作者：张世晓单位：湖北经济学院
我们认为环境金融创新将是包括金融机构、金融工具、金融模式、金融市场、金融交易制度等多层次、多方面的创新活动，如“碳金融”创新交易实践就包括了金融工具、金融市场、国际金融合作等多领域的创新。此外，除了在银行信贷、资本市场和保险市场领域里进行环境金融创新以外，还可以运用包括环境产权交易市场、中小环境科技企业融资、环境知识产权抵押融资以及环境基金、风险投资、海外资本市场、中小企业集团债券等环境金融创新形式。[10][14][15]另外，人们对环境问题的关注也会导致一项企业或项目因为忽视环境、资源和生态因素而遭受谴责、处罚、成本增长甚至失败，如小火电、小造纸、小化工等企业因环境污染、资源浪费被关停，这一过程会给金融机构融资资金带来风险。因此，在一般传统融资项目中，金融机构也需要针对环境需求、环境影响和环境监管的变化进行项目评估和业务操作层次上的创新。金融机构的环境金融声誉理论模型Tadelis（1999）的研究指出，声誉对企业而言至关重要，其形成需要长期积累并付出艰辛努力，是具有价值的企业最主要的无形资产类型。DunbarandSchualbacb（2001）的研究认为，声誉是企业可持续发展的关键因素。企业声誉源于客户、供应商、投资人和政府等各利益关联者对企业的综合评价，一般来讲，企业产品和服务质量、收益状况、诚信状况对企业声誉有着重要影响。随着环境保护与企业社会责任观念的提高，人们开始越来越注重企业履行环境保护等社会责任意识和能力，因而企业履行社会责任越来越成为形成其声誉的重要影响因素。Fombrun（1990）的研究就认为企业社会责任履行的意识与能力已经构成对其声誉形成的重要影响。BrownandDacin（1997）的研究认为，企业社会责任的履行影响企业声誉，并因此影响消费者对企业形象和企业产品、服务的认同与选择。SenandBhat-tacharya（2001）、MohrandWebb（2005）等学者的实证研究也得出了类似的结论，企业社会责任履行状况影响企业声誉，从而影响消费者的市场选择行为及价格定位。[16]与一般企业比较，品牌和声誉等无形资产对于从事信用业务的金融机构而言具有尤其重要的意义。因此，金融机构需要利用一切机会树立客户信心和政府监管信任，除了保持经验安全、防范风险意外，随着人们对金融机构社会责任要求的提高，充分履行社会责任也是金融机构树立品牌形象、积累良好声誉的重要方面。金融机构环境保护意识和环境保护行为属于金融机构的重要社会责任，金融机构的环境意识与行为除了影响其金融创新市场选择之外，一项重要的影响是其企业品牌声誉，并潜在地影响其市场地位、产品定价和长期竞争能力、可持续发展能力。实践中，“赤道原则”为金融机构履行环境保护社会责任制定了基本原则。履行环保社会责任的金融机构必然能够树立负责任企业的形象，从而提升企业声誉，取得消费者市场选择和政府监管的充分信任，提高金融机构的品牌价值，间接为企业创造收益积累基础条件。因此，金融机构的环境金融业务一方面需要从市场角度进行金融创新，另一方面也应从社会责任和企业声誉角度形成环境行为的自我道德约束。政府的公共环境金融理论模型政府公共支出的主要收入来源为税收等行政渠道，但税收等形式的政府财政收入受到税法和区域经济发展状况的制约，各个区域政府年度财政收入是有限的，在需要增加开支的情况下可以通过发行债券等金融渠道筹集资金，以获得政府资金在时间和空间上的再配置，我们可以将政府这种通过金融渠道筹集资金并用于公共支出的方式称为公共金融。传统经济学理论认为环境属于公共品的范畴，需要通过政府财政形式的公共支出来保障供给。但是，我们认为政府公共财政配置社会资源的能力是有限的，即便是完全需要由政府负责提供的环境公共品，也可以通过金融的方式获得更多的资源配置，以政府和金融的共同力量结合使环境产品与服务获得更充足的供给，在时间与空间上提高资源在环境领域里的配置效率。政府可以通过向公众或商业银行发行环境治理债券等金融形式筹集资金以保障环境投入，我们将这种由政府以金融方式进行的环境投入称为公共环境金融。