第３１卷第４期 四川农业大学学报 Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｓｉｃｈｕａｎ Ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ Ｖｏ１．３１ Ｎｏ．４ Ｄｅｃ．２Ｏ１３ ２０１３年１２月 ｄｏｉ：１０．３９６９／ｊ．ｉｓｓｎ．１０００—２６５０．２０１３．０４．０２１ 农户金融市场参与意愿与影响因素的实证分析 基于３ ２３８家农户的调查 王 阳 ， 漆雁斌 （１．成都信息工程学院商学院，成都 ６１０２２５； ２ 四川农业大学经济管理学院，四川雅安 ６２５０１４） 摘要：【目的】分析农户参与金融市场的意愿与影响因素，并提出相应的建议。【方法】基于问卷调查数据，将农 村家庭金融资产划分为无风险型和风险型，利用Ｌｏｇｉｔ方法对农户参与金融市场的意愿和影响因素进行实证分析。 【结果】家庭变量的作用有不同表现。【结论】①家庭收入、家庭财富、人力资本和风险态度对农户金融市场参与概率 有显著影响；②户主年龄、户主受教育程度、户主性别和家庭是否从事工商业经营显著影响农户的金融市场参与意 愿；③婚姻状况和家庭规模对农户的金融市场参与意愿无显著影响。 关键词：农户；金融资产；金融市场；Ｌｏｇｉｔ模型 中图分类号：Ｆ３２０ 文献标志码：Ａ 文章编号：１０００—２６５０（２０１３）０４—０４７４—０７ Ａｎ Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ Ｓｔｕｄｙ ｏｎ ｔｈｅ Ｉｎｆｌｕｅｎｃｉｎｇ Ｆａｃｔｏｒ ｏｆ ｔｈｅ Ｆａｒｍｅｒｓ＂Ｗｉｌｌｉｎｇｎｅｓｓ ｔｏ Ｅｎｇａｇｅ ｉｎ Ｆｉｎａｎｃｉａｌ Ｍａｒｋｅｔ：Ｂａｓｅｄ ｏｎ ａ Ｓｕｒｖｅｙ ｏｆ ３ ２３８ Ｈｏｕｓｅｈｏｌｄｓ ＷＡＮＧ Ｙａｎｇ ，Ｑｌ Ｙａｎ—ｂｉｎ （１．Ｂｕｓｉｎｅｓｓ Ｓｃｈｏｏｌ，Ｃｈｅｎｇｄｕ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ ｏｆ Ｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ Ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙ，Ｃｈｅｎｇｄｕ ６１００４１，Ｃｈｉｎａ； ２．Ｃｏｌｌｅｇｅ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ，Ｓｉｃｈｕａｎ Ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｙａａｎ ６２５０１４，Ｓｉｃｈｕａｎ，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａｃｔ：［Ｏｂｊｅｃｔｉｖｅ］Ｔｏ ａｎａｌｙｚｅ ｔｈｅ ｉｎｆｌｕｅｎｃｉｎｇ ｆａｃｔｏｒｓ ｏｆ ｔｈｅ ｆａｒｍｅｒｓ ｅｎｇａｇｉｎｇ ｉｎ ｆｉｎａｎｃｉａｌ ｍａｒ— ｋｅｔ ａｎｄ ｐｕｔ ｆｏｒｗａｒｄ ｔｈｅ ｃｏｒｒｅｓｐｏｎｄｉｎｇ ｐｏｌｉｃｙ ｒｅｃｏｍｍｅｎｄａｔｉｏｎｓ．［Ｍｅｔｈｏｄ］Ｏｎ ｔｈｅ ｂａｓｅ ｏｆ ｑｕｅｓ— ｔｉｏｎｎａｉｒｅｓ，ｆａｒｍｅｒｓ ｆｉｎａｎｃｉａｌ ａｓｓｅｔｓ ａｒｅ ｄｉｖｉｄｅｄ ｉｎｔｏ ｔｗｏ ｔｙｐｅｓ：ｎｏｎ—ｒｉｓｋ ｔｙｐｅ ａｎｄ ｒｉｓｋ—ｔｙｐｅ，ａｎｄ ｔｈｅ ｆａｒｍｅｒｓ＂ｗｉｌｌｉｎｇｎｅｓｓ ｔｏ ｅｎｇａｇｅ ｉｎ ｆｉｎａｎｃｉａｌ ｍａｒｋｅｔ ａｎｄ ｉｔｓ ｉｎｆｌｕｅｎｃｉｎｇ ｆａｃｔｏｒｓ ｗｅｒｅ ａｎａｌｙｚｅｄ ａ— ｄｏｐｔｉｎｇ Ｌｏｇｉｔ ｍｏｄｅ１．［Ｒｅｓｕｌｔｓ］Ｔｈｅ ｉｎｆｌｕｅｎｃｅ ｏｆ ｆａｍｉｌｙ ｖａｒｉａｂｌｅｓ ａｒｅ ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ．