乞垂 蠢石 象z0 s年第s期
金融可得性、金融市场参与和家庭资产选择 术
尹志超 吴 雨 甘 犁
内容提要 ：本文运用中国家庭金融调查(CHFS)数据 ，研 究了金融可得性对家庭金融
市场参与及资产选择的影响。研究发现，金融可得性的提高会促进家庭更多地参与正规
金融市场和进行资产配置，同时会降低家庭在非正规金融市场的参与和资产配置。研究
还发现，金融可得性提高会通过降低家庭民间借出，从而使非正规借贷市场供给减少，进
而降低民间借入比例。分城 乡和区域来看，金 融可得性的提高对农村和 中西部地 区家庭
参与正规金融市场 的边 际影响更大。本文的政策含义是金融管理部 门需要采取措施提高
家庭金融可得性，并在制定政策时考虑城乡和区域间的差异性。
关键词：金融可得性 金融市场参与 资产选择
一
、 引 言
家庭在金融市场上的金融行为主要可以分为资产和负债两个角度来看，无论是在资产还是负
债方面家庭金融行为都可以分为正规和非正规金融两个市场 。从资产方面来看 ，家庭正规金融行
为主要包括家庭参与股票 、债券、基金、理财产品、衍生品等市场 ，非正规金融行为 主要是家庭参与
民间借出；从负债方面来看，家庭正规金融行为主要是家庭参与正规信贷市场，非正规金融行为主
要是家庭 民间借入市场。目前 ，我国的家庭金融市场还很不发达 ，家庭的金融市场参与率较低 。根
据中国家庭金融调查数据(甘犁等，2012)，从资产方面来看，家庭股票市场参与率为 8．8％，城市家
庭为 16．6％ ，农 村家 庭仅 为 1．9％ ；家庭 有借 出款 家庭 比例 为 11．7％，城 市 为 13．O％，农 村 为
9．6％。从负债的角度来看，家庭获得贷款的比例为 15％，城市为15．8％，农村为 13．7％；家庭民间
借贷的比例为33．2％，城市为27．5％，农村为42．2％。按东、中、西部进行划分，家庭股票市场参与
率分别为 13．5％、4．9％、4．1％；有借出款的家庭分别为 12．9％、11．7％、9．1％；有贷款家庭比例为
15．6％、10．3％、19．8％；有借入款家庭分别为 24．8％、39．2％、42．6％。从这一组数据可以看出中
国家庭 的金融市场参与情况 ，在城市与农村和东 、中、西部之间都存在着较大的差异 ，并且 中国家庭
非正规金融市场参与率远高于正规金融市场。是什么因素决定了中国家庭对正规金融市场的“有
限参与”及对非正规金融市场的“过度参与”?同时，是什么因素造成了家庭金融行为在城乡与区
域间的差异?这些问题正是本文的研究动机 ，而对这些问题 的已有研究多是从负债的角度出发 ，也
就是家庭正规与非正规信贷行为(金烨和李宏彬，2009；刘民权等，2003；Ayyagari et a1．，2010)。
与已有文献不同，本文尝试从资产这一新的角度来研究家庭金融市场参与问题。传统的金融
理论认为，家庭应该将一定比例的财富投资于所有的风险资产，投资者风险偏好的差异决定风险资
产的投资 比例(Dow＆Werlang，1992)。Campbell(2006)认为很多家庭金融市场参与率低和投资组
尹志超，西南财经大学金融学院、中国家庭金融调查与研究中心，邮政编码：610074，电子信箱：yzc@swufe．edu．cn；吴雨、
甘犁，西南财经大学经济与管理研究院、中国家庭金融调查与研究中心。作者感谢国家自然科学基金一般项目(71373213)、中组
部青年拔尖人才支持计划、教育部新世纪优秀人才支持计划、中央高校基本科研业务经费专项资金资助(JBK1307071)；感谢美国
加州大学圣地亚哥分校刘俊教授、西南财经大学金融学院工作论文交流会参与者的评论和建议以及匿名审稿人的建设性评审意
见，当然文责自负。
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尹志超等：金融可得性、金融市场参与和家庭资产选择
合单一，原因是家庭资产配置决策的失误。但是，什么因素在影响中国家庭在金融市场参与和资产
配置行为?易纲和宋旺(2008)研究了 1991—2o07年随着金融体系的发展 中国金融资产结构 的演
进状况，发现股票 、债券等金融资产增长迅速。可以看 出，金融的发展意味着家庭可以获得更多金
融服务，因而家庭金融可得性 的提高会促进家庭 的资产配置行为。但 当前金融服务 的可得性在不
少地方还是 问题 ，地方金融机构 急需解决各 级地方 、各类人群金融 服务 的可得性 问题 (杜金富，
2012)，这可能也是我国家庭金融行为在城乡和区域间差异的原因。因而，金融可得性对家庭金融
市场参与和资产选择的影响正是本文研究的出发点。
本文运用中国家庭金融调查 (CHFS)数据 ，研究 了金融可得性对家庭金融市场参与及 资产选
择的影响。研究发现 ，金融可得性的提高会促进家庭更多地参与正规金融市场和进行资产配置 ，同
时会降低家庭在非正规金融市场的参与和资产配置。研究还发现，金融可得性提高会通过降低家
庭民间借出，从而使非正规借贷市场供给减少，进而降低民间借入比例。分城乡和区域来看，金融
可得性的提高对农村和中西部地区家庭参与正规金融市场的边际影响更大。
本文以下部分是这样安排的：第二部分是文献综述；第三部分是模型与变量；第四部分是估计
结果；第五部分是稳健性检验 ；第六部分是结论。
二 、文献综述
关于家庭金融市场参与及资产配置的研究 ，国外文献较多 ，主要集 中在以下几方面。首先 ，很
多研究背景风险对金融市场参与及资产配置的影响，背景风险主要包括收入风险和健康风险。
Gusio et a1．(1996)运用意大利家庭收入与财富调查(SHIW)数据研究证实了收入有风险的家庭会
降低风险资产的比重，会增JJUt~流动资产的 比重。Hochguertel(2002)也发现家庭 由于收入的不确
