張樂柱 梁紅

摘要：文章基于2019年中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，使用因子分析法，從金融知識(shí)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、金融意識(shí)三個(gè)維度測(cè)算了農(nóng)戶的金融素養(yǎng)水平，并實(shí)證檢驗(yàn)了金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與行為及效率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：金融素養(yǎng)的提升能促進(jìn)農(nóng)戶參與金融市場(chǎng)，分維度回歸結(jié)果顯示，金融知識(shí)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、金融意識(shí)對(duì)農(nóng)戶參與金融市場(chǎng)均起到正向作用，其中金融知識(shí)的效用占比最大；已參與金融市場(chǎng)農(nóng)戶的金融素養(yǎng)水平的提升對(duì)金融市場(chǎng)參與程度及效率有顯著正向作用，但邊際效用較小；農(nóng)戶通過承擔(dān)更多風(fēng)險(xiǎn)獲取金融市場(chǎng)參與效率的效用大于金融知識(shí)提升的效用。因此，建議提升農(nóng)戶金融素養(yǎng)，進(jìn)而提高農(nóng)戶金融參與，增加家庭財(cái)產(chǎn)性收入水平。

關(guān)鍵詞：農(nóng)戶；金融素養(yǎng)；金融市場(chǎng)；效率

一、引言

隨著居民收入的提升和互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展，越來越多的家庭參與到金融市場(chǎng)中來。2022年《中國(guó)家庭財(cái)富調(diào)查報(bào)告》顯示，中國(guó)家庭對(duì)參與金融市場(chǎng)尤其是線上投資的意愿持續(xù)增加，家庭財(cái)富和收入不斷增加，且財(cái)富增速持續(xù)超過收入增速，金融投資價(jià)值對(duì)財(cái)富增加貢獻(xiàn)率達(dá)到了26.8%。由于城鄉(xiāng)金融發(fā)展的二元化，金融資源在城鄉(xiāng)間分配不均，與城鎮(zhèn)家庭相比，農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與率處于較低水平，即農(nóng)村地區(qū)存在顯著的金融市場(chǎng)“有限參與”問題[1-2]。不僅在一定程度上影響農(nóng)村家庭的財(cái)富積累，且容易導(dǎo)致馬太效應(yīng)，使得農(nóng)村地區(qū)資金外流，阻礙農(nóng)村金融產(chǎn)品創(chuàng)新，農(nóng)村金融市場(chǎng)發(fā)展滯緩又造成較低的農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與率，形成惡性循環(huán)[3-5]。因此，提高農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與率及效率，有利于提高農(nóng)戶財(cái)產(chǎn)性收入。

影響家庭參與金融市場(chǎng)的因素諸多，但金融素養(yǎng)在家庭金融決策中的重要作用顯而易見。由于金融素養(yǎng)水平的限制，大部分農(nóng)戶選擇將資金要素靜置在手中或選擇銀行儲(chǔ)蓄，難以實(shí)現(xiàn)收益最大化。目前較多研究表明，金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與以及家庭金融資產(chǎn)有效性有著顯著正向影響，但關(guān)注金融素養(yǎng)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與效率的研究較少[6-11]。面對(duì)復(fù)雜的現(xiàn)代金融產(chǎn)品，在選擇是否參與金融市場(chǎng)之前，農(nóng)戶需要利用金融知識(shí)對(duì)信息進(jìn)行搜集、篩選和判斷，了解不同金融產(chǎn)品的收益和風(fēng)險(xiǎn)，并能夠準(zhǔn)確識(shí)別自身可承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)，做出合理的投資決策，以提升家庭金融資產(chǎn)收益率。因此，農(nóng)戶是否參與金融市場(chǎng)、參與金融市場(chǎng)后能否增加收入與福利都受到金融信息關(guān)注度、金融知識(shí)和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度等方面的影響。若要證實(shí)金融素養(yǎng)的提高最終可以提高金融福利，則在研究金融素養(yǎng)影響農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與率的同時(shí)，需進(jìn)一步探究金融素養(yǎng)對(duì)金融市場(chǎng)參與效率的影響[12]。

