金融排斥視角下非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置行為研究

葛永波 陳虹宇 趙國(guó)慶

摘要：隨著農(nóng)村地區(qū)非農(nóng)就業(yè)比例呈增長(zhǎng)趨勢(shì)及農(nóng)戶收入增加，農(nóng)村家庭的投資理念逐漸趨向多元化，由此產(chǎn)生的投資理財(cái)需求開(kāi)始得到人們的關(guān)注。本文運(yùn)用中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）2017年數(shù)據(jù)研究了非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與的影響及影響機(jī)制。結(jié)果顯示，戶主從事非農(nóng)行業(yè)可有效促進(jìn)農(nóng)村家庭參與金融市場(chǎng)，并顯著提升投資性金融資產(chǎn)的配置水平;非農(nóng)就業(yè)可以通過(guò)緩解農(nóng)村家庭需求端金融排斥程度對(duì)其資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響，并且農(nóng)戶的社會(huì)信任程度越高，非農(nóng)就業(yè)的促進(jìn)作用越強(qiáng)。異質(zhì)性分析表明，從事非農(nóng)行業(yè)對(duì)中年群體、財(cái)富收入較高群體的資產(chǎn)配置行為影響更加顯著;戶主從事第三產(chǎn)業(yè)或外出務(wù)工對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的促進(jìn)作用更強(qiáng)，而對(duì)于戶主為兼業(yè)或創(chuàng)業(yè)人員的家庭而言，該影響則不顯著。本文基于實(shí)證結(jié)果和農(nóng)村地區(qū)勞動(dòng)力市場(chǎng)結(jié)構(gòu)變化的現(xiàn)狀，結(jié)合當(dāng)前增強(qiáng)金融普惠性和提高直接融資比重的政策目標(biāo)，提出了改善家庭資產(chǎn)配置的相關(guān)建議，鼓勵(lì)與促進(jìn)農(nóng)戶進(jìn)一步參與金融市場(chǎng)，享受資本市場(chǎng)發(fā)展帶來(lái)的紅利。

關(guān)鍵詞：金融資產(chǎn)配置;農(nóng)村家庭;家庭金融;非農(nóng)就業(yè);金融排斥;社會(huì)信任

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：100228482021（03）001616

開(kāi)放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識(shí)碼（OSID）：

一、引言

近年來(lái)，中國(guó)家庭財(cái)富的積聚與成長(zhǎng)正處于高峰期，然而農(nóng)村家庭面臨的金融排斥問(wèn)題依然是阻礙農(nóng)戶進(jìn)入金融市場(chǎng)、享受資本市場(chǎng)發(fā)展紅利的重要原因。黨的十九大報(bào)告指出要拓寬居民財(cái)產(chǎn)性收入渠道，提升居民金融市場(chǎng)參與率、優(yōu)化家庭金融資產(chǎn)配置是提高居民財(cái)產(chǎn)性收入的重要途徑。中共中央《關(guān)于制定國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和二○三五年遠(yuǎn)景目標(biāo)的建議》也將增強(qiáng)金融普惠性和提高直接融資比重作為目標(biāo)任務(wù)。對(duì)農(nóng)村地區(qū)家庭金融排斥問(wèn)題和資產(chǎn)配置現(xiàn)狀的研究，有助于對(duì)資金進(jìn)行有針對(duì)性的引導(dǎo)，擴(kuò)大投資者基數(shù)，進(jìn)一步為發(fā)揮資本市場(chǎng)的財(cái)富管理功能、提高直接融資比重創(chuàng)造條件。

中國(guó)曾經(jīng)是一個(gè)典型農(nóng)業(yè)主導(dǎo)的發(fā)展中國(guó)家，在相當(dāng)長(zhǎng)的一段時(shí)間內(nèi)農(nóng)業(yè)人口占據(jù)了絕大部分人口比重。受城鄉(xiāng)工資差異和規(guī)模農(nóng)業(yè)發(fā)展的影響，越來(lái)越多農(nóng)村勞動(dòng)力選擇由農(nóng)業(yè)向非農(nóng)行業(yè)轉(zhuǎn)移。伴隨著非農(nóng)就業(yè)比例的提高以及社會(huì)保障制度的不斷完善，農(nóng)村家庭的投資理念、經(jīng)濟(jì)行為也在悄然變化，對(duì)金融服務(wù)的需求也從單一的存款需求轉(zhuǎn)變?yōu)閷?duì)金融咨詢、金融理財(cái)產(chǎn)品、國(guó)債、基金、股票等多樣化需求。中國(guó)家庭金融調(diào)查統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2013年全國(guó)農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的參與率僅為1.12%，2017年提升至3.07%。在此背景下，對(duì)于我國(guó)農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置行為及其內(nèi)在機(jī)制的研究不僅有助于深刻理解家庭投資組合異質(zhì)性的影響因素、引導(dǎo)合理化投資方案的形成、促進(jìn)家庭對(duì)資本市場(chǎng)的參與，還有助于各類(lèi)機(jī)構(gòu)把握農(nóng)村家庭實(shí)際需求與存在的問(wèn)題、促進(jìn)金融產(chǎn)品和服務(wù)創(chuàng)新。此外，從金融排斥視角刻畫(huà)分析農(nóng)村家庭資產(chǎn)配置的問(wèn)題，也為深化農(nóng)村金融市場(chǎng)改革、助力普惠金融發(fā)展和縮小家庭貧富差距提供了理論參考與決策依據(jù)。

本文就非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)戶金融行為的影響進(jìn)行了多個(gè)層面的研究，并體現(xiàn)出如下特色。一是已有研究多聚焦于非農(nóng)就業(yè)帶來(lái)的收入效應(yīng)和消費(fèi)效應(yīng)，鮮有涉及非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置行為的專(zhuān)門(mén)分析，本文在一定程度上可以拓展家庭金融以及農(nóng)村金融領(lǐng)域的相關(guān)研究。二是已有文獻(xiàn)對(duì)職業(yè)因素影響家庭金融行為作用渠道及作用機(jī)理的研究仍不夠深入，相關(guān)檢驗(yàn)方法也較為單一。本文從我國(guó)農(nóng)村實(shí)際情況出發(fā)，在構(gòu)建理論分析框架的基礎(chǔ)上，基于微觀數(shù)據(jù)構(gòu)造金融排斥指數(shù)，深入分析了非農(nóng)就業(yè)是否可以通過(guò)緩解家庭需求端金融排斥程度，進(jìn)而改善家庭金融資產(chǎn)配置行為。同時(shí)，考察了信任在傳導(dǎo)路徑中產(chǎn)生的調(diào)節(jié)作用。三是鑒于普通的IV Probit難以較好地解決自變量為離散變量的內(nèi)生性問(wèn)題，本文運(yùn)用Wooldridge[1]提出的穩(wěn)健模型，克服了內(nèi)生解釋變量必須為連續(xù)變量的假設(shè)，提高了估計(jì)的準(zhǔn)確性。

本文剩余部分結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分在理論分析的基礎(chǔ)上提出了研究假說(shuō);第三部分對(duì)研究所使用的變量、模型等進(jìn)行介紹;第四部分報(bào)告非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)配置的實(shí)證結(jié)果，在此基礎(chǔ)上對(duì)中介效應(yīng)及調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證，并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn);第五部分基于細(xì)分樣本和職業(yè)特征對(duì)非農(nóng)就業(yè)與家庭金融行為的關(guān)系進(jìn)行了異質(zhì)性分析;第六部分是總結(jié)及政策建議。

二、理論分析與假說(shuō)提出

（一）非農(nóng)就業(yè)與家庭金融資產(chǎn)配置

職業(yè)作為影響家庭經(jīng)濟(jì)行為的重要方面，不僅可以反映當(dāng)下和未來(lái)的收入狀況，還能夠體現(xiàn)家庭成員對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)資源的擁有情況、未來(lái)發(fā)展機(jī)會(huì)等[2]。金融從業(yè)者或經(jīng)濟(jì)學(xué)家會(huì)因?yàn)樗麄兯哂械闹R(shí)和信息優(yōu)勢(shì)，降低參與金融市場(chǎng)的成本及投資決策失誤的可能性[3]。有創(chuàng)業(yè)行為的家庭面臨著較高的創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，因而會(huì)減少家庭持股比例或?qū)︼L(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資[4]。隨著規(guī)模農(nóng)業(yè)的產(chǎn)生和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的興起，農(nóng)民就業(yè)的非農(nóng)化是其中最重要的變化之一，越來(lái)越多農(nóng)民選擇以非農(nóng)經(jīng)營(yíng)、外出務(wù)工等多種方式從事非農(nóng)職業(yè)，這一職業(yè)身份的轉(zhuǎn)變?yōu)檗r(nóng)戶積累經(jīng)濟(jì)資本、人力資本和社會(huì)資本創(chuàng)造了條件，也對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)行為產(chǎn)生了影響。

