楊 博，謝綿陛

(集美大學(xué) 財(cái)經(jīng)學(xué)院，福建 廈門 361021)

傳統(tǒng)金融學(xué)領(lǐng)域分為三個(gè)方面：公司金融、投資和資產(chǎn)定價(jià)。近年來(lái)，隨著社會(huì)的發(fā)展和以家庭為單位的資本積累，越來(lái)越多的家庭參與到資本市場(chǎng)的活動(dòng)中來(lái)，家庭金融越來(lái)越成為金融學(xué)領(lǐng)域不可忽視的一部分。為了使家庭的資產(chǎn)配置更為合理，家庭會(huì)按照最優(yōu)投資組合進(jìn)行資產(chǎn)配置，從而最大化家庭的效益?，F(xiàn)實(shí)情況并非如此，在中國(guó)家庭金融2011年調(diào)查問(wèn)卷中我們可以看到，在接受問(wèn)卷調(diào)查的8 338戶家庭中，僅有517戶家庭持有股票，只占到接受調(diào)查家庭的6.2%*數(shù)據(jù)來(lái)源于西南財(cái)大CHFS。。那么到底是哪些因素影響著現(xiàn)實(shí)生活中家庭金融市場(chǎng)的參與情況呢？

一、文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界關(guān)于家庭金融市場(chǎng)參與影響因素的研究文獻(xiàn)主要集中在以下幾個(gè)方面。首先是家庭人口社會(huì)學(xué)特征變量對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響研究方面，家庭人口社會(huì)學(xué)特征變量主要包括年齡、家庭規(guī)模、受教育水平、婚姻狀況、健康狀況等。國(guó)外學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，戶主受教育水平越高的家庭參與金融市場(chǎng)的可能性就越大；年齡對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響也為正向，且男性比女性有更高的股市參與；而國(guó)內(nèi)一些學(xué)者研究認(rèn)為教育水平和性別對(duì)家庭金融市場(chǎng)的參與有顯著的正面影響[1]，也有學(xué)者認(rèn)為女性比男性更傾向于參與金融市場(chǎng)[2]。其次，家庭財(cái)富水平特征變量對(duì)家庭金融市場(chǎng)的參與有一定的影響。工資收入水平會(huì)影響家庭的金融資產(chǎn)選擇，家庭金融資產(chǎn)的累積會(huì)推動(dòng)家庭更多地參與股市[3]。與此同時(shí)，其他一些因素如社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)水平[4]、投資者風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度[5]以及制度因素[1]和金融可得性[6]等對(duì)家庭金融市場(chǎng)的參與幾率和家庭金融市場(chǎng)的參與深度都有著一定的影響。

相對(duì)而言，有關(guān)消費(fèi)相關(guān)因素對(duì)于家庭金融市場(chǎng)參與影響的研究則比較少。消費(fèi)者的購(gòu)買行為受到文化、社會(huì)、個(gè)體和心理等因素的影響，其中心理等因素是通過(guò)對(duì)消費(fèi)意愿的作用來(lái)影響消費(fèi)行為的。消費(fèi)意愿是指在當(dāng)前物價(jià)、利率以及收入水平等各種情況的考慮下居民傾向于消費(fèi)的程度，與消費(fèi)行為具有強(qiáng)相關(guān)性，是消費(fèi)行為的重要預(yù)測(cè)因子[7]。消費(fèi)和投資之間是反向變動(dòng)的，由于資產(chǎn)收入的增加是一定的，增加了消費(fèi)就要降低相應(yīng)水平的投資，金融市場(chǎng)的參與就會(huì)受到影響。所以從這方面來(lái)看，強(qiáng)烈的消費(fèi)意愿會(huì)促進(jìn)家庭的消費(fèi)行為，這會(huì)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的可能性和家庭金融市場(chǎng)參與的深度有一個(gè)擠出效應(yīng)，從而使消費(fèi)意愿對(duì)家庭金融的參與有負(fù)向的影響。而在另一個(gè)方面，根據(jù)生命周期理論，家庭采取經(jīng)濟(jì)行為時(shí)并不只考慮當(dāng)下的情況。因此在消費(fèi)方面，家庭并不只會(huì)考慮當(dāng)期的消費(fèi)而是更在乎長(zhǎng)期消費(fèi)水平的提高。消費(fèi)意愿高的人可能會(huì)更具有冒險(xiǎn)精神，更加渴望財(cái)富的增長(zhǎng)，他們更加重視未來(lái)的消費(fèi)能力而并不只滿足于當(dāng)期消費(fèi)[8]，所以希望通過(guò)當(dāng)期金融市場(chǎng)的參與使家庭在未來(lái)獲得更多的資產(chǎn)，用來(lái)支持和滿足自己強(qiáng)烈的消費(fèi)意愿，因此,強(qiáng)烈的消費(fèi)意愿可能對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的幾率和深度都有正向的影響。那在實(shí)際情況中，消費(fèi)意愿到底對(duì)家庭金融市場(chǎng)的參與有什么樣的影響，這是筆者要研究的問(wèn)題。

