周 洲,陳 曦

一、引 言

黨的十八大報告指出,增加農(nóng)民收入是共享發(fā)展成果、實現(xiàn)共同富裕的難點和關(guān)鍵所在,而增加農(nóng)民收入的核心在于增加其財產(chǎn)性收入。黨的十七大報告首次提出 “創(chuàng)造條件讓更多群眾擁有財產(chǎn)性收入”,黨的十八大和十九大均強調(diào)要 “多渠道增加居民財產(chǎn)性收入”。合理的金融資產(chǎn)配置對提高居民財產(chǎn)性收入有著重要意義,隨著中國居民收入水平的提高和金融行業(yè)的發(fā)展,居民的投資需求日益增長,中國家庭金融資產(chǎn)規(guī)模飛速擴張,家庭金融成為提高家庭財產(chǎn)性收入的重要渠道。

然而,中國城鄉(xiāng)之間的二元結(jié)構(gòu)不僅體現(xiàn)為收入、消費等方面的較大差距,城鄉(xiāng)金融發(fā)展也存在顯著差異。由于金融資源在城鄉(xiāng)間的分配失衡,農(nóng)村家庭在金融資產(chǎn)選擇過程中面臨著更嚴重的信息不對稱問題,難以接觸并享受到合適的金融產(chǎn)品與服務(wù),農(nóng)村地區(qū)存在較為突出的金融市場“有限參與”問題。相較城鎮(zhèn)家庭,農(nóng)村家庭更傾向于持有安全性較高的流動現(xiàn)金,風險性金融市場參與率和風險性金融資產(chǎn)的配置比例都較低。城鄉(xiāng)金融的割裂和過度差異導(dǎo)致馬太效應(yīng),使得農(nóng)村地區(qū)容易陷入資金外逃和金融發(fā)展落后的惡性循環(huán)[1]。在中國經(jīng)濟快速增長的大背景下,未參與到金融市場的農(nóng)村家庭可能會錯過分享經(jīng)濟增長果實的機會,不利于縮小城鄉(xiāng)收入差距,實現(xiàn)共同富裕[2],發(fā)展農(nóng)村金融是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的重要助力。因此,探究農(nóng)村家庭金融市場 “有限參與”之謎,提升農(nóng)村居民風險性金融市場參與率具有現(xiàn)實的戰(zhàn)略意義。

既有研究提供了影響農(nóng)村家庭風險性金融市場參與的多角度實證證據(jù),主要集中在三個層面。第一是個人層面,主要包括家庭戶主的年齡、性別、婚姻狀況、受教育水平、金融知識、風險態(tài)度等個人特征[3][4][5]；第二是家庭層面,主要包括家庭收入、家庭總資產(chǎn)、自有住房、家庭年齡結(jié)構(gòu)、互聯(lián)網(wǎng)使用等家庭特征[6][7][8]；第三是社會層面,主要包括家庭的社會互動、鄰里效應(yīng)、新型農(nóng)村養(yǎng)老保險、數(shù)字普惠金融發(fā)展等社會特征[9][10][11][12]。上述研究為如何促進農(nóng)村家庭的風險性金融市場參與、提高農(nóng)村居民財產(chǎn)性收入提供了豐富的理論基礎(chǔ),也為本文的變量選擇和模型設(shè)定提供了重要參考依據(jù),但鮮有研究關(guān)注非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村家庭風險性金融市場參與的影響。

在農(nóng)村居民金融市場 “有限參與”和就業(yè)非農(nóng)化的雙重背景下,探究非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村家庭風險性金融市場的影響,對探索如何縮小貧富差距、實現(xiàn)共同富裕具有重要現(xiàn)實意義。近年以來,少數(shù)學(xué)者初步探究了非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置的影響,例如,盧樹立[13]發(fā)現(xiàn)省外務(wù)工經(jīng)歷能夠提高農(nóng)村家庭參與風險性金融市場的可能性,但省外務(wù)工主要突出務(wù)工地點距離的擴大,而非農(nóng)就業(yè)的內(nèi)涵則更加寬泛,概念邊界的不同可能造成研究結(jié)論的差異；周雨晴和何廣文[14]雖然探討了非農(nóng)就業(yè)、金融素養(yǎng)和農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置三者之間的關(guān)系,但未全面分析非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置之間可能存在的其他作用機制。綜上所述,對于非農(nóng)就業(yè)如何影響農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置行為仍缺乏系統(tǒng)全面的經(jīng)驗證據(jù),這為本文留下了深入探討的空間。

本文利用CHFS2015年的全國性數(shù)據(jù),系統(tǒng)識別出非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村家庭風險性金融市場參與的正向影響,以及收入效應(yīng)、土地轉(zhuǎn)出效應(yīng)、社會網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)、互聯(lián)網(wǎng)效應(yīng)等作用機制。本文可能的邊際貢獻主要體現(xiàn)在:第一,從非農(nóng)就業(yè)的角度豐富了農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置領(lǐng)域的相關(guān)研究,為考察非農(nóng)就業(yè)的金融促進效應(yīng)提供了更全面的微觀證據(jù)。第二,將多種中介機制納入統(tǒng)一的分析框架,拓展了非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)村家庭風險性金融市場參與之間的多種作用機制,并采用鏈式中介分析方法厘清了機制之間的潛在聯(lián)系,使得中介渠道更清晰且更具說服力。第三,實證分析了 “土地轉(zhuǎn)出效應(yīng)”這一中介機制,完善了非農(nóng)就業(yè)影響農(nóng)村家庭風險性金融市場參與的作用機制,也拓展了土地流轉(zhuǎn)微觀經(jīng)濟后果的研究。

