外商直接投資、金融知識(shí)與家庭金融資產(chǎn)配置
——基于CHFS數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

劉光彥，冉顥琦，李英哲，孫麗莉

(山東工商學(xué)院 金融學(xué)院，山東 煙臺(tái) 264005)

一、引言

家庭金融旨在研究家庭如何通過金融市場優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置，使投資組合合理化，從而達(dá)到財(cái)富積累的目的，其研究的核心問題包括家庭金融市場參與、資產(chǎn)選擇及影響因素，Campbell指出倘若風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)為正，無論家庭是否厭惡風(fēng)險(xiǎn)，厭惡的程度有多大，都應(yīng)該或多或少的持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)[1]。經(jīng)典投資組合理論也對(duì)家庭資產(chǎn)選擇給出了簡潔明了的同質(zhì)化建議，即所有理性人均應(yīng)參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場，并且選擇相同的市場組合，僅根據(jù)自身風(fēng)險(xiǎn)偏好程度分配風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)與無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比例，但是實(shí)際上不同家庭的資產(chǎn)配置方式有著驚人的異質(zhì)性。家庭投資決策一般分為兩步，第一步?jīng)Q定是否參與金融市場，第二步?jīng)Q定如何對(duì)家庭資產(chǎn)進(jìn)行合理化配置，達(dá)到財(cái)富積累的目的。本文將依據(jù)2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)影響家庭金融資產(chǎn)配置的因素進(jìn)行研究，并嘗試將樣本分為東部與中西部地區(qū)，探討地域上存在的差異。

根據(jù)馬科維茨提出的投資組合理論，多樣化家庭投資組合可以有效降低風(fēng)險(xiǎn)，是在不確定情況下優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置、實(shí)現(xiàn)財(cái)富積累的最理性選擇[2]。根據(jù)2016年美國消費(fèi)者金融調(diào)查數(shù)據(jù)，美國家庭廣泛投資于各類投資品種，其多樣化的投資組合使家庭資產(chǎn)配置達(dá)到了財(cái)富積累的目的，證實(shí)了該理論的有效性[3]。因此參與金融市場是優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置、多樣化投資組合、提高家庭收入從而積累家庭財(cái)富的重要手段，家庭能夠通過參與金融市場投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)獲得收益，并有效地將其轉(zhuǎn)化為家庭收入從而減緩財(cái)富初次分配不公導(dǎo)致的社會(huì)貧富差距[4]。但是根據(jù)2011年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，中國家庭在2011年的金融市場參與率為11.5%[5]；本文篩選的有效樣本中，中國家庭在2017年的金融市場參與率為14.61%，雖有所提高，但總體依然較低。因此探究何為影響中國家庭參與金融市場的因素，從而推動(dòng)中國家庭參與金融市場，可以促進(jìn)家庭投資多樣化，為實(shí)現(xiàn)財(cái)富積累打好基礎(chǔ)。

金融知識(shí)對(duì)家庭參與金融市場的決策和資產(chǎn)配置的方式是有多方面影響的，一方面，如果居民具有豐富的金融知識(shí)，就可以更好地理解金融市場行為和投資標(biāo)的的收益、風(fēng)險(xiǎn)等，從而有效地降低信息搜尋與處理的成本，這說明金融知識(shí)對(duì)家庭參與金融市場和投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)有正向的推動(dòng)作用。另一方面，金融知識(shí)的匱乏會(huì)使居民錯(cuò)誤地估計(jì)自己的投資理財(cái)能力，進(jìn)而錯(cuò)誤地估計(jì)自己所獲得信息的準(zhǔn)確性，導(dǎo)致其產(chǎn)生盲目自信，從而在金融市場過多地進(jìn)行交易或是購買更多的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)[6]。這說明金融知識(shí)對(duì)家庭參與金融市場和投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)有負(fù)向的推動(dòng)作用。本文將以2017年經(jīng)濟(jì)情況為研究背景，探究金融知識(shí)對(duì)家庭金融市場參與和投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的相關(guān)性究竟如何。