二、變量選取與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)與變量

1.數(shù)據(jù)來(lái)源。所使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，CHFS)2011年數(shù)據(jù)，該調(diào)查組隨機(jī)抽取了25個(gè)省、80個(gè)縣、320個(gè)社區(qū)的8 438戶家庭并對(duì)這些家庭進(jìn)行了比較詳盡的調(diào)查訪問(wèn)，得到一大批原始數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)中涵蓋了家庭資產(chǎn)配置、消費(fèi)支出及信用約束狀況等，并且還統(tǒng)計(jì)了家庭的主觀風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，以及家庭對(duì)經(jīng)濟(jì)方面未來(lái)幾年發(fā)展的各種預(yù)期和消費(fèi)者的一些主觀消費(fèi)態(tài)度。筆者首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了一些簡(jiǎn)單預(yù)處理，刪除了數(shù)據(jù)有缺失、數(shù)據(jù)不合理、收入在800元人民幣以下和收入排名占調(diào)查家庭前0.5%的家庭，預(yù)處理之后數(shù)據(jù)的總量為5 937，比原始數(shù)據(jù)的數(shù)量少2 501個(gè)。

2.解釋變量。文中解釋變量的選取參考了張曉嬌的劃分方法[5]。在這里用2011年中國(guó)家庭金融調(diào)查問(wèn)卷中問(wèn)題A4004作為區(qū)別家庭消費(fèi)意愿的根據(jù)。該問(wèn)題及答案選項(xiàng)為：當(dāng)您家的資產(chǎn)價(jià)值上升時(shí)，您愿意花更多的錢消費(fèi)嗎？分1.很愿意、2.愿意、3.一般、4.不愿意、5.很不愿意幾檔。該問(wèn)題是對(duì)家庭邊際消費(fèi)傾向的粗略考察，據(jù)此設(shè)置兩個(gè)虛擬變量分別為X1和X2。X1表示有較強(qiáng)的消費(fèi)意愿，當(dāng)戶主對(duì)該問(wèn)題的回答為1或者2時(shí)對(duì)X1賦值為1，該問(wèn)題的回答為3、4或者5時(shí)將X1賦值為0。X2表示消費(fèi)意愿較弱，當(dāng)戶主回答1、2或者3時(shí)將虛擬變量X2賦值為0，當(dāng)回答為4或者5時(shí)將虛擬變量X2賦值為1。