定 ，因预防性动机而降低风险资产持有 比重。Bertaut(1998)运用美 国消费者金融调查 (SCF)数据
研究家庭持股情况 ，也发现收入风险有负向影响，教育有正向影响 ，同时流动性约束也有负向影响。
Cardak&Wilkins(2009)用澳大利亚家庭 、收入及劳动力动态调查 (HILDA)数据 ，研究发现背景风
险中的收人不确定性与健康风险对风险资产的降低影响非常大 ，同时还发现流动性约束与风险偏
好对风险资产的影响也十分显著。Rosen＆Wu(2004)用美国健康退休调查(HRS)数据对家庭风
险资产比重的研究发现，健康状况与教育都具有显著的正向影响。国内方面也有研究家庭的背景
风险如 自有住房和商业投资风险、劳动收入风险、健康 风险等 (吴卫星和齐天翔 ，2007；何兴强等 ，
2009)以及家庭的收入、财富和流动性约束(吴卫星和齐天翔，2007)等。
其次，个体特征对家庭金融市场参与及风险资产持有的影 响。Shume＆Faig(2006)运用美 国
SCF1992--2001的调查数据研究家庭股票市场参与 ，发现财富、年龄 、退休储蓄金等对家庭股市参
与有正 向影响；自主经营企业有负 向影 响。Wachter＆ Yogo(2010)研究发现财富对风险资产有正
向影响，风险厌恶有负向影响。Haliassos& Bertaut(1995)研究了美 国75％家庭没有持有股票 的原
因，发现教育有正向影响，信贷约束有负向影响，还发现借贷利差和家庭收入来源单一的影响巨大。
国内方面 ，李涛和郭杰 (2009)研究了风险态度对家庭股票投资的影响。
其他的研究还有 ，流动性约束对家庭金融市场参与及风险资产 配置 的影响，Fratantoni(1998)
运用美 国 SCF的调查数据，研究发现信贷约束对家庭持有风险资产有负向影响 ，同时发现教育与
身体状况有正向影响。投资替代对家庭持有风险资产的影响，Heaton＆Lucas(2000)运用美国SCF
的数据研究发现，拥有工商业的家庭持有股票比重低于没有工商业的家庭。Yamishita(2003)研究
了房产对家庭金融资产配置的影响，发现房产 占净资产 的比重对股票资产 占比有显著负向影响。
国内方面，李涛(2006、2007)研究还发现社会互动、信任和居民的参与惯性均可以推动居民和家庭
的股市参与。
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垂 吾石 象2o15年第3期
综上所述，尽管关于家庭金融市场参与和金融资产配置的研究较多，但是目前从家庭金融可得
性角度对此进行研究的文献还非常少见 。本文正是从这一角度出发 ，运用 中国家庭金融调查 的微
观数据对此展开深入研究 。同时 ，本文在研究金融可得性对家庭资产选择行为的影响时 ，还考虑了
其对家庭民间借贷市场的影响。已有文献研究正规和非正规信贷关系多是从信贷市场自身角度出
发，一般认为两者之间存在一定的替代关系(金烨和李宏彬，2009)，但这种关系可能是非完全替代
关系(Garmaise& Moskowitz，2002；刘 民权等 ，2003)。本文提供了一个新的角度解释了正规金融对
民间借贷的替代关系，我们研究发现金融可得性提高会通过降低家庭民间借出，从而使非正规借贷
供给减少，进而降低家庭民间借人比例。因而，本文的研究是对已有文献的重要补充和完善，接下
来将采用计量模型进行深入分析。
三 、模型与变量
本文的数据 来 自西 南 财 经 大 学 2011年 在 全 国范 围 内开 展 的 中 国家庭 金 融 调查 (China
Household Finance Survey，CHFS)项 目，该调查涵盖了全 国 25个省 (市 、自治区)、80个县 、320个社
区共 8438个样本，采集了家庭的人口统计特征、资产与负债、收入与消费、保险与保障等方面的微
观信息，全面地反映了家庭金融的基本状况。中国家庭金融调查的拒访率低、人 口统计学特征与
2010年全国人口普查数据非常接近，调查样本具有非常好的代表性，数据质量高(甘犁等，2012)。
(一)模型设定
本文主要采用 Probit模型来分析金融可得性对家庭正规与非正规金融市场参与的影响，然后
用 Tobit模型分析金融可得性对家庭风险资产 占金融资产 比重的影响。Probit模型如下：
Y=1(aFinancial—availability+ + >0) (1)
(1)式中，“～N(0，or )。Y是哑变量，等于 1表示家庭参与金融市场，0表示没有参与；
Financial
～ availability是我们关注的金融可得性 ； 是控制变量 ，主要包括家庭特征变量和地 区控制
变量。由于风险资产占金融资产的比重是截断的(censored)，因此，本文使用 Tobit模型进一步估
计金融可得性对金融资产配置的影响。Tobit模型如下：
Y = aFinancial
— availability+ 口+“ (2)
Y=max(0，Y ) (3)
公式(2)、(3)是截取 Tobit模型。y表示家庭风险资产占金融资产的比重；Y 表示风险资产占
比大于0部分；同样 Financial—availbility是关注变量金融可得性； 是控制变量，主要包括家庭特征
变量和地区控制变量 。
(二 )变量介绍
1．金融市场参与及风险资产配置
本文定义将家庭风险资产配置分为正规金融市场和非正规金融市场，正规金融市场的风险资
产主要包括：股票、基金、金融债券、企业债券、金融衍生品、金融理财品、外汇、黄金等；非正规金融
市场的风险资产主要指民间借出款。家庭金融资产包括上述的风险资产和无风险资产，无风险资