此外，家庭是不能脫離地區(qū)而單獨(dú)存在，是存在于區(qū)域環(huán)境中的個(gè)體，所處區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的情況，會(huì)影響區(qū)域內(nèi)所有家庭的投資選擇。當(dāng)?shù)貐^(qū)經(jīng)濟(jì)繁榮，居民會(huì)對(duì)未來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展持樂觀態(tài)度，促進(jìn)居民的消費(fèi)與投資，從而推動(dòng)家庭參與金融市場并投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。而外商直接投資(FDI)已經(jīng)成為世界經(jīng)濟(jì)影響我國經(jīng)濟(jì)最為重要的渠道之一，在很多經(jīng)濟(jì)研究中均將FDI作為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的替代變量，其直接影響我國的經(jīng)濟(jì)增長，并對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長有顯著的促進(jìn)作用[7-9]。本文將進(jìn)一步探究外商直接投資的增長是否會(huì)通過促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的增長，從而推動(dòng)家庭參與金融市場并增加對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資。

研究外商直接投資、家庭金融知識(shí)和家庭金融市場參與、家庭資產(chǎn)選擇的相關(guān)性具有重要意義。一方面為相關(guān)部門促進(jìn)金融市場發(fā)展、緩解金融市場有限參與現(xiàn)象帶來的負(fù)面影響提供參考依據(jù)；另一方面從家庭的角度出發(fā)，建議當(dāng)?shù)卣c金融機(jī)構(gòu)多舉辦普及金融知識(shí)的講座與活動(dòng)，提升居民的金融知識(shí)水平，使他們可以更高效地處理與辨別市場信息，優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置，為實(shí)現(xiàn)家庭財(cái)富積累提供良好的途徑，最終達(dá)到提高家庭生活質(zhì)量的目的。

二、文獻(xiàn)綜述

投資有風(fēng)險(xiǎn)，構(gòu)建多樣化的投資組合，用以分散風(fēng)險(xiǎn)，從而獲取穩(wěn)定的投資收益是所有投資者都應(yīng)遵循的投資策略。Markowitz(1952)[2]在嚴(yán)格的假設(shè)條件下，建立以均值—方差模型為基礎(chǔ)的經(jīng)典投資組合理論，是現(xiàn)代投資組合理論的基石。隨后Tobin(1958)[10]引入無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，認(rèn)為所有理性經(jīng)濟(jì)人持有的資產(chǎn)組合中風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)所的比例僅由流動(dòng)性偏好決定，并提出著名的“兩基金分離定理”進(jìn)一步完善投資組合理論。Sharpe(1964)[11]將“均值-方差”模型與有效市場理論相結(jié)合，提出資本資產(chǎn)定價(jià)模型(CAPM)，該模型指出最優(yōu)的投資組合是所有投資者都持有相同“市場組合”，最大化分散投資從而消除非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)。以上研究都是針對(duì)當(dāng)期收益構(gòu)建投資組合，Samuelson(1969)[12]將理論擴(kuò)展到多期，得出的結(jié)論與之前研究的結(jié)論類似。但是實(shí)際情況并非如此，在眾多實(shí)證研究中發(fā)現(xiàn)，家庭對(duì)金融市場的參與是非常有限的，被稱為“有限參與”之謎。以股市為例，Iwaisako(2009)[13]發(fā)現(xiàn)日本股票參與率在1990年、1995年和1999年分別為26.5%、24.0%和25.2%。Guiso & Jappelli(2000)[14]發(fā)現(xiàn)意大利家庭的股市參與率在1989年、1995年和1998年分別為6.4%、7.7%和8.9%。同發(fā)達(dá)國家相比，中國的有限參與現(xiàn)象更為顯著，李濤(2006)[15]發(fā)現(xiàn)，2002年中國居民股票投資占金融資產(chǎn)比例的10.37%，同期美國為34.06%；中國股票參與率為5.36%，美國為30.11%。郭樹清(2012)[16]發(fā)現(xiàn)中國家庭金融資產(chǎn)配置雖然趨于風(fēng)險(xiǎn)化，但是風(fēng)險(xiǎn)化程度較低，以儲(chǔ)蓄為主，儲(chǔ)蓄率高達(dá)52%。路曉蒙(2017，2019)[3，17]指出2011年美國家庭直接參與股市的占比為13.8%，而中國家庭直接參與股市的占比僅為7.0%。

