家庭金融理論精選(九篇)

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第1篇：家庭金融理論范文

［關鍵詞］農戶；經濟行為；開發(fā)性金融

［中圖分類號］F320.2 ［文獻標識碼］A ［文章編號］1005-6432（2010）48-0131-02

中國農村金融問題是長期以來一直困擾學術界的長青話題,不僅是由于農業(yè)自身的生產特點,使得商業(yè)性銀行不斷地撤出農村市場,導致農村金融供給不足,更是由于中國二元經濟結構下形成的特殊的農戶經濟行為,給農村金融制度的安排帶來了難以想象的困難。本文就從農戶這一農村市場的微觀主體,同時也是農村金融市場上的需求方,作為研究農村金融問題的邏輯起點,運用行為經濟學理論,結合當前農村金融創(chuàng)新的實踐,提出構建適合農民經濟行為的新型開發(fā)性金融支持體系理論主張。

1 傳統(tǒng)農戶經濟行為理論與金融支持

1.1 道義小農理論與政策性金融支持

俄國學者恰達諾夫認為小農家庭經營方式的特點,是有一定數(shù)量的土地和生產要素,依靠自身勞動而不雇傭勞動,其產品主要用于自身消費而不是在市場上出售追求最大利潤,在此機制下,小農投入的勞動量主要以主觀評價的辛苦程度和新增產品消費帶來的滿足感決定。因此,其經濟行為不能用傳統(tǒng)的資本主義經濟理論解釋。在50年后,美國經濟學家J.斯科特秉承了恰達諾夫的觀點,提出道義小農命題。他認為“生存?zhèn)惱怼焙汀鞍踩谝弧辈攀寝r民基本的生活原則,而不是追求利潤最大化。因此,道義小農的經濟行為是非理性的,不會為追求最大利潤而進行新的投資,而是試圖維持當前的經營規(guī)模。此時,小農的融資行為主要用于臨時周轉和消費,偏好內源融資或向親朋好友融資。在進行金融安排時以合作金融為主,合作金融的特征(自愿性、共濟性、非營利性、民主管理)充分反映出與此種小農的相容性。而在斯科特看來,小農的非理性主要由其生存環(huán)境造成,政府應該實行積極的財政政策,同時為小農提供風險分擔機制和社會保障體系。金融制度安排也應以政策性為主。

1.2 農民企業(yè)家理論與商業(yè)性金融支持

與斯科特等悲觀理論相反,舒爾茨認為小農是理性的。他認為農戶就像企業(yè)一樣,而農民就相當于企業(yè)家。小農是追求利潤最大化的“經濟人”,并且小農是傳統(tǒng)技術條件下有進取精神并最大限度地利用了有利可圖的生產機會和資源的人。對于傳統(tǒng)農業(yè)中的小農而言,一旦有經濟利益的刺激,小農就會因追求經濟利潤而創(chuàng)新,從而改造傳統(tǒng)農業(yè)。后來,波普金又進一步拓展了舒爾茨的觀點,認為小農是一個在權衡了長短期利益及投資風險之后,為追求最大利益而作出合理生產選擇的“理性的小農”。既然理性小農的融資目的是追求投資利潤最大化,則相應的金融安排應該是商業(yè)性的。政府不應過多的干預金融市場。

1.3 “拐杖命題”與金融失效

黃宗智通過對前兩種理論審視和評判,以及對中國農民的大量實地調查基礎上形成了“過密化理論”。他認為農戶家庭在邊際報酬十分低下的情況下仍會繼續(xù)投入勞動,可能因為農戶家庭沒有邊際報酬概念或農戶家庭受耕地規(guī)模制約,家庭勞動力剩余過多。由于缺乏很好的就業(yè)機會,農民勞動的機會成本幾乎為零,即使城市有較好的就業(yè)機會,由于小農對土地的依戀,生活貧困的小農也不愿意成為雇傭勞動者。在這種情況下,黃宗智提出了一個等式：小農收入=家庭農業(yè)收入+非農收入,借此他提出著名的“拐杖邏輯”。所謂“拐杖邏輯”,簡單來說就是,在小農的兩部分收入中,家庭農業(yè)收入可以比做人的兩腿,非農業(yè)收入好比拐杖,而拐杖總是在兩腿不太好用的時候才能派上用場。這時,無論是政策性還是商業(yè)性的金融制度安排都難以在農村金融市場單獨發(fā)揮有效的作用。

2 現(xiàn)代中國小農經濟行為特征與金融支持

2.1 現(xiàn)代小農經濟行為的“條件理性”

自20世紀90年代開始,農村勞動力大規(guī)模轉移,非農收入占農民總收入的比例越來越大,“黃氏理論”已無法解釋這種現(xiàn)象的出現(xiàn)。雖然,轉型時期中國農戶的經濟行為具有復雜性,但總體上表現(xiàn)出各種約束下的行為理性,即“條件理性”。具體而言,隨著市場化改革的不斷深入,兼業(yè)農民不斷增加,不論是采取以家庭為單位的個體戶,還是以外出打工為主的農民工,都以家庭的收入最大化來使用農戶自身的資源稟賦,從這個意義上說中國的農民開始表現(xiàn)出理性經濟人的特征,尤其是沿海一代的農民行為基本上適合于舒爾茨的理論。在落后地區(qū),農戶雖然有“非理性”行為,但這主要是因為受到制度和資源約束,如由于缺乏擔保抵押物品,小農很難從正規(guī)金融機構獲得擴大再生產的資金；農村社會保障體系的缺乏使農戶無法作出與風險相對應的最優(yōu)化決策等原因造成的,但其行為本質依然是理性的。正如林毅夫所指：“被用來證明小農行為不是理性的典型事例,通常都是具有城市偏向的人在對小農所處的環(huán)境缺乏全面了解的情況下作出的論斷。如果能設身處地的從小農的角度考慮問題,則可以發(fā)現(xiàn)這些被認為是不理性的行為恰恰是外部條件限制下理性的表現(xiàn)?！?/p>

2.2 國家開發(fā)性金融支持的實踐及缺陷

由于農戶微觀主體的復雜性,就要求金融支持體系的綜合性。一方面,農戶行為是理性的,那么金融支持體系應該是商業(yè)性的,即資金使用商業(yè)化；另一方面,農戶受到多種約束和對風險的厭惡,金融支持體系又要體現(xiàn)一定政策性。純粹的商業(yè)性金融和政策性金融都不能完全滿足當前中國農村經濟發(fā)展的多元化金融需求。因此,農戶在中國特定的制度安排下所表現(xiàn)的經濟行為特征是導致“市場失靈”和“政府失靈”的重要原因。為提高國家政策性銀行對農村金融市場資源配置的效率,同時區(qū)別與商業(yè)性金融單純以逐利為目標的運營特點,開發(fā)性金融創(chuàng)新即在農村金融實踐中催生的一種新型的金融制度安排。所謂開發(fā)性金融就是以實現(xiàn)國家宏觀經濟發(fā)展目標為己任,以商業(yè)化的運作方式管理資金,通過融資方式彌補制度缺損和市場缺損,是為同時解決“市場失靈”和“政府失靈”而產生的一種金融理論。

但是,開發(fā)性金融在實踐過程中依然出現(xiàn)了不可避免的制度缺陷。首先,單一的資金來源和單向資金流動難以滿足農村市場日益增長的金融需求。當前的開發(fā)性金融是以國家政策性銀行作為資金的唯一來源,通過借貸平臺向農村提供金融支持。雖然,這種政策性的金融變種通過政策性資金的商業(yè)化運作可以避免“政府失靈”和“市場失靈”,但是僅依靠政策性銀行的資金是難以滿足農村金融市場對金融的旺盛需求,同時這種只貸不存的金融體系設計難以實現(xiàn)資金的循環(huán)利用,無法形成農村金融市場順利運作的長效機制,并且容易受經濟波動的影響,在經濟緊縮的年份,開發(fā)性金融支持的資金缺口就會難以滿足。其次,當前的開發(fā)性金融設計不能滿足農戶多元化的金融需求。商業(yè)化的運作模式必然引起“馬太效應”,即資金從農村重新流回城市,或者向農村龍頭、優(yōu)勢企業(yè)集中,導致一般的中小企業(yè)在缺乏擔保的情況下難以得到貸款,同時也無法滿足廣大小農消費性、臨時周轉性的小額資金需求。

2.3 構建新型開發(fā)性金融支持體系

所謂新型的開發(fā)性金融支持,是通過政策性資金的驅動,發(fā)揮商業(yè)金融存貸款優(yōu)勢和民間合作金融的互助優(yōu)勢,以政府、企業(yè)、農戶三方共同出資的擔保公司為依托,建立以合作金融為主導,商業(yè)金融為輔,政策性銀行全面參與的新型開發(fā)性金融支持體系。

新型的開發(fā)性金融支持體系在操作過程中主要由以下三個方面組成：首先,政策性銀行每年以低息貸款資金充實商業(yè)銀行的“三農板塊”和農村合作金融機構的準備金,商業(yè)銀行和農村合作金融機構每年只需支付一定的利息即可作為自有資本金運作,通過吸收存款,低息發(fā)放貸款,服務于“三農”。其次,在政府、企業(yè)、個體戶共同出資成立的擔保公司向銀行出具擔保承諾的條件下,個體戶和企業(yè)通過反擔保的形式向擔保公司提供各種形式的擔保,同時接受商業(yè)銀行的貸款。最后,針對普通農戶的消費、臨時周轉資金,可以通過村委會的信用評級向農村合作金融機構獲得信用額度內的貸款。

新型的開發(fā)性金融支持的優(yōu)勢在于通過利用商業(yè)銀行的資金和存貸,使“三農資金”重新服務于“三農”,做到取之于農,用之于農。通過雙層擔保機制確保貸款資金的安全回收。通過利用農村合作金融機構,充分調動社會資金,發(fā)揮合作金融自愿、互助的優(yōu)勢,為廣大農戶解決貸款難的問題。最重要的是國家可以通過調整政策性銀行對商業(yè)銀行和農村合作金融機構的貸款利息和貸款規(guī)模,有效的控制金融供給,實現(xiàn)金融一體化。

參考文獻：

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［3］林毅夫.制度、技術與中國農業(yè)發(fā)展［M］.上海：三聯(lián)出版社,1994.

［4］李志輝.我國農村金融制度的開發(fā)性金融支持(DFS)研究［J］.當代經濟科學,2007(11).

［5］黃宗智.中國農村的過密化與現(xiàn)代化:規(guī)范認識及出路［M］.上海：上海科學出版社,1992.

第2篇：家庭金融理論范文

    一、文獻綜述

    消費金融有狹義和廣義的范疇,狹義的是與消費尤其是短期的簡單消費直接相關的融資活動,廣義的是不僅局限于日常生活的消費,還包含了對所有資源的非生產目的的使用和消費。消費金融問題可以從不同的角度來考慮。從消費者行為的角度來研究消費金融問題,主要是關心消費者的金融選擇。生命周期理論對消費者的行為目標提出了一個清晰的描述,即基于一生的考慮來做出消費安排以實現(xiàn)消費效用的最大化。消費的生命周期理論最早是由Modigliani和Brumberg(1954,1980)提出,消費者會根據(jù)自己的財富和收入情況,再加上對未來的預期,最佳地安排其生命周期中的消費來達到效用的最大化。在此基礎上允許儲蓄投資到無風險資產之外的資產,如股票在內的投資組合,這是Samuelson(1969)和Merton(1969,1971)投資組合的選擇問題。從理論方面來看,近期的行為金融學發(fā)展對生命周期的理論基礎,如理性選擇理論和理性預期假設都提出了異議。從家庭視角來研究消費金融問題,主要是從家庭的總體資產和負債情況、家庭的資產配置和家庭的住房資產與消費方面著手。家庭可以通過金融的角度在時間和風險兩個方面進行配置,從而做出最佳的安排。從金融市場的角度來研究消費金融,主要是考慮消費者的金融行為受制于他所處的金融環(huán)境,尤其是相關的金融市場的影響。從消費金融市場的供給、需求和信息不對稱的角度來談對消費金融的影響。Merton&Bodie(1995)提出的從金融功能的角度來分析金融市場的結構、變遷以及監(jiān)管理論,它的出發(fā)點是界定金融市場的終端使用者所需要的各種基本金融功能,如支付、投資和風險分散等,金融服務的提供者如何形成各種市場和機構來有效地實現(xiàn)各種金融功能。消費金融公司是金融市場上的主體之一,本文主要從消費金融公司的角度來研究消費金融。我國的消費金融公司是指在中國境內設立的、不吸收公眾存款、為國內居民個人提供以消費為目的的小額貸款的非銀行金融機構。我國主要有北銀消費金融公司、四川錦程消費公司、中銀消費金融公司和捷信消費金融公司。目前,國外消費金融公司主要以美國和歐盟為代表,發(fā)展已相當成熟,對消費金融公司已經集中到了微觀層面進行研究。SidneyCoftle(1960)論述了消費金融公司的盈利性問題,指出消費金融公司在回報率的大小、回報率的穩(wěn)定性、回報率的增速等方面都超過其他產業(yè)。George?J?Benston(1977)在其發(fā)表的論文中研究了利率上限對消費金融公司貸款成本的影響,認為貸款成本同利率有關系。我國消費金融公司發(fā)展剛剛開始,研究內容也主要側重于理論方面,林躍均(2002)探討了消費者信用調查、管理和法律等方面的問題,還提出了建立個人信用制度的建議。王杰峰(2005)分析了我國消費信貸業(yè)務中的風險因素,提出了銀行如何防范消費信貸風險的問題。張奎(2009)對消費金融公司產品和信用卡產品進行了對比。張滿、許黎莉(2009)分析了制約我國消費信貸發(fā)展的原因,并針對這些原因給出了對策。

    二、消費金融的理論分析

    (一)消費金融的內涵所謂消費金融,是指為滿足居民對商品和服務的消費需求而提供的金融服務。居民的消費需求不僅取決于當期可支配收入,同時也和未來的預期收入有關,而持久收入是消費金融的主要前提,只要消費者預期未來收入,便可增加現(xiàn)期消費,當消費者的現(xiàn)期收入不能滿足當期需求時,消費者就可能通過借貸預支未來收入來滿足當期需求,消費金融也由此產生。

    (二)消費金融的理論基礎1.凱恩斯有效需求不足理論。1820年,英國經濟學家馬爾薩斯發(fā)表《政治經濟學原理》,提出社會有效需求不足。1936年,凱恩斯發(fā)表《就業(yè)、利息、貨幣通論》,重提有效需求不足,并建立起比較完整的有效需求不足理論。凱恩斯認為資本主義社會總是處于總供給大于總需求的狀態(tài),總需求不足導致商品滯銷,存貨充實,生產縮減,解雇工人,總失業(yè)增加,造成經濟衰退。為解決經濟衰退的問題,凱恩斯的有效需求不足理論提出整個社會要更加重視消費的作用,提高消費需求,這一理論也為消費金融的發(fā)展提供了理論依據(jù)。但是這一理論也存在一些缺陷,二戰(zhàn)后,凱恩斯主義盛行,出現(xiàn)了所謂“繁榮”的景象,但好景不長,從20世紀60年代到80年代初,西方國家先后出現(xiàn)了凱恩斯主義所不能解釋的經濟停滯現(xiàn)象———失業(yè)增加,通脹加劇。2.持久收入假定論。弗里德曼的持久收入假定論認為,決定消費者消費支出的主要不是現(xiàn)期收入,而是持久收入。消費者的收入分為一時收入與持久收入,把消費者的消費分為一時消費與持久消費。弗里德曼認為,消費者在某一時期的收入等于一時收入加上持久收入,消費者在某一時期的消費等于一時消費加上持久消費。弗里德曼認為四個關系量之間,只有持久收入和持久消費之間存在著固定的比率。以Cp表示持久消費,以Yp表示持久收入,二者的關系可以表述為:Cp=KYp。K依賴利息率、消費者偏好、消費者總物質財產等因素而變動。持久收入假定強調了消費者未來收入與消費之間的關系。只要消費者未來預期收入向好,便可增加現(xiàn)期消費,若現(xiàn)期收入不能滿足現(xiàn)期消費支出時,可以根據(jù)持久收入的未來預期結果,暫時向消費金融機構借款,將持久收入轉化為現(xiàn)實收入,進行提前消費,此假定為消費金融的發(fā)展提供了重要的理論基礎。

    三、我國消費金融的發(fā)展現(xiàn)狀

    (一)我國消費金融的產生背景1.2007年8月,次貸危機開始席卷美國、歐盟和日本等主要金融市場,在經濟全球化的影響下,發(fā)達資本主義國家引起的金融危機同時也影響到了中國的經濟發(fā)展。出口作為拉動我國經濟的“三駕馬車”之一,在次貸危機影響下,受到了強烈的撞擊。為了緩解金融危機對我國經濟的影響,我國急需刺激內需消費來拉動經濟增長。2009年8月,我國出臺了《消費金融公司試點管理辦法》,這一新型金融機構的出現(xiàn)正好符合這個時期的發(fā)展需求。在短期看來,建立消費金融公司能通過促進擴大內需來帶動實體經濟的發(fā)展,而從長遠看來,建立消費金融公司能夠解決中國經濟過渡依賴投資和出口的問題,是推動我國經濟發(fā)展的重要舉措。2.我國的消費金融業(yè)務的95%是由商業(yè)銀行提供,其他機構提供的個人消費貸款占比較低。由于商業(yè)銀行在消費金融領域處于壟斷地位,同時能夠提供的消費信貸產品僅有住房貸款、汽車貸款和信用卡業(yè)務等有限的幾種,造成我國消費金融產業(yè)發(fā)展水平較低。隨著我國城市化進程的加快,將產生巨大的耐用品消費需求和發(fā)展型消費,銀行和汽車金融公司所提供的信貸品種已難以滿足消費者多樣化的需求,而居民旅游、教育、購買耐用商品等一般用途的個人消費等方面的信貸金融服務仍然較為欠缺。在這種情況下,消費金融公司的出現(xiàn)正好彌補了這一缺陷,在提供消費金融融資服務方面定位更加明確,服務方式趨于專業(yè)和靈活,使消費者在融資時更加方便和靈活。

    (二)我國消費金融公司的出現(xiàn)我國消費金融公司的出現(xiàn)較晚,從2009年才開始在北京、天津、上海和成都四地進行試點。作為國家首批試點成立的消費金融公司有以下幾家:

    1.北銀消費金融公司。北銀消費金融公司于2010年3月1日在北京正式成立,該公司注冊資本為3億元人民幣,由北京銀行獨資控股。在秉承《試點管理辦法》的精神下,經過一年發(fā)展,北銀消費金融公司發(fā)放貸款已從開業(yè)之初的幾萬元,到目前已經成功突破6000萬元,平均每月放款規(guī)模超過500萬元。一年來,北銀消費金融公司積極倡導合規(guī)經營,狠抓風險管理,確保了公司的穩(wěn)健發(fā)展。

    2.四川錦程消費金融公司。四川錦程消費金融公司于2010年3月1日在成都成立,該公司由成都銀行與馬來西亞豐隆銀行組成戰(zhàn)略合作者,共同出資組建,是我國首家中外合資消費金融公司。公司注冊資本3.2億元人民幣,其中成都銀行出資占比51%,馬來西亞豐隆銀行出資占比49%。

