展是如何影響到家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資的。故本文將從以下三個角度進行改進：第一，用商業(yè)保險參保、正規(guī)信貸可得性、支付便利性三方面來體現(xiàn)家庭享受的具體金融服務(wù)，并基于因子分析法測度家庭金融普惠指數(shù)來反映家庭金融普惠總體水平，然后基于此從總體和部分兩個方面探究金融普惠對于家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的影響。第二，不僅考察金融普惠對于家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的直接影響，而且進一步探究金融普惠影響家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的作用渠道。第三，基于中國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的背景，從城鄉(xiāng)視角分析金融普惠促進家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的效果是否存在異質(zhì)性。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

(一)數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文使用的數(shù)據(jù)來自于北京大學(xué)2016年開展的第三輪中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)，2016的調(diào)查獲得了13 946戶家庭以及其家庭成員的各種統(tǒng)計信息。因本文研究金融普惠對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響，故篩選樣本的思路如下：首先將每個家庭的戶主視為投資行為的決策者，根據(jù)其個人信息與其家庭信息相匹配，再剔除丟失或者無效的數(shù)據(jù)最終得到樣本5 654個。

1.因變量。本文選取的因變量是風(fēng)險資產(chǎn)投資。參考尹志超[15](P62～75)的定義，風(fēng)險資產(chǎn)的投資表示家庭是否持有了股票、基金、外匯、期貨期權(quán)等風(fēng)險資產(chǎn)。在CFPS問卷中，如果家庭持有風(fēng)險資產(chǎn)中的任意一種都取值為1，沒有則取值為0。

2.自變量。 本文選取的自變量為家庭金融普惠指數(shù)和家庭對于三類基礎(chǔ)金融服務(wù)的獲得情況：商業(yè)保險參保、正規(guī)信貸可得性以及支付便利性。

(1)商業(yè)保險參保。商業(yè)保險參保是對家庭是否投保商業(yè)保險的描述，為虛擬變量，將投保了商業(yè)保險的家庭記為1，未投保的記為0。

(2)正規(guī)信貸可得性。正規(guī)信貸可得性的含義是能否低成本地從銀行獲取正規(guī)貸款，對應(yīng)到CFPS問卷中，在家庭進行大額借款時，沒有被銀行拒絕過的家庭視為不存在正規(guī)信貸約束，即正規(guī)信貸可得，變量記為1，若被拒絕過則存在正規(guī)信貸約束，即正規(guī)信貸不可得，變量記為0。

(3)支付便利性。參考易行健和周利[16](P47～67)的做法，認(rèn)為家庭使用網(wǎng)上銀行或進行網(wǎng)上購物頻率與支付便利性之間存在正相關(guān)關(guān)系，故將支付便利性用居民使用網(wǎng)上銀行或進行網(wǎng)上購物的頻率表示，取值為0～6。

因保險參保率和信貸可得性均為虛擬變量，而支付便利性為連續(xù)整數(shù)變量，故本文采用因子分析法，基于三類金融服務(wù)求得最終的因子總得分，即為家庭金融普惠指數(shù)。

3.控制變量。參照以往文獻，本文選取的控制變量主要包括性別、年齡、婚姻、受教育程度(用接受教育的最高年限表示)、主觀健康認(rèn)知(即主觀上評價自己的健康狀況)、人情禮金支出(家庭一年內(nèi)送出的禮金總額，取對數(shù))。

4.描述性統(tǒng)計分析。從表1可以看出，樣本中僅有5%的家庭投資了風(fēng)險資產(chǎn)，說明我國家庭對于風(fēng)險資產(chǎn)的有限參與。在金額普惠效果方面，基于因子分析后得到家庭金融普惠指數(shù)為1.1E-15，而就細分的三類基礎(chǔ)金融服務(wù)而言，呈現(xiàn)出不同特點。53%的家庭投保了商業(yè)保險，97%的家庭能獲得正規(guī)信貸，體現(xiàn)了金融普惠對于保險、信貸等基礎(chǔ)服務(wù)的促進作用，但支付便利性的整體水平較低，說明我國的支付網(wǎng)絡(luò)建設(shè)還需要進一步加強。此外，樣本居民的平均年齡為49歲，且87%的家庭的婚姻較圓滿，男性投資者的家庭占56%，生活幸福感得分為7.5，符合我國家庭的真實情況。

表1 關(guān)于變量的描述性統(tǒng)計

(二)模型設(shè)計

本文考察金融普惠對家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響，風(fēng)險資產(chǎn)參與為0～1變量，故用Probit模型估計，如公式(1)所示。

Risk_participatei=α0+α1Financial_inclusion+φXi+εi

(1)

其中被解釋變量Risk_participatei是家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)變量，等于1表示家庭投資了風(fēng)險資產(chǎn)，否則即為0，F(xiàn)inancial_inclusion是體現(xiàn)金融普惠效果的變量，即家庭金融普惠指數(shù)以及三種基礎(chǔ)金融服務(wù)。Xi是控制變量，誤差項εi～N(0,σ2)。

