管世源 周弘 汪惠玉

摘 ? 要：本文基于2014年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的數(shù)據(jù)，從資產(chǎn)配置廣度和深度入手，探究居民飲酒習(xí)慣對家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響。研究發(fā)現(xiàn)，居民飲酒習(xí)慣對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)的參與有顯著的促進作用，但對家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置比例的影響并不顯著。在影響機制的分析中，社會網(wǎng)絡(luò)在居民飲酒習(xí)慣和家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與中充當(dāng)著部分中介作用，即居民的飲酒習(xí)慣部分通過社會網(wǎng)絡(luò)來影響居民家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置;同時，長期的飲酒習(xí)慣容易產(chǎn)生“風(fēng)險偏好”效應(yīng)，即能使風(fēng)險規(guī)避型的居民更多參與風(fēng)險資產(chǎn)的配置。

關(guān)鍵詞：風(fēng)險資產(chǎn)配置;部分中介效應(yīng);社會網(wǎng)絡(luò);風(fēng)險偏好

中圖分類號：F830 ?文獻標(biāo)識碼：A ?文章編號：1674-2265（2019）06-0040-07

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2019.06.005

一、引言

中國是一個飲酒大國。根據(jù)世界衛(wèi)生組織發(fā)布的《2018年全球酒精與健康狀況報告》，中國的人均酒精類飲品消費量在逐年增加，從2005年的4.1L增加到2016年7.2L，高于世界的平均酒精類飲品消費水平，預(yù)計到2025年會增加到8.1L。在我國，飲酒不僅是交流感情、抒發(fā)情懷的重要方式，更是實現(xiàn)社交、構(gòu)建社會網(wǎng)絡(luò)的必要途徑，在社會交往中發(fā)揮著愈發(fā)重要的作用。

除了具有社會功能之外，飲酒還會改變飲酒者的意識與行為，與不飲酒者形成顯著的行為差異。研究表明，適量飲酒是有助于健康的，但過度飲酒甚至酗酒會造成心臟、肝臟、脾、胃等器官受損。飲酒改變個體眾多行為當(dāng)中，本文試圖從家庭金融視角分析長期飲酒習(xí)慣對于風(fēng)險資產(chǎn)投資配置的影響。一般認(rèn)為，飲酒習(xí)慣確實能夠?qū)︼嬀普呒彝サ娘L(fēng)險資產(chǎn)配置造成影響，主要有兩條渠道：一是社會功能渠道，二是生理功能渠道。從社會功能渠道來看，飲酒能夠擴大個人社交網(wǎng)絡(luò)，積累社會資本，從而產(chǎn)生更多的風(fēng)險資產(chǎn)持有激勵;從生理功能渠道來看，長期飲酒的人會出現(xiàn)大腦中樞神經(jīng)皮層持續(xù)興奮，容易做出冒險行為，具體到資產(chǎn)配置行為上，主要表現(xiàn)為風(fēng)險態(tài)度逐漸偏向風(fēng)險偏好型，從而增加風(fēng)險資產(chǎn)持有。本文將要重點關(guān)注的是，上述兩條渠道在中國飲酒者當(dāng)中的具體表現(xiàn)形式和作用機制究竟是怎樣的。

本文的貢獻在于：第一，本文首次將居民的飲酒習(xí)慣作為解釋變量，從個人的習(xí)慣偏好角度考察其對風(fēng)險資產(chǎn)配置的影響，豐富了家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置行為的研究視角。第二，本文探究了飲酒習(xí)慣影響居民投資行為的多種渠道，發(fā)掘飲酒習(xí)慣影響居民投資的深層原因，為居民養(yǎng)成合理飲酒習(xí)慣提供借鑒意義。第三，本文研究我國家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置行為的微觀經(jīng)驗，可以為政府出臺相關(guān)政策提供事實依據(jù)，為金融機構(gòu)設(shè)計金融產(chǎn)品提供了新的思路，并為家庭實施財富的有效管理提供一定的參考。

本文余下的研究內(nèi)容安排如下：第二部分是關(guān)于飲酒習(xí)慣和家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置相關(guān)研究的文獻回顧;第三部分設(shè)定模型，并介紹數(shù)據(jù)來源和對變量進行初步的描述性統(tǒng)計分析;第四部分是飲酒習(xí)慣影響家庭進行風(fēng)險資產(chǎn)配置的廣度和深度的實證分析;第五部分探究飲酒習(xí)慣影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置決策的內(nèi)在作用機制;第六部分是研究結(jié)論。