3.被解釋變量。主要考察金融市場(chǎng)上家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有狀況，被解釋變量的選取參考了尹志超等的研究[9]。根據(jù)中國(guó)家庭金融調(diào)查收集的信息，筆者定義的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)主要包括：股票、基金、公司債券、金融衍生品、金融理財(cái)品等；金融資產(chǎn)則包括：風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、現(xiàn)金、股票賬戶現(xiàn)金、政府債券、金融債券、黃金、非人民幣資產(chǎn)、活期存款和定期存款等。根據(jù)以上信息將被解釋變量分為兩個(gè)部分，具體設(shè)置如下：(1)家庭是否參與金融市場(chǎng)。在這里用“兩個(gè)參與”來(lái)作為家庭是否參與金融市場(chǎng)的變量。第一個(gè)“參與”為家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，如果持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)則對(duì)被解釋變量取值為1，如果家庭不持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)則將被解釋變量的取值賦為0。第二個(gè)“參與”為是否參與股票市場(chǎng)，如果家庭有參與股票市場(chǎng)就將被解釋變量賦值為1，如果家庭沒(méi)有參與股票市場(chǎng)就將被解釋變量賦值為2。(2)家庭金融市場(chǎng)參與深度。同樣選取了兩個(gè)代理變量來(lái)衡量家庭金融市場(chǎng)參與的深度。肖作平等用民營(yíng)企業(yè)家金融投資活動(dòng)資產(chǎn)規(guī)模的自然對(duì)數(shù)來(lái)度量民營(yíng)企業(yè)家金融市場(chǎng)參與深度[1]。而在其他文獻(xiàn)中較多數(shù)的學(xué)者主要用“兩個(gè)占比”來(lái)作為家庭金融市場(chǎng)參與深度的代理變量：第一個(gè)是風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比，即風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重；第二個(gè)是股票資產(chǎn)占比，是股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重。因?yàn)椴煌彝ベY產(chǎn)狀況可能千差萬(wàn)別，絕對(duì)值的度量有失嚴(yán)謹(jǐn)，故采用了后一種更為合理的度量方法，即用風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重和股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重這兩個(gè)相對(duì)數(shù)，來(lái)度量居民家庭金融市場(chǎng)的參與深度。

通過(guò)為居民家庭金融市場(chǎng)參與幾率和居民家庭金融市場(chǎng)參與深度分別設(shè)置不同的兩個(gè)代理變量，以期能更全面地體現(xiàn)我國(guó)居民家庭金融市場(chǎng)的參與情況。

4.其他控制變量。樣本中還有很多變量雖然不是筆者要研究的對(duì)象，但是它們對(duì)家庭的金融市場(chǎng)參與狀況也有著不容忽視的顯著影響。參考以前學(xué)者的研究并選取了以下幾個(gè)控制變量：年齡、性別、健康狀況、婚姻狀況、受教育程度、家庭規(guī)模、工資收入、東西部地區(qū)、城鎮(zhèn)農(nóng)村等。多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)果表明，以上幾個(gè)變量都對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的幾率和深度有著不同程度的影響。

5.變量描述性統(tǒng)計(jì)。模型中主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1：

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

從表1可以看出，在家庭金融市場(chǎng)參與幾率方面，被調(diào)查家庭中持有股票的家庭僅占8.71%，持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的家庭也僅有10.65%，由此可以看出中國(guó)居民的家庭金融市場(chǎng)參與幾率較低。從家庭市場(chǎng)參與深度的代理變量的統(tǒng)計(jì)中可以看出，被調(diào)查家庭的股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比率均值僅為2.94%，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比率均值約4.78%，兩者數(shù)值都較小，股票市場(chǎng)存在很明顯的“有限參與”現(xiàn)象，這表明中國(guó)家庭金融市場(chǎng)總體參與深度較低。筆者主要關(guān)注自變量消費(fèi)意愿的描述性統(tǒng)計(jì)顯示，消費(fèi)意愿強(qiáng)的均值約為0.51，而消費(fèi)意愿弱的均值只有大約0.26，這表明在主觀上消費(fèi)者還是比較愿意進(jìn)行消費(fèi)的。

其他控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)說(shuō)明如下：樣本中戶主年齡均值為50.22，這表明大部分家庭都處于中年穩(wěn)定的一個(gè)時(shí)期；戶主的平均受教育年限為9.39，說(shuō)明受調(diào)查者的平均文化水平只有初中水平，受教育程度普遍偏低；在受訪的家庭中，東部地區(qū)家庭在樣本中占比約為46.17%，中部家庭在樣本中的占比約為31.26%，而西部家庭的占比相對(duì)最小約為22.57%；戶主健康狀況的均值為2.63，處于一個(gè)平均水平；家庭規(guī)模的均值為3.5，說(shuō)明大部分家庭的人口數(shù)都在3-4之間；家庭年工資總收入的平均值約為7 112.5元，標(biāo)準(zhǔn)差為18 498.1，最大值為212 000而最小值是0，差距比較大；在城鄉(xiāng)分布方面，城鎮(zhèn)家庭占樣本總量的比例約為60.92%，農(nóng)村樣本占樣本總量的39.08%，城鎮(zhèn)家庭占到了樣本家庭的大多數(shù)。

(二)模型設(shè)定

采用的是Probit和Tobit模型來(lái)估計(jì)消費(fèi)意愿對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與情況的影響。