鑒于有限參與現(xiàn)象的出現(xiàn)，學(xué)者們開始對(duì)家庭金融展開系列研究，一方面對(duì)影響家庭參與金融市場的因素進(jìn)行研究。眾多研究表明：家庭所持有的房產(chǎn)，面對(duì)的流動(dòng)性約束，所持有的社會(huì)資本，戶主的智商，受教育程度，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，身體健康情況，價(jià)值觀，年齡等因素會(huì)對(duì)家庭是否參與金融市場的決策產(chǎn)生影響。Guiso(2000)[14]發(fā)現(xiàn)家庭的社會(huì)資本越高，越有可能用多余資金投資股市。Vissing-Jorgen(2002)[18]發(fā)現(xiàn)因?yàn)楣墒薪灰壮杀镜拇嬖?，?dǎo)致股市參與率較低，而且家庭財(cái)富對(duì)股票市場參與具有顯著的正向推動(dòng)作用。Cocco(2005)[19]發(fā)現(xiàn)因?yàn)閰⑴c房地產(chǎn)投資，經(jīng)濟(jì)上貧困與戶主年輕的家庭的股市參與度會(huì)下降。Iwaisako(2009)[13]發(fā)現(xiàn)日本家庭的風(fēng)險(xiǎn)市場參與度隨著年齡的增長先上升后下降。Grinblatt(2011)[20]發(fā)現(xiàn)股市參與度與智商呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。尹志超(2015)[21]發(fā)現(xiàn)家庭對(duì)金融市場的參與度與戶主的受教育程度和收入呈正向關(guān)系。李濤(2015)[22]發(fā)現(xiàn)家庭的價(jià)值觀對(duì)股市參與率有顯著的影響。張海洋(2017)[23]發(fā)現(xiàn)家庭成員生活滿意度越強(qiáng)，家庭選擇投資風(fēng)險(xiǎn)性資產(chǎn)的概率就越低。曹揚(yáng)(2017)[24]發(fā)現(xiàn)心理健康狀況是影響家庭股票投資的重要因素。

另一方面對(duì)影響家庭金融資產(chǎn)配置多元化的因素進(jìn)行研究。Heaton和Lucas(2000)[25]發(fā)現(xiàn)對(duì)于有購房貸款的年輕人，由于流動(dòng)性約束的存在，使其家庭投資多樣化程度降低。Guios(2004)[26]發(fā)現(xiàn)隨著年齡的增長，家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資本市場的參與率分布特征呈“鐘型”，無風(fēng)險(xiǎn)資本市場的參與率分布特征呈“U”型。Barberis和Huang(2008)[27]發(fā)現(xiàn)投資者會(huì)因?yàn)閷?duì)某類股票的了解程度高于其他股票，產(chǎn)生對(duì)該類型股票的偏好，導(dǎo)致其投資的單一性。吳衛(wèi)星(2013)[28]發(fā)現(xiàn)中國家庭房產(chǎn)的參與率很高，股票與基金的參與率較低。曾志耕(2015)[29]發(fā)現(xiàn)家庭處于經(jīng)濟(jì)和金融業(yè)發(fā)達(dá)的地區(qū)，會(huì)有助于資產(chǎn)配置多樣化的提升。路曉蒙(2017，2019)[3，17]發(fā)現(xiàn)由于金融市場產(chǎn)品供給和投資門檻的限制，導(dǎo)致中國家庭金融投資組合風(fēng)險(xiǎn)分布呈“U”型，保守型和冒進(jìn)型較多。柴時(shí)軍(2017)[30]發(fā)現(xiàn)擁有更多社會(huì)資本的家庭，投資組合的效率更高。

自2008年美國次貸危機(jī)之后，有關(guān)金融素養(yǎng)亦或是金融知識(shí)對(duì)家庭資產(chǎn)選擇的影響逐漸成為熱點(diǎn)話題。金融素養(yǎng)主要是指投資者通過搜集并運(yùn)用相關(guān)信息，對(duì)家庭資產(chǎn)選擇進(jìn)行合理安排的能力(Lusardi，2014)[31]。隨后有許多學(xué)者從不同方面研究金融知識(shí)對(duì)家庭資產(chǎn)配置的影響，Almenberg等(2015)、Murendo等(2016)[32-33]發(fā)現(xiàn)金融知識(shí)可以提升信息搜集的效率，從而促進(jìn)家庭投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，如果缺乏金融知識(shí)及計(jì)算能力，便不能做出最優(yōu)投資決策。尹志超等(2014)、吳雨等(2017)發(fā)現(xiàn)[5，34]，金融知識(shí)會(huì)促進(jìn)中國家庭參與股市等風(fēng)險(xiǎn)資本市場，并且存在受教育水平及所處地區(qū)的異質(zhì)性，受教育水平低及處于農(nóng)村的家庭，金融知識(shí)的促進(jìn)效果更突出。Abreu(2010)[35]發(fā)現(xiàn)金融知識(shí)水平越高的家庭，投資越傾向于分散化。曾志耕(2015)[29]發(fā)現(xiàn)中國家庭資產(chǎn)多元化與金融知識(shí)之間存在較強(qiáng)的正相關(guān)。