产包括现金、股票账户现金、政府债券、活期存款、定期存款等。家庭的金融市场参与表示家庭是否
拥有正规金融市场的风险资产；股票市场参与表示家庭是否拥有股票 ；借出款表示家庭是否拥有民
间借出款；风险资产占比表示正规金融市场风险资产占金融资产的比重；股票资产占比表示股票资
产占金融资产的比重；借出款占比表示家庭在民间借出款占金融资产的比重。
2．金融可得性
本文关注的解释变量是家庭金融 可得性 。Mooke~ee& Kalipioni(2010)用每万人拥有的银行
机构数量衡量金融服务的可得性。我们认为，家庭所居住的小区银行数量与家庭金融行为有更加
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尹志超等：金融可得性、金融市场参与和家庭资产选择
直接的关系，可以更加准确地反映家庭的金融可得性。所以，我们根据中国家庭金融调查数据，计
算出每个小区(含村 ，以下同)所有样本家庭存款开户银行的家数 ，用以度量金融可得性。显然 ，小
区家庭获得银行服务的家数越多，该小 区的金融服务越发达 ，家庭金融可得性越强。需要说明的
是 ，本文中“小区银行数量”并不是严格 意义上的一个小区内部或周围拥有多少家银行 ，而是居住
在该小区的家庭能够享受到金融服务的银行数量 ，这种衡量方法更加微观 ，可以更加准确地衡量该
小区家 庭 的金 融可 得性 。为 了检 验结 果 的稳 健 性 ，在 后文 的分析 中，我 们 也用 Mookerjee&
Kalipioni(2010)选取的每万人拥有的银行机构数量作为金融可得性的度量。此外，我们还用每万
人证券营业部数量和每万人 ATM机数量作为金融可得性的补充衡量指标，以更加全面地考察金融
可得性对家庭金融资产配置的影响，估计结果也在稳健性检验部分报告。
3．控制变量
参照以往文献选，我们选取的控制变量包括：户主年龄、教育、婚姻状况、户籍、风险态度①、家
庭净资产、负债比率、是否从事工商业等。为了控制地区经济发展水平的差异，我们引入了家庭所
在市 (州 )的人均 GDP；为了控制地域的固定效应 ，我们引入 了省份 哑变量 。数据处理 中剔除了家
庭净资产小于 0和家庭收入小于 0的样本 ，表 1给出了变量的描述性统计 ：
表 1 变量描述性统计
变量名 N 均值 标准差 变量名 N 均值 标 准差
参与正规金融市场 8320 O．115 O．319 户主年 龄 832O 49．98 13．83
参 与股 票市场 8320 0．089 0．285 男性户主 8320 0．73 0．45
民间借 出 8320 0．118 0．322 单身 8320 O．13 O．33
民间借 入 8320 0．325 0．468 风 险爱好 8320 0．13 0．34
风险资产 占比 8320 0．047 0．162 风险厌恶 8320 0．6O 0．49
股票资产占比 832O 0．027 0．12O 初等教育 8320 0．56 0．50
借 出款 占比 8320 O．O46 O．161 中等教 育 8320 0．20 0．40
小区银行数 8320 4．69 2．O8 高等教育 8320 0．14 O．35
每万人银行数 8320 1．90 2．02 研究生及 以上 8320 O．01 0．11
每万人证券营业部数量 8320 O．18 0．45 有个体工商业 832O 0．13 0．34
每 万人 ATM 机数量 8320 2．21 3．O2 负债率 8320 0．O9 0．17
县(区)非农人 口占比 8320 0．503 0．337 农村居 民 8320 0．38 0．49
净资产(万元 ) 8320 77．37 l140 所在地 区人均 GDP 8320 38310 23539
家庭收入 8320 53929 197522
从表 1可以看出，样本中家庭的正规金融市场参与率仅为 11．5％，但有借出款家庭比例为
11．8％，有民间借人家庭比例为32．5％。家庭风险资产占金融资产的比重也较低，仅仅4．7％。小
区银行数最小值为 1，最大值为 10，这表 明我国家庭金融环境差异较大。家庭所在县 (区)每万人
银行数 、证券营业部数量 、ATM机数量都差异较大 ，这些指标也都说明了我国家庭所处 的金融环境
差异大，金融可得性异质性大。为了避免内生性，我们控制的家庭收入中未包含投资性收入。实证
分析中，为了观察不同年龄段家庭的行为差异，我们将家庭按户主年龄分为 16—25岁组、25—35
岁组 、35—45岁组 、45—55岁组、55岁一65岁组及 65岁组以上 ，以 l6—25岁组为对 比组 。教育水
① CHFS关于风险态度的问题是“如果您有一笔资产，将选择哪种投资项 目?1．高风险，高回报项 目；2．略高风险，略高回
报项目；3．平均风险，平均回报项目；4．略低风险，略低回报项目；5．不愿意承担任何风险”。本文将选项 1和 2界定为风险偏好，
将选项3界定为风险中性，将选项4和5界定为风险厌恶。以风险中性为参照组，引人风险偏好和风险厌恶两个哑变量。
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乞垂 秀石j百=象zo s年第s期
平，以没有文化的家庭作为对照组，初等教育组为拥有小学、初中学历；中等教育组为拥有高中、中
专学历；高等教育为拥有大专、本科学历；研究生及以上组为拥有硕士、博士研究生学历。其他变量
描述统计结果如表 1中所示 。
虽然金融机构的设置更多地受监管机构影响 ，相对外生 ，但金融机构的设置同样会受外部因素
影响。因而 ，本文的关注变量小区银行数可能是 内生的 ，其内生性可能来 自两方面：一方面 ，家庭对
金融市场 的参与可能导致小区金融机构数量的变化 ，比如家庭对金融产 品的需求越大 ，则金融机构