首先，運(yùn)用Probit模型分析消費(fèi)意愿對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與幾率的影響，Probit模型為：

Y1=1(a1X1+a2X2+βZ+μ>0)

(1)

該模型采用極大似然估計(jì)法，其中Y1表示家庭是否參與金融市場(chǎng)，在具體的分析里有兩個(gè)指標(biāo)，即是否持有股票資產(chǎn)和是否持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，當(dāng)其值為1時(shí)表示家庭參與金融市場(chǎng)，為0時(shí)則家庭沒(méi)有參與金融市場(chǎng)；Z是以上9個(gè)控制變量——戶主年齡、戶主性別、健康狀況、婚姻狀況、戶主受教育程度、家庭規(guī)模、家庭年總工資收入、東西部地區(qū)、城鎮(zhèn)農(nóng)村等的簡(jiǎn)寫。其次，由于家庭金融市場(chǎng)參與深度的衡量變量風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比和股票資產(chǎn)占比是截?cái)嗟?，所以采?/p>

Tobit模型來(lái)分析消費(fèi)意愿對(duì)金融市場(chǎng)參與深度產(chǎn)生的影響。Tobit模型如下式所表示，為：

Y2=a1X1+a2X2+βZ+μ,Y2=max(0,y)

(2)

Y2作為因變量，表示家庭金融市場(chǎng)的參與深度，具體的兩個(gè)指標(biāo)表現(xiàn)為股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重。Z同樣也是以上9個(gè)控制變量戶主年齡、性別、健康狀況、婚姻狀況、受教育程度、家庭規(guī)模、家庭工資收入、東西部地區(qū)、城鎮(zhèn)農(nóng)村等的簡(jiǎn)寫。

三、實(shí)證分析

(一)消費(fèi)意愿與家庭是否參與金融市場(chǎng)的實(shí)證結(jié)果

根據(jù)前文中變量的設(shè)置，將是否持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、是否持有股票作為衡量是否參與家庭金融市場(chǎng)的代理變量，進(jìn)行Probit回歸，估計(jì)消費(fèi)意愿對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響。Probit回歸結(jié)果如表2：

表2 Probit回歸結(jié)果

由表2結(jié)果可知，在家庭金融市場(chǎng)參與幾率的第一個(gè)代理變量——家庭是否參與股票市場(chǎng)的回歸中，較強(qiáng)的消費(fèi)意愿對(duì)家庭股票市場(chǎng)參與的影響系數(shù)約為0.15，在10%的置信水平上顯著，顯示為較強(qiáng)的正向影響；而較弱的消費(fèi)意愿對(duì)家庭股票市場(chǎng)的影響為負(fù)，系數(shù)約為-0.36，在1%的置信水平上顯著，這表明弱的消費(fèi)意愿對(duì)家庭的金融市場(chǎng)參與有一個(gè)顯著的負(fù)向作用。而在家庭金融市場(chǎng)的另一個(gè)代理變量居民家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有的回歸結(jié)果中，可以看到較強(qiáng)的消費(fèi)意愿對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有的影響系數(shù)約為0.16，為正向影響，在10%的水平上顯著。較弱的消費(fèi)意愿對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有的影響系數(shù)約為-0.37，并在1%水平上顯著?？傮w而言，消費(fèi)意愿越高，則家庭更有可能參與金融市場(chǎng)活動(dòng)，即消費(fèi)意愿對(duì)居民家庭金融市場(chǎng)的參與幾率有著顯著的正向影響。

在表中，我們同時(shí)還可以看出其他控制變量對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與幾率的影響。戶主年齡和受教育年限對(duì)家庭股票市場(chǎng)的參與和家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的持有都有顯著的正向影響。年齡對(duì)家庭股票市場(chǎng)參與的系數(shù)約為0.09，并在1%的置信水平上顯著；年齡對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有的影響系數(shù)約為0.05，并在5%的置信水平上顯著。戶主受教育程度對(duì)家庭股票市場(chǎng)參與的影響系數(shù)約為0.06并且也在1%的置信水平上顯著，同時(shí)教育水平對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有的系數(shù)約為0.05，在1%的顯著水平上。