2011年之前由于缺少具有全國代表性的微觀數(shù)據(jù)，關(guān)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和家庭金融資產(chǎn)配置相關(guān)性的研究并不多。在西南財(cái)經(jīng)大學(xué)開展中國家庭金融調(diào)查項(xiàng)目后，此方向的研究逐漸成為熱門話題。余關(guān)元等(2015)[36]發(fā)現(xiàn)在家庭資產(chǎn)配置上，中國的東部與中西部地區(qū)存在較大差異。伍再華等(2017)[37]發(fā)現(xiàn)區(qū)域金融生態(tài)環(huán)境能有效地影響家庭借貸行為。路曉蒙等(2019)[3]發(fā)現(xiàn)區(qū)域金融的發(fā)展程度和家庭投資組合的多樣化程度呈正相關(guān)。

從上述文獻(xiàn)梳理可以看出，金融知識(shí)對(duì)家庭參與金融市場的決策有多方面的影響，提升金融知識(shí)一方面會(huì)有效地降低信息搜尋與處理的成本，推動(dòng)家庭參與金融市場，緩解金融市場的有限參與現(xiàn)象；另一方面會(huì)促進(jìn)家庭做出理性的投資選擇，使資產(chǎn)選擇更合理化、多樣化，有利于家庭財(cái)富的積累。此外研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與家庭微觀個(gè)體相關(guān)性的文獻(xiàn)還較少，現(xiàn)有研究多聚焦于金融銀行機(jī)構(gòu)等所帶來的區(qū)域金融可得性與家庭資產(chǎn)配置的相關(guān)性，少有涉及區(qū)域內(nèi)其他經(jīng)濟(jì)變量的研究，尤其是對(duì)家庭金融市場參與和資產(chǎn)選擇方面。本文使用2017年CHFS數(shù)據(jù)，基于外商直接投資和家庭金融知識(shí)的視角，探究家庭金融資產(chǎn)配置與二者的關(guān)系。

三、變量與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自2017年中國家庭金融調(diào)查項(xiàng)目(CHFS)。該調(diào)查自2011年開始，每兩年完成一輪調(diào)查，至2017年共完成了四輪調(diào)查，涵蓋家庭人口特征、資產(chǎn)與負(fù)債等多方面的詳細(xì)信息，樣本具有全國及省級(jí)行政區(qū)代表性，為本文的實(shí)證分析提供了必要的數(shù)據(jù)支持。其他未標(biāo)明來源的數(shù)據(jù)均源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(二)模型構(gòu)建

本文以家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重來描述家庭資產(chǎn)配置情況，探究外商直接投資、家庭金融知識(shí)以及其他不同特征的家庭在資產(chǎn)配置選擇上的差異。金融市場的有限參與現(xiàn)象已被眾多文獻(xiàn)證實(shí)，為了解決因此導(dǎo)致的樣本選擇性偏差，參照吳衛(wèi)星(2015)的做法[4]，本文采用Heckman兩步法模型，結(jié)果證明本文所使用的樣本同樣存在有限參與現(xiàn)象。第一步以參與決策方程作為選擇方程，并計(jì)算逆米爾斯比率，第二步回歸方程即家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重對(duì)金融知識(shí)、外商直接投資和其他特征變量的回歸。

第二步，回歸模型Pi=β’Yi+εi，Pi為家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重，當(dāng)Zi=1時(shí)，Yi為影響風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的變量。