［Ｃｏｎｃｌｕｓｉｏｎ］① Ｉｎｃｏｍｅ，ｗｅａｌｔｈ，ｈｕｍａｎ ｒｅｓｏｕｒｃｅ ａｎｄ ａｔｔｉｔｕｄｅ ｔｏｗａｒｄ ｒｉｓｋ ｈａｖｅ ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔ ｉｍｐａｃｔｓ ｏｎ ｆａｒｍｅｒｓ ｆｉ— ｎａｎｃｉａｌ ｍａｒｋｅｔ ｐａｒｔｉｃｉｐａｔｉｏｎ；②Ａｇｅ，ｇｅｎｄｅｒ ａｎｄ ｅｄｕｃａｔｉｏｎ ｌｅｖｅｌ ｏｆ ｈｅａｄ ｏｆ ｈｏｕｓｅｈｏｌｄ ｈａｖｅ ｓｉｇｎｉｆ— ｉｃａｎｔ ｅｆｆｅｃｔｓ ｏｎ ｔｈｅ ｗｉｌｌｉｎｇｎｅｓｓ ｏｆ ｈｏｕｓｅｈｏｌｄｓ ｐａｒｔｉｃｉｐａｔｉｏｎ ｉｎ ｆｉｎａｎｃｉａｌ ｍａｒｋｅｔｓ．Ｗｈｅｔｈｅｒ ｔｈｅ ｆａｒｍｅｒ ｉｓ ｅｎｇａｇｅｄ ｉｎ ｉｎｄｕｓｔｒｙ ａｎｄ ｃｏｍｍｅｎｃｅ ａｌｓｏ ｈａｓ ｐｏｓｉｔｉｖｅ ｅｆｆｅｃｔ；③Ｆａｍｉｌｙ ｓｉｚｅ ａｎｄ ｍａｒｉｔａｌ ｓｔａｔｕｓ ｈａｖｅ ｎｏ ｏｂｖｉｏｕｓ ｅｆｆｅｃｔｓ ｏｎ ｈｏｕｓｅｈｏｌｄ ｐａｒｔｉｃｉｐａｔｉｏｎ ｉｎ ｆｉｎａｎｃｉａｌ ｍａｒｋｅｔｓ． Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：ｆａｒｍｅｒ；ｆｉｎａｎｃｉａｌ ａｓｓｅｔｓ；ｆｉｎａｎｃｉａｌ ｍａｒｋｅｔ；Ｌｏｇｉｔ ｍｏｄｅｌ 随着农村经济社会的发展、金融市场改革的深 大农村家庭服务的范围日益拓展，农户利用金融市 化和农民收入的提高，农村家庭的投资理财观念正 逐步转变，农村家庭金融资产结构日益多元化。农 村金融是金融市场的重要组成部分，通过金融深化， 农村家庭参与金融市场的机会不断增加，金融为广 场配置资源也将更加便利。农户既是农村金融的服 务对象，又是参与主体。农户金融资产选择行为在 在增加农民收入、动员家庭储蓄转化为投资、优化农 户资源配置等方面将发挥越来越重要的作用，进而 收稿日期：２０１３—０９ ０３ 基金项目：教育部人文社会科学研究青年项目（编号：１２ＹＪＣ７９０１９５）； 南充市社科规划研究重点项目《南充市农村金融 发展与农民增收关系研究》； 四川Ｉ省教育厅项目（编号：１１ＳＢ０６１）。 作者简介：王阳，副教授，硕士生导师，博士后，研究方向：农村金融、金融经济，Ｅ—ｍａｉｌ：ｗａｎｇｙａｎｇ—ＳＣ＠ＳＣＵ．ｅｄｕ．ｃｎ。 第４期 王阳ｃ 金 妻 酚析 ｓ 对农村经济的发展产生不容忽视的影响口Ｊ。农户参 与金融市场的广度和深度体现了金融资产配置的优 化给农户带来的经济福利的提高，也是检验金融深 化的重要参考。但是，影响农户参与金融市场的因 素不一而足，需要学界和制定部门探寻农户的 金融资产选择行为，尤其是从微观层面上深入理解 农户参与金融市场的决定因素，这对于优化农户金 融资产配置、完善农村金融市场、增加农民收入和扩 大农村消费，都具有重要的理论和现实意义。 国外学者主要从家庭个体特征及社会群体影响 两方面，基于行为金融学理论，对家庭金融资产选择 行为进行实证研究和理论解释。Ａｇｎｅｗ等 ］，Ｍ． Ｆａｉｇ等 的研究发现，性别、婚姻状况、年龄、教育 程度等人口统计特征会影响家庭金融资产选择。但 是，这些因素在不同国家之问存在系统差异。在美 国，财富、年龄与风险资产占家庭总投资中的比重呈 正相关关系；在英国，户主的性别、年龄和拥有的总 财富价值显著地影响财富在各种资产上的分配；在 韩国和日本，婚姻状况、受雇情况、年龄以及抚养小 孩的情况会对家庭金融资产选择产生影响。Ｂｅｒ— ｔａｕｔ等ｌ＿４ 使用ＳＣＦ数据的研究表明，居民持有风险 资产占金融总资产的比重在不断上升，但安全性资 产和较安全资产的比重却没有多大变化。Ｊ．Ａ．Ｖｉ— ｓｓｉｎｇＥ 、Ｂ．Ｄ．Ｂｅｒｎｈｅｉｍ等［引、Ｊ．Ｍ．Ｐｏｔｅｒｂａ等 的 研究发现，男性投资者参与股市比女性更积极，随着 家庭财富的增加、受教育程度的提高以及年龄的增 长，居民的股市参与率不断上升。Ｍ．Ｇｕｉｓｏ等 的 研究证实，美国家庭同样存在股票有限参与现象［由 于经典金融理论（如Ｍａｒｋｏｗｉｔｚ，１９５２；Ｍｅｒｔｏｎ， １９６９，１９７１等）无法解释在真实世界里为什么大部 分家庭没有参与股票市场，这一理论与现实的矛盾 被称为股票市场的“有限参与之谜”］，居民家庭金融 资产结构在不同国家之间同样存在差异：美国家庭 持有的风险资产明显高于欧洲各国；在欧洲，德国和 意大利的家庭持有较多的安全类资产，英国、荷兰的 家庭则持有较多的股票资产。Ｊ．Ｙ．Ｃａｍｐｂｅｌｌ［＝９ 的 综述总结了国外关于家庭资产配置的理论和实证文 献，他认为，随着家庭财富的增加，家庭参与金融市 场的比例会不断提高，总体来看，财富水平低的家庭 参与安全市场的比例高，而财富水平高的投资者参 与私人商务活动的比例高。