进入小区的可能性越大。另一方面，小区银行数量和家庭参与股市可能同时受到其他因素的影响，
比如当地的理财习惯、文化背景等，而这些变量又是不可观测的。因此，本文要处理的一个关键问
题是小区银行数的内生性。经过反复检验 ，我们将用家庭所在县 (区)的非农人 口占比作为小 区银
行数的工具变量进行估计。由于非农人 口占比高的地方通常金融会越发达 ，小区银行数可能越多，
即非农人 口占比与小区银行数非常相关。另外 ，非农人 口占比和家庭对股市的参与及资产配置之
间没有直接的关系。因此 ，我们认为非农人 口占比作为小区银行数的工具变量是合适的。后面还
将在估计中给出具体的检验结果，对工具变量进一步说明。
四、估计结果
(一 )金融可得性与正规金融市场
本文分析金融可得性对家庭正规金融市场行为的影响主要从两个方面展开：正规金融市场参
与和风险资产配置。本文将家庭拥有正规金融市场风险资产定义为参与正规金融市场，同时还对
金融市场中最重要的股票市场进行了分析 。
1．金融可得性和正规金融市场参与
表 2给出了金融可得性对家庭拥有风险资产影响的估计结果。第(1)列和第(3)列用 probit
模型进行了估计，第(2)列和第(4)列考虑到金融可得性可能存在的内生性，引入工具变量进行了
估计 。
首先 ，对关注变量进行分析 。在第(1)列的估计 中，关注变量小 区银行数估计系数为 0．07，在
1％置信水平下显著 ，计算可知小区银行数的边际效应 (marginal effect)为 0．01，即小区银行数增加
一 个 ，家庭参与正规金融市场的概率增加 0．01。这表 明，小区银行数越多 ，也就是家庭金融可得性
越大，家庭参与正规金融市场的概率越高。第(2)列中，考虑到用小区银行数衡量家庭金融可得
性 ，可能会存在内生性问题 ，估计 中用 区(县 )非农业人 口占比作为工具变量 ，进行 了两阶段估计 。
第 (2)列报告了用 Durbin—wu．Hausman检验 (以下简称 DWH检验)小区银行数 内生性 的结果 ，P值
为 0．07，10％水平上拒绝了不存在内生性假设 ，因此存在 内生性问题 。在两 阶段工具变量估计中，
第一阶段估计的 F值为 372．35，工具变量的 t值为 19．97。根据 Stock&Yogo(2005)，F值大于
10％偏误下的临界值为 16．38，不存在弱工具变量问题。因而，用区(县)非农业人口占比作为工具
变量是合适 的。在第(2)列的估计 中，小 区银行数的估计系数为 0．21，在 1％水平上显著 ，计算 可
知小区银行数的边 际效应 为 0．02，即小 区银 行数增加一个 ，家庭参与正规金融市 场的概率增加
0．02。因此，第(2)列用工具变量估计的结果进一步表明，金融可得性对家庭参与正规金融市场具
有显著正向影响。
接下来，对其他控制变量进行分析。以第(1)报告估计结果为主，家庭净资产的估计系数为
0．32，在 1％水平上显著 ，说明家庭净资产对参与正规金融市场有正向影响。家庭收入的估计系数
为 0．06，也在 1％水平上显著 ，同样有正 向影响。年龄分段与对照组 16—25岁组相比，45—55岁组
及以前的估计系数都非常显著，且估计系数在 35_45岁组的估计系数最大，表明这一年龄段的家
庭参与正规金融市场的概率最大。这与 Shum&Faig(2006)风险市场参与随年龄先增大后降低 的
91
尹志超 等 ：金融可得性 、金 融市场参 与和 家庭 资产选择
结论一致 ，但 Cardak(2009)研究发现年龄到 70岁才会显著下降。教育水平与对照组没有文化相
比，估计系数除初等教育不显著，其他组的估计系数都在 1％水平显著。与对照组相比，估计系数
随教育水平的提高而增大，说明教育对家庭参与正规金融市场有正向影响。在风险偏好的估计中，
与对照组风险 中性相 比，风险爱好的估计系数为 0．29，风险厌恶的估计系数为 一0．16，且都在 1％
水平上显著，这与经济学原理相符。有个体工商业的估计系数为 一0．23，在 1％水平上显著，说明
个体工商业对家庭拥有风险资产有负向影响，这与以往文献研究认为个体工商业的家庭出于投资
替代和风险规避的目的而降低家庭持有风险资产的结论相一致(Shum&Faig，2006)。此外，人均
GDP越高的地方，家庭持有风险资产的比例越高；农村持有风险资产的比例显著低于城市。第(2)
列估计结果与第(1)列基本一致 ，说明了结论的稳健性。
最后，第(3)、(4)列还对家庭股票市场参与进行了分析。从第(3)列估计可以看出，金融可得
性对家庭股票市场参与同样显著为正 ；在第 (4)列采用 了工具变量进行估计 ，估计结果与第 (3)一
致。估计结果表明，小区银行数对家庭参与股票市场具有显著的正向影响。综合以上结果 ，可以看
出家庭金融可得性对家庭参与股票市场及其他正规金融市场都具有显著的正向作用。
表 2 金融可得性对家庭拥有风险资产的影响
(1) (2) (3) (4)
probit IV probit probit IV probit
正规金 融市场 正规 金融市场 股票市场 股 票市场
0．07⋯ 0．21⋯ 0．10⋯ 0．19“
小区银行数
(0．02) (0．08) (0．02) (0．09)
O．32⋯ 0．29⋯ 0．30⋯ 0．28⋯
Ln(家庭净资产 )
(0．02) (0．03) (0．03) (0．03)
0．O6⋯ 0．05⋯ 0．05⋯ 0．05⋯
Ln(家庭 收入 )
(0．01) (0．01) (0．01) (0．01)
0．28 0．30 0．70⋯ 0．71⋯
25— 35
(0．15) (0．15) (0．17) (0．17)
0．43⋯ 0．46⋯ 0．89⋯ 0．91⋯
