消费意愿对家庭金融市场参与度的影响

杨 博，谢绵陛

(集美大学 财经学院，福建 厦门 361021)

传统金融学领域分为三个方面：公司金融、投资和资产定价。近年来，随着社会的发展和以家庭为单位的资本积累，越来越多的家庭参与到资本市场的活动中来，家庭金融越来越成为金融学领域不可忽视的一部分。为了使家庭的资产配置更为合理，家庭会按照最优投资组合进行资产配置，从而最大化家庭的效益。现实情况并非如此，在中国家庭金融2011年调查问卷中我们可以看到，在接受问卷调查的8 338户家庭中，仅有517户家庭持有股票，只占到接受调查家庭的6.2%*数据来源于西南财大CHFS。。那么到底是哪些因素影响着现实生活中家庭金融市场的参与情况呢？

一、文献综述

国内外学术界关于家庭金融市场参与影响因素的研究文献主要集中在以下几个方面。首先是家庭人口社会学特征变量对家庭金融市场参与的影响研究方面，家庭人口社会学特征变量主要包括年龄、家庭规模、受教育水平、婚姻状况、健康状况等。国外学者研究发现，户主受教育水平越高的家庭参与金融市场的可能性就越大；年龄对家庭金融市场参与的影响也为正向，且男性比女性有更高的股市参与；而国内一些学者研究认为教育水平和性别对家庭金融市场的参与有显著的正面影响[1]，也有学者认为女性比男性更倾向于参与金融市场[2]。其次，家庭财富水平特征变量对家庭金融市场的参与有一定的影响。工资收入水平会影响家庭的金融资产选择，家庭金融资产的累积会推动家庭更多地参与股市[3]。与此同时，其他一些因素如社会养老保险水平[4]、投资者风险态度[5]以及制度因素[1]和金融可得性[6]等对家庭金融市场的参与几率和家庭金融市场的参与深度都有着一定的影响。

相对而言，有关消费相关因素对于家庭金融市场参与影响的研究则比较少。消费者的购买行为受到文化、社会、个体和心理等因素的影响，其中心理等因素是通过对消费意愿的作用来影响消费行为的。消费意愿是指在当前物价、利率以及收入水平等各种情况的考虑下居民倾向于消费的程度，与消费行为具有强相关性，是消费行为的重要预测因子[7]。消费和投资之间是反向变动的，由于资产收入的增加是一定的，增加了消费就要降低相应水平的投资，金融市场的参与就会受到影响。所以从这方面来看，强烈的消费意愿会促进家庭的消费行为，这会对家庭金融市场参与的可能性和家庭金融市场参与的深度有一个挤出效应，从而使消费意愿对家庭金融的参与有负向的影响。而在另一个方面，根据生命周期理论，家庭采取经济行为时并不只考虑当下的情况。因此在消费方面，家庭并不只会考虑当期的消费而是更在乎长期消费水平的提高。消费意愿高的人可能会更具有冒险精神，更加渴望财富的增长，他们更加重视未来的消费能力而并不只满足于当期消费[8]，所以希望通过当期金融市场的参与使家庭在未来获得更多的资产，用来支持和满足自己强烈的消费意愿，因此,强烈的消费意愿可能对家庭金融市场参与的几率和深度都有正向的影响。那在实际情况中，消费意愿到底对家庭金融市场的参与有什么样的影响，这是笔者要研究的问题。

二、变量选取与模型设定

(一)数据与变量

1.数据来源。所使用的数据来源于西南财经大学中国家庭金融调查(China Household Finance Survey，CHFS)2011年数据，该调查组随机抽取了25个省、80个县、320个社区的8 438户家庭并对这些家庭进行了比较详尽的调查访问，得到一大批原始数据，这些数据中涵盖了家庭资产配置、消费支出及信用约束状况等，并且还统计了家庭的主观风险态度，以及家庭对经济方面未来几年发展的各种预期和消费者的一些主观消费态度。笔者首先对数据进行了一些简单预处理，删除了数据有缺失、数据不合理、收入在800元人民币以下和收入排名占调查家庭前0.5%的家庭，预处理之后数据的总量为5 937，比原始数据的数量少2 501个。

2.解释变量。文中解释变量的选取参考了张晓娇的划分方法[5]。在这里用2011年中国家庭金融调查问卷中问题A4004作为区别家庭消费意愿的根据。该问题及答案选项为：当您家的资产价值上升时，您愿意花更多的钱消费吗？分1.很愿意、2.愿意、3.一般、4.不愿意、5.很不愿意几档。该问题是对家庭边际消费倾向的粗略考察，据此设置两个虚拟变量分别为X1和X2。X1表示有较强的消费意愿，当户主对该问题的回答为1或者2时对X1赋值为1，该问题的回答为3、4或者5时将X1赋值为0。X2表示消费意愿较弱，当户主回答1、2或者3时将虚拟变量X2赋值为0，当回答为4或者5时将虚拟变量X2赋值为1。

