■李超偉，萬佳樂，秦海林

一、引言

收入與資產(chǎn)配置之間具有緊密聯(lián)系。家庭純收入的增加，會導(dǎo)致居民參與金融市場的概率增加（李濤和郭杰，2009）。收入增長不僅提高了股票市場的參與概率，還會對基金、外匯、期貨以及各類經(jīng)營投資活動等產(chǎn)生影響（馬莉莉和李泉，2011）。家庭收入影響居民風(fēng)險偏好，進(jìn)而影響家庭消費需求與金融資產(chǎn)配置，可以使居民擁有多元化的投資方式以及金融投資工具，進(jìn)一步優(yōu)化金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)和提高收入水平，并最終使不同收入水平的家庭存在投資傾向異質(zhì)性、風(fēng)險偏好異質(zhì)性和資產(chǎn)配置異質(zhì)性等。從研究成果中我們發(fā)現(xiàn)，很多學(xué)者從不同的側(cè)面研究了收入水平與資產(chǎn)配置影響關(guān)系，并且大致可以分為兩個方面。具體如下：

居民家庭收入水平對金融資產(chǎn)配置具有重要影響。造成家庭資產(chǎn)配置差異的部分原因是居民收入差距的擴(kuò)大，居民的收益性偏好選擇使得居民的資產(chǎn)配置逐步多元化，證券資產(chǎn)等風(fēng)險資產(chǎn)的比重逐步上升（吳衛(wèi)星等，2015）；勞動收入對于股票、債券以及現(xiàn)金配置有重要影響（Munk&Sorensen，2010)，收入的降低會影響金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，導(dǎo)致現(xiàn)金和存款的比重增加(李建軍和田光寧，2001）。

現(xiàn)實中家庭收入經(jīng)常受到經(jīng)濟(jì)形勢和金融政策的影響，這使得家庭收入面臨著各種風(fēng)險，因此很多學(xué)者藉此研究勞動收入風(fēng)險與資產(chǎn)配置的影響關(guān)系。勞動收入風(fēng)險的上升會迫使家庭降低風(fēng)險資產(chǎn)的配置比重，使風(fēng)險敞口降低（Angerer&Lam，2009）；收入風(fēng)險的提升會使家庭儲蓄增加，使風(fēng)險資產(chǎn)的配置比例降低，預(yù)防性動機(jī)增強(qiáng)（Cocco et al.，2005）；收入的不確定性使得人們更加偏好于流動性高的金融資產(chǎn)，且持有結(jié)構(gòu)比較單一（Cusio et al.，1996）。

綜上所述，學(xué)者已經(jīng)從不同角度對收入與家庭資產(chǎn)配置的影響關(guān)系做了理論分析與實證研究，但是一方面，他們僅僅從收入的水平差異進(jìn)行分析，對于收入結(jié)構(gòu)是否對家庭資產(chǎn)配置具有影響卻沒有給出細(xì)致周全的回答。不難預(yù)期，不同家庭的收入結(jié)構(gòu)是各不相同的，其金融資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)自然也是不同的。也就是說，即使兩個家庭的收入水平大致相同，如果一個家庭以工資性收入為主，另外一個以財產(chǎn)性收入與經(jīng)營性收入為主，由于后者的風(fēng)險偏好可能更強(qiáng)，配置風(fēng)險性金融資產(chǎn)的比重也較高，那么家庭資產(chǎn)類型中的金融資產(chǎn)配置的結(jié)果自然會大相徑庭。另一方面，家庭本身具有其異質(zhì)性，相比較家庭配置了哪些金融資產(chǎn)，個體更為關(guān)注的是家庭投資中個體所承擔(dān)的風(fēng)險是否獲得了對應(yīng)的超額回報，因此研究家庭資產(chǎn)配置的有效性顯然尤為重要，那么收入結(jié)構(gòu)與資產(chǎn)配置的有效性就更應(yīng)該予以重視。雖然吳衛(wèi)星等（2015）等學(xué)者對投資組合有效性進(jìn)行了相關(guān)研究，但是由于家庭收入結(jié)構(gòu)與投資組合之間的機(jī)制關(guān)系比較復(fù)雜，加之家庭的效用函數(shù)難以估計，所以評價家庭投資組合的有效性在實踐中依然面臨一定的困難，這也很大程度上導(dǎo)致收入結(jié)構(gòu)與家庭投資組合有效性的論文至今無緣得見。針對以上幾個尚未解決的問題，本文首先使用CFPS（2014）微觀數(shù)據(jù)研究家庭收入結(jié)構(gòu)對金融資產(chǎn)選擇的影響機(jī)制。其次，針對家庭投資組合有效性這一難題，利用家庭持有各類資產(chǎn)的權(quán)重以及資產(chǎn)在問卷期的市場表現(xiàn)，得到每一戶家庭的夏普比率，從而實現(xiàn)了對家庭投資組合有效性的刻畫。

