(西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 陜西 楊凌 712100)

一、引言

根據(jù)現(xiàn)代投資組合理論，理性人為實(shí)現(xiàn)最優(yōu)家庭資產(chǎn)組合配置，會(huì)將財(cái)富按一定比例投資于各類風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，以提高家庭收入水平，最終達(dá)到其家庭財(cái)富目標(biāo)。目前我國正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型階段，家庭資產(chǎn)的合理配置有助于財(cái)富積累和金融福祉的提升，促進(jìn)消費(fèi)持續(xù)穩(wěn)定的增長，最終促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)性發(fā)展?，F(xiàn)實(shí)中我國不同家庭的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置呈現(xiàn)明顯的異質(zhì)性和不充分的多樣性。中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，2012年中國家庭平均資產(chǎn)為121.69萬元，其中，金融資產(chǎn)僅為6.37萬元，占比5.23%，而金融資產(chǎn)中銀行存款比重最高，達(dá)57.75%(甘犁等，2012)?！爸袊擎?zhèn)居民經(jīng)濟(jì)狀況與心態(tài)調(diào)查”數(shù)據(jù)顯示，在我國最富有的前20%家庭的財(cái)富分散化指數(shù)是0.352，而最后20%家庭的財(cái)富分散化指數(shù)僅為0.165(吳衛(wèi)星等，2016)。上述分析均表明目前我國較多家庭的資產(chǎn)投資組合配置缺乏多樣性。現(xiàn)代金融市場創(chuàng)新程度和自由程度提高對家庭金融決策者能力提出更高的要求，精通市場運(yùn)作的金融市場參與者會(huì)通過金融市場掠奪不精通市場運(yùn)作的參與者的財(cái)富(Campbell,2006)，由此可見金融素養(yǎng)水平對家庭金融資產(chǎn)的配置狀況具有關(guān)鍵意義。當(dāng)前由于城鄉(xiāng)收入、文化水平和經(jīng)濟(jì)金融環(huán)境的不同，導(dǎo)致金融素養(yǎng)水平的差異，最終形成農(nóng)村居民家庭金融資產(chǎn)配置更趨向單一，農(nóng)戶的資產(chǎn)難以形成有效的保值和增加(盧亞娟，2014)。為什么會(huì)得出不一致的結(jié)論呢？這意味著，在建立普惠金融體系的背景下研究農(nóng)戶家庭資產(chǎn)組合多樣性的因素具有重要意義。