以下部分的結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分闡述了非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村家庭風險性金融市場參與的影響機理,并提出研究假設(shè)；第三部分為研究設(shè)計；第四部分進行了實證分析；第五部分為結(jié)論及啟示。

二、理論分析與研究假設(shè)

總體而言,本文預(yù)期非農(nóng)就業(yè)影響農(nóng)村家庭風險性金融市場參與主要是通過提高農(nóng)村居民配置風險性金融資產(chǎn)的能力和意愿兩條渠道。非農(nóng)就業(yè)能夠提高農(nóng)村家庭的收入水平、降低收入不確定性[15]、增加財富積累,從而緩解家庭的流動性約束和預(yù)防性儲蓄[16],使得農(nóng)村家庭在配置金融資產(chǎn)方面擁有更多的選擇和可能,提高農(nóng)村家庭參與風險性金融市場的能力。此外,相較務(wù)農(nóng)工作,非農(nóng)就業(yè)能增強農(nóng)村家庭和外界的交流,拓寬金融知識獲取和交流的渠道,改變傳統(tǒng)保守的消費和投資觀念[17],從而改變農(nóng)村家庭投資決策時的認知水平和風險態(tài)度,提振農(nóng)村家庭參與風險性金融市場的意愿和信心。由此提出假設(shè):

H1:非農(nóng)就業(yè)能夠促進農(nóng)村家庭參與風險性金融市場。

本文通過梳理和整合關(guān)于非農(nóng)就業(yè)的既有研究發(fā)現(xiàn),非農(nóng)就業(yè)可能通過 “收入效應(yīng)”“土地轉(zhuǎn)出效應(yīng)”“社會網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)”和 “互聯(lián)網(wǎng)效應(yīng)”對農(nóng)村居民參與風險性金融市場的能力和意愿產(chǎn)生間接影響 (如圖1所示)。

圖1 非農(nóng)就業(yè)影響農(nóng)村家庭風險性金融市場參與的作用機制

第一,收入效應(yīng)。非農(nóng)就業(yè)有利于提高農(nóng)村家庭的收入水平,從而促進農(nóng)村家庭參與風險性金融市場。非農(nóng)就業(yè)是農(nóng)民增收的有效途徑,非農(nóng)就業(yè)能夠豐富農(nóng)村家庭的收入來源,降低收入不確定性,有利于提高農(nóng)村家庭的收入水平和財富積累[18]。農(nóng)村家庭中有很多低收入家庭,其流動性資金較少,沒有閑余資金用于投資風險性金融資產(chǎn),而流動性約束 (Liquidity Constraills)使得農(nóng)村家庭在配置資產(chǎn)時的風險承受能力較弱,更傾向于安全的資產(chǎn)組合,進而降低了農(nóng)村家庭投資風險性金融資產(chǎn)的概率。收入的提高意味著農(nóng)村家庭可支配資金增多,面臨的流動性約束得到緩解,在傳統(tǒng)的儲蓄行為以外,農(nóng)村家庭在配置金融資產(chǎn)方面擁有更多的選擇和可能,更有能力參與風險性金融市場。此外,相較現(xiàn)金和活定期存款等無風險金融資產(chǎn),參與風險性金融市場具有更高的交易成本,而農(nóng)村家庭傾向于投資交易成本較低的資產(chǎn),交易成本會阻礙農(nóng)村家庭持有風險性金融資產(chǎn)[19],農(nóng)村家庭的收入越多,越有能力負擔進入風險性金融市場的固定成本,因此隨著收入水平提高,農(nóng)村家庭更有可能投資股票等風險性金融資產(chǎn),參與風險性金融市場[20]。由此提出假設(shè):

H2:非農(nóng)就業(yè)能夠通過提高收入水平推動農(nóng)村家庭參與風險性金融市場,即存在 “收入效應(yīng)”。

第二,土地轉(zhuǎn)出效應(yīng)。非農(nóng)就業(yè)能夠通過促進土地轉(zhuǎn)出,從而提高農(nóng)村家庭參與風險性金融市場的概率。土地對于傳統(tǒng)農(nóng)民而言具有經(jīng)濟價值,農(nóng)民依靠土地就業(yè)和取得收入,非農(nóng)就業(yè)意味著農(nóng)村居民的勞動不再固定在原有耕地上,隨著農(nóng)村居民就業(yè)非農(nóng)化和收入多元化的轉(zhuǎn)變,農(nóng)村家庭對土地的依賴程度降低,脫離農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、轉(zhuǎn)出土地的意愿增強[21]。Feng等[22]發(fā)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)出之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系,非農(nóng)就業(yè)會提高農(nóng)戶發(fā)生土地轉(zhuǎn)出的概率。土地轉(zhuǎn)出帶來了農(nóng)村居民生產(chǎn)生活空間的變化,客觀環(huán)境的變化可能會提高農(nóng)村家庭的金融可得性[23]。隨著土地的轉(zhuǎn)出,土地不再是農(nóng)村居民工作和生活的主要載體,農(nóng)村居民的社會接觸面更廣,與外界交流的增多也可能改變農(nóng)村居民傳統(tǒng)的理財觀念,有利于他們接觸到更多的金融知識和投資理念,從而促進農(nóng)村家庭對風險性金融市場的參與。由此提出假設(shè):

