信貸約束對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響

溫虎 王陽(yáng)

摘? ?要：本文基于中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）2013年數(shù)據(jù)，分別采用Probit模型和Tobit模型針對(duì)信貸約束對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與率和參與深度分析，并將信貸約束分為正規(guī)信貸約束和雙重信貸約束分別估計(jì)。研究結(jié)果顯示：信貸約束對(duì)我國(guó)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與率、參與深度均有顯著的負(fù)向影響;信貸約束對(duì)城市和農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有的影響存在明顯異質(zhì)性特征;家庭總資產(chǎn)、總收入、年齡、教育程度及住房等因素對(duì)于家庭金融市場(chǎng)參與都有一定影響。通過(guò)提升家庭金融知識(shí)、金融風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)，改善家庭的信貸可獲性，增加融資渠道可以使得更多家庭參與到風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)中，有效提升風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置，進(jìn)而提高家庭資產(chǎn)性收入，提升家庭生活質(zhì)量。

關(guān)鍵詞：信貸約束;風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn);Probit模型;Tobit模型

DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2019.06.001

中圖分類號(hào)：F063.4/F064.1? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? ? ? 文章編號(hào)：1003-9031（2019）06-0003-13

一、引言與文獻(xiàn)綜述

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)國(guó)民收入快速增長(zhǎng)，人均可支配收入也隨之提高，部分家庭收入來(lái)源除勞動(dòng)獲得以外還包括資產(chǎn)投資所得，家庭金融在此扮演重要角色。受我國(guó)傳統(tǒng)觀念所致，大部分家庭習(xí)慣將資金投資到房產(chǎn)、汽車等產(chǎn)品，在預(yù)防性動(dòng)機(jī)的驅(qū)使下將閑置資金存入銀行。隨著互聯(lián)網(wǎng)金融的普及，家庭受到各類保險(xiǎn)產(chǎn)品以及各種新生理財(cái)產(chǎn)品的沖擊后，逐漸傾向于參與金融市場(chǎng)。但自留資金較少的情況下，在面對(duì)突發(fā)事件的時(shí)候會(huì)出現(xiàn)資金短缺的困境。換言之，家庭對(duì)于未來(lái)風(fēng)險(xiǎn)的擔(dān)心將影響到家庭金融市場(chǎng)的參與情況。家庭的信貸約束程度將會(huì)直接影響其金融市場(chǎng)的參與率與參與深度。

國(guó)外專家學(xué)者對(duì)于信貸約束與金融市場(chǎng)資產(chǎn)選擇的研究相對(duì)成熟。分別從概念、成因以及異質(zhì)性的角度對(duì)信貸約束進(jìn)行研究，并且基于美國(guó)聯(lián)邦儲(chǔ)備系統(tǒng)公布的消費(fèi)者金融調(diào)查報(bào)告（SCFC）、美國(guó)勞工部公布的消費(fèi)者支出調(diào)查（CEXC）等數(shù)據(jù)通過(guò)微觀計(jì)量方法從經(jīng)濟(jì)變量、人口特征變量、行為金融學(xué)特征變量、國(guó)家經(jīng)濟(jì)環(huán)境以及市場(chǎng)摩擦等角度研究家庭金融資產(chǎn)選擇的影響機(jī)制。關(guān)于信貸約束的研究，Jappelli（1990）將信貸約束定義為“消極借款人”，指向金融機(jī)構(gòu)申請(qǐng)貸款被拒絕或害怕被拒絕而沒(méi)有申請(qǐng)貸款的人;Boucher等（2006）按不同信貸配給機(jī)制將信貸約束細(xì)分為價(jià)格配給、部分?jǐn)?shù)量配給、完全數(shù)量配給、風(fēng)險(xiǎn)配給和交易成本配給五類。關(guān)于家庭資產(chǎn)投資影響因素研究，不同學(xué)者分別從收入效應(yīng)、財(cái)富效應(yīng)、擠出效應(yīng)研究家庭資產(chǎn)投資的影響因素得出：持久性收入、財(cái)富水平和住房所有權(quán)會(huì)影響家庭資產(chǎn)投資。趙登輝（2018）指出，隨著年齡的增長(zhǎng)，無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與率與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與率分別呈U型與倒U型趨勢(shì)，教育水平以及金融知識(shí)都與股市投資呈顯著正相關(guān)，男性比女性更傾向于股市投資。崔蒙雪（2015）研究得出，風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度、未來(lái)樂(lè)觀程度、社會(huì)互動(dòng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的占有比例具有顯著影響。Haliassos（2003）通過(guò)建立信貸約束下的無(wú)限生命周期模型發(fā)現(xiàn)，受信貸約束的家庭會(huì)選擇較低比例的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，較高比例的無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，不受信貸約束的家庭剛好相反。另外，稅收政策和利率顯著影響家庭資產(chǎn)配置。

