王富燕 劉丹

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

關(guān)鍵詞：金融知識 家庭金融市場參與 因子分析 probit模型

一、引言

近年來，隨著農(nóng)村金融改革持續(xù)推進和深化，我國農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)持有狀況也出現(xiàn)了新的趨勢，這不僅表現(xiàn)在對金融資產(chǎn)持有量的增加，同時也表現(xiàn)在金融資產(chǎn)配置格局方面。農(nóng)村家庭對于風(fēng)險類金融資產(chǎn)的持有，可以看作農(nóng)戶對金融市場的參與（尹志超等，2014）。盡管我國農(nóng)村家庭對金融市場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，我國農(nóng)村家庭金融市場參與率為1.6%①，而城鎮(zhèn)家庭金融市場參與程度為16.9%②;而與金融市場發(fā)達(dá)的美國農(nóng)村家庭對金融市場的參與程度相比（2016年參與率為74.9%③），差距更是巨大。家庭做出的金融市場參與決策存在個體差異，是否持有風(fēng)險資產(chǎn)受到多種因素影響。

家庭在金融市場參與決策時，金融知識在信息篩選和分析過程中起到重要作用（尹志超等，2014）。但關(guān)于金融知識的作用方向，研究結(jié)論尚不統(tǒng)一。有學(xué)者認(rèn)為，金融知識對家庭金融市場參與是正向作用（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)為金融知識對家庭金融市場參與是負(fù)向作用（Fischhoff et al，1997;吳衛(wèi)星等，2006;楊云嬌，2016）。事實上，由于農(nóng)戶對金融知識把握與學(xué)習(xí)存在一定局限，因此，金融知識是如何影響農(nóng)村家庭對金融市場的參與值得進一步討論與研究。本文基于2017年度成都市農(nóng)村金融服務(wù)綜合改革試點評估對成都市普通農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，具體分析金融知識對農(nóng)村家庭金融市場參與的影響。

二、數(shù)據(jù)與方法

本文使用的數(shù)據(jù)來自于2017年成都市農(nóng)村金融服務(wù)綜合改革（以下簡稱為“農(nóng)金改”）試點評估對普通農(nóng)戶的問卷調(diào)查和2016年成都市統(tǒng)計年鑒。抽樣規(guī)模為成都普通478農(nóng)戶。以下是對模型的設(shè)定和變量的介紹。

（一）模型設(shè)定

本文研究金融知識對家庭金融市場參與的影響，因變量家庭金融市場參與決策表示是否參與金融市場，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，等于0表示家庭沒有參與金融市場，表示金融知識;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。總結(jié)國內(nèi)外研究成果，再結(jié)合成都農(nóng)金改問卷調(diào)查表，本文中的金融知識是一種客觀金融知識?？陀^金融知識指標(biāo)是通過使用調(diào)查問卷表，對接受訪問的人對調(diào)查問卷表中股票、債券等相關(guān)金融知識的實際回答情況來衡量。結(jié)合已有研究和數(shù)據(jù)，本文在實證計量部分使用因子分析法衡量金融知識。

2.家庭金融市場參與。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)綜合改革試點評估調(diào)研信息，家庭金融市場參與定義為家庭是否在正規(guī)金融市場中購買理財產(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，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、家庭勞動力人數(shù)和家庭收入。

三、估計結(jié)果

以下是變量統(tǒng)計和實證分析結(jié)果。變量統(tǒng)計包括金融知識衡量和家庭金融市場參與率統(tǒng)計結(jié)果。

（一）描述性分析

1.金融知識衡量。在2017年成都市金融服務(wù)綜合改革試點評估對普通農(nóng)戶的問卷調(diào)查中，設(shè)計了9個問題來考察受訪者金融知識水平，發(fā)現(xiàn)成都農(nóng)戶對3個金融知識相關(guān)問題回答正確的平均比率為42.2%，高于2012年甘犁等（2012）得出的中國整體平均正確率（20.1%）。

受訪者回答問題若正確則賦值為1，錯誤回答、答不上或不知道則賦值為0。針對9個變量采用最大似然法進行因子分析。KMO檢驗結(jié)果大于0.7（KMO=0.842），Bartlett球形檢驗小于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，提取了二個因子，分別為綜合知識因子和弱知識因子（詳見表1），方差解釋比例分別為0.31667和0.06452，累計解釋比例為0.38119。綜合知識因子利用二因子方差解釋比例擬合出本文的金融知識指標(biāo)，后文將此衡量方法下的金融知識稱之為“金融知識（因子分析）”。

2.家庭金融市場參與率統(tǒng)計。根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)統(tǒng)計，成都市普通農(nóng)村家庭金融市場參與率為5.856%。其中，購買理財產(chǎn)品參與率為3.765%，購買黃金和金銀首飾參與率為1.674%，其余參與率為0.417。中國正規(guī)金融市場參與率為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)村家庭金融市場參與率。

（二）實證結(jié)果

表2報告了金融知識對家庭金融市場參與影響的Probit回歸結(jié)果。從報告的邊際效應(yīng)看出，金融知識對提高家庭金融市場參與有一定的促進作用，邊際效應(yīng)為0.029。表明當(dāng)金融知識水平提高時，成都市農(nóng)村家庭越有可能參與到金融市場中，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。

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