二、文獻綜述和研究假設(shè)

（一）飲酒習(xí)慣的研究

關(guān)于飲酒習(xí)慣的研究，以往的文獻主要分為三類：（1）研究影響個體飲酒行為習(xí)慣的因素。雷園婷等（2018）基于北京市18個區(qū)縣高中生的健康危險行為數(shù)據(jù)，使用多因素Logistic 回歸進行分析，發(fā)現(xiàn)家庭類型、同伴的接納、酒精可得性、健康知識水平是影響青少年飲酒的重要因素。（2）研究個體飲酒行為習(xí)慣的基本現(xiàn)狀和分布特征。馬冠生等（2005）基于2002年中國居民營養(yǎng)與健康狀況調(diào)查的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)我國居民主要飲酒類型為白酒，各年齡段的男性居民在飲酒頻率和飲酒量上均高于女性，同時農(nóng)村也略高于城市，18歲以下開始飲酒的人數(shù)比例有增加的趨勢。（3）將個體的飲酒習(xí)慣作為工具進行相關(guān)研究。祝卓宏等（2009）研究了四川地震重災(zāi)區(qū)的居民飲酒習(xí)慣對震后民眾心理健康狀況的影響，最終發(fā)現(xiàn)飲酒習(xí)慣部分通過影響社會支持進而對災(zāi)區(qū)民眾心理健康恢復(fù)產(chǎn)生消極影響。

（二）家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置的研究

家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置行為是家庭金融研究中的一個重要領(lǐng)域。以往文獻主要是考察家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置影響因素，主要包括人口統(tǒng)計、家庭經(jīng)濟、主觀認(rèn)知和社會關(guān)系四個層面。關(guān)于人口統(tǒng)計特征，王聰和田存志（2012）研究發(fā)現(xiàn)投資者的年齡、收入和受教育程度是其參與股市的重要影響因素，個人的健康狀況不影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)的參與，但對家庭風(fēng)險資產(chǎn)的配置比例影響顯著（吳衛(wèi)星等，2011）。在家庭經(jīng)濟特征層面，徐佳等（2016）通過建立包含家庭異質(zhì)性和風(fēng)險市場參與成本異質(zhì)性的兩期OLG模型，認(rèn)為家庭的財富水平與風(fēng)險資產(chǎn)的參與存在動態(tài)調(diào)整過程，隨著財富的提升，家庭由基金、理財產(chǎn)品等間接持股的方式轉(zhuǎn)向?qū)善笔袌龅闹苯訁⑴c;吳衛(wèi)星等（2014）則以房產(chǎn)作為研究對象，發(fā)現(xiàn)家庭的首套住房對風(fēng)險資產(chǎn)的配置存在擠出效應(yīng)，并且有住房按揭貸款的家庭較無房貸的家庭對于風(fēng)險資產(chǎn)配置的擠出效應(yīng)更為明顯（周弘，2015）。對于個人的主觀認(rèn)知，張海洋和耿廣杰（2017）研究發(fā)現(xiàn)投資者對生活滿意度越高，其參與股票等風(fēng)險性金融資產(chǎn)的概率越低;周洋等（2018）從投資者的認(rèn)知能力方面展開研究，發(fā)現(xiàn)認(rèn)知能力的提高能降低家庭對股票和基金投資的排斥。社會關(guān)系方面，Hong等（2004）研究結(jié)果表明，擁有較多的鄰里互動或經(jīng)常參加教堂的家庭會較多地投資股市，主要是由于居民的社會互動程度越高，口碑信息共享的機會和人們討論股票市場帶來的樂趣也就越多，從而提高了居民參與股市的可能性，而臧日宏和王宇（2017）研究發(fā)現(xiàn)較高的社會信任水平能增加城鎮(zhèn)家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的可能性。