    3.中銀消費金融公司。中銀消費金融公司于2010年6月12日在上海正式成立,該公司由中國銀行、百聯(lián)集團及上海陸家嘴金融發(fā)展有限公司共同成立,由中國銀行控股,注冊資本為5億元人民幣,出資比例依次為51%、30%、19%,是目前試點的四家消費金融公司中規(guī)模最大的一家。4.捷信消費金融公司。2010年2月,銀監(jiān)會批準在天津設立消費金融公司,經過8個月的籌備,捷信消費金融公司于2010年12月1日正式開業(yè)。公司由中東歐大型私有投資集團PPF全資建立,是國內首家外商獨資消費金融公司,注冊資本為3億元人民幣。PPF集團于2004年8月登陸中國從事消費信貸業(yè)務,這為天津捷信創(chuàng)造了良好的起步基礎,同時PPF在歐洲還擁有自己的消費金融公司,這種獨特的優(yōu)勢也有利于幫助天津捷信快速轉入消費金融公司的軌道。綜合以上四家消費金融公司的投資機構可以看出,這些投資機構都有經營消費信貸業(yè)務的經驗,對于消費金融公司的發(fā)展有一定的推動作用。其中,三家消費金融公司都由商業(yè)銀行控股,這就讓人擔心我國消費金融公司是否會成為商業(yè)銀行信貸業(yè)務的新載體,從而影響消費金融公司的獨立發(fā)展。由于消費金融公司正處于試點階段,《試點辦法》對其經營的地域范圍有明確的限制:在未經銀監(jiān)會批準的情況下,消費金融公司不能在其所在地之外省市設立分支機構?？傮w來說,消費金融公司還是一個新興事物,其存在的家數(shù)和公司的規(guī)模還有待提高,其發(fā)展的道路還有待摸索。

第3篇：家庭金融理論范文

一、理論模型的設定與說明

為了從農戶的視角描述其在單位時間內獲得的貸款筆數(shù)，本文建立了模型加以說明。假設單位時間內(例如5年)，農戶i根據(jù)其融資需求向正規(guī)金融機構申請一次或數(shù)次貸款，同時假定正規(guī)金融機構按照理性原則進行決策。由上述兩個假設，可以確定存在一些外生因素決定了農戶i在單位時間內是否獲得正規(guī)金融機構的貸款以及獲得貸款的筆數(shù)。出于簡化和方便研究，本文不考慮農戶獲取的每筆貸款的貸款數(shù)量可能存在的信貸配給現(xiàn)象，本文只簡單的假定農戶在此期間獲得的貸款數(shù)量及貸款筆數(shù)都能滿足其最大的期望收益，因此如果農戶獲得信貸(Ci=1)，則其在單位期間獲得的最大總期望收益有如下方程:其中EUS是農戶i獲得S筆信貸所產生的期望收益，bs是獲取S筆信貸所支付的全部成本，bF是未獲得信貸所支付的全部成本，例如農戶去金融機構所支付的交通費用等。因為在單位時間內，農戶存在著多次向正規(guī)金融機構申請貸款的可能性，但并非每次申請都能通過金融機構的審核，所以要實現(xiàn)農戶在單位時間內期望收益最大化，一個充分必要條件是農戶的多次借貸的總期望收益與總借貸成本之差要達到最大，因而公式(1)中的Max(EUs－bs)反映了農戶成功獲貸筆數(shù)期望收益，這樣的收益與農戶可能存在的未獲貸所支付的成本(bF)之和的最大化(MaxEU)便構成了農戶在單位時間內多次借貸的最大化的總期望收益。因此，從經濟學意義上講，公式(1)便是各變量構成的成本———收益原則高度抽象概念的最大化的目標模型，這一模型在現(xiàn)實中是存在的，它反映了農戶成功獲貸一定是其邊際總收益大于邊際總成本。進一步，既然式(1)是農戶i在單位時間內借貸行為所產生期望的最大收益的方程表達，那么這一方程也說明了農戶i的期望收益的實現(xiàn)取決于一些因素對正規(guī)金融機構的信貸供給決策的影響。這些影響因素不同于那些影響農戶單次貸款申請和金融機構信貸審查的因素，而是建立在一個時間段的基礎上，這些因素具有相對嚴格的外生性，即不會由于部分農戶多次獲得信貸而發(fā)生改變，例如，戶主的受教育年限、農戶的家庭類型、農戶家庭自有土地面積的大小等，因而這些因素也被稱為外生變量。因此，基于這些外生變量，農戶i在單位時間是否獲得信貸(Ci=0或Ci=1)和獲得信貸的筆數(shù)(S)同這些外生變量的變量集z和x相關關系可分別用下式表示:式(2)和式(3)中，γ''''和β''''是外生變量集z和x對應的系數(shù)，εci和εS分別是影響農戶是否在單位時間內獲得信貸(Ci)和獲得信貸筆數(shù)(S)的其他因素。需要注意的是，式(2)和式(3)中的外生變量集z和x可能相同，也可能不同，但考慮到5年時間系較短時期，對同一農戶而言，由于樣本調查區(qū)域屬傳統(tǒng)農業(yè)區(qū)，農戶經營具有相對穩(wěn)定性，加之國家扶持“三農”的政策具有連續(xù)性、穩(wěn)定性，因此構成z和x的各外生變量發(fā)生根本性變化的概率比較低，因此，出于模型設定、估計和研究便利，本文假定z和x相同，這一假定有助于發(fā)現(xiàn)對農戶能否獲貸及獲貸頻次有共同影響的重要因素，從這個方面來說，式(2)和式(3)中的這一假定具有一定的現(xiàn)實客觀性和合理性。需要說明的是，式(2)和式(3)分別是農戶能否獲貸和獲貸頻次的高度抽象的數(shù)理模型，這些模型符合現(xiàn)實中農戶的借貸行為及金融機構的信貸供給決策?，F(xiàn)實中，金融機構從安全性、盈利性的角度出發(fā)，更注重貸款申請者自身的稟賦特征等構成的信用及還款能力指標，一個信用及貸款記錄良好的農戶容易獲得金融機構的多次貸款，這樣其自身的稟賦特征也成為金融機構更為關注的要素。

二、計量模型的設定與說明

通過本文第二部分可知，在總樣本中，一部分農戶沒有獲得任何貸款，即獲得貸款的筆數(shù)為零;而一部分農戶獲得貸款的筆數(shù)等于或大于1，因此，樣本可分為“零”值樣本和“正整數(shù)”值樣本兩類。按照前述的理論模型，如果要對總樣本中“正整數(shù)”值的獲貸筆數(shù)進行計量分析，必然要對“零”值數(shù)據(jù)進行數(shù)據(jù)截斷(DataTruncation)，因此本文擬采用的計量模型由兩部分構成:第一部分是分析外生變量如何影響農戶i在單位時間內是否獲得正規(guī)金融機構的信貸(Ci);如果農戶i獲得信貸，則第二部分分析外生變量如何影響農戶獲得貸款的筆數(shù)(S)。這里，面對“零”值(即S=0)和“正整數(shù)”值(即S=1，2，…，N)的雙重選擇，傳統(tǒng)用于處理離散雙選擇變量的probit或logit模型并不適用，為此本文采用補充雙對數(shù)模型(Complementarylog-logModel)處理農戶i是否獲得貸款，補充雙對數(shù)模型適合處理“零”值和“非零”值兩種類型構成的數(shù)據(jù)(Green，2011)。當?shù)谝徊糠謹?shù)據(jù)截斷工作完成后，第二部分擬處理變量是具有計數(shù)特征的正整數(shù)。因此，需用截斷泊松回歸模型(TruncatedPoissonRegressionModel)處理。為使模型成立，在本文分析中筆者假定第一部分模型和第二部分模型彼此獨立。如果農戶沒有獲得正規(guī)金融機構的貸款(ci=0)，則有S=0;相反，如果ci=1，則有S＞0。進一步，如果Ci=0，則有P(Ci=0);如果Ci=1，則有Pci(=1)•fS/ci(=1)=P(ci=1)•f(S＞0)，其中，P(•)為概率方程，f(•)為密度方程。式(7)事實上是穆拉赫(Mullahy，1986)提出的具有樣本選擇性質的泊松門欄模型(PoissonHur-dleModel)的對數(shù)似然方程表達式，從式(7)中可以看出，泊松門欄模型的對數(shù)似然方程實質上是補充雙對數(shù)模型對數(shù)似然方程和截斷泊松回歸模型對數(shù)似然方程之和。前面我們已假定補充雙對數(shù)模型和截斷泊松回歸模型彼此獨立，因此對聯(lián)立的泊松門欄模型的估計就可以分別估計補充雙對數(shù)模型和截斷泊松回歸模型。這樣的估計方式所產生的的結果等同于對泊松門欄模型的整體估計，且并不會造成估計效率的降低和估計信息的損失。

三、變量設置、說明及實證結果分析

(一)變量設置、說明及其統(tǒng)計特征理論上講，本文所用的被解釋變量應有兩個:一是衡量農戶在5年內是否獲得正規(guī)金融機構的貸款，二是在獲得貸款的前提下，獲得貸款筆數(shù)的多少。由于農戶獲得正規(guī)金融機構的貸款筆數(shù)是計數(shù)數(shù)據(jù)，所以對全體樣本采用補充雙對數(shù)模型就可直接處理并區(qū)分“零”筆貸款值和“正整數(shù)”筆數(shù)貸款值，同時截斷泊松回歸模型也可以對全體樣本中的“零”筆貸款值進行截斷以便分析“正整數(shù)”筆數(shù)的貸款。因此本文使用的計量模型第一部分和第二部分可共用一個解釋變量，即農戶在5年內獲得貸款的筆數(shù)，本文用count表示。這種處理簡化了實證分析的程序，降低了采用極大似然估計法對模型的估計難度?？紤]到農戶獲得的貸款筆數(shù)是單位時間內發(fā)生的獨立隨機事件，因而適用于計量模型分析的解釋變量必須具有嚴格的外生性，否則就會產生計量分析的內生性問題，進而影響實證研究結果的可靠性。如對那些獲得多筆貸款的農戶，如果將其在5年中任何一年的家庭年收入或者5年的平均年收入作為解釋變量納入實證分析當中，就會產生非常嚴重的“反向因果關系”的內生性問題，基于上述考慮，本文在計量分析中采用的解釋變量主要包括兩個方面:一是采用以戶主自身特征形成的外生變量;因為樣本農戶的戶主在研究設定的5年內沒有發(fā)生變化，所以本文認為以戶主自身特征形成的一些變量具有嚴格的外生性;二是采用農戶類型、農戶家庭承包的土地規(guī)模及前往正規(guī)金融機構的交通是否便利等具有嚴格外生性的解釋變量。本文選取的解釋變量具體如下:1.農戶的家庭結構。本文首先根據(jù)戶主在2006—2010年的平均年齡將農戶家庭分為青年家庭(18～35歲，youngh)，中年家庭(36～45歲，middleh)，中老年家庭(46～55歲mid-oldh)，老年家庭(56歲以上oldh)四個分類變量，其次以老年家庭為參照類將這些分類變量轉化成3個虛擬變量。由于我國當前大部分農業(yè)生產仍舊屬于勞動密集型方式，因而，相對老年家庭結構，年輕的農戶家庭從事農業(yè)或非農業(yè)的生產能力和效率都相對好些，有利于獲得正規(guī)金融機構的貸款，且能獲得貸款筆數(shù)的概率也相對較高。2.戶主的性別(gender)也是非常重要的變量，國外學者的調查研究發(fā)現(xiàn)，女性借款者信用往往好于男性借款者(Fletschner等，2011)。既然我國農戶借款都是戶主代表家庭出面申請，因此，本文預測戶主為男性的家庭較戶主為女性的家庭獲得金融機構的貸款概率較小。3.戶主的受教育水平(education)一定程度上可以代表農戶家庭的綜合能力。戶主的受教育水平越高，如果從事農業(yè)生產，就能夠較快把握農產品的市場信息，了解農業(yè)新技術的動態(tài)，靈活的安排農業(yè)生產，降低各種生產經營風險，有利于獲取最佳收益。如果從事非農業(yè)生產，也能夠較順利熟悉所從事的工作，從而為家庭增加收入來源。因此，本文預測該變量不僅有利于農戶獲得貸款，且有利于多次申請貸款的農戶在單位時間內成功獲得多筆貸款。4.農戶承包土地規(guī)模的大小(land)。作為最基本的生產資料，農戶家庭承包土地規(guī)模的大小在一定程度上反映了農戶的收益率，因此本文預測該變量對農戶在單位時間內獲得貸款及獲得多筆貸款的影響為正。5.農戶所在村到正規(guī)金融機構的交通是否便利(traffic)。便利的交通能降低農戶獲得信貸的成本。因此本文預測該變量對農戶在單位時間內獲得貸款及獲得多筆貸款的影響為正。6.農戶的類型。本文在調查中首先確定農戶類型在5年考察期未發(fā)生改變的前提下，將受訪農戶按照純農(farm)、非農(nonfarm)和兼業(yè)(bothtype)分為三個分類變量，然后以非農為參照類將這些分類變量轉化為2個虛擬變量。相對于非農農戶，純農農戶和兼業(yè)農戶存在著家庭收入來源范圍較小，以及收入水平較低的情況，因而本文預測純農農戶和兼業(yè)農戶相對非農農戶較難以在單位時間內獲得正規(guī)金融機構的貸款，即使獲得金融機構的貸款，獲得貸款的筆數(shù)概率也較低。表2給出了所有變量的定義、說明及統(tǒng)計特征。

(二)結果分析農戶在5年內獲得正規(guī)金融機構貸款筆數(shù)的泊松門欄模型的估計結果見表3，可以看出對被解釋變量具有顯著性影響的外生因素大多同前述理論預期一致(見表4)。從模型結果來看，家庭結構為中年家庭的農戶相對于老年家庭的農戶更容易獲得正規(guī)金融機構的貸款，這與韓俊等(2007)的研究結論類似(他們的研究表明36歲的農戶家庭具有最高的借款獲準率)，除了較高的生產能力和效率外，這里可能存在的解釋是，中年農戶家庭有比較高的收入預期和收入保障，因此更容易獲得正規(guī)金融機構的借貸。農戶承包土地規(guī)模的大小(land)對農戶在5年內獲得正規(guī)金融機構的貸款有極顯著的正向影響，即農戶承包土地規(guī)模越大，其就越容易在5年時間內獲得正規(guī)金融機構的貸款。韓俊等(2007)、李銳等(2004)、顏志杰等(2005)研究均發(fā)現(xiàn)農戶的耕地或土地面積與其成功獲得正規(guī)金融機構的貸款呈顯著正相關關系，而本文的結論進一步表明了農戶承包土地規(guī)模的大小對其獲得正規(guī)金融機構的借貸具有結構性的影響。同時，研究結果顯示，前往金融機構越便利的農戶越容易獲得貸款。除了融資成本較低的因素以外，這個結果也可以理解為:一方面，交通便利使得金融機構對農戶比較容易了解，因而農戶的聲譽在這種情形下具有很好的信號傳遞作用;另一方面，農戶前往正規(guī)金融機構越方便，則更容易獲得各種信貸產品的信息，更加了解貸款方式及程序，從而能夠相應地做出準備，有利于其增大獲得正規(guī)金融貸款的可能性。而在5年時間內農戶獲得正規(guī)金融機構貸款的前提下，就獲得貸款的筆數(shù)而言，中老年農戶家庭相對于老年農戶家庭，其獲得多筆貸款的概率顯著降低，這和本文前述理論預期相反，造成這種情況的可能原因是老年農戶家庭雖然借貸筆數(shù)多，但借貸額度可能較小，而中老年農戶家庭雖然收入能力和潛力都比老年農戶家庭要強，但同時經濟負擔可能更為沉重，經濟支出可能更為龐大，例如子女的上學、婚姻、父母的贍養(yǎng)以及其他家庭紅白喜事的支出，從而導致每筆借貸額度可能較大，這些因素降低了中老年農戶家庭對負債的償還能力，從而影響了正規(guī)金融機構對其貸款的發(fā)放。研究結果表明其他外生變量如年輕的農戶家庭、戶主的性別、教育水平、純農農戶類型、兼業(yè)農戶類型等對農戶在5年內獲得正規(guī)金融機構的貸款的影響不顯著，這反映出被調查地區(qū)的正規(guī)金融機構對上述變量不敏感，可能的原因是正規(guī)金融機構并沒有把向農戶提供貸款真正作為自己的經營方向，而且其在信息收集成本方面也較高，因此沒有激勵去了解或評估樣本農戶的信用狀況。需要注意的是，本文的模型估計的結果反映出兩個特點:第一，具有樣本選擇性質的泊松門欄模型中第一部分補充雙對數(shù)模型的實證結果中顯著性外生變量的個數(shù)多于第二部分截斷泊松回歸模型，這表明補充雙對數(shù)模型是泊松門欄模型的主要影響部分，即農戶在單位時間內能否獲得正規(guī)金融機構的貸款要比其獲得貸款的筆數(shù)更重要;第二，部分同一外生因素在泊松門欄模型中對農戶在單位時間內是否獲得正規(guī)金融機構的貸款和獲得貸款的筆數(shù)有著不同的顯著性影響，甚至影響方向也相反，例如，相對于老年農戶家庭，中年農戶家庭和中老年農戶家庭對在單位時間內是否獲得金融機構的貸款有著正向影響，而對在單位時間內獲得正規(guī)金融機構貸款的筆數(shù)卻有著負向影響，并且中年農戶家庭只顯著影響著其是否獲得正規(guī)金融機構的貸款，中老年農戶家庭只顯著影響著其在單位時間內獲得正規(guī)金融機構貸款的筆數(shù);這一發(fā)現(xiàn)是本文的一個重要貢獻，這說明雖然外生變量對農戶在5年內獲得貸款的影響要比其對農戶在5年內獲得貸款的筆數(shù)的影響要大，但是同一外生變量在這兩個計量分析階段中仍然有著不同的權重。同時，這一發(fā)現(xiàn)也能更好的體現(xiàn)本文研究的價值和計量分析的優(yōu)越性。

四、結論及啟示

第4篇：家庭金融理論范文

本文從北京市居民家庭金融資產投資的影響因素入手，對居民家庭的可支配收入、消費支出和風險這三個宏觀影響因素進行了重點分析。通過回歸分析，研究了收入和消費對金融資產投資的影響，并采用鄒氏檢驗法確定了2002年前后北京市居民家庭收入、消費與金融資產投資之間的關系發(fā)生了結構性變化；同時通過計量模型研究了不同收入水平對金融資產投資的不同影響，并從平均傾向和邊際傾向的角度分析了家庭消費和金融資產投資的關系；繼而研究了金融資產投資的平均風險投資傾向和邊際風險投資傾向；最后分析了家庭收入、消費增長率與金融資產投資增長率的關系。研究發(fā)現(xiàn)，家庭金融資產投資與收入正相關，與消費負相關，而且不同收入水平對家庭金融資產投資的影響差異也很大；而風險因素研究發(fā)現(xiàn)，北京市居民家庭金融資產投資比較保守，重安全輕收益的投資意識仍然較強，這導致了家庭投資效率低下。從增長率的角度來看，家庭收入的增長速度對金融資產投資的增長速度有促進作用，而消費的增長速度卻有抑制作用。

關鍵詞：金融資產投資可支配收入消費支出風險

一、引言

（一）研究背景

隨著市場經濟的不斷深化，我國經濟持續(xù)高速增長，經濟貨幣化程度不斷提高，同時金融市場迅猛發(fā)展，我國居民金融資產的總量急劇增加。而且隨著人民生活水平的提高，居民家庭收入也越來越高，投資理財逐漸成為家庭的重要經濟活動。如何使手中的資金得到保值和增值，日益受到人們的關注。近年來，我國居民家庭手持現(xiàn)金比重大幅下降，儲蓄存款仍是我國居民家庭的主要投資手段。隨著我國金融市場體系的不斷完善，家庭投資從實物資產轉向金融資產，居民家庭在收入不斷提高，資產規(guī)模不斷擴大的同時，必然要求更廣闊的投資空間。當前，發(fā)達國家的金融創(chuàng)新和發(fā)展中國家的金融深化使金融資產的種類、形式日益龐雜，不同金融資產之間的界限越來越模糊，金融資產的流動性不斷提高，并越來越表現(xiàn)出個性化、自由化和國際化的特征。金融資產和金融市場的這些發(fā)展對家庭產生了很強的投資吸引力，各種金融資產業(yè)已成為私人持有財富的主要形式。在世界金融業(yè)最為發(fā)達的美國，家庭金融資產比例呈逐年上升的趨勢。