四、實證分析

表2展示的是金融普惠對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響效果。其中，第Ⅰ列是家庭金融普惠指數(shù)對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資的整體影響，第Ⅱ、Ⅲ和Ⅳ列分別是三種基礎(chǔ)金融服務(wù)影響家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的估計結(jié)果?？梢钥闯觯彝ソ鹑谄栈葜笖?shù)的估計系數(shù)為0.238 0，表明金融普惠能正向促進家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)。同時，在體現(xiàn)金融普惠效果三個基礎(chǔ)金融服務(wù)中，商業(yè)保險參保、正規(guī)信貸可得性和支付便利性均與家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資呈正相關(guān)關(guān)系。進一步地，根據(jù)三者的估計系數(shù)也可以發(fā)現(xiàn)，正規(guī)信貸可得性的提高對于家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)促進作用最為明顯，其次是支付便利性的提高，對家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)投資促進效果最小的是商業(yè)保險參保的提升。

此外，本文還關(guān)注了其他控制變量對于家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響?？梢园l(fā)現(xiàn)，年齡平方項的估計系數(shù)顯著為負(fù)，表明隨著投資決策者年齡的增加，其家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)投資的可能性呈現(xiàn)出一種先上升后下降的特征；女性更樂于投資風(fēng)險資產(chǎn)，接受教育越多，投資風(fēng)險資產(chǎn)的可能性越大；高人情支出的家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的可能性更高，這可能是因為人情支出代表有著較強大的社會網(wǎng)絡(luò)，社會網(wǎng)絡(luò)通過方便信息獲取和增加社會互動促進了家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)投資。[17](P38～46)

表2 金融普惠影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資的估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平。下同。

五、影響機制探究與分樣本回歸分析

基于前文的研究結(jié)果，可以認(rèn)為金融普惠能顯著促進家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)，但對于金融普惠是如何促進家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的還并不得知。而且由于我國存在明顯的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，城鄉(xiāng)地區(qū)的經(jīng)濟、金融環(huán)境存在著顯著差異，金融普惠對于城鄉(xiāng)地區(qū)家庭的影響效果是否也會因此不同呢？在基于前文的理論分析后，下文將考察金融普惠是否存在“增加收入”效應(yīng)以及“提高風(fēng)險偏好”機制，同時按照城鄉(xiāng)分組考察金融普惠對不同地域家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響是否存在異質(zhì)性。

(一)“是否增加收入”效應(yīng)

研究表明，社會中金融服務(wù)的質(zhì)量處于較高水平時，居民家庭的收入也能得到一定程度上的改善[18](P113～130)，而收入又能顯著影響到家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的概率，即家庭收入水平越高，其投資股票等風(fēng)險資產(chǎn)的可能性更大。[19](P97～107)故本文將按照家庭收入進行分組，探究金融普惠是否通過增加家庭收入進而提高家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的意愿。

表3表示的是金融普惠影響不同收入水平家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的效果，從表3的數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)：第一，無論家庭的收入水平如何，金融普惠均能促進家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)。第二，隨著收入水平的降低，家庭金融普惠指數(shù)的估計系數(shù)反而逐漸增大，這表明金融普惠對于低收入家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的促進作用更加明顯，也從側(cè)面反應(yīng)了金融普惠是通過增加收入這一渠道來提升家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)可能性的。

(二)“提高風(fēng)險偏好”機制探究

有研究表明，信貸約束會增加家庭對于風(fēng)險資產(chǎn)的規(guī)避態(tài)度，進而降低家庭參與風(fēng)險市場的意愿[20](P62～71)，而金融普惠的一個重要的體現(xiàn)就是提高了正規(guī)信貸可得性，那么當(dāng)家庭信貸可得性得到提高后，在某種程度上是否也就降低了家庭的風(fēng)險厭惡規(guī)避態(tài)度，進而傾向于投資風(fēng)險資產(chǎn)呢？為了驗證這一機制是否真實存在，本文引入了投資者“風(fēng)險態(tài)度”變量。根據(jù)問卷中的問題：“投資時您能夠承擔(dān)多大風(fēng)險？”按照投資者能承擔(dān)的風(fēng)險高低，將投資者的風(fēng)險態(tài)度變量依次取值為1～4，然后將風(fēng)險態(tài)度變量加入公式(1)中進行回歸，若加入風(fēng)險態(tài)度變量后，家庭金融普惠指數(shù)的估計系數(shù)變小，就說明金融普惠通過改變投資者風(fēng)險態(tài)度，進而影響到家庭的風(fēng)險資產(chǎn)投資決策。

