金融素養·投資行為與農戶金融資產配置
——基于2017年中國家庭金融調查數據的實證分析

靳昌于，榮澤升，司傳寧 (山東農業大學經濟管理學院，山東泰安 271018)

“三農”問題一直是黨和國家工作的重中之重，2021年中央一號文件提出金融支持“三農”要擴面、提質。推動金融工具切實惠農，為農戶提供便捷高效的金融服務。目前，我國經濟已經進入高質量發展的新時期,國內生產總值持續上漲,人們的收入也顯著提升。雖然我國城鎮化率在不斷提高,但是農村居民仍占很大比重,農村依然是改革開放的戰略重點，農村經濟發展也在一定程度上決定著整個國民經濟發展的命脈。

但目前我國農村經濟發展中存在很多矛盾和問題,尤其是在農村金融方面，農戶家庭金融市場參與率很低，這不僅阻礙了金融產品的創新，影響了社會財富的積累，同時抑制了農村金融市場的發展。另外農戶在家庭資產配置方面選擇也很單一，大多數農戶只會選擇投資銀行存款或“余額寶”“零錢通”等保本理財產品，而對其他金融產品的投資卻少之又少。農戶家庭的資產配置在一定程度上也影響著農村家庭財富的積累以及農村未來金融改革的方向。影響家庭資產配置的因素有很多，隨著研究的不斷深入，金融素養在家庭資產配置中所起的作用越來越重要。已有研究主要關注金融素養和農戶金融行為，但關注金融素養對農戶家庭資產配置的研究較少，而研究農戶家庭資產配置有助于金融普惠政策的制定，促進農村金融普惠的發展。基于此，筆者將農戶家庭資產配置作為主體，將金融素養、投資行為和家庭資產配置納入統一分析框架，構建三者的中介效應方程，并分別探討投資行為這一中介變量對家庭資產配置兩階段(是否實際參與風險金融市場、參與風險金融市場的領域深度)的不同作用，實證研究并檢驗金融素養通過投資行為的中介效應影響家庭資產配置的內在機制。對提高農戶金融素養、優化投資決策，對家庭金融資產進行科學合理的配置，促進農戶增收和資產選擇多樣化具有重要意義。

1 文獻綜述

資產配置起源于Markowitz、Grossman的金融資產定價模型，Merton在這個模型的基礎上加入了勞動收入選擇模型，首次將資產配置理論與家庭資產組合理論相結合。傳統的理論僅關注家庭內部財富，后續學者在研究中納入家庭財富以外的變量繼續分析，包括投資者的金融素養、風險厭惡以及心理偏差等因素。Guiso等認為，居民對風險的厭惡程度顯著影響其持有風險資產的比例，即當一個投資者更偏好風險時，其風險金融資產配置比例偏高，反之則偏低。并且個體如果更偏好風險，相對于那些風險厭惡者其往往擁有更高的收益。國內一些學者對農戶家庭資產配置進行了大量研究，李雅君等研究發現風險態度對農戶家庭投資組合的構成也有顯著的影響，且投資者的風險偏好程度與其持有高分散化投資組合的概率正相關。鄧昌豫則認為個體越偏好風險，那么其參與股市的概率就越高，從股市中所獲得的收益也越多。通過歸納總結可以發現，影響農戶家庭資產配置的主要因素有農戶家庭人口特征、家庭經濟狀況、風險偏好、金融知識的掌握程度、農村金融供給結構等方面。

金融素養一直是家庭金融領域研究的主要議題。但目前，學者們就金融素養的具體定義和基本測度尚未完全達成一致。尹志超等將金融知識等同于金融素養。Lusardi等認為所謂的金融專業素養主要是指一個人能夠獲取大量金融信息并據此做出決策進行長期財務戰略規劃、積累一定財富的基本能力。Jumptart將金融素養定義為人們為了能實現金融財務安全而需要管理各種金融業務資源的基礎知識和基本技能。這些概念盡管各有側重，但大多都含有對金融常識和知識的認知或應用能力。關于金融素養的測度目前學界主要有以下兩種方式:一是根據個人對金融知識問題的回答結果進行評分加總，衡量金融素養的得分; 二是采用因子分析或主成分分析衡量反映金融素養的信息，確定不同載荷的主因子維度，最大程度反映信息且避免了信息的重疊性。

