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摘 要 ：通过金融深化增加农村家庭参与金融市场的机会,让金融为广大农村家庭服务,改善其资源配置,解决农村金融抑制.本文将农村家庭金融资产分为安全型和风险型,以问卷调查获取的数据建立Logistic回归模型对东部地区与西部地区农村家庭参与金融市场的决定因素进行研究和比较.模型结果验证了财富效应假设、人力资本假设在东西部存在不同的影响结果,但资产回报率越高则农村家庭参与度越高在东西部的影响都非常显著,此外,家庭控制变量影响在东西部地区有不同的表现.
关 键 词 ：金融深化；农村家庭；金融市场；金融资产
文章编号：1003－4625(2009)04－0013－05 中图分类号：F830.6 文献标识码：A
一、引言
金融抑制在农村普遍存在,一个稳定有效的农村金融体系的缺失使金融抑制更为明显.利率管制、金融市场分割和行政干预等金融抑制问题严重阻碍了经济的协调发展和社会福利的改进(麦金农,1973；肖,1973).发展中国家农村信贷市场的效率非常低下,农户金融抑制的程度相当地严重(stiglitzand Weiss,1981,Carter,1988；Aniini Koehar,1997；Jeremy D.Fohz,2004).金融机构支农动力不足、金融机构投资的两极分化、农村资金外流与金融市场的准入限制等方面的金融抑制特征(吴敬琏,1997；谈儒勇,1998；何广文,2001)严重阻碍了农村经济发展与农民收入的提高,导致农村家庭大量的福利损失(李锐和朱喜,2007).金融深化是解决金融抑制的有效途径,农村金融是中国金融市场的一个组成部分,通过发挥金融的基础性支持作用,大力推进农村金融体制改革,发展农村金融市场,提高和改善农村家庭参与金融市场的机会,降低参与成本,让金融为广大农村家庭服务,2006年的诺贝尔和平奖授予孟加拉国经济学家尤努斯和他创办的乡村银行就是成功的例子.好的投资使人们受益,高生产率可以带来富裕,只有有效的金融体系才能将资金配置在好的投资机会上,为了实现这一目标,贫困国家必须终止金融抑制,促进金融深化(米什金,2007).
在解决金融抑制、促进金融深化的背景下,我国农村家庭的资产配置和参与金融市场的程度体现了金融深化给农村家庭带来的经济福利的提高.农村家庭参与金融市场的影响因素有哪些对于农村家庭,什么因素对其从事高风险投资的影响较为显著
影响农村家庭参与金融市场的因素不一而足.在经济人假设前提下,根据现代投资组合理论,人们会根据风险差异对资产进行配置,并且安全资产和风险资产配置的区别只在于投资者风险偏好上的差异.但是,实际上,有限参与问题始终是一个现实的悖论,无法得到满意的解释.针对美国居民的投资研究也证实了这一点,上世纪80年代末美国只有四分之一强的人参与股票市场和持有股票,到上世纪90年代末的时候,在美国最富有的10％的家庭中持有股票的比例也只有85％(Guo,20011121).根据2001年中国人民银行对50个大中城市家庭的金融资产结构的调查,中国家庭84.5％的流动资产投在银行储蓄账户上,7.7％投在股票,5.8％投在债券,1.7％投在各类保险上.已有的家庭金融文献研究集中在城市家庭主体,对农村家庭金融市场参与状况的研究相对缺乏.
二、数据来源与分析
(一)数据来源与问卷调查
本研究是由清华大学公共管理学院课题组开展与进行,在文献研究的基础上设计了问卷调查的初稿.正式问卷调查于2007年7月份(浙江金华)和2007年9月份(四川南充)进行.问卷调查采用分阶段和随即抽样的方法,第一步,对浙江金华和四川南充下辖的所有县(市、区)都进行调查；第二步,对每个县下辖的所有乡镇进行问卷调查；第三步对每个乡镇下辖的所有行政村进行调查；第四步对每个行政村根据人口数量和总问卷数量进行按比例分配问卷,问卷对象在农村家庭间随机发放.问卷填写的对象是农村家庭的户主(可以是男性也可以是女性),根据农村家庭实际,规定户主年龄在22岁到60岁之间.
怎样撰写金融市场本科论文
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在浙江省金华市所辖的10个县(市、区)共发放问卷1592份,由清华大学课题组、金华市卫生局联合开展,回收有效问卷1350份,有效回收率为85％,接受调查的男性户主为占57％,女性户主占41％.在四川南充市的9个县(市、区)共发放2000份,由清华大学课题组、南充市卫生局、南充市统计局联合开展,回收有效问卷1825份,其中男性户主比例为89％,女性户主比例为11％.
(二)描述统计与分析
第一,农村家庭特征.表一是对东西部农村家庭年龄、性别与家庭人口等特征的描述.