(三)變量選取

1.金融知識(shí)。在2017年中國家庭金融調(diào)查設(shè)計(jì)了四個(gè)問題考察受訪者的金融知識(shí)，分別是對(duì)經(jīng)濟(jì)、金融信息的關(guān)注程度，利率的計(jì)算，通貨膨脹的理解和投資風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)識(shí)。剔除缺失的樣本后，剩余有效家庭樣本22 729個(gè)。各問題回答情況的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。表2給出利率、通貨膨脹、投資風(fēng)險(xiǎn)等問題的回答選項(xiàng)分布。

從表1可以發(fā)現(xiàn)，中國家庭對(duì)經(jīng)濟(jì)、金融關(guān)注度很低，回答金融知識(shí)相關(guān)問題的準(zhǔn)確率也很低。從表2列出的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，中國家庭平均回答正確問題的個(gè)數(shù)為0.72個(gè)，僅有2.57%的家庭三個(gè)問題全部回答正確，由此可見中國家庭缺乏金融知識(shí)的現(xiàn)象極其嚴(yán)重。

表1 金融知識(shí)相關(guān)問題回答的描述性統(tǒng)計(jì)

表2 金融知識(shí)相關(guān)計(jì)算問題回答的選項(xiàng)分布

受尹志超、吳雨等做法的啟發(fā)，本文使用因子分析法構(gòu)建金融知識(shí)指標(biāo)衡量家庭金融知識(shí)水平，并認(rèn)為回答錯(cuò)誤與回答不出或不知道所代表的金融知識(shí)水平不同，并在其基礎(chǔ)上，加入家庭對(duì)經(jīng)濟(jì)、金融信息的關(guān)注程度共同衡量家庭的金融知識(shí)水平。根據(jù)受訪者給出的回答賦予金融知識(shí)得分，認(rèn)為平時(shí)關(guān)注金融方面信息或問題回答正確的家庭，金融知識(shí)的得分最高；平時(shí)對(duì)金融方面信息關(guān)注一般或回答錯(cuò)誤的家庭，金融得分次之；平時(shí)不關(guān)注金融方面信息或回答不知道或算不出的家庭，金融得分最低。然后用迭代主因子法進(jìn)行因子分析，KMO檢驗(yàn)結(jié)果為0.588>0.5，巴特利特球型檢驗(yàn)P值為0.000<0.05，說明適合進(jìn)行因子分析(結(jié)果見表3)，按照Eigenvalue原則，將大于等于1的因子保留，保留第一個(gè)因子，并將該因子作為本文家庭金融知識(shí)的變量，以knowledge表示。

表3 因子分析結(jié)果

2.外商直接投資。外商直接投資會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，催生并推動(dòng)新興產(chǎn)業(yè)快速增長，達(dá)到刺激經(jīng)濟(jì)增長的目的[38-40]。一般而言，區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會(huì)帶動(dòng)本地金融市場的發(fā)展，有利于本地家庭參與金融市場并購置風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。本文使用的是各地區(qū)年末登記的外商投資總額來衡量外商直接投資，數(shù)據(jù)來自《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計(jì)年鑒》，用fdi表示。

3.被解釋變量及其他控制變量。為了研究外商直接投資、家庭金融知識(shí)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響，本文參照了尹志超[5]的做法，選取的被解釋變量為家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重(根據(jù)2017年中國家庭金融調(diào)查項(xiàng)目的數(shù)據(jù)，本文定義風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)主要包括股票、基金、債券、金融衍生品、黃金、金融理財(cái)產(chǎn)品。金融資產(chǎn)主要包括風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、活期存款、定期存款、現(xiàn)金、股票賬戶現(xiàn)金、非人民幣資產(chǎn)、借出款與其他金融資產(chǎn))，用P表示，0≤P≤1，若P=0，表示家庭沒有持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，即沒有參與金融市場。