我们认为政府尤其是区域政府可以运用公共环境金融并按照各区域的环境需求进行投入，通过区域环境质量的提高吸引各方面投资并使本区域各项要素增值，增强区域的要素吸引力和综合竞争力，从而带动财政收入增长，偿还环境金融融资资金。[18]根据以上的理论分析并结合区域性视角，我们下面的实证分析将基于以下假设：假设1：区域金融发展状况与区域环境质量具有关联性，即区域金融发展会通过直接和间接方式对区域环境质量产生负面或积极的影响。这一假设暗示，如果在区域金融发展中金融机构与金融活动的各个环节没有环境因素的关注，则会对区域环境质量产生负面影响；如果通过金融视角和金融环节关注环境、制约环境损害行为、激励环境改善，则有利于区域经济、社会关注环境问题，有利于环境事业获得更多的资源配置，有利于减少环境污染事件的发生。假设2：区域环境金融投资能够对区域环境质量产生影响，即通过金融方式筹集资金对环境领域的投资能够对改善环境质量产生影响。传统理论认为环境治理主要是政府的公共责任，财政投入是环境质量改善的主要资金来源，尽管已经存在金融来源的环境资金投入，但是环境金融投资对环境改善的作用程度必然受到其规模和方式的制约。因此，这一假设事实上暗示如果环境金融尚未对环境质量改善发挥明显的促进作用，需要通过金融创新的方式使环境事业能够更多地利用金融这种市场化程度相对较高的融资渠道获得更充足的资源配置。假设3：环境金融具有区域性特征，即处于不同经济区的省、区、市环境金融规模与形式存在区域差异性。环境金融应与经济、社会发展阶段、社会对环境问题的认知程度、市场化水平、公共服务能力等因素相关，中国不同经济区域的发展水平存在较大的差异性，因而环境金融在不同经济区域的发展水平应存在差异性。
国家统计局的统计年报以及国家环保局的环境统计年报对于环境质量和环境污染状况的统计主要包括气体污染物、水体污染物和固体污染物产生与排放量等指标，我们认为其中空气污染影响企业生产和居民生活，涉及范围最广，是最具综合性的环境质量指标。空气质量指标中“二氧化氮含量”的来源既包括工业源又包括生活源，主要由广泛使用的石油、天然气和煤炭等燃烧产生，而且是国家统计局城市空气质量指标中的氮氧化物含量指标，能够较为综合地反映区域环境质量。因此，我们选取“二氧化氮含量”指标表示各区域的环境质量状况。需要说明的是，“二氧化氮含量”指标表明的是环境受污染的状况，因而其为负向指标，即该指标越低表明环境状况越优，反之亦然。“人均区域金融业产值”综合反映了各类金融产业、各类金融业务的发展水平，较能综合反映区域金融发展状况，因此我们选择这一指标作为代表区域金融的解释变量。数据来源为中国国家统计局2008年度中国统计年鉴公布的包括内地29个省、区、市（由于数据缺少而没有包括青海、2省、区，以下相同）的相关数据，未加特别说明的数据时间均为2007年度。我们建立如下式（1）的计量分析模型：（式略）其中：Q代表以“二氧化氮含量”表示的区域环境质量水平；F代表以“人均区域金融业产值”表示的区域金融发展水平。从实证检验的结果中我们发现，区域金融发展水平在5%水平上对区域环境质量水平有较为显著的解释作用，对于我们的基本假设1，实证检验结果首先表明区域金融发展状况与区域环境质量有着较为显著的关联性；其次，我们发现解释变量“区域金融业产值”指标的回归系数为正值，由于环境质量指标“二氧化氮含量”为负向指标，因此说明区域金融发展尚未将环境问题作为重点考虑的因素，目前的金融活动没有重视环境因素，金融机构尚未在其业务活动中将环境作为关注目标，金融机构和金融活动无论通过自身的直接作用或是通过其融资业务的间接作用都对环境产生了负面影响。这一检验结果证实了我们的假设，目前的金融机构和金融活动对环境产生了一定程度的直接或间接影响，提示我们可以从金融角度关注环境问题。环境金融的区域环境质量效应实证分析中国目前各区域针对环境治理的各项投资来源中，来源于金融方面的投资是否对区域环境质量改善做出了显著性贡献是我们关注金融影响环境问题的又一个主要方面。因此我们将进一步对中国区域环境金融投资状况对区域环境质量的影响进行实证分析。实证分析将以区域环境质量作为被解释变量，以区域环境金融投资水平作为解释变量。