本文將金融市場(chǎng)參與農(nóng)戶作為主體，從金融知識(shí)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度和金融意識(shí)三個(gè)維度衡量農(nóng)戶金融素養(yǎng)水平，實(shí)證研究金融素養(yǎng)是否影響農(nóng)戶參與金融市場(chǎng)的決策，并進(jìn)一步探討更高的金融素養(yǎng)能否有助于實(shí)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)與回報(bào)的最佳匹配，以期對(duì)提高農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與，通過金融市場(chǎng)分享經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果的機(jī)會(huì)，促進(jìn)普惠金融發(fā)展，助力鄉(xiāng)村振興。

二、文獻(xiàn)綜述

在家庭金融市場(chǎng)參與的多種影響因素方面，部分學(xué)者從家庭內(nèi)部視角，研究個(gè)人或家庭特征因素對(duì)金融市場(chǎng)參與、金融資產(chǎn)配置的影響，如年齡、性別、婚姻狀況、教育水平、金融知識(shí)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、家庭收入、家庭住房財(cái)富、家庭收入期望差距[6， 13-18]等。也有學(xué)者從家庭外部角度研究發(fā)現(xiàn)，稅收、文化制度、國(guó)家監(jiān)管、網(wǎng)絡(luò)建設(shè)、社會(huì)互動(dòng)等因素同樣影響家庭金融市場(chǎng)參與行為[19-24]。聚焦農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與影響因素的研究同樣包含了以上各類因素，并有研究結(jié)合農(nóng)村地區(qū)的異質(zhì)性，分析了非農(nóng)就業(yè)、勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)、數(shù)字普惠金融等對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)行為和金融資產(chǎn)配置的影響[10， 25-29]。以上研究為本文聚焦農(nóng)戶金融素養(yǎng)對(duì)金融市場(chǎng)參與的影響提供了參考借鑒。

關(guān)于金融素養(yǎng)和金融行為的研究表明：金融素養(yǎng)對(duì)居民金融行為有顯著影響。DOHMEN等[30]認(rèn)為較高的金融知識(shí)水平有利于家庭把握金融市場(chǎng)，了解金融產(chǎn)品的利潤(rùn)及風(fēng)險(xiǎn)，從而降低家庭在財(cái)務(wù)決策初期的準(zhǔn)備成本。尹志超等[6]認(rèn)為金融知識(shí)和風(fēng)險(xiǎn)愛好會(huì)推動(dòng)家庭參與金融市場(chǎng)，并提高股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置。金融素養(yǎng)水平的提高不僅會(huì)促進(jìn)家庭參與金融市場(chǎng)，配置風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，提高居民的股票市場(chǎng)參與程度[31]，還會(huì)顯著提升家庭資產(chǎn)組合的有效性[7]。LUSARDI等[32]認(rèn)為金融素養(yǎng)有助于個(gè)人獲取金融信息與理性決策，有助于家庭制定長(zhǎng)期理財(cái)規(guī)劃，且能加長(zhǎng)理財(cái)規(guī)劃的時(shí)間跨度[33]。金融素養(yǎng)高的家庭，其理財(cái)規(guī)劃中的資產(chǎn)配置更具分散性，多樣化的家庭資產(chǎn)組合能夠增強(qiáng)家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力[8]。金融素養(yǎng)水平的提高可以顯著提升居民制定理財(cái)規(guī)劃的概率，并在一定程度上提升了家庭的財(cái)富積累[9， 34]。秦海林等[35]研究發(fā)現(xiàn)，家庭資產(chǎn)組合中風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置比重隨金融素養(yǎng)水平的提升而提升，有助于實(shí)現(xiàn)家庭消費(fèi)效用最大化。

已有文獻(xiàn)聚焦農(nóng)村家庭金融素養(yǎng)和家庭金融行為的研究較少。劉營(yíng)軍等[36]利用江蘇省522個(gè)農(nóng)戶樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果表明，金融知識(shí)水平顯著影響農(nóng)戶銀行借貸行為、保險(xiǎn)行為、持有行為和對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融產(chǎn)品的使用，金融知識(shí)水平的提高可促進(jìn)農(nóng)戶有效參與金融市場(chǎng)。LIYI等[37]利用河南、安徽兩省的調(diào)查數(shù)據(jù)研究表明，主觀與客觀金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與均有顯著正向影響。周雨晴等[10]研究得出，非農(nóng)就業(yè)會(huì)顯著促進(jìn)農(nóng)戶參與金融市場(chǎng)，金融素養(yǎng)在其中起到14%左右的中介效應(yīng)，這是由于非農(nóng)就業(yè)作為重要的人力資本因素，會(huì)影響農(nóng)戶的思想觀念和知識(shí)信息，并且有可能更多地接觸或參加金融知識(shí)培訓(xùn)，提高金融素養(yǎng)，進(jìn)而影響農(nóng)戶的金融行為。