其他控制變量的選擇分別為戶主性別，用gender表示，若為男性取值為1，女性則取值為0；戶主受教育程度，用edu表示，根據(jù)戶主受教育程度，分為沒上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中、中專/職高、大專/高職、大學(xué)本科、碩士研究生、博士研究生9類，分別以1～9表示；風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度變量，用risk表示，本文將風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度分為風(fēng)險(xiǎn)厭惡者、中立者、偏好者三類，分別用數(shù)字0～2表示；家庭所處地區(qū)，用Area表示，本文將我國劃分為東部和中西部兩部分，東部地區(qū)包括北京等12個(gè)省、市、區(qū)，中西部地區(qū)包括19個(gè)省、市、區(qū)(港澳臺(tái)地區(qū)除外)，分別以1～2表示；家庭是否居住在城市，用town表示，若處于農(nóng)村取值為0，處于城市取值為1；家庭是否從事金融業(yè)，以衡量參與金融業(yè)務(wù)的難易程度，用finance表示，若從事金融業(yè)取值為1，否則為0；家庭總資產(chǎn)，為方便計(jì)算本文對(duì)家庭總資產(chǎn)取對(duì)數(shù)，用T_asset表示。

四、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表4中可以發(fā)現(xiàn)，樣本中持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的家庭(P>0)為3321戶，總樣本22 729戶，家庭金融市場參與率為14.61%。P的平均值為0.053，說明總體上家庭持有的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比很小，有很大的提升空間，但是標(biāo)準(zhǔn)差為0.145，說明不同家庭之間存在明顯的異質(zhì)性。fdi的平均值為3 068.038，但是標(biāo)準(zhǔn)差為4 309.596，說明各地區(qū)的外商直接投資金額存在很大的差異性。knowledge的平均值為0.002，最小值-1.002，最大值1.606，不同家庭之間金融知識(shí)水平差異明顯，總體金融知識(shí)水平偏低。gender平均值為0.816，說明受訪家庭戶主大部分為男性。edu平均值為3.392，說明總體受教育水平偏低。

表4 全國樣本主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表5、6中可以發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)家庭參與金融市場的樣本數(shù)為2 159，占比19.83%，中西部地區(qū)家庭參與金融市場的樣本數(shù)為1162，占比為9.81%，說明東部地區(qū)家庭有著更高的金融市場參與率。東部地區(qū)家庭P的平均值為0.073，中西部地區(qū)家庭P的平均值為0.034，說明東部地區(qū)家庭平均持有的更高比例的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，但是對(duì)于參與金融市場的家庭，東部地區(qū)家庭所持風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比例和中西部地區(qū)家庭的差距不大(P>0的平均值為0.369與0.345)。東部地區(qū)fdi的平均值為5 585.775，中西部地區(qū)fdi的平均值為752.527，說明東部地區(qū)有比中西部地區(qū)更高的外商直接投資。東部地區(qū)家庭edu的平均值為3.605，中西部地區(qū)家庭edu的平均值為3.196，說明東部地區(qū)家庭平均的受教育程度略高于中西部地區(qū)。

表5 東部地區(qū)樣本主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)實(shí)證結(jié)果及分析

使用Heckman兩步法對(duì)樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果如表7所示。

表7的(1)(2)列為全國樣本的回歸結(jié)果，(3)(4)列為東部地區(qū)樣本的回歸結(jié)果，(5)(6)列為中西部地區(qū)樣本的回歸結(jié)果。逆米爾斯比均顯著，說明所使用的樣本存在樣本選擇性偏差，即中國存在金融市場有限參與現(xiàn)象。從(1)列看全國樣本參與決策方程的結(jié)果，外商直接投資顯著地正向作用與家庭金融市場參與率，可能的原因是區(qū)域外商直接投資越高，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長越快，從而刺激當(dāng)?shù)亟鹑谑袌霭l(fā)展，推出多樣化的投資產(chǎn)品，加大宣傳力度等方式均會(huì)推動(dòng)居民參與金融市場。同時(shí)，居民會(huì)因外商直接投資的增加，產(chǎn)生未來經(jīng)濟(jì)會(huì)更加景氣的預(yù)期，增加消費(fèi)與投資，也會(huì)推動(dòng)家庭參與金融市場。家庭金融知識(shí)變量的系數(shù)也顯著為正，說明金融知識(shí)同樣對(duì)家庭參與金融市場有正向影響，家庭金融知識(shí)水平越高，搜集與處理金融市場相關(guān)信息的能力越強(qiáng)，能有效地降低金融市場信息不對(duì)稱性所帶來的風(fēng)險(xiǎn)，推動(dòng)家庭進(jìn)入金融市場，并使家庭投資多樣化、理性化。戶主的性別變量不顯著，說明男性戶主并沒有相比于女性戶主更積極的參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場。戶主受教育程度與參與金融市場的傾向呈正相關(guān)，受教育程度越高，投資者獲取信息的渠道越廣泛，學(xué)習(xí)新知識(shí)接納新信息的速度越快，辨別市場信息正誤的能力越強(qiáng)。風(fēng)險(xiǎn)偏好變量系數(shù)顯著為正，說明越偏好風(fēng)險(xiǎn)的家庭越積極的參與金融市場。地區(qū)變量的系數(shù)顯著為負(fù)，說明東部家庭比中西部家庭更積極地參與金融市場，參與率從東部向西部遞減。居住在城市或者從事金融業(yè)的家庭，有著更高的金融市場參與率，城市相對(duì)于農(nóng)村而言，有著更高的金融可得性，金融可得性會(huì)顯著的促進(jìn)家庭多樣化投資，而從事金融業(yè)的家庭，有著相對(duì)低的信息成本和參與成本，進(jìn)而推動(dòng)家庭參與金融市場。家庭總資產(chǎn)對(duì)金融市場參與率的影響顯著為正，家庭總資產(chǎn)越高的家庭，越傾向于參加金融市場。