H3:非農(nóng)就業(yè)能夠通過促進土地轉(zhuǎn)出推動農(nóng)村家庭參與風險性金融市場,即存在土地轉(zhuǎn)出效應(yīng)。

第三,社會網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)。非農(nóng)就業(yè)能夠通過擴大社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模,從而促進農(nóng)村家庭參與風險性金融市場。中國農(nóng)村是一個典型的關(guān)系型社會,社會網(wǎng)絡(luò)影響著農(nóng)村社會生活的各個方面。農(nóng)民由務(wù)農(nóng)向非農(nóng)的職業(yè)轉(zhuǎn)變能增大農(nóng)村居民的工作半徑,拓寬社交范圍,幫助他們建立基于工作的業(yè)緣關(guān)系[24],因此從事非農(nóng)工作的農(nóng)民擁有更加廣泛的社會關(guān)系[25]。除此之外,相比分散的農(nóng)業(yè)生產(chǎn),非農(nóng)工作具有集體化工作性質(zhì),農(nóng)村居民人際交往的機會更多,有利于拓展農(nóng)村居民的社會網(wǎng)絡(luò)[26]。社會網(wǎng)絡(luò)的拓展能夠起到共享信息的作用,降低投資過程中的信息搜尋成本[27],有助于農(nóng)村居民接觸到更開放的資產(chǎn)配置觀念,從而促進其參與風險性金融市場。同時,社會網(wǎng)絡(luò)還具有分擔投資風險的功能,如果農(nóng)村居民的社會網(wǎng)絡(luò)比較廣泛,在金融決策中會預(yù)期一旦遭遇投資失敗能得到其他社會網(wǎng)絡(luò)成員的經(jīng)濟援助,這種預(yù)期能降低他們的風險規(guī)避程度,從而影響農(nóng)村家庭的風險性金融市場參與[28]。由此提出假設(shè):

H4:非農(nóng)就業(yè)能夠通過擴大社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模推動農(nóng)村家庭參與風險性金融市場,即存在社會網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)。

第四,互聯(lián)網(wǎng)效應(yīng)。非農(nóng)就業(yè)能夠通過提高互聯(lián)網(wǎng)使用,從而促進農(nóng)村家庭的風險性金融市場參與。一方面,出于工作、人際交往或信息獲取等需要,非農(nóng)就業(yè)會增加農(nóng)村家庭對互聯(lián)網(wǎng)的需求。另一方面,接入互聯(lián)網(wǎng)需要購置相應(yīng)設(shè)備以及支付上網(wǎng)費用,非農(nóng)就業(yè)能夠提高農(nóng)村居民的收入,家庭使用互聯(lián)網(wǎng)的概率也隨之增加。Bogan[29]發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)使用能夠促進農(nóng)村家庭配置風險性金融資產(chǎn)。首先,農(nóng)村居民可以通過互聯(lián)網(wǎng)接觸和收集更多投資信息和金融知識,互聯(lián)網(wǎng)的使用能減輕農(nóng)村家庭面臨的信息不對稱程度和市場摩擦[30],降低其進行金融資產(chǎn)配置的交易成本；其次,互聯(lián)網(wǎng)普及下的金融市場開辟了實體金融機構(gòu)以外的投資方式,能改變農(nóng)村家庭觸達金融的方式,使其不受地理范圍的局限,從而緩解了農(nóng)村家庭參與金融市場的客觀約束,提高了農(nóng)村家庭的金融可得性；最后,互聯(lián)網(wǎng)媒介能增強社會互動,有助于促進投資者之間的溝通交流以及信息傳遞,社會互動的增強也可能引發(fā)農(nóng)村家庭金融投資的 “同群效應(yīng)”,即個體家庭的投資行為和決策會受到其他家庭投資決策的影響,出現(xiàn)相互模仿和學(xué)習(xí)的現(xiàn)象,從而提高農(nóng)村家庭風險性金融市場參與的概率。由此提出假設(shè):

H5:非農(nóng)就業(yè)能夠通過提高互聯(lián)網(wǎng)使用推動農(nóng)村家庭參與風險性金融市場,即存在互聯(lián)網(wǎng)效應(yīng)。

第五,上述四種機制之間還可能存在相互影響。在眾多影響因素中,“收入水平”無疑是農(nóng)村家庭是否參與風險性金融市場的決定性因素之一,而大量既有研究表明,土地轉(zhuǎn)出提高了農(nóng)民財產(chǎn)性收入[31]；作為社會資本的重要表現(xiàn),社會網(wǎng)絡(luò)具有很強的經(jīng)濟效應(yīng)[32]；使用互聯(lián)網(wǎng)可以更好地工作、學(xué)習(xí)、社交,對收入提升具有顯著的促進作用[33],因此,土地轉(zhuǎn)出、社會網(wǎng)絡(luò)擴大以及使用互聯(lián)網(wǎng)都能夠提高農(nóng)村家庭的收入水平,緩解農(nóng)村家庭面臨的流動性約束,從而進一步強化 “收入效應(yīng)”對農(nóng)村家庭參與風險性金融市場的中介作用,即三者與收入水平之間存在著鏈式中介作用。由此提出假設(shè):