已有研究直接或間接驗(yàn)證了金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與的正向作用，本文認(rèn)為還可以從以下幾個(gè)方面進(jìn)行深入探討：第一，根據(jù)數(shù)據(jù)可得性擴(kuò)展衡量家庭金融素養(yǎng)的維度。從金融知識(shí)單一維度衡量居民金融素養(yǎng)水平存在局限性，考慮農(nóng)村地區(qū)數(shù)據(jù)可得性，本文擬從金融知識(shí)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度和金融意識(shí)三個(gè)維度衡量農(nóng)戶金融素養(yǎng)，消除使用單一維度帶來的偏差。金融知識(shí)仍是直接體現(xiàn)家庭金融素養(yǎng)的重要方面；風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度從側(cè)面反映家庭的金融自信和對(duì)金融市場(chǎng)的把握度；金融意識(shí)則是家庭金融素養(yǎng)可持續(xù)能力的重要體現(xiàn)。第二，重新驗(yàn)證農(nóng)戶金融素養(yǎng)對(duì)其金融市場(chǎng)參與率及金融市場(chǎng)參與程度的影響。將金融知識(shí)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、金融意識(shí)三維納入后，實(shí)證檢驗(yàn)金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶群體的金融市場(chǎng)參與率的影響以及金融素養(yǎng)的各個(gè)構(gòu)成因子的作用。第三，實(shí)證分析金融素養(yǎng)與參與金融市場(chǎng)農(nóng)戶的投資效益之間的關(guān)系。

三、理論分析與研究假說

傳統(tǒng)投資組合理論以期望效用最大化模型為基礎(chǔ)，假設(shè)決策者是完全理性的，但在現(xiàn)實(shí)情況下決策者是有限理性的，個(gè)體對(duì)信息收集和處理能力的有限性，使得部分群體掌握另一部分人無法掌握的信息，造成信息不對(duì)稱。金融市場(chǎng)活動(dòng)具有高信息密度特性，市場(chǎng)信息并不能充分流動(dòng)，一方面直接影響家庭參與金融市場(chǎng)的決策，另一方面導(dǎo)致投資成本增加，通過成本收益激勵(lì)機(jī)制間接影響家庭參與金融市場(chǎng)的決策[38]。家庭金融市場(chǎng)參與決策需要家庭決策者對(duì)外在信息進(jìn)行搜集、甄別和處理，并對(duì)自身信息進(jìn)行準(zhǔn)確分析，緩解信息不對(duì)稱進(jìn)而做出理性決策。

金融信息關(guān)注度一定程度上反映了決策者的信息搜集能力，金融信息關(guān)注度較高的家庭會(huì)發(fā)掘更多信息獲取渠道，增大獲取金融信息的“量”[39]。金融知識(shí)的掌握則在一定程度上反映了決策者的信息處理能力，一方面有助于決策者篩選處理已獲信息，對(duì)金融市場(chǎng)行情及金融產(chǎn)品特性做出自主判斷；另一方面有助于決策者利用家庭信息集做出理性分析，對(duì)家庭的財(cái)富狀況和風(fēng)險(xiǎn)承受能力等生成準(zhǔn)確定位，優(yōu)化占有信息的“質(zhì)”[40]。風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度側(cè)面反映決策者利用價(jià)值信息把握市場(chǎng)機(jī)會(huì)的能力。由于較高的金融知識(shí)水平在一定程度上抑制決策者的過度自信，使其風(fēng)險(xiǎn)偏好維持在合理范圍內(nèi)，理性范圍內(nèi)的風(fēng)險(xiǎn)偏好才能促進(jìn)家庭參與金融市場(chǎng)并提高金融市場(chǎng)參與的有效性[41]。因此，個(gè)體的金融知識(shí)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、金融意識(shí)三個(gè)維度具有相互傳遞、相互作用的動(dòng)態(tài)平衡效應(yīng)，可以綜合表現(xiàn)出決策者的金融素養(yǎng)水平。金融素養(yǎng)作為衡量金融信息搜集、處理和利用能力的重要指標(biāo)，從信息對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與行為的影響機(jī)制出發(fā)，提高金融素養(yǎng)水平是可以有效改善信息不對(duì)稱，降低家庭參與金融市場(chǎng)的信息成本，由此，家庭金融市場(chǎng)參與的廣度和深度得以延伸。

