金融知识对农村家庭金融市场参与的影响研究

王富燕 刘丹

摘要：本文运用2017年成都市农村金融服务综合改革试点评估中普通农户调研数据，采用因子分析构建金融知识指标，利用Probit模型研究金融知识对家庭金融市场参与的影响。研究发现，金融知识水平的提高对家庭金融市场参与率有一定的影响，但不显著。本文的政策含义是为实现成都市农户盈余资金配置的多样性，需要宣传金融知识和进行基础金融知识教育，增加普通农户经济收入，鼓励和支持接受普通教育。

关键词：金融知识 家庭金融市场参与 因子分析 probit模型

一、引言

近年来，随着农村金融改革持续推进和深化，我国农村家庭金融资产持有状况也出现了新的趋势，这不仅表现在对金融资产持有量的增加，同时也表现在金融资产配置格局方面。农村家庭对于风险类金融资产的持有，可以看作农户对金融市场的参与（尹志超等，2014）。尽管我国农村家庭对金融市场参与程度正在逐步提高，但相较而言，这种参与水平仍然较低。2013年，我国农村家庭金融市场参与率为1.6%①，而城镇家庭金融市场参与程度为16.9%②;而与金融市场发达的美国农村家庭对金融市场的参与程度相比（2016年参与率为74.9%③），差距更是巨大。家庭做出的金融市场参与决策存在个体差异，是否持有风险资产受到多种因素影响。

家庭在金融市场参与决策时，金融知识在信息筛选和分析过程中起到重要作用（尹志超等，2014）。但关于金融知识的作用方向，研究结论尚不统一。有学者认为，金融知识对家庭金融市场参与是正向作用（Rooij et al.，2011;尹志超等，2014;曾志耕等，2015;秦芳等，2016）。而也有学者认为金融知识对家庭金融市场参与是负向作用（Fischhoff et al，1997;吴卫星等，2006;杨云娇，2016）。事实上，由于农户对金融知识把握与学习存在一定局限，因此，金融知识是如何影响农村家庭对金融市场的参与值得进一步讨论与研究。本文基于2017年度成都市农村金融服务综合改革试点评估对成都市普通农户调研数据，具体分析金融知识对农村家庭金融市场参与的影响。

二、数据与方法

本文使用的数据来自于2017年成都市农村金融服务综合改革（以下简称为“农金改”）试点评估对普通农户的问卷调查和2016年成都市统计年鉴。抽样规模为成都普通478农户。以下是对模型的设定和变量的介绍。

（一）模型设定

本文研究金融知识对家庭金融市场参与的影响，因变量家庭金融市场参与决策表示是否参与金融市场，其为二值离散变量，因此本文适合采用二值Probit模型。借鉴尹志超等（2015）的研究，本文二值Probit模型为：

其中，;Y等于1表示家庭参与金融市场，等于0表示家庭没有参与金融市场，表示金融知识;X表示控制变量，包括受访者特征变量、家庭特征变量和地区控制变量。

（二）变量介绍

1.金融知识。总结国内外研究成果，再结合成都农金改问卷调查表，本文中的金融知识是一种客观金融知识。客观金融知识指标是通过使用调查问卷表，对接受访问的人对调查问卷表中股票、债券等相关金融知识的实际回答情况来衡量。结合已有研究和数据，本文在实证计量部分使用因子分析法衡量金融知识。

2.家庭金融市场参与。借鉴以往文献（尹志超等，2014;孟亦佳，2014;陈永伟等，2015;董晓林等，2017）的做法，结合成都市农村金融服务综合改革试点评估调研信息，家庭金融市场参与定义为家庭是否在正规金融市场中购买理财产品（基金、股票、债券）、黄金和金银首饰、外币或其它。

3.控制变量。除了金融知识，还包括人口学特征，如年龄、性别和家庭收入等影响因素。参考以往文献，本文控制变量包括受访者的性别、年龄、婚姻状况、家庭规模、家庭劳动力人数和家庭收入。

三、估计结果

以下是变量统计和实证分析结果。变量统计包括金融知识衡量和家庭金融市场参与率统计结果。

（一）描述性分析

1.金融知识衡量。在2017年成都市金融服务综合改革试点评估对普通农户的问卷调查中，设计了9个问题来考察受访者金融知识水平，发现成都农户对3个金融知识相关问题回答正确的平均比率为42.2%，高于2012年甘犁等（2012）得出的中国整体平均正确率（20.1%）。

受访者回答问题若正确则赋值为1，错误回答、答不上或不知道则赋值为0。针对9个变量采用最大似然法进行因子分析。KMO检验结果大于0.7（KMO=0.842），Bartlett球形检验小于0.05（Bartlett=0.00），表明适合做因子分析。依据特征值大于等于1的原则，提取了二个因子，分别为综合知识因子和弱知识因子（详见表1），方差解释比例分别为0.31667和0.06452，累计解释比例为0.38119。综合知识因子利用二因子方差解释比例拟合出本文的金融知识指标，后文将此衡量方法下的金融知识称之为“金融知识（因子分析）”。

2.家庭金融市场参与率统计。根据调查数据统计，成都市普通农村家庭金融市场参与率为5.856%。其中，购买理财产品参与率为3.765%，购买黄金和金银首饰参与率为1.674%，其余参与率为0.417。中国正规金融市场参与率为11.4%，其中农村家庭为1.3%（甘犁等，2012），低于成都市普通农村家庭金融市场参与率。

（二）實证结果

表2报告了金融知识对家庭金融市场参与影响的Probit回归结果。从报告的边际效应看出，金融知识对提高家庭金融市场参与有一定的促进作用，边际效应为0.029。表明当金融知识水平提高时，成都市农村家庭越有可能参与到金融市场中，证明了本文的研究假设。其结论与尹志超等（2014）、秦芳等（2016）和吴雨等（2016）的研究结论一致。

从其他变量来看，收入对农村家庭金融市场参与具有正向促进作用，这与Vissing-Jorgensen（2002）结论一致。教育年限对农村家庭金融市场参与具有正向促进作用。这与尹志超等（2014）和秦芳等（2016）结论一致。家庭规模对农村家庭金融市场参与具有正向影响。家庭劳动力对农村家庭金融市场参与，具有负向影响。这与尹志超等（2014）结论一致。