H6:非農(nóng)就業(yè)能通過促進土地轉(zhuǎn)出、擴大社會網(wǎng)絡(luò)和提高互聯(lián)網(wǎng)使用,提升家庭收入水平,進一步推動農(nóng)村家庭參與風險性金融市場,即存在鏈式中介作用。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文選取中國家庭金融調(diào)查 (CHFS)2015年數(shù)據(jù)。CHFS采用三階段、分層、與人口規(guī)模成比例 (PSS)的抽樣方法調(diào)查了不含港澳臺地區(qū)和新疆、西藏自治區(qū)以外的全國29個省 (自治區(qū)、直轄市)。調(diào)查內(nèi)容包括家庭成員的人口統(tǒng)計特征、家庭資產(chǎn)負債、保險與保障、支出與收入四個主要部分。2015年的調(diào)查樣本規(guī)?？傆?7 289戶家庭,具有較好的代表性,本文選取其中的農(nóng)村家庭樣本,并進行必要的數(shù)據(jù)篩選和處理。由于戶主對家庭金融資產(chǎn)配置更為熟悉甚至直接影響家庭金融決策,因此提取家庭戶主的個人特征信息作為研究對象。

(二)變量說明

1.被解釋變量。農(nóng)村家庭是否參與風險性金融市場是本文關(guān)心的被解釋變量,根據(jù)CHFS調(diào)查數(shù)據(jù),家庭金融資產(chǎn)可以分為無風險金融資產(chǎn)和風險性金融資產(chǎn)兩類,前者包括現(xiàn)金、活期存款和定期存款總和,后者包括股票、債券、基金、金融衍生品 (期貨、權(quán)證和其他金融衍生品)、金融理財產(chǎn)品 (銀行理財產(chǎn)品和其他理財產(chǎn)品)、非人民幣金融資產(chǎn)、黃金以及借出款的市值總和。若農(nóng)村家庭至少持有一種風險性金融資產(chǎn),則表示參與風險性金融市場,變量riskhold賦值為1,否則賦值為0。

2.解釋變量。本文關(guān)注的核心解釋變量為非農(nóng)就業(yè) (nofarm),若戶主以非農(nóng)工作為主業(yè),則定義為非農(nóng)就業(yè)家庭,解釋變量賦值為1,否則為務(wù)農(nóng)家庭,解釋變量賦值為0。除此之外,在穩(wěn)健性檢驗中采用家庭非農(nóng)就業(yè)成員人數(shù)占家庭總?cè)藬?shù)的比例作為替代性解釋變量。

3.中介變量。本文選取的中介變量有收入水平、社會網(wǎng)絡(luò)、互聯(lián)網(wǎng)使用和土地轉(zhuǎn)出。對CHFS數(shù)據(jù)中家庭總收入取對數(shù)得到收入變量income；參考魏昭等[34]的做法,社會網(wǎng)絡(luò)采用社會交往支出費用衡量,即節(jié)假日、紅白喜事人情支出與通信費之和,取對數(shù)得到變量social；若家庭耕地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)給他人或機構(gòu),則定義該家庭存在土地轉(zhuǎn)出,變量land賦值為1,否則賦值為0；由于問卷中缺乏直接詢問家庭互聯(lián)網(wǎng)使用情況的問題,因此參考郭士祺和梁平漢[35]的研究,若戶主手機是智能機或家中有電腦,則定義該家庭使用互聯(lián)網(wǎng),變量internet賦值1,否則賦值0。

4.控制變量。本文還控制了可能影響農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置的其他戶主及家庭特征變量:家庭總資產(chǎn) (asset)、家庭負債 (debt)、家庭自有住房 (house)、家庭規(guī)模 (familysize)、戶主年齡(age)、婚姻狀況 (marriage)、健康狀況 (health)、受教育水平 (education)、性別 (gender)、風險規(guī)避 (aversion)及金融素養(yǎng) (know),此外,由于地區(qū)的經(jīng)濟社會特征差異也會影響家庭金融決策,本文還控制了東、中、西部地區(qū)啞變量,具體變量說明如表1所示。

表1 變量定義

(三)描述性統(tǒng)計

為了更好地研究非農(nóng)就業(yè)對風險性金融市場參與的影響,根據(jù)是否非農(nóng)就業(yè)將樣本分為兩組,并對家庭特征及戶主特征變量進行比較,表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表2 描述性統(tǒng)計

從全樣本描述性統(tǒng)計結(jié)果來看,農(nóng)村家庭風險市場參與率均值為12.5%,由此可見,農(nóng)村家庭的風險性金融市場參與率還處于較低的水平,“有限參與”現(xiàn)象在農(nóng)村仍然廣泛存在。分組結(jié)果顯示非農(nóng)就業(yè)家庭的風險性金融市場參與率平均為20.28%,比務(wù)農(nóng)家庭高10.36個百分點。除此之外,非農(nóng)就業(yè)家庭的收入水平、社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模、土地轉(zhuǎn)出、金融素養(yǎng)、互聯(lián)網(wǎng)使用、總資產(chǎn)水平、受教育水平、健康狀況等家戶特征均值都高于務(wù)農(nóng)家庭,而在戶主年齡和風險規(guī)避程度方面低于務(wù)農(nóng)家庭。

