賈憲軍

（河南牧業(yè)經(jīng)濟學(xué)院 工商管理學(xué)院，鄭州 450044）

0 引言

居民金融資產(chǎn)配置問題，不僅在微觀上影響家庭財富累積及消費能力，還在宏觀上對我國金融市場結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型乃至經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展起到重要推動作用。雖然近年來我國居民家庭金融資產(chǎn)配置不斷優(yōu)化，但整體上仍然過于集中于銀行存款，對證券類金融市場的參與度較低，因此如何認(rèn)識并優(yōu)化家庭金融資產(chǎn)配置行為成為研究熱點。目前多數(shù)文獻(xiàn)集中于從需求端研究家庭金融行為的影響因素，如文獻(xiàn)[1—5]分別從金融知識、健康狀況、人口老齡化、信貸約束等角度分析了不同家庭特征的影響效應(yīng)；僅有少量學(xué)者探討金融供給側(cè)對家庭資產(chǎn)配置行為的影響，分別從金融可得性、區(qū)域金融發(fā)展、數(shù)字普惠金融等角度進(jìn)行了考察[6—8]，但鮮有文獻(xiàn)關(guān)注金融業(yè)開放對家庭金融行為的影響。

現(xiàn)實中，我國已明確建設(shè)更高水平開放型經(jīng)濟新體制，金融業(yè)對外交流與合作的持續(xù)推進(jìn)，必將對國內(nèi)金融市場及居民投資行為產(chǎn)生重要影響，顯然，厘清這一影響效應(yīng)及其作用機理，對于穩(wěn)步實施金融業(yè)開放政策、優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置行為具有重要的現(xiàn)實意義。基于此，本文使用2015—2019 年的中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，實證檢驗我國金融業(yè)開放對家庭金融資產(chǎn)配置的影響、機理及其異質(zhì)性效應(yīng)。

1 研究假設(shè)

金融業(yè)擴大開放，意味著更多境外銀行及證券公司、基金公司等資管機構(gòu)進(jìn)入國內(nèi)，一方面將豐富金融資管產(chǎn)品的類型，擴大居民投資金融產(chǎn)品的可選范圍；另一方面，可以通過競爭效應(yīng)及技術(shù)外溢，促進(jìn)國內(nèi)金融機構(gòu)高質(zhì)量發(fā)展[9]，進(jìn)而提升國內(nèi)金融市場供給水平，最終有利于居民實現(xiàn)更加多元化的金融資產(chǎn)配置，具體表現(xiàn)為家庭減少存款及理財產(chǎn)品占比，增加股票、基金等證券類風(fēng)險金融資產(chǎn)的投資占比。因此，本文提出：

假設(shè)1：金融業(yè)開放能夠促進(jìn)家庭投資證券類風(fēng)險資產(chǎn)。

從具體的作用機制來看，由于境外資管機構(gòu)在金融產(chǎn)品研發(fā)、智能投顧應(yīng)用及服務(wù)與管理理念等領(lǐng)域具有比較優(yōu)勢，尤其是數(shù)字普惠金融能夠更有效地滿足大量普通家庭及長尾人群的投資理財需求，因此，外資資管機構(gòu)的進(jìn)入有可能通過促進(jìn)當(dāng)?shù)財?shù)字普惠金融的發(fā)展，進(jìn)而對家庭投資證券市場產(chǎn)生正向影響。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)2：金融業(yè)開放能夠通過提升地區(qū)數(shù)字普惠金融水平，進(jìn)而促進(jìn)家庭投資證券類風(fēng)險資產(chǎn)。

我國各區(qū)域發(fā)展不平衡，東部地區(qū)和中西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展程度、居民金融知識水平、營商環(huán)境等均存在較大差異，較高的家庭金融素養(yǎng)及市場化程度，可能更有利于金融業(yè)開放正向促進(jìn)效應(yīng)的發(fā)揮。據(jù)此，本文提出異質(zhì)性假設(shè)：

假設(shè)3：金融業(yè)開放的影響效應(yīng)在東、中、西部地區(qū)依次遞減。

2 研究設(shè)計

2.1 模型設(shè)定

本文使用Probit 模型考察金融業(yè)開放程度對居民是否購買證券類風(fēng)險資產(chǎn)的影響，其中證券類風(fēng)險資產(chǎn)包括股票、基金、債券；使用Tobit 模型分析金融業(yè)開放程度對居民金融資產(chǎn)中證券類風(fēng)險資產(chǎn)占比的影響。Probit 模型為：