國外學(xué)者對家庭金融資產(chǎn)投資的研究要早于我國。根據(jù)經(jīng)典的投資組合理論，居民家庭根據(jù)自身的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度，在市場組合和無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)之間配置家庭財(cái)富，他們的投資組合顯然都是合理多樣且有效的(Markowitz，1952;Samuelson，1969;Tobin，1958;Sharpe，1964)。然而現(xiàn)實(shí)與預(yù)期理論常產(chǎn)生較大偏差，其資產(chǎn)配置的多樣性遠(yuǎn)低于理論上的最優(yōu)值，一些學(xué)者通過研究解釋居民家庭資產(chǎn)組合多樣性水平偏低的原因：一是投資者需考慮交易費(fèi)用(Rowland,1999)、信息成本(Van Nieuwerburgh等,2009)等造成金融市場摩擦因素帶來的投資組合規(guī)模和數(shù)量的硬性約束；二是投資偏好理論認(rèn)為投資者對投資行業(yè)、類型的偏好(Golec等，1998;Barberis和Thaler，2008)，使其投資范圍縮小，從而缺乏多樣性；三是客觀環(huán)境條件差異和個(gè)體認(rèn)知獨(dú)特性造成的行為偏差，如信賴程度((Huberman,2001)、歸屬感(Cohen,2009)無形中引導(dǎo)投資者在特定領(lǐng)域做出滿足自身效用的投資決策。同時(shí)，在探究影響家庭金融市場投資參與的不同因素上，Grinblatt et al.(2011)認(rèn)為家庭的IQ水平和股票投資傾向呈正相關(guān)關(guān)系。Hung et al.(2009)認(rèn)為金融素養(yǎng)水平集中反映了個(gè)體對基本經(jīng)濟(jì)知識(shí)的掌握程度，以及應(yīng)用相關(guān)知識(shí)和技能來有效配置金融資源、實(shí)現(xiàn)自身金融福祉和終生財(cái)務(wù)保障的能力。豐富的金融知識(shí)有助于減少個(gè)體在做出經(jīng)濟(jì)決策時(shí)的信息搜尋和處理成本從而提升個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)偏好水平(Dohmen et al.2010)，因而在影響家庭資產(chǎn)配置的因素中發(fā)揮關(guān)鍵作用(Abreu and Mendes，2010；Lusardi，2014)。國內(nèi)學(xué)者結(jié)合國外學(xué)者研究成果及國內(nèi)城鄉(xiāng)金融市場發(fā)展現(xiàn)狀,對家庭資產(chǎn)配置展開了本土化研究，并闡述論證了各種影響家庭資產(chǎn)配置的潛在因素。李濤和張文韜(2015)認(rèn)為價(jià)值觀是影響居民家庭股票參與的重要因素。王聰?shù)?2017)研究發(fā)現(xiàn)年齡結(jié)構(gòu)會(huì)對居民家庭財(cái)富分配產(chǎn)生影響，并在不同空間區(qū)域內(nèi)產(chǎn)生差異。吳衛(wèi)星等(2018)研究發(fā)現(xiàn)戶主年齡、理財(cái)計(jì)劃和家庭財(cái)富與居民家庭資產(chǎn)組合有效性存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。柴時(shí)軍(2017)認(rèn)為社會(huì)資本會(huì)顯著正向地影響居民家庭資產(chǎn)組合的夏普比率，且社會(huì)資本對農(nóng)村和中西部地區(qū)家庭資產(chǎn)組合夏普比率的影響更大。同時(shí)，部分學(xué)者開始關(guān)注人力資本如金融素養(yǎng)對于家庭金融決策的影響。唐海維(2017)指出，缺乏金融素養(yǎng)的農(nóng)村居民難免受到認(rèn)知偏差帶來的影響而使其行為表現(xiàn)出有限理性?；诔青l(xiāng)對比視角，中國人民銀行金融消費(fèi)權(quán)益保護(hù)局(2015)基于全國9個(gè)省份5400個(gè)消費(fèi)者的調(diào)查表明，中國居民的金融知識(shí)水平普遍偏低，且農(nóng)村居民金融知識(shí)水平明顯低于城鎮(zhèn)居民。由此表明金融知識(shí)水平低在一定程度上抑制了農(nóng)民有效的投融資需求，制約了其家庭資產(chǎn)的合理配置，進(jìn)而從整體上阻礙了農(nóng)民家庭理性經(jīng)濟(jì)決策和福利水平的提升。故認(rèn)為金融素養(yǎng)才是影響農(nóng)村金融市場的核心因素，其建立在人力資本影響家庭金融的基礎(chǔ)上，有助于信息不對稱、交易成本過高等情況的緩解，為解釋農(nóng)村金融缺陷提供新的思路(甘犁等，2017)。

梳理文獻(xiàn)可知，相關(guān)文獻(xiàn)多集中于家庭金融資產(chǎn)參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的影響因素，部分研究基于金融知識(shí)水平的視角進(jìn)行探索，一定程度上缺乏對普惠金融發(fā)展背景下農(nóng)戶家庭影響居民資產(chǎn)配置行為的研究，且在關(guān)注農(nóng)戶認(rèn)知、家庭經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)等對配置行為影響的同時(shí)，對各因素的深層次原因有待進(jìn)一步深入探討。鑒于此，本文試圖從理論上闡釋金融素養(yǎng)作為核心自變量對農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)多樣性的影響機(jī)理，及兩重要指標(biāo)的測度方法，基于數(shù)量決策模型和質(zhì)量決策模型對樣本進(jìn)行分類比較，探討農(nóng)戶家庭金融素養(yǎng)水平對資產(chǎn)分散配置的差異化影響，為引導(dǎo)農(nóng)戶家庭積極利用農(nóng)業(yè)信貸、保險(xiǎn)、信用合作等金融手段參與投資市場、理財(cái)優(yōu)化提供參考。