(四)模型設(shè)定

Probit模型是假設(shè)事件發(fā)生概率服從累積正態(tài)分布函數(shù)的二分類因變量模型,假設(shè)每一個體都面臨兩者擇一的選擇,且其選擇依賴于可分辨的特征,旨在尋找描述個體的一組特征與該個體所做某一特定選擇的概率之間的關(guān)系。由于被解釋變量家庭風險性金融市場參與 (Riskhold)是一個二元虛擬變量,適合采用Probit估計方法,因此本文設(shè)定模型如下:

其中,I(·)是符號標示函數(shù),若括號內(nèi)表達式成立則取值為1,否則取值0。Riskholdi表示家庭i是否參與風險性金融市場的啞變量,nofarmi表示家庭i是否非農(nóng)就業(yè),controli表示家庭i家戶層面的一系列控制變量,εi表示隨機誤差項。

四、實證分析

(一)基準回歸

在基準回歸前對模型進行Collin VIF檢驗①受篇幅所限,多重共線性檢驗結(jié)果留存?zhèn)渌鳌?各變量的VIF值均小于2,平均VIF值為1.20,故模型不存在多重共線性問題。表3的列 (1)到列 (3)分別依次加入了家戶特征等控制變量以及東、中、西地區(qū)啞變量,Probit估計結(jié)果顯示,在控制了家庭、戶主及地區(qū)特征后,表3列 (3)中非農(nóng)就業(yè)的估計系數(shù)在5%的水平下顯著,說明非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村家庭的風險性金融市場參與有著正向影響。非農(nóng)就業(yè)能夠提高農(nóng)村家庭的收入水平、拓寬農(nóng)村家庭的信息渠道、提高農(nóng)村家庭的金融可得性,從而提升農(nóng)村家庭參與風險性金融市場的能力和意愿,促進農(nóng)村家庭參與風險性金融市場,驗證了前文提出的假設(shè)H1。

表3 非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村家庭風險性金融市場參與的影響

其他控制變量也基本符合預(yù)期。家庭特征方面,家庭總資產(chǎn)對農(nóng)村家庭風險性金融市場參與有著顯著的正向作用,而農(nóng)村家庭的負債和自有住房都對風險性金融市場參與存在顯著的負向作用,可能是因為自有住房作為固定資產(chǎn)與風險性金融資產(chǎn)存在著一定的替代性,會擠出一部分風險性金融資產(chǎn)。家庭的財富水平關(guān)系著農(nóng)村家庭可用于投資的流動性資金,因此若總資產(chǎn)越多、負債越少,農(nóng)村家庭參與風險性金融市場的概率越大。戶主特征方面,戶主年齡對農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置有著負向影響,可能是因為年齡越大的戶主,收入水平和金融知識水平都相對年輕戶主較低,同時家庭對風險性金融資產(chǎn)的接受度降低,因此配置風險性金融資產(chǎn)的可能性較低。戶主已婚和健康狀況良好的農(nóng)村家庭參與風險性金融市場的可能性較大,可能的解釋是相較單身戶主,已婚戶主能夠支配自己和配偶或其他家庭成員的總收入,從而減輕了家庭的收入不確定性,降低了金融投資時的風險感受,而戶主的健康狀況會影響家庭的預(yù)防性儲蓄。戶主風險規(guī)避程度越高,農(nóng)村家庭參與風險性金融市場的可能性降低。同時,戶主的受教育程度和金融知識水平都對風險性金融資產(chǎn)配置有著顯著的正向影響,戶主具備一定受教育水平或金融知識的農(nóng)村家庭更有可能理解金融市場的收益、風險等特征,從而有意愿參與風險性金融市場。

由于非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)村家庭的風險性金融市場參與之間可能存在共同的不可觀測因素從而導(dǎo)致內(nèi)生性問題,本文參考溫興祥[36]的做法,采用本地非農(nóng)就業(yè)網(wǎng)絡(luò)即市級層面的平均非農(nóng)就業(yè)率作為非農(nóng)就業(yè)的工具變量。一方面,根據(jù) “同群效應(yīng)”,農(nóng)戶在非農(nóng)就業(yè)的決策上可能會互相影響、互相模仿,本地良好的非農(nóng)就業(yè)網(wǎng)絡(luò)有利于農(nóng)戶獲得非農(nóng)就業(yè)信息和熟人的推薦幫助,從而提高了非農(nóng)就業(yè)的可能性,符合相關(guān)性假設(shè)；另一方面,家庭所在市的非農(nóng)就業(yè)率與單個家庭的風險性金融市場參與無直接關(guān)系,符合外生性假設(shè)。如表3列 (4)所示,IVProbit結(jié)果顯示,在采用工具變量緩解可能存在的內(nèi)生性問題后,非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村家庭風險性金融市場參與的影響依然在5%的水平下顯著為正,即非農(nóng)就業(yè)能夠促進農(nóng)村家庭參與風險性金融市場,與基準回歸結(jié)果一致,驗證了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.替換解釋變量。前文采用戶主是否以務(wù)農(nóng)為主業(yè)來定義是否非農(nóng)就業(yè)家庭,除了戶主的工作性質(zhì)以外,家庭非農(nóng)就業(yè)成員占比也能衡量家庭的非農(nóng)就業(yè)狀態(tài),本文采用非農(nóng)就業(yè)比例即家庭非農(nóng)就業(yè)成員人數(shù)占家庭總?cè)藬?shù)的比例作為非農(nóng)就業(yè)的替代解釋變量。表4列 (1)表明,在5%的顯著性水平下,非農(nóng)就業(yè)比例能夠顯著提高農(nóng)村家庭的風險性金融市場參與。