從主觀認(rèn)知角度來(lái)看，相較于居家務(wù)農(nóng)自給自足的生活方式，從事非農(nóng)行業(yè)讓農(nóng)村居民對(duì)外交流增多，農(nóng)戶原有的傳統(tǒng)理財(cái)觀念、文化心理等潛移默化地受到?jīng)_擊[5]，開(kāi)始逐漸學(xué)習(xí)或模仿他人的投資理財(cái)行為，并將此傳遞給留守在家的成員，促進(jìn)家庭對(duì)金融市場(chǎng)的參與。

從客觀影響來(lái)看，非農(nóng)就業(yè)通過(guò)使農(nóng)戶獲取金融信息途徑增加[6]、收入和財(cái)富水平提高[7]、收入不確定性降低[8]、預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)緩解[9]、對(duì)更高層次養(yǎng)老保險(xiǎn)（如職工養(yǎng)老保險(xiǎn)、商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)）的參與增加等多種途徑，進(jìn)一步緩解了農(nóng)村地區(qū)家庭面臨的金融排斥程度[10]，從而對(duì)家庭投資行為產(chǎn)生積極影響[11]。基于此，本文提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)1a：非農(nóng)就業(yè)能夠提高家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的參與概率。

假說(shuō)1b：非農(nóng)就業(yè)能夠增加家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有比例。

（二）金融排斥及其中介作用

金融排斥最基本的特征是某些群體難以通過(guò)適當(dāng)?shù)那阔@得必需的金融產(chǎn)品和服務(wù)。與我國(guó)經(jīng)濟(jì)、金融二元發(fā)展結(jié)構(gòu)相適應(yīng)，對(duì)金融排斥的研究主要集中于農(nóng)村地區(qū)與農(nóng)村家庭，研究視角也由最初的地理可及性逐漸轉(zhuǎn)向社會(huì)文化。由于缺乏金融知識(shí)、信息不對(duì)稱、交易成本高等問(wèn)題，金融排斥在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)普遍存在，且金融排斥主要由供需不平衡導(dǎo)致。對(duì)于金融排斥原因及程度等問(wèn)題的研究，國(guó)內(nèi)外學(xué)者大多基于供給端視角，從地理排斥、評(píng)估排斥、條件排斥、價(jià)格排斥、營(yíng)銷(xiāo)排斥等等多個(gè)層面，通過(guò)構(gòu)建指標(biāo)對(duì)金融排斥現(xiàn)象進(jìn)行分析[12]。也有少數(shù)學(xué)者從需求端出發(fā)，認(rèn)為某些群體由于不具備相應(yīng)的金融知識(shí)、無(wú)法獲得金融信息等原因也會(huì)導(dǎo)致金融排斥，并通過(guò)構(gòu)建自我排斥指標(biāo)對(duì)農(nóng)村家庭金融排斥進(jìn)行了研究[13]。整體而言，已有研究大多從宏觀層面入手，將供給端排斥作為主要研究方向，對(duì)農(nóng)村家庭需求端的考察較為單一。但是，即使供給端差異消失，中國(guó)家庭依然會(huì)把大量資金用于儲(chǔ)蓄[14]，需求端層面金融排斥的研究應(yīng)更加深入。因此，不同于傳統(tǒng)金融排斥的衡量方法，本文從需求端出發(fā)，分析金融排斥作為非農(nóng)就業(yè)影響農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)配置行為的中介變量的獨(dú)特屬性。

第一，非農(nóng)就業(yè)是否會(huì)緩解金融知識(shí)排斥，從而提高家庭金融資產(chǎn)配置水平？金融知識(shí)排斥主要指家庭缺乏相關(guān)金融知識(shí)，對(duì)資產(chǎn)配置的重要性了解不足，缺乏投資技能而產(chǎn)生的需求排斥。粟芳等[10]基于我國(guó)“千村調(diào)查”數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)家庭普遍存在著獲取金融信息渠道狹窄、對(duì)金融知識(shí)理解程度較低、金融知識(shí)匱乏等問(wèn)題，即使是經(jīng)濟(jì)條件較好的農(nóng)村家庭，由于理財(cái)意識(shí)淡薄，缺乏對(duì)財(cái)產(chǎn)的管理和配置能力，更傾向于將富余資產(chǎn)用于配置房屋、為子女結(jié)婚操辦等用途，造成家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)配置畸形。農(nóng)村家庭通過(guò)從事非農(nóng)行業(yè)，一方面，他們不僅兼具了傳統(tǒng)的親緣和地緣關(guān)系，還擴(kuò)大了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)從而建立起新的業(yè)緣關(guān)系，獲取金融信息的渠道進(jìn)一步拓寬，能夠?qū)W習(xí)和了解更多金融知識(shí)與投資技巧。另一方面，從事非農(nóng)工作人群（如打工、個(gè)體經(jīng)營(yíng)等）可以有更多機(jī)會(huì)接觸到銀行等金融機(jī)構(gòu)，獲得更多金融信息、知識(shí)和服務(wù)，降低金融排斥的可能性[6]。家庭金融投資決策是一個(gè)復(fù)雜的過(guò)程，需要花費(fèi)大量時(shí)間和精力搜尋投資相關(guān)的信息，而金融知識(shí)在這個(gè)過(guò)程中起到重要作用，這些知識(shí)有利于家庭了解金融產(chǎn)品的收益與風(fēng)險(xiǎn)，減少家庭參與金融市場(chǎng)時(shí)的信息搜尋和處理成本，降低金融市場(chǎng)參與成本，從而提高家庭對(duì)金融市場(chǎng)的參與[15]。

第二，非農(nóng)就業(yè)是否會(huì)改善農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)排斥，從而提高家庭金融資產(chǎn)配置水平？風(fēng)險(xiǎn)排斥主要是指有些家庭的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度較高，不愿意承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資帶來(lái)的不確定性風(fēng)險(xiǎn)，因而缺乏對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置需求，產(chǎn)生風(fēng)險(xiǎn)排斥。從農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)偏好來(lái)看，農(nóng)村地區(qū)家庭普遍面臨著內(nèi)外部環(huán)境雙重不確定的影響。一方面，農(nóng)村地區(qū)較為封閉，缺乏與外界的交流，傳統(tǒng)保守觀念和小農(nóng)思想根深蒂固。同時(shí)，由于農(nóng)村地區(qū)社會(huì)保障體系不足、城鄉(xiāng)信息不對(duì)稱而催生出“模糊風(fēng)險(xiǎn)厭惡”，導(dǎo)致農(nóng)村地區(qū)家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)和損失的表現(xiàn)更為敏感[16]。另一方面，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)本身具有較強(qiáng)的不確定性，容易受到自然災(zāi)害、農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)不穩(wěn)定等較高的風(fēng)險(xiǎn)沖擊，從而降低農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿。收入的不可預(yù)期風(fēng)險(xiǎn)是阻礙居民金融資產(chǎn)總量快速增長(zhǎng)的重要因素之一，多數(shù)農(nóng)戶具有較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)，偏向于采取保守行為來(lái)規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，更傾向于選擇持有現(xiàn)金或銀行存款。而從事非農(nóng)行業(yè)不僅使農(nóng)戶有更大概率接觸城鎮(zhèn)的社會(huì)環(huán)境，改善原本保守的思想觀念[10]，還會(huì)提供多種收入渠道以及一些附加福利，如醫(yī)療保險(xiǎn)、退休和養(yǎng)老金計(jì)劃以及額外的收入保障等，可在一定程度上抵消收入不確定性的沖擊，從而起到規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的作用……風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度可以對(duì)投資選擇行為尤其是股票投資行為產(chǎn)生顯著影響[17]，風(fēng)險(xiǎn)偏好較強(qiáng)的家庭，往往更容易持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。因此，非農(nóng)就業(yè)能夠通過(guò)改善農(nóng)戶的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，完善家庭金融資產(chǎn)配置行為。