对于年龄,因为农村家庭的收入主要是根据家庭劳动力的状况来决定的,本次调查根据农村家庭的实际状况设计了户主年龄涵盖的范围从22岁到60岁,从问卷的统计情况看,金华市农村家庭户主年龄的均值为42岁,年龄的偏度和峰度都在合理范围内,说明样本具有代表意义.南充市农村家庭户主的年龄均值为48.11岁,比金华市要多出近6岁,但都在40－50岁之间.中年户主家庭在农村是创造财富和进行投资的主要家庭,不仅在收入上是创造财富的主体,而且在投资决策上也是主体.对于户主的性别特征,从两个地区的峰度值可以看出,东部地区农村家庭的户主男性略多于女性,而在西部地区农村家庭的户主绝大部分则是男性.家庭人口数量多少,一方面反映了家庭的支出负担大小,家庭人口多的家庭用于生活、教育方面的支出要比其他家庭要多,在收入差距不是很大的情况下,家庭负担就成为影响家庭进行资产配置和参与金融市场的因素之一,从两个地区的比较看,在家庭人口方面非常接近.
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第二,财富效应假设对农村家庭资产配置的影响.由于金融市场的深化、资产价格的上涨和国家诸多惠农政策的实施,农村家庭的财富与家庭收入增长幅度加大.财富与收入的增长直接带动资产需求的上升,家庭资产分为实物资产与金融资产,财富效应就会直接体现在实物资产组合与配置的变化上.家庭金融研究将房产投资作为重要财富,通过房产投资来实现财富增长,但是对农村家庭房产只是生活物品,极少作为投资对象,因此本文不是用财富存量而是用家庭年收入财富流量来测试财富效应.
第三,人力资本假设与农村家庭健康状况对资产配置、金融市场参与的影响.依据已有的人力资本理论,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,但唯有其中的健康存量,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.因此医疗服务投入一直被视为最重要的健康投资指标.随着农村经济的发展与收入提高,农村的收入差距和投资差异更加明显,在考虑农村家庭金融市场参与时,将农村家庭的医疗支出纳入到研究中来,更符合农村的实际.
由问卷统计结果在安全性很高、收益很低的银 行存款上,不同医疗支出的农村家庭持有比例相近,差别不明显,但是在股票这种高风险的资产上差别很大,随着医疗开支的增大,持有比例从9％降到1％.对于西部农村家庭的健康状况(用家庭医疗支出占家庭收入的比例来替代)在不同的医疗支出水平上,农村家庭的资产配置差异不大,在不同的医疗支出水平上,农村家庭安全型金融资产的配置比例都很高,均接近95％,但是对于风险型金融资产,西部农村家庭的配置比例都非常低,在1％－4％之间.
第四,金融深化与金融资产回报率.金融抑制的一个明显特征就是政府对存贷款利率的上限实行强制规定(麦金农,1973),因为利率的压制会限制金融业的发展,对资产的有效配置产生较高的成本.通过金融资产投资回报率从原来的单一化到多层次的转变可以反映出金融深化的过程与效果.金融深化的程度也决定了农村家庭在资产配置与金融市场参与上有了更多的机会与选择.
三、Logit回归模型与农村家庭参与金融市场的决定因素分析
(一)变量选择及确定
因变量的选择与界定.农村家庭的资产分为两大类,实物资产和金融资产,农村家庭金融市场参与情况通过其风险程度不同的金融资产配置来体现.对于金融资产来说,根据风险程度的差别,也可以分为两类,一类是银行存款,这类金融资产的收益性低但安全性高,另一类是风险高的金融资产,包括股票、基金和债券等,其中尤以股票投资为代表,这类投资风险程度高,但收益率高,因此这两类金融资产在风险性和收益性上有很大区别.对于金融市场参与的情况根据农村家庭购买金融资产来考察,只拥有安全性高、收益率低的银行存款取值为0,拥有风险大、收益率高的股票等金融资产取值为1,这样也把农村家庭参与金融市场的情况设计为二分类变量.
自变量的选择与界定.在参考和借鉴Campbell(2006)、李涛(2006)和吴卫星、齐天翔(2007)的研究基础上进行自变量选择.第一,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.本文用家庭收入来代替家庭财富,一个家庭的年收入更能代表家庭的经济状况与未来的预期收入.本文对农村家庭年收入进行了分组,根据东西部家庭收入的实际差别,将东部的农村家庭分为六个组(0－2万元,2－3万元,3－5万元,5－7万元,7－9万元,10万元以上),并进行了虚拟变量处理,为了验证财富假设将最低收入(即2万元以下)的家庭作为参照；将西部的农村家庭年收入分为四个组(0－1万元.1－2万元,2－3万元,4万元以上),做虚拟变量处理后将0－1万元收入家庭作为参照.第二,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,对农村家庭来说就是劳动力的健康状况,考虑到当前重大疾病对农村家庭带来的重负甚至因病致贫或返贫,用医疗支出占家庭收入比例表示人力资本状况,本文将医疗支出比例分为三个组,5％以下、6％－15％和16％以上,做了虚拟变量处理后将16％以上作为参照.第三,解决农村金融抑制,促进金融深化,推动农村金融市场发展是提高农村家庭参与金融市场分享金融深化带来的社会福利普遍提高的重要途径.农村家庭参与金融市场的数量与渠道可以反映金融深化的程度,同时金融深化最直接的体现就是金融产品定价的合理,金融资产回报率就可以反映金融产品的多样性和定价的合理性,因此本文用金融资产回报率来反映金融深化的水平.将金融回报率分组,收益率4％以下、5％－8％和9％以上,并做了虚拟化处理,忽略了收益率在4％以下的组别作为参照.