（三）飲酒習(xí)慣影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置的作用機制研究

關(guān)于居民飲酒習(xí)慣如何影響家庭的風(fēng)險資產(chǎn)配置，從以往文獻來看，主要有三種解釋：

第一種解釋是認(rèn)為飲酒能增加社會互動、積累社會資本，從而提高家庭持有風(fēng)險資產(chǎn)的概率。Griffiths等（1974）進行了一項臨床試驗，發(fā)現(xiàn)測試者在飲酒日的社會互動明顯高于非飲酒日。Nezlek等（1994）則在研究中發(fā)現(xiàn)沒有酗酒經(jīng)歷的人在社會互動中表現(xiàn)的親密感比有過酗酒經(jīng)歷的人要少。而社會互動主要是通過群體間的信息交換和社會乘數(shù)效應(yīng)促進家庭風(fēng)險資產(chǎn)的配置特別是股市的參與（Brown等，2008）;同時，社會網(wǎng)絡(luò)也為家庭進行風(fēng)險資產(chǎn)配置決策提供了保障機制，一旦投資出現(xiàn)了較大的損失，社會網(wǎng)絡(luò)中的其他成員會提供相應(yīng)的幫助（Weber和Hsee，1999）。

第二種解釋是認(rèn)為飲酒能改善居民收入水平，收入的增加能提升家庭配置風(fēng)險資產(chǎn)的可能性。尹志超和甘犁（2010）基于CHNS數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)飲酒主要是通過提供良好的工作機會、提高工作的效率和改善人際交往關(guān)系三個方面來提高收入水平。飲酒者的收入得到改善后，其家庭所積累的財富也越來越多。Peress（2004）的研究表明，相較于貧窮的家庭，富有的家庭一方面可以獲得成本高昂的信息，另一方面其絕對風(fēng)險規(guī)避水平較低，故會將更大比例的財富投資于風(fēng)險資產(chǎn)。

第三種解釋是認(rèn)為飲酒能夠提高居民的風(fēng)險偏好，從而進一步提高其家庭的風(fēng)險資產(chǎn)參與。Barsky等（1997）研究發(fā)現(xiàn)飲酒者和不飲酒者在風(fēng)險承受能力上有較大差異，隨著每天飲酒的增加，平均風(fēng)險承受能力也會單調(diào)增加，而且對于大量飲酒的人來說，其風(fēng)險承受能力遠(yuǎn)高于平均水平。王淵等（2016）基于中國家庭問卷調(diào)查的數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)居民的風(fēng)險偏好水平與其家庭持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)的比例呈正相關(guān)關(guān)系。盧亞娟和Calum（2014）在研究中也發(fā)現(xiàn)風(fēng)險追求者相對于風(fēng)險中性者和風(fēng)險厭惡者，會傾向于持有更多的風(fēng)險資產(chǎn)。

綜上所述，目前對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置的研究主要側(cè)重于人口統(tǒng)計和家庭經(jīng)濟以及社會關(guān)系因素，較少從個人的主觀行為習(xí)慣方面考慮。而本文將研究居民飲酒習(xí)慣對家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與行為（廣度）和家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置比例（深度）的影響，并進一步探究居民飲酒習(xí)慣影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置的渠道。下文將引入居民的飲酒習(xí)慣變量，從社會網(wǎng)絡(luò)角度、改善收入角度、風(fēng)險偏好角度來考察飲酒習(xí)慣影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置的機制，并提出以下兩個理論假設(shè)：

假設(shè)1：投資者的飲酒習(xí)慣與家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的配置決策呈正相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)2：飲酒習(xí)慣通過擴大社會網(wǎng)絡(luò)、改善收入水平、增強風(fēng)險承受能力來提高家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的可能性。

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

本文研究居民的飲酒習(xí)慣對家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置的影響，由于家庭是否擁有風(fēng)險資產(chǎn)為啞變量，故采用Probit二值選擇模型進行估計，具體的Probit模型如下：

其中被解釋變量[risk_pari]是家庭是否參與風(fēng)險資產(chǎn)配置的二元變量，值等于1代表家庭持有風(fēng)險資產(chǎn)，等于0表示沒有持有風(fēng)險資產(chǎn)，[drinkingi]是居民的飲酒習(xí)慣變量，[Xi]是控制變量，隨機誤差項[εi～N0，σ2]，[i]表示受訪的家庭投資行為決策者。