35— 45
(0．14) (0．14) (0．17) (0．17)
O．29 ¨ 0．34” 0．78⋯ 0．81⋯
45— 55
(0．15) (0．15) (0．17) (0．17)
0．23 0．27 0．78⋯ 0．80⋯
55岁一65岁 (
0．15) (0．15) (0．18) (0．18)
0．06 0．09 0．52⋯ 0．54⋯
65岁 以上
(0．16) (0．16) (0．19) (0．18)
0．O1 一O．OO 0．33 0．33
初等教育
(0．12) (0．12) (0．19) (0．19)
0．34⋯ O．30 ¨ 0．72⋯ 0．70⋯
中等教育
(0．13) (0．13) (0．19) (0．20)
O．53⋯ 0．46⋯ 0．92⋯ 0．88⋯
高等教 育
(0．13) (0．14) (0．20) (0．20)
O．58⋯ 0．50⋯ 1．01⋯ 0．97⋯
研 究生及 以上
(0．19) (0．20) (0．25) (0．25)
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垂 音石j《i象2015年第3期
续表 2
(1) (2) (3) (4)
probit IV probit probit IV probit
正规金 融市场 正规金融市场 股 票市场 股 票市场
0．29⋯ 0．28⋯ 0．39⋯ 0．38⋯
风险爱好
(0．O6) (0．06) (0．07) (0．07)
一 0．16⋯ 一0．16⋯ 一0．21⋯ 一0．21⋯
风 险厌 恶
(0．05) (0．05) (0．06) (0．06)
一 0．23⋯ 一0．22⋯ 一0．22⋯ 一0．21⋯
个体工商业
(0．07) (0．07) (0．08) (0．08)
0．09 0．09 一O．12 一0．12
负债率 (
0．17) (0．17) (0．20) (0．19)
0．05 0．04 0．04 0．03
单 (0
． 07) (0．07) (0．08) (0．08)
一 0．03 一0．01 一0．05 一0．04
男性 (
0．05) (0．05) (0．05) (0．05)
所在地 区 0．19⋯ 0．09 0．34⋯ O．27⋯
人均 GDP (0．07) (0．09) (0．08) (0．10)
一 O．39⋯ 一0．10 一O．39⋯ 一0．2O
农 村居 民
(0．07) (0．18) (0．08) (0．20)
N 8320 8320 8240 8240
pseudo R 0．302 0．332
一 阶段估计 F值 372．35 372．35
工具 变量 t值 l9．97 l9．97
3．22 1．10
DWH检验 x (P值 ) (0
． 07) (0．29)
注： 、”、⋯ 分别表示在 10％、5％、1％水平显著，括号内报告了稳的健标准差，估计中还控制了省份固定效应，下文同。
2．金融可得性与风险资产配置
金融可得性不但会对家庭是否参与金融市场产生影响，还可能会影响家庭参与金融市场的深
度，即对家庭在风险资产上的配置比例产生影响。接下来主要研究金融可得性对家庭风险资产配
置的影响，表 3给出了金融可得性对家庭风险资产配置影响的估计结果。
表 3 金融可得性对家庭资产选择 的影响
(1) (2) (3) (4)
Tobit IV Tobit Tobit IV Tobit
风险资产占比 风险资产 占比 股票资产 占比 股票资产 占比
0．05⋯ 0．14⋯ 0．O6⋯ 0．11“
小 区银 行数
(0．01) (0．05) (0．01) (0．05)
N 8320 8320 8320 8320
pseudo R 0．294 0．318
注 ：表 3中控制 变量选 取与表 2一致 ，为节 省篇 幅没有报告 。
93
尹志超等 ：金融可得性、金融市场参与和家庭资产选择
在第(1)列中，小区银行数的估计系数为 0．05，在 1％置信水平下显著。这表明，金融可得性
提高会使家庭持有风险资产的比重增加。第(2)列采用工具变量进行估计，小区银行数同样在 1％
水平上显著为正。第(3)、(4)列还对股票资产占比进行了估计，估计结果是对第(1)列结论的进
一 步验证。因而，金融可得性不但会促进家庭参与正规金融市场，还会提高家庭在风险资产上的配
置 比例 ，即促进家庭正规金融市场参与的深度。
(二 )金融可得性与非正规金融市场
前面的分析显示 ，金融可得性会促进家庭参 与股票市场等正规金融市场 ，并会增加家庭在股
票资产等风险金融资产上的配置 比重。 目前家庭对资产 的配置除了正规金融市 场外 ，还存在一
个不可忽视的非正规金融市场 。下 面，进一步探讨 了金融可得性对家庭在非正规金融市场行为
的影响。
1．金融可得性与民间借 出
表 4给出了金融可得性对家庭非正规金融市场参与和资产配置的影响。表中第 (1)列可以看
出，小区银行数系数为一0．04，并在5％水平上显著，说明金融可得性的提高会降低家庭民间借出
的比例。第(2)列工具变量估计中，虽然系数不显著，但是符号仍然为负。第(3)列估计考察了金
融可得性对家庭借出款 比例的影响 ，小 区银行数估计系数仍然显著为负 ，第 (4)列估计 与第 (3)列
相一致 。
从 以上结果看出，金融可得性 的提高会降低家庭在非正规金融市场上配置资产 的比例和比重。
这也说 明了，金融可得性的提高会促进家庭在正规金融市场上配置资产 ，从而替代其在非正规金融
市场上 的资产配置。
表 4 金融可得性与家庭民间借 出
(1) (2) (3) (4)
probit IV probit Tobit IV Tobit
民间借 出 民间借 出 借 出款 占比 借 出款 占比
