金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村家庭資產(chǎn)規(guī)模的影響
——基于性別差異的視角

楊云帆 吳玥玥

我國(guó)居民當(dāng)前財(cái)產(chǎn)分布不均的狀況顯著影響了國(guó)民經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行效率。《經(jīng)濟(jì)日?qǐng)?bào)》發(fā)布的《中國(guó)家庭財(cái)富調(diào)查報(bào)告2019》顯示，城鄉(xiāng)家庭財(cái)產(chǎn)差異較大。城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭人均財(cái)產(chǎn)分別為292 920元和87 744元，城鎮(zhèn)家庭人均財(cái)產(chǎn)是農(nóng)村的3.34倍。有研究發(fā)現(xiàn)，家庭財(cái)產(chǎn)對(duì)居民消費(fèi)具有“財(cái)富效應(yīng)”和“資產(chǎn)效應(yīng)”，會(huì)顯著促進(jìn)居民消費(fèi)(李濤，陳斌開(kāi)，2014)。但是，目前受新冠肺炎疫情影響，農(nóng)村家庭的收入受到?jīng)_擊，面臨可支配現(xiàn)金流不足的問(wèn)題。這會(huì)使得家庭財(cái)富縮水(1)詳見(jiàn)西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心、螞蟻金服集團(tuán)研究院撰寫(xiě)的《疫情下中國(guó)家庭的財(cái)富變動(dòng)趨勢(shì)：中國(guó)家庭財(cái)富指數(shù)調(diào)研報(bào)告(2020Q1)》。，影響家庭消費(fèi)水平，進(jìn)而不利于經(jīng)濟(jì)的均衡發(fā)展(尹志超，張?zhí)枟潱?017)。另外，李實(shí)(2021)提出縮小城鄉(xiāng)之間財(cái)產(chǎn)差距是實(shí)現(xiàn)共同富裕的重要路徑?？梢?jiàn)，探尋縮小城鄉(xiāng)財(cái)產(chǎn)差距手段的重要性是不言而喻的。

增加農(nóng)村家庭資產(chǎn)是縮小城鄉(xiāng)居民財(cái)富差距的有效手段。城鄉(xiāng)居民資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的不同是導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民財(cái)富差異的一個(gè)重要原因。農(nóng)村居民比城市居民持有更少的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，其資產(chǎn)過(guò)度集中在自有房屋和銀行存款上(陳彥斌，2008)，而過(guò)度集中的資產(chǎn)不利于家庭層面的資產(chǎn)增值(周欽等，2015)。因此，必須正確引導(dǎo)農(nóng)村居民進(jìn)行資產(chǎn)選擇，提高農(nóng)村家庭的總資產(chǎn)水平，才能實(shí)現(xiàn)縮小城鄉(xiāng)財(cái)富差距的目標(biāo)。

金融知識(shí)水平的提高有助于增加家庭總資產(chǎn)。已有研究表明，金融知識(shí)有助于居民理解金融市場(chǎng)和金融產(chǎn)品的收益、風(fēng)險(xiǎn)等方面的特征(Lusardi & Mitchell,2014；尹志超等，2014)，從而對(duì)居民在股票、債券等金融市場(chǎng)的參與、家庭資產(chǎn)配置的選擇，乃至家庭財(cái)富規(guī)模都有顯著的影響(Lusardi & Mitchell,2006;van Rooij et al.,2011a，2011b)。國(guó)內(nèi)現(xiàn)有研究多聚焦于金融知識(shí)和城鎮(zhèn)家庭資產(chǎn)配置之間的關(guān)系(吳衛(wèi)星等，2015；何維，王小華，2021)，缺乏金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村家庭資產(chǎn)影響的討論。相比城市家庭，農(nóng)村家庭金融知識(shí)水平較低(甘犁，李運(yùn)，2014：111-113；何維，王小華，2021)。而且，第七次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)顯示，2020年農(nóng)村常住人口還有36%，農(nóng)村戶(hù)籍人口占比更是超過(guò)55%。因而，分析農(nóng)村居民金融知識(shí)水平及其對(duì)家庭資產(chǎn)的影響，對(duì)提升農(nóng)村居民金融知識(shí)水平、合理配置資產(chǎn)，促使農(nóng)村家庭財(cái)富增值有著重要作用。

不同性別家庭決策者的金融知識(shí)差異對(duì)家庭資產(chǎn)也會(huì)存在一定的影響。研究歐洲與美國(guó)家庭金融知識(shí)的文獻(xiàn)表明，男女在金融知識(shí)上存在差異(van Rooij et al.,2011b；Atkinson & Messy,2012)，并且不同性別決策者金融知識(shí)的差異會(huì)影響家庭金融決策(Ke,2021)。與歐美國(guó)家不同，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)仍廣泛存在“男主外、女主內(nèi)”的傳統(tǒng)觀念，深刻制約著農(nóng)村女性地位的提升(Fox & Murry,2000)，大部分農(nóng)村家庭仍然是由男性作為家庭金融決策者。即使一些女性被選為家庭中主要金融決策者，但由于她們的受教育水平相對(duì)較低(2)根據(jù)《中國(guó)農(nóng)村家庭金融發(fā)展報(bào)告2014》，農(nóng)村地區(qū)男性的平均受教育年限為7.4年，女性的平均受教育年限為5.6年。，金融知識(shí)較少，無(wú)法合理地配置資產(chǎn)，導(dǎo)致其家庭資產(chǎn)規(guī)模與男性作為金融決策者的家庭之間產(chǎn)生差異。令人遺憾的是，目前針對(duì)我國(guó)居民金融知識(shí)性別差異的文獻(xiàn)較少，尤其是討論性別間金融知識(shí)差異如何影響農(nóng)村家庭資產(chǎn)的文獻(xiàn)。

本文使用2013年和2015年中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)，分析戶(hù)主金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村家庭資產(chǎn)配置的影響，并考察農(nóng)村家庭不同性別戶(hù)主間金融知識(shí)差距對(duì)家庭資產(chǎn)規(guī)模的影響。本文的創(chuàng)新之處體現(xiàn)在以農(nóng)村家庭為研究對(duì)象，討論了其資產(chǎn)規(guī)模的影響因素及資產(chǎn)配置情況，并且以性別間金融知識(shí)差異為切入點(diǎn)展開(kāi)分析。

一、文獻(xiàn)綜述

本文的研究基于生命周期理論展開(kāi)。生命周期理論的核心思想是假設(shè)期末無(wú)遺產(chǎn)以及個(gè)人生命周期內(nèi)不存在不確定性，家庭會(huì)在工作生涯中積累儲(chǔ)蓄直到退休，并在退休后減少財(cái)富，即家庭在整個(gè)生命周期內(nèi)會(huì)平滑其消費(fèi)，以達(dá)到效用最大化的目標(biāo)(van Rooij et al.,2011a)。雖然生命周期理論提供了一個(gè)對(duì)家庭金融決策有益的思考路徑，但是家庭實(shí)際金融決策行為還存在不少無(wú)法用生命周期理論得出一致結(jié)論的狀況。比如，Heaton & Lucas(2000)研究發(fā)現(xiàn)隨著年齡的增長(zhǎng)，家庭會(huì)擁有更多比例的股票資產(chǎn)，而Cocco et al.(2005)卻認(rèn)為投資者年齡越大，家庭投資股票的份額越小。不同的結(jié)論產(chǎn)生的原因是基礎(chǔ)的生命周期理論沒(méi)有將收入不確定性的影響考慮在內(nèi)。此外，其他學(xué)者在預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄(Hubbard et al.,1995)、突發(fā)事件(Venti & Wise,1998)和健康水平(Rosen & Wu,2004)等方面對(duì)家庭生命周期模型都進(jìn)行了擴(kuò)展。吳衛(wèi)星等(2010)、廖理和張金寶(2011)的研究也發(fā)現(xiàn)，我國(guó)家庭在資產(chǎn)配置上的金融決策行為與傳統(tǒng)上的生命周期假說(shuō)并不完全相符。