目前學界關于金融素養和金融行為的研究較多，金融素養對居民投資行為有顯著影響。尹志超等認為，金融知識增加會推動家庭參與金融投資，影響家庭資產組合特別是風險資產的配置比例會提升。胡振認為，金融素養高的家庭資產組合更多樣化，其擁有更強的抵御風險的能力。秦海林等根據2014年CFPS數據研究金融素養與資產配置和投資組合的關系，發現金融素養能夠顯著提高家庭資產組合中風險資產的配置并且使家庭消費效用最大化。同時，居民投資行為和家庭資產配置的研究仍處于探索時期。張傳勇等研究發現家庭投資組合分散化能使得社會財富效應最大化，過多依賴住房投資可能會加大社會財富差距。但亦有學者發現，金融投資行為對家庭資產配置有負顯著作用。陳華等在分析金融市場對收入不均和貧困的作用時，指出家庭資產組合中股票和風險資產的增加對降低收入不均和恩格爾系數的影響是負向的。

在金融素養和家庭資產配置方面，現有研究大多是從金融素養如何影響家庭風險資產配置進而如何影響家庭總的資產配置機制來進行分析的。杜偉岸等提出，擁有較高金融素養的家庭會在資產配置中增加預防性儲蓄的比重，同時也擁有較高的股票和基金等風險金融資產的投資知識。而較低金融素養水平的家庭很有可能做出錯誤的決策，從而讓家庭面臨較大的財務風險。金融知識的增加會推動家庭參與金融市場，并增加風險金融資產的持有比例,尤其是股票資產。同時金融素養的提高也能夠減輕家庭金融脆弱性，這對于低收入家庭最為明顯。

目前學界大多聚焦城鎮居民和家庭的金融素養與家庭資產配置之間的關系，而以農村居民和農戶家庭為對象對金融素養和家庭資產配置關系的研究并不完善。另外，已有文獻大多聚焦農戶金融素養與家庭資產配置的關系或者農戶金融素養與金融投資行為之間的關系，但若要厘清金融素養、金融行為以及家庭資產配置的關系，研究投資行為在金融素養和家庭金融資產配置中可能存在的媒介效應，還需要將三者放入同一研究框架中進行分析。基于此研究思路，提出如下假設:

H:農戶金融素養水平越高，其金融市場參與率和風險金融資產的配置比例也越高。

H:農戶金融素養影響家庭資產配置的一條主要中介渠道是農戶是否有投資行為。

H:投資行為并非農戶金融素養影響家庭資產配置的唯一中介渠道，即存在部分中介效應，即使農戶擁有相同的金融素養水平，其家庭資產配置結果也會有所差異。

2 數據與變量說明

該研究數據源于2017年中國家庭金融 (CHFS) 全國經濟調查統計數據。CHFS使用的抽樣調查方法含三年一階段、分層、與當地人口規模成絕對比例(pps)的方法共調查了除港澳臺地區和新疆、西藏自治區以外的全國29個省(自治區、直轄市)。2017年調查數據包括40 011戶家庭和127 012位個人的信息。為了保證該研究論證結果的有效性，僅保留了農村戶籍以及提供戶主信息的家庭，并在此基礎上只保留戶主年齡在16～65歲這一區間內的家庭信息。另外，剔除了主要變量缺失值以及對收入資產進行了1%的雙縮尾處理，最終在實證研究中運用的是1 340戶農村居民家庭的數據。

被解釋變量。在對家庭金融資產如何配置進行研究時，該研究借鑒尹志超等的做法，重點關注“是否參與金融市場”和“風險金融資產占金融資產比例”2個變量，將家庭資產配置分為2個階段，前者主要衡量一個家庭主體是否實際參與風險金融市場,后者主要衡量家庭參與風險金融市場的領域深度。

核心解釋變量。用CHFS2017樣本數據中關于貸款利率、通貨膨脹和投資風險3個問題考察金融素養，樣本回答的平均正確率僅18.45%，說明大部分農民缺乏對我國金融市場的了解,金融素養水平較低。借鑒尹志超等的經驗做法，采用因子分析計算方法重新構造一個金融素養變量指標。結果顯示，KMO值為0.643，適合做因子分析，依據特征根和累計方差解釋率提取3個因子，旋轉并計算每個因子相應載荷，預測因子得分(表1)，將因子得分與相應方差貢獻率相乘便得到金融素養指標，其描述性結果見表2。

表1 因子分析結果Table 1 Factor analysis results

中介變量，選取投資行為作中介變量．用農戶是否投資風險性金融資產度量。以股票、基金、金融理財產品3種金融資產為代表，若農戶投資任一變量，則賦值為1，三者都沒有則賦值為0。