受限于金融市場(chǎng)的發(fā)展程度與相關(guān)數(shù)據(jù)的可得性，國(guó)內(nèi)對(duì)于家庭金融的研究較少，主要集中在內(nèi)生變量對(duì)于金融市場(chǎng)參與的影響。吳衛(wèi)星和齊天翔（2007）、陳國(guó)進(jìn)和姚佳（2009）分別對(duì)國(guó)內(nèi)外數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析得出，家庭資產(chǎn)配置和股市參與存在明顯“財(cái)富效應(yīng)”，但只有國(guó)內(nèi)存在房產(chǎn)“擠出效應(yīng)”。鄒紅和俞開(kāi)志（2009）研究了年齡對(duì)于股市參與情況的影響，所得結(jié)論與國(guó)外研究相一致，即呈倒U型。雷曉燕和周月剛（2010）的研究表明健康狀況對(duì)于城市風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有量具有顯著正相關(guān)，而農(nóng)村則不顯著。此外，家庭成員的金融知識(shí)對(duì)于金融市場(chǎng)參與具有顯著促進(jìn)作用。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)于家庭金融市場(chǎng)參與的影響也比較大，部分學(xué)者從示范效應(yīng)、行為慣性、金融中介、信貸約束以及金融可得性等角度研究家庭金融市場(chǎng)參與。信貸約束對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有比重影響的相關(guān)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，信貸約束嚴(yán)重降低了家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的占有率以及金融市場(chǎng)參與率。

從研究?jī)?nèi)容看，信貸約束對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響研究較少，多數(shù)學(xué)者對(duì)于信貸約束停留在定性分析的基礎(chǔ)之上，本文基于中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，采用Probit模型和Tobit模型分別對(duì)家庭金融市場(chǎng)的參與率與參與深度進(jìn)行實(shí)證研究，更加深入的挖掘信貸約束對(duì)于家庭金融市場(chǎng)參與的深層次影響因素。

二、我國(guó)家庭信貸約束與金融市場(chǎng)參與現(xiàn)狀

（一） 家庭信貸約束現(xiàn)狀

CHFS問(wèn)卷調(diào)查通過(guò)各個(gè)家庭在農(nóng)業(yè)或工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中、房產(chǎn)購(gòu)買或裝修、車輛購(gòu)買三項(xiàng)主要家庭資產(chǎn)獲得中是否有申請(qǐng)貸款被拒或害怕被拒放棄申請(qǐng)的情況來(lái)判斷是否受信貸約束，并且將受到信貸約束的家庭分為 “正規(guī)信貸約束”、“雙重信貸約束”兩類。弱信貸約束為家庭存在正規(guī)信貸約束，在有信貸需求時(shí)，正規(guī)信貸機(jī)構(gòu)（銀行）并不能滿足家庭的信貸需求，強(qiáng)信貸約束則是在弱信貸約束的前提下同時(shí)受到民間借貸的約束，我國(guó)家庭受信貸約束情況見(jiàn)表1。

（二）家庭金融資產(chǎn)配置現(xiàn)狀

家庭總資產(chǎn)由金融資產(chǎn)和非金融資產(chǎn)構(gòu)成，金融資產(chǎn)又分為風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)和無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。因我國(guó)金融市場(chǎng)發(fā)展并不成熟，再加上相關(guān)機(jī)制與保護(hù)措施不完善，我國(guó)家庭金融資產(chǎn)占比較低。由表2可知我國(guó)家庭金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重僅有10.03%，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)中位數(shù)在全國(guó)范圍內(nèi)以及城市和農(nóng)村都是0。因鄉(xiāng)村金融的普及程度不高、農(nóng)民收入普遍偏低以及金融知識(shí)觀念不強(qiáng)等因素的影響，農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)總量遠(yuǎn)低于城市，城市家庭持有比重平均高出農(nóng)村家庭接近3個(gè)百分點(diǎn)，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)也高出將近2.6個(gè)百分點(diǎn)（見(jiàn)表2）。