在我國，隨著家庭收入水平提高、儲蓄傾向的增強，以及金融市場的發(fā)展，家庭持有的各種金融資產比重也不斷上升。目前，各商業(yè)銀行和金融機構在此狀況下相繼推出了多種家庭投資產品，如人民幣投資理財產品、外幣投資理財產品、銀行卡、基金、債券、股票、保險等，這些都是金融資產投資品種。

隨著居民家庭理財投資的發(fā)展，居民家庭投資理財已經不僅僅是一個家庭問題，同時也是一個社會問題。家庭的金融資產投資行為越來越受到經濟學研究的關注。與此同時，作為我國的首都，我國政治文化和國內國際交流的中心，北京掌握著中國經濟發(fā)展的命脈，不僅是全中國第二大的工業(yè)基地，同時也是一個重要的金融中心。改革開放三十年間，北京市的經濟發(fā)展不斷躍上新臺階，無論是北京市居民家庭的生活還是居民家庭的投資，都經歷了一個穩(wěn)步發(fā)展的過程。因此，選取北京居民家庭分析具有典型性。

當前形勢下，金融資產投資對家庭來說顯得越來越重要，因此對家庭金融資產影響因素的研究越來越受到人們的關注。金融資產在家庭總資產的比重越來越大，家庭對其重視程度也越來越高，必然會考慮到其風險的影響，所以，研究金融資產投資的影響因素意義重大。

（二）研究意義

居民家庭投資理財不僅關系著家庭的經濟收入，也影響著社會的經濟發(fā)展。因此，重視和引導家庭投資理財是當今社會不可回避的問題。只有了解了影響居民家庭理財投資的因素，才可以更好的實現(xiàn)對居民家庭理財投資的引導。因此，本文重點對北京市居民家庭金融資產投資影響因素進行分析，從收入、支出以及風險這三者與金融資產投資的關系出發(fā)，分析了它們對居民家庭金融資產投資的影響，并利用北京市居民家庭典型調查數(shù)據(jù)，分別對北京市居民家庭金融資產投資與收入、消費關系的結構性進行檢驗，從而考察不同時期的投資特點。這為北京市居民家庭的投資選擇以及政府的相關政治決策提供了相關依據(jù)，具有一定的實用性意義。

（三）國內外研究現(xiàn)狀

國外學者對居民家庭金融資產投資的研究大都基于微觀數(shù)據(jù)，這主要得益于國外多年詳細且易獲得的有關家庭資產調查的微觀數(shù)據(jù)庫。國外學者大都從金融資產風險的角度出發(fā)，研究風險及不確定性對家庭金融資產投資的影響，同時，探討了性別、年齡、收入等其他影響因素。

Bertaut（2003），Aizcorbe（2003）根據(jù)SCF數(shù)據(jù)，認為90%的美國家庭進行不同類型的金融投資，25%的家庭擁有5種以上的不同金融資產，持有安全性資產和較安全資產的比重與以往相比沒有多大變化，但風險資產占金融總資產的比例在上升，持有股票的趨勢在不同年齡、收入、教育群體中都有表現(xiàn)。

Uhler，Cragg（1971）利用密歇根大學調查研究中心的抽樣數(shù)據(jù)建立Logit模型發(fā)現(xiàn)，財富、年齡和家庭規(guī)模對家庭金融資產總量有顯著影響，而收入對其影響卻不顯著，研究還發(fā)現(xiàn)，在考慮年齡、性別及收入的影響后，個人財富的增長與居民對風險資產的偏好呈正相關關系，家庭收入與家庭財富中金融資產的持有比重也呈正相關關系，受教育程度高的投資行業(yè)從業(yè)者更注重家庭金融資產的分散化管理。Shorrocks（1982）利用英國家庭數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，性別、年齡和擁有的總財富價值顯著影響居民在各種資產上的財富分配。TokuoIwaisako，OliviaS.Mitchell，

JohnPiggott（2005）研究日本家庭一生的資產配置結構發(fā)現(xiàn)，老人更喜歡證券和房地產，年齡與所持有的非權益金融資產和社保基金量成正比，收入增加時，實物資產比證券更具吸引力，交易水平、妻子是否工作等因素也對家庭資產結構和總量產生影響。

Guiso（2002）認為美國居民家庭同樣存在股票有限參與現(xiàn)象，據(jù)統(tǒng)計，2001年投資股票的美國家庭僅占總數(shù)的一半，美國普通家庭一般只持有三種金融資產：交易賬戶、儲蓄賬戶和退休賬戶。Guiso（2002），Haliassos（2002）通過家庭金融資產概況的國際比較，發(fā)現(xiàn)美國家庭持有的風險資產比例明顯高于歐洲各國，英國、荷蘭是居民家庭持股量較多的國家，而德國和意大利的家庭則持有較多的安全性資產。

M.Friedman是在凱恩斯之后最早嘗試對不確定性與消費者行為之間關系進行實證分析的學者，他從收入的非預期性下降與支出的非預期性增加的角度來理解不確定性。此后，HayneE.Leland（1968）發(fā)現(xiàn)，未來收入不確定程度的上升會提高未來消費的預期邊際效用，從而吸引居民進行更多的儲蓄，他的這一發(fā)現(xiàn)被人們稱為預防性儲蓄假說。Hall（1978）通過引入理性預期，將消費理論從確定性條件推進到不確定性條件，使得消費行為理論具有了現(xiàn)代形式，他提出了消費的隨機過程理論，即隨機游走假說。

與英美等國相比，我國學者對居民家庭金融資產投資狀況的研究就沒有這么優(yōu)越的微觀數(shù)據(jù)條件了，學者在這方面的研究數(shù)據(jù)，主要采用我國統(tǒng)計年鑒或中國人民銀行的時間序列數(shù)據(jù)或截面數(shù)據(jù)。國內學者有的從金融資產多元化的角度，分析金融資產日益多元化的影響因素，還有的學者考慮風險意識的前提下，探討了性別、年齡、職業(yè)、收入等因素對金融資產結構的影響。

陳玉光（1996）指出居民收入水平的提高是促成居民儲蓄持續(xù)高增長的重要因素。李建軍等（2001）認為收入水平、可供選擇的金融資產的多少直接影響居民金融資產的多元化，未來幾年我國居民金融資產結構將進一步優(yōu)化。天津財經大學課題組（2007）在天津城市居民金融資產風險意識調研報告中指出，年齡、教育程度、職業(yè)的差異會導致戶主不同的風險意識，但家庭人均收入水平對居民金融資產風險意識無顯著影響，同時指出性別、年齡、學歷、職業(yè)、收入對居民金融資產結構均會產生影響。柴曼瑩（2003）認為當前家庭金融資產總量不斷增長、結構日趨多元化，其決定因素主要是收入、實際經濟和居民家庭金融資產增長傾向等，而收入分配的貢獻率較小。吳霞（2005）提出影響居民金融資產選擇的因素有三個：居民總體收入水平、居民的預期行為以及投資渠道的多少。

通過分析和借鑒國內外研究學者的研究情況，本文從消費、收入和風險三個宏觀因素出發(fā)，采用回歸分析、結構性檢驗等計量方法研究這些因素對金融資產投資的不同影響。

二、居民家庭金融資產投資影響因素的實證研究

鑒于收據(jù)的可搜集性和北京市作為首都的典型代表性，本文選取了北京市1978年-2007年的金融資產、可支配收入和消費支出數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)如下：

表1收入、消費和金融資產投資數(shù)據(jù)單位：元/人/年

年份可支配收入金融資產投資消費性支出

1978365.428.03359.86

197941530.21408.66

1980501.435.76490.44

1981514.129.05511.43

1982561.135.92534.82

1983590.543.85574.06

1984693.760.85666.75

1985907.788.43923.32

19861067.599.181067.38

19871181.9119.551147.6

19881437120.181455.55

19891597.1170.931520.41

19901787.1183.031646.05

19912040.4179.661860.17

19922363.7294.622134.65

19933296479.292939.6

19944731.2793.444134.12

19955868.4894.865019.76

19966885.51073.65729.45

19977813.1944.256531.81

199884721355.066970.83

19999182.81240.17498.48

200010349.714168494

200111577.819318923

200212463.9182110286

200313882.6377311124

200415637.8423312200

200517653508113244

200619978585414825

200721989834415330

資料來源：根據(jù)《北京市統(tǒng)計年鑒》相關年份數(shù)據(jù)摘錄整理、計算而得。

首先對家庭的收入、消費和金融資產投資三項數(shù)據(jù)指標進行相關分析，觀察指標間是否具有很強的相關性，從而進行下面的研究分析。分析結果如下：

表2三項指標的相關分析

金融資產投資可支配收入消費支出

金融資產投資10.9420.917

可支配收入0.94210.997

消費支出0.9170.9971

由表2金融資產投資與可支配收入、消費支出三項指標間的相關分析結果可以看出，三項指標間的相關程度很高。對居民家庭來說，收入是居民家庭資產積累的前提，不同收入的居民家庭，其金融資產的投資行為也是不同的。居民家庭首先將其可支配收入用于家庭的日常消費性支出以及家庭固定資產投資，其次才將剩余的可支配收入用于金融資產的投資。一般地我們有，居民家庭可支配收入與家庭金融資產之間存在正相關關系，也就是說，居民家庭可支配收入越多，則家庭金融資產投資量就越大。而消費與金融資產投資之間的關系和收入與金融資產投資之間的關系有所不同，后者是正相關關系，而前者則是此消彼長的負相關關系，即對每個家庭來說，用于消費的支出越高，則其金融資產投資額將會相應地有所減少。

除此以外，作為一項投資，金融資產在其投資過程中或多或少帶有一定的風險，因此風險這一不確定性因素必然影響著居民家庭的金融資產投資行為。顯然，較高的風險對應著較高的收益，因此，風險和收益的權衡決定了居民家庭所投資的金融產品種類和數(shù)額。

（一）收入與居民家庭金融資產投資

本節(jié)首先對收入與家庭金融資產投資進行了回歸分析，然后對金融資產投資和收入的關系進行結構性檢驗，最后研究了不同收入水平對金融資產投資的影響。

1、居民家庭收入規(guī)模對金融資產投資的影響分析

本文居民家庭金融資產主要是指：居民家庭存入儲蓄款、購買有價證券、購買彩票、儲蓄性保險支出和財產性支出等五項支出。搜集到的北京市居民家庭金融資產投資與可支配收入原始數(shù)據(jù)以及北京市居民消費價格指數(shù)等數(shù)據(jù)如表1所示。對應的可支配收入和金融資產投資折線圖如圖1所示。

從表1數(shù)據(jù)和圖1可以看到，北京市居民家庭的金融資產投資額在逐年遞增；并且其占可支配收入的比重也基本呈逐年增長的趨勢，該比重從1978年的7.67%增長到了2007年的37.95%，已接近四成的比例。從圖1容易看出，2003年北京市居民家庭金融資產投資的比重較2002年有了較大幅度的增長，事實上，該值從2002年的14.61%增加到了2003年的27.18%，并且此后每年都保持在一個較高的水平上。

圖1北京市居民家庭可支配收入與金融資產投資示意圖

以下建立計量經濟學線性回歸模型，考察北京市居民家庭金融資產投資與可支配收入之間的數(shù)量關系。由于金融資產、收入和消費都是時間序列數(shù)據(jù)，因此利用價格指數(shù)消除不同年份價格因素的影響；此外，為了消除異方差和趨勢因素，所以收入和金融資產數(shù)據(jù)均采用對數(shù)形式，令表示消除了價格因素的金融資產投資，表示消除了價格因素的可支配收入，設定模型如下：

（1）

利用北京市居民家庭調查數(shù)據(jù)，對模型進行估計，估計結果如下：

表3模型估計結果

變量名參數(shù)估計值標準誤t統(tǒng)計量相伴概率

常數(shù)項-7.2319220.349944-20.665910.0000

1.7441630.05026634.698840.0000

可決系數(shù)0.977273F統(tǒng)計量1204.009

DW值1.266400相伴概率0.000000

表4殘差自相關檢驗

殘差一階自相關檢驗F統(tǒng)計量2.617327相伴概率0.117327

LM統(tǒng)計量2.651144相伴概率0.103475

殘差二階自相關檢驗F統(tǒng)計量1.430356相伴概率0.257432

LM統(tǒng)計量2.973639相伴概率0.226091

模型擬合結果如下：

由表3可以看出，截據(jù)項和斜率項t檢驗的相伴概率都小于0.05，說明在5%的顯著性水平下都通過了檢驗。此外，F(xiàn)統(tǒng)計量的值為1204.009，相伴概率為0.000000，表明方程總體線性顯著?？蓻Q系數(shù)為0.977273，表明可支配收入解釋了金融資產投資中的97.7273%，且二者呈正相關（斜率項系數(shù)大于零），即金融資產投資與可支配收入同向變動。由表4可以看出，殘差不存在一階和高階自相關，模型整體擬合效果很好。解釋變量系數(shù)為1.744163，表明可支配收入每增加1％，家庭金融資產投資將增加1.744163％，這進一步體現(xiàn)了北京市居民家庭的金融資產投資熱情是非常高漲的。

2、居民家庭金融資產投資和收入關系的結構性檢驗

我們建立模型時往往希望模型的參數(shù)是穩(wěn)定的，即模型結構不變。一般情況下，當回歸模型涉及時間序列數(shù)據(jù)時，被解釋變量和解釋變量之間可能會出現(xiàn)轉折點，即它們之間的關系可能發(fā)生結構性變化。轉折點出現(xiàn)的原因可能是由于社會制度、經濟政策的變化或社會動蕩等。而且通過考察1978年以來至今的金融資產投資與收入的關系，有時并不能很好的反應當前的關系，因此需要對居民家庭金融資產投資和收入關系進行結構性檢驗，找出轉折點，分析近期家庭金融資產投資和收入的關系，以期更好的刻畫近期家庭收入對金融資產的影響，從而預測未來的變化。

由圖1容易看出，北京市居民家庭金融資產投資額在2002年前后有較明顯的變化。為了考察家庭的金融資產投資與可支配收入關系在2002年前后是否發(fā)生變化，我們可以采用鄒氏參數(shù)穩(wěn)定性檢驗法來檢驗金融資產投資與收入之間關系的結構性變化。

首先簡要介紹鄒氏參數(shù)檢驗的基本原理。假設需要建立的模型為：

在兩個連續(xù)的時間序列（）和（）中，相應的模型分別為

合并兩個時間序列為（），則可以寫出相應的無約束回歸模型。如果，表示沒有發(fā)生結構變化，因此可針對如下原假設進行檢驗：

在接受以上原假設的情況下，可以寫出相應的受約束回歸模型。檢驗的統(tǒng)計量為：

其中，和分別為對應于無約束模型與受約束模型的殘差平方和。記和為前述兩時間序列對應的回歸模型在各自時間段上分別回歸后所得的殘差平方和。容易驗證：

于是，統(tǒng)計量可寫為：

上述參數(shù)穩(wěn)定性檢驗要求，即第二個時間段中樣本數(shù)不能小于待估參數(shù)的個數(shù)。如果出現(xiàn)，則往往進行鄒氏預測檢驗，此時進行約束有效性檢驗的統(tǒng)計量為：

如果計算的值大于相應的臨界值，即，則拒絕原假設，認為發(fā)生了結構變化，參數(shù)是非穩(wěn)定的。

綜上所述，鄒氏參數(shù)穩(wěn)定性檢驗主要分為三個步驟：首先，分別以兩連續(xù)時間序列作為兩個樣本進行回歸，得到相應的殘差平方和和；其次，將兩個序列并為一個大樣本后進行回歸，得到大樣本下的殘差平方和；最后計算統(tǒng)計量的值，與臨界值進行比較。如果值大于臨界值，則拒絕原假設，認為發(fā)生了結構變化，參數(shù)是非穩(wěn)定的。

我們將1978～2007年數(shù)據(jù)分成兩段：1978～2001年和2003～2007年。利用分段數(shù)據(jù)對模型（1）式進行估計得：

1978～2001年：

2003～2007年：

用拉格朗日乘數(shù)法檢驗法進行序列相關性檢驗易知，兩個估計結果均已不存在序列相關性；此外，容易檢驗得知該估計已通過了檢驗和檢驗。同樣地，2003～2007年的估計也通過了檢驗和檢驗。

前文已得到1978～2007年：

根據(jù)前述公式計算統(tǒng)計量得：，查表得，從而有。因此拒絕原假設，即參數(shù)是非穩(wěn)定的，可以認為2002年前后北京市居民家庭金融資產投資與收入之間的關系發(fā)生了結構性變化，表明收入對金融資產投資的影響程度在2002年前后有顯著的差異。同時，由表5的鄒氏斷點檢驗輸出結果也可以看出，在2002年前后收入對金融資產投資的影響程度發(fā)生了結構性變化。鄒氏斷點檢驗，檢驗結果如下：

表5鄒氏斷點檢驗結果

F統(tǒng)計量3.212939相伴概率0.056632

LR統(tǒng)計量6.625810相伴概率0.036410

通過以上分析及表5結果可以看出，北京市居民家庭金融資產投資和收入的回歸方程在兩個不同時期是顯著不同的。在1978～2001年間，居民家庭收入每增加一個單位，金融資產增加1.636個單位；而在2003～2007年間，居民家庭收入每增加一個單位，金融資產則增加1.693個單位?？梢钥闯?，2002年之后，隨著北京市居民家庭收入的增加，他們更加重視金融資產的投資，收入對其金融資產投資的影響更加顯著，也就是說2002年后，隨著收入的增加，居民家庭更愿意把資金花在金融資產投資上，投資熱情更高漲。

3、居民家庭的不同收入水平對金融資產投資的影響分析

對于不同收入水平的家庭來說，其金融資產投資狀況可能不同。我們首先按家庭可支配收入由低到高對受訪家庭進行排序，再將排序后的樣本戶五等分為低收入戶、中低收入戶、中等收入戶、中高收入戶和高收入戶五組，其中每組家庭數(shù)均占總樣本數(shù)的20%。以下利用北京市居民家庭2002～2007年的數(shù)據(jù)考察不同收入水平家庭的金融資產投資狀況。數(shù)據(jù)如下：

表6北京市居民家庭可支配收入和金融資產投資單位：元/人/年

年份樣本量（戶）低收入戶20%中低收入戶20%中等收入戶20%中高收入戶20%高收入戶20%

可支配收入金融資產投資可支配收入金融資產投資可支配收入金融資產投資可支配收入金融資產投資可支配收入金融資產投資

200210006057.583.48941.2123.711315.8183.914210.7206.923349.3500.9

200310007314.191.510343.8103.812896.3194.116010.6499.224767.1101

200420007400.981.310960.8156.714245.1247.518454.5427.329634.61494

200520008580.9103.112485.236616062.8255.320812.9421.732967.7603.8

20062000979866144391711836929823095501366161090

2007300010435208156502551988334725353541406562860

資料來源：根據(jù)《北京市統(tǒng)計年鑒》2003～2008年數(shù)據(jù)摘錄整理、計算而得。

根據(jù)表6數(shù)據(jù)及其對應示意圖，從年份的角度看，五組居民家庭的可支配收入呈現(xiàn)逐年穩(wěn)步增長的趨勢，而金融資產投資則正負增長并存，沒有明顯的變化趨勢。從分組的角度看，北京市居民家庭的可支配收入從低收入戶到高收入戶呈現(xiàn)比較規(guī)律的緩慢增長趨勢；而在金融資產投資部分則表現(xiàn)出了較大的差距，除2005年外，高收入組的金融資產投資都占了總投資的很大一部分，其中2007年該組的金融資產投資則超過了總投資的一半，這表明，北京市金融資產大部分集中在高收入家庭中，這在一定程度上也體現(xiàn)出了我國貧富差距仍然很懸殊，不利于社會的穩(wěn)定與發(fā)展。

對應表6的簇狀柱形圖如下：

圖2北京市居民家庭可支配收入

圖3北京市居民家庭金融資產投資

以下通過建立計量經濟學線性回歸模型，考察北京市不同收入水平家庭的金融資產投資與可支配收入之間的數(shù)量關系。這里我們主要考察斜率的變化情況，因此以乘法方式引入虛擬變量，設定模型如下：