二、數(shù)據(jù)說明及變量選取

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)是由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）實施的中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS），采用三階段不等概率的整群抽樣方式進(jìn)行設(shè)計，是一項綜合性的跟蹤調(diào)查項目，該調(diào)查分為個體、家庭、社區(qū)三塊，覆蓋25個?。ㄊ小^(qū)）。本文使用的是最新一期的2014年調(diào)查數(shù)據(jù)，其數(shù)據(jù)包括家庭成員關(guān)系庫、家庭經(jīng)濟(jì)庫、成人庫、少兒庫和村居庫五個數(shù)據(jù)庫。另外，在計算夏普率的過程中使用到的數(shù)據(jù)均來自于東方財富。

（二）核心解釋變量

收入結(jié)構(gòu)可以分為四種：工資性收入、經(jīng)營性收入、轉(zhuǎn)移性收入及財產(chǎn)性收入。根據(jù)CFPS（2014）調(diào)查問卷的設(shè)計內(nèi)容，我們給出四種收入的相關(guān)定義及范圍。其中，工資性收入是指過去12個月，您家所有領(lǐng)工資的成員的稅后工資收入（含工資、獎金、補(bǔ)貼和實物福利等）的總金額；轉(zhuǎn)移性收入主要是指過去12個月，包括現(xiàn)金及實物折算，您家收到的所有政府補(bǔ)助加起來總金額；經(jīng)營性收入是指扣除成本，過去12個月您家所有的個體經(jīng)營或私營企業(yè)稅后凈利潤；財產(chǎn)性收入是指過去12個月您家擁有的（如銀行存款、有價證券）和不動產(chǎn)（如房屋、車輛和收藏品等）所獲得的收入，包括所獲得的利息收入、房租收入、紅利以及資本增值等收益的總和；家庭收入結(jié)構(gòu)是指各類收入在家庭總收入的比重。

原因在于：工資性收入在短期內(nèi)穩(wěn)定的，可以認(rèn)為是持久性收入的一部分，因此對于家庭資產(chǎn)配置可能只在資金總量上發(fā)揮作用。轉(zhuǎn)移性收入主要為了滿足居民生活保障需求，因此其資金量往往規(guī)模較小。家庭的經(jīng)營性收入和財產(chǎn)性收入具有一定的不確定性，兩種收入容易受到經(jīng)營風(fēng)險與市場風(fēng)險影響。并且在家庭金融資產(chǎn)配置中具有乘數(shù)效應(yīng)（張秋惠和劉金星，2010），因此使用絕對數(shù)值一是很難觀察出兩種收入在家庭總收入的動態(tài)變化過程，二是會降低經(jīng)營性收入在資產(chǎn)配置的乘數(shù)效應(yīng)的發(fā)揮。其次，從計量角度上看，使用絕對數(shù)值在一定程度上增加了模型偏誤的可能性，而使用比例數(shù)據(jù)一方面避免了對指標(biāo)的對數(shù)化處理，另一方面還會降低模型的偏誤問題（李濤和陳斌開，2014）。