以上原因是因?yàn)閼糁髂挲g越大的家庭越傾向于參與金融市場(chǎng)。由于金融市場(chǎng)相關(guān)金融知識(shí)具有一定專業(yè)性，戶主年齡越大的家庭可能參與金融市場(chǎng)的年限越長(zhǎng)，從而積累更多的相關(guān)經(jīng)驗(yàn)和金融市場(chǎng)參與的專業(yè)性知識(shí)，更傾向于持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。教育程度越高的家庭越容易理解金融產(chǎn)品的特點(diǎn)和金融市場(chǎng)的交易規(guī)則，更愿意參與金融市場(chǎng)來(lái)對(duì)自己的資產(chǎn)進(jìn)行投資和管理，從而具有更高的股票市場(chǎng)參與幾率。工資收入對(duì)家庭股票持有的影響系數(shù)約為0.12并在1%的置信水平上顯著，工資收入對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有的影響系數(shù)約為0.08并在10%的置信水平上顯著，這兩個(gè)數(shù)據(jù)表明工資水平越高的家庭越有可能持有股票和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，因?yàn)楣べY收入越高家庭就有越多的可支配資金來(lái)從事金融市場(chǎng)活動(dòng)。城鎮(zhèn)居民比鄉(xiāng)村居民更有可能持有股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。從表中看出，城鎮(zhèn)居民家庭對(duì)股票的持有可能性比農(nóng)村居民多0.71，并在1%的水平上顯著，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有幾率的影響系數(shù)約為0.55，并同樣在1%的置信水平上顯著，這是因?yàn)槌擎?zhèn)居民相比于農(nóng)村居民金融可得性更高、參與金融市場(chǎng)更方便，城鎮(zhèn)的金融服務(wù)機(jī)構(gòu)數(shù)量多于農(nóng)村，從而使城鎮(zhèn)居民有更高的金融市場(chǎng)參與幾率。戶主的健康狀況對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與有正向的影響，越好的家庭可能會(huì)持有更高的股票和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，健康狀況對(duì)家庭股票市場(chǎng)參與和家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有的影響系數(shù)分別約為0.13和0.11，并且,都在1%的置信水平上顯著，原因是家庭成員身體狀況良好的家庭不必花費(fèi)較大的醫(yī)療支出，這種家庭有更多的財(cái)力和精力來(lái)進(jìn)行金融市場(chǎng)活動(dòng)，所以其金融市場(chǎng)參與幾率要相對(duì)大一些。

綜合以上內(nèi)容，較強(qiáng)的消費(fèi)意愿、戶主年齡、戶主教育水平、工資收入、城鎮(zhèn)家庭、健康狀況等對(duì)我國(guó)居民家庭金融市場(chǎng)的參與有顯著的正向影響,而在本回歸中，家庭規(guī)模、東西部地區(qū)差異、婚姻狀況和性別對(duì)居民家庭的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有和股票市場(chǎng)參與并沒(méi)有十分顯著的影響。

(二)消費(fèi)意愿與家庭金融市場(chǎng)參與深度的實(shí)證結(jié)果

接下來(lái)用家庭股票持有占家庭金融資產(chǎn)的比例和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有占家庭金融資產(chǎn)的比例作為衡量家庭金融市場(chǎng)參與深度的變量，關(guān)注自變量仍為消費(fèi)意愿，Tobit回歸結(jié)果如表3。由表3中的結(jié)果可知，較強(qiáng)的消費(fèi)意愿對(duì)家庭股票資產(chǎn)占比的影響系數(shù)約為0.08，是正向的影響，在10%的置信水平上顯著,而較低的消費(fèi)意愿對(duì)家庭股票資產(chǎn)占比的影響在5%水平上顯著為負(fù)，系數(shù)為-0.14。同時(shí)較高的消費(fèi)意愿對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與深度的另一個(gè)代理變量——家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的影響系數(shù)約為0.07，為正向影響，并在10%的置信水平上顯著,而較低的消費(fèi)意愿對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的影響在1%水平上顯著為負(fù)，系數(shù)約為-0.20。以上結(jié)果均說(shuō)明，消費(fèi)意愿對(duì)家庭的金融市場(chǎng)參與的深度也有著顯著的正向影響，消費(fèi)意愿越強(qiáng)的家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和股票占金融資產(chǎn)的比例越高。