控制變量。借鑒已有研究文獻的做法,該研究最終選取的控制變量主要有性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、就業情況、健康狀況、是否黨員、自營工商業、信用卡、分布地區。變量賦值及描述性統計結果見表2。

表2 變量的定義與描述統計Table 2 Definitions and descriptive statistics of variables

模型構建。據中介效應理論，在金融素養對農戶資產配置的影響中，投資行為可能有中介效應。所以把金融素養、投資行為和農戶家庭金融資產配置納入同一邏輯分析框架，并依據前文所提出的3個假設，構建中介效應模型。并借鑒溫忠麟等的檢驗流程，分析并檢驗中介效應。構建模型如下:

′=+

(1)

=+

(2)

′=′++

(3)

式中，由于表示“家庭是否參與金融市場”和“家庭風險金融資產占金融資產的比例”是受限因變量，因此被解釋變量由其潛變量′決定，′、、分別表示農戶家庭資產配置、金融素養和投資行為，系數表示農戶金融素養水平對家庭資產配置的總效應大小;系數′是控制中介變量(投資行為)后，對的直接效應，乘積表示間接效應即中介效應。

圖1 金融素養、投資行為和農戶家庭資產配置的關系Fig.1 The relationship between financial literacy,investment behavior and household asset allocation

實證方法。采用依次檢驗法來檢驗中介效應。依次檢驗的流程:先檢驗的顯著性，再檢驗和的顯著性，如果均顯著表明中介效應顯著，最后檢驗系數′，若不顯著為完全中介效應，若顯著則為部分中介效應。另外，由于被解釋變量金融市場參與是二元離散變量，風險金融資產比例為截斷變量，因此該研究采取Probit與Tobit模型來進行逐步檢驗回歸系數來分別檢驗資產配置兩階段的中介效應是否顯著。檢驗結果見表3、4。

金融素養與農戶家庭資產配置。表3和表4顯示了“農戶家庭金融市場參與”“農戶家庭風險金融資產占總金融資產的比例”分別為回歸子的模型估計結果。結果顯示，金融素養對農戶家庭金融市場參與和農戶家庭資產配置的影響均在0.01的水平上正向顯著，即總效應顯著，能按中介效應立論。這可能是由于擁有較高金融知識和素養水平的投資者往往傾向于投資股票、基金等風險金融資產，從而擁有更多樣化的投資組合。因此，金融素養的提升能夠優化農戶的家庭金融資產配置。自營工商業、是否使用信用卡和分布地區在0.01統計水平下促進農戶家庭參與金融市場，家庭自營工商業有利于提升家庭參與金融市場的概率，使用信用卡的投資者參與金融市場的概率要高于不使用信用卡的投資者。地區分布方面，東部地區的農戶家庭金融市場參與度要遠高于中西部地區。年齡和是否已婚對農民家庭金融市場參與產生負向作用，年長和已婚的家庭在家庭理財和資產配置方面態度更趨于保守，因此會限制家庭參與金融市場，從而不利于進行資產配置。而在“農戶家庭風險金融資產占比”方面，是否黨員和自營工商業在0.01統計水平下抑制家庭風險金融資產占比，風險金融資產占比能夠反映家庭的風險態度，黨員身份在一定程度上趨于保守，因而家庭成員有黨員往往會降低風險金融資產的配比。家庭自營工商業為了保證其有一定的流動資產來應對突發情況造成的風險后果，因而在資產配置上會偏向于流動性高的金融資產，減少風險金融資產的配置。另外，失業或待業狀態以及健康狀況差均會降低家庭風險金融資產的配比。

金融素養與農戶投資行為。基于上述金融素養對農戶家庭金融資產配置總效應的檢驗，再驗證金融素養對中介變量投資行為的影響。表3中模型二的回歸結果顯示，投資行為受金融素養的影響在0.01水平上顯著，系數顯著。金融素養的提升可以豐富農戶家庭的投資組合選擇，促進其運用家庭備用金等儲備資產參與金融市場進而影響家庭金融資產配置。另外，教育程度控制變量對投資行為的影響在0.05水平上正向顯著。受教育程度越高，居民的金融素養越高，居民采用的投資組合就越多，家庭可以采用多種投資組合來進行風險分散，提升家庭參與股市等金融市場的概率。在分布地區方面，東部地區的農戶金融素養影響投資行為程度要顯著高于中西部地區農戶。另外，農戶的就業情況也在0.10 統計水平下正向影響投資行為，農民的健康狀況不好和婚姻狀況均會抑制其參與風險金融市場的意愿和決策，從而顯著降低其投資的可能性。