在實證分析中工資性收入比重、經(jīng)營性收入比重、轉(zhuǎn)移性收入比重及財產(chǎn)性收入比重，分別用R_w、R_o、R_s、R_p表示。

在CFPS數(shù)據(jù)中，家庭是否持有金融資產(chǎn)的數(shù)據(jù)類型為二值變量，即0表示沒有持有該項資產(chǎn)，1代表持有該項資產(chǎn)，因此在對收入結(jié)構(gòu)與具體金融資產(chǎn)選擇的關(guān)系進(jìn)行計量分析時，我們使用二值變量數(shù)據(jù)。本文選擇家庭最常見的股票、基金以及國債三種作為研究對象。

（三）控制變量

本文選取的控制變量主要有：性別、健康狀況、年齡、教育水平、金融市場參與及是否擁有房產(chǎn)。不同的性別往往風(fēng)險偏好不同，所以本文把性別作為控制變量之一。其中使用0與1分別表示女性和男性，用gen表示；CFPS問卷把健康狀況分為七個等級，分別使用1-7表示，數(shù)值越大代表其健康狀況越好，使用healthy表示；通常來說，戶主越年輕，越愿意冒險，從而導(dǎo)致風(fēng)險資產(chǎn)配置比重上升（劉曉霞，2016），我們使用age表示年齡；本文的數(shù)據(jù)把受教育程度分為：文盲/半文盲、小學(xué)、初中、高中、大專、大學(xué)本科、碩士、博士，依次賦值1-8，用edu表示；金融市場的參與會使家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)投資的概率增加（陳永偉等，2015），其為二值變量，0表示沒有參與金融市場，1則表示參與了金融市場，用market表示；房產(chǎn)具有“財富效應(yīng)”以及“風(fēng)險效應(yīng)”。財富效應(yīng)認(rèn)為，一方面，住房作為家庭的重要資產(chǎn)，它可以增加風(fēng)險資產(chǎn)的持有，而另一方面，在信用體系比較完善的國家以及較發(fā)達(dá)的資本市場中，房產(chǎn)可以作為不動產(chǎn)進(jìn)行抵押，可以增加風(fēng)險資產(chǎn)的投資比重?！帮L(fēng)險效應(yīng)”認(rèn)為住房會導(dǎo)致家庭的流動性約束增強(qiáng)，從而使家庭可以配置金融資產(chǎn)的資金減少。但是，不論是“財富效應(yīng)”還是“風(fēng)險效應(yīng)”都肯定了一點，即是否擁有房產(chǎn)會對居民的資產(chǎn)持有類型產(chǎn)生重要作用，因此我們加入是否擁有房產(chǎn)這一變量（Cardak&Wilkins，2009），該變量是二值變量，1表示有房產(chǎn)，0表示無房產(chǎn)，用house表示。

（四）投資組合有效性的測度

在對家庭資產(chǎn)投資組合有效性度量上，我們參考吳衛(wèi)星等（2015）的處理方法，使用投資學(xué)中的夏普率（Sharpe Ratio）來描述家庭資產(chǎn)配置中投資組合的有效性。

其中，E（Rp）、Rf與σp分別為期望收益、無風(fēng)險收益率與投資組合的標(biāo)準(zhǔn)差，本文選擇一年期國債收益率作為無風(fēng)險收益率。