基于以上理論分析，本文提出以下研究假說：

假說H1：農(nóng)戶金融素養(yǎng)越高，其金融市場(chǎng)參與的可能性就越高；金融知識(shí)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、金融意識(shí)都在其中起到正向作用。

假說H2：已參與金融市場(chǎng)農(nóng)戶的金融素養(yǎng)越高，參與金融市場(chǎng)程度越深。

雖然在有限理性決策理論下，投資者不能掌握完全信息并始終在有效邊界上選擇最優(yōu)的投資組合，但提高金融素養(yǎng)水平可使投資組合相對(duì)有效，資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)越合理投資收益越高[12]。金融素養(yǎng)越高的家庭越傾向于將投資組合分散化，降低投資風(fēng)險(xiǎn)成本，提升金融市場(chǎng)參與效率[11]。既定風(fēng)險(xiǎn)下，投資者金融素養(yǎng)越高，越能把握投資機(jī)會(huì)以實(shí)現(xiàn)收益最大化。高金融素養(yǎng)與不保守的風(fēng)險(xiǎn)偏好加成才能對(duì)投資收益起到積極作用，對(duì)于“藝高”“膽大”類投資者的投資收益具有進(jìn)一步提升作用[42]。金融素養(yǎng)水平越高的家庭，參與金融市場(chǎng)的可能性越大，隨之積累更多投資理財(cái)經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)一步提升決策者優(yōu)化資產(chǎn)配置和把握市場(chǎng)時(shí)機(jī)的能力，從而提高家庭參與金融市場(chǎng)的效率[43]。

據(jù)此，本文提出以下研究假說：

假說H3：已參與金融市場(chǎng)農(nóng)戶的金融素養(yǎng)越高，參與金融市場(chǎng)效率越高。

四、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源

本文研究數(shù)據(jù)來源于西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心的2019年中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS），內(nèi)容涵蓋收入和消費(fèi)、人口特征和就業(yè)、家庭財(cái)富資產(chǎn)以及主觀態(tài)度等相關(guān)家庭經(jīng)濟(jì)和金融行為信息。2019年中國(guó)家庭金融調(diào)查樣本覆蓋全國(guó)29個(gè)?。▍^(qū)、市）、343個(gè)區(qū)縣和1 360個(gè)村（居）委會(huì)，最終獲得34 643戶家庭信息，數(shù)據(jù)具有全國(guó)及省級(jí)代表性。為保證實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性和可靠性，對(duì)數(shù)據(jù)缺失值作刪除處理；為避免極端值的影響，剔除了戶主年齡小于18歲或大于80歲的樣本，最終得到10 292個(gè)農(nóng)村家庭樣本。

（二）模型設(shè)定

由于農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與變量是二值離散變量，因此，本文采用Probit模型分析金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與的影響。Probit模型如下：

[Prob（FPi=1Xi）=Prob（αfli+βXi+εi>0Xi）] （1）

（1）式中，[FPi]為農(nóng)戶[i]金融市場(chǎng)參與啞變量，等于1表示農(nóng)戶參與金融市場(chǎng)，等于0表示農(nóng)戶沒有參與；[fli]為農(nóng)戶[i]的金融素養(yǎng)指數(shù)；[Xi]為控制變量；[εi]為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

由于農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與程度變量為大于等于0的百分比值，因此，采用Tobit模型分析金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與程度的影響。Tobit模型如下：

[fd*i=αfli+βXi+εi+FDi=（0，fd*i）] ? ? ? （2）

（2）式中，[FDi]為農(nóng)戶[i]的金融市場(chǎng)參與程度，即家庭[i]金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的百分比；[fd*i]表示家庭金融資產(chǎn)與家庭總資產(chǎn)比值在（0，1）之間的觀測(cè)值；[fli]、[Xi]和[εi]同（1）式保持一致。

由于農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與效率變量為二值離散變量，因此，采用Probit模型分析金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與效率的影響。Probit模型如下：

[Prob（FEi=1Xi）=Prob（αfli+βXi+εi>0Xi）] （3）

（3）式中，[FEi]為農(nóng)戶[i]的金融市場(chǎng)參與效率，等于1表示農(nóng)戶[i]的投資收益大于0，等于0表示農(nóng)戶[i]的投資收益等于0；[fli]、[Xi]和[εi]同（1）式保持一致。