表6 中西部地區(qū)樣本主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表7 Heckman兩步法實(shí)證結(jié)果

從(2)列看全國樣本回歸方程的結(jié)果，外商直接投資的增加與家庭金融知識(shí)水平的提升均會(huì)顯著地促進(jìn)家庭增持風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。區(qū)域獲得越多的外商直接投資，家庭對(duì)未來經(jīng)濟(jì)就越樂觀，就會(huì)更偏好風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)；家庭所具備的金融知識(shí)水平越高，識(shí)別風(fēng)險(xiǎn)和辨別信息的能力越強(qiáng)，家庭就會(huì)有信心持有更多的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)以獲取更高的收益。戶主性別并不會(huì)顯著的影響家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的偏好。受教育程度的增加會(huì)顯著的增加所持風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比重，戶主受教育程度越高，家庭投資會(huì)越發(fā)多樣化，增加風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資。風(fēng)險(xiǎn)偏好的增加會(huì)顯著的增加所持風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比重。地區(qū)變量在回歸模型中不再顯著，說明東部相比于中西部，雖然擁有更高的金融市場參與率，但是風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比并沒有明顯提升，這與前文描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果一致。居住在城市的家庭或者從事金融業(yè)的家庭持有更高比例的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。家庭總資產(chǎn)對(duì)投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)有顯著地正向影響，總資產(chǎn)越高的家庭，會(huì)持有越高比例的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。

對(duì)比(3)(4)(5)(6)列和(1)(2)列的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，和全國樣本相比，東部與中西部地區(qū)中變量的顯著性和系數(shù)的符號(hào)都沒有改變，說明所選取的變量對(duì)因變量的影響在分樣本中與總樣本是一致的，但是東部和中西部地區(qū)間變量系數(shù)有所區(qū)別，說明不同變量在東部和中西部地區(qū)對(duì)于因變量的影響幅度是不一樣的。對(duì)比(3)(5)列發(fā)現(xiàn)，增加外商直接投資或是提升家庭金融知識(shí)進(jìn)而推動(dòng)家庭參與金融市場的效果，在中西部地區(qū)更為明顯。提升受教育程度從而推動(dòng)家庭參與金融市場的效果在東部地區(qū)更明顯。城市變量的系數(shù)表示在中西部城市會(huì)更明顯的推動(dòng)家庭參與金融市場，具體原因可能是中西部地區(qū)城市與農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相差較大，而東部地區(qū)城市與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)水平相差較小所導(dǎo)致。在東部地區(qū)從事金融業(yè)的家庭會(huì)更積極的參與金融市場。