由于存在部分家庭風(fēng)險資產(chǎn)的配置比例為0，這表明風(fēng)險資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)比重是截斷的，因此本文采用左截斷點為0的Tobit模型：

其中[Yi]表示風(fēng)險資產(chǎn)比例，值域位于[0，1]之間;[risksharei]為潛在變量，是風(fēng)險資產(chǎn)總額與金融資產(chǎn)總額的觀測值之比;隨機誤差項[εi～N（0，σ2）]，[drinkingi]與[Xi]的含義與式（1）一致。

（二）數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文的數(shù)據(jù)來自2014年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS），CFPS是由中國社會科學(xué)調(diào)查中心開展的一項全國性的綜合社會調(diào)查項目。2014年的調(diào)查樣本數(shù)據(jù)覆蓋除了內(nèi)蒙古、海南、西藏、青海、寧夏和新疆之外的25個?。ㄊ?、自治區(qū)），目標(biāo)樣本規(guī)模為13946戶，調(diào)查對象包括樣本家庭中的所有成員。

本文的研究目的是考察居民的飲酒習(xí)慣對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置的影響。故篩選樣本的思路如下：通過問卷中的問題“儲蓄、投資、保險由誰說了算”，明確家庭投資行為的決策人，將其個人信息與其家庭特征相匹配，再剔除缺失或重復(fù)的數(shù)據(jù)后最終得到2589個樣本家庭的信息。

1. 被解釋變量。本文選取的被解釋變量為風(fēng)險資產(chǎn)參與和風(fēng)險資產(chǎn)配置比例。參考尹志超等（2014）的定義，金融資產(chǎn)分為風(fēng)險資產(chǎn)和無風(fēng)險資產(chǎn)。其中的風(fēng)險資產(chǎn)包括股票、基金、國債、信托產(chǎn)品、外匯產(chǎn)品、期貨期權(quán)，無風(fēng)險資產(chǎn)包括現(xiàn)金、活期以及定期存款、政府債券。結(jié)合CFPS數(shù)據(jù)的特點，本文用現(xiàn)金及存款總額代表無風(fēng)險資產(chǎn)總額。風(fēng)險資產(chǎn)參與表示家庭是否持有風(fēng)險資產(chǎn)，如果持有風(fēng)險資產(chǎn)中的任意一種都取值為1，沒有則取值為0。風(fēng)險資產(chǎn)配置比例表示家庭持有的風(fēng)險資產(chǎn)總額占金融資產(chǎn)總額的比例。

2. 解釋變量。核心解釋變量是居民飲酒習(xí)慣。在選擇代表飲酒習(xí)慣的變量時，認(rèn)為飲酒若形成習(xí)慣則會存在較高的飲酒頻率，根據(jù)問題“平均每周喝酒過3次嗎”作為被調(diào)查者飲酒習(xí)慣的判斷依據(jù)（1代表有飲酒習(xí)慣，0代表沒有飲酒習(xí)慣）。其他解釋變量主要包括年齡、性別、婚姻、戶籍類型、政治面貌和工作狀況。

3. 主要變量的描述性統(tǒng)計分析。根據(jù)表1的數(shù)據(jù)，飲酒與非飲酒者在風(fēng)險資產(chǎn)參與方面存在顯著差異，但在風(fēng)險資產(chǎn)配置比例上差異不太明顯;從年齡、婚姻和戶籍類型上看，飲酒者與非飲酒者沒有表現(xiàn)出很大差異，不過飲酒行為存在明顯的性別差異，男性飲酒的比例遠(yuǎn)高于女性，同時有工作的居民較多地?fù)碛酗嬀屏?xí)慣。初步來看，飲酒者在進行家庭資產(chǎn)配置決策時會較多地選擇風(fēng)險資產(chǎn)。