（三）變量設(shè)定

1.被解釋變量

被解釋變量為農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與、農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與程度和農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與效率。家庭金融資產(chǎn)包括風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)；風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)包括正規(guī)金融市場(chǎng)的股票、基金、金融理財(cái)產(chǎn)品、金融債券、企業(yè)債券、金融衍生品、外匯、黃金及非正規(guī)借貸；無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)包括現(xiàn)金、活期存款、定期存款、政府債券等。農(nóng)戶擁有至少一項(xiàng)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)則視為參與金融市場(chǎng)，賦值為1；農(nóng)戶沒有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，賦值為0。

本文保留參與風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)的農(nóng)戶數(shù)據(jù)以測(cè)量農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與程度和效率。農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與程度使用家庭金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的百分比表示。由于擁有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的農(nóng)戶已做出投資行為，參考劉芳等[12]的研究，采用農(nóng)戶投資收益結(jié)果衡量農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與效率。由于投資總收益小于0的農(nóng)戶數(shù)據(jù)為零，因此，將投資總收益大于0，即投資盈利的農(nóng)戶賦值為1，投資總收益等于0，即投資損益持平的農(nóng)戶賦值為0，最后得到衡量農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與效率的虛擬變量。

2.解釋變量

核心解釋變量為農(nóng)戶金融素養(yǎng)。本文利用CHFS2019中關(guān)于金融知識(shí)、風(fēng)險(xiǎn)傾向和金融信息關(guān)注度等構(gòu)建農(nóng)戶金融素養(yǎng)指數(shù)。具體指標(biāo)、問題及賦值如表1所示。

首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)通過了巴特利特球形度檢驗(yàn)且KMO值等于0.661，說明采用因子分析法計(jì)算農(nóng)戶金融素養(yǎng)是可行的。對(duì)問題回答結(jié)果進(jìn)行賦值后采用因子分析法進(jìn)行公因子提取，本文提取出3個(gè)因子，分別解釋金融知識(shí)、風(fēng)險(xiǎn)偏好、金融意識(shí)三個(gè)維度，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為88.96%，各指標(biāo)丟失信息較少，最終得出的金融能力指數(shù)解釋力度較強(qiáng)。各因子方差貢獻(xiàn)率與累計(jì)方差貢獻(xiàn)率的比值作為各因子權(quán)重，將農(nóng)戶在各因子的得分情況乘以權(quán)重后得到金融素養(yǎng)指數(shù)。

3.控制變量

本文選取的控制變量包括戶主性別、年齡、婚姻狀況、黨員身份、教育水平和健康狀況等個(gè)人特征變量，以及家庭規(guī)模、家庭凈資產(chǎn)和家庭收入等家庭特征變量。變量定義及說明如表2所示，變量描述性統(tǒng)計(jì)如表3所示。

（四）內(nèi)生性問題及工具變量選擇

金融素養(yǎng)與農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與間可能存在內(nèi)生性問題。首先，可能存在雙向因果，即由于農(nóng)戶參與了金融市場(chǎng)，在投資和配置資產(chǎn)過程中獲得金融知識(shí)，改變了風(fēng)險(xiǎn)傾向，從而促進(jìn)農(nóng)戶金融素養(yǎng)的提升。其次，可能存在遺漏變量，存在一些影響農(nóng)戶金融素養(yǎng)的隱形因素。再者，也可能存在測(cè)量誤差。問卷調(diào)查過程中，受訪戶在回答主觀性問題時(shí)容易出現(xiàn)偏差，不一定能夠真實(shí)評(píng)估自身情況。

為此，本文借助工具變量法，選取“同村其他農(nóng)戶的金融素養(yǎng)均值”作為工具變量進(jìn)行兩階段回歸[44]。首先，同一村莊農(nóng)戶一般交往密切，其金融知識(shí)、信息和投資經(jīng)驗(yàn)等有可能相互交往獲得，受訪戶的金融素養(yǎng)與同村其他農(nóng)戶的金融素養(yǎng)均值具有相關(guān)性；其次，同村其他農(nóng)戶的金融素養(yǎng)不能對(duì)其是否參與金融市場(chǎng)產(chǎn)生直接影響，具備外生性。