其中，表示消除了價格因素的金融資產投資，表示消除了價格因素的可支配收入，且：

利用北京市居民家庭2002～2007年的微觀調查數(shù)據(jù)擬合該模型得：

其中括號內為各參數(shù)估計對應的值。從值看，查表知模型整體線性顯著，但各虛擬變量前的系數(shù)均未通過顯著性檢驗。用拉格朗日乘數(shù)法對其進行序列相關性檢驗發(fā)現(xiàn)，該模型存在嚴重的2階序列相關性，滯后2階的拉格朗日乘數(shù)為，顯然其值0.0012遠小于0.05的顯著性水平，說明模型存在2階序列相關性。2階廣義差分的估計結果為：

其中，和前的參數(shù)值即為隨機干擾項的1階和2階序列相關系數(shù)。容易驗證，變換后的模型已不存在序列相關性，并且方程整體線性顯著，各變量前的系數(shù)也都通過了顯著性水平為0.05的檢驗，模型的擬合優(yōu)度也有所提高。

根據(jù)擬合結果可以看出，從低收入戶到高收入戶，各組居民家庭可支配收入前的系數(shù)分別為1.079、1.1108、1.1109、1.138和1.173，即隨著各組居民家庭可支配收入的增加，該系數(shù)逐次增加，也就是說，人均年可支配收入每增加1％，將會帶動低收入戶金融資產投資增加1.079％，帶動高收入戶金融資產投資增加1.173％。可見對于不同收入水平的北京市居民家庭來說，收入的增加對其金融資產投資增加的刺激作用有一定的差異，這種差異表現(xiàn)得并不明顯。

（二）消費與居民家庭金融資產投資

消費與金融資產投資之間的關系和收入與金融資產投資之間的關系有所不同，后者是正相關關系，而前者則是此消彼長的負相關關系，即對每個家庭來說，用于消費的支出越高，則其金融資產投資額將會相應地有所減少。本節(jié)首先通過計算北京市居民家庭的平均消費傾向、平均投資傾向、邊際消費傾向和邊際投資傾向，找出消費對北京市居民家庭金融資產投資的影響；最后對金融資產投資與消費關系的結構性進行檢驗。

1、平均消費傾向與平均金融資產投資傾向

為了進一步研究消費與金融資產投資之間的關系，我們引出平均消費傾向、平均投資傾向的概念。

平均消費傾向（）用于描述居民家庭消費總量與收入總量間的關系，以表示，即平均消費傾向表示居民家庭的消費支出占家庭可支配收入的比重；同理，平均投資傾向表示居民家庭投資支出占家庭可支配收入的比重，用于描述居民家庭投資總量與收入總量之間的關系。由于居民家庭的消費額與投資額的總和等于家庭可支配收入，因此理論上有。本文所研究的金融資產投資只是家庭總投資當中的一部分。為了簡化起見，以下令表示居民家庭的平均金融資產投資傾向，因此從理論上來說，應該有。但由于居民家庭金融資產投資中的儲蓄存款除了當期儲蓄金額，可能還包含滯后一期、二期甚至更早期居民家庭尚未取出的銀行儲蓄存款，因此在實際中可能存在的情況。

表8給出了北京市居民家庭1978～2007年的平均消費傾向、平均金融資產投資傾向數(shù)據(jù)。

表8平均（邊際）消費傾向與平均（邊際）金融資產投資傾向

年份平均消費傾向平均金融資產投資傾向邊際消費傾向邊際金融資產投資傾向

19780.980.08----

19790.980.070.980.04

19800.980.070.950.06

19810.990.061.65-0.53

19820.950.060.500.15

19830.970.071.330.27

19840.960.090.900.16

19851.020.101.200.13

19861.000.090.900.07

19870.970.100.700.18

19881.010.081.210.00

19890.950.110.410.32

19900.920.100.660.06

19910.910.090.85-0.01

19920.900.120.850.36

19930.890.150.860.20

19940.870.170.830.22

19950.860.150.780.09

19960.830.160.700.18

19970.840.120.86-0.14

19980.820.160.670.62

19990.820.140.74-0.16

20000.820.140.850.15

20010.770.170.350.42

20020.830.151.54-0.12

20030.800.270.591.38

20040.780.270.610.26

20050.750.290.520.42

20060.740.290.680.33

20070.700.380.251.24

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)《北京市統(tǒng)計年鑒》1979～2008年數(shù)據(jù)摘錄整理、計算而得。

根據(jù)表8中的平均消費傾向和平均金融資產投資傾向數(shù)據(jù)，做出百分比堆積圓柱圖如下圖4所示。

由表8數(shù)據(jù)和圖4可以看出，與平均消費傾向比起來，平均金融資產投資傾向較低，由此可見，北京市居民家庭在金融資產投資方面尚處于起步階段，在家庭支出中，消費支出仍然起著主導的作用，而且由表8可以看到，1985年、1986年和1988年的平均消費傾向大于1，表明在這三年里，北京市居民家庭出現(xiàn)了入不敷出的消費狀況，用于消費的金額超出了家庭的可支配收入額；不過從三十年來的增長趨勢看，北京市居民家庭的金融資產投資比重穩(wěn)中有升，表明金融資產投資仍然存在一定的發(fā)展空間。

圖4北京市居民家庭平均消費傾向、平均金融資產投資傾向百分比堆積圓柱圖

2、邊際消費傾向與邊際金融資產投資傾向

在這一部分，我們進一步引出邊際消費傾向和邊際投資傾向的概念。

邊際消費傾向（）用于描述居民家庭消費增量與收入增量之間的關系，以表示，即邊際消費傾向等于居民家庭的消費增量與收入增量之比；邊際投資傾向等于居民家庭投資增量與收入增量之比，即，用于描述居民家庭投資增量與收入增量之間的關系。

如前所述，由于居民家庭的消費額與投資額的總和等于家庭可支配收入，因此理論上有。此外，令表示居民家庭的邊際金融資產投資傾向，則理論上應有，但實際中可能存在的情況。

表8給出了北京市居民家庭1979～2007年的邊際消費傾向、邊際金融資產投資傾向數(shù)據(jù)。根據(jù)表中數(shù)據(jù)做出堆積圓柱圖如圖5所示。

從表8數(shù)據(jù)和圖5來看，北京市居民家庭的邊際消費傾向始終為正，表明收入增量與消費增量是朝同一方向變動的，即收入的增加將帶動消費的增加，不過增加的幅度有所不同。如1981年和2002年的邊際消費傾向分別高達1.65和1.54，也就是說該年度北京市居民家庭人均年收入增量每增加1元，將帶動人均年消費增量分別增加1.65元和1.54元，這表明1981年和2002年北京市家庭的消費熱情較為高漲；而2007年的邊際消費傾向僅為0.25，即該年度北京市居民家庭人均年收入增量每增加1元，將帶動人均年消費增量增加0.25元，表明2007年北京市居民家庭對消費市場不太看好。從邊際金融資產投資傾向來看，1981年、1991年、1997年、1999年和2002年為負值，表明收入的增加并沒有對金融資產投資起到帶動作用；其它年份的邊際金融資產投資傾向均為正值，其中2003年和2007年的值分別為1.38和1.24，說明這兩年人均年收入增量每增加1元，將分別帶動金融資產投資增量人均年增加1.38元和1.25元。

圖5北京市居民家庭邊際消費傾向、邊際金融資產投資傾向堆積圓柱圖

縱觀各年份情況，在2003年和2007年，收入增量的增加，分別使得金融資產投資增量增加了1.38元和1.25元，而消費增量僅增加了0.59和0.25元，說明在這兩年對于北京市居民家庭來說，金融資產投資市場較為活躍，而消費市場則處于較為低迷的狀態(tài)。這也在一定程度上體現(xiàn)了金融資產投資和消費之間此消彼長的關系。

3、居民家庭金融資產投資和消費關系的結構性檢驗

上一節(jié)中，我們對北京市居民家庭金融資產投資和收入關系的結構性進行了檢驗。發(fā)現(xiàn)2002年前后家庭金融資產投資與收入的關系發(fā)生了結構性的變化，而消費依托于收入，因此研究家庭金融資產投資與消費的關系，其是否發(fā)生結構性變化亦需要驗證。

為了考察金融資產投資與消費之間的關系在2002年前后是否發(fā)生變化，我們依然采用鄒氏參數(shù)穩(wěn)定性檢驗法來檢查其結構性變化，并將1978～2007年數(shù)據(jù)分為兩段：1978～2001年以及2003～2007年。

類似地，建立計量經濟學模型：（2）

其中，表示消除了價格因素的金融資產投資，表示消除了價格因素的消費性支出。利用表1數(shù)據(jù)對模型（2）進行估計得：

1978～2001年：

2003～2007年：

1978～2007年：

由拉格朗日乘數(shù)檢驗易知，三個估計結果均已不存在序列相關性；此外，容易驗證，三者都通過了顯著性水平為0.05的檢驗，而且除了2003～2007年估計的截據(jù)項之外，其余兩個估計的截據(jù)項和斜率項都通過了顯著性水平為0.05的檢驗，但檢驗發(fā)現(xiàn)，2003～2007年估計的截據(jù)項通過了顯著性水平為0.1的檢驗。

同樣地，我們計算統(tǒng)計量得：，查表得，從而有。因此拒絕原假設，即參數(shù)是非穩(wěn)定的，可以認為2002年前后北京市居民家庭金融資產投資與消費之間的關系發(fā)生了結構性變化，表明消費性支出對金融資產投資的影響程度在2002年前后有顯著的差異。同時，由表9鄒氏斷點檢驗結果也顯示2002年前后發(fā)生了結構性的變化。也就是說，北京市居民家庭金融資產投資和消費的回歸方程在兩個不同時期是不同的。在1978～2001年之間，居民家庭每增加一個單位的消費性支出，金融資產投資就增加1.921個單位；而在2003～2007年間，居民家庭每增加一個單位的消費性支出，金融資產投資就增加2.342個單位?？梢钥闯?，2002年之后，隨著北京市居民家庭消費性支出的增加，他們金融資產投資增加的幅度較2002年以前的增加幅度要大，且1978～2007年間，消費性支出與金融資產投資同向變化。

表9鄒氏斷點檢驗結果

F統(tǒng)計量3.798330相伴概率0.035711

LR統(tǒng)計量7.689906相伴概率0.021387

事實上，這一結論并非說明消費與金融資產投資是正相關關系，從前面的分析我們知道，二者是此消彼長的關系。在這里，二者關系的結構性檢驗得出的結論，體現(xiàn)了收入的增加所帶來的消費和金融資產投資增加的時期差異性。很顯然，收入增加直觀上會同時帶來消費和金融資產投資的增加，只不過金融資產投資的增加幅度較消費的增加幅度要大；這里的鄒氏檢驗結果表明，2003～2007年二者增加幅度的差異較1978～2002年增加幅度的差異要大。這與前面的分析結果并不矛盾。

（三）風險與居民家庭金融資產投資

本文居民家庭金融資產投資包括存入儲蓄款、購買有價證券、購買彩票、儲蓄性保險支出和財產性支出五項。表10給出了北京市居民家庭各項金融資產投資的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)如下：

表10北京市居民家庭各項金融資產投資數(shù)據(jù)表單位：元/人/年

年份金融資產投資存入儲蓄款購買有價證券購買彩票儲蓄性保險支出財產性支出

197828.0328.03--------

197930.2130.21--------

198035.7635.76--------

198129.0529.05--------

198235.9235.92--------

198343.8543.85--------

198460.8560.45--------

198588.4388.43--------

198699.1899.18--------

1987119.55119.55--------

1988120.18109.859.76--0.57--

1989170.93135.5934.56--0.78--

1990183.03168.8113.60--0.62--

1991179.66168.0510.13--1.48--

1992294.62256.4435.87--2.31--

1993479.29386.0786.03--7.19--

1994793.44675.54111.87--6.03--

1995894.86805.7470.60--18.52--

19961073.60988.6354.82--30.15--

1997944.25833.0784.34--26.84--

19981355.061138.79150.18--66.09--

19991240.101085.0538.86--116.19--

20001416.001185.0070.00--161.00--

20011931.001600.0089.00--242.00--

20021821.001592.0060.0015152.002

20033773.003386.00117.0012245.0013

20044233.003747.00161.0018293.0014

20055081.004710.00142.0015197.0017

20065854.005425.00142.0012265.0010

20078344.007487.00601.0026209.0021

資料來源：數(shù)據(jù)來源：根據(jù)《北京市統(tǒng)計年鑒》相關年份數(shù)據(jù)摘錄整理、計算而得。

根據(jù)投資的風險程度可以將以上五項投資指標分為三類類。由于儲蓄存款往往安全性較高，因此將其歸為低風險金融資產；而由于受到價格波動等各方面的影響，購買有價證券、購買彩票兩項投資往往伴有很大的風險，因此將它們歸為高風險金融資產投資；最后把儲蓄性保險支出和財產性支出視為中等風險金融資產投資。

1、平均風險投資傾向和邊際風險投資傾向

平均低風險投資傾向（）用于描述低風險金融資產投資量與金融資產投資總量之間的關系，用來表示，即平均低風險投資傾向表示居民家庭低風險金融資產投資量占金融資產投資總量的比重。同樣地我們可以定義，平均中等風險投資傾向，表示中等風險金融資產投資量占金融資產投資總量的比重，用于描述中等風險金融資產投資與金融資產投資之間的關系；平均高風險投資傾向表示高風險金融資產投資量占金融資產投資總量的比重，用于描述高風險金融資產投資與金融資產投資之間的關系。

邊際低風險投資傾向（）用于描述低風險金融資產的投資增量與金融資產投資總增量之間的關系，用來表示，即邊際低風險投資傾向等于低風險金融資產投資增量與金融資產投資總增量之比。同樣地，邊際中等風險投資傾向等于中等風險金融資產投資增量與金融資產投資總增量之比，即，用于描述中等風險金融資產投資增量與金融資產投資總增量之間的關系；邊際高風險投資傾向等于高風險金融資產投資增量與金融資產投資總增量之比，即，用于描述高風險金融資產投資增量與金融資產投資總增量之間的關系。

由于金融資產是由低風險金融資產、中等風險金融資產和高風險金融資產三部分構成，因此理論上有，。

2、居民家庭風險投資傾向分析

表11列出了北京市居民家庭1988～2007年的、、以及1989～2007年的、、數(shù)據(jù)。

表11北京市居民家庭平均（邊際）風險投資傾向

年份平均低風險投資傾向

平均中等風險投資傾向

平均高風險投資傾向

邊際低風險投資傾向

邊際中等風險投資傾向

邊際高風險投資傾向

19880.9140.0050.081------

19890.7930.0050.2020.5070.0040.489

19900.9220.0030.0742.745-0.013-1.732

19910.9350.0080.0560.226-0.2551.030

19920.8700.0080.1220.7690.0070.224

19930.8060.0150.1790.7020.0260.272

19940.8510.0080.1410.921-0.0040.082

19950.9000.0210.0791.2840.123-0.407

19960.9210.0280.0511.0230.065-0.088

19970.8820.0280.0891.2030.026-0.228

19980.8400.0490.1110.7440.0960.160

19990.8750.0940.0310.467-0.4360.968

20000.8370.1140.0490.5680.2550.177

20010.8290.1250.0460.8060.1570.037

20020.8740.0850.0410.0730.8000.127

20030.8970.0680.0340.9190.0530.028

20040.8850.0730.0420.7850.1070.109

20050.9270.0420.0311.136-0.110-0.026

20060.9270.0470.0260.9250.079-0.004

20070.8970.0280.0750.828-0.0180.190

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)表10數(shù)據(jù)計算得到。

以下根據(jù)表11數(shù)據(jù)分別作平均投資傾向與邊際投資傾向的堆積柱形圖，如圖6和圖7所示。

由表11和圖6可以看出，二十年來，北京市居民家庭的平均中等風險投資傾向和平均高風險投資傾向遠遠低于平均低風險投資傾向，這說明北京市居民家庭的金融資產投資仍然比較保守，大部分的資金用于儲蓄存款這類安全系數(shù)較高的投資，其投資比例普遍在80%以上，最高的時候達到了93.5%，最低的時候也有79.3%。雖然低風險資產投資的安全系數(shù)遠高于中高風險資產投資的安全系數(shù)，但是另一方面，低風險資產的投資收益則相對而言要低很多。由此可見，北京市居民家庭金融資產投資的效率是很低的，居民家庭中普遍存在重安全輕收益的投資意識。

圖6北京市居民家庭平均金融資產投資傾向

圖7北京市居民家庭邊際金融資產投資傾向

從邊際投資傾向看，由表11和圖7可見，對各類資產來說，其各年的增量變化都有較大波動。1991年和1999年的邊際高風險投資傾向分別為1.03和0.968，比同期邊際低風險投資傾向（分別為0.226和0.467）要大，而對應的邊際中等風險投資傾向則為負值，這表明1991年和1999年北京市居民家庭高風險金融資產投資增量的變化是金融資產投資總增量變化的主要原因，并且二者呈正相關關系。2002年邊際中等風險投資傾向為0.8，遠高于同期的邊際低風險投資傾向（0.073）和高風險投資傾向（0.127），說明該年度北京市居民家庭金融資產投資增量的變化主要取決于中等風險金融資產投資增量的變化，而對應的儲蓄增量變化則非常小。1990年、1995～1997年和2005年的邊際低風險投資傾向都大于1，其中1990年的值更是達到了2.745，表明在這幾年之中，家庭金融資產投資增量的變化主要是由于家庭大幅度地增加了儲蓄存款金額，而相應地削減了其它安全系數(shù)較小資產的投資力度；可見在這幾年里，北京市居民家庭的投資選擇比其它年份更注重安全性。從二十年的整體變化來看，北京市居民家庭金融資產投資增量的變化仍然是以低風險資產投資增量的變化為主，且二者朝同一方向變動，即邊際低風險投資傾向均為正值。

由以上風險與金融資產投資之間關系的分析可以看出，北京市居民家庭在金融資產投資過程中，仍然比較看重投資項目的安全性，他們規(guī)避投資風險的意識依然較強，這導致了其投資效率的低下。

（四）金融資產投資增長率與收入、消費增長率的關系

我們從家庭收入、消費和金融資產投資增長率的角度分析北京市居民家庭消費與金融資產投資的聯(lián)系。以下表12給出了1979～2007年北京市居民家庭的可支配收入增長率、消費增長率、金融資產投資增長率數(shù)據(jù)。

表12北京市居民家庭收入、消費、金融資產投資年增長率表（單位：%）

年份可支配收入增長率消費增長率金融資產投資增長率

197913.5713.567.78

198020.8220.0118.37

19812.534.28-18.76

19829.144.5723.65

19835.247.3422.08

198417.4816.1538.77

198530.8538.4845.32

198617.615.612.16

198710.727.5220.54

198821.5826.830.53

198911.144.4642.23

199011.98.267.08

199114.1713.01-1.84

199215.8414.7663.99

199339.4437.7162.68

199443.5440.6465.54

199524.0421.4212.78

199617.3314.1419.97

199713.4714-12.05

19988.436.7243.51

19998.397.57-8.48

200012.7113.2814.18

200111.875.0536.37

20027.6515.28-5.7

200311.388.15107.19

200412.649.6812.19

200512.898.5620.03

200613.1711.9415.21

200710.073.4142.54

平均增長率15.514.2224.41

對應的折線圖如下：

圖8北京市居民家庭收入、消費、金融資產投資年增長率折線圖

從表11中的統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，1979年以來，北京市居民家庭可支配收入的年平均增長率為15.50%；而消費的年平均增長率為14.22%，比收入年均增長率低了1.28個百分點，這為金融資產投資的增長提供了可能。金融資產投資的年均增長率為24.41%，遠遠高于收入與消費的年均增長率。從各年度的增長率情況來看，除少數(shù)幾個年份的金融資產投資增長率為負值以外，大多數(shù)年份的增長率都為正數(shù)，但增長幅度各異，其中2003年達到了107.19%的大幅增長率，而同期消費增長率則相對較低，僅為8.15%。這在一定程度上體現(xiàn)出，與2002年相比，2003年北京市居民家庭對消費市場不大看好，而更愿意把資金放入投資市場。