一 0．04 一0．10 一0．O3 ¨ 一0．09
小 区银行数
(0．02) (0．07) (0．O1) (0．05)
N 832O 8320 8320 8320
pseudo R 0．115 0．109
注 ：表 4中拄制变量除未加入负债翠外，其他变量选取与表 2一致 ，为节 省篇 幅没有报告 。
2．金融可得性与非正规借贷
以上分析发现 ，金融可得性的提高会降低家庭在非正规金融市场的资产配置 ，而家庭借 出款是
民间借贷的主要供给方。因而，金融可得性的提高可能会对家庭的民间借贷行为产生影响。接下
来 ，表 5着重分析了金融可得性对家庭民间借贷行为的影响。
从表 5第(1)列估计看 ，小区银行数估计系数为 一0．06，在 1％水平上显著 ，这说明金融可得性
的提高会降低家庭的民间借入比例。第(2)列采用工具变量进行估计，估计结果与第(1)列相一
致。第(3)、(4)列对家庭借贷行为进行了分析，我们将家庭参与民间借入或借出定义为民间借贷。
从估计结果来看，金融可得性的提高对家庭民间借贷双方都会产生抑制。
综合以上分析，可以看出金融可得性的提高会促进家庭在正规金融市场进行资产配置 ，同
时降低在非正规金融市场的资产配置，从而导致民间借贷供给减少，进而使得家庭民间借入比
例下降
94
乞垂 秀石 象z0 5年第s期
表 5 金融可得性与家庭 民间借 贷
(1) (2) (3) (4)
probit IV probit probit IV probit
民间借入 民间借 入 民间借贷 民间借 贷
一 0．06⋯ 一0．20⋯ 一0．06⋯ 一0．19⋯
小 区银 行数
(0．01) (0．05) (0．01) (0．05)
N 8320 8320 8320 8320
pseudo R 0．094 0．087
注 ：表 5中控制 变量与表 4相 l司，为节省篇 幅没有报告 。
(三 )城乡和区域间影响差异
接下来我们分城乡和区域，进一步研究金融可得性对家庭正规和非正规金融市场的影响差异。
表 6主要给出了金融可得性城乡间的影响差异 ，表 7主要给 出了金融可得性在不 同区域问的影响
差异 。
1．城乡问影响差异
表 6中，为了研究不 同金融可得性水平对城乡间的影响差异 ，在估计中加入了小 区银行数与农
村哑变量的交叉项 。表 6中，第 (1)、(2)列给出的是家庭正规金融市场参与的估计结果 ；第(3)、
(4)列给出了家庭参与非正规金融市场的估计结果。
第(1)列估计中，小区银行数和农村的交叉项系数为 0．07，并在 5％水平上显著，这说明金融
可得性对农村家庭的边际影响更大。第(2)列采用工具变量的方法进行估计，估计结果进一步证
实 了第 (1)列的结论 。第 (3)列交叉项的估计 系数并不显著 ，但系数符号为负 ，且第 (4)列工具 变
量估计交叉项系数在 1％水平上显著为负 ，这在一定程度说 明金融可得性提高对农村非正规金融
市场的抑制更为明显。
表 6 金融可得性城 乡间影响差异
(1) (2) (3) (4)
probit IV probit probit IV probit
正规金 融市场 正规金融市场 非正规金融市场 非正规金 融市场
0．O5⋯ 0．O5⋯ 一0．06⋯ 一0．05⋯
小 区银行数
(0．02) (0．02) (0．01) (0．01)
0．07” 0．22⋯ 一0．01 一0．14⋯
小 区银行数 农村
(0．03) (0．06) (0．02) (0．04)
一 0．70⋯ 一0．73⋯ 0．12 0．24⋯
农 村
(0．16) (0．12) (0．09) (0．06)
N 8320 8320 8320 8320
pseudo R 0．302 0．087
注 ：其他控制变量选取与上文相 l司，为 了节省篇幅 ，结果没有报告 ，F文I司。
2．区域间影响差异
表 7中，为了研究不同金融可得性水平对区域间的影响差异 ，在估计中加入了小区银行数与中
西部地区哑变量的交叉项。表 7中，第(1)、(2)列给出的是家庭正规金融市场参与的估计结果 ；第
(3)、(4)列给出了家庭参与非正规金融市场的估计结果 。
第(1)列估计中 ，小 区银行数 和中西部地 区的交叉项系数为 0．11，并在 1％水平上显著 ，这说
9
尹志超等 ：金融可 得性、金融市场参与和家庭资产选择
明金融可得性对中西部地区家庭 的边际影响更大。第 (2)列采用工具变量 的方法进行估计 ，估计
结果进一步证实了第(1)列的结论 。第(3)、(4)列交叉项的估计系数并不显著，说明金融可得性
对家庭非正规金融市场行为的影响在区域间并不存在显著差异。
表 7 金融可得性区域间影响差异
(1) (2) (3) (4)
probit IV probit probit IV probit
正规金 融市场 正规金 融市场 非正规金 融市场 非正规金融市场
0．04 0．13 一O．07⋯ 一0．07⋯
小 区银行数
(0．02) (0．07) (0．O1) (0．O1)
小 区银行数 中西部 O．11⋯ 0．13⋯ 0．02 一0．04
地 区 (0．03) (0．03) (0．02) (0．03)
0．00 一0．16 一O．12 O．10
中西部地 区 (
0．19) (0．17) (0．12) (0．12)
N 8320 8320 8320 8320
pseudo R 0．303 0．087
综合来看，金融可得性在农村和中西部地区，对家庭正规金融市场的参与影响要高于城市和东
部地区，对农村地区非正规金融抑制作用也更大。
五、稳健性检验
本部分采用金融可得性的另外 三个度量指标 ：每万人银行数、每万人证券营业部数 、每万人