五、實(shí)證結(jié)果

（一）金融素養(yǎng)與農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與

表4報(bào)告了金融素養(yǎng)與農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與的回歸結(jié)果。其中第（1）列是未加入控制變量的回歸結(jié)果，表明農(nóng)戶金融素養(yǎng)對(duì)金融市場(chǎng)參與有顯著正向影響。第（2）列是加入個(gè)人特征變量作為控制變量的回歸結(jié)果，顯示農(nóng)戶金融素養(yǎng)的邊際效應(yīng)雖有所下降，但農(nóng)戶金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與仍有顯著正向影響。第（3）列是加入個(gè)人特征變量和家庭特征變量作為控制變量的回歸結(jié)果，由此可以看出，在考慮了個(gè)體和家庭兩方面的影響后，金融素養(yǎng)對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與仍有顯著正向影響，金融素養(yǎng)的邊際效應(yīng)為0.074，在1%水平上顯著。

選取“同村其他農(nóng)戶的金融素養(yǎng)均值”作為工具變量，表4第（4）列是兩階段回歸結(jié)果。Wald檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%顯著水平上拒絕不存在內(nèi)生性的原假設(shè)；第一階段估計(jì)的F值為164.710，大于10%偏誤水平下的臨界值16.38，表明工具變量選取合理，不存在弱工具變量問題?；貧w結(jié)果顯示，農(nóng)戶金融素養(yǎng)邊際效應(yīng)為0.127，在1%水平顯著，進(jìn)一步表明金融素養(yǎng)的提高確實(shí)會(huì)增加農(nóng)戶參與金融市場(chǎng)的可能性。

表4第（2）至（4）列的回歸結(jié)果表明：部分個(gè)人和家庭特征對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與同樣存在顯著影響。個(gè)人特征變量中，年齡的邊際效應(yīng)為正，年齡的平方/100對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與有顯著負(fù)向影響，表明年齡與農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與呈倒“U”型生命周期特征，隨年齡增長(zhǎng)，信息處理、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度等變化影響其參與金融市場(chǎng)選擇；擁有黨員身份、文化水平越高以及健康狀況越好的農(nóng)戶越有可能參與金融市場(chǎng)；家庭特征變量中，凈資產(chǎn)和收入越高的農(nóng)戶越有可能參與金融市場(chǎng)。

進(jìn)一步分析構(gòu)建農(nóng)戶金融素養(yǎng)指數(shù)的金融知識(shí)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度和金融意識(shí)三個(gè)因子分別對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與的影響。表5報(bào)告的回歸結(jié)果顯示，金融知識(shí)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度和金融意識(shí)都對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與有正向影響，邊際效應(yīng)分別為0.032、0.018、0.011，均在1%上水平顯著。各因子的邊際效應(yīng)表明，金融知識(shí)的提升對(duì)促進(jìn)農(nóng)戶參與金融市場(chǎng)作用最大，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度和金融意識(shí)的作用則相對(duì)較小。

（二）金融素養(yǎng)與農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與程度

使用家庭金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的百分比表示農(nóng)戶的金融市場(chǎng)參與程度，并使用Tobit模型進(jìn)行回歸分析。表6報(bào)告了金融素養(yǎng)及各因子對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與程度的回歸結(jié)果。第（1）列是金融素養(yǎng)與農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與程度的回歸結(jié)果，金融素養(yǎng)的邊際效應(yīng)為1.059，在1%水平上顯著，說明金融素養(yǎng)的提高進(jìn)一步增加了農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與程度，即金融資產(chǎn)占比。第（2）至（4）列分別報(bào)告了金融知識(shí)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度和金融意識(shí)與農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與程度的回歸結(jié)果，顯示三者均顯著提升農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與程度，從邊際效應(yīng)來看，金融知識(shí)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度和金融意識(shí)的作用依次遞減。

個(gè)人特征變量中，黨員身份對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)的參與程度有負(fù)向影響，邊際效應(yīng)在5%水平上顯著，文化水平對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與有顯著正向影響；家庭特征變量中，僅有家庭凈資產(chǎn)對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與程度有正向影響，邊際效應(yīng)在10%水平上顯著，邊際效應(yīng)值較小，說明家庭凈資產(chǎn)對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與程度的提升作用有限。