（三）信貸約束下家庭金融市場(chǎng)參與狀況

受到流動(dòng)性偏好和風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制影響，目前我國(guó)家庭金融市場(chǎng)參與狀況并不積極，一般家庭更傾向于持有現(xiàn)金或銀行存款等無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，這種情況在金融市場(chǎng)發(fā)展落后的農(nóng)村地區(qū)尤為明顯。2013年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS）整理分析顯示，受信貸約束家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有狀況明顯落后于不受信貸約束的家庭（見(jiàn)表3）。

由表3可知，信貸約束家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)市場(chǎng)與股票市場(chǎng)參與率分別為10.51%、2.38%，無(wú)信貸約束家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)市場(chǎng)與股票市場(chǎng)參與率分別為16.24%、6.37%，分別高了將近6個(gè)百分點(diǎn)和4個(gè)百分點(diǎn)，這可能是由于有信貸約束家庭的抗風(fēng)險(xiǎn)能力比較差所導(dǎo)致。其中，有信貸約束的城市家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與率低于無(wú)信貸約束家庭5.5個(gè)百分點(diǎn)，股票市場(chǎng)也低了5個(gè)百分點(diǎn);有信貸約束農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)市場(chǎng)參與率比無(wú)信貸約束家庭低了1.65個(gè)百分點(diǎn)。信貸約束家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與深度都低于無(wú)信貸約束家庭，但兩者差距并不是很大。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用西南財(cái)經(jīng)大學(xué)“中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）”2013 年調(diào)查的家庭微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證部分的分析。該調(diào)查是專門針對(duì)中國(guó)家庭金融狀況進(jìn)行的全面的、系統(tǒng)的大型入戶追蹤調(diào)查，旨在全國(guó)范圍內(nèi)收集有關(guān)中國(guó)家庭金融微觀層面的信息，主要包括家庭人口特征、資產(chǎn)與負(fù)債、收入與支出以及保險(xiǎn)與保障等，通過(guò)全面追蹤家庭的動(dòng)態(tài)金融行為，以便為國(guó)內(nèi)外研究者提供高質(zhì)量的家庭微觀數(shù)據(jù)，為國(guó)家制定宏觀經(jīng)濟(jì)、金融政策提供參考和依據(jù)。根據(jù)Campbell（2006）提出了評(píng)判數(shù)據(jù)庫(kù)質(zhì)量的五大標(biāo)準(zhǔn)①，CHFS數(shù)據(jù)在數(shù)據(jù)的代表性、資產(chǎn)類別的完備性、資產(chǎn)的具體性、數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和數(shù)據(jù)的持續(xù)性上都有很好的表現(xiàn)，該數(shù)據(jù)可以保障相關(guān)研究的客觀性和公正性。

該調(diào)查從2011年開(kāi)始，每?jī)赡赀M(jìn)行一次。2011年的首輪調(diào)查樣本覆蓋全國(guó)25個(gè)省、80個(gè)縣（區(qū)、縣級(jí)市）、20個(gè)社區(qū)（村），共8438戶家庭，數(shù)據(jù)具有全國(guó)代表性。2013年調(diào)查在追蹤訪問(wèn)2011年老樣本的基礎(chǔ)上，對(duì)樣本進(jìn)行了大規(guī)模擴(kuò)充，覆蓋全國(guó)29個(gè)省、262個(gè)縣（區(qū)、縣級(jí) 市）、1048個(gè)社區(qū)（村），共28143戶家庭，樣本不僅具有全國(guó)代表性，也具有省級(jí)代表性。由于2013 年數(shù)據(jù)樣本量更大，代表性更強(qiáng)，因此本文選用2013年數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析②。

（二）變量說(shuō)明與描述性統(tǒng)計(jì)

1.被解釋變量

本文從參與率和參與深度兩個(gè)方面考察家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置狀況，參與率指家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，參與深度指家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重。