二、數(shù)據(jù)與變量

(一)數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)來源于課題組2018年7月在陜西關(guān)中地區(qū)西部、南部和東部開展的主題為“家庭金融素養(yǎng)和資產(chǎn)配置”的農(nóng)村實(shí)地入戶調(diào)查。陜西作為西部地區(qū)農(nóng)業(yè)大省，境內(nèi)不同地理環(huán)境造就了各具特色的農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)，從而使得調(diào)研地區(qū)的家庭經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和生產(chǎn)結(jié)構(gòu)特征各不相同。金融素養(yǎng)雖然在其中呈現(xiàn)出區(qū)域差異，但均為家庭的資產(chǎn)配置和理財(cái)投資奠定了基礎(chǔ)。調(diào)研組先后走訪渭南市、西安市、咸陽市、楊陵區(qū)、寶雞市等下轄的多個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，兼顧區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平發(fā)展差異，在每個(gè)市隨機(jī)抽取2個(gè)縣，在每個(gè)縣隨機(jī)2個(gè)鎮(zhèn)，每個(gè)鎮(zhèn)隨機(jī)抽取2個(gè)行政村，每個(gè)村隨機(jī)選擇15～20個(gè)樣本農(nóng)戶進(jìn)行入戶調(diào)查，因此樣本代表性較好。本次調(diào)研共發(fā)放問卷380份，回收有效問卷359份，問卷有效率94%。

(二)變量介紹

1.因變量：資產(chǎn)組合多樣性指標(biāo)。基于投資組合理論，理性決策者構(gòu)建的投資組合應(yīng)該在有效前沿上。然而調(diào)研顯示很多居民并不持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，持有者中投資比重和策略存在較大差異。本文參照曾志耕(2015)的做法，分別構(gòu)造全部家庭金融資產(chǎn)種數(shù)和多樣性指數(shù)來衡量農(nóng)戶家庭分散化程度。調(diào)研問卷中家庭財(cái)富由固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)兩大類構(gòu)成，本文考慮的金融資產(chǎn)主要包括日常持有現(xiàn)金、銀行存款、借出款、股票、基金、債券、保險(xiǎn)、其他金融資產(chǎn)等8類。具體構(gòu)造如下：(1)持有資產(chǎn)種類數(shù)；(2)金融資產(chǎn)多樣性指數(shù)；計(jì)算方法如下

(1)

其中，N表示資產(chǎn)種類的數(shù)量，wi表示居民家庭各類資產(chǎn)在上述資產(chǎn)總額中的比重。多樣性指數(shù)的范圍在[0,1)之間，0表示居民家庭只持有一種資產(chǎn)，數(shù)值越大代表資產(chǎn)組合多樣性越好。

表1 因變量單因素分析

表1表述金融資產(chǎn)種數(shù)和多樣性指數(shù)的分布狀況，可以看出受訪家庭多是投資的金融資產(chǎn)種數(shù)多集中分布在2～4種之間。其中金融資產(chǎn)選擇上，多為現(xiàn)金、存款和保險(xiǎn)，僅2.22%的農(nóng)戶持有股票、基金和債券，相較之下，農(nóng)戶對于保險(xiǎn)的持有比例較高，所購買的保險(xiǎn)的種類也更為豐富，其中醫(yī)療、養(yǎng)老、教育類居多。從多樣性指數(shù)看農(nóng)村居民金融資產(chǎn)配置狀況，表2顯示該指數(shù)多集中在(0,0.5]的區(qū)間，高于0.5的部分僅占總數(shù)的20%，整體居于較低水平。其中，該指數(shù)低于0.2的樣本達(dá)到50%，又以低于0.1的居多。可以看出調(diào)研區(qū)域內(nèi)農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)配置狀況表現(xiàn)為：缺乏多樣性。

2.核心自變量：金融素養(yǎng)。金融素養(yǎng)的定義一直持續(xù)被國內(nèi)外學(xué)者在實(shí)踐研究中補(bǔ)充完善。其中，通俗接受并運(yùn)用的一種說法是作為一種重要的人力資本，人們利用其做出合理金融決策并最終實(shí)現(xiàn)家庭金融福祉最大化，具體表現(xiàn)為意識(shí)、知識(shí)、技術(shù)、態(tài)度和行為的有機(jī)結(jié)合。本文據(jù)此剖析，從主、客觀兩個(gè)維度，全面廣泛地度量農(nóng)戶金融素養(yǎng)水平。

主觀金融素養(yǎng)分別從股票、債券、基金、保險(xiǎn)、貸款五大領(lǐng)域出發(fā)，采用李克特5級(jí)量表形式，即對量表中每一題目均給出表示了解深淺程度等級(jí)的5種備選評語答案(得分1-5分別表示不了解-非常了解)，將量表中各題得分累加后即可得出主觀素養(yǎng)總分，它反映了受訪農(nóng)戶對該五大領(lǐng)域的綜合態(tài)度和能力，量表總分越高，說明受訪者的綜合主觀素養(yǎng)能力越突出。

