金融知識對農村家庭金融市場參與的影響研究

王富燕 劉丹

摘要：本文運用2017年成都市農村金融服務綜合改革試點評估中普通農戶調研數據，采用因子分析構建金融知識指標，利用Probit模型研究金融知識對家庭金融市場參與的影響。研究發現，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成都市農戶盈余資金配置的多樣性，需要宣傳金融知識和進行基礎金融知識教育，增加普通農戶經濟收入，鼓勵和支持接受普通教育。

關鍵詞：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，隨著農村金融改革持續推進和深化，我國農村家庭金融資產持有狀況也出現了新的趨勢，這不僅表現在對金融資產持有量的增加，同時也表現在金融資產配置格局方面。農村家庭對于風險類金融資產的持有，可以看作農戶對金融市場的參與（尹志超等，2014）。盡管我國農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，我國農村家庭金融市場參與率為1.6%①，而城鎮家庭金融市場參與程度為16.9%②;而與金融市場發達的美國農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，是否持有風險資產受到多種因素影響。

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）。但關于金融知識的作用方向，研究結論尚不統一。有學者認為，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）。而也有學者認為金融知識對家庭金融市場參與是負向作用（Fischhoff et al，1997;吳衛星等，2006;楊云嬌，2016）。事實上，由于農戶對金融知識把握與學習存在一定局限，因此，金融知識是如何影響農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年度成都市農村金融服務綜合改革試點評估對成都市普通農戶調研數據，具體分析金融知識對農村家庭金融市場參與的影響。

二、數據與方法

本文使用的數據來自于2017年成都市農村金融服務綜合改革（以下簡稱為“農金改”）試點評估對普通農戶的問卷調查和2016年成都市統計年鑒。抽樣規模為成都普通478農戶。以下是對模型的設定和變量的介紹。

（一）模型設定

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控制變量。

（二）變量介紹

1.金融知識。總結國內外研究成果，再結合成都農金改問卷調查表，本文中的金融知識是一種客觀金融知識。客觀金融知識指標是通過使用調查問卷表，對接受訪問的人對調查問卷表中股票、債券等相關金融知識的實際回答情況來衡量。結合已有研究和數據，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（尹志超等，2014;孟亦佳，2014;陳永偉等，2015;董曉林等，2017）的做法，結合成都市農村金融服務綜合改革試點評估調研信息，家庭金融市場參與定義為家庭是否在正規金融市場中購買理財產品（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，還包括人口學特征，如年齡、性別和家庭收入等影響因素。參考以往文獻，本文控制變量包括受訪者的性別、年齡、婚姻狀況、家庭規模、家庭勞動力人數和家庭收入。

三、估計結果

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

（一）描述性分析

1.金融知識衡量。在2017年成都市金融服務綜合改革試點評估對普通農戶的問卷調查中，設計了9個問題來考察受訪者金融知識水平，發現成都農戶對3個金融知識相關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，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計。根據調查數據統計，成都市普通農村家庭金融市場參與率為5.856%。其中，購買理財產品參與率為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。中國正規金融市場參與率為11.4%，其中農村家庭為1.3%（甘犁等，2012），低于成都市普通農村家庭金融市場參與率。

（二）實證結果

表2報告了金融知識對家庭金融市場參與影響的Probit回歸結果。從報告的邊際效應看出，金融知識對提高家庭金融市場參與有一定的促進作用，邊際效應為0.029。表明當金融知識水平提高時，成都市農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。其結論與尹志超等（2014）、秦芳等（2016）和吳雨等（2016）的研究結論一致。

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