第三，非農(nóng)就業(yè)是否會(huì)緩解農(nóng)戶面臨的流動(dòng)性排斥，從而提高家庭金融資產(chǎn)配置水平？流動(dòng)性排斥是指家庭缺乏用于投資的資金而導(dǎo)致的金融排斥現(xiàn)象。金融市場(chǎng)的參與需要投資者支付一定的資金，如果家庭資金流動(dòng)性較差，那么就會(huì)選擇優(yōu)先滿足其他方面的需要（如衣食住行、教育、醫(yī)療等），在這種情況下，即使家庭有投資意愿也會(huì)因?yàn)槿鄙儋Y金而無(wú)法產(chǎn)生實(shí)際的金融需求。而非農(nóng)就業(yè)可以通過(guò)促進(jìn)農(nóng)村要素市場(chǎng)發(fā)展[7]，推動(dòng)農(nóng)民收入更加多樣化，從而提高農(nóng)戶的家庭收入與財(cái)富積累[10]。收入與財(cái)富增加的家庭在滿足自身生產(chǎn)和生活之余具備了理財(cái)?shù)奈镔|(zhì)能力，能夠產(chǎn)生想要通過(guò)金融渠道實(shí)現(xiàn)家庭財(cái)富保值增值的需求，進(jìn)而提高家庭參與股票投資等風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)的可能性。

第四，非農(nóng)就業(yè)是否會(huì)改善農(nóng)戶面臨的互聯(lián)網(wǎng)排斥，從而提高家庭金融資產(chǎn)配置水平？隨著互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展，越來(lái)越多的金融交易可以通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)進(jìn)行操作。一方面，手機(jī)銀行等金融新模式的出現(xiàn)克服了地理區(qū)域限制和空間障礙，具備準(zhǔn)入門(mén)檻低的優(yōu)勢(shì)，服務(wù)對(duì)象更為廣泛，提高了金融服務(wù)的覆蓋面和可獲得性，極大降低了農(nóng)村地區(qū)地理排斥程度。另一方面，互聯(lián)網(wǎng)金融進(jìn)一步加劇了新工具缺乏與使用障礙人群（無(wú)能力購(gòu)買(mǎi)或不會(huì)使用智能手機(jī)、電腦等設(shè)備，或者偏遠(yuǎn)農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)網(wǎng)絡(luò)設(shè)施不健全等）的金融排斥，反而對(duì)弱勢(shì)群體不利[13]，造成新的互聯(lián)網(wǎng)排斥現(xiàn)象。而從事非農(nóng)行業(yè)的勞動(dòng)者因?yàn)榕c外界聯(lián)系更加緊密，對(duì)新事物的接受能力更強(qiáng)更快，大部分都會(huì)使用智能手機(jī)等設(shè)備并開(kāi)通上網(wǎng)功能，可以極大緩解他們面臨的金融排斥，并通過(guò)降低市場(chǎng)摩擦促進(jìn)家庭對(duì)金融市場(chǎng)的參與程度。

基于上述四個(gè)維度的分析，本文提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)2a：非農(nóng)就業(yè)能夠通過(guò)降低農(nóng)戶金融排斥程度，從而促進(jìn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的參與概率。

假說(shuō)2b：非農(nóng)就業(yè)能夠通過(guò)降低農(nóng)戶金融排斥程度，從而促進(jìn)家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有比例。

（三）社會(huì)信任及其調(diào)節(jié)作用

社會(huì)信任指對(duì)社會(huì)其他人群的信任程度，作為一種不易改變的個(gè)人特征，對(duì)投資者的經(jīng)濟(jì)行為產(chǎn)生影響。信任缺乏會(huì)放大交易成本的實(shí)際影響，降低人們對(duì)風(fēng)險(xiǎn)回報(bào)的感知，而信任程度高的人更傾向于持有金融資產(chǎn)[18]。因此，信任程度的差異或許會(huì)對(duì)非農(nóng)就業(yè)促進(jìn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置方面帶來(lái)不同的影響。

首先，信任對(duì)于金融知識(shí)學(xué)習(xí)傳播具有催化劑作用。在知識(shí)信息傳播越來(lái)越強(qiáng)的現(xiàn)代社會(huì)，信任程度的提高能夠增加不同社會(huì)群體之間的知識(shí)交流和共享，從而降低獲取和學(xué)習(xí)成本、緩解信息不對(duì)稱[19]。信任程度的提高，不僅能夠減少農(nóng)村居民的顧慮，使他們更愿意分享和交流自己獲取的知識(shí)信息，也會(huì)使村民更容易接受和相信來(lái)自金融機(jī)構(gòu)或他人提供的信息。因此，信任水平越高，金融知識(shí)傳播的效率越高，越能夠促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)家庭參與金融市場(chǎng)。

其次，信任能夠強(qiáng)化投資信心和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。一方面，信任程度的增加可以增強(qiáng)農(nóng)戶對(duì)金融資產(chǎn)投資的信心。金融產(chǎn)品具有“信任密集”的特征[18]，投資者對(duì)上市公司經(jīng)營(yíng)管理信任程度越高，認(rèn)為股票投資未來(lái)回報(bào)的可能性越大，進(jìn)而對(duì)股市的參與更加積極[19]。另一方面，較高的信任程度也使投資者增強(qiáng)了對(duì)社會(huì)福利（如社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)等）的信任，提高了在困難時(shí)能夠得到別人幫助的預(yù)期，樹(shù)立了對(duì)自身風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力的信心，使其更愿意承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，如果投資者相信自己未來(lái)能獲得資金支持，也會(huì)更傾向于將資金投資于流動(dòng)性低但收益率高的產(chǎn)品[2]?；诖?，本文提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)3：信任可對(duì)非農(nóng)就業(yè)促進(jìn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置方面起到調(diào)節(jié)作用，信任程度越高，非農(nóng)就業(yè)促進(jìn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與的作用越強(qiáng)。

通過(guò)以上文獻(xiàn)梳理可以看出，農(nóng)村居民非農(nóng)就業(yè)可以通過(guò)緩解需求端的金融排斥來(lái)影響家庭資產(chǎn)配置行為。農(nóng)民曾經(jīng)是中國(guó)占比最多的一類(lèi)職業(yè)群體，但是隨著城鎮(zhèn)化的不斷推進(jìn)與發(fā)展，越來(lái)越多的農(nóng)業(yè)就業(yè)人員脫離了土地，從事非農(nóng)職業(yè)，這無(wú)疑會(huì)對(duì)他們的思想觀念、經(jīng)濟(jì)行為產(chǎn)生影響，但已有研究主要局限于非農(nóng)就業(yè)對(duì)收入和消費(fèi)行為的影響，較少涉及對(duì)其他方面尤其對(duì)金融行為影響的研究。非農(nóng)就業(yè)是否會(huì)影響家庭的金融資產(chǎn)配置行為？當(dāng)非農(nóng)就業(yè)促進(jìn)農(nóng)戶收入提高后，其金融資產(chǎn)配置又會(huì)發(fā)生怎樣的變化？金融排斥在非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響過(guò)程中扮演了一種什么角色？信任程度是否對(duì)這種影響路徑具有調(diào)節(jié)效應(yīng)？這些是本文希望回答的問(wèn)題。

三、模型與變量

本文使用中國(guó)家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，CHFS）2017年在全國(guó)范圍內(nèi)的調(diào)查數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)涵蓋了家庭人口統(tǒng)計(jì)特征、資產(chǎn)與負(fù)債、收入與支出、家庭金融資產(chǎn)等各方面信息，具有良好的代表性[20]，為本文研究提供了非常好的數(shù)據(jù)支持。

（一）變量選擇

1.金融市場(chǎng)參與及金融資產(chǎn)配置情況

金融資產(chǎn)指在金融市場(chǎng)上可以進(jìn)行交易的金融工具，本文參考CHFS的分類(lèi)說(shuō)明，將社保賬戶余額、現(xiàn)金、存款、股票、基金、債券、衍生品、理財(cái)產(chǎn)品、非人民幣資產(chǎn)、黃金和其他金融資產(chǎn)歸為金融資產(chǎn)。風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)則指金融資產(chǎn)中未來(lái)收益不確定且可能導(dǎo)致?lián)p失的部分資產(chǎn)。參考已有文獻(xiàn)[21]，將股票、基金、金融債券、企業(yè)債券、衍生品、理財(cái)產(chǎn)品、非人民幣資產(chǎn)、黃金和其他金融產(chǎn)品定義為風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。本文考察的變量包括“風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與”及“風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比”。其中，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與反映家庭是否參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比為風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重。