其中，Yict為1表示居民持有證券類風(fēng)險資產(chǎn)，為0表示未持有；i代表受訪者所在家庭；c代表受訪者所在省份；t代表年份；Openfincialit表示金融業(yè)開放度；X為控制變量，包括其他影響居民持有證券類風(fēng)險資產(chǎn)的家庭特征變量及地區(qū)控制變量；μict為隨機擾動項，μict～N(0,σ2)。

由于證券類風(fēng)險資產(chǎn)占比是截斷的，因此進(jìn)一步使用Tobit模型：

其中，Y表示家庭持有證券類資產(chǎn)占其金融資產(chǎn)的比重，y*表示該比重在0 和1 之間的觀測值；Openfincialit和X的定義與式（1）相同。

為驗證中介效應(yīng)，構(gòu)建中介效應(yīng)模型：

式（4）中，M為中介變量，表示區(qū)域金融發(fā)展水平和居民金融素養(yǎng)，式（5）為將中介變量加入式（1）后的Probit模型；式（1）、式（4）、式（5）共同構(gòu)成了對家庭是否持有證券類風(fēng)險資產(chǎn)的中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?。同樣，將式?）中的Yict替換為Y，其他變量保持不變，則式（2）至式（5）共同構(gòu)成檢驗家庭證券類風(fēng)險資產(chǎn)占比的中介效應(yīng)模型。

2.2 數(shù)據(jù)來源

本文的微觀家庭數(shù)據(jù)主要來自中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)庫較為全面、詳細(xì)地調(diào)查了我國29個省份（不含西藏、新疆和港澳臺）的300多個區(qū)縣的家庭資產(chǎn)負(fù)債、投資、消費等相關(guān)信息，具有較強權(quán)威性，近年來被廣泛使用。具體而言，本文選取2015 年、2017 年和2019年的匹配樣板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，同時，為克服同期數(shù)據(jù)的反向因果問題，使用滯后一期數(shù)據(jù)進(jìn)行樣本匹配，即2015 年的區(qū)域金融業(yè)開放度及家庭特征數(shù)據(jù)，對應(yīng)2017年的家庭金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)，以此類推，共形成三期平衡面板數(shù)據(jù)。最后，剔除無效樣本，并根據(jù)金融資產(chǎn)值及收入上下1%進(jìn)行“縮尾”處理，最終獲得24490 戶有效樣本數(shù)據(jù)。此外，本文使用的用于測度金融業(yè)開放度的外資銀行數(shù)量數(shù)據(jù)來源于中國銀保監(jiān)會關(guān)于銀行機構(gòu)的金融許可證信息。

2.3 變量說明

（1）被解釋變量

是否購買證券類風(fēng)險資產(chǎn)。若樣本家庭持有股票、基金、債券三類金融資產(chǎn)中的任何一種或多種，則認(rèn)為該家庭購買了證券類風(fēng)險資產(chǎn)，則將該變量賦值為1，否則為0。

證券類風(fēng)險資產(chǎn)占比指家庭持有的證券類風(fēng)險資產(chǎn)占其金融資產(chǎn)的比重，將樣本家庭持有股票、基金及債券的市值總額，除以其擁有的金融資產(chǎn)總額，得出證券資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重，表示該家庭的證券類風(fēng)險資產(chǎn)占比。其中，金融資產(chǎn)包括現(xiàn)金、銀行存款、股票、基金、債券、保險、金融衍生品及黃金。

（2）解釋變量

本文的解釋變量是金融業(yè)開放度。為衡量不同區(qū)域金融業(yè)開放度，借鑒周東等（2022）[10]的做法，使用中國銀保監(jiān)會公布的各省份外資銀行分支機構(gòu)數(shù)量，并對其取對數(shù)，得到金融業(yè)開放度指標(biāo)。之所以選取外資銀行數(shù)量而非金融業(yè)FDI占比來衡量地區(qū)金融業(yè)開放度，是因為外資銀行在家庭財富管理領(lǐng)域，其服務(wù)理念、技術(shù)水平、管理能力等方面整體上優(yōu)于國內(nèi)銀行，少量的外資銀行即可能通過競爭效應(yīng)、知識外溢等渠道顯著影響國內(nèi)銀行相關(guān)業(yè)務(wù)經(jīng)營效率，以及居民家庭的投資理念與行為。因此，使用外資銀行數(shù)量來衡量區(qū)域金融業(yè)開放度，可以避免使用金融業(yè)FDI占比而造成的影響低估。