Lusardi & Mitchell(2014)在傳統(tǒng)生命周期理論中加入了金融知識(shí)這一要素，實(shí)證研究了金融知識(shí)對(duì)家庭資產(chǎn)的影響。Lusardi & Mitchell(2006)提出在生命周期理論框架下，個(gè)人必須擁有一定的金融知識(shí)，才能明白貼現(xiàn)價(jià)值、名義價(jià)值和實(shí)際價(jià)值之間的區(qū)別，進(jìn)而才能夠預(yù)測(cè)未來(lái)勞動(dòng)收入、社保金融、退休年齡等諸多因素對(duì)家庭資產(chǎn)的影響。與擁有較低金融知識(shí)水平的家庭相比，受過(guò)良好金融教育的家庭金融決策能力會(huì)更高，該類(lèi)家庭更容易積累資產(chǎn)(van Rooij et al.,2011a)。近年來(lái)，越來(lái)越多的國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)開(kāi)始將金融知識(shí)引入我國(guó)居民家庭資產(chǎn)的研究中，主要涵蓋了金融知識(shí)對(duì)家庭股票參與(尹志超等，2014)、資產(chǎn)組合的有效性(吳衛(wèi)星等，2018)和多樣性(曾志耕等，2015)、財(cái)富差距(尹志超，張?zhí)枟潱?017)等方面的影響研究。但是上述文獻(xiàn)多聚焦于城鎮(zhèn)家庭的資產(chǎn)配置行為和資產(chǎn)水平，較少關(guān)注金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村家庭資產(chǎn)的影響。

在我國(guó)農(nóng)村家庭資產(chǎn)影響因素的研究文獻(xiàn)中，較多關(guān)注農(nóng)村特有制度因素的影響，如農(nóng)村社會(huì)網(wǎng)絡(luò)(王曉青，2017)、農(nóng)地流轉(zhuǎn)(胡雅倩，孫立娟，2020)、農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)(周欽等，2015)等，而較少考慮金融知識(shí)的作用。雖然有學(xué)者研究了金融知識(shí)與農(nóng)村家庭正規(guī)信貸可得性(吳雨等，2016)以及創(chuàng)業(yè)(曹瓅，羅劍朝，2019)的關(guān)系，但沒(méi)有考慮金融知識(shí)與農(nóng)村家庭資產(chǎn)之間的聯(lián)系。此外，現(xiàn)有文獻(xiàn)針對(duì)農(nóng)村家庭資產(chǎn)的研究多分析家庭是否持有某類(lèi)資產(chǎn)以及某類(lèi)資產(chǎn)持有比例(王曉青，2017；張哲，謝家智，2018；胡雅倩，孫立娟，2020)，較少關(guān)注某類(lèi)資產(chǎn)的規(guī)模。

金融知識(shí)的性別差異也是影響家庭資產(chǎn)的重要因素。已有文獻(xiàn)認(rèn)為主要有以下三種原因?qū)е滦詣e間存在資產(chǎn)規(guī)模差異：其一，女性的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度高于男性，女性投資者會(huì)選擇投資風(fēng)險(xiǎn)較低的資產(chǎn)(Bajtelsmit et al.,1999)；其二，男性與女性相比過(guò)度自信，會(huì)更加頻繁地交易(Barber & Odean,2001)；其三，女性的金融知識(shí)水平低于男性(Lusardi et al.,2010；Bucher-Koenen et al.,2017)。戶(hù)主作為家庭主要事務(wù)決策者，其性別間金融知識(shí)的差異導(dǎo)致家庭表現(xiàn)出不同的資產(chǎn)投資行為(Ke,2021)，進(jìn)而影響家庭資產(chǎn)規(guī)模。而在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)，女性的平均受教育水平低于男性，其金融知識(shí)水平也存在差距(甘犁，李運(yùn)，2014：116)。但是，目前僅有廖理等(2019)的研究關(guān)注到了中國(guó)家庭性別間金融知識(shí)差異，尚無(wú)文獻(xiàn)探討農(nóng)村家庭不同性別戶(hù)主間金融知識(shí)差異對(duì)資產(chǎn)的影響。

綜上所述，國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界對(duì)家庭資產(chǎn)的研究存在以下兩個(gè)特點(diǎn)：其一，關(guān)于金融知識(shí)對(duì)家庭資產(chǎn)的影響研究主要集中在城鎮(zhèn)家庭，對(duì)農(nóng)村家庭關(guān)注較少，且大多數(shù)研究分析家庭是否持有某類(lèi)資產(chǎn)以及某類(lèi)資產(chǎn)持有比例，較少關(guān)注某類(lèi)資產(chǎn)實(shí)際持有量；其二，對(duì)金融知識(shí)性別差異的研究相對(duì)較少，尚無(wú)文獻(xiàn)從性別差異角度分析金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村家庭資產(chǎn)規(guī)模的影響。因此，本文從性別差異角度出發(fā)，探討金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村家庭資產(chǎn)規(guī)模的影響具有一定的新穎性。

二、數(shù)據(jù)和變量描述

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自2013年和2015年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)。2013年中國(guó)家庭金融調(diào)查樣本涵蓋了全國(guó)29個(gè)省(市、區(qū))的28 141個(gè)家庭，2015年調(diào)查樣本覆蓋了全國(guó)29個(gè)省(市、區(qū))363個(gè)縣1 396個(gè)社區(qū)的共37 289個(gè)家庭，其中追蹤訪問(wèn)2013年樣本21 775個(gè)。中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)家庭資產(chǎn)進(jìn)行了全面的調(diào)查，包括非金融資產(chǎn)和金融資產(chǎn)的詳細(xì)信息，記錄了家庭在各種資產(chǎn)中的配置情況，具有全國(guó)代表性。

本文重點(diǎn)關(guān)注金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村家庭資產(chǎn)的影響。我們根據(jù)戶(hù)主戶(hù)籍篩選出農(nóng)村家庭樣本?？紤]到家庭金融調(diào)查問(wèn)卷中的受訪者是了解家庭財(cái)務(wù)狀況的人，而受訪者不一定是家庭中作決策的戶(hù)主，因此我們把樣本限定在受訪者和戶(hù)主是同一人的家庭(3)考慮到這樣的處理可能存在樣本選擇性偏差。我們使用中國(guó)家庭金融調(diào)查的全部農(nóng)村家庭樣本做對(duì)比，將全部農(nóng)村家庭樣本中女性戶(hù)主的占比和男女性戶(hù)主的受教育水平與本文所用樣本的情況做比較。結(jié)果顯示，全部農(nóng)村家庭樣本中女性戶(hù)主占比13.87%，男性戶(hù)主平均受教育年限為7.875 5年，女性戶(hù)主平均受教育年限為6.671 7年；本文所用樣本中女性戶(hù)主占比16.91%，男性戶(hù)主平均受教育年限為7.873 7年，女性戶(hù)主平均受教育年限為6.638 6年。比較兩組數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，男女性戶(hù)主平均受教育年限之間在統(tǒng)計(jì)意義上無(wú)顯著差異。針對(duì)樣本中男性戶(hù)主比例低于農(nóng)村家庭全樣本的情況以及可能的影響，我們將在后文穩(wěn)健性分析部分進(jìn)一步說(shuō)明。。此外，剔除了各變量中存在缺失的樣本，最終得到8 706個(gè)農(nóng)村家庭有效樣本。