我们仍然采用空气“二氧化氮含量”表示区域环境质量；采用中国国家统计局2008年度中国统计年鉴公布的各区域2006年度工业污染治理投资来源数据，以“排污费补助”、“政府其他补助”、“企业自筹”和“银行贷款”等形式的环境投资，各投资来源指标均采用各区域的人均数据，“银行贷款”即环境金融形式。需要说明的是，我们所采用的区域环境质量水平指标为2007年度数据，区域环境金融投资指标为2006年度数据。我们认为，区域环境金融投资对区域环境质量产生相应的影响存在1年的时滞是合理的。我们建立如下式（2）的计量分析模型：（式略）其中：Q代表以“二氧化氮含量”表示的区域环境质量水平；Fj（j=1,2,3,4）分别代表“排污费补助”、“政府其他补助”、“企业自筹”和“银行贷款”等形式的环境投资，F4即为我们要检验的环境金融投资。数据检验结果见表2。从表2所显示的实证检验结果中，我们发现工业污染治理投资来源4项指标中，“排污费补助”和“政府其他补助”两项来源于政府公共支出的项目，分别在10%和5%水平上对区域环境质量水平具有较为显著的解释作用，而“企业自筹”和“银行贷款”来源的投资对环境质量的影响作用均不显著。表明区域环境质量改善投资主要依靠政府投入，环境金融尚未对区域环境质量改善做出显著性贡献。同时，由于我们所采用的表示环境质量水平的指标空气“二氧化氮含量”为负向指标，而政府投入中发挥最显著作用的“政府其他补助”对环境污染程度指标的影响为正，说明各区域政府的环境投资仍为被动模式，是迫于环境压力而采取一定的补救措施，公共环境影响行为处于起步阶段；同时，这一检验结果也暗示中国各区域未来需要向统一环境投资规划、环境风险防范、预先环境投入、优化环境质量主导的环境投资主动模式转变，以提高环境投资及环境影响行为的效率，降低环境投资和环境影响行为的成本。环境金融的区域效应实证分析尽管我们的上述实证检验显示中国各区域环境金融投资尚未对各区域环境质量改善产生显著性影响，但是由于中国不同区域间经济、社会、金融发展水平存在较大的差异性，因此我们仍然关心各区域间环境金融投资水平是否存在显著的差异性，即发达区域是否已经先于欠发达区域开始重视环境金融的投入，从而检验我们基于基本理论分析对于环境金融区域性特征的认识和假设。实证分析将以区域环境金融投资水平作为被解释变量、以表明各经济区域性特征的虚拟变量作为解释变量。区域环境金融投资水平以上述工业污染治理投资来源中的“银行贷款”指标各区域人均额表示；区域虚拟变量则包括表示东部、中西部区域的虚拟变量等反映区域性特征的相应指标设定。我们采用虚拟变量的形式来表示不同的经济区域特征，将青海、外的中国内地29个省区市划分为东、中西部2个区域①，分别以RGi（i=1，2）表示东部和中西部虚拟变量，则有：（式略）依据前述理论分析和基本假设，我们建立环境金融区域效应分析的计量模型以对理论分析、模型和基本假设进行检验。我们基于年度时点水平建立基本计量分析模型如下式：（式略）区域环境金融投资的东部效应和中西部效应均达到10%的显著性水平；东部经济区域虚拟变量的回归系数为正，中西部经济区域虚拟变量的回归系数为负，说明东部区域的区域环境金融投资水平普遍明显高于中西部区域。尽管实证分析第二部分的检验结果表明，目前中国区域环境金融尚不能对区域环境质量产生显著性影响，但是环境金融区域效应的实证检验仍然表明环境金融具有显著的东部、中西部区域效应，即东部省市区域的人均环境金融投资额普遍显著性高于中西部省、区、市。一方面，东部区域的经济发展仍属以制造业主导的粗放型经济，对环境和资源的消耗也带来了对环境治理投资的相应需求；另一方面，东部区域随着经济、社会的领先发展已开始更多地运用金融方式增加对环境的投资，改善和优化经济、社会发展的环境条件。