（3）中介變量

中介變量為地區(qū)數(shù)字普惠金融水平，數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)，該指數(shù)由北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心編制，目前作為測度國內(nèi)各地區(qū)數(shù)字普惠金融發(fā)展水平的指標(biāo)，被廣泛應(yīng)用。

（4）其他控制變量

參考已有研究，選取戶主及家庭特征變量、地區(qū)特征變量作為控制變量，其中戶主特征變量包括風(fēng)險態(tài)度、年齡、性別、受教育年限、是否黨員、是否已婚、是否關(guān)注經(jīng)濟金融信息等。關(guān)于風(fēng)險態(tài)度，根據(jù)調(diào)查問卷針對受訪者風(fēng)險偏好的問題，將選擇偏好“高風(fēng)險、高回報”的賦值為1，以此類推，數(shù)值越高表明風(fēng)險厭惡程度越高；性別為男性賦值為1，為女性賦值為0；“是否黨員”“是否已婚”“是否關(guān)注經(jīng)濟金融信息”三個變量中，受訪者選擇“是”則賦值為1，否則為0。家庭特征變量包括家庭人口數(shù)量、家庭總收入及家庭金融資產(chǎn)、贍養(yǎng)老人數(shù)、是否擁有個體工商業(yè)等，其中，“是否擁有個體工商業(yè)”是指家庭是否擁有個體或私營企業(yè)，選擇“是”則賦值為1，否則為0。地區(qū)特征變量包括家庭是否居住在農(nóng)村、地區(qū)GDP，其中“地區(qū)GDP”指受訪家庭所在省份的GDP。

2.4 不同地區(qū)金融業(yè)開放程度及居民金融資產(chǎn)配置狀況

自2006 年開始，我國金融業(yè)開始履行加入WTO 的承諾，逐步放寬外資市場準(zhǔn)入；2018 年4 月博鰲亞洲論壇之后，金融業(yè)進(jìn)一步擴大開放，多項開放措施相繼出臺，如取消銀行和金融資產(chǎn)管理公司的外資持股比例限制，提高證券公司、基金管理公司、期貨公司、人身保險公司的外資持股比例上限等。2018—2021 年，銀保監(jiān)會新批設(shè)各類外資機構(gòu)120多家。雖然近年來金融業(yè)整體開放提速，但國內(nèi)各地區(qū)實際開放程度呈現(xiàn)明顯不均衡。以2019年各省份外資銀行機構(gòu)數(shù)量為例，北京、上海和廣東的數(shù)量遠(yuǎn)超其他省份，此外，江蘇、福建、山東、遼寧等的外資銀行機構(gòu)數(shù)量也相對較多（見下頁圖1）。

圖1 2019年各省份外資銀行數(shù)量與居民家庭金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)

2019 年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)顯示，我國各地區(qū)居民家庭金融資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)也存在顯著差異。以證券類風(fēng)險資產(chǎn)（包括股票、基金、債券）占金融資產(chǎn)的比重為例，上海市居民家庭平均值為7%，而其他不少省份該比值僅為1%或0。根據(jù)前文理論分析，地區(qū)金融業(yè)開放程度有可能通過多種渠道影響居民金融資產(chǎn)配置，從圖1也可以直觀地看出，整體上，外資銀行數(shù)量較多的地區(qū)，其居民家庭證券類風(fēng)險資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比值也相對較高，二者確實可能存在一定程度的相關(guān)性。

2.5 描述性統(tǒng)計

由表1可知，樣本家庭中購買證券類風(fēng)險資產(chǎn)占比為9.6%，證券類風(fēng)險資產(chǎn)占比的均值為2.5%，表明整體上我國居民金融資產(chǎn)配置中證券類風(fēng)險資產(chǎn)占比較低。從以外資銀行分支機構(gòu)數(shù)量衡量的金融業(yè)開放度來看，各地區(qū)外資銀行機構(gòu)數(shù)量分布差異極大。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