而從對應的折線圖8可以看出，1979年到2007年間，北京市居民家庭的可支配收入增長率和消費增長率都為正值，表明家庭可支配收入和消費都呈穩(wěn)步增長的趨勢；而金融資產投資的浮動則比較大，某些年份甚至還出現(xiàn)了負增長的情況。

以下通過建立回歸模型，分析消費、收入增長率與金融資產投資增長率的關系，回歸模型進行估計，結果如下：

變量名參數(shù)估計值標準誤t統(tǒng)計量相伴概率

收入增長率4.1049901.1654113.5223540.0015

消費增長率-2.7773551.203085-2.3085280.0289

模型如下：

從模型估計結果可以看出，金融資產投資增長率與可支配收入增長率成正比，與消費支出增長率成反比，且可支配收入增長率每增長1%，金融資產投資增長4.105%，而消費支出增長率每增長1%，金融資產投資增長速度降低2.777%，也就是說可支配收入和金融資產投資是同向增長，但金融資產投資增長速度明顯快于可支配收入增長速度，而消費支出和金融資產投資時逆向增長，而且金融資產投資的速度也快于可支配收入的速度。這與現(xiàn)實的實際情況非常吻合，收入的增加必然導致財富積累的增加，金融資產投資就是最有效的一種積累財富的方式，鑒于目前北京市的生活條件而言，收入增加的部分基本用于投資或儲蓄，對物質生活方面的需求已經基本滿足，支出的增加也就不是那么明顯，因此金融資產投資增長的速度必然快于收入增長的速度。而消費支出的增加，必然導致金融資產投資的減少，因為總的收入是一定的。

四、結論

本文對北京市居民家庭金融資產投資進行研究，文中選取了收入、消費、風險三個宏觀影響因素對家庭金融資產投資進行了定量分析。

家庭收入與金融資產投資的關系研究中發(fā)現(xiàn)金融資產投資隨著收入的增加而增加，增長速度明顯大于收入的增長速度，而且家庭金融資產投資與收入的關系在2002年發(fā)生了結構性的變化，同時發(fā)現(xiàn)不同收入水平對家庭金融資產投資的影響是有差異的，隨著收入水平的提高，其對家庭金融資產投資的促進作用也就越大。

通過家庭金融資產投資與消費的關系研究，發(fā)現(xiàn)家庭金融資產投資與消費呈現(xiàn)負相關，當前金融資產市場比較活躍，而消費市場則相對低迷，這也體現(xiàn)了金融資產投資與消費此消彼長的關系。而家庭金融資產投資與消費的關系在2002年前后也發(fā)生了結構性的變化，同時發(fā)現(xiàn)家庭金融資產投資和消費都隨著收入的增加而增加，但家庭金融資產投資的增長速度大于消費的增長速度。與此同時，金融資產的投資比重穩(wěn)中有升，仍然存在一定的發(fā)展空間。

風險對金融資產投資的影響也不容忽視，研究發(fā)現(xiàn)北京市居民家庭的金融資產投資還比較保守，投資方式主要是安全系數(shù)較高的低風險投資，投資效率很低。這也說明了，北京市居民在金融資產投資方面規(guī)避風險的意識較強，比較注重投資的安全性。

國民理財是經濟社會發(fā)展的必然趨勢，現(xiàn)財?shù)膶嵸|是投資，這一市場行為必然伴隨著風險。要想促進和保障國民理財健康發(fā)展，并使它貢獻于經濟、造福于民生，從政府主管部門到金融理財機構再到相關社會團體，都有責任從國計民生和社會安定大局出發(fā)，加強對國民理財?shù)恼_導向和組織管理，引導國民科學理財、理智投資，規(guī)避風險、防止損失，以保障國民資產增值，維護民生和社會穩(wěn)定。理智的投資者越多，國民理財就會越健康、有益，保持經濟平穩(wěn)快速發(fā)展。

從本文的研究可以發(fā)現(xiàn)，北京市居民家庭在金融資產投資上依然比較保守，主要偏向于安全系數(shù)較高的投資方式，如儲蓄存款。事實上，這在一定程度上代表了我國城鎮(zhèn)居民的投資模式，居民家庭依然有很高的規(guī)避風險傾向。造成這一局面的主要原因是我們缺乏“理智的投資者”。因此，政府及有關部門應重視發(fā)揮媒體和書籍的教化、引導作用。例如，不僅經濟類專業(yè)報紙應開辟“理財專刊”并及時上市企業(yè)經營信息、金融市場動向和不動產行情，一般綜合類報紙也應根據(jù)受眾的特點和需求，考慮開辟“理財專版”和專欄，為理財者分析形勢、指點迷津，以引導理性投資；電視臺特別是經濟頻道更應充分發(fā)揮其受眾面廣、滲透力強的優(yōu)勢，以專家訪談、現(xiàn)身說法或各種寓教于樂的方式向大眾傳授投資理財之道，為家庭投資理財提供依據(jù)。強化對居民家庭投資理財?shù)囊龑Ш头眨怯行Х乐购蜏p少家庭盲目跟風、隨意投資的最佳方式。各金融機構如商業(yè)銀行，應積極設立家庭理財?？诨驅＞€，熱情為客戶答疑解難，提供周到的咨詢服務，引導居民家庭根據(jù)自身的實際情況建立合理的投資組合。以使家庭的資金得到更好的保值和增值，達到家庭投資效益最大化的目的。

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第5篇：家庭金融理論范文

關鍵詞：農村非正規(guī)金融；正規(guī)金融；交易機制

一、前言

美國經濟學家愛德華?肖和羅納德?麥金龍的金融發(fā)展理論中，非正規(guī)金融是一種效率低下的融資安排，他們的定論是：“從短期來看，非正規(guī)金融對經濟發(fā)展可能有一定的作用，但從長期來看，其作用并不大?！币虼怂麄冎鲝垖⒎钦?guī)金融融入到有組織的金融體系。在金融發(fā)展理論的指導下，80年代末許多發(fā)展中國家實施了低息貸款政策，以期通過擴大正規(guī)金融部門對農村的資金供給來擠出非正規(guī)金融。但政策的推行并沒有達到預期效果，我們看到的事實是：大量農村人口仍然無法獲得正規(guī)金融，非正規(guī)金融仍處于重要位置。

在我國，農村金融體系的發(fā)展從總體上說是在兩個完全不同的領域里并行推進的。其一是自發(fā)形成的民間金融領域，由非正規(guī)金融組織媒介或資金供求雙方直接交易。其二是在經濟金融改革過程中政府由上而下安排、有組織培育的正規(guī)金融領域，由正規(guī)金融機構組織的金融活動。前者雖然備受理論界的質疑，一直是政府打壓、限制的對象，但它始終應客觀需求而存在著，尤其是1998年后四大國有商業(yè)銀行壓縮基層經營機構，大規(guī)模地從農村金融領域撤退，以及1999年農村合作基金會在全國范圍內的被清理和取締，非正規(guī)金融大有迅速分集農村金融、發(fā)展壯大之勢，從而對正規(guī)金融產生一定的“擠出”或“替代”效應。

二、正規(guī)金融與非正規(guī)金融在交易機制上的主要差別分析

下面筆者先從對我國正規(guī)金融與非正規(guī)金融的交易機制的思索出發(fā)，嘗試性地分析我國非正規(guī)金融存在和發(fā)展背后的深層次原因和合理性，從而對非正規(guī)金融政策的效應進行理論探討。

1.行為目標的不同

對于以農業(yè)銀行和農村信用社為代表的農村正規(guī)金融機構而言，其行為目標與其他金融機構并無二樣，在存款市場主要是動員儲蓄，在貸款市場上主要是轉移資金、支持國有企業(yè)改革和工業(yè)發(fā)展，在對農戶的信貸支持上，則是政策性目標與盈利性目標并存。這就決定了正規(guī)金融在農村金融市場重視吸儲而忽視資金配置。

一般來講，農戶資金需求具有如下特征：（1）家庭經營規(guī)模小決定了用于家庭生活和生產方面的貸款需求規(guī)模不是太大，貸款數(shù)額?。唬?）農戶貸款需求季節(jié)性特點明顯，希望貸款手續(xù)簡便、靈活、及時；（3）農業(yè)生產對象不僅生產期受氣候影響大，保存起來也比較困難，存在較大的自然風險和市場風險；特定的生產周期和生物屬性限制了農業(yè)勞動生產率的提高，等等。于是，因生產性資金缺口而提出的信用需求就必然體現(xiàn)出季節(jié)性、長期性、風險性和零散小額等特點。即使只是維持簡單再生產，農業(yè)信貸所固有的風險高、收益低、成本高、資金周轉慢這些屬性，也注定了農村金融安排的特殊性。就中國農戶而言，非生產性信用需求往往占更大比重。這其中除了一部分用于維系日常生活的消費支出外，相當規(guī)模的資金被用于購置修繕房產、修建祠堂廟宇或是滿足喪葬嫁娶的禮俗要求。這種非生產性支出在農村的普遍流行說明了中國的農村經濟還處于幼稚和不成熟階段，這種不成熟的經濟相伴隨的農村金融制度也必然是初級和不成熟的。相比之下，市場經濟與現(xiàn)代金融制度則從來都是崇尚效率和節(jié)約的。這種情況在農村的普遍程度也恰恰給了非正規(guī)金融的生存空間。

考察中國農村經濟中的農戶，其行為比較符合“道義小農”命題，但又不能完全被其解釋。中國農戶有著自己獨特的內涵(比如因婚喪嫁娶等“面子消費”而進行的借貸)，因此，華裔學者黃宗智在對中國小農經濟進行大量調查研究的基礎上提出了自己獨特的“小農命題”。核心內容是一等式和一邏輯。一等式是小農收入=家庭農業(yè)收入+非農收入，一邏輯是“拐杖邏輯”，它說的是在等式的兩個部分收入中，家庭農業(yè)收入好比人的雙腿，而非農收入就相當于拐杖。而拐杖只有在雙腿不好的時候才可派上用場。這個等式和邏輯所刻畫的情景，大概從西漢以來一直沒有質的變化。即便是如今，對于經濟落后地區(qū)的小農家庭而言，全部收入仍以農業(yè)收入為主，非農收入只占其中的一小部分，即只充當“拐杖”。在這樣收入結構和邏輯下的中國小農擁有明顯的“內源融資”偏好，即“不輕言債”。這意味著，當農業(yè)收入不足以供家庭周轉時，農民最初的反映將是謀求非農收入，而不是人們所想當然的那樣立即尋求借貸(外源融資)，只有當小農家庭的維生費用超過家庭農業(yè)收入+非農收入時，信貸需求才會產生。然而，如果我們認定小農產生信貸需求這個條件成立，也就可以確認大部分農戶的信貸需求是救的(維生性的)。

雖然隨著經濟的發(fā)展，有些學者認為黃宗智小農等式不再對中國農村經濟具有太大的解釋力，尤其是東南沿海經濟較發(fā)達地區(qū)一些已實現(xiàn)城鎮(zhèn)化與工業(yè)化的村鎮(zhèn)，他們被認為已經具備了理性小農的條件。但我們看到的是，大多數(shù)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)比較發(fā)達且迅速實現(xiàn)城鎮(zhèn)化的鄉(xiāng)村并未完全脫離土地而進入真正的工業(yè)社會。因而，即便是在東南沿海經濟較發(fā)達地區(qū)的農村和農戶在一定程度上仍然符合黃宗智的“拐杖邏輯”，只不過與其他地區(qū)(尤其是中西部經濟落后省份)的鄉(xiāng)村相比，小農經濟色彩的強弱程度有所不同。

中國農村經濟的特點決定了不可能有私人性的農村金融安排普遍出現(xiàn)，或者說中國的家庭農場經濟支撐不起商業(yè)性的農貸安排。從理論上講，與私人性農村信貸安排相適應的農業(yè)經營方式應當是經營性的，而不是生存性和安全性的家庭農場經營。因此，中國農戶的信貸需求仍將長期遵循前面已經指出的以下邏輯次序：首先用非農收入增添家庭流動資金，其次則是友情借貸和國家信貸支持，最后在迫不得已時訴求于高息借貸，因此我們說基于中國農村的特殊的經濟環(huán)境，非正規(guī)金融的產生是符合其經濟需要的。

通過上述分析可以知道：中國小農普遍保持著溫飽無憂的生存目標，當農業(yè)收入不足時，首先想到的是賺取非農收入；進而，就要在親朋好友間尋找無息或者低息的人情信貸、互助信貸，或是申請國家的官方低息信貸支持；以上均不可得時，就只能迫于生存壓力而勉強接受民間的高息借貸。

2.信息可傳遞性不同

雖然說信息成本是一個老生常談的話題，但我們在考察農村金融機構運行的困境從而從反面了解非正規(guī)金融存在的合理性時，依然要把信息成本的影響放在首位上。信息成本主要來自搜集和使用信息與評估信息、價值的成本。在農村地廣人稀，農村居民居住的分散性十分顯著，一個地區(qū)內的正規(guī)金融機構要獲得借款人詳實可靠的相關信息幾乎是不可能的或是需要花費巨大的成本，而且由于種種原因他們也對之缺乏動力。搜集信息的成本高昂，使用這些信息的成本也很高昂。由于農村社會缺乏諸如城市企業(yè)和個人信貸記錄這樣的信息網絡，使得正規(guī)金融機構之間的信息交流變得非常困難且不可行。這樣借款人就有可能利用這種信息上的優(yōu)勢損害正規(guī)金融機構的利益。盡管金融機構本身就是信息處理和加工的單位，它代表存款者對貸款進行監(jiān)督，以使借款人選擇有利于銀行的行動，但當信息確認或監(jiān)督的代價太高，如同以上說的情況時，它就會對農戶進行信貸配給，使得農村金融服務成為一小部分群體享用的“奢侈品”(這部分群體往往同政治勢力結合起來)，從而反過來進一步促進了農村非正規(guī)金融的發(fā)展。

相比正規(guī)金融的無力，非正規(guī)金融卻有著極大的優(yōu)勢。與正規(guī)金融將款項貸給十幾里以外的陌生人不同，非正規(guī)金融往往發(fā)生在鄰里之間。因此，非正規(guī)金融的優(yōu)勢就在于：事實上，在一定的區(qū)域范圍內，農戶之間的信息和信用狀況，已經事先存在于借貸當事人雙方，而無論貸款行為發(fā)生與否。這種狀況的存在意味著正規(guī)金融所必須進行的貸前調查以建立信貸關系的費用在非正規(guī)金融里是不存在或者是相當?shù)偷?。在非正?guī)金融中，正規(guī)金融所需承擔的這種費用是內化于當事人大量平常生活中的。中國的農村社會在很大程度上還是一個以家族為核心拓展開來的“圈層結構”，在圈子內信息的傳遞是非常便利且具有社會聯(lián)系紐帶的作用。聊天、信息交換不僅是經濟活動，同時還是不可或缺的社交活動，是農村生活的一個重要組成部分。這種信息的內化同樣降低了事后貸款人的監(jiān)督成本。

3.懲罰的可置信性不同

正規(guī)金融交易對違約的懲罰主要依賴法律系統(tǒng)，但事實上，我國無論國有金融機構還是地方性的金融機構，都是在沒有很好的產權基礎上成立的，發(fā)生政府效用替代金融機構效用是自然而然的事。在這種情況下，發(fā)生的大量事件便是政府的指定貸款、干預貸款，要不就是金融機構自身的內部人控制，預算軟約束的問題無法避免。對于大多數(shù)農民和小農家庭，從正規(guī)金融機構貸款的難度是很大的，借款人獲得一次貸款的機會相當偶然，難以形成在未來持續(xù)獲得貸款的穩(wěn)定預期，因而借貸雙方就很難形成長期合作，在一定程度上難以有效制約借款人的違約行為。借貸雙方的交易表現(xiàn)了明顯的短期性。這種交易的短期性無疑反過來進一步激勵了借款人的違約行為，從而陷入越是貸款難越是違約，越是違約越是貸款難的兩難困境之中。

與正規(guī)金融不同，非正規(guī)金融交易對于違約一方的懲罰不僅包括可能依賴的法律系統(tǒng)，更主要是依賴社會關系的約束與監(jiān)督，諸如輿論譴責、社會排擠等非法律懲罰有時更為有效。特別是同一區(qū)域的借貸或是具有特定關系群體內的借貸，而其關系比較穩(wěn)定，有著長期互動與合作的預期而且違約信息會迅速傳播，違約者會受到群體性、社會性的懲罰，這就在一定程度上抑制了借款人惡意違約的動機和行為。如張維迎(2001)曾經講過一個鄉(xiāng)村社會發(fā)生借貸時信守承諾的故事。鄉(xiāng)村里人們借貸交易無需書面合同或借據(jù)，甚至沒有說清還款日期，但貸款人并不擔心借款人違約，而借款人也會信守承諾。這是因為借款人他要祖祖輩輩在這個村莊生活下去，不僅要關心自己的未來，也關心后代的福利，一次不守信用的消息很快就被全村人知道，在鄉(xiāng)村社會，違約及失信的結果是違約者的聲譽和信用損失、被逐出其所在的社會網絡以及日后的追索。而恰恰是這種非法律途徑的制裁措施有著莫大的威懾力。

三、結論：正規(guī)金融與非正規(guī)金融的融合

綜上所述，非正規(guī)金融已成為農村融資的一個重要來源。在我國漸進式的經濟體制改革過程中，從體制外成長起來的非國有經濟部門對金融服務產生強烈的制度需求，但由于以政府為主導的正規(guī)金融制度供給不足使得我國現(xiàn)行的正規(guī)金融制度處于非均衡狀態(tài)。非正規(guī)金融的產生是我國農村企業(yè)和居民為爭取現(xiàn)行制度框架內不可能獲得的“外部利潤”，在正規(guī)金融制度的邊際進行誘致性制度變遷的結果。從制度經濟學的角度看，它是因現(xiàn)有正規(guī)金融制度服務供給不足而由非國有經濟部門進行的次級制度安排。非正規(guī)金融彌補了正規(guī)金融機構對非國有經濟部門的資金供給不足，在為解決農村中的融資問題、推動農村經濟發(fā)展方面發(fā)揮了積極作用，對我國農村的經濟增長作出了一定的貢獻。

當然，非正規(guī)金融活動只能在一個較小的范圍內才有效率。導致了非正規(guī)金融在規(guī)模和范圍上的劣勢。更進一步的來說，非正規(guī)金融的信息優(yōu)勢與其活動的范圍之間存在此消彼長的關系：非正規(guī)金融的借貸款活動只能針對少數(shù)的對象展開，許多非正規(guī)金融組織通常有其自己相對固定的客戶。這造成非正規(guī)金融市場的高度割裂。如果金融活動范圍的擴大，信息優(yōu)勢將會減弱，勢必要求非正規(guī)金融組織具有更規(guī)范的管理手段和運行機制，同時還需要有更多的高素質管理者和員工，這就意味著更高的成本。因此，筆者認為非正規(guī)金融不僅不會影響我國正常的金融秩序，而且還是對我國農村正規(guī)金融機制的一種有益補充。非正規(guī)金融存在的根源及其表現(xiàn)特點在發(fā)達國家和發(fā)展中國家存在較大差異，它在我國并不是一項過渡性的制度安排，政府對非正規(guī)金融的壓制可能帶來更為不利的結果，只有消除非正規(guī)金融活動的消極影響，發(fā)揮非正規(guī)金融對我國民營經濟發(fā)展的推動作用，才是各級政府和金融監(jiān)管部門在對待農村非正規(guī)金融問題上的正確選擇。

參考文獻：

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［5］馬九杰.農村金融:多元競爭與互補合作［J］.中國農村信用合作，2006 (2)