ATM机数量，进一步检验金融可得性对正规和非正规市场影响结果的稳健性。估计结果见表 8，为
了节省篇幅，只报告了关注变量 ，控制变量的结果没有报告。
表8中第一部分借鉴 Mooke~ee&Kalipioni(2010)；吕雯、鲍曙明等(2011)的方法，采用家庭
所在县(区)每万人银行数来衡量家庭金融可得性 。Panel A部分 ，每万人银行数对正规金融市场
参与的估计系数为 0．05，在 1％的置信水平下显著 ；对股票市场参与 的估计 系数为 0．06，在 1％
的置信水平下显著；对风险资产占比的估计系数为 0．02，在 1％的置信水平下显著；对民间借人
的估计系数为 一0．08，在 1％的置信水平下显著；对民间借出的估计系数为 一0．03，在 1％的置信
水平下显著；对民间借贷的估计系数为 一0．03，在 1％的置信水平下显著；对借出款占比的估计系
数为 一0．03，在 1％置信水平下显著 。Panel B部分 ，报告了每万人 ATM机数量对正规和非正规
金融市场的影响 ；Panel C部分 ，报告 了每万人证券 营业部数量对正规和非正规金融市场的影响。
从结果可知，估计系数 的方 向与前文基本一致 ，且在统计 上都非 常显著 。因此 ，前文 的估计结果
是稳健的。
值得注意的是 ，在表 8第三部分的估计中 ，每万人证券营业部数量对股票市场参与的估计系数
为0．19，在 1％的置信水平下显著，估计系数远远大于小区银行数、每万人银行数和每万人 ATM数
量。同样 ，每万人证券营业部数量对风险资产 占比、股票资产 占比、及家庭对非正规金融市场的参
与 、民间借出款 占比等指标 的影响均非常显著 ，且估计系数也大于其他金融可得性衡量指标。这一
结果不难理解，因为证券营业部与家庭股票参与等风险资产配置行为密切相关。且这一结果也有
很强的现实意义，改善家庭在风险投资上的金融可得性对促进家庭参与金融市场，优化资产配置具
有非常直接的作用。
96
锰c吾腼象2 年第 期
表 8 稳健性检验：金融可得性的不同度量
(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8)
probit probit Tobit Tobit probit (6)Tobit probit probit
正规金 融 风 险资 股 票资 借 出款
市场 股 票市场 民间借 出 民间借 入 民间借贷 产 占比 产 占比 占比
Panel A
O．O5⋯ O．06⋯ 0．02⋯ O．02⋯ 一O．03⋯ 一0．03⋯ 一0．08⋯ 一0．O6⋯
每万人银行数
(0．01) (0．O1) (0．O1) (0．01) (0．O1) (0．01) (0．O1) (0．01)
N 8320 8320 8320 8320 8320 8320 8320 8320
pseudo R 0．287 0．3l7 0．278 0．30O 0．105 0．098 0．080 0．072
Panel B
每 万人 ATM 0．O3⋯ 0．04⋯ 0．01⋯ 0．01“ 一O．O2¨ 一0．01” 一0．04⋯ 一0．O3⋯
机 数量 (0．O1) (0．O1) (0．O0) (0．O0) (0．01) (0．O1) (0．01) (0．01)
N 8320 8320 8320 8320 8320 8320 8320 8320
pseudo R 0．287 0．317 0．278 0．299 O．105 0．097 0．078 0．O71
Panel C
每 万人证 券 0．10” O．19⋯ 0．05 0．O5¨ 一0．09“ 一0．07 一0．22⋯ 一0．15⋯
营业部 数量 (0．04) (0．04) (0．02) (0．02) (0．05) (0．03) (0．05) (0．04)
N 8320 8320 8320 8320 8320 8320 8320 8320
pseudo R 0．286 O．316 0．277 0．299 0．104 0．097 O．104 0．071
表9是在考虑了金融可得性的内生性之后，用工具变量进行两阶段估计的结果。由估计结果
来看 ，表 9用工具变量估计的结果进一步证实了表 8的结果。
表 9 稳健性检验 ：工具变量估计
(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8)
IV probit IV probit IV Tobit IV Tobit IV probit IV Tobit IV probit IV probit
正规金 融 风 险资 股票 资 借 出款
市场 股票 市场 民间借 出 民间借入 民间借贷 产 占
比 产 占比 占比
Panel A
0．07 0．05 0．04 O．O3 一0．10⋯ 一0．08⋯ 一0．13⋯ 一0．13⋯
每万人银行数
(0．03) (0．04) (0．02) (0．02) (0．03) (0．02) (0．02) (0．02)
N 832O 8320 8320 8320 8320 8320 8320 832O
Pane]B
每 万人 ATM 0．O5料 0．03 0．03¨ 0．O2 ～0．07⋯ 一0．06⋯ 一0．09⋯ 一O．09⋯
机数量 (0．02) (0．03) (0．01) (0．02) (0．02) (0．O1) (0．02) (0．02)
N 8320 8320 8320 8320 8320 8320 8320 8320
Pane]C
每万人证券 0．41” 0．30 0．26 0．16 一0．63⋯ 一0．52⋯ 一0．79 一0．80⋯
营业部数 量 (0．20) (0．23) (0．12) (0．14) (0．17) (0．13) (0．13) (0．13)