中国当前阶段环境金融总体未对环境质量改善发挥显著性作用。根据理论分析，我们认为金融机构和金融活动可以通过环境金融创新、金融机构环境金融声誉、政府公共环境金融等多个方面、多种形式对区域环境建设和区域环境改善产生影响。首先，对于能够私人化的环境需求，可以进行环境金融的商业模式创新，以更加多样化的形式使企业、个人的环境需求以一般商业金融方式得到满足，并形成正常的商业金融循环模式，类似实践中《京都议定书》配额项下的碳金融交易形式等在形成环保新机制的同时也在促进金融创新和开辟金融业务新领域。其次，对于正常的融资活动，基于市场声誉的考虑，尤其是在未来中国金融机构和金融业务国际化过程中，金融机构需要增强其环境领域里的社会责任意识，遵循国际间已经达成一致的环境保护共识，形成系统的环境风险评估体系，金融监管部门也可以对金融机构的环境影响做出评估并制定相应的强制性规范，对金融机构的环境影响行为进行有效约束、公共监管以及激励。再次，对于政府财政所承担的公共环境供给，可以通过政策性环境建设金融或商业性环境建设金融补充政府财政在环境投入方面的资金不足，也可以采用发行环境建设公债等融资方式，利用环境改善所带来的未来公共收益偿还融资。
关键词：金融深化；农村家庭；金融市场；金融资产
文章编号：1003－4625(2009)04－0013－05中图分类号：F830.6文献标识码：A
一、引言
金融抑制在农村普遍存在，一个稳定有效的农村金融体系的缺失使金融抑制更为明显。利率管制、金融市场分割和行政干预等金融抑制问题严重阻碍了经济的协调发展和社会福利的改进(麦金农，1973；肖，1973)。发展中国家农村信贷市场的效率非常低下，农户金融抑制的程度相当地严重(stiglitzandWeiss,1981，Carter,1988；AniiniKoehar，1997；JeremyD.Fohz,2004)。金融机构支农动力不足、金融机构投资的两极分化、农村资金外流与金融市场的准入限制等方面的金融抑制特征(吴敬琏，1997；谈儒勇，1998；何广文，2001)严重阻碍了农村经济发展与农民收入的提高，导致农村家庭大量的福利损失(李锐和朱喜，2007)。金融深化是解决金融抑制的有效途径，农村金融是中国金融市场的一个组成部分，通过发挥金融的基础性支持作用，大力推进农村金融体制改革，发展农村金融市场，提高和改善农村家庭参与金融市场的机会，降低参与成本，让金融为广大农村家庭服务，2006年的诺贝尔和平奖授予孟加拉国经济学家尤努斯和他创办的乡村银行就是成功的例子。好的投资使人们受益，高生产率可以带来富裕，只有有效的金融体系才能将资金配置在好的投资机会上，为了实现这一目标，贫困国家必须终止金融抑制，促进金融深化(米什金，2007)。
在解决金融抑制、促进金融深化的背景下，我国农村家庭的资产配置和参与金融市场的程度体现了金融深化给农村家庭带来的经济福利的提高。农村家庭参与金融市场的影响因素有哪些?对于农村家庭，什么因素对其从事高风险投资的影响较为显著?
影响农村家庭参与金融市场的因素不一而足。在经济人假设前提下，根据现资组合理论，人们会根据风险差异对资产进行配置，并且安全资产和风险资产配置的区别只在于投资者风险偏好上的差异。但是，实际上，有限参与问题始终是一个现实的悖论，无法得到满意的解释。针对美国居民的投资研究也证实了这一点，上世纪80年代末美国只有四分之一强的人参与股票市场和持有股票，到上世纪90年代末的时候，在美国最富有的10％的家庭中持有股票的比例也只有85％(Guo,20011121)。根据2001年中国人民银行对50个大中城市家庭的金融资产结构的调查，中国家庭84.5％的流动资产投在银行储蓄账户上，7.7％投在股票，5.8％投在债券，1.7％投在各类保险上。已有的家庭金融文献研究集中在城市家庭主体，对农村家庭金融市场参与状况的研究相对缺乏。
二、数据来源与分析
(一)数据来源与问卷调查
本研究是由清华大学公共管理学院课题组开展与进行，在文献研究的基础上设计了问卷调查的初稿。正式问卷调查于2007年7月份(浙江金华)和2007年9月份(四川南充)进行。问卷调查采用分阶段和随即抽样的方法，第一步，对浙江金华和四川南充下辖的所有县(市、区)都进行调查；第二步，对每个县下辖的所有乡镇进行问卷调查；第三步对每个乡镇下辖的所有行政村进行调查；第四步对每个行政村根据人口数量和总问卷数量进行按比例分配问卷，问卷对象在农村家庭间随机发放。问卷填写的对象是农村家庭的户主(可以是男性也可以是女性)，根据农村家庭实际，规定户主年龄在22岁到60岁之间。