2.非農(nóng)就業(yè)

農(nóng)村勞動(dòng)力的非農(nóng)就業(yè)主要指具有農(nóng)村戶口的勞動(dòng)力在本地或異地從事除農(nóng)業(yè)以外的其他所有行業(yè)。從微觀視角研究農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)影響的實(shí)證文獻(xiàn)，一般存在兩種對(duì)非農(nóng)就業(yè)的定義：第一種是按照戶主的就業(yè)狀況來(lái)定義家庭的非農(nóng)就業(yè)狀況，第二種是根據(jù)全部家庭成員的就業(yè)狀況來(lái)定義家庭的非農(nóng)就業(yè)狀況。本文參考第一種定義方式，將CHFS問(wèn)卷中戶主工作單位類(lèi)型屬于“耕作經(jīng)營(yíng)承包土地”的樣本定義為務(wù)農(nóng)，賦值為0;戶主工作單位為其他類(lèi)型定義為非農(nóng)就業(yè)

非農(nóng)就業(yè)工作單位具體包括“機(jī)關(guān)團(tuán)體/事業(yè)單位”“國(guó)有及國(guó)有控股企業(yè)”“集體企業(yè)”“個(gè)體工商戶”“私營(yíng)企業(yè)”“外商、港澳臺(tái)投資企業(yè)”“其他類(lèi)型單位”等。，賦值為1。此外，也使用全部家庭成員的非農(nóng)就業(yè)狀況作為代理變量進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3.工具變量

考慮到以戶主非農(nóng)就業(yè)作為解釋變量可能會(huì)存在內(nèi)生性問(wèn)題。一方面，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置行為和風(fēng)險(xiǎn)偏好有關(guān)，風(fēng)險(xiǎn)偏好較高的人，或許也更愿意脫離傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)而從事非農(nóng)行業(yè)。另一方面，戶主的就業(yè)選擇和家庭資產(chǎn)配置可能同時(shí)受到其他因素的影響，比如當(dāng)?shù)氐奈幕瘋鹘y(tǒng)與習(xí)慣等，而這些變量又難以觀測(cè)。因此，本文選取“除本家庭之外的區(qū)縣非農(nóng)就業(yè)家庭占比的平均值”作為非農(nóng)就業(yè)的工具變量進(jìn)行估計(jì)。同區(qū)縣的非農(nóng)就業(yè)比率會(huì)影響個(gè)人做出是否外出的決定，但是和個(gè)體家庭金融資產(chǎn)配置行為無(wú)關(guān)，因此該工具變量的選取是合適的。

4.控制變量

控制變量主要考慮戶主特征變量、家庭特征變量和地區(qū)特征變量。戶主特征變量包括戶主的年齡、年齡的平方、性別（虛擬變量，男性取1）、健康程度（分為不健康、一般健康、比較健康、很健康、非常健康五個(gè)等級(jí)，賦值1～5）、婚姻狀態(tài)（虛擬變量，有配偶取1）、教育年限（根據(jù)戶主的受教育程度折算成年限）、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度

問(wèn)卷題目為：“如果有一筆資金用于投資，受訪者會(huì)選擇哪種投資項(xiàng)目”。如果受訪者選擇“高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)的項(xiàng)目”及“略高風(fēng)險(xiǎn)、略高回報(bào)的項(xiàng)目”，則賦值為1;如果受訪者選擇“平均風(fēng)險(xiǎn)、平均回報(bào)的項(xiàng)目”，則賦值為0;如果受訪者選擇“略低風(fēng)險(xiǎn)、略低回報(bào)的項(xiàng)目”及“不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)”，則賦值為-1。。家庭特征變量包括少兒撫養(yǎng)比（家庭中14歲以下子女?dāng)?shù)量占家庭總?cè)丝诘谋戎兀?、老年撫養(yǎng)比（家庭中65歲以上老人數(shù)量占家庭總?cè)丝诘谋戎兀?、家庭人均收入和家庭總資產(chǎn)。地區(qū)特征變量選取當(dāng)?shù)谿DP。考慮極端值的影響，對(duì)家庭人均收入和凈資產(chǎn)變量在1%和99%的水平上進(jìn)行縮尾，并進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。此外，數(shù)據(jù)處理中剔除了收入為負(fù)和資產(chǎn)為負(fù)的樣本及其他相關(guān)缺失值，最終篩選出7038個(gè)農(nóng)戶家庭樣本用于進(jìn)一步的實(shí)證分析。

5.金融排斥程度

基于前文理論分析，本文從金融知識(shí)排斥、風(fēng)險(xiǎn)排斥、流動(dòng)性排斥和互聯(lián)網(wǎng)排斥四個(gè)維度構(gòu)造需求端金融排斥指標(biāo)。具體說(shuō)明如表1所示。

注：a.問(wèn)卷題目為：“關(guān)注財(cái)經(jīng)類(lèi)新聞的渠道是？”選項(xiàng)分別有：“財(cái)經(jīng)類(lèi)APP”“互聯(lián)網(wǎng)、手機(jī)等網(wǎng)頁(yè)瀏覽”“電視、報(bào)紙等傳統(tǒng)媒介”“參加財(cái)經(jīng)類(lèi)名人講座、課程培訓(xùn)或論壇等”“其他”。筆者參考尹志超等[22]的方法，將對(duì)金融信息關(guān)注度作為衡量金融知識(shí)的代理指標(biāo)，對(duì)此類(lèi)信息更加關(guān)注（獲取渠道更多）的人群，往往具備較高的金融知識(shí)水平。

b.現(xiàn)有對(duì)流動(dòng)性約束的衡量方式主要有家庭財(cái)富水平和信貸約束程度，考慮到本文研究主要與家庭資產(chǎn)配置水平有關(guān)，參考蔡棟梁[23]的方法，選取凈財(cái)富來(lái)衡量家庭面臨的流動(dòng)性約束。

其中，金融知識(shí)排斥表現(xiàn)為農(nóng)戶缺乏對(duì)金融知識(shí)關(guān)注和了解，風(fēng)險(xiǎn)排斥表現(xiàn)為農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度高，流動(dòng)性排斥表現(xiàn)為家庭缺少投資所需要的資金，創(chuàng)新排斥表現(xiàn)為農(nóng)戶不會(huì)使用新型金融工具。進(jìn)一步通過(guò)客觀賦權(quán)排除主觀因素影響，參考粟芳等[10]的做法，采用熵值法構(gòu)造金融排斥程度的綜合指標(biāo)。具體步驟為：假設(shè)有m個(gè)樣本，某個(gè)維度包含n個(gè)指標(biāo)，xij表示第i個(gè)樣本的第j項(xiàng)指標(biāo)值，對(duì)xij進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化得到

pij=xij/∑mi=1xij，數(shù)據(jù)矩陣變?yōu)槠錁?biāo)準(zhǔn)化后的矩陣Y={pij}m×n，第j項(xiàng)指標(biāo)的信息熵為

ej=-k∑mi=1pijlnpij。指標(biāo)的信息效用價(jià)值取決于該指標(biāo)的信息熵與1之間的差值gi=1-ej，各指標(biāo)的權(quán)重由該指標(biāo)的信息效應(yīng)價(jià)值決定，效用價(jià)值越高則作用越大。因此，根據(jù)差異系數(shù)可計(jì)算權(quán)數(shù)為

wi=gj/∑mj=1gj，由此計(jì)算樣本中各個(gè)維度的評(píng)價(jià)得分

Mi=∑nj=1wjxij，最終根據(jù)熵的可加性計(jì)算得到金融排斥程度的綜合得分，得分越高，表示金融排斥程度越大。

6.信任程度

本文選取受訪者對(duì)陌生人信任程度作為衡量信任程度的指標(biāo)，“非常不信任”取1，“不太信任”取2，“一般信任”取3，“比較信任”取4，“非常信任”取5。

（二）模型設(shè)定

1.Probit模型

首先，運(yùn)用Probit模型分析非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與概率的影響，構(gòu)造Probit模型如下：

