經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下參與金融理財(cái)產(chǎn)品投資對(duì)家庭總收入影響的實(shí)證研究

馬成旺 天津工業(yè)大學(xué)

一、引言

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展，中國(guó)金融體系也在不斷發(fā)展完善，金融產(chǎn)品日趨多樣，金融機(jī)構(gòu)更加專業(yè)?；ヂ?lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展與應(yīng)用降低了家庭參與金融理財(cái)產(chǎn)品投資的門檻，極大提高了家庭金融產(chǎn)品投資的參與率。隨著中國(guó)教育的不斷發(fā)展以及互聯(lián)網(wǎng)帶來的信息快速傳播，金融知識(shí)得以廣泛普及，越來越多的家庭開始參與到金融理財(cái)產(chǎn)品的投資之中，在應(yīng)對(duì)通貨膨脹帶來的貨幣貶值的同時(shí)，謀求家庭資產(chǎn)的升值。同時(shí)，中國(guó)金融市場(chǎng)監(jiān)管也日趨規(guī)范與嚴(yán)厲，監(jiān)管體系和法律法規(guī)的不斷健全，也給了家庭參與金融理財(cái)產(chǎn)品投資的底氣。

二、研究設(shè)計(jì)和數(shù)據(jù)來源

本文數(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2017年進(jìn)行的中國(guó)家庭金融調(diào)查，篩選后最終選取了714個(gè)家庭樣本組成截面數(shù)據(jù)，進(jìn)行虛擬變量多元線性回歸的實(shí)證研究分析。模型的被解釋變量為家庭總收入，核心解釋變量為是否投資金融理財(cái)產(chǎn)品，為虛擬變量，當(dāng)d=1時(shí)，為有投資金融理財(cái)產(chǎn)品；當(dāng)d=0時(shí)，為沒有投資金融理財(cái)產(chǎn)品?？刂谱兞扛鶕?jù)CHFS提供的數(shù)據(jù)以及相關(guān)理論研究選取。具體的模型設(shè)定如下：

total income表示家庭總收入，d為虛擬變量是否投資金融理財(cái)產(chǎn)品，control表示控制變量，包括家庭總資產(chǎn)（TA）、家庭擁有銀行卡數(shù)量（card）、家庭持有現(xiàn)金數(shù)量（cash）、家庭平均每月日用品支出（commodity）、是否有醫(yī)保（d1）。η為其他控制變量相應(yīng)的回歸系數(shù)，εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

三、實(shí)證分析

對(duì)模型進(jìn)行OLS回歸，計(jì)算解釋變量的方差膨脹因子發(fā)現(xiàn)，不存在嚴(yán)重的多重共線性。然后對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行異方差White檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)模型存在異方差問題，使用可行加權(quán)最小二乘法進(jìn)行異方差的修正，得到優(yōu)化后的回歸模型。

當(dāng)模型只包含核心解釋變量d進(jìn)行回歸時(shí)，其系數(shù)較為顯著。當(dāng)模型加入其他控制變量后，雖然存在異方差問題，但模型總體和各主要控制變量的系數(shù)均比較顯著。在使用可行加權(quán)最小二乘法處理異方差問題后，回歸模型核心解釋變量系數(shù)的顯著性有所提高，說明家庭總收入確實(shí)受到家庭是否參與金融理財(cái)產(chǎn)品投資的影響。

為了進(jìn)一步研究是否參與金融理財(cái)產(chǎn)品投資對(duì)家庭總收入的影響，在模型中加入解釋變量d與各控制變量的交乘項(xiàng)，然后分別進(jìn)行回歸來考察各控制變量在參與和不參與金融理財(cái)產(chǎn)品投資的情況下對(duì)家庭總收入的影響有何變化。具體回歸模型如下：