N 8320 8320 8320 8320 8320 8320 8320 8320
综合表 8和表9的结果，本文的估计结果非常稳健。结果一致表明，金融可得性的提高会增加
家庭正规金融市场参与 比例和风险资产配置比重；同时 ，金融可得性的提高会对 民间金融市场产生
抑制。
97
尹志超等 ：金融可得 性、金融市场参与和家庭资产选择
六 、结 论
本文运用 中国家庭金融调查 (CHFS)2011年数据 ，研究 了金融可得性对家庭金融市场参与及
资产选择的影响。研究发现 ，金融可得性增强 ，会促进家庭正规金融市场参与。一方面，家庭持有
风险资产和股票的概率会加大；另一方面，家庭会加大风险资产和股票资产的持有比重。同时，家
庭金融可得性增强会降低家庭在非正规金融市场 的参与。首先 ，金融可得性增强会促进家庭将资
产更多地投资到正规金融市场，降低家庭民间借出款的比例。同时，家庭在非正规金融市场借出款
的比重也随着金融可得性的增加而降低。因而 ，金融可得性的提高降低了民间借贷市场的资金供
给，进而降低家庭民间借入比例。分城乡来看，家庭金融可得性的提高，对农村地区家庭正规金融
市场参与的影响要高于城市地区，对家庭参与非正规金融市场抑制程度也要大于城市地 区。分 区
域来看 ，金融可得性对中西部地区家庭参与正规金融市场的影响要大于东部地区。这表明，在金融
可得性较低的地区，金融可得性对家庭参与正规金融市场和进行资产配置的边际影响更大。
研究还发现 ，家庭资产 、收入 、教育水平对家庭参与正规金融市场有显著正向影响，对参与个体
工商业 、风险厌恶有显著的负向影响。家庭参与正规金融市场的概率随着年龄的增加先增大后降
低，且风险资产占金融资产占比也有相同变化。对非正规金融市场参与的研究还发现个体工商业
有显著正向影响，但教育有负向的影响。
本文研究结果表明 ，随着金融市场的发展 ，金融可得性 的增加 ，家庭会更加积极地参与到金融
市场，尤其是股票等风险市场，增加风险资产投资，这有利于家庭资产结构的优化。同时，随着金融
可得性提高，家庭民间借出比例的下降也会导致家庭民间借人比例的下降。因此，金融管理部门需
要采取措施提高家庭金融可得性 ，促进我国金融市场的发展。同时 ，在制定政策时需要特别重视改
善农村和中西部地区的金融可得性。
最后，本文还存在一些不足之处。虽然，本文从新的角度研究了金融可得性对民间借贷市场的
影响，但其对民间借贷的影响可能是多渠道的。例如，金融可得性的提高会对家庭贷款行为产生影
响，进而影响民间借人行为；同时，借贷成本也会影响家庭的借贷行为等。但限于数据、篇幅以及问
题的侧重点 ，本文并未进行深入研究 ，期待更多的学者进行补充和完善。
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Financial Availability，Financial M arket Participation and
Household Portfolio Choice
Yin Zhichao，Wu Yu and Gan Li
(Southwestern University of Finance and Economics)
Abstract：Using China Household Finance Survey(CHFS)data，this paper investigates the impacts of financial availability
on Chinese households’financial market participation and portfolio choice both in the formal and informal financial market．
W e find that the increase in the financial availability will enable households more actively to participate in the formal
financial market and increase their risky asset holdings in the formal financial market． If financial availability increases，
households will also decrease their risky asset holdings in the informal financial market，which makes less households can
borrow money from informal market． In conclusion， the financial availability has a positive effect on households’
participation in the formal market and has a negative effect on the informal market．At last，in rural and middle—west area，
financial availability has a more positive effect on the formal market．
Key W ords：Financial Availability；Financial Market Participation；Household Portfolio Choice
JEL Classification：G1 1，G12
(责任编辑：成 言)(校对：梅 子)
99