3.被解释变量。主要考察金融市场上家庭风险金融资产的持有状况，被解释变量的选取参考了尹志超等的研究[9]。根据中国家庭金融调查收集的信息，笔者定义的风险资产主要包括：股票、基金、公司债券、金融衍生品、金融理财品等；金融资产则包括：风险资产、现金、股票账户现金、政府债券、金融债券、黄金、非人民币资产、活期存款和定期存款等。根据以上信息将被解释变量分为两个部分，具体设置如下：(1)家庭是否参与金融市场。在这里用“两个参与”来作为家庭是否参与金融市场的变量。第一个“参与”为家庭是否持有风险资产，如果持有风险资产则对被解释变量取值为1，如果家庭不持有风险资产则将被解释变量的取值赋为0。第二个“参与”为是否参与股票市场，如果家庭有参与股票市场就将被解释变量赋值为1，如果家庭没有参与股票市场就将被解释变量赋值为2。(2)家庭金融市场参与深度。同样选取了两个代理变量来衡量家庭金融市场参与的深度。肖作平等用民营企业家金融投资活动资产规模的自然对数来度量民营企业家金融市场参与深度[1]。而在其他文献中较多数的学者主要用“两个占比”来作为家庭金融市场参与深度的代理变量：第一个是风险资产占比，即风险资产占金融资产的比重；第二个是股票资产占比，是股票资产占金融资产的比重。因为不同家庭资产状况可能千差万别，绝对值的度量有失严谨，故采用了后一种更为合理的度量方法，即用风险资产占金融资产的比重和股票资产占金融资产的比重这两个相对数，来度量居民家庭金融市场的参与深度。

通过为居民家庭金融市场参与几率和居民家庭金融市场参与深度分别设置不同的两个代理变量，以期能更全面地体现我国居民家庭金融市场的参与情况。

4.其他控制变量。样本中还有很多变量虽然不是笔者要研究的对象，但是它们对家庭的金融市场参与状况也有着不容忽视的显著影响。参考以前学者的研究并选取了以下几个控制变量：年龄、性别、健康状况、婚姻状况、受教育程度、家庭规模、工资收入、东西部地区、城镇农村等。多数学者的研究结果表明，以上几个变量都对家庭金融市场参与的几率和深度有着不同程度的影响。

5.变量描述性统计。模型中主要变量的描述性统计如表1：

表1 变量描述性统计

从表1可以看出，在家庭金融市场参与几率方面，被调查家庭中持有股票的家庭仅占8.71%，持有风险资产的家庭也仅有10.65%，由此可以看出中国居民的家庭金融市场参与几率较低。从家庭市场参与深度的代理变量的统计中可以看出，被调查家庭的股票资产占金融资产的比率均值仅为2.94%，风险资产占金融资产的比率均值约4.78%，两者数值都较小，股票市场存在很明显的“有限参与”现象，这表明中国家庭金融市场总体参与深度较低。笔者主要关注自变量消费意愿的描述性统计显示，消费意愿强的均值约为0.51，而消费意愿弱的均值只有大约0.26，这表明在主观上消费者还是比较愿意进行消费的。

其他控制变量的描述性统计说明如下：样本中户主年龄均值为50.22，这表明大部分家庭都处于中年稳定的一个时期；户主的平均受教育年限为9.39，说明受调查者的平均文化水平只有初中水平，受教育程度普遍偏低；在受访的家庭中，东部地区家庭在样本中占比约为46.17%，中部家庭在样本中的占比约为31.26%，而西部家庭的占比相对最小约为22.57%；户主健康状况的均值为2.63，处于一个平均水平；家庭规模的均值为3.5，说明大部分家庭的人口数都在3-4之间；家庭年工资总收入的平均值约为7 112.5元，标准差为18 498.1，最大值为212 000而最小值是0，差距比较大；在城乡分布方面，城镇家庭占样本总量的比例约为60.92%，农村样本占样本总量的39.08%，城镇家庭占到了样本家庭的大多数。

(二)模型设定

采用的是Probit和Tobit模型来估计消费意愿对家庭金融市场参与情况的影响。

首先，运用Probit模型分析消费意愿对家庭金融市场参与几率的影响，Probit模型为：

Y1=1(a1X1+a2X2+βZ+μ>0)