四、實證結(jié)果分析

表2給出的是飲酒習(xí)慣以及相關(guān)控制變量對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置的實證回歸結(jié)果。其中，第（1）列是飲酒習(xí)慣對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與的估計結(jié)果，第（2）列是飲酒習(xí)慣對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置比例的估計結(jié)果。對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)的參與，飲酒習(xí)慣的影響系數(shù)為0.1650，在10%的水平上顯著，表明飲酒習(xí)慣會促進家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與，即投資決策人有飲酒習(xí)慣時，其家庭會較多地配置風(fēng)險資產(chǎn)，這與假設(shè)1相吻合。但是對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與的深度，飲酒習(xí)慣的估計結(jié)果卻不顯著，說明飲酒習(xí)慣不會影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)的配置比例。究其原因，本文認(rèn)為酒精對于人體大腦神經(jīng)系統(tǒng)的刺激所帶來的興奮感具有即時性特征，因此會短暫地影響風(fēng)險資產(chǎn)參與行為;而家庭風(fēng)險資產(chǎn)的合理配置比例往往是一個長期的動態(tài)調(diào)整過程，主要受到財富水平（徐佳等，2016）、金融素養(yǎng)（尹志超等，2014）和風(fēng)險態(tài)度（王淵等，2016）的影響，此外筆者尚未發(fā)現(xiàn)飲酒習(xí)慣會影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置比例的相關(guān)研究。本文還探究了部分控制變量對家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置的影響。投資決策者年齡與家庭風(fēng)險資產(chǎn)的參與和配置比例均呈現(xiàn)倒U形關(guān)系，即隨著投資決策者年齡的增加，家庭配置風(fēng)險資產(chǎn)的概率先上升后下降，生命周期效應(yīng)明顯;家庭投資決策者為女性時，其參與風(fēng)險資產(chǎn)投資的可能性更大，并配置較高的比例，這與李濤和郭杰（2009）認(rèn)為男性投資者更偏好于投資股票等風(fēng)險資產(chǎn)的研究發(fā)現(xiàn)不一致，但與周雨晴和何廣文（2019）的研究結(jié)論是一致的;婚姻對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置的影響在1%的水平上顯著，表明婚姻美滿的居民會更多配置風(fēng)險資產(chǎn)。擁有農(nóng)業(yè)戶口的投資者會較少參與配置風(fēng)險資產(chǎn)，可能是因為擁有農(nóng)業(yè)戶口的居民可能較多地從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)需要配置大量的農(nóng)用機械，從而擠占了風(fēng)險資產(chǎn)的投資。擁有黨員身份的投資決策者會較多地配置風(fēng)險資產(chǎn)，這是因為黨員身份往往代表著較高的社會地位，能積累較多的社會資本，進一步形成自己的社會網(wǎng)絡(luò)，社會網(wǎng)絡(luò)中的成員通過信息交流、資源共享從而促進家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)配置。此外，投資者決策者有穩(wěn)定的工作對于家庭配置風(fēng)險資產(chǎn)也有顯著的促進作用，可能是因為有工作往往代表有了一份穩(wěn)定的收入，能降低家庭的收入風(fēng)險，從而增加家庭對于風(fēng)險資產(chǎn)的配置。

五、機制研究

本文從飲酒習(xí)慣的“社會網(wǎng)絡(luò)”效應(yīng)、“改善收入”效應(yīng)、“風(fēng)險偏好”效應(yīng)三個方面來分析居民飲酒習(xí)慣影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置的作用機制。

（一）是否存在“社會網(wǎng)絡(luò)”效應(yīng)

飲酒是一種社會交際活動，能帶來較多社會交往的機會，更容易交到新朋友和發(fā)展人脈，積累社會資本，不斷擴大自己的社會網(wǎng)絡(luò)，而社會網(wǎng)絡(luò)可以通過降低交易成本、信息成本、緩解流動性約束來促進家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)配置（Guiso等，1994）。社會網(wǎng)絡(luò)的測度指標(biāo)主要包括鄰居互動、家庭禮金收支和親朋好友數(shù)量等（魏昭等，2018），考慮CFPS（2014）數(shù)據(jù)的特點和可得性，本文將家庭的年人情禮金支出總額作為社會網(wǎng)絡(luò)的測度指標(biāo)，采用溫忠麟等（2004）提出的“中介效應(yīng)檢驗”方法，來探究居民飲酒習(xí)慣是否通過社會網(wǎng)絡(luò)來影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置。模型如下：

該方法的步驟為：首先檢驗式（4）中解釋變量和被解釋變量的關(guān)系[α2]是否顯著，然后檢驗式（5）中解釋變量和中間變量的關(guān)系[β2]是否顯著、式（6）中的中間變量和被解釋變量的關(guān)系[γ3]是否顯著。若都顯著則說明存在中介效應(yīng)，若只有一個顯著，則需要通過Sobel檢驗來判斷;如果Sobel檢驗結(jié)果顯著，才能說明中介效應(yīng)存在。