表3 金融素養、投資行為和農戶家庭金融市場參與的Probit回歸結果Table 3 Probit regression results of financial literacy,investment behavior and rural households' financial market participation

表4 金融素養、投資行為和農戶家庭資產配置的Tobit回歸結果Table 4 Tobit regression results of financial literacy,investment behavior and household asset allocation

金融素養、投資行為與農戶家庭資產配置。在檢驗完農戶金融素養對投資行為的中介變量影響之后，該研究將金融素養一同加入模型中，檢驗中介效應是否成立以及中介效應的完整性。由表3模型三結果可知，在引入投資行為中介變量后，投資行為對農戶家庭金融市場參與的影響在0.01水平上正向顯著，即系數顯著。結合表3中模型一、模型二的回歸結果，表明投資行為在金融素養影響農戶家庭資產配置的路徑里起中介作用。 但金融素養對農戶家庭金融市場參與的影響已經不顯著，可以得到投資行為的中介作用屬于完全中介效應，假設H成立，農戶金融素養影響家庭資產配置的一條主要中介渠道是農戶是否有投資行為。表4中結果顯示，再將風險資產占比、投資行為與金融素養一同納入回歸模型中時，中介變量投資行為的系數不顯著，即系數不顯著，初步判定投資行為在第二階段農戶投資風險金融資產占比的決策過程中投資行為并沒有中介效應。但由于逐步回歸有存在識別不出中介效應的情況，因此需要更換檢驗方法繼續驗證。

3 穩健性檢驗

該研究利用逐步回歸法驗證了農戶金融素養、投資行為和家庭金融資產配置三者之間的關系，金融素養能提高農戶家庭參與金融市場的概率，并且投資行為時一條主要的中介渠道，為了驗證結論有效性，該研究使用穩健性檢驗再次檢驗，Sobel法和Bootstrp法是2種檢驗中介效應的有效方法。表5穩健性檢驗結果顯示，投資行為對農戶家庭金融市場參與影響的中介效應對應的Sobel檢驗的結果十分顯著。另外，輔之采用的Bootstrap 抽樣檢驗驗證中介效應， BootLLCI ( Bootstrap 抽樣95%區間下限) 與 BootULCI ( Bootstrap 抽樣 95% 區間上限) 置信區間為0.215 6～0.584 5，結果不包含0，進一步證明投資行為具有中介效應。但另一方面，Sobel法和Bootstrap法的檢驗結果都表明投資行為在資產配置第二階段中介效應檢驗均不通過。由此可見，Sobel方法和Boorstrap方法結果與依次檢驗的結果相一致，穩健性成立。

表5 中介效應檢驗結果Table 5 Results of the mediation effect test

4 結論與建議

基于2017年中國家庭金融調查數據，用因子分析法構造度量金融素養的變量，并將家庭金融資產配置分為2個階段，分別分析了農戶金融素養水平的高低對于其家庭資產配置能力的影響，并從投資行為角度分析了金融素養的傳導機制和內在效應。研究結果發現:①中國的農戶家庭金融專業知識比較缺失，金融綜合素養能力水平相對較低。②金融素養對農戶家庭的資產配置能力具有明顯的正向作用，金融素養越高的農戶其通過參與金融市場和風險資產配置能夠多樣化自己的投資組合。③投資行為在農戶金融素養影響家庭資產配置的關系中僅在第一階段即影響農戶家庭參與金融市場中具有完全中介效應，而在風險資產配置占比階段不存在任何中介效應。金融素養影響農戶家庭資產配置的第一階段依賴投資行為，即金融素養會增強農民對金融市場的投資意愿、優化投資決策來推動家庭資產組合的多樣化。

基于實證研究結果，金融素養能夠促進農民家庭參與金融市場、配置風險資產，從而實現農戶家庭財富增多。為提高農民金融素養水平和投資參與意愿，提出以下結論:第一，政府應制定相關政策來完善農民外部投資環境，積極開拓農村金融市場，貼身定制符合農民群體自身的金融產品。 第二，加大金融知識普及和宣傳力度，鼓勵并引導農民進行投資。村委會應定期聘請投資專家，為村民提供金融知識講座，真正讓金融知識教育造福農民。第三，進一步建立金融素養培育提升的長效機制,加大普惠金融政策的執行力度，確保金融政策執行的規范化和制度性。另外，專業的理財從業者要主動前往農村，為農民提供專業的金融服務及投資規劃。