表2 主觀金融素養(yǎng)統(tǒng)計(jì)

由表2可看出，86%家庭的主觀金融素養(yǎng)得分位于5～10分之間，僅1%家庭主觀得分位于20～25之間，隨著得分梯度不斷升高，家庭所屬比重呈現(xiàn)急劇減少趨勢。由此可得：關(guān)中農(nóng)戶家庭總體主觀金融素養(yǎng)水平偏低，且水平差異分布懸殊。

對于客觀金融素養(yǎng)的測評，涉及中國商業(yè)銀行管理制度、通貨膨脹、分散化投資、復(fù)利、收入規(guī)劃等多個(gè)方面，為能夠反映出受訪者對回答錯(cuò)誤與回答“不知道”或“算不出來”代表的金融知識(shí)水平差異(尹志超等，2014)，各題分值設(shè)置為：回答正確計(jì)2分，錯(cuò)誤計(jì)1分，不知道計(jì)0分。又考慮到客觀金融素養(yǎng)測評九個(gè)問題所考察角度可能存在重合部分，因此首先采用因子分析對其進(jìn)行降維處理，構(gòu)建能代表戶主客觀金融素養(yǎng)水平且互斥的指標(biāo)。

表3 客觀金融素養(yǎng)指標(biāo)提取及因子降維過程

從表3三因子旋轉(zhuǎn)載荷中可以看出，知識(shí)因子主要由“金融體系認(rèn)知”、“復(fù)利計(jì)算”、“通貨膨脹認(rèn)知”和“收入規(guī)劃意識(shí)”四個(gè)變量構(gòu)成，刻畫了家庭金融決策者對金融知識(shí)的掌握程度。應(yīng)用因子包括了“貸款選擇”、“責(zé)任意識(shí)”和“保險(xiǎn)認(rèn)知”三個(gè)變量，反映家庭金融決策者運(yùn)用金融知識(shí)的能力。風(fēng)控因子主要由“風(fēng)險(xiǎn)分散化認(rèn)知”和“養(yǎng)老認(rèn)知”兩個(gè)變量構(gòu)成，反映家庭金融決策者對風(fēng)險(xiǎn)防范以及養(yǎng)老保障意識(shí)。

表4 因子旋轉(zhuǎn)結(jié)果

表2中KMO值等于0.75，超過0.6(Kaiser，1974),表3中因子旋轉(zhuǎn)前后的特征值都超過1，符合Kaiser準(zhǔn)則。根據(jù)三因子旋轉(zhuǎn)矩陣的方差解釋比例0.47、0.29、0.24為權(quán)重，擬合出客觀金融素養(yǎng)指標(biāo)。

2.2.3控制變量：影響居民家庭金融行為的因素很多，參照以往研究居民家庭金融市場參與和資產(chǎn)配置的相關(guān)文獻(xiàn)，本文選取得控制變量包括戶主基本特征(包括：戶主性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、健康狀況)，家庭人口結(jié)構(gòu)(包括：家庭成員總?cè)藬?shù)、未成年人數(shù)、非本地工作人數(shù)、勞動(dòng)人口數(shù))，家庭收入結(jié)構(gòu)(包括：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入、非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營收入、工資性收入、財(cái)產(chǎn)凈收入、是否獲政府補(bǔ)貼)，家庭固定資產(chǎn)(包括：自住房/非自住房估值、農(nóng)機(jī)類/非農(nóng)機(jī)類生產(chǎn)性固定資產(chǎn)估值)和金融環(huán)境(包括：對銀行涉農(nóng)業(yè)務(wù)、信用評級(jí)的了解程度)。各變量的定義、賦值及描述性統(tǒng)計(jì)如表4所示。

表5 控制變量賦值及其描述性統(tǒng)計(jì)