(1)

该模型采用极大似然估计法，其中Y1表示家庭是否参与金融市场，在具体的分析里有两个指标，即是否持有股票资产和是否持有风险资产，当其值为1时表示家庭参与金融市场，为0时则家庭没有参与金融市场；Z是以上9个控制变量——户主年龄、户主性别、健康状况、婚姻状况、户主受教育程度、家庭规模、家庭年总工资收入、东西部地区、城镇农村等的简写。其次，由于家庭金融市场参与深度的衡量变量风险资产占比和股票资产占比是截断的，所以采用

Tobit模型来分析消费意愿对金融市场参与深度产生的影响。Tobit模型如下式所表示，为：

Y2=a1X1+a2X2+βZ+μ,Y2=max(0,y)

(2)

Y2作为因变量，表示家庭金融市场的参与深度，具体的两个指标表现为股票资产占金融资产的比重和风险资产占金融资产的比重。Z同样也是以上9个控制变量户主年龄、性别、健康状况、婚姻状况、受教育程度、家庭规模、家庭工资收入、东西部地区、城镇农村等的简写。

三、实证分析

(一)消费意愿与家庭是否参与金融市场的实证结果

根据前文中变量的设置，将是否持有风险资产、是否持有股票作为衡量是否参与家庭金融市场的代理变量，进行Probit回归，估计消费意愿对家庭金融市场参与的影响。Probit回归结果如表2：

表2 Probit回归结果

由表2结果可知，在家庭金融市场参与几率的第一个代理变量——家庭是否参与股票市场的回归中，较强的消费意愿对家庭股票市场参与的影响系数约为0.15，在10%的置信水平上显著，显示为较强的正向影响；而较弱的消费意愿对家庭股票市场的影响为负，系数约为-0.36，在1%的置信水平上显著，这表明弱的消费意愿对家庭的金融市场参与有一个显著的负向作用。而在家庭金融市场的另一个代理变量居民家庭风险资产持有的回归结果中，可以看到较强的消费意愿对家庭风险资产持有的影响系数约为0.16，为正向影响，在10%的水平上显著。较弱的消费意愿对家庭风险资产持有的影响系数约为-0.37，并在1%水平上显著。总体而言，消费意愿越高，则家庭更有可能参与金融市场活动，即消费意愿对居民家庭金融市场的参与几率有着显著的正向影响。

在表中，我们同时还可以看出其他控制变量对家庭金融市场参与几率的影响。户主年龄和受教育年限对家庭股票市场的参与和家庭风险资产的持有都有显著的正向影响。年龄对家庭股票市场参与的系数约为0.09，并在1%的置信水平上显著；年龄对家庭风险资产持有的影响系数约为0.05，并在5%的置信水平上显著。户主受教育程度对家庭股票市场参与的影响系数约为0.06并且也在1%的置信水平上显著，同时教育水平对家庭风险资产持有的系数约为0.05，在1%的显著水平上。

以上原因是因为户主年龄越大的家庭越倾向于参与金融市场。由于金融市场相关金融知识具有一定专业性，户主年龄越大的家庭可能参与金融市场的年限越长，从而积累更多的相关经验和金融市场参与的专业性知识，更倾向于持有风险资产。教育程度越高的家庭越容易理解金融产品的特点和金融市场的交易规则，更愿意参与金融市场来对自己的资产进行投资和管理，从而具有更高的股票市场参与几率。工资收入对家庭股票持有的影响系数约为0.12并在1%的置信水平上显著，工资收入对家庭风险资产持有的影响系数约为0.08并在10%的置信水平上显著，这两个数据表明工资水平越高的家庭越有可能持有股票和风险资产，因为工资收入越高家庭就有越多的可支配资金来从事金融市场活动。城镇居民比乡村居民更有可能持有股票等风险资产。从表中看出，城镇居民家庭对股票的持有可能性比农村居民多0.71，并在1%的水平上显著，对风险资产持有几率的影响系数约为0.55，并同样在1%的置信水平上显著，这是因为城镇居民相比于农村居民金融可得性更高、参与金融市场更方便，城镇的金融服务机构数量多于农村，从而使城镇居民有更高的金融市场参与几率。户主的健康状况对家庭金融市场参与有正向的影响，越好的家庭可能会持有更高的股票和风险资产，健康状况对家庭股票市场参与和家庭风险资产持有的影响系数分别约为0.13和0.11，并且,都在1%的置信水平上显著，原因是家庭成员身体状况良好的家庭不必花费较大的医疗支出，这种家庭有更多的财力和精力来进行金融市场活动，所以其金融市场参与几率要相对大一些。