表4表示的是加入風(fēng)險態(tài)度變量前后，金融普惠對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資的不同影響結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，在沒有控制風(fēng)險態(tài)度變量時，家庭金融普惠指數(shù)的估計系數(shù)為0.283 3，且在1%的水平上顯著。而在加入控制風(fēng)險態(tài)度變量后，家庭金融普惠指數(shù)的估計系數(shù)降低到0.240 7。同時，新加入的風(fēng)險態(tài)度變量的估計系數(shù)也顯著為正，證明了金融普惠通過改變投資者的風(fēng)險態(tài)度進而促進家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資這一渠道確實存在。

表4 加入風(fēng)險態(tài)度后金融普惠影響風(fēng)險資產(chǎn)參與的估計結(jié)果

(三)城鄉(xiāng)樣本的異質(zhì)性探究

由于經(jīng)濟發(fā)展的特點，我國城鄉(xiāng)地區(qū)在金融設(shè)施建設(shè)和金融服務(wù)質(zhì)量方面存在明顯的差異。那么在城市和農(nóng)村家庭中，金融普惠對于家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響效果是否存在差異性呢？基于此研究目的，下文將總體樣本按照地區(qū)分組，考察金融普惠在不同地區(qū)的影響效果。

表5給出了按城鄉(xiāng)分組后金融普惠對家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的影響效果?？梢园l(fā)現(xiàn)，農(nóng)村家庭的金融普惠指數(shù)變量的估計系數(shù)較大，表明相對于城市家庭，金融普惠對于農(nóng)村家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)配置的促進作用更加明顯，對此可能的解釋是，城市地區(qū)金融發(fā)展環(huán)境要好于農(nóng)村地區(qū)，故城市的居民原本就能享受較為全面的金融服務(wù)，導(dǎo)致普惠金融的開展對城市家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的提升作用并不突出。而對于農(nóng)村地區(qū)而言，其金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不夠完善，金融服務(wù)整體水平較差，所以當(dāng)金融普惠帶來各種金融服務(wù)可得性提高時，農(nóng)村家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的概率會得到較大提升。

表5 按城鄉(xiāng)分組考察金融普惠對家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響

六、結(jié)論與政策啟示

(一)結(jié)論

在國家大力發(fā)展普惠金融的背景下，本文基于2016年CFPS的數(shù)據(jù)，用家庭金融普惠指數(shù)、三種基礎(chǔ)金融服務(wù)(商業(yè)保險參保、正規(guī)信貸可得性)以及支付便利性來測度金融普惠的效果，并基于此探究金融普惠對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響。結(jié)果表明：金融普惠能顯著促進家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)，且在細分的三種金融服務(wù)中，正規(guī)信貸可得性的提高對于家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的促進作用最大，其次是支付便利性的提高，對家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)投資促進效果最小的是商業(yè)保險參保的提升。金融普惠通過增加收入、提高風(fēng)險偏好兩個渠道提高了家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的意愿。金融普惠對于城鄉(xiāng)家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的影響存在著較大差異性，相對于城市家庭，金融普惠對于農(nóng)村家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的促進作用更加明顯。

(二)政策啟示

第一，繼續(xù)大力推進金融普惠戰(zhàn)略的實施，增加各種金融服務(wù)的可得性。因正規(guī)信貸可得性的提高對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與的促進作用最為明顯，所以在發(fā)展普惠金融的過程中最重要的是疏通信貸渠道，減少家庭受到信貸約束的可能性。同時政府也要積極推動保險市場的發(fā)展，給予家庭更多的保障，提高家庭的抗風(fēng)險能力。除此之外，還可以通過加強第三方支付系統(tǒng)建設(shè)，降低家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的交易成本，進一步增加金融交易活躍度。

第二，進一步完善金融市場的建設(shè)，擴大金融服務(wù)的輻射范圍，增強居民對于各類金融服務(wù)的認(rèn)知度，讓家庭切身感受到金融服務(wù)的益處，愿意通過合理使用金融服務(wù)來改善家庭收入，進而產(chǎn)生投資風(fēng)險資產(chǎn)的意愿。同時要加強金融監(jiān)管，保障金融市場的穩(wěn)定發(fā)展，從而降低家庭的風(fēng)險厭惡程度，增強居民投資風(fēng)險資產(chǎn)的信心。

第三，對于生活地域不同的家庭，在引導(dǎo)其參與風(fēng)險資產(chǎn)投資時要予以區(qū)分并采取不同的激勵措施。因為金融普惠對于城鄉(xiāng)家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的促進作用存在著較大差異性，所以對于城市地區(qū)而言，政府要不斷提供多樣化的金融投資產(chǎn)品，不斷提升金融服務(wù)質(zhì)量，滿足居民對于金融產(chǎn)品的需求。對于農(nóng)村地區(qū)而言，要加強基礎(chǔ)金融機構(gòu)建設(shè)，并且積極開展消費者金融知識教育活動，提高農(nóng)村居民的金融素養(yǎng)。