從表5可以看出，受訪家庭平均持有的金融資產(chǎn)(除現(xiàn)金、存款外)接近1種，多樣性指數(shù)主要分布在0.3附近。主、客觀金融素養(yǎng)平均得分分別為9.76和8.92，其中客觀金融素養(yǎng)得分差異較大。受訪者中，已婚戶主居多，83%為男性，平均年齡為52.85歲，健康狀況良好，學(xué)歷初中，39%的家庭獲得過政府補(bǔ)貼。家庭中平均有4個(gè)成員，3個(gè)勞動(dòng)力成員，1個(gè)在外地工作，一戶中分別平均有1個(gè)未成年人和老年人。家庭平均持有自住房、非自住房、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)等總固定資產(chǎn)數(shù)額總和均值達(dá)24.85萬元;家庭包括(非)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入、工資收入財(cái)產(chǎn)凈收入在內(nèi)的年總收入均值達(dá)10.97元。在金融環(huán)境方面，大部分受訪戶主對金融業(yè)務(wù)和信用評級(jí)均不太了解，且認(rèn)知多停留在“聽說過，具體不知道也不想親自嘗試”的層次上。

三、回歸分析

(一)多重共線性檢驗(yàn)

由于本文設(shè)定的模型中變量個(gè)數(shù)較多，個(gè)別變量可能存在相關(guān)的共同趨勢，在討論回歸分析結(jié)果之前對變量間是否存在嚴(yán)重的多重共線性問題進(jìn)行檢驗(yàn)。

表6 方差膨脹因子

表6報(bào)告了利用方差膨脹因子檢驗(yàn)的結(jié)果，可看出：單個(gè)變量的方差膨脹因子最大達(dá)到3.29，最小為1.11，且都小于存在較嚴(yán)重多重共線性的一般經(jīng)驗(yàn)值。

(二)回歸結(jié)果

參照上文采用因子分析法度量農(nóng)村居民客觀金融素養(yǎng)水平，處理歸納后得到三個(gè)因子：fl1表示“知識(shí)因子”，fl2表示“應(yīng)用因子”，fl3表示“風(fēng)控因子”。參照因變量指標(biāo)分別構(gòu)建數(shù)量決策模型和質(zhì)量決策模型，即考察金融素養(yǎng)水平對金融資產(chǎn)種類和金融資產(chǎn)多樣性的影響。在數(shù)量決策模型中，基于經(jīng)典廣義最小二乘法，對有限資產(chǎn)種數(shù)采用有序Probit估計(jì)對OLS模型進(jìn)行修正。同時(shí)，參與風(fēng)險(xiǎn)市場可能是一種自我選擇行為，如果自我選擇行為的影響顯著，樣本的隨機(jī)性質(zhì)和均質(zhì)性質(zhì)都會(huì)受影響(吳衛(wèi)星，2018)，因而設(shè)置heckit模型進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。在質(zhì)量決策模型中，在OLS模型基礎(chǔ)之上，采用分位數(shù)回歸，分別在多樣性指數(shù)的1/4分位、1/2分位、3/4分位探究金融素養(yǎng)水平對家庭資產(chǎn)配置分散化水平的影響。

表7 回歸結(jié)果

注:*、**、***分別表示在10%，5%和1%水平上顯著，括號(hào)內(nèi)報(bào)告的是相應(yīng)t值，下文同。

首先，OLS模型(1)、(4)和heckit模型(2)分別在1%和5%的統(tǒng)計(jì)水平上通過F顯著性檢驗(yàn)，即模型整體線性關(guān)系成立。其次，Heckit模型檢驗(yàn)結(jié)果表現(xiàn)：逆米爾斯比率的系數(shù)不顯著，模型不存在自我選擇問題，且金融素養(yǎng)作為核心自變量并不存在強(qiáng)內(nèi)生性。一個(gè)家庭在金融領(lǐng)域的知識(shí)掌握和應(yīng)用行為在短期內(nèi)很難發(fā)生變化，這使得該變量相對外生；投資多樣性隨著金融素養(yǎng)的變化而改變，且滯后于金融素養(yǎng)水平的波動(dòng)，這不同于金融參與問題。

1.金融素養(yǎng)影響金融資產(chǎn)種類的回歸分析

從核心自變量來看，應(yīng)用因子、風(fēng)控因子和主觀金融素養(yǎng)均顯著正向影響金融資產(chǎn)種類數(shù)?？陀^金融素養(yǎng)的知識(shí)因子在三個(gè)模型中均不顯著，OLS模型(1)表示應(yīng)用因子和風(fēng)控因子分別在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著正向影響金融資產(chǎn)種類數(shù)，OLS模型(1)和有序Probit模型(3)共同表明主觀金融素養(yǎng)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著提高了家庭資產(chǎn)種類配置多樣性。這表明金融素養(yǎng)水平高的家庭能更好的基于自身經(jīng)濟(jì)狀況，權(quán)衡和量化風(fēng)險(xiǎn)和收益之間的關(guān)系，得到更充分的收益保障。