Pro（Pari=1）=（α1Jobi+β1X+μi）（1）

在式（1）中，Pari是反映農(nóng)戶金融市場(chǎng)參與的虛擬變量，如果受訪農(nóng)戶家庭參與了風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)則取值為1，否則取值為0。

Jobi表示戶主職業(yè)類(lèi)型，如果是非農(nóng)就業(yè)就取值為1，否則為0;

X是一組控制變量，μi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.Tobit模型

運(yùn)用Tobit模型分析非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)占比的影響。構(gòu)造Tobit模型如下：

Si=α2·Jobi+β2X+ωi，Si=max{0，Si}（2）

在式（2）中，Si表示家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重;Jobi和X的含義與Probit模型相同，ωi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3.中介效應(yīng)模型

本文參考溫忠麟等[24]提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，構(gòu)建如下中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

Yi=c·Jobi+β3·X+σ1i（3）

Mi=a·Jobi+β4·X+σ2i（4）

Yi=c′·Jobi+b·Mi+β5·X+σ3i（5）

其中，Yi是因變量，表示家庭是否參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)或風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重;

Jobi是自變量，表示戶主是否非農(nóng)就業(yè)，與前文相同;

Mi為中介變量，即金融排斥程度;

X為控制變量。本文對(duì)式（3）（5）分別采用Probit和Tobit回歸。

4.調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

本文參考溫忠麟等[24]提出的方法進(jìn)行檢驗(yàn)，構(gòu)造有調(diào)節(jié)效應(yīng)模型如下：

Yi=c0+c1·Jobi+c2·Ti+c3·Ti·Jobi+β6·X+ε1i（6）

其中，Ti表示對(duì)陌生人的信任程度，其他變量含義與中介效應(yīng)模型相同。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

為了方便比較，表2列出了全樣本和非農(nóng)就業(yè)樣本相關(guān)變量的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。可以看出，非農(nóng)就業(yè)占比為46.23%，說(shuō)明近半數(shù)農(nóng)村地區(qū)家庭戶主選擇將非農(nóng)工作作為主要職業(yè)。農(nóng)業(yè)就業(yè)家庭中的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與率和占比僅為1%和0.26%，非農(nóng)就業(yè)樣本中該指標(biāo)上升至4%和1.07%，反映出非農(nóng)就業(yè)家庭在風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置上具有優(yōu)勢(shì)。

四、實(shí)證分析

本部分主要從參與概率和配置水平兩個(gè)角度分析戶主非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行影響機(jī)制分析和穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（一）非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)配置行為

表3給出了戶主非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)配置行為的關(guān)系。

第（1）列用Probit模型對(duì)非農(nóng)就業(yè)與農(nóng)戶家庭金融市場(chǎng)參與概率進(jìn)行估計(jì)。

第（3）列用Tobit模型對(duì)非農(nóng)就業(yè)與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置比例的關(guān)系進(jìn)行了估計(jì)。

第（2）（4）列考慮到解釋變量?jī)?nèi)生性問(wèn)題，引入工具變量進(jìn)行了估計(jì)。由于普通的IV Probit和IV Tobit實(shí)際上只能處理解釋變量是連續(xù)性的數(shù)據(jù)，不能較好地解決自變量為離散變量的內(nèi)生性問(wèn)題，因此，本文運(yùn)用Wooldridge[1]提出的穩(wěn)健模型，克服了內(nèi)生解釋變量必須為連續(xù)變量的假設(shè)。

第（1）列中，非農(nóng)就業(yè)估計(jì)系數(shù)為0.006，在10%的水平上顯著，說(shuō)明戶主非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與行為具有正向影響，即非農(nóng)就業(yè)使家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的概率上升0.6%。第（2）列中，使用除本家庭之外的區(qū)縣非農(nóng)就業(yè)家庭占比的平均值作為工具變量進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果驗(yàn)證了非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資

產(chǎn)參與的正向影響。此外，第（3）列回歸結(jié)果表明非農(nóng)就業(yè)不但會(huì)對(duì)家庭是否參與投資類(lèi)金融資產(chǎn)產(chǎn)生影響，還可能會(huì)影響家庭參與的深度，即對(duì)家庭在各種金融資產(chǎn)上的配置比例產(chǎn)生影響。假說(shuō)1a和假說(shuō)1b得到驗(yàn)證。

（二）影響機(jī)制檢驗(yàn)：中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)

文獻(xiàn)研究表明，金融排斥在農(nóng)村市場(chǎng)非常普遍。那么，非農(nóng)就業(yè)是否可以通過(guò)緩解金融排斥而對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置帶來(lái)的影響？從直接效應(yīng)角度考慮，從事非農(nóng)行業(yè)在一定程度上可能會(huì)改變農(nóng)村居民較為保守的思想態(tài)度和傳統(tǒng)的投資理財(cái)觀念，對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)行為產(chǎn)生影響;從中介效應(yīng)角度來(lái)看，非農(nóng)就業(yè)可能通過(guò)緩解農(nóng)村家庭在需求端的金融排斥程度，從而促進(jìn)家庭對(duì)金融市場(chǎng)的參與。此外，信任作為一種相對(duì)穩(wěn)定的個(gè)人特征，深深根植于社會(huì)文化中，能夠解釋不同家庭對(duì)金融市場(chǎng)的有限參與問(wèn)題[25]。信任程度的增加不僅能夠促進(jìn)金融知識(shí)和信息的傳播，也能夠增強(qiáng)投資者信心和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力;而信任的缺乏則會(huì)擴(kuò)大參與成本的實(shí)際影響，降低了人們對(duì)風(fēng)險(xiǎn)回報(bào)的感知[18]。因此，本文將信任作為調(diào)節(jié)變量，探究非農(nóng)就業(yè)與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置行為之間的關(guān)系是否受到農(nóng)戶信任水平的調(diào)節(jié)。

表4利用前文的中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明非農(nóng)就業(yè)能夠通過(guò)緩解金融排斥程度從而促進(jìn)家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的參與和持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的比重，其中介效應(yīng)占比分別為17.78%和18.72%。假說(shuō)2a和假說(shuō)2b得到驗(yàn)證。此外，為了檢驗(yàn)不同維度金融排斥的顯著性，本文也對(duì)每個(gè)維度的金融排斥分別進(jìn)行了中介效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果均顯著。限于篇幅，結(jié)果沒(méi)有在此列出。

進(jìn)一步檢驗(yàn)信任對(duì)非農(nóng)就業(yè)促進(jìn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置行為的調(diào)節(jié)效應(yīng)，結(jié)果如表5所示。第（1）（3）列為加入信任作為交互項(xiàng)的回歸結(jié)果，第（2）（4）列為工具變量回歸結(jié)果。交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，結(jié)果表明信任程度對(duì)非農(nóng)就業(yè)與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置之間的關(guān)系產(chǎn)生正向調(diào)節(jié)作用，即信任程度越高，非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置行為的促進(jìn)作用越強(qiáng)，驗(yàn)證了假說(shuō)3。

綜上所述，非農(nóng)就業(yè)能夠通過(guò)緩解農(nóng)戶需求端金融排斥程度，從而促進(jìn)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)以及增加對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有水平。并且，該傳導(dǎo)過(guò)程受到農(nóng)村家庭信任水平的調(diào)節(jié)，信任程度較高的農(nóng)戶，非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置行為的促進(jìn)作用更強(qiáng)。一方面，信任在非農(nóng)就業(yè)對(duì)金融知識(shí)排斥和創(chuàng)新排斥的緩解中發(fā)揮了催化劑的作用，加速了金融信息及知識(shí)的傳播學(xué)習(xí);另一方面，信任能夠強(qiáng)化農(nóng)戶的投資信心和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，進(jìn)一步強(qiáng)化非農(nóng)就業(yè)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)排斥和流動(dòng)性排斥的緩解作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)上述研究結(jié)論的可靠性，本文還進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，考慮到模型可能存在的自選擇偏誤，進(jìn)一步利用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型進(jìn)行了估計(jì)。第二，從數(shù)據(jù)選取的角度做了若干工作：一是采用家庭中是否有成員外出就業(yè)作為戶主有外出工作經(jīng)歷的代理變量;二是剔除了貧困戶樣本;三是構(gòu)建新的工具變量。