在浙江省金华市所辖的10个县(市、区)共发放问卷1592份，由清华大学课题组、金华市卫生局联合开展，回收有效问卷1350份，有效回收率为85％，接受调查的男性户主为占57％，女性户主占41％。在四川南充市的9个县(市、区)共发放2000份，由清华大学课题组、南充市卫生局、南充市统计局联合开展，回收有效问卷1825份，其中男性户主比例为89％，女性户主比例为11％。
(二)描述统计与分析
第一，农村家庭特征。表一是对东西部农村家庭年龄、性别与家庭人口等特征的描述。
对于年龄，因为农村家庭的收入主要是根据家庭劳动力的状况来决定的，本次调查根据农村家庭的实际状况设计了户主年龄涵盖的范围从22岁到60岁，从问卷的统计情况看，金华市农村家庭户主年龄的均值为42岁，年龄的偏度和峰度都在合理范围内，说明样本具有代表意义。南充市农村家庭户主的年龄均值为48.11岁，比金华市要多出近6岁，但都在40－50岁之间。中年户主家庭在农村是创造财富和进行投资的主要家庭，不仅在收入上是创造财富的主体，而且在投资决策上也是主体。对于户主的性别特征，从两个地区的峰度值可以看出，东部地区农村家庭的户主男性略多于女性，而在西部地区农村家庭的户主绝大部分则是男性。家庭人口数量多少，一方面反映了家庭的支出负担大小，家庭人口多的家庭用于生活、教育方面的支出要比其他家庭要多，在收入差距不是很大的情况下，家庭负担就成为影响家庭进行资产配置和参与金融市场的因素之一，从两个地区的比较看，在家庭人口方面非常接近。
第二，财富效应假设对农村家庭资产配置的影响。由于金融市场的深化、资产价格的上涨和国家诸多惠农政策的实施，农村家庭的财富与家庭收入增长幅度加大。财富与收入的增长直接带动资产需求的上升，家庭资产分为实物资产与金融资产，财富效应就会直接体现在实物资产组合与配置的变化上。家庭金融研究将房产投资作为重要财富，通过房产投资来实现财富增长，但是对农村家庭房产只是生活物品，极少作为投资对象，因此本文不是用财富存量而是用家庭年收入财富流量来测试财富效应。
第三，人力资本假设与农村家庭健康状况对资产配置、金融市场参与的影响。依据已有的人力资本理论，劳动者的人力资本存量主要由健康、知识、技能和工作经验等要素构成，但唯有其中的健康存量，决定着个人能够花费在所有市场活动和非市场活动上的全部时间。因此医疗服务投入一直被视为最重要的健康投资指标。随着农村经济的发展与收入提高，农村的收入差距和投资差异更加明显，在考虑农村家庭金融市场参与时，将农村家庭的医疗支出纳入到研究中来，更符合农村的实际。
由问卷统计结果在安全性很高、收益很低的银
行存款上，不同医疗支出的农村家庭持有比例相近，差别不明显，但是在股票这种高风险的资产上差别很大，随着医疗开支的增大，持有比例从9％降到1％。对于西部农村家庭的健康状况(用家庭医疗支出占家庭收入的比例来替代)在不同的医疗支出水平上，农村家庭的资产配置差异不大，在不同的医疗支出水平上，农村家庭安全型金融资产的配置比例都很高，均接近95％，但是对于风险型金融资产，西部农村家庭的配置比例都非常低，在1％－4％之间。
第四，金融深化与金融资产回报率。金融抑制的一个明显特征就是政府对存贷款利率的上限实行强制规定(麦金农，1973)，因为利率的压制会限制金融业的发展，对资产的有效配置产生较高的成本。通过金融资产投资回报率从原来的单一化到多层次的转变可以反映出金融深化的过程与效果。金融深化的程度也决定了农村家庭在资产配置与金融市场参与上有了更多的机会与选择。
三、Logit回归模型与农村家庭参与金融市场的决定因素分析
(一)变量选择及确定
因变量的选择与界定。农村家庭的资产分为两大类，实物资产和金融资产，农村家庭金融市场参与情况通过其风险程度不同的金融资产配置来体现。对于金融资产来说，根据风险程度的差别，也可以分为两类，一类是银行存款，这类金融资产的收益性低但安全性高，另一类是风险高的金融资产，包括股票、基金和债券等，其中尤以股票投资为代表，这类投资风险程度高，但收益率高，因此这两类金融资产在风险性和收益性上有很大区别。对于金融市场参与的情况根据农村家庭购买金融资产来考察，只拥有安全性高、收益率低的银行存款取值为0，拥有风险大、收益率高的股票等金融资产取值为1，这样也把农村家庭参与金融市场的情况设计为二分类变量。