(二)變量說(shuō)明

1.被解釋變量

本文核心的被解釋變量是家庭人均資產(chǎn)。家庭資產(chǎn)是指家庭擁有的以貨幣計(jì)量的經(jīng)濟(jì)形態(tài)，包括金融資產(chǎn)和非金融資產(chǎn)(4)本文認(rèn)為金融知識(shí)對(duì)非金融資產(chǎn)有影響。金融知識(shí)衡量了利率水平、通貨膨脹方面的知識(shí)水平，決定著戶(hù)主的理財(cái)能力和行為。而非金融資產(chǎn)作為農(nóng)村家庭資產(chǎn)中重要的組成部分，受到戶(hù)主理財(cái)能力和行為的影響。因此，金融知識(shí)不僅對(duì)金融資產(chǎn)有影響，而且對(duì)非金融資產(chǎn)也會(huì)起作用。。按照中國(guó)家庭金融調(diào)查問(wèn)卷的分類(lèi)，我們認(rèn)為金融資產(chǎn)包括社保賬戶(hù)余額、現(xiàn)金、存款、股票、基金、債券、衍生品、理財(cái)、外幣資產(chǎn)、黃金以及其他金融資產(chǎn)和借出款；而非金融資產(chǎn)包括農(nóng)業(yè)和工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)、房產(chǎn)、車(chē)輛資產(chǎn)、土地及其他非金融資產(chǎn)。為了控制家庭人口的影響，資產(chǎn)變量采用人均值。另外，由于資產(chǎn)變量中存在極端值，因此按照文獻(xiàn)通常的做法(尹志超等，2014)，刪掉家庭總資產(chǎn)最高1%和最低1%的樣本。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量是金融知識(shí)。中國(guó)家庭金融調(diào)查設(shè)計(jì)了三個(gè)問(wèn)題，分別探究受訪者在利率、通貨膨脹和投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知三個(gè)方面的金融知識(shí)水平。根據(jù)Lusardi & Mitchell(2014)的研究，回答不知道這道題的答案與受訪者回答了問(wèn)題但是答案錯(cuò)誤，這兩種情況代表了受訪者不同的金融知識(shí)水平。因此，本文參考尹志超等(2014)的做法，對(duì)每一個(gè)衡量金融知識(shí)的問(wèn)題區(qū)分了戶(hù)主金融知識(shí)問(wèn)題回答錯(cuò)誤和回答算不出來(lái)這道題答案兩種情況，分別構(gòu)建出兩個(gè)虛擬變量。第一個(gè)虛擬變量衡量戶(hù)主問(wèn)題回答是否正確，1代表回答正確，0代表回答錯(cuò)誤和回答算不出來(lái)。第二個(gè)虛擬變量衡量戶(hù)主有沒(méi)有回答算不出來(lái)，1代表沒(méi)有回答算不出來(lái)，不考慮回答正確與否的情況，0代表戶(hù)主回答算不出來(lái)。以利率問(wèn)題為例，表1展示了如何構(gòu)建衡量利率知識(shí)的兩個(gè)虛擬變量。根據(jù)這三個(gè)問(wèn)題的回答情況，我們得到六個(gè)虛擬變量(5)以2013年中國(guó)家庭金融調(diào)查問(wèn)卷中衡量利率知識(shí)的問(wèn)題為例。問(wèn)卷詢(xún)問(wèn)：假設(shè)您現(xiàn)在有100塊錢(qián)，銀行的年利率是4%。如果您把這100元錢(qián)存5年定期，5年后您獲得的本金和利息為：(1)小于120元；(2)等于120元；(3)大于120元；(4)算不出來(lái)。本文在衡量戶(hù)主是否回答正確時(shí)，只要戶(hù)主選擇了選項(xiàng)(1)(3)(4)中任何一個(gè)，定義為回答錯(cuò)誤，選項(xiàng)(2)代表戶(hù)主回答正確。本文在衡量戶(hù)主有沒(méi)有回答算不出來(lái)時(shí)，只要戶(hù)主選擇了選項(xiàng)(1)(2)(3)中任何一個(gè)，定義戶(hù)主沒(méi)有回答算不出來(lái)，選項(xiàng)(4)代表戶(hù)主回答了算不出來(lái)。。對(duì)這六個(gè)虛擬變量使用迭代主因子方法進(jìn)行因子分析后，得到本文的因子分析指標(biāo)。

表1 利率知識(shí)的衡量

3.控制變量

遵循已有文獻(xiàn)的通常做法(van Rooij et al.,2011a；尹志超等，2014；吳衛(wèi)星等，2018)，本文選取的控制變量包含戶(hù)主特征(戶(hù)主年齡、婚姻狀況、受教育程度、健康狀況)和家庭特征(家庭人均收入、家庭年輕撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比)等。

此外，本文在實(shí)證分析中還加入了戶(hù)主風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度變量。按照文獻(xiàn)中的做法(Ke,2021)，以風(fēng)險(xiǎn)厭惡的虛擬變量衡量戶(hù)主的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度(6)問(wèn)卷中衡量風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的問(wèn)題是：如果您有一筆錢(qián)，您愿意選擇哪種投資項(xiàng)目？(1)高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)的項(xiàng)目；(2)略高風(fēng)險(xiǎn)、略高回報(bào)的項(xiàng)目；(3)平均風(fēng)險(xiǎn)、平均回報(bào)的項(xiàng)目；(4)略低風(fēng)險(xiǎn)、略低回報(bào)的項(xiàng)目；(5)不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)。根據(jù)尹志超等(2014)的定義，將選項(xiàng)(1)和選項(xiàng)(2)定義為風(fēng)險(xiǎn)偏好，選項(xiàng)(3)定義為風(fēng)險(xiǎn)中性，選項(xiàng)(4)和選項(xiàng)(5)定義為風(fēng)險(xiǎn)厭惡。。表2為各變量的描述性統(tǒng)計(jì)(7)對(duì)戶(hù)主年齡做描述性統(tǒng)計(jì)顯示，60歲以上的戶(hù)主有2 781人，他們的金融知識(shí)均值為-0.524 7。而有文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)，老年人較低的金融知識(shí)水平對(duì)家庭的資產(chǎn)配置(Rosen & Wu,2004)、退休計(jì)劃(Lusardi & Mitchell,2011: 15-16)有顯著的影響?；谥袊?guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)數(shù)據(jù)的研究成果發(fā)現(xiàn)，受到獨(dú)生子女政策的影響，子女作為照料農(nóng)村地區(qū)老人的重要主體，其數(shù)量顯著下降(陳欣欣等，2021)。這使得農(nóng)村地區(qū)更多的老年人必須依靠自身的金融知識(shí)進(jìn)行金融決策，以獲得生命周期效用最大化。因此，關(guān)注老年人在家庭中的金融決策至關(guān)重要。。