前文已經(jīng)得知，飲酒習(xí)慣對于家庭的風(fēng)險資產(chǎn)投資有顯著的促進作用，故首先對式（5）進行估計，表3是使用OLS法進行估計的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平下，居民的飲酒習(xí)慣與家庭人情禮金支出之間存在正向關(guān)系，即有飲酒習(xí)慣的居民，家庭人情禮金支出越多，社會網(wǎng)絡(luò)越廣。

將“家庭人情禮金支出”變量加入風(fēng)險資產(chǎn)參與方程中，考察社會網(wǎng)絡(luò)是否產(chǎn)生了中介作用。如表4所示。采用Probit模型對式（6）進行估計。結(jié)果顯示，作為中介變量的“家庭人情禮金支出”在1%的水平下顯著，且居民飲酒習(xí)慣的估計系數(shù)相較于表2中的有所降低，驗證了中介效應(yīng)的存在，說明有飲酒習(xí)慣的居民，家庭人情禮金支出越多，社會網(wǎng)絡(luò)越廣，進而增加家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的概率，這與假設(shè)2中的“擴大社會網(wǎng)絡(luò)”影響渠道相符。

此外，對于飲酒習(xí)慣與社會互動之間的關(guān)系，筆者認(rèn)為其中不存在內(nèi)生性問題，原因在于：飲酒活動能提供更多社會互動的機會（Nezlek等，1994），但社會互動不一定需要借助飲酒才能完成，飲酒行為更多是受遺傳和家庭因素的影響（雷園婷等，2018）。同時，個人參與飲酒活動時也會考慮自身的身體狀況，如果身體狀況不允許，那么可以通過其他途徑來替代飲酒進而增加社會互動。

以上結(jié)果表明，社會網(wǎng)絡(luò)的中介效應(yīng)是增加家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置的機制之一，同時需要明確的是，社會網(wǎng)絡(luò)的中介效應(yīng)雖然存在，但是由于居民飲酒習(xí)慣變量的估計系數(shù)仍然顯著，所以此處應(yīng)當(dāng)視為部分中介效應(yīng)，說明社會網(wǎng)絡(luò)不能完全解釋飲酒習(xí)慣影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與的原因。

（二）是否存在“改善收入”效應(yīng)

前文的分析表明，與不飲酒者相比，飲酒者收入水平較高（Berger和Leigh，1988）。而收入與家庭資產(chǎn)選擇緊密相關(guān)，家庭凈收入的增加會使家庭投資股票、基金、外匯、期貨等風(fēng)險性金融資產(chǎn)的概率大大增加（馬莉莉和李泉，2011）。故本文探究飲酒習(xí)慣是否通過改善家庭收入這個渠道來影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與。在式（1）中加入家庭年總收入變量進行回歸，如果控制家庭年收入變量時飲酒習(xí)慣對家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響系數(shù)減小，就能說明飲酒習(xí)慣能通過影響家庭收入進而影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資。

表5是控制家庭年收入變量前后的估計結(jié)果。在第（1）列中，沒有控制家庭總收入變量，飲酒習(xí)慣對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響系數(shù)為0.1650，在10%的置信水平上顯著。而第（2）列顯示，在控制家庭總收入變量后，飲酒習(xí)慣對家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響系數(shù)為0.1602，在10%的置信水平上顯著?？梢钥闯?，控制家庭年收入變量前后，飲酒習(xí)慣對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響系數(shù)在統(tǒng)計意義上沒有顯著差異，說明飲酒習(xí)慣對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響并不是通過改善收入這一渠道來實現(xiàn)的。其中的原因可能是，家庭中飲酒者的收入較高不一定就代表家庭的總財富水平較高。

（三）是否存在“風(fēng)險偏好”效應(yīng)