Ｃ．Ｍａｎｓｋｉｌ】 、Ｈｏｎｇ Ｈ．等＿ｌ 、Ｌ．Ｇｕｉｓｏ等Ｌ１ 从社会成员之间的相互影 响角度研究了家庭的金融市场参与问题，他们发现， 社会互动程度、社会资本数量、信任程度的提升有助 于增加居民参与股票市场的概率。 国内对居民家庭金融资产配置的研究始于２０ 世纪９０年代初期。由于一直缺乏能够全面反映家 庭人口统计特征以及资产配置细节的全国性数据库 ［如美国的消费者金融调查（ＳＣＦ）、德国的收入与储 蓄调查（ＧＩＥＳ）、英国的家庭支出调查（ＦＥＳ）、日本 的国民调查数据（ＪＮＳＤ）等，这些数据库有较详细而 又较容易获得的家庭资产组合的微观追踪数据］，我 国学者主要利用宏观统计数据、调查访谈数据，对家 庭的金融市场参与、资产配置等问题进行研究，这些 研究大多集中在描述性统计和相关分析上。史代敏 等Ｅ¨ 利用四川Ｉ的家庭调查数据，通过构建Ｔｏｂｉｔ模 型，分析了年龄、收入、财富规模、受教育程度以及住 房所有权等因素对家庭资产总量和结构的影响。吴 卫星等口胡从家庭特征角度，研究了居民投资决策问 题，发现居民房地产投资存在挤出效应，财富水平显 著影响了股票投资，而居民生命周期对股票投资影 响不大。李涛Ｌ１ 基于投资者调查数据，从惯性参与 角度研究了个体投资选择问题，证实了参与惯性是 其禀赋效应或延迟决策等行为偏差的结果，而不是 理性选择的结果。王宇等ｎ 利用四Ｊｉ Ｊ和浙江的调 查数据对东西部地区农村家庭参与金融市场的决定 因素进行了研究和比较。结果发现：家庭财富和人 力资本在东西部存在不同的影响结果，资产回报率 与农村家庭参与度正相关。何兴强等 ］从居民背 景风险，尤其是劳动收入风险角度研究了家庭的金 融资产投资问题。李涛等口。 基于１５个城市的调查 数据，从风险态度角度研究了居民的股市参与行为。 他们发现，居民风险态度对是否投资股票没有显著 影响。李涛｜＿】 。。基于投资者行为调查数据，发现社 会互动推动了居民对股票、债券等投资项目的参与。 肖作平等ｌ＿２ 利用全国民营企业家的调查数据，分析 了制度及人力资本对家庭金融市场参与活动的影 响，结果发现，制度因素和人力资本因素显著影响家 庭的金融市场参与概率和市场参与深度。 总体来看，已有文献集中在对城镇家庭金融市 场参与的研究上，对农村家庭金融市场参与状况的 研究相对缺乏。已有研究虽然在一定程度上揭示了 家庭金融资产选择的内在机制，但相对于快速发展 的家庭金融实践活动而言，理论和实证研究显得有 些落后，尤其缺乏以微观家庭数据为基础的实证研 究。本文试图利用ＣＨＦＳ在全国的家庭金融调查 数据，通过建立农户金融市场参与的Ｌｏｇｉｔ模型，对 农户参与金融市场的意愿和影响因素进行实证分 四川１农业大学学报 第３１卷 析。试图从微观层面上探寻和分析农户的金融资产 选择行为，发现决定农户参与金融市场的因素有哪 些？哪些因素显著影响农户对高收益金融资产的投 资意愿？ １ 变量选择与数据获取 １．１数据获取 本文的数据来源于西南财经大学中国家庭金融 调查与研究中心（ｃＨＦＳ）于２Ｏｌ１年在全国（除西 藏、、内蒙古和港澳台地区）所做的家庭抽样调 查，该调查着眼于获得家庭资产配置、消费和储蓄的 专题数据，采取了分层、３阶段与规模成比例的抽样 设计，共收集到有效样本８ ４３８户，其中农村家庭 ３ ２４４户，城镇居民家庭５ １９４户。通过与国家统计 局数据的对比分析，ＣＨＦＳ的调查数据具有很好的 全国代表性。本文使用农村居民家庭数据，研究农 户金融市场的意愿和影响因素。 １．２变量选择 １．２．１ 因变量的选择 农户金融市场参与情况，可以通过其风险程度 不同的金融资产配置来体现。根据风险程度的不 同，农村家庭金融资包括两类，一类是无风险资产， 另一类是风险资产，这两类金融资产在风险和收益 上有很大区别。参照中国家庭金融调查报告 ，本 文所指的农村家庭风险资产包括：股票，基金、金融 债券、企业债券、金融衍生品、金融理财产品、非人民 币资产、黄金和借出款，这类资产投资风险程度较 高，但收益率也高；农村家庭无风险资产包括：活期 存款、定期存款，国库券、地方债券、股票账户里 的现金和手持现金，这类金融资产的收益性低但安 全性高。根据农户是否持有风险性金融资产，本文 把农户参与金融市场的情况设计为二分类变量，如 果农户只拥有安全性高、收益率低的无风险资产取 值为０；拥有风险大、收益率高的风险资产取值为１。 １．２．２ 自变量的选择 本文在参考和借鉴史代敏等１］ 、Ｊ．Ｙ．Ｃｏｍｐｂｅ！ｌ 等 、李涛￣１８－１ ９］、肖作平等 。 的研究基础上选择自 变量。 １．２．２．１ 家庭收入（ＦＩ） 家庭收人对金融资产结构具有重要影响，无风 险收入等价于持有无风险资产，无风险收入的增加 会导致家庭持有更多的风险资产；而风险收入等价于 持有风险资产，存在对风险资产的“替代效应”，所以 风险收入的提高增加了家庭持有无风险资产的概率。 １．２．２．２家庭财富（ＦＷ） 家庭财富包括金融资产和实物资产。随着农村 金融市场的深化，资产价格的上涨和国家诸多惠农 的实施，农村家庭的财富增长幅度加大。一方 面，家庭财富影响家庭面对风险时的客观承受能力， 是决定农户风险偏好的重要因素，从而影响农户对 不同风险金融资产的配置。另一方面，家庭财富的 增长直接带动资产需求的上升，财富增长的效应会 直接体现在不同风险金融资产配置的变化上。 １．２．２．３健康状况（Ｈ，） 家庭金融研究中存在人力资本假设，即家庭的 经济状况与发展是由家庭人力资本的状况决定的。 劳动者的人力资本存量主要由健康、知识、技能和工 作经验等要素构成。但唯有健康存量决定着个人能 够花费在所有市场活动和非市场活动上的全部时 间，因此，健康状况无疑是影响家庭金融资产总量和 不同风险资产配置的重要因素。 １．２．２．４风险态度（ＲＡ） 受主观和客观两方面因素的影响，不同的家庭 对风险有不同的承受能力。风险态度是家庭的主观 偏好，对家庭持有金融资产的结构有重要影响，风险 偏好的家庭倾向于持有更多的风险资产，风险厌恶 的家庭更希望持有安全型的无风险资产。 １．２．２．５家庭控制变量 除了主要考察家庭收人、家庭财富、健康状况和 风险态度４个影响农户金融市场参与的主要因素， 家庭的其他特征也会影响其投资选择。本文还将户 主年龄（Ａ ）、受教育程（Ｅ，）、性别（Ｇ）、婚姻状况 （Ｍ）、是否从事工商业经营（ＩＣ）、家庭规模（ＦＳ）作 为控制变量进行研究。本文选取的各个变量的具体 含义见表１。 ２模型选择与估计方法 本研究的因变量为二分类变量，可以建立农户 金融市场参与的Ｌｏｇｉｔ模型，采用二分ｌｏｇｉｓｔｉｃ方法 进行回归分析。本文的解释变量大多为有序分类变 量，对于此类变量，一种处理方法是将每个多分类定 性变量转化为若干二分类定性变量。另一种做法是 给变量的各个选项赋予一定的数值，将变量作为连 续变量来使用。尽管第二种方法在建模的简洁性上 具有优势，但该方法要求赋值大小尽可能与实际一 致，否则可能由于赋值不当而引起估计偏差。因此， 本文采用第一种方法进行计量分析。各个变量的赋 值和分布情况参见表１。本文所采用的计量分析模 第４期 王阳ｃ 金 表１描述性统计 Ｔａｂｌｅ １ Ｄｅｓｃｒｉｐｔｉｖｅ ｓｔａｔｉｓｔｉｃｓ 注：表中百分比为各赋值在全部样本中所占的百分比。 Ｎｏｔｅ：Ｐｅｒｃｅｎｔａｇｅ ｉｎ ｔｈｅ ｔａｂｌｅ ｉｎｄｉｃａｔｅｓ ｗｈａｔ ｔｈｅ ｐｅｒ ｃｅｎｔａｇｅ ｏｆ ａｌｌ ｔｈｅ ｓａｍｐｌｅｓ ｄｏ ｔｈｅ ｉｎｄｉｃａｔｏｒｓ ａｃｃｏｕｎｔ ｆｏｒ． 型如下： ＾ ２ Ｉｎ 一ｂ。＋６１ＦＩ ＋６２Ｆｗ ＋∑６３ Ｈ ＋ 上Ｐｉ Ｊ。。 ２ ３ ｂ ＲＡ ＋∑６５ Ａ， ＋∑６６，Ｅ ＋６７Ｇ ＋ Ｊ＝１ Ｊ一１ ｂ８ＩＣ ＋ｂ９Ｍ ＋ｂ１。ＦＳ ＋￡ 其中， 表示农户持有有风险资产的概率，以此来 衡量农户参与金融市场的意愿；１一 表示农户不 持有风险资产的概率， ／（１一声 ）表示持有风险资 产的发生比，即持有风险资产的概率除以不持有风 险资产的概率。ｂ。是常数项，ＦＩ 表示家庭年收入 变量，Ｆｗ 表示家庭财富变量，Ｈ 表示户主健康状 况变量，ＲＡ 表示户主的风险态度变量。其他变量 是家庭特征变量，其中，Ａ 表示户主年龄变量，Ｅ 表 示户主受教育状况变量，Ｇ 表示户主性别变量，ＩＣ 证分析 表示家庭是否从事工商业变量，Ｍ 表示户主婚姻变 量，ＦＳ 表示家庭规模变量。ｂ１、ｂ 、ｂ。，、ｂ 、ｂ－Ｊ、ｂ。，、 ｂ 、ｂ 、ｂ。、ｂ 。分别为对应变量的系数。岛是随机误 差项。 ３结果与分析 本研究采用Ｓｔａｔａ １２．０软件进行Ｌｏｇｉｔ回归分 析，结合调查数据特点，在回归过程中根据抽样权重 进行相应调整。在有效的３ ２４４个样本中，共有 ３ ２３８个样本被纳入了回归。