夏普率不僅在基金中作為業(yè)績的參考指標(biāo)，而且在家庭金融的研究中也得到了廣泛使用。如Pelizzon&Weber（2009）就曾使用夏普率來構(gòu)建平方統(tǒng)計量，分析了意大利家庭投資組合的有效性。我們選擇家庭資產(chǎn)配置中最常見的股票、基金和國債三種作為研究對象，但是要獲得夏普比率，還需要計算三種資產(chǎn)的收益率，而在問卷中，我們只知道家庭持有了某種大類資產(chǎn)或某種資產(chǎn)的金額，無法獲得每個家庭持有的具體資產(chǎn)。比如，某戶家庭持有股票，但是在2014年CFPS數(shù)據(jù)并沒有給出家庭持有市場中的哪一只或哪幾只股票，因而也就無法獲得其具體的收益率。參考Grinblatt et al.（2011）的處理方法，利用具體金融資產(chǎn)的指數(shù)構(gòu)建投資組合有效前沿。對于股票，使用A股中的上證指數(shù)和深證指數(shù)月收益按成交額加權(quán)的收益率作為其替代收益率；對于基金，使用上證基金與深證基金的月度收益，并按照成交額加權(quán)計算的月收益作為其替代收益率；對于國債，使用上證國債指數(shù)的月度收益按成交額加權(quán)的收益率作為其替代收益率。這樣就可以獲得三類資產(chǎn)的超額收益率與波動率的時間序列，然后得到每個家庭的夏普率，即每個家庭資產(chǎn)配置中投資組合的有效性。

三、計量模型與實證檢驗

（一）模型說明

為了更好研究收入結(jié)構(gòu)與金融資產(chǎn)配置之間的關(guān)系，本文將計量分析分解為兩個階段：第一階段為家庭是否持有股票、基金、國債等金融資產(chǎn)，第二階段是在第一階段的基礎(chǔ)上分析家庭進(jìn)行金融資產(chǎn)配置時的投資組合有效性狀況。倘若家庭沒有金融資產(chǎn)選擇，那么研究家庭金融投資是否獲得超額的市場回報也就沒有實際意義。針對第一階段我們選用probit模型，針對第二階段投資組合有效性則使用受限數(shù)據(jù)Tobit模型。

股票、基金與國債是二值變量，所以我們使用二元選擇probit模型?；痉匠淘O(shè)定為：

其中，μi～N（0，σ2），α1、α2、α3、α4、βi為待估計參數(shù)；Xi為性別、教育水平等控制變量，μi表示隨機(jī)誤差項，下同。

Tobit基本模型建立如下：

其中，Yi表示家庭投資組合有效性大于零的數(shù)值。

（二）內(nèi)生性問題與工具變量選擇

收入結(jié)構(gòu)與金融資產(chǎn)選擇之間可能存在內(nèi)生性問題的困擾，主要包括雙向因果關(guān)系和遺漏變量問題。

首先，收入結(jié)構(gòu)與金融資產(chǎn)選擇之間不僅存在理論上的雙向因果關(guān)系，而且在目前學(xué)者的實證分析中也已經(jīng)得到驗證，如居民進(jìn)行金融資產(chǎn)配置可以降低城鄉(xiāng)居民之間的收入差距（王書華和楊有振，2015），勞動收入與勞動收入風(fēng)險均對家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置具有顯著影響（宋煒和蔡明超，2016）。因此，收入結(jié)構(gòu)與家庭金融資產(chǎn)選擇之間存在著顯著的互為因果關(guān)系。

其次，在分析收入結(jié)構(gòu)與家庭金融資產(chǎn)選擇之間的影響關(guān)系時，可能存在遺漏變量問題，這也會增加內(nèi)生性問題發(fā)生的可能性。因為CFPS（2014）的數(shù)據(jù)是調(diào)查數(shù)據(jù)，很可能個體在進(jìn)行回答收入之類的敏感問題時比較謹(jǐn)慎，出于保護(hù)個人隱私的角度，未必真實填寫自己的收入數(shù)據(jù)，導(dǎo)致估計結(jié)果存在偏誤。另外，影響居民家庭金融資產(chǎn)配置的因素十分廣泛，其中甚至包括很多隱性的控制變量因素，如性格因素等。在進(jìn)行資產(chǎn)配置時，往往性格激進(jìn)的投資者更樂于參與風(fēng)險高的金融產(chǎn)品，而性格溫和的投資者，則往往投資風(fēng)格比較穩(wěn)健。這類因素往往難以度量，但卻會顯著影響家庭資產(chǎn)選擇，這也會增加模型的偏誤與內(nèi)生性問題。