第6篇：家庭金融理論范文

關鍵詞：保險;儲蓄;家庭金融資產

伴隨著與城鎮(zhèn)居民生活息息相關的就業(yè)、住房、醫(yī)療、教育、社會保障等社會制度的深化改革,在中國,家庭金融資產的概念正逐步完善。除了傳統(tǒng)的儲蓄之外,證券、房地產等各種類型的投資產品近年來發(fā)展迅速。然而,在歐美早已成為家庭必需品的保險產品,在中國家庭的普及卻阻礙重重。如何加強中國家庭金融資產結構的調整,將潛在的保險需求向現(xiàn)實的保險需求轉化,探討家庭金融資產與保險消費需求之間的相互關系顯得很有必要。

一、保險產品的金融資產特性

關于保險的性質,國內外學術界至今爭論不休,主要分歧在于財產保險與人身保險是否具有共同性質的問

題。日本學者園乾治教授就以此為界,把近代保險學理論歸納為“損失說”、“非損失說”和介于二者之間的“二元說”。三種理論分別指出保險具有損失補償、共同分擔和儲蓄、補償二者擇一的性質。然而,這些討論由于一直糾結于保險的物質形式而難以蓋棺定論。其實,無論保險的對象是財產還是人身,在家庭的范疇下剝開保險的外在形式,所有的保險都具有鮮明的金融資產特性。

家庭金融資產,簡單說,就是家庭所擁有的各種金融產品或金融工具。當今的家庭金融資產種類繁多,既有現(xiàn)金、存款、信托等傳統(tǒng)意義上的金融產品,也有股票、債券、保險等現(xiàn)代意義上的金融產品。

保險之所以被視為家庭金融資產的組成部分,其主要原因是,現(xiàn)代保險不僅具有風險保護功能,還同時具有儲蓄、投資等功能。以人壽保險產品為例,保險可以分為有形保險商品(疾病住院、子女教育、退休養(yǎng)老等)、引申保險商品(促銷贈品、售后服務等)和核心保險商品三個層次。不同的保險層次區(qū)分反映不同的保險內容,不同的保險內容反映不同的保險本質,其中最能反映保險本質內容的是核心保險商品。在一定意義上說,保險所具有的投資工具功能和保險能夠顯示保險購買者的經濟實力、社會地位、社會責任與愛心等特征,是現(xiàn)代保險的本質所在。正因為如此,保險不只是家庭金融的組成部分,而且能夠成為其他家庭金融產品的“代言品”。

二、保險產品與中國家庭金融資產構成

近年來,中國居民家庭金融資產大量增加,尤其是城鎮(zhèn)居民。從1984年到2005年的20年間,城鎮(zhèn)居民戶均金融資產增長顯著。截至2005年底,中國居民金融資產余額總量達到20.65萬億元,比1978年的376億元增加了554.8倍,扣除物價因素,年均增長速度高達19.3%。(表1)

家庭金融資產數(shù)量增長的同時必然伴隨著家庭金融資產的結構調整。這不僅是因為在家庭金融資產數(shù)量變大的同時,出現(xiàn)了新的家庭消費需求,同時也是為了進行家庭理財,提高家庭金融資產使用效率的需要。從表2可以看出,1984年之前,我國居民金融資產結構相對較為單一,主要是居民儲蓄存款和現(xiàn)金兩種,證券也基本上都是有“金邊債券”之稱的政府債券。但進入20世紀九十年代,特別是近十年來,隨著證券市場、保險市場等的興起,居民金融資產結構已由單一化逐步趨于多樣化。有價證券、保險的占比逐漸增加,尤其是保險準備金,增長速度驚人。(表2)

1985～2005年中國保險業(yè)實現(xiàn)了年均30%左右的增長速度。以保費收入指標為衡量標準,保險需求總量從1985年的4.6億元上升至2005年的4,927.34億元,保險深度由0.1%上升至2.7%,保險密度由0.47元上升至375.64元。從某種意義上說,家庭金融資產的變化與保險發(fā)展特別是人壽保險的發(fā)展存在著密切的關聯(lián)性。家庭金融資產的增加刺激了保險消費需求的增加,促進了保險業(yè)的發(fā)展,保險的發(fā)展也反過來推進了中國家庭金融資產結構的多樣化進程。

三、國內外家庭金融資產構成中保險產品差異分析

表面的繁榮不能掩蓋事實的尷尬。在保險占家庭金融資產的份額快速增長的同時,也暴露出中國居民的有效保險需求不足,保險使用率偏低等問題。保險使用率通常用保險滲透率和投保率等指標來表示。有資料顯示,中國城鎮(zhèn)的保險滲透率大部分在30%以下;保險投保率特別是長期人身保險的投保率,還不足10%。與世界平均水平80%的投保率相比,指數(shù)偏低;與國民經濟增長和民眾生活的保險消費需要相比,還存在很大的差距。根據(jù)前幾年中國保險消費市場的一個抽樣調查,在被訪家庭中,49%的家庭僅擁有社會保險;4%

的家庭僅擁有商業(yè)保險;19%的家庭同時擁有社會保險和商業(yè)保險;另有28%的家庭既沒有社會保險,也沒有商業(yè)保險。這從另外一個側面反映出,在家庭金融資產增長的同時,作為家庭金融資產重要組成部分的保險并沒有得到同步增長,保險在家庭金融資產中還沒有發(fā)揮出其應有的作用。

究竟一個家庭的金融資產如何分配才是合理的?保險又應該在其中扮演一個怎樣的角色?在尋找問題答案的時候,不妨先看看美國和日本的數(shù)據(jù)。2005年同期的日本居民金融資產構成中,存款和現(xiàn)金的占比比中國低16.5%,有價證券的占比比中國高10.5%,保險資產所占的比重則高達15.5%;美國居民金融資產的構成中,各項存款、現(xiàn)金以及證券所占的比重約為15.7%和52.1%,分別是居民金融資產中占比最低和最高的項目,而居民對保險資產的持有量則高達30.8%。

為了更好地和中國當前的情況對比,考察這兩個國家的人均gdp達到l,000美元和3,000美元前后家庭金融資產的構成對我們更有參考價值。(圖1、圖2)1966～1973年日本完成人均gdp1,000美元到30,00美元的飛躍僅用時7年。從圖1可以看出,安全資產在日本家庭金融資產中的比例一直穩(wěn)定在60%左右;保險和退休金等家庭金融資產在整個家庭金融資產中的比重呈逐漸上升趨勢,達到20%以上,領先于債券和風險資產等其他家庭金融資產;而美國的人均gdp早在1942年就達到了l,000美元,又用了大約20年的時間,于1962年實現(xiàn)了人均gdp3,000美元的跨越。在這個時期,美國的家庭金融資產構成變化較大。在20世紀五六十年代,其安全資產在家庭金融資產中一直占據(jù)20%左右的份額,但進入八十年代以后,安全資產在家庭金融資產中的比例開始下降。風險資產的變動也出現(xiàn)過類似的情況,只有保險和退休金等家庭金融資產在整個家庭金融資產中的比例穩(wěn)步上升,超過30%。

縱觀兩個國家居民家庭金融資產構成的變化及其特點,可以得出一個簡單結論,那就是:隨著家庭金融資產總量的不斷增加,安全資產等家庭金融資產在整個家庭金融資產中的比重不斷下降;保險和退休金等家庭金融資產在整個家庭金融資產中的比重則逐步上升。這在一定程度上說明,保險能夠在家庭金融資產中成為其他安全資產的“替代品”。

雖然中國的家庭金融資產種類也在朝向多樣化發(fā)展,但對比美國和日本的數(shù)據(jù),在經濟發(fā)展相同的階段,中國家庭金融資產結構卻沒有產生相似的變化。2007年中國人均gdp為2,456美元?？筛鶕?jù)國家統(tǒng)計局《城市家庭財產調查報告》的統(tǒng)計,在中國居民戶均擁有的人民幣和外幣金融資產中,儲蓄存款所占比重分別高達69.4%和96.45%,以絕對優(yōu)勢排在首位。中國人民銀行對全國城鎮(zhèn)儲戶問卷調查的結果同樣顯示,2003～2004年期間,認為“更多儲蓄”最合算的居民占比高于30%;2005～2006年初,該比率受加息的持續(xù)影響,已經增長到40%左右;即使在股市較為紅火的情況下,2007年第一季度居民擁有的最主要的金融資產仍為儲蓄存款。

中國家庭將大量的金融資產主要用于銀行儲蓄,相應的,花費在保險和其他金融消費的家庭金融資產比例就很難提高。如此一來,發(fā)揮保險在安全資產中的作用,并以此拉動家庭保險需求,促進家庭保險業(yè)的發(fā)展就無從談起了。

四、影響中國家庭保險產品購買因素分析

(一)實證檢驗。家庭保險的發(fā)展不完全等同于保險業(yè)的發(fā)展。影響中國家庭保險深入發(fā)展的因素也是具有其自身特點的。除了高儲蓄率之外,收入、其他金融資產的投資都有可能會影響家庭對保險產品的投入。

通過一個簡單的實證檢驗來說明,如表3。表3是檢驗數(shù)據(jù),檢驗區(qū)間是從有我國有保險數(shù)據(jù)統(tǒng)計以來的1985～2006年,因變量為保費。由于在這里考察的是家庭保險,所以數(shù)據(jù)是由財產保險中的家庭財產保險和人身保險兩個部分相加而得,自變量分別為城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入(元)、城鎮(zhèn)居民儲蓄余額(億元)以及有價證券余額(億元)。選擇城鎮(zhèn)居民的數(shù)據(jù)主要是由于農村居民目前購買保險的比例還很小,不具有代表性。數(shù)據(jù)來源于1996～2007年中國統(tǒng)計年鑒以及1986～2006中國金融年鑒。(表3)

首先對數(shù)據(jù)做散點圖處理,看它們之間是否存在線性或是非線性的關系,以利于進一步的分析研究。通過散點圖可以看出,城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入和保費之間存在很強的線性關系,儲蓄余額和保費之間存在半對數(shù)關系,而有價證券與保費之間的關系則并不明確。(圖3)

對于這個存在非線性關系的非線性模型,不妨先假設其表達式為:

insi=c(1)+c(2)inci+c(3)lndepi+c(4)f(seci)+μi

很明顯,這是一個時間序列模型,所以對保費以及其余三個影響參數(shù)的時間

序列的平穩(wěn)性進行檢驗,分別得到時間序列圖,如圖4所示。(圖4)

從時間序列圖初步可以判斷,除了有價證券這一序列之外,其余三組數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)序列。而經過相關圖檢驗,有價證券序列的確是平穩(wěn)序列,而保費、儲蓄余額和收入經過一次差分后也都變成了平穩(wěn)序列。

根據(jù)之前假設的模型,用非線性最小二乘法對該模型進行初步的估計:

d(ins)=c(1)+c(2)×d(inc)+c(3)×dlog(dep)+c(4)×sec(-1)

得到結果如表4所示。(表4)

結果很顯然,十分不理想。究其原因,主要在于有價證券和保費之間的對應關系很難確定。在模型試驗中,除了采取差分法以外,還試驗了相對變化增長以及開方等方法,效果都不明顯。反觀時間序列圖,發(fā)現(xiàn)除了有價證券外,其余三組數(shù)據(jù)雖然具有各自的波動規(guī)律,且都不平穩(wěn),但它們之間似乎存在一個長期穩(wěn)定的比例關系。因此在這里,把有價證券因素剝離,接下來對保費、可支配收入和儲蓄余額進行johansen協(xié)整檢驗。(表5)

從檢驗結果看,三個變量之間不存在長期均衡關系的原假設在5%的顯著性水平下已被拒絕,說明它們之間是具有協(xié)整關系的。因此,從計量經濟學模型的意義上講,建立如下模型:

insi=c(1)+c(2)inci+c(3)lndepi+μi

模型是合理的,隨即干擾項也一定是“白噪聲”,模型參數(shù)也有合理的經濟解釋,可以用經典的回歸分析方法建立因果關系回歸模型。用非線性最小二乘法回歸后得到的結果如表6所示。(表6)

由于復雜的歷史原因,數(shù)據(jù)的因果聯(lián)系并不十分完美。但在保證數(shù)據(jù)真實性的前提下,通過t檢驗,可見系數(shù)r2也顯示擬合程度接近95%,已經相當難得了。

因此,模型近似可寫成:

insi=4794.535+0.668inci-708.244lndepi+μi

(二)理論分析。通過實證分析,發(fā)現(xiàn)原以為可能和家庭保險存在此消彼長關系的有價證券事實上卻并沒有與家庭保險的發(fā)展產生必然聯(lián)系,而收入和儲蓄的確是影響中國家庭保險發(fā)展的兩大主要因素。在社會轉型的特殊時期,社會結構的變遷必然地引起了社會階層的分化和動態(tài)調整。各階層之間雖然在獲取政治資源、聲望等級方面有所區(qū)別,但最顯著的差異在于各社會階層所擁有的經濟資源。收入有限以及中國家庭固有的對于傳統(tǒng)儲蓄的偏愛在一定程度上制約了家庭保險的發(fā)展。

1、收入限制。保險消費有兩個前提:一是風險的客觀存在;二是購買保險的經濟實力。借鑒新和新韋伯主義的研究框架,我國學者根據(jù)經濟因素判斷的階層類型分為富有者階層、中產階層和低收入階層。資料顯示,無論是在發(fā)達國家還是在發(fā)展中國家,家庭金融資產分布不均,世界各國家庭金融資產分布的客觀現(xiàn)實就是大量的金融財富集中在少數(shù)富有者階層手中。例如在美國,財富最多的10%家庭,擁有將近60%的安全金融資產,將近100%的債券和超過70%的風險金融資產。中國的情況也同樣如此。隨著中國城鄉(xiāng)居民之間收入差距的不斷擴大,家庭金融資產向中產階層以上家庭集中的趨勢比較明顯,戶均家庭金融資產最多的20%家庭,擁有66.4%的城市家庭金融資產。而大部分低收入階層家庭由于受到其購買保險的經濟實力限制,投保比率偏低,這也屬于正?，F(xiàn)象。

2、認識偏差。即使在具有足夠購買能力的中國富裕家庭中,保險在家庭金融資產中所占的比重仍然不盡如人意。根據(jù)中國市場營銷中心數(shù)據(jù)庫提供的調查結果,中國居民投保人身保險的投保率走勢是一種“倒u字”曲線,呈現(xiàn)出“兩頭低,中間高”的狀態(tài)。具體地說,家庭月收入在2,000元以下者和家庭月收入在20,000元以上者購買保險的比例也偏低,唯有家庭月收入在2,000～20,000元之間者購買保險的比例偏高。高收入家庭出現(xiàn)的保險效用遞減現(xiàn)象,從一個側面反映出中國家庭對保險功能的認識是存在一定偏差的。

首先是不了解保險的保障功能。根據(jù)中國人民銀行對全國城鎮(zhèn)儲戶問卷調查的結果,當問到城鎮(zhèn)居民儲蓄的目的時,“攢教育費”、“養(yǎng)老”和“防病、防失業(yè)或意外事故”等回答長期居于前列。這表明居民儲蓄的主要目的不是為了保值增值,而是為了防范未來風險。然而,人們卻往往忽略了一個事實:保險在一定程度上能夠實現(xiàn)同樣的目的。根據(jù)中國市場營銷研究中心提供的調查數(shù)據(jù),2006年有30%的中國城市家庭對壽險了解甚少、甚至根本不了解,有高達87%的城市居民沒有購買保險的意向。實際上,保險正是個人以小額成本即保險費替代大額不確定損失的一種機制,損失發(fā)生后的經濟補償正是現(xiàn)代保險最基本的功能。

第二個認識偏差是有關保險產品作為投資工具的功能。不少居民在購買分紅保險、萬能保險等新型壽險產品時大都將其回報和銀行存款進行

比較,但當股票市場、基金產品火暴之時,他們卻往往盲目地選擇退保。盡管僅從收益率上看不及股票或基金,但它們有著股票、基金等金融產品無法替代的功能——風險保障。一味將保險作為股票或基金投資的替代品,過度重視新型保險產品的投資工具功能,抹殺保險產品的基本保障功能,便又走入了另一個認識誤區(qū)。

3、信任危機。除了文化傳統(tǒng)和體制因素之外,還有一個現(xiàn)實原因,那就是社會大眾對保險業(yè)的信任度不夠。保險商品與一般商品的區(qū)別在于,它是一種無形的服務性商品。保險公司賣給每一個家庭成員的保險單僅是對未來特定情況的“一紙承諾”。這一承諾是否履行取決于在一定時間內保險事件是否發(fā)生。而在現(xiàn)實生活中,保險方存在的夸大保險作用、誘導購買、誤導客戶、承保容易理賠難等失信行為,讓中國的消費者倍感寒心。

主觀上具有購買保險的愿望和需求,客觀上不敢購買保險公司的保險產品,保險誠信與保險需求、保險發(fā)展三者之間客觀上存在著一種連動關系。保險誠信是拉動保險需求的前提,滿足日益增長的保險需求是保險業(yè)發(fā)展的目的所在。

4、供給不足。2007年中國的保險公司超過100家,但是仍不能滿足中國家庭保險的需求。供給數(shù)量很多,但是有針對性的、個性化的保險產品太少。

家庭生命周期理論認為,家庭與個人一樣,也具有生命周期。家庭生命周期中的不同階段具有不同的標志,家庭成員會根據(jù)不同的生命周期階段的需要,做出不同的行為選擇。一般來說,影響家庭生命周期的因素,通常包括戶主的年齡、種族、婚姻狀況、教育狀況、職業(yè)狀況、是否有子女以及子女的數(shù)量和年齡等。處在不同生命周期階段的家庭,因不同的家庭消費需要而持有不同的家庭金融資產。保險消費作為其中的一部分,在家庭生命周期的不同階段,也會出現(xiàn)不等的消費數(shù)量和不同的消費形式。

然而,目前中國保險市場上銷售的幾千種保險產品,同類保險產品在保險責任、保單費率等合同的主要內容方面基本雷同,差異只是體現(xiàn)在保險金額等合同的非主要方面。由此看來,很多家庭沒有買保險并不是因為他們沒有保險需求,而是保險市場沒有能夠提供他們需要的保險產品。

五、結論

保險與每個人的生活息息相關,理應成為每個中國家庭金融資產的必要組成部分。理想是美好的,現(xiàn)實卻要面對兩個必須解決的問題——收入問題和意識問題。

中國人身保險投保率倒“u”字型的曲線走勢,從另外一個角度提醒我們,中間階層的形成可能成為中國保險消費的一支主要力量。按照國家統(tǒng)計局的標準,到2020年,中等收入群體的規(guī)模將由2005年的5.04%擴大到45%。根據(jù)法國巴黎百富勤公司測算,2010年中國達到中等收入階層標準的家庭將有1億個,戶均收入15萬元,戶均資產60多萬元。麥肯錫咨詢公司的研究報告則認為,中國中產階級將經歷兩次大的發(fā)展,到2025年其人數(shù)將高達5.2億人,超過中國城市人口的一半。盡管這些研究機構對于中國中產階級的界定不盡相同,但有一點共識是中國社會的收入結構正在由“金字塔形”變?yōu)椤伴蠙煨巍?中國家庭廣泛購買保險將在不久的將來成為可能。

收入問題隨著經濟的發(fā)展能夠得到有效的解決,但國民意識問題卻沒有辦法限定解決的期限。保險意識是中國潛在保險需求向現(xiàn)實保險需求轉化的前提條件。只有人們能夠意識到保險與銀行儲蓄之間具有替代性,能夠意識到用保險的方式防范風險的效果會更好,人們的保險需求量才會隨之大幅增長。

如果等待國民保險意識的自我覺醒遙遙無期,不如從保險供給的角度給一點刺激。瑞士、英國等發(fā)達國家每年有三百多個新險種投入市場,保險險種的更新率高達23%。這種險種的快速更新,不僅大大提高了保險公司的競爭力,而且有效地刺激了保險市場需求。中國的保險公司完全可以借鑒這種經驗,在對中國家庭潛在保險需求充分調研和市場細分的基礎上,利用先進的技術和管理,協(xié)調產品開發(fā)部門與銷售部門、投資部門之間的關系,設計、開發(fā)和推廣適合不同家庭需要的保險產品,調整保險產品結構,把保險市場做大做精,這也不失為一種主動而明智的選擇。

主要參考文獻:

[1]魏華林,楊霞.家庭金融資產與保險消費需求相關問題研究.金融研究,2007.10.