2.替換計量方法。上文采用Probit模型考察了非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村家庭的風險性金融市場參與,由于被解釋變量風險性金融市場參與是一個二值虛擬變量,因此本文還采用Logit模型進行穩(wěn)健性檢驗。表4列 (2)匯報了Logit回歸結(jié)果,結(jié)果表明在5%的顯著性水平下,非農(nóng)就業(yè)能顯著提高農(nóng)村家庭的風險性金融市場參與。

表4 穩(wěn)健性檢驗

3.傾向得分匹配法。為了進一步排除由其他可觀測特征的影響所帶來的偏差,本文還采用傾向得分匹配法進行檢驗。具體地,將非農(nóng)就業(yè)家庭作為處理組,將務(wù)農(nóng)家庭作為控制組,利用家庭總資產(chǎn)、家庭負債、戶主年齡、婚姻狀況及健康狀況等家戶特征作為協(xié)變量,并分別采用半徑匹配和核匹配兩種匹配方法。平衡性檢驗結(jié)果顯示①受篇幅所限,平衡性檢驗結(jié)果留存?zhèn)渌鳌?處理組和對照組根據(jù)協(xié)變量進行匹配后,兩組之間的可觀測差異顯著降低。表5匯報了非農(nóng)就業(yè)和務(wù)農(nóng)兩組風險性金融市場參與差異的傾向得分匹配分析結(jié)果,匹配后的平均處理效應(yīng) (ATT)在5%的水平下顯著為正,說明非農(nóng)就業(yè)能夠提高農(nóng)村家庭的風險性金融市場參與。

表5 傾向得分匹配法結(jié)果

(三)機制分析

本文接下來檢驗非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村家庭參與風險性金融市場的作用機制。前文假設(shè)已經(jīng)提出四種可能存在的機制,同時預(yù)期非農(nóng)就業(yè)能通過促進土地轉(zhuǎn)出、擴大社會網(wǎng)絡(luò)和提高互聯(lián)網(wǎng)使用,從而提高家庭收入,進一步推動農(nóng)村家庭的風險性金融市場參與,即其他三個中介變量與家庭收入之間相互影響,發(fā)揮著鏈式中介效應(yīng)。本文參考柳士順和凌文輇[37]的做法,使用鏈式中介效應(yīng)分析方法構(gòu)建如下結(jié)構(gòu)方程模型:

其中,Y為被解釋變量,X為解釋變量,M1和M2分別為鏈式中介中的兩個中介變量,M1代表家庭收入 (income),M2分別代表土地轉(zhuǎn)出 (land)、社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模 (social)和互聯(lián)網(wǎng)使用(internet)。根據(jù)溫忠麟和葉寶娟[38]的研究,采用逐步回歸法對鏈式中介效應(yīng)進行分析,依次檢驗上述各式中重要變量的系數(shù),先分別檢驗M1和M2的中介作用,再進一步檢驗M1和M2之間存在的鏈式中介作用。

表6匯報了中介機制的檢驗結(jié)果。整體而言,列 (1)與列 (5)中非農(nóng)就業(yè)的系數(shù)都為正,但列 (5)中系數(shù)不再顯著,說明非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)村家庭的風險性金融市場參與之間存在較強的中介效應(yīng)。列 (2)結(jié)果顯示,非農(nóng)就業(yè)能夠顯著提高農(nóng)村家庭的收入水平,列 (5)結(jié)果表明,家庭收入能夠顯著提高農(nóng)村家庭風險性金融市場參與的可能性,表明非農(nóng)就業(yè)可以通過提高家庭收入水平從而促進農(nóng)村家庭參與風險性金融市場,即存在收入效應(yīng),驗證了H2。

表6 鏈式中介機制

Panel A匯報了將收入和土地轉(zhuǎn)出作為中介變量的回歸結(jié)果。列 (3)結(jié)果表明,非農(nóng)就業(yè)能夠顯著提高農(nóng)村家庭土地轉(zhuǎn)出的可能性。列 (5)結(jié)果表明,土地轉(zhuǎn)出能夠顯著提高農(nóng)村家庭參與風險性金融市場的可能性。因此非農(nóng)就業(yè)能夠通過促進農(nóng)村家庭土地轉(zhuǎn)出從而影響家庭的風險性金融市場參與,即存在土地轉(zhuǎn)出的中介效應(yīng),驗證了H3。

Panel B匯報了將收入和社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模作為中介變量的回歸結(jié)果。列 (3)和列 (5)結(jié)果表明,在1%的顯著性水平下,非農(nóng)就業(yè)能夠顯著提高農(nóng)村家庭的社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模,且家庭社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模對農(nóng)村家庭風險性金融市場參與有正向的促進作用。非農(nóng)就業(yè)能夠通過提高家庭社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模從而促進農(nóng)村家庭參與風險性金融市場,即存在社會網(wǎng)絡(luò)效應(yīng),驗證了H4。