表2 各變量描述統(tǒng)計(jì)

(三)描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文關(guān)注我國(guó)農(nóng)村家庭男女戶(hù)主在金融知識(shí)上的差異。首先，對(duì)女性戶(hù)主賦值為1，男性戶(hù)主賦值為0，得到了1 472個(gè)農(nóng)村女性戶(hù)主家庭樣本和7 234個(gè)農(nóng)村男性戶(hù)主家庭樣本。之后，利用2013年和2015年合并后的數(shù)據(jù)，比較了男女戶(hù)主金融知識(shí)的差異，如圖1所示。當(dāng)金融知識(shí)水平較低時(shí)，男女戶(hù)主之間的金融知識(shí)水平有較大差異。在較高的金融知識(shí)水平下，男女戶(hù)主金融知識(shí)的分布差異并不明顯。比較數(shù)據(jù)中男女戶(hù)主的金融知識(shí)，男性戶(hù)主的金融知識(shí)均值為-0.227 9，女性戶(hù)主的金融知識(shí)均值為-0.247 4，女性戶(hù)主的金融知識(shí)水平低于男性戶(hù)主，并且在5%的顯著性水平上顯著。

圖1 農(nóng)村戶(hù)主分性別的金融知識(shí)核密度分布

圖2為農(nóng)村戶(hù)主不同年份金融知識(shí)水平的核密度分布圖。相較于2013年，2015年不同戶(hù)主在金融知識(shí)水平上的差距縮小。2013年至2015年間戶(hù)主金融知識(shí)水平較低的家庭數(shù)量在減少，而戶(hù)主金融知識(shí)因子得分大于0.5的家庭數(shù)量在增加。圖2表明在2013年至2015年間，農(nóng)村家庭的金融知識(shí)水平逐漸提高。

圖2 農(nóng)村戶(hù)主不同年份的金融知識(shí)核密度分布

圖3是農(nóng)村家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的統(tǒng)計(jì)描述，展示了各項(xiàng)資產(chǎn)在農(nóng)村家庭總資產(chǎn)中的占比。農(nóng)村家庭超過(guò)80%的資產(chǎn)積累在非金融資產(chǎn)上，非金融資產(chǎn)中占比較高的四類(lèi)資產(chǎn)分別是房產(chǎn)、土地、生產(chǎn)性經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)和車(chē)輛資產(chǎn)。在金融資產(chǎn)方面，農(nóng)村家庭有著較多的銀行存款、現(xiàn)金等無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，占家庭資產(chǎn)的比重分別為4.49%和1.03%，而股票、債券、基金等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占家庭資產(chǎn)的比重為1.88%。

圖3 農(nóng)村家庭各項(xiàng)資產(chǎn)占比

三、實(shí)證分析

(一)理論模型與計(jì)量分析模型

本文主要參考Lusardi & Mitchell(2014)的理論模型。他們將金融知識(shí)納入生命周期模型中，得到了家庭期末資產(chǎn)決定方程：

at+1=R(ft+1)(at+ye,t-ct-π-cd)

(1)

(1)式中，at+1為期末資產(chǎn)，由期初資產(chǎn)at、勞動(dòng)收入ye,t、家庭消費(fèi)ct、對(duì)金融知識(shí)的時(shí)間和金錢(qián)投入π和直接投入cd以及資產(chǎn)的期望收益率R(ft+1)決定。其中，期望收益率R(ft+1)受到投資者金融知識(shí)水平ft+1等因素的影響。根據(jù)該式，在收入、消費(fèi)、資產(chǎn)收益率等其他因素不變的情況下，金融知識(shí)水平較高的家庭最終獲得的總資產(chǎn)將高于金融知識(shí)水平較低的家庭獲得的總資產(chǎn)。這是因?yàn)榻鹑谥R(shí)可以減少家庭信息收集和獲取、制定資產(chǎn)配置方案以及計(jì)算收益的經(jīng)濟(jì)和心理成本，降低家庭進(jìn)入市場(chǎng)進(jìn)行投資的門(mén)檻(van Rooij et al.,2011a)。金融知識(shí)水平較高的家庭可以很好地利用現(xiàn)有資金，增加某些資產(chǎn)的規(guī)模，從而提升總資產(chǎn)水平。而對(duì)金融知識(shí)水平較低的家庭來(lái)說(shuō)，即使擁有了相同數(shù)量的資金，他們也不懂如何合理配置家庭資產(chǎn)來(lái)增加總資產(chǎn)。那么，戶(hù)主金融知識(shí)水平是否會(huì)通過(guò)影響家庭資產(chǎn)配置，進(jìn)而改變家庭資產(chǎn)規(guī)模？

為了回答上述問(wèn)題，我們實(shí)證分析了金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村家庭資產(chǎn)規(guī)模的作用以及影響路徑。先分析戶(hù)主金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村家庭資產(chǎn)規(guī)模的影響，然后考慮戶(hù)主金融知識(shí)究竟通過(guò)哪種渠道影響家庭資產(chǎn)規(guī)模?；诖耍疚脑O(shè)定的基準(zhǔn)計(jì)量分析模型為：

asseti=α+βfinancialknowledgei+γXi+εi

(2)

(2)式中，i表示農(nóng)村家庭。asseti是對(duì)i家庭人均資產(chǎn)取對(duì)數(shù)后的變量，包括總資產(chǎn)和后文關(guān)注的各類(lèi)資產(chǎn)。financialknowledgei是以因子分析方法得到的金融知識(shí)指標(biāo)，用于衡量i家庭戶(hù)主的金融知識(shí)。Xi為一組控制變量，包括前文所述的戶(hù)主個(gè)體特征變量和家庭特征變量。εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(二)戶(hù)主金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村家庭資產(chǎn)規(guī)模的影響及路徑

1.戶(hù)主金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村家庭資產(chǎn)規(guī)模的影響

我們首先分析了農(nóng)村家庭戶(hù)主金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村家庭資產(chǎn)規(guī)模的影響，用2015年CHFS數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS回歸分析。但是，OLS估計(jì)結(jié)果可能存在反向因果和遺漏變量的問(wèn)題。例如，Gustman et al.(2012)研究發(fā)現(xiàn)積累了大量財(cái)富的家庭有獲取金融知識(shí)的動(dòng)機(jī)，而且有機(jī)會(huì)通過(guò)管理投資組合來(lái)提高金融知識(shí)水平。此外，van Rooij et al.(2011a)也強(qiáng)調(diào)金融教育會(huì)影響個(gè)人認(rèn)知能力等個(gè)體因素，進(jìn)而影響家庭資產(chǎn)，但是在研究中學(xué)者們往往很難觀測(cè)到個(gè)體的認(rèn)知能力。因此，為克服反向因果產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，本文使用滯后一期的2013年戶(hù)主金融知識(shí)再次估計(jì)。針對(duì)遺漏變量問(wèn)題，本文選擇使用2013年和2015年兩輪CHFS追蹤樣本構(gòu)成的平衡面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)一步估計(jì)(Alessie et al.,2011)，估計(jì)結(jié)果如表3所示。

表3 戶(hù)主金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村家庭資產(chǎn)規(guī)模的影響