2.關(guān)鍵解釋變量

考慮到不同家庭的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制不同，構(gòu)建信貸約束變量（Crediti）。CHFS問(wèn)卷調(diào)了各個(gè)家庭信貸約束狀況，而且問(wèn)題主要集中在農(nóng)業(yè)、工商業(yè)、房產(chǎn)以及汽車四種情況，基于這四種情況，在問(wèn)及家庭是否有銀行貸款時(shí)，回答是則視為無(wú)信貸約束?；卮鸱駝t進(jìn)行追問(wèn)，是否需要貸款，有四個(gè)答案?jìng)溥x，①不需要;②需要申請(qǐng)過(guò)被拒絕;③需要，但沒(méi)有申請(qǐng)過(guò);④需要，正在申請(qǐng)?；卮稷诨颌蹌t視為無(wú)信貸約束，回答①或④則視為受到正規(guī)信貸約束。對(duì)于受到正規(guī)信貸約束的家庭進(jìn)行追問(wèn)：除了銀行/信用社貸款以外，目前您家是否有尚未還清的民間借款？回答無(wú)，則視為該家庭受到雙重信貸約束。

3.控制變量

（1）經(jīng)濟(jì)變量：包括家庭總資產(chǎn)、家庭總資產(chǎn)的平方、總收入、總收入的平方、住房權(quán)、房產(chǎn)投資比例，以及是否從事工商業(yè)，其中住房權(quán)和是否從事工商業(yè)為二值變量。

（2）人口統(tǒng)計(jì)特征變量：年齡、年齡的平方、教育程度、健康狀況、性別和家庭規(guī)模。

（3）行為金融學(xué)變量：社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度。

（4）區(qū)域控制變量：東、中、西部。

變量描述性統(tǒng)計(jì)如表4所示，總體樣本家庭持有金融資產(chǎn)的比率為0.15，城市樣本和農(nóng)村樣本該比率分別為0.20和0.05;風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)數(shù)量指標(biāo)城市家庭平均高于農(nóng)村家庭22.5千元;城市家庭受到信貸約束和雙重信貸約束的概率均小于農(nóng)村家庭。

（三）模型設(shè)定

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）信貸約束對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與率的影響

將中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）2013年數(shù)據(jù)導(dǎo)入stata13.0進(jìn)行回歸分析，由于我國(guó)城鄉(xiāng)差距較大對(duì)于金融市場(chǎng)的普及度與參與度都有明顯的不同，因此將城市、農(nóng)村樣本家庭分別進(jìn)行回歸?？紤]到估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性與非正規(guī)信貸約束對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與狀況的影響，使用正規(guī)信貸約束和雙重信貸約束分別作為關(guān)鍵解釋變量進(jìn)行估計(jì)，用Probit模型對(duì)模型1的估計(jì)輸出結(jié)果見(jiàn)表5。

由表5可知，正規(guī)信貸約束對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的參與率有負(fù)向影響，即受正規(guī)信貸約束越小的家庭越愿意持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，對(duì)全國(guó)地區(qū)而言，正規(guī)信貸約束和雙重信貸約束的彈性系數(shù)分別為為-0.206、-0.161，城市樣本的邊際效應(yīng)分別為-0.147和-0.058，農(nóng)村地區(qū)邊際效應(yīng)分別為-0.287和-0.288，除雙重信貸約束對(duì)城市家庭樣本的影響不顯著以外，其余都在1%的水平上顯著。另外，正規(guī)信貸約束對(duì)城市家庭金融市場(chǎng)參與的阻礙作用小于農(nóng)村家庭，可見(jiàn)農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與狀況更容易受到信貸約束的影響。

其他指標(biāo)雖然邊際效應(yīng)較小，但大多數(shù)影響顯著?？傎Y產(chǎn)、總收入對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與率的影響呈倒U型;雖然擁有住房權(quán)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與的促進(jìn)作用比較大，但房產(chǎn)占比越高，家庭就越傾向于不參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng);從事工商業(yè)對(duì)總體樣本和農(nóng)村地區(qū)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與率的影響顯著，即從事工商業(yè)對(duì)農(nóng)村風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與存在積極作用，對(duì)城市地區(qū)而言其影響并不顯著;年齡對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的影響呈倒U型;教育對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性金融市場(chǎng)參與的影響均為正，說(shuō)明與受教育程度為初中及以下的家庭相比，受教育程度越高，家庭越容易參與到風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)中，原因可能是受教育程度越高，其所接觸到的金融知識(shí)與風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避能力就越高，也可能是受教育程度越高，其家庭收入與生活質(zhì)量也較高，但受教育情況在農(nóng)村地區(qū)不顯著;與身體不健康的家庭樣本相比，身體越是健康，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的參與也有一定的促進(jìn)作用;家庭規(guī)模對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與率的影響為負(fù)，但在農(nóng)村地區(qū)不顯著;相對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)厭惡家庭，風(fēng)險(xiǎn)偏好和風(fēng)險(xiǎn)中立型家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的概率高;社會(huì)資本投資對(duì)總體樣本、城市樣本和農(nóng)村樣本都在一定程度上起到了促進(jìn)作用;與西部地區(qū)相比，東部地區(qū)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與率的影響為正，但在農(nóng)村地區(qū)并不顯著，中部地區(qū)在所有樣本的估計(jì)結(jié)果中均不顯著。