为了了解分析结果的 稳健性，模型１在没有纳入家庭特征变量的情况下， 对家庭收入、财富总量、户主健康状况和户主风险态 度进行回归。模型２在控制家庭特征变量的情况 下，将全部解释变量纳入回归过程。计量检验结果 如表２所示。计量检验结果表明，不考虑家庭控制 变量和纳人家庭控制变量的检验结果，就本文所关 心的变量而言，无论从系数大小还是从统计显著性 上来看均无明显差别，可见本文所考察的４个主要 解释变量对被解释变量的影响是稳健的。为简化分 析，下文的分析主要根据模型２来进行。为了避免 可能的异方差问题，表中的标准误差为稳健性标准 误差，相应的值也根据稳健标准误来计算。 由回归结果可以看出，模型１和模型２的卡方 检验均在１ 的水平上显著，说明两个模型在总体 上显著。 ３．１ 家庭收入的影响与收入效应 家庭收入（ＦＩ）在５ 的显著性水平上对家庭参 与金融市场的意愿有正向影响，发生比率比为 １．０１６，表明家庭收入每增加１万元将使农户参与金 融市场的发生比上升２ 。这说明，家庭收入对农 户参与金融市场的意愿有一定影响。随着收入的增 长和家庭经济状况的改善，农户风险缓冲能力会增 强，这在客观上提升了农户承担投资风险的意愿，进 而提高了他们参与金融市场的意愿。 ３．２家庭财富的影响与财富效应 家庭财富（Ｆｗ）对农户参与金融市场有非常显 著的影响，具体来看，家庭财富在１ 的显著性水平 上对家庭参与金融市场的意愿有正向影响，发生比 率比为１．００６，表明家庭财富每增加１万元将使农 户参与金融市场的发生比上升０．６ 。这说明，家 庭财富在一定程度上影响农户金融市场的参与意 愿。在家庭金融投资理论中普遍认为家庭投资存在 财富效应假设，即财富的多寡对家庭投资活动产生 重要影响，本文的实证结果验证了农户在金融市场 四川Ｉ农业大学学报 表２计量检验结果 Ｔａｂｌｅ ２ Ｅｓｔｉｍａｔｅｓ ｏｆ ｍｏｄｅｌ 第３１卷 Ｆ１ ＦＷ ０．０１９ ９…（０．００７ ４）０．００６ ０３…（０．００１）０．００７ ０．０００ １．０２０ １．００６ ０．０１６１ （０．００７）０．００５ ８…（０．００１）０．０２１ ０．０００ １．Ｏ１６ １．００６ Ｈ１ Ｈ２ ＲＡ Ａｌ Ａ２ Ｅ１ —０．９７４…（Ｏ．２０５）—０．７ｌ１…（Ｏ．１２９）一０．４２８…（０．１２３）一 一 一 一 ０．０００ ０．０００ ０．Ｏ０１ 一 一 一 一 ０．３７８ ０．４９１ ０．６５２ 一一一一—０．７９４…（Ｏ．２０８）—０．６１０…（０．１３２）—０．２１５ （０．１２８）０．９８９…（０．１８６）０．４５１”（０．１８５）０．２０２（０．３６１）０．５２２（Ｏ．４０４）０．０００ ０．０００ ０．０９３ ０．０００ ０．０１５ ０．５７５ ０．１９７ ０．４５２ ０．５４３ ０．８０７ ２．６８９ １．５７Ｏ １．２２４ １．６８５ Ｅ３ Ｇ 一 一 ～ 一 一一０．３９９ （０．１６９）０．４６６ （０．１８９）０．０１９ ０．０１４ １．４９０ １．５９４ ＩＣ 一 ～ 一０．５４０…（Ｏ．１７０）０．００１ １．７１６ Ｍ ＦＳ Ｃｏｎｓｔａｎ 一 ～ 一１．７６２…（０．１２１）一 一 ０．０００ 一 一０．１７２ 一０．２８５（Ｏ．２１９）０．０１６ ９（０．Ｏ３９ ８）—２．７６５…（０．３１７）０．１９３ ０．６７１ ０．０００ ０．７５２ １．０１７ ０．０６３ 注：＊、＊＊、＊＊＊分别表明在１Ｏ 、５ 、１ 的统计水平上显著。 Ｎｏｔｅ：＊、＊＊、＊＊＊ｉｎｄｉｃａｔｅ ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｔｌｙ ｉｎ ｔｈｅ ｌｅｖｅｌ ｏｆ １０ ，５％ａｎｄ １％． 参与上存在财富效应，但财富效应的效果不大。 ３．３健康状况的影响与人力资本效应 入家庭控制变量后，该变量的显著性水平为１０ 。 从模型２的回归结果来看，风险厌恶的户主家庭对 金融市场的参与概率有负向影响，发生比率比为 ０．８０７。这说明，与风险中性和风险偏好的户主家庭 相比，风险厌恶的户主家庭参与金融市场的发生比 要下降０．１９３。风险态度作为农户的主观偏好，必 然会对农户参与金融市场的意愿有重要影响，风险 厌恶的农户希望持有更多的安全型无风险资产，而 健康状况（Ｈｊ）显著影响农户参与金融市场的 意愿。户主身体不健康（Ｈ ）对家庭参与风险资产 市场有显著的负向影响，发生比率比为０．