表3 Tobit回歸結(jié)果

此外，模型中其他控制變量對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與深度也有一定的影響。年齡和受教育年限對(duì)家庭股票資產(chǎn)持有和家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有占家庭金融資產(chǎn)的比重有顯著的正向影響：從表3中可以看出，戶主年齡對(duì)家庭股票資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)比例的影響系數(shù)約為0.05，表現(xiàn)為明顯的正向影響，并且在1%的置信水平上顯著；戶主年齡對(duì)家庭股票資產(chǎn)占比的影響系數(shù)約為0.03，為正向影響，并在5%的置信水平上顯著。教育水平對(duì)家庭股票資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)比例的影響系數(shù)約為0.02，為正向影響，并在1%的置信水平上顯著；教育水平對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的影響系數(shù)約為0.02，為正向影響，并在1%的置信水平上顯著。這是因?yàn)閼糁髂挲g越大、受教育水平越高的家庭，有更多的時(shí)間和機(jī)會(huì)接觸并學(xué)習(xí)金融市場(chǎng)相關(guān)知識(shí)，從而越傾向于將金融資產(chǎn)更多地配置為風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。城鎮(zhèn)居民比農(nóng)村居民更有可能持有更多的股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。城鎮(zhèn)居民對(duì)家庭股票資產(chǎn)占比的影響系數(shù)約為0.33，為正向影響，并在10%的置信水平上顯著；城鎮(zhèn)居民對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比例的影響系數(shù)約為0.27，為正向影響，并在1%的置信水平上顯著。健康狀況越好的家庭有更多的股票持有占比和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有占比，戶主健康狀況好的家庭在家庭股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比例上比健康狀況差的高大約0.08，并在1%的置信水平上顯著；戶主健康狀況對(duì)家庭股票資產(chǎn)占比的影響系數(shù)約為0.06，為正向影響，并在5%的置信水平上顯著。而家庭規(guī)模、工資收入、東西部地區(qū)差異、婚姻狀況和性別對(duì)家庭的股票資產(chǎn)占比和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有占比并沒(méi)有十分顯著的影響。

四、結(jié) 語(yǔ)

經(jīng)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)意愿對(duì)家庭金融市場(chǎng)的參與幾率和家庭金融市場(chǎng)的參與深度都有著顯著的正向影響。當(dāng)資產(chǎn)水平上升時(shí)，愿意花更多錢進(jìn)行消費(fèi)的家庭即具有較高消費(fèi)意愿的家庭更可能會(huì)為了提高未來(lái)的家庭資產(chǎn)水平而將家庭當(dāng)期資產(chǎn)投資于股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，而且其投資占金融資產(chǎn)的比率會(huì)高于消費(fèi)意愿弱的家庭。究其原因，主要是具有較高消費(fèi)意愿的家庭對(duì)金錢的渴望更強(qiáng)烈，更不滿足于家庭現(xiàn)有的財(cái)富水平，于是他們就會(huì)積極地將家庭既有的資產(chǎn)更多地投資于金融市場(chǎng)，以期望能得到更多的資金回報(bào)，這樣才能通過(guò)達(dá)到一個(gè)較高的收入水平來(lái)滿足家庭的較高消費(fèi)意愿。實(shí)證結(jié)果也顯示，家庭金融市場(chǎng)參與同時(shí)受到年齡、教育、工資收入、農(nóng)村城鎮(zhèn)、健康狀況等因素的影響。筆者研究的啟示意義在于為提高家庭金融市場(chǎng)的參與度和促進(jìn)我國(guó)金融市場(chǎng)的發(fā)展提供了一個(gè)新的思路，通過(guò)實(shí)證分析證明借助刺激家庭的消費(fèi)愿望來(lái)推動(dòng)家庭金融市場(chǎng)參與的做法是可行的。消費(fèi)意愿的提高和增強(qiáng)受到各種不確定性消費(fèi)預(yù)期、消費(fèi)文化觀念、前期消費(fèi)習(xí)慣等因素的影響[10]，政府應(yīng)倡導(dǎo)新的消費(fèi)文化觀念，加大社會(huì)保障覆蓋力度以降低消費(fèi)者未來(lái)投資的不確定性，通過(guò)增強(qiáng)消費(fèi)意愿來(lái)提高家庭的金融市場(chǎng)參與，從而促進(jìn)金融市場(chǎng)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。

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