從控制變量的影響看，有序Probit模型顯示家庭勞動(dòng)力人口數(shù)在10%水平上對資產(chǎn)種類產(chǎn)生正向影響，勞動(dòng)人口與家庭財(cái)富來源和積累速度成正向變化，從而為資產(chǎn)配置奠定了必要的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。OLS模型顯示在外工作人口數(shù)會(huì)在10%的統(tǒng)計(jì)水平上正向影響資產(chǎn)種類，即在外工作成員越多，配置資產(chǎn)數(shù)目越多；固定資產(chǎn)在10%的置信水平上顯著，即家庭固定資產(chǎn)與其金融資產(chǎn)種類呈正相關(guān)，這可能是家庭財(cái)富的增長使足夠資金能夠投入到不同類型的資產(chǎn)中。OLS模型和有序Probit模型共同表明對金融機(jī)構(gòu)的涉農(nóng)業(yè)務(wù)了解程度在5%的水平上負(fù)向影響種類數(shù)。

2.金融素養(yǎng)影響金融資產(chǎn)多樣性指數(shù)的回歸分析。

對比OLS模型(4)和分位數(shù)回歸(5)結(jié)果，各核心變量在多樣性指數(shù)的不同分位點(diǎn)上影響程度不同，且顯著程度不同。OLS模型(4)顯示風(fēng)控因子和主觀金融素養(yǎng)分別在5%和10%的顯著性水平下正向影響多樣性指數(shù)，應(yīng)用因子在1%的顯著性水平下負(fù)向影響。而在分位數(shù)回歸(5)中，風(fēng)控因子僅在0.75分位上顯著，但貝塔值較大，應(yīng)用因子在金融資產(chǎn)配置多樣性處于中、高等水平的家庭中具有顯著負(fù)向作用，主觀金融素養(yǎng)僅在1/2分位處顯著。這表明金融資產(chǎn)配置多樣性的家庭受決策者自身的金融素養(yǎng)水平影響較小，而在中等金融資產(chǎn)配置多樣性的家庭中，決策者主觀的對于各類金融產(chǎn)品的認(rèn)知，對于農(nóng)戶分散投資起到促進(jìn)作用，而對于高金融資產(chǎn)配置多樣性的家庭而言，其是否購買某一類金融產(chǎn)品取決于決策者對于風(fēng)險(xiǎn)的評估和控制能力。

從控制變量來看，OLS模型(4)顯示家庭年總收入在5%的顯著性水平下負(fù)向影響家庭金融資產(chǎn)多樣性指數(shù)。究其原因，調(diào)研區(qū)域的農(nóng)戶其收入來源主要是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營，其特點(diǎn)就在于高投入、高風(fēng)險(xiǎn)和低收入，在全體樣本中收入較高的群體，多有較大規(guī)模的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)，其每年收入多需用于下一年的生產(chǎn)投入，為保證流動(dòng)資金充足，會(huì)將大量的資金留存，導(dǎo)致在計(jì)算多樣性指數(shù)時(shí)，其數(shù)值較小。政府補(bǔ)貼在5%水平上顯著正向影響多樣性指數(shù)，可能是由于農(nóng)戶在受到政府保障的同時(shí)，其對與資金留存的意愿減弱，并將多余的資金用于分散投資。分位數(shù)回歸顯示政府補(bǔ)貼在中、高等多樣性水平的家庭中以10%的置信水平顯著的發(fā)揮負(fù)向影響。實(shí)際生產(chǎn)生活要求投資者在充分考慮理論合理性的基礎(chǔ)上做出相匹配的主動(dòng)或被動(dòng)的調(diào)整，如家庭經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)越豐厚的家庭，從事的生產(chǎn)經(jīng)營渠道和規(guī)模通常越復(fù)雜，越是對各類資產(chǎn)分配方式和形式有特定需求，如需準(zhǔn)備大量的現(xiàn)金等流動(dòng)性較強(qiáng)的資產(chǎn)，從而越不易滿足家庭充分分散化投資的理論假設(shè)。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于模型使用了截面數(shù)據(jù)，可能存在不可觀測的因素會(huì)影響上述結(jié)果的穩(wěn)健性。因此，將戶主客觀金融素養(yǎng)測試得分進(jìn)行加總，代替因子分析法得出的三個(gè)因子進(jìn)行估計(jì)，并剔除了收入水平在前、后5%范圍內(nèi)的樣本，結(jié)果如表8所示。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