綜上可知，收入結(jié)構(gòu)與金融資產(chǎn)選擇之間可能存在內(nèi)生性問題，為了克服模型的內(nèi)生性問題以及引起的模型偏誤問題，本文使用工具變量法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗，選取的工具變量為房租收入。這是因為房租收入滿足工具變量的兩個基本特征：相關(guān)性與外生性。房租收入是財產(chǎn)性收入的重要組成部分，房租收入的變化會影響收入各個成分的構(gòu)成比重，從而在一定程度上改變家庭的收入結(jié)構(gòu)，所以滿足其相關(guān)性。其次，房租收入與家庭金融資產(chǎn)選擇之間不具備必然聯(lián)系。影響房租收入的核心因素主要為：區(qū)位、所屬地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、租房的供給與需求等，與家庭金融資產(chǎn)選擇之間風(fēng)馬牛不相及，因而具備外生性。針對工具變量的選取是否合理，將在實證部分給出具體的分析。

（三）收入結(jié)構(gòu)與金融資產(chǎn)選擇

表1中（1）至（3）為加入控制變量的模型估計結(jié)果，（4）至（6）是使用工具變量得到的估計結(jié)果。可以看到，檢驗結(jié)果的一階段F值為33.54，大于Stock&Yogo（2001）給出的16.38的臨界值，因而不存在弱工具變量問題，說明我們選擇的工具變量是合適的。通過Wald內(nèi)生性檢驗P值發(fā)現(xiàn)均小于10%，說明（1）至（3）存在內(nèi)生問題，而工具變量法克服了原模型的內(nèi)生性問題，從而得到（4）至（6）的檢驗結(jié)果。

從表1中可以看到工資性收入比重對于股票、國債和基金均在1%顯著水平上具有正向影響，這說明家庭的工資性收入在家庭收入的占比越高，參與金融市場的概率就會增加，具體金融資產(chǎn)配置的可能性就越高，其投資組合多元化就越高。從邊際效應(yīng)的回歸結(jié)果上看，工資性收入比重每增加1單位，家庭配置股票、基金與國債配置的概率分別增加0.005單位、0.038單位、0.007單位。其背后的經(jīng)濟(jì)邏輯是，作為一種穩(wěn)定的收入來源，工資性收入比重高的家庭通常具有較強(qiáng)的風(fēng)險抵御能力，基本生活保障高枕無憂，有一定的經(jīng)濟(jì)實力去追逐投資的風(fēng)險收益，從而使家庭配置金融資產(chǎn)的可能性上升。與此同時，工資性收入比重增加會減少家庭收入的不確定性，降低流動性約束和家庭的預(yù)防性儲蓄動機(jī)，從而在無形中提升了家庭的邊際消費傾向，更多的配置風(fēng)險性金融資產(chǎn)，而其投資的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)也更加的多元化。因此，工資性收入對股票、基金與國債三類資產(chǎn)均在1%水平上具有統(tǒng)計顯著性，也就不足為奇了。

可以看到，在（1）至（3）的回歸結(jié)果中，轉(zhuǎn)移性收入對于股票、基金與國債的顯著性分別為5%、10%、10%，而在考慮模型內(nèi)生性問題之后，轉(zhuǎn)移性收入比重的上升沒有顯著增加股票和基金這類風(fēng)險金融資產(chǎn)的配置概率，僅對國債持有在10%水平上具有正向顯著關(guān)系，其邊際效應(yīng)為0.033，這說明內(nèi)生性問題使得轉(zhuǎn)移性收入對于股票和基金的顯著性被高估。同時，我們認(rèn)為其主要原因在于，轉(zhuǎn)移性收入主要是來源于退休金、賠償金等，在本質(zhì)上具有社會福利、社會保障的特征，其資金的屬性不具備較高的風(fēng)險偏好特質(zhì)。家庭的轉(zhuǎn)移性收入比重越高，往往說明家庭收入單一且收入總體水平不高，因此其風(fēng)險承受能力也就越低，所以在資產(chǎn)配置過程中很難表現(xiàn)出對風(fēng)險資產(chǎn)的青睞，因此回歸結(jié)果就沒有出現(xiàn)統(tǒng)計上的顯著特征。但是由于國債可以作為一項無風(fēng)險資產(chǎn)，所以其轉(zhuǎn)移性收入對國債在10%水平上具有顯著的促進(jìn)作用。