自变量的选择与界定。在参考和借鉴Campbell(2006)、李涛(2006)和吴卫星、齐天翔(2007)的研究基础上进行自变量选择。第一，在家庭金融投资理论中普遍认为家庭投资存在财富效应假设，即财富的多寡对家庭投资活动产生重要影响。本文用家庭收入来代替家庭财富，一个家庭的年收入更能代表家庭的经济状况与未来的预期收入。本文对农村家庭年收入进行了分组，根据东西部家庭收入的实际差别，将东部的农村家庭分为六个组(0－2万元，2－3万元，3－5万元，5－7万元，7－9万元，10万元以上)，并进行了虚拟变量处理，为了验证财富假设将最低收入(即2万元以下)的家庭作为参照；将西部的农村家庭年收入分为四个组(0－1万元。1－2万元，2－3万元，4万元以上)，做虚拟变量处理后将0－1万元收入家庭作为参照。第二，家庭金融研究中存在人力资本假设，即家庭的经济状况与发展是由家庭人力资本的状况决定的，对农村家庭来说就是劳动力的健康状况，考虑到当前重大疾病对农村家庭带来的重负甚至因病致贫或返贫，用医疗支出占家庭收入比例表示人力资本状况，本文将医疗支出比例分为三个组，5％以下、6％－15％和16％以上，做了虚拟变量处理后将16％以上作为参照。第三，解决农村金融抑制，促进金融深化，推动农村金融市场发展是提高农村家庭参与金融市场分享金融深化带来的社会福利普遍提高的重要途径。农村家庭参与金融市场的数量与渠道可以反映金融深化的程度，同时金融深化最直接的体现就是金融产品定价的合理，金融资产回报率就可以反映金融产品的多样性和定价的合理性，因此本文用金融资产回报率来反映金融深化的水平。将金融回报率分组，收益率4％以下、5％－8％和9％以上，并做了虚拟化处理，忽略了收益率在4％以下的组别作为参照。
控制变量的处理与界定。除了主要考察财富效应假设、人力资本假设和金融深化的程度三个影响农村家庭资产配置与金融市场参与的主要因素，家庭的其他特征也会影响其投资选择。本文还将家庭户主的性别、家庭人口数量、家庭户主的受教育程度等因素作为控制变量进行研究。由于家庭金融研究中针对不同年龄投资者普遍存在的年龄效应，本文将户主年龄分成四个组(22－30岁，31－40岁，41－50岁，51－60岁)做了虚拟变量处理，将51－60岁的户主家庭作为参照。此外，性别做了0、1变量处理，男性为1，受教育程度和家庭人口是定序变量。
(二)模型结果
根据上面的变量选择和模型设计，可以建立农村家庭金融市场参与的LOGIT模型。模型一和模型二是东部农村家庭金融市场参与决定因素的模型结果，模型三和模型四是西部农村家庭金融市场参与的模型计算结果。统计软件使用SPSS13.0进行运算。
实证结果显示，对于东部地区农村家庭金融市场参与的决定因素方面，首先家庭收入方面除了在2－3万元的家庭的影响不显着之外，其他不同收入水平对农村家庭参与金融市场均有显著影响(且显著水平均为0.01)，收入对参与金融市场的影响逐级提高，从发生比(odds)看，对于不同收入家庭(3－5万元，5－7万元，7－9万元，10万元以上)，进行风险性金融资产投资的概率分别是只投资安全性金融资产的2.0、3.4、4.9和5.2倍。其次医疗支出方面，医疗费用占家庭支出比例在5％－15％区间时，家庭成员是否患病对家庭参与金融市场的影响显著(显著水平为0.05)。再次，金融回报率的高低对于农村家庭参与金融市场的影响非常显著。最后，将控制变量纳入到分析中，主要自变量对于参与金融市场的影响的显著性同模型五一致，不同的是，针对年龄效应，在参与金融市场方面，不同年龄对投资影响都不显著，性别和家庭人口也不显著，但是户主的受教育程度对于家庭的金融投资决定影响显著。