3 實證分析

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2 顯示了金融業(yè)開放度對家庭投資證券類風(fēng)險資產(chǎn)的回歸結(jié)果，其中列（1）、列（2）為Probit 模型下，對家庭是否購買證券類風(fēng)險資產(chǎn)進(jìn)行估計的結(jié)果；列（3）、列（4）為Tobit 模型下，對家庭證券類風(fēng)險占比進(jìn)行估計的結(jié)果。

從列（1）的結(jié)果可以看出，金融業(yè)開放度的系數(shù)為0.283，且在1%的水平上顯著，根據(jù)列（2）的結(jié)果，在加入控制變量后，金融業(yè)開放度系數(shù)為0.182，仍然在1%的水平上顯著，表明金融業(yè)開放能夠顯著提升家庭購買證券類風(fēng)險資產(chǎn)的概率。列（3）、列（4）結(jié)果顯示，對于家庭證券類風(fēng)險資產(chǎn)占比，在無控制變量和加入控制變量的情況下，金融業(yè)開放度的系數(shù)分別為0.206和0.159，且均在1%的水平上顯著，表明金融業(yè)開放對于家庭證券類風(fēng)險資產(chǎn)占比同樣產(chǎn)生顯著的正向影響。假設(shè)1得到驗證。

同時，列（2）、列（4）的結(jié)果顯示，在戶主特征方面，金融知識、風(fēng)險態(tài)度、受教育年限等因素對家庭證券類風(fēng)險資產(chǎn)占比均產(chǎn)生顯著的影響，其中金融知識和受教育年限能夠促進(jìn)家庭參與程度提升，而風(fēng)險偏好越強，越有利于家庭持有證券類風(fēng)險資產(chǎn)；在家庭特征方面，家庭總收入、家庭金融資產(chǎn)及是否有家庭成員從事金融行業(yè)對該家庭購買證券風(fēng)險資產(chǎn)均產(chǎn)生顯著的積極影響；在地區(qū)特征方面，地區(qū)GDP 對是否購買證券類風(fēng)險資產(chǎn)的回歸系數(shù)為0.282，對證券類風(fēng)險資產(chǎn)占比的回歸系數(shù)為0.201，且均在1%的水平上顯著，表明地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平越高，家庭居民證券市場的參與程度越深。

3.2 穩(wěn)健性檢驗

為確?；貧w結(jié)果的穩(wěn)健性，采用替換代理變量和改變樣本量兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表3 所示。表3中列（1）、列（2）為替換“金融業(yè)開放度”代理變量的回歸結(jié)果。使用各省份金融業(yè)外商直接投資額的對數(shù)值，替換各省份外資銀行數(shù)據(jù)，來衡量本地區(qū)金融業(yè)的開放程度。從列（1）、列（2）的結(jié)果可以看出，替換代理變量后，是否購買證券類風(fēng)險資產(chǎn)和證券類風(fēng)險資產(chǎn)占比的回歸系數(shù)均顯著為正。在改變樣本量方面，參考方先明等（2020）[11]的做法，剔除北京、上海、天津、重慶4 個直轄市的樣本進(jìn)行回歸，列（3）、列（4）的結(jié)果表明，在剔除了部分特殊地區(qū)的樣本量之后，金融業(yè)開放度的影響仍然是正向顯著的。這表明基準(zhǔn)回歸的結(jié)果是穩(wěn)健的。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

3.3 數(shù)字普惠金融的中介效應(yīng)檢驗

根據(jù)前文分析可知，某一地區(qū)金融業(yè)開放水平的提升，有可能通過促進(jìn)當(dāng)?shù)財?shù)字普惠金融發(fā)展，進(jìn)而影響家庭對證券類風(fēng)險資產(chǎn)的購買，為檢驗這一假設(shè)，先基于式（1）、式（4）、式（5），對“是否購買”的影響機理進(jìn)行檢驗，回歸結(jié)果見表4中的列（1）至列（3）；然后根據(jù)式（2）至式（5），對“證券類風(fēng)險資產(chǎn)占比”的影響機理進(jìn)行檢驗，結(jié)果見表4 中的列（4）至列（6）。