1.樣本自選擇偏誤

考慮到農(nóng)戶會(huì)根據(jù)自身?xiàng)l件選擇是否從事非農(nóng)行業(yè)，而就業(yè)決策可能受到某些不可觀測(cè)因素的影響，這些因素又與家庭是否參與金融市場(chǎng)的決策相關(guān)，從而產(chǎn)生樣本自選擇問(wèn)題導(dǎo)致的估計(jì)偏誤。因此，參考蘇嵐嵐等[26]的方法，使用Maddala[27]提出的內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型檢驗(yàn)家庭金融資產(chǎn)占比這一結(jié)果的穩(wěn)健性。此外，由于“是否參與金融市場(chǎng)”是二元選擇變量，因此采用內(nèi)生轉(zhuǎn)化概率模型解決該問(wèn)題。

表6為農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)決策和家庭資產(chǎn)配置模型聯(lián)立估計(jì)結(jié)果。兩階段方程獨(dú)立性LR檢驗(yàn)在1%的水平上拒絕了選擇方程和結(jié)果方程相互獨(dú)立的原假設(shè)。模型擬合優(yōu)度Wald檢驗(yàn)在1%水平上顯著，誤差項(xiàng)相關(guān)系數(shù)均在1%水平上顯著，表明金融資產(chǎn)配置行為方程存在樣本選擇偏差。

表7為非農(nóng)就業(yè)決策對(duì)金融資產(chǎn)配置行為的處理效應(yīng)分析結(jié)果?？梢?jiàn)，戶主從事非農(nóng)行業(yè)與家庭金融資產(chǎn)配置行為的平均處理效應(yīng)均在1%水平上存在顯著正向影響。在考慮反事實(shí)的假設(shè)下，當(dāng)從事非農(nóng)行業(yè)的農(nóng)戶選擇務(wù)農(nóng)時(shí)，家庭金融市場(chǎng)參與概率將下降;當(dāng)務(wù)農(nóng)家庭從事非農(nóng)行業(yè)時(shí)，家庭金融市場(chǎng)參與概率將上升。對(duì)于家庭資產(chǎn)配置比例來(lái)說(shuō)，該結(jié)論依然成立。

2.時(shí)間不一致的問(wèn)題

本文數(shù)據(jù)還可能存在時(shí)間的匹配問(wèn)題，即非農(nóng)就業(yè)是當(dāng)年發(fā)生的，但參與金融市場(chǎng)或配置金融資產(chǎn)行為可能是早年沿襲下來(lái)的結(jié)果，由此會(huì)導(dǎo)致估計(jì)有偏。鑒于此，本文參照李丁等[28]的做法，使用2015—2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查追蹤數(shù)據(jù)，來(lái)解決由于時(shí)間匹配而產(chǎn)生的邏輯問(wèn)題。第一種方法是使用2015年沒(méi)有參與金融市場(chǎng)但是2017年參與金融市場(chǎng)的子樣本進(jìn)行回歸，從而解決時(shí)間不一致的問(wèn)題，得到結(jié)果如表8第（1）（5）列所示。第二種方法是用面板數(shù)據(jù)替代截面數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，通過(guò)控制無(wú)法觀測(cè)的不隨時(shí)間變化的量來(lái)消除因?yàn)檫z漏變量而產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題

本文之所以沒(méi)有直接用面板數(shù)據(jù)來(lái)進(jìn)行主要回歸，原因是在進(jìn)行機(jī)制分析和異質(zhì)性檢驗(yàn)中，相關(guān)缺失值較多，因此，僅將面板數(shù)據(jù)作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)。，最終得到回歸結(jié)果見(jiàn)表8第（2）（6）列。以上結(jié)果均表明，非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置行為影響顯著為正，結(jié)論與前文相一致，檢驗(yàn)結(jié)果是穩(wěn)健的。

3.變量選取問(wèn)題

為了避免指標(biāo)定義和變量選取對(duì)回歸結(jié)果造成影響，本文將“家中是否有非農(nóng)就業(yè)人員”作為戶主非農(nóng)就業(yè)的代理變量，進(jìn)一步檢驗(yàn)非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置影響結(jié)果的穩(wěn)健性。如表8第（3）（7）列結(jié)果所示，非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置的影響與上文的結(jié)論基本一致，檢驗(yàn)結(jié)果是穩(wěn)健的。

4.樣本篩選問(wèn)題

考慮到農(nóng)村地區(qū)家庭可能因?yàn)槭杖氲汀](méi)有存款，從而缺少對(duì)投資需求。為了更加精準(zhǔn)地測(cè)度非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭資產(chǎn)配置的影響，將問(wèn)卷中貧困戶樣本剔除，僅考慮有投資需求的農(nóng)村家庭，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。如表8第（4）（8）列結(jié)果所示，結(jié)果均顯著為正，進(jìn)一步驗(yàn)證了結(jié)果的穩(wěn)健性。

五、異質(zhì)性分析

上文的回歸結(jié)果表明非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置有著積極影響，但該結(jié)果是基于全部農(nóng)村地區(qū)居民樣本的平均觀察。非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭資產(chǎn)配置行為的影響是否在不同的群體中有所不同？本文按照勞動(dòng)力的個(gè)體年齡差異、家庭經(jīng)濟(jì)狀況差異對(duì)樣本進(jìn)行分組回歸，進(jìn)一步觀察影響的差異性。此外，鑒于非農(nóng)就業(yè)本身的廣泛性與異質(zhì)性，進(jìn)一步從非農(nóng)就業(yè)的產(chǎn)業(yè)類(lèi)型、兼業(yè)行為、就業(yè)身份、是否外出就業(yè)再進(jìn)行細(xì)分，力求從多方面考察非農(nóng)從業(yè)對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)行為的差異化影響。

（一）基于細(xì)分樣本的比較結(jié)果

首先，按照勞動(dòng)力的個(gè)體年齡差異和家庭經(jīng)濟(jì)狀況差異對(duì)樣本進(jìn)行分組回歸，研究非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭資產(chǎn)配置行為的影響在不同的群體中是否存在差異。

1.年齡

雖然家庭成員從事非農(nóng)行業(yè)可以對(duì)農(nóng)戶金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生顯著影響，但是基于生命周期理論分析，不同年齡的自身特征以及投資習(xí)慣不同，可能會(huì)對(duì)非農(nóng)就業(yè)與資產(chǎn)配置行為的關(guān)系產(chǎn)生不同的影響。表9根據(jù)戶主年齡將樣本家庭進(jìn)行分組，嘗試驗(yàn)證這種異質(zhì)性的效果。其中，Panel A的被解釋變量為家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與概率，Panel B的被解釋變量為家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比?？梢钥闯?，對(duì)于戶主年齡在40歲及以下的樣本回歸結(jié)果，非農(nóng)就業(yè)對(duì)于家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)概率和家庭持有金融資產(chǎn)比例的估計(jì)系數(shù)均為不顯著?？赡茉蚴?，對(duì)于中青年人群來(lái)說(shuō)，受限于撫養(yǎng)壓力較大，且物質(zhì)基礎(chǔ)較為薄弱，職業(yè)對(duì)家庭資產(chǎn)配置的影響較小。隨著年齡的增長(zhǎng)，在41～50歲樣本中，非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的影響系數(shù)變得顯著為正，因?yàn)橹心耆后w往往具備一定的物質(zhì)基礎(chǔ)，在未來(lái)預(yù)期收入方面呈遞增趨勢(shì)，因此更傾向于參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)以提高家庭財(cái)產(chǎn)性收入。而在51～60歲樣本中，非農(nóng)就業(yè)對(duì)于家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)概率和持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比例的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，該年齡階段家庭往往具備了一定的經(jīng)濟(jì)能力，撫養(yǎng)壓力較小，因此非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭投資行為和投資比例的影響也更為顯著。當(dāng)戶主年齡在60歲以上時(shí)，變量系數(shù)不顯著。一方面，老年群體對(duì)新鮮事物的接受與學(xué)習(xí)能力下降，風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)增強(qiáng)，影響他們對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融產(chǎn)品的投資。另一方面，該類(lèi)群體未來(lái)預(yù)期收入水平呈下降趨勢(shì)，且由于社保體系的不完善，他們可能會(huì)面臨醫(yī)療、養(yǎng)老等問(wèn)題，因此預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置水平也較低。