具體回歸結(jié)果如表1所示：

表1

第一列為核心解釋變量d與各控制變量的回歸，其余各列為依次加入解釋變量d與其他控制變量交乘項(xiàng)的回歸。當(dāng)模型加入虛擬變量d與各控制變量交乘項(xiàng)的時(shí)候，除家庭擁有銀行卡數(shù)量前系數(shù)變得不顯著外，其余控制變量前系數(shù)都較為顯著，這說明家庭總資產(chǎn)、家庭持有現(xiàn)金、家庭平均每月日用品支出這三個(gè)變量對(duì)家庭總收入的影響在家庭參與和不參與金融理財(cái)產(chǎn)品投資的情況下是顯著不同的。各控制變量前系數(shù)的正負(fù)性與未加入交乘項(xiàng)時(shí)系數(shù)的正負(fù)性一致，說明各控制變量對(duì)家庭總收入的影響方向沒有發(fā)生變化。

觀察上表可以發(fā)現(xiàn)，從回歸結(jié)果可以看出，模型二、三的交互項(xiàng)系數(shù)為正，并通過了0.01水平下的系數(shù)檢驗(yàn)，控制變量的回歸系數(shù)也在1%的水平下顯著，這表明在家庭參與金融理財(cái)產(chǎn)品投資的情況下，家庭總資產(chǎn)越多，家庭總收入相應(yīng)也就越多；在家庭參與金融理財(cái)產(chǎn)品投資的情況下，家庭持有現(xiàn)金的數(shù)量越多，家庭總收入相應(yīng)也就越多。從模型四的回歸結(jié)果可以看出，交互項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，并通過了0.05水平下的系數(shù)檢驗(yàn)，控制變量的回歸系數(shù)也在5%的水平下顯著，這表明在家庭參與金融理財(cái)產(chǎn)品投資的情況下，家庭平均每月日用品支出越多，家庭總收入相應(yīng)也就越多。從模型五的回歸結(jié)果可以看出，加入交互項(xiàng)后，控制變量的回歸系數(shù)變得不顯著，且交互項(xiàng)系數(shù)也不顯著，這表明參與金融理財(cái)產(chǎn)品投資對(duì)家庭擁有銀行卡數(shù)量與家庭總收入之間的關(guān)系沒有顯著的調(diào)節(jié)作用。

四、結(jié)論和建議

本文運(yùn)用西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心2017年的數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了金融理財(cái)產(chǎn)品投資的參與情況對(duì)家庭總收入有何影響。結(jié)果表明：家庭總收入與是否參與金融理財(cái)產(chǎn)品投資確實(shí)存在顯著的相關(guān)關(guān)系。在家庭參與金融理財(cái)產(chǎn)品投資的情況下，家庭總資產(chǎn)、家庭持有現(xiàn)金數(shù)量、家庭平均每月日用品支出對(duì)家庭總收入的正向影響要顯著強(qiáng)于家庭未參與金融理財(cái)產(chǎn)品投資時(shí)。

基于以上結(jié)論，為了提高家庭總收入，建議家庭更多地參與金融理財(cái)產(chǎn)品投資，在提高家庭收入的同時(shí)，也有利于促進(jìn)中國(guó)金融市場(chǎng)的繁榮，間接促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。目前國(guó)際形勢(shì)中的不確定性上升，貿(mào)易保護(hù)主義抬頭，中國(guó)在堅(jiān)持積極走出去的同時(shí)，也要充分利用國(guó)內(nèi)市場(chǎng)，激發(fā)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)活力。而更多的家庭參與到金融理財(cái)產(chǎn)品投資中來就是一個(gè)很好的市場(chǎng)發(fā)展趨勢(shì)，伴隨著金融監(jiān)管體系的發(fā)展和完善，有利于充分釋放國(guó)內(nèi)市場(chǎng)活力。當(dāng)然，在參與風(fēng)險(xiǎn)金融投資的同時(shí)，家庭應(yīng)該秉持著“量力而為”的原則，在自己的風(fēng)險(xiǎn)承受范圍之內(nèi)進(jìn)行投資，既不過于保守，同時(shí)也應(yīng)該避免激進(jìn)行為。