[2]魏華林,林寶清主編.保險學.高等教育出版社,2006.

[3]國家統(tǒng)計局城調總隊課題組.城市家庭財產調查報告.2002.

第7篇：家庭金融理論范文

關鍵詞：住房反向抵押貸款；定價

中圖分類號：F83 文獻標識碼：A

收錄日期：2013年9月18日

住房反向抵押貸款又稱“以房養(yǎng)老”，是一種以住房為抵押的借貸，并以此為核心，拉動養(yǎng)老、保險、房地產等多項活動。其對象為有住房所有權的老年人。老年人在不必搬離住房情況下，通過反向抵押貸款將住房資產轉換成現(xiàn)金，作為房屋的維修、日常生活、長期護理或其他費用等，所有債務（包括本金、利息及費用）將在住房出售、房主永久搬離或借款人死亡時支付，借款人也可以選擇在任何時候自愿償還所有款項。住房反向抵押貸款將于2014年1季度試行推廣，而如何定價是其核心內容之一，本文主要剖析住房反向抵押貸款定價的各種理論基礎。

一、生命周期理論

生命周期理論認為，一個理性的消費者會在整個生命存續(xù)期內安排自己的消費和儲蓄行為，使一生中的全部收入在整個生命期內達到配置最佳，從而實現(xiàn)效用最大化。因此，影響一個理性消費者行為的主要因素不是當期收入而是一生中的收入總和。按照邊際效用遞減規(guī)律，要使消費者一生中的總效用最大，應該合理安排一生中的全部財富，在生命周期的不同階段根據(jù)收入的不同采取不同的策略。剛參加工作時經驗匱乏現(xiàn)金收入少，以后隨著經驗的積累，收入逐漸增加，到中年階段收入最大，退休后收入逐漸減少。因此，為了實現(xiàn)整個生命期內效用最大化，理性人要根據(jù)其過去積累的財富、現(xiàn)在的收入、將來的收入、可預期的支出以及退休時間等因素對消費和儲蓄做出全面安排，當收入大于支出時進行儲蓄，當收入小于支出時反儲蓄，以實現(xiàn)生命周期內總收入與總支出的均衡。

對多數(shù)家庭而言，住房是家庭最大的一筆資產，但由于它屬于不動產，由于過去缺乏涉及不動產的金融工具使得住房變現(xiàn)困難，因而以往在根據(jù)生命周期理論統(tǒng)籌安排儲蓄與消費時，只涉及金融資產不考慮住房，常常把住房作為遺產留給后代。住房反向抵押貸款的推出將使住房這種不動產資源也進行優(yōu)化利用，從而開辟了生命周期理論的新領域。在青年階段，通過在約定期限內按揭貸款的方式取住房的全部產權；當退休后，由于收入下降，可以把住房反向抵押給金融機構，從而獲得一定數(shù)額的資金用于養(yǎng)老，這樣實現(xiàn)了生命周期中效用的最大化。

二、保險精算理論

保險精算理論最基本的原理可簡單歸納為收支相等原則和大數(shù)法則。所謂收支相等原則就是使保險期內純保費收入的現(xiàn)金價值與支出保險金的現(xiàn)金價值相等。由于壽險的長期性，在計算時要考慮利率因素，可分別采取三種不同的計算方式：一是根據(jù)保險合同期末的保險機構保費收入的終值及支付保險金的終值實現(xiàn)平衡；二是根據(jù)保險合同成立時的保險機構保費收入的現(xiàn)值和支付保險金的現(xiàn)值實現(xiàn)平衡；三是根據(jù)在保險合同某一時點時保險機構的保費收入和支付保險金的終值或現(xiàn)值實現(xiàn)平衡。在運用保險精算理論時往往是有大量的數(shù)據(jù)作為基礎的，對于大量的隨機現(xiàn)象（事件），由于偶然性相互抵消，因此保險精算理論的前提是大數(shù)定理。

住房反向抵押貸款是一種保險業(yè)務，投保老人是用住房所有權向保險機構購買養(yǎng)老保險。它主要通過市場運作，用保險精算的辦法進行定價，最終獲取利潤。對保險公司來講，住房反向抵押貸款現(xiàn)金流量與傳統(tǒng)的人壽保險的現(xiàn)金流量恰好相反，傳統(tǒng)抵押貸款是保險公司將收取的保費投資，用投資收益補償有損失的投保人并實現(xiàn)保險公司的利潤；而住房反向抵押貸款則先要保險機構事先向投保人提供資金，利潤要等到保險期結束以后保險公司取得抵押房產的全部產權并將其出售后才能獲得。對于保險公司來講，只要對投保人的信息充分了解，建立完備的數(shù)據(jù)庫就完全可以實現(xiàn)運用保險精算法實現(xiàn)住房反向抵押貸款產品的定價。

三、期權理論

期權是以期貨為基礎衍生的一種金融工具，期權又稱為選擇權。期權的實質是在金融活動的過程中將義務和權利分開定價，具體操作過程是在規(guī)定時間內權利的受讓人決定是否交易以行使其權利，只要受讓人決定執(zhí)行期權義務方必須履行。在期權的交易的過程中，出售期權的叫做賣方，買入期權的叫做買方。期權的標的資產屬性具有多樣性，可以是實物商品，也可以是金融資產。按持有者所享有權利的差別，期權分為買方期權和賣方期權。在簽訂期權合同時雙方約定的成交價格稱為期權執(zhí)行價格，期權持有者的收益是執(zhí)行時標的資產的市場價格與執(zhí)行價格之差。持有者為獲得期權付出的成本是期權費。

住房反向抵押貸款業(yè)務中的借款人在貸款到期時擁有潛在的選擇權，可以選擇到期后還清已經取得貸款以及利息后重新獲得住房所有權；也可以選擇將房產交由貸款人結束雙方的借貸關系，這種選擇權就是期權。該期權的標的物是用于抵押的房產，執(zhí)行價格是借款人獲得借款本息和，執(zhí)行時間為借貸雙方約定的時間。因此，借款人可以選擇先觀察房地產市場行情的走勢，如果房地產市場繁榮，在貸款結束時借款人的繼承人放棄期權，償清已經獲得反向抵押貸款的本息和重新獲得標的房產的全部產權，此時借貸雙方都沒有損失；如果房地產市場不景氣，價格下跌，借款人的繼承人選擇執(zhí)行期權，放棄贖回抵押房產的所有權的選擇，雙方借貸關系結束。因此，住房反向抵押貸款不僅可以幫助投保老人獲得資金、保障生活開支，而且可以有效地降低他們面臨的風險。

四、產權分割與資產流動性理論

產權是所有權、使用權、處置權、收益權、轉讓權的統(tǒng)一體，核心和基礎是所有權，實質是收益權。組成產權束的所有權、使用權、處置權、收益權、轉讓權等可以分解或轉讓，也可以和其他產權束中的權利重組。雖然資產不可分割但資產的產權卻可以分割，產權適當分割并由多元化的主體分別行使可以提高資產的運營效率。和別的資產一樣，住房是所有權、收益權、使用權、處置權、轉讓權等權能的集成體，這些權能通過產權分割可以在不同主體之間進行流動。資產發(fā)揮作用的前提是資產流動性。住房作為不動產在物質形態(tài)上是不可移動的，但它的價值形態(tài)是具有流動性的。房主由自己的實際需要可以將住房的所有權或使用權進行轉讓以實現(xiàn)住房在實物資產和金融資產之間自由流動。出售和出租兩種形式是最典型的住房資產流動方式。出售將房產的價值一次性全部收回徹底實現(xiàn)的資產變現(xiàn)，但住房的所有權和使用權轉讓給新的所有權人。因此可見，出售住房實現(xiàn)了住房資產流動性，但房主失去了該房屋的所有權。住房出租通過出讓使用權在一定時期內來換取租金收益，雖然該房屋的所有權仍然歸房主所有，但在出租期內房主失去了該住房的使用權。出售房產出租房產這兩種方式雖各有優(yōu)勢，但兩者都不能使得老年人居住在房屋內的前提下提高房產流動性。住房反向抵押在確保老年人仍居住在自己的住房的前提下充分利用它的使用價值；同時充分發(fā)揮住房融資的派生功能，將住房轉化為一種流動性比較強的資產，激活住房的經濟價值，統(tǒng)一住房的居住性、流動性和收益性等功能，滿足老年人居家養(yǎng)老的前提下，實現(xiàn)住房最大限度的流動性。

五、家庭資源優(yōu)化配置理論

家庭資源優(yōu)化配置理論是研究如何配置和利用國家、社會、企業(yè)、單位乃至家庭資源，使得資源帶來的效用達到最大化的理論。社會的細胞是家庭，如何合理利用家庭經濟資源是近年來廣泛受到關注的問題。對大多數(shù)家庭而言，消耗資金量大、支出持續(xù)時間長的家庭支出主要有購置房產費用、家庭養(yǎng)老費用、撫養(yǎng)子女以及教育的費用三大項。除去撫養(yǎng)子女以及教育的費用，購置房產和養(yǎng)老費用這兩項籌集資金伴隨著家庭存在全過程。

住房反向抵押貸款將購置房產費用和家庭養(yǎng)老費用有效結合，解決了兩個家庭難題?？紤]時間的不同和資產價值的轉換，住房反向抵押貸款使得購置的房產在人的生命存續(xù)期內實現(xiàn)優(yōu)化配置。住房反向抵押貸款的基本運作流程是在青年階段通過抵押貸款的方式購置房產，在退休之前（一般都是60歲）還清全部貸款，退休以后把房產抵押給相關機構獲取養(yǎng)老金，這種做法也叫做“60歲前人養(yǎng)房，60歲后房養(yǎng)人”。

第8篇：家庭金融理論范文

關鍵詞：農村金融抑制；福利；文獻綜述

1.金融發(fā)展或金融抑制對經濟影響的傳導機制

在早期的研究中，很少涉及金融發(fā)展或金融抑制對福利影響的相關文獻，金融發(fā)展或金融抑制對福利影響的研究，一致隱藏在金融發(fā)展與經濟增長的研究之中。阿馬蒂亞?森認為，提升福利的前提是要發(fā)展經濟和提高收入水平。17-18世紀的經濟學家已經開始體現(xiàn)出這樣的理論趨向，這個時代的學者已經注意到了良好的資本借貸體系、強有力的貨幣體系及不受約束的金融中介對于產業(yè)部門的成長和發(fā)展具有重要意義。進入20世紀以來，奧地利經濟學家熊彼特從企業(yè)家創(chuàng)新的角度闡述了金融體系在經濟發(fā)展過程中的重要作用，那些擁有卓越才能的企業(yè)家只有在信貸和金融市場的支持下發(fā)揮才能，從而推動經濟發(fā)展。正如熊彼特所說：“純粹的企業(yè)家在成為企業(yè)家以前必須首先使自己成為債務人”，換句話說，完善的金融市場是企業(yè)家才能、創(chuàng)新以及經濟發(fā)展的先決條件。在20世紀60年代，隨著金融體系的迅速拓展和金融工具的不斷創(chuàng)新，金融結構也在不斷的變遷，金融結構變遷的規(guī)律及其對經濟發(fā)展的影響日益引起學者的重視。戈德斯密斯在其1969年出版的代表性著作《金融機構與發(fā)展》中指出，金融發(fā)展理論的職責是找出決定一國金融機構、金融工具存量和金融交易流量的主要因素，并闡明這些因素怎樣相互作用，從而形成和促進金融的發(fā)展。戈德斯密斯認為，對各國金融發(fā)展和金融結構的比較研究，其目的就是在于揭示不同國家在金融發(fā)展的不同階段上金融機構的差異，探討“金融發(fā)展與經濟增長的關系”。

在20世紀70年代，麥金龍和肖在同一年分別出版的《經濟發(fā)展中的金融深化》和《經濟發(fā)展中的貨幣與資本》兩部經典著作，兩部著作都探討了金融發(fā)展、金融抑制與經濟增長的關系，自此以后金融發(fā)展與經濟增長的關系開始引起學者的廣泛關注，經濟學家不斷探討金融深化對經濟發(fā)展的傳導機制，取得了豐碩的成果，其中具有典型代表意義的理論主要有四種：（1）麥金龍和肖主張取消利率管制，實施利率自由化，通過正的實際利率水平提高儲蓄從而促進經濟增長，其傳遞機制為利率自由化真實利率水平上升儲蓄水平提高經濟增長；（2）卡普和馬西森建議通過利率市場化擴大投資規(guī)模促進經濟增長，其傳導機制為利率自由化投資數(shù)量增加經濟增長；（3）加爾比斯主張通過利率自由化提升投資效率來促進經濟增長。其傳導機制為利率自由化投資效率提高經濟增長；前三種理論的共同之處就是強調了理論自由化或市場化對經濟增長的積極意義。（4）帕加諾的內生經濟增長理論建議通過金融深化增強金融體系效率從而促進經濟增長，其傳導機制為金融深化金融體系功能加強經濟增長。

2.我國金融抑制的根源分析

20世紀80年代以前，大部分發(fā)展中國對金融市場嚴格管制，對利率水平、金融機構業(yè)務領域和金融產品創(chuàng)新等加以限制，這些采取相似金融政策的發(fā)展中國家都有一個共同的特征：制定并實施了重工業(yè)優(yōu)先的超趕戰(zhàn)略。發(fā)展中國家要獲得發(fā)展所需的資本品，可以通過兩種方式獲得，一是出口初級產品，積累外匯來換回資本品；二是發(fā)展自己的工業(yè)體系。勞爾?普雷維什認為，整個世界經濟體系分為兩部分：一部分是少數(shù)工業(yè)化國家，處于國際經濟體系的中心；另一部分是廣大的非工業(yè)化發(fā)展中國家，處于國際經濟體系的。中心國家和國家在世界經濟中的地位截然不同。中心國家依靠資本和技術優(yōu)勢占據(jù)主導地位，享受著國際分工產生的絕大多數(shù)利益。國家由于技術水平落后，生產效率低下，在國際經濟體系中處于十分被動的地位，主要靠出口初級產品與中心國家發(fā)生交往，成為中心國家的經濟附庸，幾乎享受不到國際分工的利益。因此，發(fā)展中國家如果依據(jù)傳統(tǒng)的比較優(yōu)勢原則參與國際分工，將永遠無法改變貧窮落后狀況。發(fā)展中國家出口初級產品，但中心國家對初級產品的需求彈性很低，收入增加并未帶動對初級產品需求的明顯增加。國家進口工業(yè)制成品，而制成品的需求彈性較高，收入的增長會顯著增加對制成品的需求。上述特點決定了初級產品的相對價格不斷下降，工業(yè)制成品相對價格不斷上升，發(fā)展中國家貿易條件惡化。因此，普雷維什主張發(fā)展中國家通過實施貿易保護政策，實施超趕戰(zhàn)略，優(yōu)先發(fā)展重工業(yè)，促進國內工業(yè)化進程，形成較為完備的工業(yè)體系，這樣才能改善在世界經濟體系中的地位，擺脫受控制、受剝削的處境。

發(fā)展中中國家一旦制定了超趕戰(zhàn)略，其面臨的目標函數(shù)也就隨之確定，即是在重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展下的資金積累最大化，重工業(yè)本身的產業(yè)性質決定了這樣的目標函數(shù)。從產業(yè)性質上看，重工業(yè)是一種需要密集資金、投資規(guī)模巨大且投資周期長的產業(yè)。在這樣的約束條件下，為實現(xiàn)超趕戰(zhàn)略的重工業(yè)化目標，發(fā)展中國家必須對金融進行嚴格管制，原因如下：首先，發(fā)展中國家的資本是一種稀缺要素，資金的稀缺性導致其市場出清價格較高，即實際利率水平較高，發(fā)展重工業(yè)所需要的密集型、大規(guī)模、長周期的資金使用成本高昂，不利于重工業(yè)化戰(zhàn)略的實現(xiàn)，因此有必要對貸款利率實施上限管制，用低于市場出清利率的優(yōu)惠利率來鼓勵重工業(yè)的發(fā)展。此外，嚴格管制存款利率，較低的存款利率有利于銀行以非常低廉的成本從公眾手中獲取稀缺的資金，達到低成本湊集資金以供工業(yè)部門使用的目的；其次，發(fā)展中國家資本市場和債券市場發(fā)展落后，金融市場的不完善使得發(fā)展中國家很難短時間內湊集重工業(yè)化所需的大規(guī)模資金，因此發(fā)展中國家有必要建立一種最大限度的湊集資金的金融體系。發(fā)展中國家限制資本市場的發(fā)展，資金供給者與資金需求者的直接聯(lián)系渠道被堵，而由國家控制的銀行體系一股獨大，居民分散的資金沒有其他投資選擇，儲蓄成為了唯一的投資方式，銀行也成為公眾盈余資金的唯一投資渠道，資金的供給者與需求者只有通過銀行這種金融中介發(fā)生作用，從而最大限度的將公眾的資金集中到銀行；第三，為了克服外匯資金的短缺，有必要對匯率實施嚴格管制，低估本國貨幣幣值，最大限度的增加出口來獲取外匯。對稀缺外匯的使用上也有嚴格的規(guī)定，外匯優(yōu)先用于重工業(yè)化急需的進口設備上；最后，為了保證資金按照既定目標的有序流動，必須對金融體系的市場機制進行嚴格限制，以保證金融體系不嚴重偏離國家的總體發(fā)展軌道。“金融抑制”戰(zhàn)略就按照這樣的邏輯應運而生。低利率降低了公眾的儲蓄意愿并刺激對資金的旺盛需求，投資需求所需資金遠遠大于銀行體系資金的供給數(shù)量，因此國家對有限的資金給予指導性貸款，通過信貸配給的方式將資金優(yōu)先配給給重工業(yè)部門使用，以滿足國家超趕戰(zhàn)略的需要。

具體到發(fā)展中國家的農村金融市場上，農村金融在整個金融體系中處于一個被抑制和被邊緣化的位置，農村金融抑制的內在根源在于在超趕戰(zhàn)略的重工業(yè)化過程中，農村金融為經濟發(fā)展提供了巨大的金融剩余，成為制度變遷成本的主要承擔者。制度經濟學認為，制度變遷需要付出代價，這種代價在不同階層和集團之間的分攤機制是決定和影響制度變遷成功與否的關鍵因素，在發(fā)展中國家，實際承擔制度變遷成本的是農村金融部門，本質是由廣大的農村居民和農業(yè)部門所支付。以中國為例，我國在由計劃經濟體制向市場經濟體制轉軌的過程中，其中制度變遷過程中影響最大的是國有企業(yè)的改革，因為國企改革涉及整個經濟的市場化轉型，國企改革的順利推進對于計劃經濟體制國家順利實現(xiàn)轉軌起著至關重要的作用，但是國企改革的制度變遷成本高昂。首先，國企成為自主經營、自負盈虧的經營實體，與民營企業(yè)共同成為市場微觀活動的主體。國有企業(yè)在計劃經濟體制下的穩(wěn)定性和壟斷性受到挑戰(zhàn)，在國民經濟中的影響力和控制力減弱，國企在激烈的市場競爭中有了破產和倒閉的風險，而且體制的慣性使得國企在較之民企更缺乏競爭力和靈活性，這又加大了國企破產的可能性；其次，在計劃經濟體制下，國有企業(yè)承載了絕大部分城鎮(zhèn)人口的就業(yè)，國企的破產必然導致大規(guī)模的失業(yè)，在我國養(yǎng)老、醫(yī)療、失業(yè)等社會保障體制不健全的狀況下，國家沒有足夠的財政實力維持失業(yè)者的基本福利水平，過多的失業(yè)人口會加劇社會的不穩(wěn)定；最后，我國對國企改革采取的是漸進式改革，政府還需要在較長的時間內維持國有企業(yè)的資金水平和市場競爭力，并保證國有企業(yè)就業(yè)的基本穩(wěn)定性，政府需要進一步投入較多的資金補貼，而對于已經實現(xiàn)由“國家財政主導型”向“銀行體系主導型”融資模式轉型的轉軌經濟，國企漸進改革的成本讓國家財政補貼難以為繼，金融體系則成了這種制度變遷的實際承擔者，而農村往往成為資金的凈輸出者，農村金融為制度變遷的成本買單。