４５２。这 说明，与户主身体很健康的家庭相比，户主身体不健 康的家庭参与金融市场的发生比要下降０．５４８倍。 户主身体状况一般（Ｈ。）对家庭参与风险资产市场 也有显著的负向影响，发生比率比为０．５４３。这说 减少风险金融资产的持有，所以他们参与金融市场 的积极性不高。 ３．５家庭特征变量的影响 年龄会影响家庭持有金融资产总量及结构，家 庭在其生命周期的不同阶段，对不同特性的金融资 明，与户主身体很健康的家庭相比，户主身体一般的 家庭参与金融市场的发生比要下降０．４５７倍。对农 村家庭来说，家庭人力资本的状况主要体现在劳动 力的健康状况上，健康状况恶化会给农村家庭带来 沉重的负担，甚至因病致贫或返贫，这无疑会影响农 产的需求是不同的，因而不同年龄的人（家庭）的金 户投资风险性金融资产的意愿。模型回归结果说 明，健康状况越好的户主家庭，投资风险性金融资产 的概率越大，从而验证了农户在金融市场参与上存 在人力资本假设。 ３．４风险态度的影响 融资产结构不同。此外，由于处于不同生命周期的 家庭的思想观念、投资宗旨不同，在安排金融资产结 构时所考虑的重点不同，偏好也会不一样。实证结 果表明，户主年龄（Ａ，）对农户金融市场参与意愿有 显著影响。相比于６Ｏ岁以上的老年户主家庭，４４ 岁以下（Ａ ）的青年户主家庭对家庭参与金融市场 的意愿有显著的正向影响，发生比率比为２．６８９。 户主风险态度（ＲＡ）显著影响农户参与金融市 场的意愿。在模型１中，显著性水平达到１％，在纳 第４期 王 金 黧 酚析 。 这意味着，青年户主家庭参与金融市场的发生比要 金融市场的意愿低于风险中性和风险偏好型农户； ③家庭特征变量的作用有不同变现，其中，年龄效应 十分显著，年轻的户主家庭更愿意参与金融市场；受 教育程度的增加会提高农户参与金融市场的意愿， 高于老年户主家庭１．６８９倍。４５岁～６Ｏ岁之间 （Ａ。）的中年户主家庭对家庭参与金融市场的意愿 也有显著的正向影响，发生比率比为１．５７０。这意 味着，同６０岁以上的老年户主家庭相比，青年户主 但只有高中文化程度的户主家庭在统计上显著；此 外，男性户主比女性户主更愿意参与金融市场；从事 工商业金融的家庭比没有从事工商业金融的家庭有 更高的概率参与金融市场；已婚户主的家庭和家庭 家庭参与金融市场的发生比要提高０．５７倍。 受教育程度会影响农户了解和接受新型金融资 产的程度。此外，教育水平高的农户，其收人也相对 比较高，风险应对的能力较强，从而持有风险资产的 意愿更高。实证结果表明，户主受教育程度（Ｅ，）对 农户金融市场参与意愿有一定影响。相比于初中及 其以下文化程度的户主家庭，高中文化程度（Ｅ。）的 户主家庭有显著的正向影响，发生比率比为１．４９０。 这说明，高中文化程度的户主家庭参与金融市场的 发生比要高于初中文化程度的户主家庭０．４９倍。 大专文化程度（Ｅ ）的户主家庭和本科及其以上文 化程度的户主家庭对家庭参与金融市场的意愿有正 向影响，但是这种影响在统计上不显著。 性别通过影响农户面对风险时的主观态度，从 而间接影响家庭对不同风险程度金融资产的偏好。 模型结果表明，户主性别（Ｇ）对农户金融市场参与 意愿有显著影响。相比于女性户主家庭，男性户主 家庭对参与金融市场的意愿有显著的正向影响，发 生比率比为１．５９４。说明男性户主家庭参与金融市 场的发生比要高于女性户主家庭０．５９４倍。 是否从事工商业经营变量（ＩＣ）对农户金融市场 参与意愿的影响显著。从事工商业经营的家庭对参 与金融市场的意愿有显著的正向影响，发生比率比 为１．７１６。表明与没有从事工商业经营的家庭相 比，从事工商业经营的家庭参与金融市场的发生比 要提高ｏ．７１６倍。与仅仅从事农业经营的家庭相 比，从事工商业经营的农户在资产规模和收入水平 上都更高，应对风险的能力也更强，持有风险资产的 概率会更高。 此外，已婚户主的家庭（Ｍ）比户主未婚的家庭 更少的参与金融市场；家庭规模（ＦＳ）对家庭参与金 融市场的意愿有正向影响，但是这些影响均不显著。 ４结论与启示 以上研究表明：①农户金融市场参与中存在收 入效应、财富效应和人力资本效应，农户收入的提 高、财富的增加和健康状况的改善可以显著提高农 户参与金融市场的概率；②风险态度对农户的金融 市场参与有显著的影响，风险厌恶的农户家庭参与 规模对家庭参与金融市场的意愿没有显著影响。结 合实证研究的结论，可以得到以下启示。 ４．