表4 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

從列（2）結(jié)果可以看出，金融業(yè)開放度對地區(qū)數(shù)字普惠金融水平影響的回歸系數(shù)為0.049，且在1%的水平上顯著，表明擴大金融業(yè)開放度能夠促進(jìn)地區(qū)數(shù)字普惠金融水平的提高；而列（3）顯示，地區(qū)數(shù)字普惠金融水平的回歸系數(shù)顯著為正，這表明金融業(yè)開放度能夠通過提升數(shù)字普惠金融水平來提升家庭對證券類風(fēng)險資產(chǎn)的購買意愿，同時，列（3）中金融業(yè)開放度的回歸系數(shù)為0.173，較列（1）中的0.182 有所降低，表明地區(qū)數(shù)字普惠金融水平存在部分中介效應(yīng)。列（5）和列（6）的結(jié)果進(jìn)一步表明，對于家庭證券類風(fēng)險資產(chǎn)占比這一變量，地區(qū)數(shù)字普惠金融水平同樣存在部分中介效應(yīng)。驗證了假設(shè)2。

3.4 異質(zhì)性檢驗

將樣29 個省份劃分為東部、中部和西部地區(qū)三個組別，進(jìn)行異質(zhì)性分析，結(jié)果如表5所示。可以看出，無論對于是否購買證券類風(fēng)險資產(chǎn)，還是證券類風(fēng)險資產(chǎn)占比，金融業(yè)開放度對我國東、中、西部地區(qū)均存在顯著正向影響。通過比較各地區(qū)的回歸系數(shù)，發(fā)現(xiàn)金融業(yè)開放度對2個被解釋變量的影響呈現(xiàn)自東向西依次遞減的效應(yīng)，其中，東部地區(qū)高于全國水平，而中部和西部地區(qū)低于全國水平，因此，假設(shè)3得到驗證?？赡艿脑蚴?，東部地區(qū)省份市場化及金融業(yè)競爭程度較高，外資金融機構(gòu)尤其是資管類金融機構(gòu)進(jìn)入后，通過技術(shù)溢出、鲇魚效應(yīng)等機制，能夠更好地促進(jìn)當(dāng)?shù)財?shù)字普惠金融及經(jīng)營管理理念的提升，進(jìn)而更有效地吸引家庭參與證券市場。

表5 異質(zhì)性檢驗結(jié)果

4 結(jié)論

本文使用2015 年、2017 年和2019 年的中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，實證檢驗了金融業(yè)擴大開放對家庭金融資產(chǎn)配置的影響，并探討了可能的影響機理及區(qū)域異質(zhì)性效應(yīng)，得出以下結(jié)論：（1）金融業(yè)開放能夠顯著促進(jìn)家庭參與股票、基金等證券類風(fēng)險資產(chǎn)市場，并且隨著金融業(yè)開放程度的提升，家庭持有證券類風(fēng)險資產(chǎn)占其金融資產(chǎn)的比重也隨之提高。替換“金融業(yè)開放度”代理變量以及剔除部分特殊地區(qū)樣本后，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果仍然支持以上結(jié)論。同時，金融知識、風(fēng)險態(tài)度、家庭總收入、家庭金融資產(chǎn)等個體因素，以及所在省份的經(jīng)濟發(fā)展水平等宏觀因素，均對家庭購買證券類風(fēng)險資產(chǎn)產(chǎn)生顯著的正向影響。（2）金融業(yè)開放通過提升地區(qū)數(shù)字普惠金融水平進(jìn)而影響家庭金融資產(chǎn)配置。外資金融機構(gòu)的進(jìn)入，能夠顯著提升當(dāng)?shù)財?shù)字普惠金融的發(fā)展水平，而數(shù)字普惠金融的發(fā)展進(jìn)一步有效促進(jìn)了當(dāng)?shù)丶彝ψC券類風(fēng)險資產(chǎn)的購買，并提升其在金融資產(chǎn)中的配置比例。（3）金融業(yè)開放對家庭購買證券類風(fēng)險資產(chǎn)的影響，存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性。東部地區(qū)的正向促進(jìn)效應(yīng)最強，其次是中部地區(qū)，西部地區(qū)雖然也存在正向效應(yīng)，但效果較弱。