通過經(jīng)營性資產(chǎn)對股票、基金與國債的回歸結(jié)果中可以看到，沒有考慮模型內(nèi)生性的估計結(jié)果的顯著性被高估，考慮到內(nèi)生性問題后，其顯著性變?yōu)?%，其回歸系數(shù)為正，這說明經(jīng)營性收入占比越高的家庭其持有股票、基金與國債的概率會增加。從邊際效應(yīng)來看，經(jīng)營性收入比重每增加1單位，股票、基金與國債分別增加0.010單位、0.018單位、0.028單位。同理可知，財產(chǎn)性收入的比重越高，家庭配置三種金融資產(chǎn)的概率會顯著的增強(qiáng)，邊際效應(yīng)分別為0.018、0.019、0.026。財產(chǎn)性收入占比的實證研究充分表現(xiàn)出三類金融資產(chǎn)配置都表現(xiàn)出很強(qiáng)的配置傾向，但是我們通過對比發(fā)現(xiàn)除了轉(zhuǎn)移性收入的資金特征比較特殊外，其余三類收入從三種金融資產(chǎn)的顯著性影響關(guān)系上看，經(jīng)營性收入的影響最低。這可能是因為經(jīng)營性收入占比高的家庭往往具有更好的資產(chǎn)管理能力與風(fēng)險規(guī)避需求，反而有時候更偏向于穩(wěn)健的基金與國債投資，往往更加注重的是資產(chǎn)配置的多元化，而不是單一集中于某一風(fēng)險性金融資產(chǎn)上面，因而表現(xiàn)出其顯著水平的差異性。

表1　收入結(jié)構(gòu)與金融資產(chǎn)選擇

從控制變量上來看：男性的風(fēng)險偏好更高，更偏向于風(fēng)險性金融資產(chǎn)；健康狀況在1%水平上對股票具有顯著性影響，投資者的健康狀況越高，其風(fēng)險偏好就越強(qiáng)；年齡對于三種金融資產(chǎn)具有重要影響，主要體現(xiàn)在對于股票與基金這類風(fēng)險性資產(chǎn)上面，對于國債則沒有統(tǒng)計上的顯著性；教育水平越高，越有利于人力資本在資產(chǎn)配置中發(fā)揮效應(yīng)，因而對三種金融資產(chǎn)配置的概率就會顯著增加；金融市場參與程度越高，其家庭參與三種金融資產(chǎn)配置的概率越高，金融市場參與度每提升1單位，股票、基金與國債三類資產(chǎn)分別提升0.085單位、0.003單位、0.014單位；家庭有無房產(chǎn)對基金與國債具有“財富效應(yīng)”。

（四）收入結(jié)構(gòu)與投資組合有效性

表2中（1）為沒有加入控制變量的計量模型，（2）為逐步添加控制變量得到的回歸結(jié)果，（3）為使用工具變量法得到的回歸結(jié)果?？梢钥吹剑?）與（2）回歸結(jié)果的正負(fù)性以及顯著性沒有發(fā)生變化，說明初始計量模型回歸結(jié)果是可靠的。通過內(nèi)生性檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，一階段F值為60.97，大于其臨界值16.38，說明不存在其弱工具變量問題，并且均在1%顯著水平上通過了內(nèi)生性檢驗。通過下表的（2）與（3）對比可知，由于內(nèi)生性問題的存在導(dǎo)致經(jīng)營性收入考慮到內(nèi)生性后與投資組合有效性的顯著性水平由5%變?yōu)?0%。