１ 现有的农户金融资产选择状况会导致农村内 部差距的扩大。 实证结果表明，收入与财富越多的农户，投资风 险性金融资产的概率越大。这意味着，相比贫穷，富 裕农户会获得更为丰厚的金融资产投资收益，导致 富裕农户进一步积累家庭财富和增加家庭收入，目 前，我国农村家庭之间的差距有进一步扩大的 趋势，而这一趋势不利于农村社会的稳定发展，但农 户当前的金融资产选择状况进一步扩大了农村内部 的差距。财富数量偏低是制约农户参与金融市 场的最主要因素，而财富是收入积累的体现，要提高 农户利用金融市场配置资源的能力，就要通过各种 途径增加他们的收入。为此，在促进农民增收 的同时，要重点关注贫困农户收入的可持续增长，多 渠道增加贫困农户的收入，平衡增加不同收人阶层 农户的家庭收入和财富，达到农村内部的公平。 ４．２农户主要持有无风险金融资产，适合不同阶层 农户特点的风险性金融产品不多 调查数据显示，在全部３ ２３８个样本家庭中， ８９ 的家庭仅持有无风险资产，只有１】 的家庭持 有高收益的风险性资产。这一方面说明，有意识利 用风险性投资工具以获得多样化投资组合的农户不 多；另一方面表明，当前缺乏适合农户特点的风险性 金融产品。因此，在农村金融供给上，应注重产品和 形式的完善与细化，既要考虑总体农户金融需求特 点及影响因素，又要兼顾弱势农户和高收入农户的 金融需求，有针对性地开发适合不同群体农户需求 特征的金融产品，提高农村金融市场效率，推动农村 经济的良性发展。 ４．３户主健康状况与风险态度对农户金融市场参 与意愿有重要影响 实证结果表明，健康状况不佳与风险承担能力 较差的农户会减持高收益金融资产。健康资本与风 险态度的影响结果有利于富裕农户，不利于贫困农 ４８０ 四川农业大学学报 第３１卷 户。也就是说，相对于健康状况好和风险规避能力 强的富裕农户，贫困农户只能获得很少的金融资产 Ｓ．ｆａｍｉｌｙ ｆｉｎａｎｃｅｓ：ｅｖｉｄｅｎｃｅ ｆｒｏｍ １９９８ ａｎｄ ２００１ ｓｕｒｖｅｙ ｏｆ ｃｏｎｓｕｍｅｒ ｆｉｎａｎｃｅｓ［Ｊ］．Ｆｅｄｅｒａｌ Ｒｅｓｅｒｖｅ Ｂｕｌｌｅｔｉｎ，２００３（８９）： １—３２． 投资收益，收入的降低会使贫困农户的健康状况进 一ｎｇ Ｊ Ａ．Ｔｏｗａｒｄｓ ａｎ ｅｘｐｌａｎａｔｉｏｎ ｏｆ ｈｏｕｓｅｈｏｌｄ ｐｏｒｔｆｏｌｉｏ ［５］ Ｖｉｓｓｉｃｈｏｉｃｅ ｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｉｔｙ：ｎｏｎｆｉｎａｎｃｉａｌ ｉｎｃｏｍｅ ａｎｄ ｐａｒｔｉｃｉｐａｔｉｏｎ 步恶化、风险态度更趋保守，进而导致贫困的恶性 系，容易出现农户因病致贫困和因病返贫的情况，农 户的风险感受普遍偏高。为此，要改变当前的农户 ＣＯＳｔ ｓｔｒｕｃｔｕｒｅｓ［Ｒ］．ＮＢＥＲ Ｗｏｒｋｉｎｇ Ｐａｐｅｒ，２００２：６８—７３． ｍ Ｂ Ｄ，Ｇａｒｒｅｔｔ Ｄ Ｍ．Ｔｈｅ ｅｆｆｅｃｔｓ ｏｆ ｆｉｎａｎｃｉａｌ ｅｄｕｅａ— ［６］ Ｂｅｒｎｈｅｉｔｉｏｎ ｉｎ ｔｈｅ ｗｏｒｋｐｌａｃｅ：Ｅｖｉｄｅｎｃｅ ｆｒｏｍ ａ ｓｕｒｖｅｙ ｏｆ ｈｏｕｓｅｈｏｌｄｓ 循环。由于农村缺乏完善的医疗保障和社会保险体 ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｐｕｂｌｉｃ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００３（８７）：１４８７—１５１ ９． ｅｒｂａ Ｊ Ｍ，Ｓａｍｗｉｃｋ Ａ．Ｔａｘａｔｉｏｎ ａｎｄ ｈｏｕｓｅｈｏｌｄ ｐｏｒｔｆｏｌｉｏ ［７］ Ｐｏｔｃｏｍｐｏｓｉｔｉｏｎ：Ｅｖｉｄｅｎｃｅ ｆｒｏｍ ｔａｘ ｒｅｆｏｒｍｓ ｉｎ ｔ ｈｅ １９８０ｓ ａｎｄ 金融资产投资结构，需要继续深化农村改革，尤 其是农村社会保障制度改革，建立多层次保险体系 １９９０ｓ ＥＪ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｐｕｂｌｉｃ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００３（８７）：５－３９． ｓｏ Ｍ．Ｈａｌｉａｓｓｏｓ，Ｔ Ｊａｐｐｅｌｌｉｅｄｓ．Ｈｏｕｓｅｈｏｌｄ Ｐｏｒｔｆｏｌｉｏｓ ［８］ Ｇｕｉ［Ｍ］．Ｍ１Ｔ Ｐｒｅｓｓ，２００２． 