表3報(bào)告了金融知識(shí)對(duì)家庭資產(chǎn)規(guī)模影響的回歸結(jié)果。從OLS估計(jì)結(jié)果來(lái)看，戶(hù)主金融知識(shí)水平與家庭人均資產(chǎn)之間存在顯著正向關(guān)系。表3第二列是利用2013年戶(hù)主金融知識(shí)作為解釋變量的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，戶(hù)主金融知識(shí)對(duì)家庭人均資產(chǎn)的估計(jì)系數(shù)為正且在1%的水平上顯著。表3第三列展示了雙向固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果，與OLS回歸結(jié)果展示的結(jié)果相比，戶(hù)主金融知識(shí)對(duì)家庭人均資產(chǎn)水平的促進(jìn)作用下降了18.58%，該系數(shù)依舊統(tǒng)計(jì)顯著。三列的結(jié)果均表明在其他條件不變的情況下，戶(hù)主金融知識(shí)水平高的農(nóng)村家庭其人均資產(chǎn)也較多。

在戶(hù)主特征方面，戶(hù)主的受教育水平會(huì)顯著增加家庭的資產(chǎn)，這與多數(shù)文獻(xiàn)的發(fā)現(xiàn)一致(尹志超等，2014；吳衛(wèi)星等，2018)。戶(hù)主健康狀況較差與農(nóng)村家庭資產(chǎn)規(guī)模有負(fù)相關(guān)關(guān)系。有研究表明，金融決策者健康狀況較差會(huì)使家庭的資金從風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)向無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)流動(dòng)(Rosen & Wu,2004)，而無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的收益較低，家庭無(wú)法獲得同風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)一樣的收益，因此家庭人均總資產(chǎn)會(huì)下降。在家庭特征方面，家庭收入的提高會(huì)顯著促進(jìn)農(nóng)村家庭的人均資產(chǎn)。家庭中小于16歲的孩子占比越低，大于65歲的老人占比越高，家庭人均資產(chǎn)水平越高。可能的原因是，處于教育時(shí)期的孩子數(shù)量越多，家庭的教育支出越多(李濤，陳斌開(kāi)，2014)，占用了越多家庭財(cái)富；老年人在家庭資產(chǎn)配置和金融決策上的經(jīng)驗(yàn)更豐富，他們能夠隨著年齡的增加投資更多種類(lèi)的資產(chǎn)(King & Leape,1987：18-19)，因而家庭中的老年人數(shù)量越多，家庭人均資產(chǎn)規(guī)模越龐大。

2.戶(hù)主金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村家庭資產(chǎn)配置的影響

根據(jù)前文對(duì)理論模型的分析，如果戶(hù)主的金融知識(shí)水平高，戶(hù)主很可能會(huì)增加家庭在某些種類(lèi)資產(chǎn)上的配置，而這些資產(chǎn)的增加會(huì)提高家庭總資產(chǎn)水平。因此，本部分研究戶(hù)主金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村家庭資產(chǎn)配置的影響。根據(jù)前文描述性統(tǒng)計(jì)分析的結(jié)果，先將農(nóng)村家庭資產(chǎn)劃分為非金融資產(chǎn)、無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)三類(lèi)，分別進(jìn)行回歸，然后關(guān)注戶(hù)主金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村家庭持有較多的幾類(lèi)非金融資產(chǎn)、無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的作用，最后討論金融知識(shí)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響。我們將這一部分關(guān)注的幾類(lèi)人均家庭資產(chǎn)變量取對(duì)數(shù)(8)在某些資產(chǎn)中存在著0值，即有農(nóng)村家庭沒(méi)有此類(lèi)資產(chǎn)。針對(duì)這種情況，按照公式IHS_x=ln[x+(x2+1)0.5]對(duì)資產(chǎn)取對(duì)數(shù)，以保留資產(chǎn)等于0的樣本。其中，x代表某類(lèi)資產(chǎn)的人均資產(chǎn)量。，以雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。戶(hù)主金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村家庭三類(lèi)資產(chǎn)配置影響的實(shí)證結(jié)果如表4所示。

表4表明戶(hù)主金融知識(shí)水平越高，農(nóng)村家庭配置在非金融資產(chǎn)和無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上的資產(chǎn)量越多，配置在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上的資產(chǎn)量越少。然而按照金融學(xué)理論，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的市場(chǎng)收益率高于非金融資產(chǎn)和無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的市場(chǎng)收益率。如果農(nóng)村家庭配置的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)量隨戶(hù)主金融知識(shí)的增加而減少，那么金融知識(shí)水平較高的戶(hù)主家庭的人均資產(chǎn)規(guī)模應(yīng)該相對(duì)較低。我們對(duì)此的解釋為：相對(duì)于OECD國(guó)家平均水平(9)OECD/INFE 2020 international survey of adult financial literacy.[2021-12-07].https:∥www.oecd.org/financial/education/launchoftheoecdinfeglobalfinancialliteracysurveyreport.htm。以及中國(guó)城鎮(zhèn)家庭戶(hù)主金融知識(shí)水平而言，中國(guó)農(nóng)村家庭戶(hù)主的金融知識(shí)水平整體還比較低，他們無(wú)法掌握風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)變動(dòng)的規(guī)律，貿(mào)然進(jìn)入風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)很可能會(huì)遭受損失，因此減少風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)量是一種止損行為的體現(xiàn)，反而有利于家庭資產(chǎn)的增加。針對(duì)這一結(jié)論，本文將在之后對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置行為進(jìn)行進(jìn)一步討論。根據(jù)表4的結(jié)果，我們對(duì)農(nóng)村家庭擁有較多的非金融資產(chǎn)(包括生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)和車(chē)輛資產(chǎn))以及無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)(包括現(xiàn)金和存款)做了進(jìn)一步分析(10)在此，我們不考慮農(nóng)村家庭中土地和房產(chǎn)的情況。農(nóng)村家庭擁有的土地資產(chǎn)依靠行政劃分，不能進(jìn)行買(mǎi)賣(mài)，因此農(nóng)村土地市值不受農(nóng)村家庭自身因素的影響(Jalan & Ravallion,2001)。而且農(nóng)村大多數(shù)房屋建于宅基地之上，多數(shù)宅基地同土地一樣不能買(mǎi)賣(mài)只能流轉(zhuǎn)，房屋的價(jià)值也很難受家庭因素的影響而變化。，結(jié)果如表5所示。

表4 戶(hù)主金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村家庭資產(chǎn)配置的影響

表5 戶(hù)主金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村非金融資產(chǎn)和無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響

表5的結(jié)果表明，在非金融資產(chǎn)方面，戶(hù)主的金融知識(shí)水平提高，家庭的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)和車(chē)輛資產(chǎn)的人均資產(chǎn)量均會(huì)提高。在無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)方面，戶(hù)主金融知識(shí)水平的提高會(huì)促進(jìn)家庭人均現(xiàn)金和存款的增加。戶(hù)主金融知識(shí)的提高可以增加農(nóng)村家庭在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性資料上的投資，進(jìn)而提高其再生產(chǎn)水平，使得人均生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)總量增加(11)增加生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)可以增加農(nóng)村的經(jīng)營(yíng)性收入，從而增加農(nóng)民收入。程名望等(2015)的研究表明農(nóng)業(yè)家庭的經(jīng)營(yíng)性收入雖然是中國(guó)農(nóng)戶(hù)的核心收入來(lái)源，但是經(jīng)營(yíng)性收入進(jìn)一步增加了農(nóng)村家庭內(nèi)部收入不平等程度。。對(duì)車(chē)輛資產(chǎn)來(lái)說(shuō)，戶(hù)主金融知識(shí)高的家庭會(huì)購(gòu)買(mǎi)多輛車(chē)以及相對(duì)高檔的車(chē)，但是由于車(chē)輛會(huì)折舊，更多的車(chē)輛資產(chǎn)無(wú)法使家庭的總資產(chǎn)量提高。基于此，我們認(rèn)為在非金融資產(chǎn)方面，具有更高金融知識(shí)水平的戶(hù)主主要通過(guò)增加生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)增加家庭人均總資產(chǎn)。