Panel C匯報了將收入和互聯(lián)網(wǎng)使用作為中介變量的回歸結(jié)果。列 (3)和列 (5)結(jié)果表明,在1%的顯著性水平下,非農(nóng)就業(yè)能夠提升農(nóng)村家庭的互聯(lián)網(wǎng)使用,互聯(lián)網(wǎng)使用能夠促進家庭參與風險性金融市場。由此可見,非農(nóng)就業(yè)能夠通過促進農(nóng)村家庭使用互聯(lián)網(wǎng)從而促進農(nóng)村家庭參與風險性金融市場,即存在互聯(lián)網(wǎng)中介效應(yīng),驗證了H5。

同時,Panel A、Panel B和Panel C中列 (4)的結(jié)果顯示,土地轉(zhuǎn)出、社會網(wǎng)絡(luò)和互聯(lián)網(wǎng)的系數(shù)均顯著為正,說明土地轉(zhuǎn)出、社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模的擴大和互聯(lián)網(wǎng)的使用都能夠提高家庭收入,非農(nóng)就業(yè)可以通過促進土地轉(zhuǎn)出、擴大社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模和提高互聯(lián)網(wǎng)使用,提高收入水平進而推動農(nóng)村家庭參與風險性金融市場,即土地轉(zhuǎn)出、社會網(wǎng)絡(luò)和互聯(lián)網(wǎng)使用這三個中介變量分別與家庭收入發(fā)揮了鏈式中介作用,驗證了H6。

(四)進一步分析

前文研究證實了非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村家庭風險性金融市場參與的促進作用,但農(nóng)村家庭風險性金融市場參與除了受到自身家戶特征的影響以外,還可能受到外在的金融市場和法治環(huán)境的影響,從而改變非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)村家庭風險性金融市場參與的關(guān)系。因此本文針對農(nóng)村家庭所處地區(qū)金融市場和法治環(huán)境發(fā)達程度的差異進行異質(zhì)性檢驗。此外,非農(nóng)就業(yè)農(nóng)村家庭對風險性金融市場參與程度的影響差異也值得進一步探究。

1.基于金融市場的異質(zhì)性分析。雖然非農(nóng)就業(yè)能提高農(nóng)村家庭配置風險性金融資產(chǎn)的意愿,但若金融市場處于欠發(fā)達狀態(tài),農(nóng)村家庭面臨的客觀參與限制仍然難以消除,無法觸達更多的金融產(chǎn)品和服務(wù),因此外在的金融市場發(fā)達程度會影響非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村家庭風險性金融資產(chǎn)配置的促進作用?？紤]到當前數(shù)字經(jīng)濟的時代特征,數(shù)字技術(shù)應(yīng)用于金融領(lǐng)域衍生出了數(shù)字普惠金融這一概念,成為普惠金融發(fā)展的主流,其共享、便捷、低成本、低門檻等優(yōu)勢能夠為農(nóng)村家庭創(chuàng)造更易參與的金融市場,因此本文采用各省數(shù)字普惠金融的發(fā)展程度衡量金融市場的發(fā)達程度,具體地,利用北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)構(gòu)造分組變量,按照2014、2015和2016年各省數(shù)字普惠金融總指數(shù)三年均值排序,依據(jù)處在排名前10與否劃分為高低兩組進行檢驗。表7列 (1)和列 (2)結(jié)果顯示,在金融市場發(fā)達程度較高的省份,非農(nóng)就業(yè)能顯著促進農(nóng)村家庭參與風險性金融市場,而在其他省份這種作用不再顯著。

2.基于法治環(huán)境的異質(zhì)性分析。法治環(huán)境的發(fā)達程度會影響非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村家庭風險性金融資產(chǎn)配置的促進作用。一方面,雖然非農(nóng)就業(yè)能夠提高農(nóng)民的收入,從而提高其配置風險性金融資產(chǎn)的能力,但農(nóng)民參與非農(nóng)就業(yè)很容易遭遇就業(yè)歧視,農(nóng)民工可能在就業(yè)準入、從事行業(yè)、勞動工資、工作環(huán)境和社會保障等方面遭遇歧視性對待[39]。在法治環(huán)境較發(fā)達的地區(qū),非農(nóng)就業(yè)農(nóng)民更能有效通過法律手段維護自己的合法權(quán)益,從而保障自己的合法收入,提高風險性金融資產(chǎn)配置能力。另一方面,參與風險性金融市場是兼具風險和收益的行為,不可避免地會發(fā)生利益糾紛,發(fā)達的法治環(huán)境也有助于減輕配置風險性金融資產(chǎn)時的交易摩擦,促進農(nóng)村家庭的風險投資。由于法律中介組織能提供專業(yè)的法律服務(wù),降低維權(quán)成本,提高維權(quán)效率,因此本文采用各省法律中介組織的發(fā)達程度作為法治環(huán)境的替代變量,利用 “各省律師人數(shù)/平減后的GDP”構(gòu)造法律中介組織發(fā)達程度的分組變量,根據(jù)2014、2015和2016年三年均值排名是否處在前10進行分組檢驗。表7的列 (3)和列 (4)結(jié)果顯示在法治環(huán)境發(fā)達程度較高的省份,非農(nóng)就業(yè)能夠顯著促進農(nóng)村家庭參與風險性金融市場,而在其他省份不具有這種顯著影響。