对于西部地区农村家庭参与金融市场的决定因素，首先在没有引入控制变量时，年收入在1－2万元和2－3万元的农村家庭积极参与风险性较高的金融市场，但是对于年收入在4万元以上的家庭对参与金融市场的影响却不显著。而在考虑到控制变量后只有年收入在2－3万元的家庭会积极参与风险性较高的金融市场投资活动。其次，无论考不考虑控制变量，家庭的健康状况即医疗支出比例对西部农村家庭参与高风险金融市场投资的影响均不显著。再次，从模型三、四的结果可知，金融深化程度越高，对农村家庭参与金融市场风险性较高的投资活动影响越为显著。最后，性别、年龄和家庭人口情况对其金融市场参与的影响均不显著，但受教育程度越高，则参与风险性较高的金融市场活动的程度越高。
四、结论与未来研究方向
农村家庭的投资行为研究尚待深入。当前我国正在大力推动农村金融改革来改善农村的金融环境，促进金融深化，提高金融发展给农村家庭带来的福利，因此对于农村家庭参与金融市场的决定因素进行实证研究极具现实意义。通过上面的描述与实证分析，对于东部地区与西部地区农村家庭金融市场参与的不同结果，结论如下：
第一，用家庭年收入来替代财富效应对农村家
庭投资决策的影响进行研究，结果验证了收入因素是导致金融抑制的一个重要方面，模型结果基本验证了金融市场参与的财富效应假设，但是在东西部的体现却存在差异。东部地区家庭年收入存在多层次现象，家庭投资活跃，而西部地区由于年收入普遍处于较低水平限制了其从事金融市场风险投资的能力，因此提高农民的收入水平特别是西部地区农村家庭的收入，缩小东西部经济发展水平和农村家庭收入上的差距是解决金融抑制的一个重要途径。从模型结果看，东部地区和西部地区农村家庭金融市场参与方面，东部地区存在明显的财富效应(随着收入的提高，参与金融市场的能力越强，这一点可以从回归系数的值越来越大得到验证，同收入在2万元以下的家庭相比，只有2－3万元的家庭影响不显著，其余组别的家庭都非常显著)，但是同最低收入家庭(1万元以下)相比西部地区农村只有中间收入的家庭(1－2万元和2－3万元)对金融市场参与影响显著，而最高收入的家庭却影响不显著。因此虽然财富效应得到了结果支持，但是在东西部地区的差异性影响还有待于进一步研究和提供解释。
第二，本文用家庭医疗支出比例来考察人力资本效应对金融市场参与的影响。回归模型的结果表明，东部地区农村家庭当医疗支出比例在5％－15％时家庭从事风险性高的金融市场活动会受到显著的影响，但对西部家庭医疗支出无论处于哪个消费区间都对农村家庭的金融市场投资活动的影响均不显著。根据人力资本假设，健康状况特别是家庭成员患了重大疾病，将对农村家庭的经济收入和投资活动产生重大影响。但是，这一假设没有得到充分的验证，这可能是由于样本选择的偏差(比如绝大部分接受调查的家庭没有人生病)，也可能是由于背后存在深层次的原因，需要进一步研究进行阐明。
关键词：环京津；文化产业；一体化发展：投融资
中图分类号：F830.5文献标识码：B文章编号：1007-4392(2012)02-0075-02
一、问题的提出
(一)京津文化产业合作的项目、投资优势发挥不够，对环京津文化产业带动作用还不明显
环京津文化产业资源丰富，张家口市作为环京津市之一，已建成“泥河湾文化、三祖文化、剪纸文化、边塞文化、商旅文化、近现代工商文化”六大品牌。环京津文化产业不仅资源丰富，而且各具特质，与京津文化产业互为补充，为京津文化产业的辐射和外溢提供了条件和空间。但调查显示。2009年、2010年和2011年1－10月份，张家口市文化产业项目分别为54个、61个和73个，文化产业项目逐年增加。同期，京津对张家口市文化产业投资项目只有7个、9个和13个，且主要集中在一些音乐、影视基地建设等项目。投资金额分别为0.21亿元、0.62亿元和1.05亿元，分别占张家口市同期文化产业总投资的3.5％、7.75％和11.67％。数据表明，京津对环京津地区文化产业的投资辐射仍处起步阶段，互动及一体化带动作用还不明显。
(二)环京津文化产业投资缺口大，文化产业投融资结构有待于进一步优化和改善
调查显示，2009年、2010年和2011年1－10月份，张家口市文化产业项目投资需求缺口分别为1l亿元、13亿元和16亿元，分别占投资需求的31％、33％和37％。同期，张家口市文化产业项目实际投资额分别为6亿元、8亿元和9亿元，其中财政投资分别占当年文化产业投资总额的19％、21％和22％，而京津同期投资分别只占到3.5％、7.75％和11.67％。仅依靠环京津地市有限的财政文化专项资金进行投资，每家文化企业得到的资金非常有限，难以从根本上解决文化产业的融资缺口。