表2可以看到工資性收入比值在1%顯著水平上對夏普比率具有正向顯著作用，這說明家庭的工資收入比重越高，其投資組合的有效性就會增加，也就是說工資收入不但會影響家庭金融資產(chǎn)選擇，并且還會顯著正向影響家庭在投資過程中是否獲得了超額回報。其背后的經(jīng)濟(jì)邏輯是：工資性收入在家庭收入占比越高，不僅意味著該家庭的收入穩(wěn)定性較強(qiáng)，還意味著它們擁有更好的知識水平、金融素養(yǎng)、信息處理能力、資產(chǎn)管理能力甚至較強(qiáng)的投資稟賦。在資產(chǎn)配置中會實施更加積極的資產(chǎn)管理策略，從而可以構(gòu)造更好的投資組合，因此，他們不僅會更多的參與金融市場，而且在金融資產(chǎn)選擇過程中的投資組合管理水平也更高，可依靠重復(fù)交易、市場交易優(yōu)勢和組合投資來實現(xiàn)高額期望收益，這在無形中增強(qiáng)了它們獲得超額回報的能力。

不同的是，轉(zhuǎn)移性收入的占比對家庭投資組合有效性沒有統(tǒng)計意義上的顯著性。我們認(rèn)為比較符合我們的直觀感知，轉(zhuǎn)移性收入額度有限，大多為生活保障性收入，一個家庭中若轉(zhuǎn)移性收入的比重較高，則說明家庭收入狀況并不富裕。并且作為轉(zhuǎn)移性收入的重要組成部分是退休金，加之金融市場的價格波動風(fēng)險較大，以轉(zhuǎn)移性收入為主的家庭其參與資本市場的積極性往往較低，所以也就很難在市場中獲得超額回報。經(jīng)營性收入占比在10%水平上具有顯著正向關(guān)系，說明家庭經(jīng)營性收入比重的增加可以正向促進(jìn)投資組合有效性。財產(chǎn)性收入比與投資組合有效性在1%水平上具有正向顯著關(guān)系，說明財產(chǎn)性收入在家庭中的比重越高，其投資組合的有效性就越高，家庭參與金融市場獲得超額回報的也就越高。

表2　收入結(jié)構(gòu)與投資組合有效性

從控制變量上看：性別、年齡、教育水平與金融市場參與可以顯著提升投資組合的有效性，而健康水平與有無房產(chǎn)兩個變量對投資組合有效性沒有統(tǒng)計上的顯著性。其中教育水平與金融市場參與均對家庭的投資組合有效性在1%水平上具有顯著正向影響，這說明受教育的人力資本效應(yīng)可以提升家庭的投資組合有效性，促使家庭在金融資產(chǎn)選擇中獲得單位風(fēng)險的超額回報。金融市場參與則可以提升家庭的投資經(jīng)驗，從而正向促進(jìn)家庭投資組合有效性。

（五）穩(wěn)健性檢驗

在實證分析的過程中我們使用工具變量進(jìn)行了內(nèi)生性檢驗，其模型結(jié)果并未發(fā)生重大的變化，這表明模型是穩(wěn)健的。遺憾的是，我們尚未從模型的設(shè)定形式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，所以這里我們通過改變模型的設(shè)定形式，檢驗其穩(wěn)健性。針對實證檢驗中的probit模型，我們在穩(wěn)健性檢驗中將其變化為logit模型，對于投資組合有效性我們使用羅賓遜差分估計量進(jìn)行半?yún)?shù)回歸，通過對比核心解釋變量回歸結(jié)果的顯著性以及系數(shù)的正負(fù)性，發(fā)現(xiàn)沒有出現(xiàn)實質(zhì)性的改變，表明本文得到的模型結(jié)果具備穩(wěn)健性①由于文章篇幅受限，穩(wěn)定性檢驗的具體數(shù)據(jù)結(jié)果沒有給出，留存?zhèn)渌??！?/p>