3.農(nóng)村家庭參與風險性金融市場的深度和廣度分析。本文采用兩種方式衡量農(nóng)村家庭參與風險性金融市場的程度:用家庭持有風險性金融資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)比例衡量參與深度 (riskrate),同時用家庭持有風險性金融資產(chǎn)種類衡量參與廣度 (risktype)。

由于家庭未持有風險性金融資產(chǎn)時觀測到的被解釋變量為0,風險性金融資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)比重即參與深度是處于 [0,1]的截斷數(shù)據(jù),因此本文換用Tobit左側(cè)截斷模型,具體設(shè)定如下:

其中,Riskratei是家庭i的風險市場參與深度,其余變量含義與式 (1)相同。當被解釋變量為家庭風險資產(chǎn)種類即參與廣度時,換用OLS模型進行估計。

表7的列 (5)和列 (6)匯報了非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村家庭風險性金融市場參與程度的影響,OLS估計結(jié)果顯示,在1%的顯著性水平下,非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村家庭持有的風險性金融資產(chǎn)種類即參與廣度有著顯著的正向影響；但Tobit結(jié)果顯示非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村家庭持有風險性金融資產(chǎn)比重即參與深度的影響不顯著為正。即非農(nóng)就業(yè)能夠顯著提高農(nóng)村家庭的風險性金融市場參與廣度,但對參與深度無顯著影響,可能是由于非農(nóng)就業(yè)提高了農(nóng)村家庭的收入水平,使農(nóng)村居民逐漸有能力配置金融資產(chǎn),但限于資金有限以及相關(guān)知識及經(jīng)驗的匱乏,出于分散風險的考慮,傾向于持有多種風險性金融資產(chǎn),說明中國農(nóng)村家庭參與金融市場仍處于初級階段,對金融資產(chǎn)的配置亟待由廣度向深度發(fā)展。

表7 進一步分析

五、結(jié)論及啟示

本文采用中國家庭金融調(diào)查 (CHFS)2015年數(shù)據(jù)探究了非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村家庭風險性金融市場參與的影響及其內(nèi)在機制,結(jié)果表明,非農(nóng)就業(yè)能夠顯著促進農(nóng)村家庭參與風險性金融市場,并且能夠提高農(nóng)村家庭參與風險性金融市場的廣度,但對參與深度的影響并不顯著。對潛在的作用機制進行檢驗后發(fā)現(xiàn),非農(nóng)就業(yè)能夠通過提高收入水平、促進土地轉(zhuǎn)出、擴大社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模以及增加互聯(lián)網(wǎng)使用影響農(nóng)村家庭的風險性金融市場參與,并且收入水平與其他三個中介變量之間存在著鏈式中介作用,即非農(nóng)就業(yè)可以通過影響土地轉(zhuǎn)出、社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模和互聯(lián)網(wǎng)使用來提高家庭收入水平,從而進一步影響農(nóng)村家庭的風險性金融市場參與。異質(zhì)性檢驗結(jié)果表明,非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村家庭風險性金融市場參與的正向影響在金融市場和法治環(huán)境較發(fā)達的地區(qū)更為明顯。

本文在當前農(nóng)村地區(qū)金融市場 “有限參與”的背景下具有一定的現(xiàn)實意義,啟示如下:

1.應(yīng)充分重視農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)村家庭參與風險性金融市場的積極作用。一方面,政府應(yīng)當采取更加積極的非農(nóng)就業(yè)促進政策,改善非農(nóng)就業(yè)的外部環(huán)境,完善農(nóng)村就業(yè)市場,增加農(nóng)村居民參與非農(nóng)就業(yè)的機會；另一方面,健全非農(nóng)就業(yè)中農(nóng)村勞動力合法權(quán)益的保障機制,營造公平穩(wěn)定的法治環(huán)境,降低非農(nóng)就業(yè)中收入的不確定性,增強 “收入效應(yīng)”從而提升農(nóng)村居民參與風險性金融市場的能力。

2.進一步完善和發(fā)展農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場。合理引導(dǎo)農(nóng)民進行土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn),建立合理的土地價格參考機制,顯化土地資源的資產(chǎn)價值,切實提高土地轉(zhuǎn)出戶的財產(chǎn)性收入,從而提高農(nóng)民參與風險性金融市場的能力。

3.加強農(nóng)村信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。持續(xù)提升農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率,基于互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展數(shù)字金融,借助信息化手段大力培育面向農(nóng)村的下沉金融市場,提高農(nóng)村地區(qū)金融可觸達性,推動數(shù)字普惠金融發(fā)展和創(chuàng)新,進一步促進農(nóng)村家庭參與風險性金融市場,享受資本市場發(fā)展帶來的紅利。

4.加強金融知識宣傳。利用電視、廣播、互聯(lián)網(wǎng)等多種媒介推動金融信息進村入戶,向農(nóng)戶普及金融知識,提升農(nóng)戶金融素養(yǎng)。加大正規(guī)金融產(chǎn)品和服務(wù)的宣傳力度,緩解農(nóng)村居民面對金融市場的信息不對稱程度。同時,應(yīng)重視農(nóng)村和諧社區(qū)建設(shè),加強農(nóng)村家庭的社會聯(lián)系,拓寬農(nóng)村家庭的社會網(wǎng)絡(luò),發(fā)揮農(nóng)村家庭社會網(wǎng)絡(luò)的風險分擔和信息交流功能,提高其風險性金融市場參與水平。