當(dāng)戶(hù)主擁有較高的金融知識(shí)水平，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)和銀行存款的收益有了基本的認(rèn)知，他們會(huì)偏好增加家庭的現(xiàn)金和存款資產(chǎn)，以平衡家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，提升資產(chǎn)多樣性，從而增加家庭人均資產(chǎn)量。另外，當(dāng)農(nóng)村家庭在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中產(chǎn)生資金流動(dòng)需求或者存在交易風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，現(xiàn)金和存款可以起到“穩(wěn)定器”的作用。

本文數(shù)據(jù)顯示，戶(hù)主金融知識(shí)水平與家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有量之間并非簡(jiǎn)單的正向關(guān)系(12)當(dāng)農(nóng)村家庭的戶(hù)主金融知識(shí)位于0～20%、20%～40%、40%～60%、60%～80%、80%～100%這五個(gè)分位數(shù)區(qū)間上時(shí)，家庭人均風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的對(duì)數(shù)分別為0.447 2、1.372 6、0.872 0、1.052 4、1.902 2。，即有些金融知識(shí)較少的戶(hù)主家庭反而會(huì)配置更多的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。可能的原因是，這些農(nóng)村戶(hù)主雖然對(duì)風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)了解甚少，但是當(dāng)自己的金融知識(shí)水平略有提升時(shí)，會(huì)被風(fēng)險(xiǎn)金融產(chǎn)品的高收益吸引，從而投資這些風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。當(dāng)農(nóng)村戶(hù)主金融知識(shí)水平進(jìn)一步提高，明白了風(fēng)險(xiǎn)與收益共存的道理，就會(huì)減少對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資。隨著戶(hù)主金融知識(shí)水平繼續(xù)提高，在深入了解風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)的變動(dòng)規(guī)律之后，他們又會(huì)增加對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資。

為了驗(yàn)證上述分析，我們先將金融知識(shí)由低到高劃分為20%、40%、60%、80%、100%五個(gè)分位數(shù)，然后劃分為三個(gè)子樣本，分別是戶(hù)主金融知識(shí)水平低于40%分位數(shù)的樣本、介于40%～60%分位數(shù)的樣本、高于60%分位數(shù)的樣本(13)本研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)戶(hù)主金融知識(shí)水平低于40%分位數(shù)時(shí)，在利率、通貨膨脹和投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知問(wèn)題上回答正確的戶(hù)主比例很低(0%、3%、0%)；當(dāng)戶(hù)主金融知識(shí)水平高于60%分位數(shù)時(shí)，在利率、通貨膨脹問(wèn)題上回答正確的戶(hù)主比例分別為41.16%和32.74%，但是戶(hù)主投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知問(wèn)題上回答正確的比例很高，為62.11%，與Lusardi & Mitchell(2014)發(fā)現(xiàn)發(fā)達(dá)國(guó)家受訪者在投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知問(wèn)題上回答正確的比例十分接近。這說(shuō)明當(dāng)戶(hù)主金融知識(shí)處于較高水平時(shí)，在投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知方面的金融知識(shí)水平較高，這會(huì)直接影響家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置。基于以上考慮，本文將重點(diǎn)關(guān)注戶(hù)主金融知識(shí)水平低于40%分位數(shù)的樣本和高于60%分位數(shù)的樣本風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)受到戶(hù)主金融知識(shí)的影響。，再用雙向固定效應(yīng)模型分析戶(hù)主不同金融知識(shí)水平對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響，結(jié)果如表6所示。

表6 戶(hù)主不同金融知識(shí)水平對(duì)農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響

表6的結(jié)果顯示，當(dāng)戶(hù)主的金融知識(shí)水平低于40%的農(nóng)村家庭時(shí)，戶(hù)主金融知識(shí)增加會(huì)減少農(nóng)村家庭的人均風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)；當(dāng)戶(hù)主的金融知識(shí)水平高于60%的農(nóng)村家庭時(shí)，金融知識(shí)水平提高會(huì)顯著增加家庭的人均風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。這一結(jié)果驗(yàn)證了我們前面的解釋?zhuān)皇菓?hù)主金融知識(shí)水平提高，家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)就會(huì)增加。戶(hù)主需要先有一定的金融知識(shí)水平，在戶(hù)主認(rèn)為自己對(duì)利率、通貨膨脹、風(fēng)險(xiǎn)和收益問(wèn)題都有了基本的了解之后，增加金融知識(shí)才可能使其逐漸增加對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置，從而獲得正向的收益，促進(jìn)總資產(chǎn)水平的提高。

(三)不同性別戶(hù)主金融知識(shí)差異對(duì)家庭資產(chǎn)規(guī)模的影響

為了分析不同性別戶(hù)主金融知識(shí)的差異對(duì)農(nóng)村家庭資產(chǎn)規(guī)模的影響，我們將農(nóng)村家庭分為男性戶(hù)主家庭和女性戶(hù)主家庭的子樣本進(jìn)行分組回歸。在前文中使用的固定效應(yīng)模型假定戶(hù)主金融知識(shí)的增加與減少對(duì)家庭資產(chǎn)量的影響是相同的。但是這種對(duì)稱(chēng)性假設(shè)可能不適用于男女戶(hù)主金融知識(shí)存在差異的情況。因此參考Allison(2019)的方法，本文應(yīng)用非對(duì)稱(chēng)固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。先對(duì)解釋變量、被解釋變量和控制變量進(jìn)行差分，然后將差分后的解釋變量和控制變量分解為正分量和負(fù)分量，再參照模型(2)的設(shè)定，考量不同性別戶(hù)主金融知識(shí)對(duì)家庭資產(chǎn)規(guī)模的影響。

表7是區(qū)分戶(hù)主的金融知識(shí)非對(duì)稱(chēng)影響后的估計(jì)結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)不同性別戶(hù)主金融知識(shí)對(duì)家庭資產(chǎn)規(guī)模的影響確實(shí)不對(duì)稱(chēng)：當(dāng)男性戶(hù)主和女性戶(hù)主金融知識(shí)水平均增加時(shí)，男性戶(hù)主家庭資產(chǎn)規(guī)模顯著增加，女性戶(hù)主家庭資產(chǎn)規(guī)模變化不顯著；當(dāng)男性戶(hù)主和女性戶(hù)主金融知識(shí)水平均減少時(shí)，男性戶(hù)主家庭資產(chǎn)變化不顯著，女性戶(hù)主家庭資產(chǎn)規(guī)模顯著下降。