（二）信貸約束對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與深度的影響

金融市場(chǎng)的參與深度可以更為細(xì)致的說(shuō)明我國(guó)家庭對(duì)于金融市場(chǎng)的參與程度，從更深層次挖掘家庭對(duì)于金融市場(chǎng)的參與現(xiàn)狀以及原因。通過(guò)Tobit模型對(duì)模型（2）進(jìn)行估計(jì)得出結(jié)果見(jiàn)表6。

由表6估計(jì)結(jié)果可以看出，正規(guī)信貸約束對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與深度的影響為負(fù)，即受正規(guī)信貸約束的家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置較少，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重較少，對(duì)全國(guó)、城市、農(nóng)村家庭的邊際效應(yīng)分別為-0.040、-0.023、-0.083，且均在1%水平上顯著，可見(jiàn)正規(guī)信貸約束對(duì)農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與深度影響更大?？紤]雙重信貸約束對(duì)家庭金融資產(chǎn)的影響，在三個(gè)樣本中彈性系數(shù)分別為-0.029、-0.003和-0.083，但在城市家庭樣本中該指標(biāo)并不顯著，可見(jiàn)農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有量受到雙重信貸約束的阻礙作用較大。

另外總資產(chǎn)、總收入對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與深度的影響為正，且均顯著，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與深度影響呈倒U型;房產(chǎn)投資占比對(duì)不同樣本家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與深度的邊際效應(yīng)都為負(fù)，且都在1%的水平上顯著，可見(jiàn)房產(chǎn)占比對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有量存在一定的擠出效應(yīng);擁有住房所有權(quán)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與深度的影響系數(shù)都為正，均在1%水平上顯著;從事工商業(yè)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與深度的影響在總體家庭樣本和農(nóng)村家庭樣本，系數(shù)均大于0;年齡對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與深度的影響呈倒U型，即隨著年齡的增加，家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比先上升后下降;相對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)厭惡型家庭，風(fēng)險(xiǎn)偏好風(fēng)險(xiǎn)中性家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與深度都有顯著正向影響;社會(huì)互動(dòng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有比重的影響都為正，且均在1%、5%的水平上顯著，說(shuō)明社會(huì)互動(dòng)越多，家庭規(guī)模越大能促進(jìn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置比例;與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與率類似，相對(duì)于西部地區(qū)，東部地區(qū)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與深度的影響也是正向的，且在1%水平上顯著，但在農(nóng)村家庭樣本中并不顯著，中部地區(qū)在樣本中均不顯著。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文使用2011年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)所有變量進(jìn)行重新回歸分析，匯總結(jié)果見(jiàn)表7。受限于文章篇幅，其余控制變量并沒(méi)有列出，從穩(wěn)健性結(jié)果可以看出，關(guān)鍵變量系數(shù)符號(hào)與顯著性基本穩(wěn)健，模型總體顯著性也與實(shí)證分析相同，故可以認(rèn)為以上回歸結(jié)果穩(wěn)健。

五、結(jié)論

一是貸約束對(duì)于城市家庭與農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與率的邊際影響分別為-0.147、-0.287，并且在1%的水平上顯著，農(nóng)村家庭在選擇是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的時(shí)候更容易受到信貸約束的影響。隨著金融市場(chǎng)的快速發(fā)展與互聯(lián)網(wǎng)金融的普及，家庭對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的參與率將影響到整體家庭的收入水平。二是信貸約束對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)參與深度的影響為負(fù)，且在1%的水平上顯著，信貸約束對(duì)城市家庭和農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)參與深度的邊際影響分別為-0.023、-0.083，農(nóng)村家庭受到信貸約束的影響依然大于城市家庭。三是經(jīng)濟(jì)變量、人口特征變量、行為金融學(xué)變量、地區(qū)差異變量所屬的各個(gè)指標(biāo)在不同程度上影響金融市場(chǎng)的參與率和參與深度，同時(shí)影響信貸約束。其中，年齡、總資產(chǎn)、總收入對(duì)于金融市場(chǎng)參與率和參與深度的影響呈倒U型。

（特約編輯：何志強(qiáng)）

參考文獻(xiàn)：

[1]Jappelli T.Who is Credit Constrained in the U. S. Economy[J].Quarterly Journal of Economics，1990，105（1）：219-234.