（三）金融素養(yǎng)與農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與效率

表7報(bào)告了金融素養(yǎng)各構(gòu)成因子與農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與效率的回歸結(jié)果。第（1）列是整體金融素養(yǎng)與農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與效率的回歸結(jié)果，顯示金融素養(yǎng)的邊際效應(yīng)為0.070，在1%水平上顯著，說明金融素養(yǎng)能顯著提升農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與效率，對(duì)參與行為、參與過程和參與結(jié)果均有正向作用，提高金融素養(yǎng)能提升家庭收益。第（2）至（4）列顯示金融知識(shí)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度和金融意識(shí)對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與效率均有顯著正向影響，其邊際效應(yīng)分別為0.020、0.027、0.017，均在1%水平上平顯著。這表明三者都能在一定程度上提高農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與效率，但投資收益的獲得或需承擔(dān)更多風(fēng)險(xiǎn)。

第（1）列控制變量結(jié)果顯示，戶主年齡與農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與效率呈“U”型特征，說明存在一個(gè)最低點(diǎn)，跨過最低點(diǎn)后農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與效率才逐漸提升，或許是隨年齡增長(zhǎng)，一定程度的投資經(jīng)驗(yàn)積累才能對(duì)投資收益起到正向作用；戶主黨員身份在10%水平上對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與效率有顯著負(fù)向影響；戶主文化水平在10%水平上對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與效率有顯著正向影響；家庭凈資產(chǎn)在10%水平上對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與效率有顯著正向影響，但邊際效用值較小。可能是農(nóng)戶凈資產(chǎn)水平低，尚未達(dá)到通過資產(chǎn)促進(jìn)金融市場(chǎng)參與效率程度，從而較大程度受到金融素養(yǎng)和文化水平等人力資本影響。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，利用CHFS2019中“2014年以來，您家是否發(fā)生過對(duì)你們有重大影響的事件？”題項(xiàng)，剔除2014年以來家中發(fā)生重大事件的樣本，以排除重大事件對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與行為的影響。表8報(bào)告了相應(yīng)的回歸結(jié)果，顯示金融素養(yǎng)指數(shù)對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與和參與程度的邊際效應(yīng)較前文分別下降0.004和0.018，對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與效率的邊際效應(yīng)較前文上升0.01，但均在1%水平上顯著正相關(guān)，與前文結(jié)果一致。

其次，本文通過更換金融素養(yǎng)的測(cè)度方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)?；谇拔臉?gòu)建金融素養(yǎng)指數(shù)的指標(biāo)賦值，參考尹志超等[6]的評(píng)分加總法，采用直接加總法得出金融素養(yǎng)水平進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表9所示，金融素養(yǎng)水平對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與、參與程度及參與效率均有顯著正向作用，與前文結(jié)果一致。

最后，通過替換解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。前文以農(nóng)戶持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)額度占比反映農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與程度，有可能遺漏了投資組合分散化代表的金融市場(chǎng)參與程度[11]，因此在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中以農(nóng)戶持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)數(shù)量反映農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與程度。參考劉芳等[12]使用炒股盈虧比例衡量股市參與相對(duì)效率的做法，本文以農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益總額反映農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與效率。估計(jì)結(jié)果如表10所示，由表10可以看出，金融素養(yǎng)始終對(duì)農(nóng)戶持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)數(shù)量和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益總額呈現(xiàn)顯著正向作用，該結(jié)論與前文一致，故估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

六、結(jié)論及政策建議

（一）結(jié)論

本文基于CHFS 2019年數(shù)據(jù)，從金融知識(shí)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、金融意識(shí)三個(gè)維度利用因子分析法測(cè)量得出農(nóng)戶金融素養(yǎng)指數(shù)，并實(shí)證分析了金融素養(yǎng)及各構(gòu)成因子對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與、參與程度和參與效率的影響。研究表明：首先，農(nóng)戶金融素養(yǎng)水平對(duì)其金融市場(chǎng)參與行為具有顯著正向影響，分維度回歸結(jié)果顯示，金融知識(shí)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、金融意識(shí)對(duì)農(nóng)戶參與金融市場(chǎng)均起到正向作用，其中金融知識(shí)的效用占比最大。其次，已參與金融市場(chǎng)農(nóng)戶的金融素養(yǎng)水平的提升對(duì)金融市場(chǎng)參與程度及效率有顯著正向作用，但但金融素養(yǎng)的提高對(duì)參與效率的邊際效用較小。再者，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與效率的效用大于金融素養(yǎng)和金融意識(shí)，農(nóng)戶通過承擔(dān)更多風(fēng)險(xiǎn)獲取金融市場(chǎng)參與效率的效用大于金融知識(shí)提升的效用。