2.家庭經(jīng)濟(jì)狀況

考慮到農(nóng)戶家庭財(cái)富和收入水平差異性帶來(lái)的不同影響，表10根據(jù)財(cái)富水平和收入水平將全樣本進(jìn)行了分組，其中財(cái)富水平以家庭總資產(chǎn)來(lái)衡量，收入水平以家庭人均收入來(lái)衡量。對(duì)財(cái)富水平和收入水平的分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭資產(chǎn)配置行為的影響在高財(cái)富和高收入組最為明顯，即隨著財(cái)富水平的上升，非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置行為的影響增加。尤其對(duì)于財(cái)富和收入較高的群體，這種促進(jìn)作用最強(qiáng)。可以看出，非農(nóng)就業(yè)對(duì)于家庭投資金融資產(chǎn)的促進(jìn)作用主要存在于那些本身就具備一定物質(zhì)基礎(chǔ)的家庭。

（二）基于職業(yè)特征的異質(zhì)性分析

本部分從兼業(yè)行為、是否外出就業(yè)、是否創(chuàng)業(yè)、從事產(chǎn)業(yè)類(lèi)型四方面，進(jìn)一步考察非農(nóng)從業(yè)的職業(yè)差異性對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)行為的影響。

1.兼業(yè)行為

我國(guó)農(nóng)村地區(qū)家庭普遍具有土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模小和非農(nóng)就業(yè)收入占比大的特征，這也使農(nóng)民成為一個(gè)集農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者和非農(nóng)勞動(dòng)者于一體的兼業(yè)農(nóng)民。一方面，兼業(yè)勞動(dòng)力受限于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，往往選擇就近打零工，很少選擇遠(yuǎn)距離跨區(qū)流動(dòng)，因此接觸的人群、獲取的信息相對(duì)有限，工作的穩(wěn)定性很難得到保障;另一方面，有兼業(yè)行為的勞動(dòng)力可能會(huì)因?yàn)榧骖欈r(nóng)業(yè)生產(chǎn)，而無(wú)法投入更多精力在非農(nóng)工作中，導(dǎo)致中斷對(duì)雇主的勞動(dòng)力供給、降低非農(nóng)工作質(zhì)量等問(wèn)題，工資水平相較于全職非農(nóng)就業(yè)的人群來(lái)說(shuō)往往較低。本文參考劉進(jìn)等[29]的方法，根據(jù)戶主就業(yè)性質(zhì)進(jìn)行劃分，若戶主最主要的職業(yè)為務(wù)農(nóng)，還會(huì)有其他的非農(nóng)副業(yè)，則被稱為兼業(yè)農(nóng)民，賦值為1，否則取0。表11第（1）（5）列的回歸結(jié)果表明，兼業(yè)行為對(duì)家庭資產(chǎn)配置影響不顯著，但務(wù)農(nóng)行為對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與有擠出作用。

2.是否外出就業(yè)

勞動(dòng)者非農(nóng)就業(yè)既可能在本地也可能到外地就業(yè)，這可能也會(huì)對(duì)金融資產(chǎn)配置帶來(lái)影響。本文將非農(nóng)就業(yè)人群按是否外出進(jìn)行劃分，如果戶主外出從事非農(nóng)行業(yè)，賦值為1，如果戶主在本地從事非農(nóng)行業(yè)，賦值為0。表11第（2）（6）列的回歸結(jié)果顯示，相較于在本地從事非農(nóng)工作的人群，勞動(dòng)力外出就業(yè)對(duì)農(nóng)戶參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的影響更大?？赡艿脑蚴牵獬鼍蜆I(yè)的勞動(dòng)者更可能在經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好的大城市工作，而大城市的金融供給更加充分，就業(yè)人員有更多機(jī)會(huì)接觸到金融機(jī)構(gòu)及專(zhuān)業(yè)人員，能夠更有效地緩解金融排斥，導(dǎo)致外出就業(yè)對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)概率的影響更大。

3.是否創(chuàng)業(yè)

農(nóng)村地區(qū)居民從事非農(nóng)職業(yè)的就業(yè)身份主要有受雇和自雇兩種。從投資者的風(fēng)險(xiǎn)偏好角度出發(fā)分析，創(chuàng)業(yè)者往往具有較高的風(fēng)險(xiǎn)偏好，有創(chuàng)業(yè)行為的家庭往往會(huì)增加對(duì)股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資，因此有創(chuàng)業(yè)行為的轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力可能會(huì)由于風(fēng)險(xiǎn)偏好而進(jìn)一步增加對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的參與。從創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的投資替代效應(yīng)出發(fā)分析，創(chuàng)業(yè)家庭因?yàn)橐呀?jīng)面臨了較大的風(fēng)險(xiǎn)，因此會(huì)降低家庭持股比例或?qū)︼L(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資，有創(chuàng)業(yè)行為的勞動(dòng)者家庭處于風(fēng)險(xiǎn)替代的角度可能降低對(duì)風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)的參與程度。

鑒于此，本文將戶主的職業(yè)特征分為自雇（即有創(chuàng)業(yè)行為）和受雇，如果是自雇則取值為1，否則取值為0。如表11第（3）（7）列回歸結(jié)果所示，自雇人員對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的影響系數(shù)為負(fù)但不顯著，但對(duì)持有比例產(chǎn)生顯著負(fù)向影響。說(shuō)明相較于受雇家庭而言，創(chuàng)業(yè)行為本身由于已經(jīng)面臨了較大的風(fēng)險(xiǎn)，因此會(huì)降低家庭持股比例或?qū)︼L(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資。

4.從事產(chǎn)業(yè)類(lèi)型

已有研究表明人力資本在投資行為作用中的異質(zhì)性來(lái)源于投資者行業(yè)差異，對(duì)不同行業(yè)的投資者而言，投資組合的選擇存在顯著差異[30]。就我國(guó)農(nóng)村地區(qū)而言，村民受限于自身的人力資本和社會(huì)資本，從事的非農(nóng)職業(yè)具有較高的同質(zhì)性，大部分進(jìn)入制造業(yè)、建筑業(yè)或服務(wù)業(yè)從事體力勞動(dòng)，很難實(shí)現(xiàn)在不同行業(yè)/產(chǎn)業(yè)之間的靈活就業(yè)轉(zhuǎn)換，就業(yè)行業(yè)較為穩(wěn)定。而不同行業(yè)之間工資差距較大，行業(yè)選擇是影響農(nóng)民工資性收入的重要因素，高素質(zhì)的勞動(dòng)力比低素質(zhì)的勞動(dòng)力更容易從事第三產(chǎn)業(yè)。因此，為了考察不同行業(yè)對(duì)資產(chǎn)配置行為的影響，本文根據(jù)非農(nóng)就業(yè)的產(chǎn)業(yè)類(lèi)型，將樣本進(jìn)行細(xì)分。其中，第一產(chǎn)業(yè)為農(nóng)業(yè)，包括農(nóng)、林、牧、漁各業(yè)，從業(yè)人員占比為7.65%;第二產(chǎn)業(yè)為工業(yè)，包括采掘、制造、自來(lái)水、電力、蒸汽、熱水、煤氣和建筑各業(yè)，從業(yè)人員占比為54.15%，其中建筑業(yè)和制造業(yè)占比最高，分別為59.28%和30.50%，均為勞動(dòng)密集型行業(yè)，對(duì)勞動(dòng)力素質(zhì)要求較低;第三產(chǎn)業(yè)分流通和服務(wù)兩部分，從業(yè)人員占比為31.98%。本文將第一產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員設(shè)定為回歸模型中的對(duì)照組，回歸結(jié)果見(jiàn)表11第（4）（8）列。可以看出，第二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員會(huì)更傾向于參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)和持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，且第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員傾向性更高?？赡艿脑蚴?，從事第三產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)力對(duì)金融知識(shí)的接受能力較好，流通和服務(wù)行業(yè)能夠接觸到的人群更廣泛，獲得信息更多，因此對(duì)金融市場(chǎng)參與的影響最為明顯。