[2]Boucher S R，Guirkinger C，Trivelli C.Direct elicitation of credit constraints：conceptual and practical issues with an application to Peruvian agriculture[J].Economic Development and Cultural Change，2009，57（4）：609-640.

[3]Angerer X，Lam P S.Income Risk and Portfolio Choice：An Empirical Study[J].Journal of Finance，2009，64（2）：1037-1055.

[4]Campbell J Y.Household Finance[J].Journal of Finance，2006，61（4）：1553-1604.

[5]Chetty R，Sándor L，Szeidl A.The Effect of Housing on Portfolio Choice[J].Journal of Finance，2017，72（3）.

[6]Guiso，Luigi.Household portfolios[M].MIT Press，2002.

[7]Poterba J M，Samwick A A.Taxation and household portfolio composition：US evidence from the 1980s and 1990s[J].Journal of Public Economics，2003，87（1）：5-38.

[8]Edwards R D.Health Risk and Portfolio Choice[J].Journal of Business&Economic Statistics，2008，26（4）：472-485.

[9]Hong H，Kubik J D，Stein J C.Social Interaction and Stock——Market Participation[J].Social Science Electronic Publishing，2004，59（1）：137-163.

[10]Michael Haliassos，Alexander Michaelides.Portfolio Choice and Liquidity Constraints[J].International Economic Review，2003，44（1）：143-177.

[11]Alessie R，Hochguertel S，Van Soest A.Household Portfolios in the Netherlands[J].Social Science Electronic Publishing，2001，9（4）：381-7.

[12]吳衛(wèi)星，齊天翔.流動(dòng)性、生命周期與投資組合相異性——中國(guó)投資者行為調(diào)查實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007（2）：97-110.

[13]陳國(guó)進(jìn)，姚佳.家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資影響因素分析——基于美國(guó)SCF數(shù)據(jù)庫(kù)的實(shí)證研究[J].金融與經(jīng)濟(jì)，2009（7）：27-29.

[14]鄒紅，喻開(kāi)志.我國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭的金融資產(chǎn)選擇特征分析——基于6個(gè)城市家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2009，28（5）：19-22.

[15]雷曉燕，周月剛.中國(guó)家庭的資產(chǎn)組合選擇：健康狀況與風(fēng)險(xiǎn)偏好[J].金融研究，2010（1）：31-45.

[16]尹志超，宋全云，吳雨.金融知識(shí)、投資經(jīng)驗(yàn)與家庭資產(chǎn)選擇[J].經(jīng)濟(jì)研究，2014（4）：62-75.

[17]李濤.社會(huì)互動(dòng)、信任與股市參與[J].經(jīng)濟(jì)研究，2006（1）：36-47.

[18]于蓉.我國(guó)家庭金融資產(chǎn)選擇行為研究[D].廣州：暨南大學(xué)，2006.

[19]張亮. 金融發(fā)展對(duì)我國(guó)家庭金融市場(chǎng)參與和資產(chǎn)配置影響[D].成都：西南財(cái)經(jīng)大學(xué)， 2013.

[20]尹志超，吳雨，甘犁.金融可得性、金融市場(chǎng)參與和家庭資產(chǎn)選擇[J].經(jīng)濟(jì)研究，2015（3）：87-99.

[21]尹志超，宋鵬，黃倩.信貸約束與家庭資產(chǎn)選擇——基于中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].投資研究，2015（1）：4-24.

[22]崔蒙雪.家庭信貸約束、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)資產(chǎn)選擇的影響[D].廣州：廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)，2015.

[23]劉佳倩，曹強(qiáng).信貸約束、家庭金融市場(chǎng)參與和家庭資產(chǎn)選擇[J].上海工程技術(shù)大學(xué)學(xué)報(bào)，2016，30（2）：178-183.

[24]甘犁.中國(guó)家庭金融調(diào)查報(bào)告[M].成都：西南財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2015.