（二）政策建議

為提高農(nóng)戶金融素養(yǎng)，促進(jìn)農(nóng)戶參與金融市場(chǎng)，提出以下建議：

1.普及金融知識(shí)，改善農(nóng)戶信息獲取渠道

金融知識(shí)是決定農(nóng)戶金融素養(yǎng)水平的關(guān)鍵因素，許多國(guó)家已將金融素養(yǎng)的提升列為國(guó)家戰(zhàn)略，作為公共品的金融知識(shí)教育是基礎(chǔ)工程。對(duì)此，公共部門的政府及受益主體的金融機(jī)構(gòu)責(zé)無旁貸，應(yīng)承擔(dān)主體責(zé)任，在基礎(chǔ)教育環(huán)節(jié)以及金融實(shí)踐中普及；同時(shí)，以符合農(nóng)民認(rèn)知能力方式開展金融知識(shí)宣傳；以農(nóng)戶金融素養(yǎng)和市場(chǎng)參與能力的提高，深化參與程度，提高參與效率，分享現(xiàn)代金融技術(shù)所帶來的社會(huì)福利。

2.以制度化穩(wěn)定預(yù)期改變農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)與金融市場(chǎng)決策行為

農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型群體特征是與農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)雙重風(fēng)險(xiǎn)約束的生存環(huán)境，以及量入為出的文化傳統(tǒng)相關(guān)。改變這一特征，需要改變環(huán)境與制度的不確定。現(xiàn)代科技進(jìn)步已經(jīng)在一定程度上優(yōu)化了自然風(fēng)險(xiǎn)的約束條件，但還需通過農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)、信用擔(dān)保等制度，以及期貨、期權(quán)等金融手段進(jìn)一步分散自然風(fēng)險(xiǎn)和市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)，通過金融生態(tài)改善降低交易成本，如改善農(nóng)村普惠金融發(fā)展環(huán)境，完善農(nóng)村新基建和鄉(xiāng)村信用體系，推動(dòng)鄉(xiāng)村數(shù)字普惠金融發(fā)展等。

3.金融機(jī)構(gòu)應(yīng)從農(nóng)戶需求及風(fēng)險(xiǎn)異質(zhì)性角度創(chuàng)新金融產(chǎn)品

首先，金融機(jī)構(gòu)應(yīng)精細(xì)化農(nóng)戶需求來創(chuàng)新農(nóng)村金融產(chǎn)品，如不同地區(qū)、不同類型、不同經(jīng)營(yíng)規(guī)模的農(nóng)戶需求存在差別，根據(jù)農(nóng)戶需求異質(zhì)性提供更貼合需求的信貸產(chǎn)品，有利于農(nóng)戶持續(xù)性參與金融市場(chǎng)；農(nóng)戶金融風(fēng)險(xiǎn)的異質(zhì)化明顯，應(yīng)基于農(nóng)戶金融素養(yǎng)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度及可承受風(fēng)險(xiǎn)程度區(qū)分類型，針對(duì)目標(biāo)農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)狀況提供適宜的金融產(chǎn)品，有效降低普惠金融風(fēng)險(xiǎn)和成本，推動(dòng)農(nóng)村地區(qū)金融市場(chǎng)發(fā)展。

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責(zé)任編輯：管仲

Research on the Influence of Farmers Financial Literacy on Financial Market Participation Behavior and Efficiency

Zhang Lezhu? Liang Hong

（School of Economics and Management， South China Agricultural University， Guangzhou 510630，Guangdong China）

Abstract： Based on the data of 2019 China Household Finance Survey （CHFS）， this paper uses factor analysis method to measure the financial literacy level of farmers from three dimensions of financial knowledge， risk attitude and financial awareness， and empirically tests the impact of financial literacy on farmers financial market participation behavior and efficiency. The results show that the improvement of financial literacy can promote farmers participation in the financial market. The results of the fractal regression show that financial knowledge， risk attitude and financial awareness all play a positive role in the participation of farmers in the financial market， among which financial knowledge accounts for the largest proportion. The improvement of the financial literacy level of farmers who have participated in the financial market has a significant positive effect on the participation degree and efficiency of the financial market， but the marginal effect is small. The effect of farmers taking more risks to obtain the efficiency of financial market participation is greater than the effect of improving financial knowledge. Therefore， it is suggested to improve farmers financial literacy， so as to improve farmers financial participation and increase the level of family property income.

Key words： farmers; financial literacy; financial market; efficiency