3.農村信貸約束及其福利效應的實證成果

國外學者對信貸約束的影響因素及其福利效果進行了較為廣泛的研究。多數(shù)理論研究和經驗分析的結果均發(fā)現(xiàn)，發(fā)展中國家農村信貸市場效率低下，貧困的農村地區(qū)信貸約束現(xiàn)象非常普遍，農戶的信貸需求很難以得到有效滿足。農戶信貸資金的缺乏會直接或間接的對農戶的技術選擇、生產效率以及農產品食品安全、營養(yǎng)與健康等方方面面產生消極影響。國外的多數(shù)研究認為，農戶的家庭特征是影響農戶獲得正規(guī)信貸的重要因素。Binswanger and Khandker（1995）基于印度農戶的平行數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，正式金融機構的貸款對農戶的勞動生產率和收入水平有顯著的正向影響，并在一定程度上有利于促進農村社區(qū)的發(fā)展。Khandker（1998）注意到小額貸款與其他項目與以工代賑等形式具有相同的福利效果，小額貸款對貧困農戶很重要也很有益。孟加拉國的信貸項目的經濟效益和福利效果，具體來說，研究了信貸項目對農戶收入、小孩入學、勞動供給、財產、化肥和避孕工具等方方面面的影響，結果發(fā)現(xiàn)借貸對農戶的產出影響顯著，并且對改善孟加拉國貧困地區(qū)農戶的福利發(fā)揮著積極作用。埃及的經驗研究表明，農戶正規(guī)信貸約束主要受農業(yè)收入比、土地面積、家庭規(guī)模等因素的影響。非正規(guī)信貸市場約束主要受工資收入、家庭資產等因素的影響南非學者研究發(fā)現(xiàn)，南非家庭特征與融資約束之間的關系，結果表明，較大的戶主年齡，男性戶主、較大的家庭規(guī)模、較高的教育水平、較高的收入水平的白人更容易從金融機構獲取貸款。

國內學者對我國信貸約束的原因及其福利效應也有較為深入的研究。大多數(shù)學者認為，我國農村信貸約束現(xiàn)象普遍并抑制了農戶福利的改善。沈高明（2004）通過考察收入波動與消費波動間的關系，結果發(fā)現(xiàn)二者顯著正相關，說明我國農戶普遍面臨信貸約束，否則理性的消費者應該通過自由借貸來實現(xiàn)平滑消費以滿足效用最大化需求。何廣文和李莉莉（2005）研究發(fā)現(xiàn)，家庭勞動力數(shù)量、當前是否有投資及農業(yè)收入占家庭總收入的比重都有農戶的信貸需求負相關，依靠非農收入為主要來源的家庭信貸需求較弱。朱喜（2006）利用工具變量法研究了農戶借貸對農戶福利的影響，結果發(fā)現(xiàn)不管是正規(guī)借貸還是非正規(guī)借貸都會顯著的改善農戶的福利狀況。李銳，朱喜（2007）利用3000個農戶的微觀數(shù)據(jù)，計量分析了農戶金融抑制程度及其福利損失。研究結果發(fā)現(xiàn)，農戶金融抑制程度為70.92%，樣本農戶由于金融抑制所損失的純收入、凈經營收入、消費支出和家庭資產凈值分別為9.43%，15.43%，15.57%和14.58%。黎翠梅、陳巧玲（2007）基于對湖南的234戶農戶的調研數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，農戶收入水平和農業(yè)生產支出對農戶借貸需求具有顯著的負向影響，而農戶的非農業(yè)生產支出和文化教育支出對民間借貸需求有顯著的正向影響。程郁、羅丹和韓?。?007）研究發(fā)現(xiàn)，農戶家庭收入、生產經營特征和家庭特征是農戶信貸需求行為的決定因素。張建杰（2008）從農戶的社會資本的角度來考察“關系”這種特殊資源在農戶金融抑制中的作用機制，分析表明，社會資本高的農戶正規(guī)信貸的實際發(fā)生率高且戶均信貸規(guī)模大，農戶非正規(guī)信貸發(fā)生率又隨著社會資本水平的提高而下降的趨勢且戶均貸款規(guī)模則有增加的趨勢。不同社會資本的農戶通過非正規(guī)途徑的信貸發(fā)生率高于正規(guī)途徑的信貸發(fā)生率，且前者戶均貸款規(guī)模小于后者，不同社會資本水平對農戶貸款項目的差異不顯著。賀莎莎（2008）基于湖北的調研數(shù)據(jù)，實證發(fā)現(xiàn)當?shù)?4.3%的農戶存在資金難題，這些資金缺口難以得到有效滿足。程郁、韓俊和羅丹（2009）分析了制度性信貸配給所引發(fā)的信貸需求壓抑現(xiàn)象，認為正規(guī)金融機構交易成本過高和不完善的信貸配給機制與農戶風險規(guī)避行為交互作用，提高農戶所感知的信貸成本并降低了信貸獲得預期，從而產生了需求型信貸約束。研究還發(fā)現(xiàn)，估計型約束和需求型約束具有明顯的結構性特征，年齡、收入。社員身份及與金融機構的關系等因素對兩種約束郵政不同的影響。金燁、李宏彬（2009）研究發(fā)現(xiàn)，農戶民間借貸行為的選擇主要受家庭結構、人口特征及家庭經濟狀況的影響。劉西川，程恩江（2009）從“潛在和隱蔽性”需求出發(fā)，依靠特殊的農戶意愿調查，在經驗層面衡量農戶所面臨的正規(guī)信貸約束，并用調查數(shù)據(jù)估計農戶正規(guī)信貸約束背后的信貸配給機制。研究發(fā)現(xiàn)，貧困地區(qū)農戶不僅受到供給信貸約束，也受到需求信貸約束，數(shù)量配給、交易成本配給與風險配給是農戶被排擠出信貸市場的三種重要方式。黃祖輝，劉西川，程恩江（2009）從供給和需求兩個方面來分析我國貧困地區(qū)農戶信貸約束的程度，基于雙變量的Probit模型研究發(fā)現(xiàn)，農戶參與正規(guī)信貸市場程度低的原因是供給與需求因素的共同的作用結果。工資收入會降低農戶的正規(guī)信貸需求，非農收入占總收入越高的農戶越容易獲取貸款，但對信貸需求影響不顯著。由此他們得出結論，在忽視信貸需求的情況下，僅依靠增加供給難以降低農村金融抑制程度，也不能有效的提升農戶的福利水平。白永秀，馬小勇（2010）采用Logistic回歸方法，基于陜西1151戶農戶的調研數(shù)據(jù)，檢驗了收入水平、非農程度、風險規(guī)避趨向、社會網絡等農戶個體特征對農戶正規(guī)和非正規(guī)信貸約束的影響。研究結果表明，收入水平和非農程度對農戶兩類信貸約束都具有負向影響；正規(guī)信貸約束受到“關系”的影響顯著，但不受農戶在內的風險規(guī)避趨向影響；非正規(guī)信貸約束不受“關系”的影響顯著，但受到農戶在內的風險規(guī)避趨向等因素影響。鐘春平，孫煥民和徐長生（2010）基于安徽的問卷調查，研究認為安徽農村信貸約束現(xiàn)象并不普遍，大部分農戶的信貸需求可以從各種渠道得到滿足，農戶收入較低和投機機會較少等因素是農民參與信貸市場不積極的重要原因。馬永強（2011）基于全國十省市農戶借貸的微觀數(shù)據(jù)，分析了影響農戶民間借貸的主要因素。結果發(fā)現(xiàn)，信貸約束、利息成本、風險、家庭經濟和人口特征是農戶選擇民間借貸的顯著因素，并且這些因素對不同類型的民間借貸影響不同。

4.結語

國內外關于農村金融發(fā)展對農戶福利影響的研究文獻很多，為進一步研究奠定了良好的理論基礎，但是參閱眾多文獻后，發(fā)現(xiàn)依然有值得進一步研究的地方。比如大部分研究文獻以全國或者部分中東部省市整體作為考察對象，忽視了我國幅員遼闊，地區(qū)經濟、金融、文化等方面存在的巨大差異這一現(xiàn)實情況，以貧困地區(qū)農村農戶的金融行為作為考察對象的研究文獻較少，如果將中東部地區(qū)的相關研究結論及對策建議應用于貧困地區(qū)，其政策效應可能由于經濟文化差異等諸多原因而南轅北撤，因此專門考察貧困地區(qū)金融發(fā)展、信貸約束及對農戶福利影響的作用機制，對于全面認識我國農村金融改革具有重要意義。其次，在研究農村金融發(fā)展對農民收入的文獻中，各文獻把農民的農業(yè)收入和非農收入作為一個整體來考察，這忽略了我國貧困地區(qū)農村存在的一個社會現(xiàn)象：農民的農業(yè)收入在家庭總收入比重持續(xù)下降，而非農收入在農民總收入比重中持續(xù)上升。不區(qū)分農業(yè)收入和非農收入而將二者合為一體進行研究，這可能忽略了農村金融發(fā)展對不同類型收入在影響上的差異性。第三，在關于農村金融與農戶消費之間關系的研究中，大部分學者是從流動性約束和不確定性的角度來研究二者之間的關系，很少有學者在直接在傳統(tǒng)的消費函數(shù)中引入農村金融發(fā)展變量來分析金融發(fā)展對農戶消費行為的影響。最后，研究信貸約束程度及其影響因素的文獻，幾乎都是基于計量模型的角度加以研究，從描述性角度來分析的文獻較少，而描述性分析與計量分析相結合，使得結論更加具有直觀性和準確性。此外，在福利指標設計上，大部分學者用家庭總資產或金融資產余額等來作為度量福利的指標之一，本研究用家庭凈資產替代家庭總資產，是一個更好的福利度量是一個更好的福利度量指標。

基金項目：重慶市社會科學規(guī)劃項目（2013PYYJ13）；重慶三峽學院校級重點項目（13ZD15）。

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[5] 白永秀，馬小勇.農戶個體特征對信貸約束的影響：來自陜西的經驗證據(jù)[J].中國軟科學，2010（09）：148-155.

第9篇：家庭金融理論范文

【關鍵詞】 家庭特征； 金融機構； 信貸配給

中圖分類號：F832.4 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2014）07-0053-04

一、引言

信息不對稱和交易成本導致農村正規(guī)金融機構對農戶的信貸配給是一個普遍現(xiàn)象（Jaffee & Russlle，1976；Stiglitz & Weiss，1981；Williamson，1988）。近年來，國內學者對金融信貸配給研究主要圍繞信貸配給對農村經濟和農村信貸市場的影響來展開。其中，研究信貸配給對農村經濟的影響主要從對經濟發(fā)展的意義、造成的經濟影響等方面（林毅夫，2000；徐忠、程恩江，2004；鐘笑寒、湯荔，2005；張龍耀、江春，2011）。研究影響農村信貸市場主要從微觀角度展開實證研究（朱喜、李子奈，2006；褚保金等，2009；李慶海等，2012）。

這些研究無疑非常重要，它們有助于我們了解農村金融市場，特別是正視信貸市場的現(xiàn)狀，并為破解當前農村金融困境和尋求合適的改革方案提供了思路。但是這些研究沒有很好地探討申貸農戶的家庭特征與金融機構的信貸配給行為的關聯(lián)性。事實上，申貸農戶的家庭特征是正式金融機構作出信貸供給行為非常重要的參考信息，金融機構在貸款發(fā)放前，都要依據(jù)申貸農戶的家庭特征及以往的信貸記錄對申貸農戶的信用進行審查，如果信用審查結果不好，金融機構自然會對農戶進行信貸配給并據(jù)此確定信貸配給的程度?；诖?，本文將嘗試彌補這方面的空白。

二、理論模型

四、實證分析

（一）數(shù)據(jù)說明

數(shù)據(jù)來源于2011年初筆者在山東泰安農村地區(qū)收集，采用了三階段分層抽樣策略。第一階段，按照不同經濟發(fā)展水平采取分類抽樣的方法，隨機選擇了山東泰安的兩個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，分別是滿莊鎮(zhèn)和伏山鎮(zhèn)；第二階段，在每個所選的鄉(xiāng)鎮(zhèn)中再隨機抽取兩個村，共計四個村，分別是滿莊鎮(zhèn)的曹家寨村和新莊村，伏山鎮(zhèn)的馬家廟村和朱家莊村；第三階段，在每個被抽取村莊中隨機選擇50～70戶農戶發(fā)放問卷或入戶調查，共問卷220戶。數(shù)據(jù)庫中，收集了這些農戶2006—2010年間的金融信貸活動、家庭基本情況等方面的經濟社會數(shù)據(jù)。這些農戶中，未參與金融信貸調查、未在2006—2010年間向金融機構申請貸款的農戶有30戶，在此期間向金融機構申請信貸的190戶農戶中有19戶提供的信息不全，因此，本文分析中將這些農戶剔除掉。最終本文采用的樣本農戶為171戶。其中，102戶遭受金融機構的信貸配給，占總樣本的59.6%，這同我國大部分學者的研究，即中國農戶受到信貸配給的程度至少在50%以上的情況相吻合（田俊麗，2006）。在遭受信貸配給的農戶中，84戶遭受完全信貸配給，占總樣本的49.1%；18戶遭受部分信貸配給，占總樣本的10.5%，這表明農戶遭受的信貸配給主要是完全信貸配給，這一點也同國內許多學者（例如李慶海等，2012）的調查相類似；其余69戶的信貸申請均獲得滿足，不存在信貸配給。

（二）變量選擇

本文所用的被解釋變量是：信貸配給的程度是多少？這一變量是連續(xù)變量（Continuous Variable），用Level表示。解釋變量反映農戶的家庭特征，主要有：（1）農戶自有的土地規(guī)模（Land）。作為最基本的生產資料，承包的土地規(guī)模在一定程度上能夠衡量信貸農戶的期望收益。（2）農戶信貸前的家庭全部資產的市場價值（Asset），包括房屋，土地，銀行存款，農機具，農產品等。家庭資產值越大，其可被用作抵押、擔保的資產就越多，農戶受到信貸配給的可能性越小。（3）戶主的受教育水平（Education），一定程度上可以代表信貸申請農戶家庭的綜合能力。（4）戶主的性別（Gender）也是非常重要的變量，國外學者Fletschner & Kenney（2011）的調查研究發(fā)現(xiàn)，女性借款者信用往往好于男性借款者，因此，戶主為男性的家庭可能較戶主為女性的家庭更容易遭受金融機構的信貸配給。（5）戶主的年齡（Age），可以在一定程度上代表農戶家庭的家庭結構，農戶的家庭結構越年輕，其農業(yè)生產能力和效率相對要好些，從而較少遭受信貸配給。（6）農戶家庭農業(yè)勞動力總數(shù)（Labor1）。顯然我國目前勞動密集型的農業(yè)生產方式決定了一個家庭勞動力越充裕，農業(yè)生產的期望收益才會越高。（7）農戶家庭外出務工勞動力總數(shù)（labor2），外出務工勞動力越多意味著農戶家庭收入來源越多，抗擊風險能力就越強，有助于信貸的償還。（8）農戶家庭無勞動能力成員總數(shù)（Nonlabor）。相對于勞動能力，無勞動能力通常意味著無法創(chuàng)造財富。因此，家庭成員中無勞動能力成員人數(shù)越多，就意味著家庭消費支出越大，這樣的家庭遭受信貸配給的可能性也越大。（9）戶主是否具有非農專業(yè)勞動技能（Skill）。作為一家之主，在我國農村地區(qū)戶主通常意味著家庭經濟的頂梁柱，因此戶主具有非農的專業(yè)勞動技能意味著這樣的家庭獲取財富途徑和手段多元化，這樣的家庭也可能較少遭受信貸配給。表1給出了所有變量的定義、說明及統(tǒng)計特征。

（三）實證結果分析

農戶家庭特征對信貸配給程度影響的估計結果見表2。實證分析表明信貸申請農戶家庭自有土地面積（land）對金融機構信貸配給度有極顯著的負向影響，即農戶家庭自有土地面積越大，遭受金融機構信貸配給程度的概率越小；農戶家庭自有土地面積越小，遭受金融機構信貸配給程度的概率越大，這與褚保金等（2009）和李慶海等（2012）的研究結論一致。他們的經驗分析表明農戶的耕地面積對其受到金融機構信貸配給的概率有統(tǒng)計上顯著的負向影響。同時，這一發(fā)現(xiàn)也說明金融機構對信貸資金的供給更傾向于種植大戶。另外，戶主的年齡（age）對金融機構對其的信貸配給程度有著顯著的正向影響，即戶主年齡越大，越容易遭受信貸配給；戶主的年齡越小，越容易獲得金融機構的信貸供給，這與褚保金等（2009）和朱喜等（2009）的研究結論一致。他們發(fā)現(xiàn)農戶戶主的年齡對金融機構的信貸配給決策有顯著的負向影響。

研究結果表明農戶的其他家庭特征變量如戶主的教育水平、年齡、是否具有非農專業(yè)勞動技能，農戶家庭農業(yè)勞動力人數(shù)、非農勞動力人數(shù)和無勞動能力人數(shù)等對金融機構信貸配給程度的影響不顯著，這反映出調查地區(qū)的正規(guī)金融機構對上述變量不敏感，可能的原因是正規(guī)金融機構并沒有把向農戶提供貸款真正作為自己的經營方向，而且其在信息收集成本方面也較高，因此沒有動力去了解或評估樣本農戶的信用狀況。

農戶的家庭資產市場價值大小也沒有顯示出顯著性，這雖與以往的研究結果顯著反映了家庭資產價值越高的農戶很少遭受信貸配給不同，但卻暗示調查地區(qū)樣本農戶的家庭資產價值主要由其擁有的土地和建于宅基地上的住房市價構成的事實。由于中國農民只擁有土地的使用權，正式金融機構無權在農戶違約時沒收其土地和宅基地（含住房），因此，土地的抵押功能基本無法實現(xiàn)，因而無法提高金融機構的資金供給意愿。

五、結論與啟示

本文運用山東泰安地區(qū)農戶調查數(shù)據(jù)分析了農戶家庭特征對金融機構的信貸配給程度的影響。本文發(fā)現(xiàn)，樣本農戶中有59.6%受到了正規(guī)金融機構的信貸配給；戶主的年齡和農戶家庭自有的土地面積對金融機構信貸配給程度分別有著顯著的正向影響和負向影響，其中，農戶家庭自有土地面積有著極顯著的影響（1%水平顯著）。因此，在農村地區(qū)，能夠減低農戶受到信貸配給的最重要因素便是農戶自有的土地面積，這一代表農戶未來收益率的數(shù)值越大，越能降低農戶受到信貸配給的概率。

本文的結論也為我國農村金融改革提供了重要啟示。未來我國農村金融改革深化離不開農村土地制度的改革。我國當前法律明確禁止農業(yè)用地和宅基地進行抵押或者轉讓，這導致農戶在信貸申請中能夠提供給金融機構的抵押物相當有限，以至于相當部分涉農貸款只能開展小額信貸業(yè)務，雖然此類金融產品符合我國農村基層的信貸生態(tài)環(huán)境，但從建立現(xiàn)代金融業(yè)的理念看其成本收益比不佳，而且無法滿足種養(yǎng)大戶和農業(yè)產業(yè)化經營對資金的有效需求。因此，如果允許農戶將土地作為抵押品進行融資，那么金融機構會更主動地開展涉農貸款業(yè)務，因為相對于其他抵押品而言，土地無論是在價值穩(wěn)定性還是市場接受程度上都較高，能極大地降低銀行的信貸管理風險，進而可以發(fā)展出具備可持續(xù)性的農村金融商業(yè)模式。總之，鑒于目前農村金融市場上信貸配給現(xiàn)象依然嚴重，除了繼續(xù)加大農村金融體制自身改革以外，農村金融體制的進一步改革也需要同農村土地產權改革結合起來。

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