四、結(jié)論與建議

本文不僅研究了收入結(jié)構(gòu)差異對于家庭金融資產(chǎn)選擇的影響關(guān)系，而且使用夏普比率研究了收入結(jié)構(gòu)與投資組合有效性之間復(fù)雜的計量關(guān)系，彌補(bǔ)了目前學(xué)者只研究收入水平對于資產(chǎn)配置影響關(guān)系的不足。我們通過計量分析及內(nèi)生性檢驗分析，發(fā)現(xiàn)收入結(jié)構(gòu)對于家庭金融資產(chǎn)選擇具有顯著的正向作用，但是這種作用對于不同的收入類型而言存在顯著水平的差異，其中轉(zhuǎn)移性支出的顯著性最低，其對于股票和基金則沒有統(tǒng)計上的顯著性；工資性收入和財產(chǎn)性收入的比重越高，家庭的金融市場參與概率也就越高；經(jīng)營性收入比重高的家庭更加注重組合投資，具有更強(qiáng)的資產(chǎn)管理能力。在投資組合有效性方面，轉(zhuǎn)移性收入沒有統(tǒng)計上的顯著性，工資性收入和財產(chǎn)性收入在1%顯著性水平具有正向作用，也就是說兩種收入在總收入中比值越高，其投資組合有效性也就越高。而經(jīng)營性收入雖然可以正向促進(jìn)家庭資產(chǎn)配置的投資組合有效性，但是其顯著性水平較低。

通過實證分析我們發(fā)現(xiàn)，若要提升家庭的金融市場參與概率應(yīng)該從以下幾個方面入手：對于家庭而言，應(yīng)該適度的利用家庭收入來參與金融市場，提高金融福祉，提高資本回報，增加投資的消費效用；對于金融機(jī)構(gòu)而言，則應(yīng)該拓寬金融產(chǎn)品，使金融產(chǎn)品更加多元化、多樣化，以適用于不同的收入結(jié)構(gòu)的群體；對于政府而言，隨著中國經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，不僅僅要提高收入水平，更要提高收入的結(jié)構(gòu)，尤其是財產(chǎn)性收入在家庭收入中的比重，通過收入結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，充分發(fā)揮財產(chǎn)性收入的財富效應(yīng)，提高家庭參與金融資產(chǎn)配置的可能性。另外，政府應(yīng)該為居民創(chuàng)建一個良好公平交易機(jī)制和價格形成機(jī)制，保護(hù)合法的財產(chǎn)性收入，要逐步完善資本市場的各種基本要素，使所有者能夠分享長期的收益回報。

同時我們也應(yīng)該注意的是，在家庭收入水平隨著上升的過程中，家庭收入結(jié)構(gòu)在不斷優(yōu)化，這會導(dǎo)致家庭的風(fēng)險偏好增加，投資者參與金融市場的可能性提高，其投資者過度自信也難免發(fā)生。在風(fēng)云變化的金融市場，投資者往往路徑依賴甚至難免自負(fù)，那么在突如其來的投資風(fēng)險中往往會損失慘重。這提醒我們，在提升收入和優(yōu)化家庭收入結(jié)構(gòu)的過程中，家庭及個人應(yīng)該注重金融知識的學(xué)習(xí)，提升金融素養(yǎng)水平。對于政府而言，應(yīng)該更多的普及金融政策與金融教育，充分發(fā)揮金融知識的正外部性，引導(dǎo)更多的家庭理性的參與金融市場，提高金融福祉與消費效用。

總而言之，收入結(jié)構(gòu)對于家庭資產(chǎn)配置以及投資組合的有效性是毋庸置疑的，家庭、金融機(jī)構(gòu)與政府三者應(yīng)該同時發(fā)力，優(yōu)化家庭收入結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)家庭合理的參與金融市場參與，助推財產(chǎn)性收入等收入在家庭金融資產(chǎn)選擇中發(fā)揮更大的作用，不斷地提高家庭的投資回報與福利水平。

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