综合以上内容，较强的消费意愿、户主年龄、户主教育水平、工资收入、城镇家庭、健康状况等对我国居民家庭金融市场的参与有显著的正向影响,而在本回归中，家庭规模、东西部地区差异、婚姻状况和性别对居民家庭的风险资产持有和股票市场参与并没有十分显著的影响。

(二)消费意愿与家庭金融市场参与深度的实证结果

接下来用家庭股票持有占家庭金融资产的比例和风险资产持有占家庭金融资产的比例作为衡量家庭金融市场参与深度的变量，关注自变量仍为消费意愿，Tobit回归结果如表3。由表3中的结果可知，较强的消费意愿对家庭股票资产占比的影响系数约为0.08，是正向的影响，在10%的置信水平上显著,而较低的消费意愿对家庭股票资产占比的影响在5%水平上显著为负，系数为-0.14。同时较高的消费意愿对家庭金融市场参与深度的另一个代理变量——家庭风险资产占比的影响系数约为0.07，为正向影响，并在10%的置信水平上显著,而较低的消费意愿对家庭风险资产占比的影响在1%水平上显著为负，系数约为-0.20。以上结果均说明，消费意愿对家庭的金融市场参与的深度也有着显著的正向影响，消费意愿越强的家庭风险资产和股票占金融资产的比例越高。

表3 Tobit回归结果

此外，模型中其他控制变量对家庭金融市场参与深度也有一定的影响。年龄和受教育年限对家庭股票资产持有和家庭风险资产持有占家庭金融资产的比重有显著的正向影响：从表3中可以看出，户主年龄对家庭股票资产占家庭金融资产比例的影响系数约为0.05，表现为明显的正向影响，并且在1%的置信水平上显著；户主年龄对家庭股票资产占比的影响系数约为0.03，为正向影响，并在5%的置信水平上显著。教育水平对家庭股票资产占家庭金融资产比例的影响系数约为0.02，为正向影响，并在1%的置信水平上显著；教育水平对家庭风险资产占比的影响系数约为0.02，为正向影响，并在1%的置信水平上显著。这是因为户主年龄越大、受教育水平越高的家庭，有更多的时间和机会接触并学习金融市场相关知识，从而越倾向于将金融资产更多地配置为风险资产。城镇居民比农村居民更有可能持有更多的股票等风险资产。城镇居民对家庭股票资产占比的影响系数约为0.33，为正向影响，并在10%的置信水平上显著；城镇居民对家庭风险资产占金融资产比例的影响系数约为0.27，为正向影响，并在1%的置信水平上显著。健康状况越好的家庭有更多的股票持有占比和风险资产持有占比，户主健康状况好的家庭在家庭股票资产占金融资产的比例上比健康状况差的高大约0.08，并在1%的置信水平上显著；户主健康状况对家庭股票资产占比的影响系数约为0.06，为正向影响，并在5%的置信水平上显著。而家庭规模、工资收入、东西部地区差异、婚姻状况和性别对家庭的股票资产占比和风险资产持有占比并没有十分显著的影响。

四、结 语

经实证分析发现，消费意愿对家庭金融市场的参与几率和家庭金融市场的参与深度都有着显著的正向影响。当资产水平上升时，愿意花更多钱进行消费的家庭即具有较高消费意愿的家庭更可能会为了提高未来的家庭资产水平而将家庭当期资产投资于股票等风险资产，而且其投资占金融资产的比率会高于消费意愿弱的家庭。究其原因，主要是具有较高消费意愿的家庭对金钱的渴望更强烈，更不满足于家庭现有的财富水平，于是他们就会积极地将家庭既有的资产更多地投资于金融市场，以期望能得到更多的资金回报，这样才能通过达到一个较高的收入水平来满足家庭的较高消费意愿。实证结果也显示，家庭金融市场参与同时受到年龄、教育、工资收入、农村城镇、健康状况等因素的影响。笔者研究的启示意义在于为提高家庭金融市场的参与度和促进我国金融市场的发展提供了一个新的思路，通过实证分析证明借助刺激家庭的消费愿望来推动家庭金融市场参与的做法是可行的。消费意愿的提高和增强受到各种不确定性消费预期、消费文化观念、前期消费习惯等因素的影响[10]，政府应倡导新的消费文化观念，加大社会保障覆盖力度以降低消费者未来投资的不确定性，通过增强消费意愿来提高家庭的金融市场参与，从而促进金融市场的长远发展。

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