和新型福利制度，提高农户尤其是贫困农户的健康 资本，降低农户的风险感受。 ４．４ 农户对高收益的风险性金融产品的认知度不高 ［９］ Ｃａｍｐｂｅｌｌ Ｊ Ｙ．Ｈｏｕｓｅｈｏｌｄ ｆｉｎａｎｃｅ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｆｉｎａｎｃｅ， ２００６，６１（４）：１５５３－１６０４． ［１Ｏ］ Ｍａｎｓｋｉ Ｃ．Ｅｃｏｎｏｍｉｃ ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ ｓｏｃｉａｌ ｉｎｔｅｒａｃｔｉｏｎ［Ｊ］．Ｊｏｕｒ— ｎａｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｓ，２０００（１４）：１１５－１３６． 目前，农户以持有无风险性的储蓄存款为主，对 风险性金融资产的投资比率非常低。农户对风险性 投资工具的认知度不高是重要原因。为此，要大力 培养和提高农户的金融知识，积极培育农户的金融 意识，这不仅有利于优化农户的资产配置行为，而且 ｋ Ｊ Ｄ，Ｓｔｅｉｎ Ｊ．Ｓｏｃｉａｌ ｉｎｔｅｒａｃｔｉｏｎ ａｎｄ ｓｔｏｃｋ ［１ｉ］ Ｈｏｎｇ Ｈ，Ｋｕｂｉｍａｒｋｅｔ ｐａｒｔｉｃｉｐａｔｉｏｎ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｆｉｎａｎｃｅ，２００４（５９）： １３７—１６３． ｓｏ Ｌ，Ｓａｐｉｅｎｚａ Ｐ，Ｚｉｎｇａｌｅｓ Ｌ．Ｔｒｕｓｔｉｎｇ ｔｈｅ ｓｔｏｃｋ ｍａｒｋｅｔ ［１２］ Ｇｕｉ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｆｉｎａｎｃｅ，２００８（６３）：２５５７—２６６０． －１１３］ 史代敏，宋艳．居民家庭金融资产选择的实证研究［Ｊ］．统计 研究，２００５（１０）：４３—４９． 在宏观上还能促进金融资产的合理定价，优化金融 结构，提高金融市场的运行效率。此外，还应增强金 ［１４］ 吴卫星，齐天翔．流动性、生命周期与投资组合相异性［Ｊ］． 经济研究，２００７（２）：９７ １１Ｏ． ［１５］ 李涛．参与惯性和投资选择［Ｊ］．经济研究，２００７（８）：９５ １０９． 融信息的透明度，降低农户参与金融市场的成本，提 高和改善农户参与金融市场的机会。 参考文献： ［１］史代敏．居民家庭金融资产选择的建模研究［Ｍ］．北京：中 国人民大学出版社，２Ｏ１２：１－２． ［１６］ 王宇，周丽．农村家庭金融市场参与影响因素的比较研究 ［Ｊ］．金融理论与实践，２００９（１２）：１３—１７． 何兴强，史卫，周开国．背景风险与居民风险金融资产投资 ［１７］ ［Ｊ］．经济研究，２００９（１２）：］１９－１３０． ［１８］ 李涛，郭杰．风险态度与股票投资ｒＪ］．经济研究，２００９（２）：５６—６７． ［１９］ 李涛．社会互动、信任与股市参与［Ｊ］．经济研究，２００６（１）： ３４—４５． ［２］ Ａｇｎｅｗ，Ｂａｌｄｕｚｚｉ，Ｓｕｎｄｅｎ．Ｐｏｒｔｆｏｌｉｏ ｃｈｏｉｃｅ ａｎｄ ｔｒａｄｉｎｇ ｉｎ ｌａｒｇｅ ４０１（ｋ）ｐｌａｎ［Ｊ］．Ａｍｅｒｉｃａｎ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｒｅｖｉｅｗ，２００３ （９３）：１９３—２１５． ［２ｏ］ 李涛．社会互动与投资选择ｒＪ］．经济研究，２００６（８）：４５—５７． ［２１］ 肖作平，张欣哲．制度和人力资本对家庭金融市场参与的影 响研究Ｉ－Ｊ］．经济研究，２０１２，增（１）：９卜１０４． ［２２］ 甘犁，尹志超，贾男，等．中国家庭金融调查报告・２０１２ ［Ｍ］．成都：西南财经大学出版社，２０１２：１０５一ｌ１２． ｇ Ｍ，Ｐ Ｓｈｕｍ．Ｐｏｒｔｆｏｌｉｏ ｃｈｏｉｃｅ ｉｎ ｔｈｅ ｐｒｅｓｅｎｃｅ ｏｆ ｐｅｒｓｏｎａｌ ［３］ Ｆａｉｉｌｌｉｑｕｉｄ ｐｒｏｊｅｃｔｓ ＥＪ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｆｉｎａｎｃｅ，２００２，５７（１）：３０３— ３２８． ｔａｕｔ，Ａｉｚｃｏｒｂｅ，Ｋｅｎｎｉｃｋｅｌ１，ｅｔ ａ１．Ｒｅｃｅｎｔ ｃｈａｎｇｅｓ ｉｎ Ｕ． Ｅ４］ Ｂｅｒ（本文审稿：李业荣；责任编辑：冉瑞平；英文编辑：尹 奇）