表7 非對(duì)稱(chēng)固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

根據(jù)Lusardi & Mitchell(2014)的研究，只有當(dāng)女性戶(hù)主認(rèn)為學(xué)習(xí)金融知識(shí)投入時(shí)間和金錢(qián)的邊際成本等于投資的邊際收益時(shí)，金融知識(shí)才會(huì)對(duì)家庭資產(chǎn)存在影響。我們的樣本中女性戶(hù)主的金融知識(shí)仍處于較低的水平，可能她們認(rèn)為花費(fèi)時(shí)間和金錢(qián)學(xué)習(xí)金融知識(shí)并不能夠帶來(lái)可觀的收益。另外，我們需要關(guān)注女性戶(hù)主金融知識(shí)水平降低會(huì)減少家庭資產(chǎn)規(guī)模這一結(jié)果。從本文數(shù)據(jù)來(lái)看，在1 472個(gè)女性戶(hù)主家庭中，有59.5%的家庭在2013年到2015年間的金融知識(shí)水平下降。估計(jì)結(jié)果提示我們不僅需要關(guān)注如何提高戶(hù)主的金融知識(shí)，還必須思考女性戶(hù)主金融知識(shí)下降帶來(lái)的負(fù)面影響，戶(hù)主金融知識(shí)水平提高或下降，都會(huì)使男女戶(hù)主家庭在資產(chǎn)規(guī)模上的差距進(jìn)一步擴(kuò)大。

(四)機(jī)制分析

雖然戶(hù)主金融知識(shí)會(huì)直接影響家庭資產(chǎn)配置并最終影響家庭資產(chǎn)規(guī)模，但是根據(jù)資產(chǎn)投資組合理論，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度也會(huì)影響家庭在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上的配置決策(14)Guiso & Paiella(2008)的研究結(jié)果強(qiáng)調(diào)了風(fēng)險(xiǎn)厭惡對(duì)家庭資產(chǎn)組合的影響，胡振和臧日宏(2016)的研究發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)厭惡會(huì)降低中國(guó)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)的可能性。。對(duì)于農(nóng)村家庭來(lái)說(shuō)，戶(hù)主會(huì)從事大量的農(nóng)業(yè)和工商業(yè)活動(dòng)，需要面對(duì)來(lái)自收入、健康等方面的風(fēng)險(xiǎn)，風(fēng)險(xiǎn)厭惡水平較高。風(fēng)險(xiǎn)厭惡的農(nóng)村戶(hù)主會(huì)規(guī)避在風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)上的投資，因而平抑戶(hù)主金融知識(shí)提高對(duì)家庭總資產(chǎn)的作用。

性別間投資差異的相關(guān)文獻(xiàn)研究結(jié)果表明，女性的風(fēng)險(xiǎn)厭惡水平高于男性(Dohmen et al.,2011)。女性對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的厭惡使得她們傾向于投資風(fēng)險(xiǎn)較低的資產(chǎn)。但是有研究發(fā)現(xiàn)，這種由性別間風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度所導(dǎo)致的家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的差異會(huì)隨金融知識(shí)水平的提高而有所縮小(Hibbert et al.,2013)，因?yàn)榻鹑谥R(shí)水平的提高有助于戶(hù)主理性認(rèn)知風(fēng)險(xiǎn)。為了驗(yàn)證中國(guó)農(nóng)村家庭戶(hù)主的風(fēng)險(xiǎn)厭惡水平是否會(huì)平抑金融知識(shí)水平的影響以及不同性別戶(hù)主間是否有差異，我們按照文獻(xiàn)中的做法(Ke,2021)，以風(fēng)險(xiǎn)厭惡的虛擬變量衡量戶(hù)主的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，作為被解釋變量，選用2013年和2015年兩期的數(shù)據(jù)，使用Logit模型混合回歸?；貧w結(jié)果報(bào)告了金融知識(shí)的邊際效應(yīng)估計(jì)值，如表8所示。

表8 金融知識(shí)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的影響

表8第一列表明戶(hù)主金融知識(shí)水平越高，其風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度越低。表8第二列和第三列展示了金融知識(shí)對(duì)不同性別戶(hù)主風(fēng)險(xiǎn)厭惡水平的影響，結(jié)果顯示金融知識(shí)水平對(duì)男性戶(hù)主風(fēng)險(xiǎn)厭惡的邊際影響為-0.058 5，對(duì)女性戶(hù)主風(fēng)險(xiǎn)厭惡的邊際影響為-0.073 5，均在1%的水平上顯著。該回歸結(jié)果說(shuō)明，增加等量的金融知識(shí)對(duì)女性戶(hù)主風(fēng)險(xiǎn)厭惡水平的影響更大。結(jié)合已有研究結(jié)論來(lái)看，當(dāng)男女戶(hù)主的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度隨金融知識(shí)水平的上升而下降時(shí)，他們?cè)陲L(fēng)險(xiǎn)態(tài)度之間的差異也會(huì)隨之縮小(Guiso & Paiella, 2008；Hibbert et al.,2013)。此時(shí)，他們會(huì)增加在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上的投資，并且這種風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)規(guī)模的性別間差異也會(huì)進(jìn)一步縮小。這有助于增加男女戶(hù)主家庭總資產(chǎn)規(guī)模，還可有效縮小男女戶(hù)主家庭總資產(chǎn)規(guī)模的差距。

(五)穩(wěn)健性分析

首先，前文使用的家庭人均資產(chǎn)變量中包括了負(fù)債。但是，寧光杰(2014)的研究表明，家庭凈資產(chǎn)的基尼系數(shù)大于家庭財(cái)產(chǎn)。有負(fù)債的農(nóng)村家庭比例高于城鎮(zhèn)家庭，債務(wù)規(guī)模小于城鎮(zhèn)家庭(15)《中國(guó)家庭金融研究2016》的數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)村家庭中有債務(wù)的家庭占33%，戶(hù)均債務(wù)為59 483元，城鎮(zhèn)家庭中有債務(wù)的家庭占27.5%，戶(hù)均債務(wù)為18 300元。。如果忽略了負(fù)債在農(nóng)村家庭資產(chǎn)中的影響，本文的研究結(jié)果可能存在偏差。因此，我們把總資產(chǎn)中負(fù)債的部分剔除，使用家庭人均凈資產(chǎn)的對(duì)數(shù)替換原有回歸中的家庭人均資產(chǎn)的對(duì)數(shù)作為被解釋變量。然后進(jìn)行類(lèi)似表3的分析，分別使用2015年數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS回歸、滯后一期的2013年戶(hù)主金融知識(shí)作為解釋變量回歸以及針對(duì)兩輪追蹤數(shù)據(jù)使用雙向固定效應(yīng)模型估計(jì)?；貧w結(jié)果均表明，在1%的顯著性水平上，戶(hù)主金融知識(shí)水平高的農(nóng)村家庭其人均凈資產(chǎn)也較多。結(jié)論與前文一致。