六、結(jié)論與建議

在當(dāng)前形勢(shì)下，隨著農(nóng)業(yè)規(guī)?；?jīng)營(yíng)的發(fā)展，創(chuàng)造了大量富余勞動(dòng)力以滿足非農(nóng)產(chǎn)業(yè)需求。從宏觀上來(lái)說(shuō)，規(guī)模農(nóng)業(yè)與非農(nóng)就業(yè)相互聯(lián)動(dòng)，在一定條件下具有協(xié)同效應(yīng)，非農(nóng)就業(yè)對(duì)于居民增收擴(kuò)支、推動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展有著至關(guān)重要的作用。從微觀上來(lái)說(shuō)，非農(nóng)就業(yè)所帶來(lái)的投資理財(cái)觀念的改變、金融知識(shí)與信息的獲得、收入水平及風(fēng)險(xiǎn)承受能力的提升，使農(nóng)戶產(chǎn)生了資產(chǎn)配置需求，對(duì)帶動(dòng)家庭財(cái)富升值有重要影響。

本文運(yùn)用中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）2017年數(shù)據(jù)研究了非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與及資產(chǎn)配置的影響。研究發(fā)現(xiàn)，非農(nóng)就業(yè)可以促進(jìn)家庭更多地參與金融市場(chǎng)，并顯著提升風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)在家庭資產(chǎn)中所占比重。影響機(jī)制分析表明，非農(nóng)就業(yè)可以通過(guò)緩解農(nóng)村家庭需求端金融排斥從而對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)及持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)產(chǎn)生影響，而較高的信任程度能夠增強(qiáng)非農(nóng)就業(yè)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的積極作用。異質(zhì)性分析表明，中年人群更會(huì)因?yàn)榉寝r(nóng)就業(yè)而提升家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有，非農(nóng)就業(yè)對(duì)財(cái)富和收入水平較高的家庭影響更為顯著;對(duì)樣本進(jìn)行細(xì)分的研究結(jié)果表明，從事第三產(chǎn)業(yè)、外出務(wù)工對(duì)家庭資產(chǎn)配置行為的積極影響更為顯著。針對(duì)以上結(jié)論，本文提出如下建議：

第一，合理引導(dǎo)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向非農(nóng)行業(yè)轉(zhuǎn)移。這不僅是提高農(nóng)民收入的重要措施，也是緩解農(nóng)村地區(qū)家庭金融排斥程度、促進(jìn)農(nóng)戶參與金融市場(chǎng)、提高財(cái)產(chǎn)性收入的重要途徑。對(duì)于非農(nóng)化意愿強(qiáng)烈的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力及兼業(yè)勞動(dòng)力，應(yīng)鼓勵(lì)他們向非農(nóng)行業(yè)轉(zhuǎn)移，并保證轉(zhuǎn)移后勞動(dòng)力的就業(yè)穩(wěn)定性，提高工資性收入，才能從根本上解決農(nóng)民就業(yè)難、家庭增收難、金融市場(chǎng)參與難等問(wèn)題。而對(duì)于務(wù)農(nóng)意愿強(qiáng)烈的農(nóng)民，應(yīng)貫徹落實(shí)2019年中央一號(hào)文件提出的“促進(jìn)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)多元化發(fā)展，振興鄉(xiāng)村特色產(chǎn)業(yè)、鄉(xiāng)村新型服務(wù)業(yè)和現(xiàn)代農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)”，引導(dǎo)他們通過(guò)發(fā)展規(guī)模農(nóng)業(yè)、建立家庭農(nóng)場(chǎng)、參與農(nóng)業(yè)合作社等多種途徑獲得規(guī)模收益，從而為家庭參與金融市場(chǎng)提供充足的物質(zhì)基礎(chǔ)。

第二，健全社會(huì)保障體系，推動(dòng)金融知識(shí)宣傳和金融理財(cái)產(chǎn)品研發(fā)。研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶需求端金融排斥仍然是制約農(nóng)村地區(qū)家庭參與金融市場(chǎng)的重要因素之一，其具體又表現(xiàn)為金融知識(shí)和信息獲取不足、流動(dòng)性約束較強(qiáng)以及風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度較高。一方面，政府應(yīng)進(jìn)一步消除城鄉(xiāng)居民之間的就業(yè)、福利、社會(huì)保障、醫(yī)療等各方面差異，完善農(nóng)村地區(qū)社會(huì)保障體系的建立，確保從事非農(nóng)行業(yè)人群簽訂合理的用工合同，從工傷、失業(yè)、醫(yī)療等多方面提供保障，加強(qiáng)家庭的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，更好地緩解農(nóng)村地區(qū)家庭的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度和較強(qiáng)的流動(dòng)性約束。另一方面，金融機(jī)構(gòu)也要持續(xù)推動(dòng)金融知識(shí)宣傳，研發(fā)適合農(nóng)戶的金融理財(cái)產(chǎn)品。農(nóng)戶較為保守的投資觀念、相對(duì)匱乏的金融知識(shí)等難以在短時(shí)間內(nèi)得到顯著改善。因此，更應(yīng)該鼓勵(lì)農(nóng)戶通過(guò)持有正規(guī)金融機(jī)構(gòu)發(fā)行的金融產(chǎn)品享受資本市場(chǎng)發(fā)展帶來(lái)的紅利，而不是鼓勵(lì)農(nóng)戶直接參與資本市場(chǎng)。金融機(jī)構(gòu)不僅要加強(qiáng)對(duì)投資者的金融知識(shí)傳播和培訓(xùn)，使家庭了解和掌握更多的投資理財(cái)知識(shí)和信息、樹(shù)立正確的投資理念和方法，也要加強(qiáng)研發(fā)兼具保障性和投資性的低門(mén)檻金融產(chǎn)品，進(jìn)一步促進(jìn)農(nóng)戶對(duì)金融市場(chǎng)的參與，享受資本市場(chǎng)發(fā)展帶來(lái)的紅利。

第三，加強(qiáng)金融監(jiān)管，打造穩(wěn)定的金融市場(chǎng)環(huán)境。伴隨近年來(lái)非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)以及互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展，金融市場(chǎng)上不斷涌現(xiàn)出各類(lèi)新型金融產(chǎn)品。對(duì)于大部分農(nóng)村居民而言，由于自身金融知識(shí)匱乏，自身家庭或周邊人群上當(dāng)受騙的案例時(shí)有發(fā)生，由此產(chǎn)生了對(duì)金融機(jī)構(gòu)的戒備心以及對(duì)社會(huì)的不信任，這也極大影響了農(nóng)村家庭參與金融市場(chǎng)的積極性。因此，政府和相關(guān)機(jī)構(gòu)不僅要加強(qiáng)對(duì)農(nóng)戶家庭金融知識(shí)、防范風(fēng)險(xiǎn)的宣傳力度，同時(shí)也要進(jìn)一步加強(qiáng)當(dāng)?shù)氐慕鹑诒O(jiān)管，完善金融法律法規(guī)，打造和諧穩(wěn)定的金融市場(chǎng)環(huán)境，提升居民的社會(huì)信任程度。

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責(zé)任編輯、校對(duì)： 鄭雅妮

Non-agricultural Employment and Rural Household Financial Asset Allocation from the Perspective of Financial Exclusion

GE Yongbo1， CHEN Hongyu2， ZHAO Guoqing2

（1. School of Insurance， Shandong University of Finance and Economics， Jinan 250000， China;

2. School of Finance， Shandong University of Finance and Economics， Jinan 250000， China）

Abstract： With the increase of the proportion of non-agricultural employment in rural areas and farmers income， the investment philosophy of rural households tends to be diversified gradually. The demand for investment and financial management has started to attract peoples attention. This paper uses the China Household Financial Survey （CHFS） data in 2017 to study the impact of non-agricultural employment on rural household financial market participation. We find that non-agricultural employment has a significant positive impact on financial market participation and significantly improve the level of allocation of investment financial assets. Non-agricultural employment can affect the asset allocation by alleviating the degree of financial exclusion on the demand side of rural households. Higher trust leads to better non-argricultural employment. Heterogeneity analysis shows that non-agricultural employment has a significant impact on middle-aged and wealthy peoples investment behavior. The positive effects of working in the tertiary industries and migrant workers are significant. However， the effect is not significant for householders who are part-time workers or entrepreneurs. According to the policy of enhancing financial inclusion and increasing the share of direct financing， this paper puts forward some suggestions to improve household assets allocation based on the empirical results and the current labor market situation in rural areas. Rural households should be encouraged to enjoy the dividends brought by the development of the capital market.

Keywords： financial asset allocation; rural household; household finance; non-agricultural employment; financial exclusion; social trust