控制变量的处理与界定.除了主要考察财富效应假设、人力资本假设和金融深化的程度三个影响农村家庭资产配置与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.本文还将家庭户主的性别、家庭人口数量、家庭户主的受教育程度等因素作为控制变量进行研究.由于家庭金融研究中针对不同年龄投资者普遍存在的年龄效应,本文将户主年龄分成四个组(22－30岁,31－40岁,41－50岁,51－60岁)做了虚拟变量处理,将51－60岁的户主家庭作为参照.此外,性别做了0、1变量处理,男性为1,受教育程度和家庭人口是定序变量.
(二)模型结果
根据上面的变量选择和模型设计,可以建立农村家庭金融市场参与的LOGIT模型.模型一和模型二是东部农村家庭金融市场参与决定因素的模型结果,模型三和模型四是西部农村家庭金融市场参与的模型计算结果.统计软件使用SPSS13.0进行运算.
实证结果显示,对于东部地区农村家庭金融市场参与的决定因素方面,首先家庭收入方面除了在2－3万元的家庭的影响不显着之外,其他不同收入水平对农村家庭参与金融市场均有显著影响(且显著水平均为0.01),收入对参与金融市场的影响逐级提高,从发生比(odds)看,对于不同收入家庭(3－5万元,5－7万元,7－9万元,10万元以上),进行风险性金融资产投资的概率分别是只投资安全性金融资产的2.0、3.4、4.9和5.2倍.其次医疗支出方面,医疗费用占家庭支出比例在5％－15％区间时,家庭成员是否患病对家庭参与金融市场的影响显著(显著水平为0.05).再次,金融回报率的高低对于农村家庭参与金融市场的影响非常显著.最后,将控制变量纳入到分析中,主要自变量对于参与金融市场的影响的显著性同模型五一致,不同的是,针对年龄效应,在参与金融市场方面,不同年龄对投资影响都不显著,性别和家庭人口也不显著,但是户主的受教育程度对于家庭的金融投资决定影响显著.
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对于西部地区农村家庭参与金融市场的决定因素,首先在没有引入控制变量时,年收入在1－2万元和2－3万元的农村家庭积极参与风险性较高的金融市场,但是对于年收入在4万元以上的家庭对参与金融市场的影响却不显著.而在考虑到控制变量后只有年收入在2－3万元的家庭会积极参与风险性较高的金融市场投资活动.其次,无论考不考虑控制变量,家庭的健康状况即医疗支出比例对西部农村家庭参与高风险金融市场投资的影响均不显著.再次,从模型三、四的结果可知,金融深化程度越高,对农村家庭参与金融市场风险性较高的投资活动影响越为显著.最后,性别、年龄和家庭人口情况对其金融市
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四、结论与未来研究方向
农村家庭的投资行为研究尚待深入.当前我国正在大力推动农村金融改革来改善农村的金融环境,促进金融深化,提高金融发展给农村家庭带来的福利,因此对于农村家庭参与金融市场的决定因素进行实证研究极具现实意义.通过上面的描述与实证分析,对于东部地区与西部地区农村家庭金融市场参与的不同结果,结论如下：
第一,用家庭年收入来替代财富效应对农村家 庭投资决策的影响进行研究,结果验证了收入因素是导致金融抑制的一个重要方面,模型结果基本验证了金融市场参与的财富效应假设,但是在东西部的体现却存在差异.东部地区家庭年收入存在多层次现象,家庭投资活跃,而西部地区由于年收入普遍处于较低水平限制了其从事金融市场风险投资的能力,因此提高农民的收入水平特别是西部地区农村家庭的收入,缩小东西部经济发展水平和农村家庭收入上的差距是解决金融抑制的一个重要途径.从模型结果看,东部地区和西部地区农村家庭金融市场参与方面,东部地区存在明显的财富效应(随着收入的提高,参与金融市场的能力越强,这一点可以从回归系数的值越来越大得到验证,同收入在2万元以下的家庭相比,只有2－3万元的家庭影响不显著,其余组别
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