表9 以家庭人均凈資產(chǎn)的對(duì)數(shù)作為被解釋變量的回歸結(jié)果

本部分我們替換解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性分析。Agnew & Szykman(2005)、尹志超等(2014)在金融知識(shí)的研究中都使用了受訪者正確回答金融知識(shí)問(wèn)題的個(gè)數(shù)作為解釋變量。這里我們也用三道題正確回答的個(gè)數(shù)作為解釋變量，使用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。表10的結(jié)果顯示，不論戶(hù)主性別，在1%的顯著性水平上，戶(hù)主的金融知識(shí)水平越高家庭人均資產(chǎn)量越多。戶(hù)主提高相同金融知識(shí)水平，對(duì)女性戶(hù)主家庭的人均資產(chǎn)量的影響要高于男性戶(hù)主家庭。另外，針對(duì)三個(gè)金融知識(shí)問(wèn)題是否回答正確分別設(shè)定三個(gè)虛擬變量，將三個(gè)虛擬變量同時(shí)放入模型中，檢驗(yàn)戶(hù)主不同類(lèi)別金融知識(shí)對(duì)家庭資產(chǎn)規(guī)模可能產(chǎn)生的影響，同樣使用雙向固定效應(yīng)模型估計(jì)。結(jié)果表明在利率、通貨膨脹和投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知上戶(hù)主的金融知識(shí)增加，會(huì)對(duì)男性戶(hù)主家庭資產(chǎn)量產(chǎn)生顯著的正向影響。投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知問(wèn)題回答正確對(duì)女性戶(hù)主家庭資產(chǎn)影響明顯，其他兩個(gè)問(wèn)題回答正確對(duì)女性戶(hù)主家庭資產(chǎn)無(wú)顯著影響。這些結(jié)果再次表明，男女性戶(hù)主在金融知識(shí)方面的差異會(huì)影響家庭資產(chǎn)規(guī)模。

表10 以正確回答題目個(gè)數(shù)作為解釋變量的回歸結(jié)果

本文將研究的樣本限定在了戶(hù)主和受訪者為同一人的樣本。這樣的處理忽略了男性戶(hù)主外出務(wù)工、配偶在家接受訪問(wèn)的樣本家庭，從而有可能低估了男性戶(hù)主家庭的比例(16)在本研究的農(nóng)村家庭樣本中，戶(hù)主為男性且戶(hù)主和受訪者不是同一人的樣本占比為24.48%。?？紤]到外出務(wù)工的男性戶(hù)主的受教育水平可能更高，而Lusardi & Mitchell(2014)認(rèn)為受教育水平與金融知識(shí)水平有正向關(guān)系，如果我們忽略了男性戶(hù)主外出務(wù)工、配偶在家接受訪問(wèn)的樣本家庭，可能會(huì)低估男性戶(hù)主的金融知識(shí)水平，進(jìn)而高估男性戶(hù)主金融知識(shí)對(duì)家庭資產(chǎn)的影響。

根據(jù)以上分析，我們以金融知識(shí)水平高于50%分位數(shù)的男性家庭樣本再次考查男性戶(hù)主金融知識(shí)的影響。結(jié)果顯示，當(dāng)男性戶(hù)主的金融知識(shí)水平較高時(shí)，金融知識(shí)對(duì)家庭資產(chǎn)的影響系數(shù)更高并且均統(tǒng)計(jì)顯著。這意味著我們之前的結(jié)果只可能低估了金融知識(shí)對(duì)男性戶(hù)主家庭資產(chǎn)的促進(jìn)作用。綜上所述，本文的回歸結(jié)果穩(wěn)健。

表11 金融知識(shí)水平高于50%分位數(shù)的男性戶(hù)主家庭樣本的回歸結(jié)果

四、結(jié)論及建議

本文利用中國(guó)家庭金融調(diào)查2013年和2015年的數(shù)據(jù)研究了農(nóng)村家庭中戶(hù)主的金融知識(shí)對(duì)家庭資產(chǎn)配置與家庭資產(chǎn)規(guī)模的影響，并考量了不同性別戶(hù)主在金融知識(shí)上的差異對(duì)家庭資產(chǎn)規(guī)模的影響以及可能的影響機(jī)制。

研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)農(nóng)村家庭戶(hù)主的金融知識(shí)水平相對(duì)較低，農(nóng)村家庭的資產(chǎn)多集中在土地、房產(chǎn)、生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)等非金融資產(chǎn)以及現(xiàn)金和存款等無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上。戶(hù)主金融知識(shí)水平的提高增加了農(nóng)村家庭人均資產(chǎn)，增加的資產(chǎn)類(lèi)型主要集中在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)、車(chē)輛資產(chǎn)、現(xiàn)金及存款方面。戶(hù)主金融知識(shí)水平與家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有量并非正相關(guān)關(guān)系。如果戶(hù)主本身金融知識(shí)水平極低，金融知識(shí)的增加會(huì)使其認(rèn)識(shí)到風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的高風(fēng)險(xiǎn)性，從而減少家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的持有。戶(hù)主學(xué)習(xí)了一定的金融知識(shí)后，金融知識(shí)水平的提高可以使其認(rèn)識(shí)到風(fēng)險(xiǎn)不僅意味著損失還會(huì)決定家庭收益，從而逐漸增加對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置。

本研究還發(fā)現(xiàn)，男女戶(hù)主的金融知識(shí)差異明顯。男性戶(hù)主的金融知識(shí)水平顯著高于女性戶(hù)主。男性戶(hù)主金融知識(shí)水平提高增加了其所在家庭的人均資產(chǎn)規(guī)模，女性戶(hù)主金融知識(shí)水平下降減少了其所在家庭的人均資產(chǎn)量。因?yàn)榕詰?hù)主的金融知識(shí)仍處于較低水平，她們認(rèn)為花費(fèi)時(shí)間和金錢(qián)學(xué)習(xí)金融知識(shí)并不能帶來(lái)可觀的收益，所以女性戶(hù)主金融知識(shí)水平提高對(duì)其所在家庭的人均資產(chǎn)規(guī)模無(wú)影響。這種金融知識(shí)水平對(duì)家庭資產(chǎn)規(guī)模非對(duì)稱(chēng)性的影響使得男性和女性戶(hù)主的家庭資產(chǎn)規(guī)模差異逐漸擴(kuò)大。關(guān)注性別間風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度差異的機(jī)制作用后發(fā)現(xiàn)，增加等量的金融知識(shí)對(duì)女性戶(hù)主風(fēng)險(xiǎn)厭惡水平的影響更大，說(shuō)明金融知識(shí)水平可以通過(guò)縮小男女戶(hù)主性別間風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度的差距，從而縮小其所在家庭配置風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)數(shù)量的差距，最終縮小家庭資產(chǎn)規(guī)模上的差異。

本文具有一定的政策啟示意義。中國(guó)農(nóng)村家庭金融知識(shí)水平還相對(duì)較低，政府部門(mén)需要增加農(nóng)村地區(qū)金融知識(shí)教育的投入，正確引導(dǎo)農(nóng)村家庭的理財(cái)觀念，促進(jìn)農(nóng)村家庭產(chǎn)生多元的投資需求。另外，隨著農(nóng)村女性社會(huì)地位和家庭地位的提高，越來(lái)越多的女性參與到家庭金融決策中，而且當(dāng)男性外出務(wù)工時(shí)，不少金融決策由女性獨(dú)立作出。從數(shù)據(jù)上來(lái)看，有接近60%的農(nóng)村女性戶(hù)主在2013年到2015年間的金融知識(shí)水平下降，這將進(jìn)一步拉大農(nóng)村家庭財(cái)富差距。因此，相關(guān)部門(mén)尤其應(yīng)該重視提升農(nóng)村女性金融知識(shí)水平，開(kāi)展針對(duì)農(nóng)村女性群體的金融教育，促使女性在農(nóng)村家庭中作出正確的金融決策，建立正確的風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知觀念，從而縮小女性戶(hù)主家庭和男性戶(hù)主家庭在資產(chǎn)規(guī)模上的差距。