對(duì)比(4)(6)列發(fā)現(xiàn)，外商直接投資和金融知識(shí)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的影響效果與決策方程相同，均是在中西部地區(qū)效果更為顯著。但受教育程度與決策方程相反，提升受教育程度對(duì)中西部地區(qū)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的提升效果高于東部家庭，居住在城市與從事金融業(yè)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)增持的影響也是中西部地區(qū)更高。理由應(yīng)該是中西部家庭平均風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比過低，有較大的提升空間，而東部家庭平均持有的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例比中西部家庭高，提升空間較小，導(dǎo)致各變量的邊際效應(yīng)較中西部地區(qū)相比較低。這點(diǎn)可以從風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度變量角度得到證明，其對(duì)東部地區(qū)和中西部地區(qū)家庭金融市場參與率的影響幾乎沒有差異，但是隨著風(fēng)險(xiǎn)偏好的增加，中西部地區(qū)家庭可以更多地提升風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比例。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)上述結(jié)果的穩(wěn)健性，本文使用各地區(qū)實(shí)際使用外商投資額(fdis)替代各地區(qū)年末登記的外商投資總額(fdi)，即以外商直接投資的流量代替存量檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，數(shù)據(jù)源自各城市統(tǒng)計(jì)年鑒，結(jié)果如表8所示。發(fā)現(xiàn)外商直接投資、家庭金融知識(shí)、戶主受教育程度、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、城市變量、是否從事金融業(yè)和家庭總資產(chǎn)均依然顯著，逆米爾斯比依然顯著，且系數(shù)符號(hào)均與前文結(jié)果一致，因此本文的結(jié)果是穩(wěn)健的。

表8 Heckman兩步法實(shí)證結(jié)果：穩(wěn)定性檢驗(yàn)

六、結(jié)論與建議

風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資具有較高風(fēng)險(xiǎn)和較大收益的雙重特點(diǎn)，在控制風(fēng)險(xiǎn)的前提下配置一定比例的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)是家庭財(cái)富管理的重要組成部分，也是家庭財(cái)富迅速聚集的重要手段，但諸多因素制約了家庭金融資產(chǎn)配置。本文運(yùn)用2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，從家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重探究外商直接投資、家庭金融知識(shí)等變量與家庭金融市場參與和家庭金融資產(chǎn)配置的關(guān)系，進(jìn)一步分析了東部與中西部地區(qū)家庭的異質(zhì)性。得出如下結(jié)論：

第一，當(dāng)前中國家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資依舊普遍存在有限參與現(xiàn)象，外商直接投資可以通過促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)與金融市場的發(fā)展，推動(dòng)家庭參與金融市場，并提高家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比例，而且在中西部地區(qū)的提升效果高于東部地區(qū)，這可能是因?yàn)橄鄬?duì)于金融市場發(fā)育更加成熟的東部地區(qū)，中西部地區(qū)風(fēng)險(xiǎn)投資意識(shí)具有更大的發(fā)展空間，同樣的外資刺激下，中西部地區(qū)的邊際效用更高。

第二，提升家庭金融知識(shí)水平，對(duì)推動(dòng)家庭金融市場參與、增持風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響顯著，可以從金融市場信息搜集、處理與辨別能力等方面來解釋，其促進(jìn)效果也是中西部地區(qū)更加明顯。這可能是因?yàn)橹形鞑康貐^(qū)家庭更缺乏金融知識(shí)，導(dǎo)致金融知識(shí)的邊際效用高于東部地區(qū)。

第三，提高居民受教育程度可以有效提高家庭金融市場參與率，使家庭增持風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，有利于家庭資產(chǎn)選擇多樣化、合理化，加快財(cái)富積累，進(jìn)而推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

本文的研究成果有一定的實(shí)用價(jià)值，可以為政府制定相關(guān)區(qū)域金融政策提供參考借鑒。首先，為了地區(qū)金融市場的發(fā)展并降低居民金融市場有限參與帶來的負(fù)面影響，各地區(qū)政府應(yīng)積極對(duì)外尤其是著名跨國公司招商引資，加大本地外商投資比重。其次，各地政府及相關(guān)金融機(jī)構(gòu)應(yīng)對(duì)當(dāng)?shù)鼐用翊罅ζ占敖鹑谥R(shí)，提升他們的金融知識(shí)水平，使家庭資產(chǎn)配置多樣化，富裕百姓發(fā)展地方。最后，為了國家整體經(jīng)濟(jì)的進(jìn)步，居民生活水平的提高，應(yīng)在保持東部地區(qū)健康發(fā)展的前提下，繼續(xù)大力發(fā)展中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)，借助當(dāng)前中西部地區(qū)具有更高邊際效用的優(yōu)勢，縮小與東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)差距，進(jìn)而達(dá)成全國經(jīng)濟(jì)的優(yōu)質(zhì)健康發(fā)展。