由表8可知，OLS和O-Probit模型表明主觀金融素養(yǎng)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著影響資產(chǎn)種類，OLS顯示客觀金融素養(yǎng)在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著影響資產(chǎn)多樣性指數(shù)，Heckit檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了金融素養(yǎng)作為核心自變量不存在極強(qiáng)內(nèi)生性的合理性，估計(jì)結(jié)果與前文相符，表明前文的結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論

本文利用陜西關(guān)中地區(qū)農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)，使用OLS、O-Probit和分位數(shù)回歸的方法實(shí)證檢驗(yàn)了金融素養(yǎng)水平對家庭金融資產(chǎn)多樣性的影響程度?？紤]到持有非剛性需求的資產(chǎn)可能是一種自我選擇問題以及可能存在的內(nèi)生性影響，本文采用Heckit模型進(jìn)行檢驗(yàn)，并采用因子分析和測試得分累加兩種方式構(gòu)造主觀金融素養(yǎng)指標(biāo)，分析其穩(wěn)健性。研究發(fā)現(xiàn)：戶主的金融素養(yǎng)水平總體偏低，家庭金融資產(chǎn)種類數(shù)和多樣性普遍偏低，且兩者高低水平均有較大差異。進(jìn)一步分析結(jié)果可看出，主、客觀金融素養(yǎng)是影響居民金融資產(chǎn)配置分散化程度的重要因素。其中客觀金融素養(yǎng)中的風(fēng)控因子有顯著的正向影響，知識(shí)因子表現(xiàn)均不顯著，應(yīng)用因子產(chǎn)生極顯著的負(fù)向影響。經(jīng)濟(jì)資金約束在一定程度上會(huì)抑制了金融素養(yǎng)對農(nóng)民分散化需求的正向影響，金融機(jī)構(gòu)的貸款、信用評級(jí)等各項(xiàng)業(yè)務(wù)的了解程度在其中發(fā)揮了顯著調(diào)節(jié)作用，而戶主健康、家庭人口特征指標(biāo)等對金融素養(yǎng)影響分散配置的調(diào)節(jié)作用不顯著。分位數(shù)回歸顯示，在綜合家庭人口、經(jīng)濟(jì)特征和金融環(huán)境的復(fù)雜性后，各不同維度的核心子指標(biāo)對于不同類別因變量的影響程度有所差異，不同分散化梯度的家庭群體變量的作用發(fā)揮潛力也不盡相同。具體來看，農(nóng)戶主觀金融素養(yǎng)在多樣性指數(shù)0.5分位上對其金融資產(chǎn)配置具有顯著的分散效應(yīng)，且敏感度最高?？陀^金融素養(yǎng)的知識(shí)因子在各梯度上均不顯著；應(yīng)用因子對中、高多樣性水平的農(nóng)戶有極其顯著負(fù)向影響，且影響程度隨多樣性指數(shù)的提高而增大；風(fēng)控因子對高多樣性水平農(nóng)戶存在極其顯著正向影響。

本文研究結(jié)果具有重要的政策含義。從社會(huì)的宏觀角度來看，一方面，針對關(guān)中農(nóng)戶家庭金融素養(yǎng)普遍缺乏的現(xiàn)象，鼓勵(lì)多渠道開展金融教育，借助日益普及的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，實(shí)施娛樂教育策略，充分利用網(wǎng)絡(luò)開展金融知識(shí)教育，使每一個(gè)體均等地享受低成本金融信息服務(wù)，持續(xù)更新家庭金融知識(shí)，實(shí)現(xiàn)金融普惠，提高整體居民的金融素養(yǎng)。另一方面，將金融知識(shí)教育和實(shí)務(wù)技能培訓(xùn)結(jié)合起來，真正促進(jìn)家庭對金融知識(shí)的消化吸收，縮小金融排斥邊界，延伸金融服務(wù)半徑。從家庭的微觀角度來看，在政府機(jī)構(gòu)沒有推行符合實(shí)際民情的惠民政策時(shí)，應(yīng)積極反映，努力實(shí)現(xiàn)政府和參與農(nóng)村家庭的雙方配合和對接，這在一定程度上也可以降低居民家庭理解金融市場相關(guān)信息的成本和提升信息理解的準(zhǔn)確程度，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。

通訊作者:杜君楠