(三)融资渠道不畅，制约了环京津文化企业进一步发展
调查显示，2009年、2010年和2011年1－10月份，张家口市文化产业项目投资需求分别为17亿元、21亿元和25亿元，同期，张家口市投入文化产业的信贷资金分别只有0.7亿元、1.2亿元和1.4亿元，信贷资金投入分别只占当年文化投资总额的11.67％、15％和15.56％，而民间投资也只占当年文化投资总额的10.11％、12.32％和12.85％。目前，金融机构针对文化产业项目的信贷产品少，投资规模小。同时，受企业规模限制，文化产业也难以在股票市场和债券市场融资。
(四)文化产业产值占比偏低，项目发展不平衡
据调查，2009年、2010年和2011年1－10月份，张家口市文化产业产值分别占当期GDP总值的2.33％、2.51％和2.86％。同时，文化产业项目发展也不平衡，例如，张家口市张北草原文化节等节庆文化及蔚县剪纸、康保二人台演艺文化已有突破性进展，其中蔚县剪纸年收入达到2.6亿元，但其它文化产业项目尚处于起步阶段，普遍存在产业层次不高、结构比较单一、基础设施不完善、规模比较小、产业链条短、品牌效应尚不明显、传统历史文化项目史料征集不足、项目精细度把握不够及文化创意产业特别是新业态产业比重较低等问题。
二、原因分析
(一)缺乏京津与环京津区域文化产业发展的统一规划和投融资互动体制
张家口市等环京津地市目前还很少有跨区域的文化产业规划和项目，也没有针对文化产业发展的金融合作框架和机制。京津与环京津地市对文化产业发展的重点定位和发展优势不清晰，而且由于没有跨区域的文化产业共享机制，因此也缺乏跨区域投资驱动机制。据调查，目前张家口市古长城等文化产业项目开发和修缮投资缺口大，但缺乏京津与周边地区的统一保护开发规划，缺乏互动合作机制。
(二)文化产业盈利模式不清晰，经营实体收入水平低，亏损面大
据调查，张家口市多数文化企业存在规模小，财务制度不规范和收入不稳定等问题。截至2011年10月末，张家口市文化实体企业2675家，其中经营亏损企业412家，亏损面达到15.4％。同时，文化产业盈利模式不清晰，文化产业收入不直接，多间接体现在旅游和餐饮业上，成为文化企业较难获得贷款和民间投资的重要原因。张家口市2011年1－8月份旅游收入59.76亿元，同比增长40％以上，相当于2010年全年收入，但文化产业收入仅为7亿元。
(三)文化产业传统抵押资产少，虚拟资产评估变现难
文化产业的产业创意性、知识性特点决定了它在资产抵押、信用担保、评级授信等方面难度大，大多数没有固定的有形资产，可用于抵押的固定资产少，而无形资产又难以进行评估，目前，张家口市没有文化知识产权评估和交易机构，这成为文化企业获取金融支持的最大障碍。而银行传统的信贷规则和决策机制更多是对实体经济做出判断，对文化企业发放信贷缺乏科学的调查、评估和决策机制。
三、政策建议
(一)建立环京津文化产业试验区，出台实验区文化产业发展规划
区分环京津地市文化产业特质和资源优势，明确文化产业优先发展定位，在试验区由国家部委牵头，大力推动重大文化产业项目、文化产业基地和区域特色文化产业群建设。
(二)加强文化产业和旅游产业合作，实现环京津文化产业与旅游产业深度融合
通过环京津文化产业与旅游产业深度融合，打造和建立环京津文化旅游精品景点和线路，打造文化产业合作投资赢利增长点。实现共同投资、利益共享，拓展文化产业日常收入渠道。
(三)打破文化产业投资行政区划束缚，实现文化产业投资区域化
鼓励环京津民间资本成立文化产业投资公司，制订支持民间资本投资文化产业的优惠政策。同时，在区域内鼓励设立文化产业投资基金、担保基金和贷款风险补偿基金。
(四)建立金融支持环京津文化产业一体化合作框架
环京津地区金融机构应通过合作，出台区域银团贷款合作机制，鼓励针对文化产业的信贷产品创新。积极支持文化产业公司兼并重组。同时，出台环京津区域财政支持文化产业实体通过资本市场融资的扶持政策。