有研究表明，早期的飲酒習(xí)慣對個人風(fēng)險尋求的態(tài)度有顯著的正向促進作用（Yu和Williford，1993）。同時，風(fēng)險偏好程度高的家庭，會傾向于較多地參與股票市場，且愿意配置較高比例的股票（段軍山和崔蒙雪，2016）。為了考察這一渠道是否真的存在，我們引入居民的風(fēng)險態(tài)度變量進行研究。對應(yīng)CFPS（2014）問卷中問題：“假如您家投資，您愿意承擔(dān)的風(fēng)險如何”，該問題有4個選項，根據(jù)研究需要，本文對風(fēng)險態(tài)度變量進行重新劃分。將問題選項1（高風(fēng)險、高收益）定義為風(fēng)險偏好型，將選項2（適中風(fēng)險、穩(wěn)健收益）定義為風(fēng)險中性型、將選項3（低風(fēng)險、低收益）和選項4（不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險）定義為風(fēng)險規(guī)避型。按照以上標(biāo)準(zhǔn)對投資決策者的風(fēng)險態(tài)度進行分組后進一步進行實證研究。

表6匯報了按照風(fēng)險態(tài)度分組后，投資者的飲酒習(xí)慣對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響結(jié)果。通過比較分析可以發(fā)現(xiàn)以下特點：第一，在風(fēng)險規(guī)避組中，有飲酒習(xí)慣的投資決策者會更多地參與風(fēng)險資產(chǎn)的配置。第二，對于風(fēng)險偏好和風(fēng)險中性組，投資決策者的飲酒習(xí)慣對于風(fēng)險資產(chǎn)的參與無顯著影響。究其原因，飲酒習(xí)慣能提高個人的風(fēng)險承受能力（Anderson和Mellor，2008），風(fēng)險偏好和風(fēng)險中性的投資者風(fēng)險承受能力已經(jīng)達到較高水平，所以酒精對其風(fēng)險態(tài)度的刺激效果不明顯，而對于風(fēng)險規(guī)避型投資者，酒精的刺激對其風(fēng)險承受能力有顯著的提升作用，從而促進家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資。這與假設(shè)2中“增強風(fēng)險承受能力”影響渠道相符。

六、結(jié)論與啟示

本文基于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，對居民的飲酒習(xí)慣與家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與行為（廣度）和家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置比例（深度）之間的關(guān)系進行了深入探究。研究結(jié)果表明，居民的飲酒習(xí)慣對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資有顯著的促進作用，但對家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置比例的影響卻不顯著。探究其中的影響機制時，我們發(fā)現(xiàn)飲酒者通過飲酒活動能得到較多社會交往的機會，更容易交到新朋友和發(fā)展人脈，積累社會資本，不斷擴大自己的社會網(wǎng)絡(luò)，而社會網(wǎng)絡(luò)通過降低交易成本、信息成本、緩解流動性約束進一步促進家庭風(fēng)險資產(chǎn)的參與，但社會網(wǎng)絡(luò)不能完全解釋飲酒習(xí)慣影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與的原因，即存在社會網(wǎng)絡(luò)的部分中介效應(yīng)。除此之外，長期的飲酒習(xí)慣能增強居民風(fēng)險承受能力，會使風(fēng)險規(guī)避型的居民更多參與風(fēng)險資產(chǎn)的配置，即存在飲酒的“風(fēng)險偏好”效應(yīng)。但是，本文并未找到證據(jù)表明飲酒習(xí)慣能通過改善收入進而對家庭風(fēng)險資產(chǎn)的配置產(chǎn)生影響，說明對于本文采用的樣本數(shù)據(jù)，這一機制并不顯著，未來還有待更多的檢驗。

基于實證研究結(jié)果和影響渠道分析，家庭在進行資產(chǎn)選擇時應(yīng)更加關(guān)注到飲酒及其他生活習(xí)慣對投資者決策的影響。此外，本文也得出以下兩點政策啟示：第一，飲酒習(xí)慣促進居民參與金融投資的重要機制之一在于它的“社會網(wǎng)絡(luò)”效應(yīng)，而社會網(wǎng)絡(luò)作為一種非正式制度能有效地促進居民參與金融投資，是因為社會網(wǎng)絡(luò)使得金融投資信息的獲得更加便捷，降低了居民參與金融市場的成本。因此，政府應(yīng)當(dāng)加強居民金融知識教育，建立信息共享的長效機制，使居民在社會互動過程中積極地參與金融投資。第二，雖然我國有龐大的飲酒群體，但居民對于金融市場仍然普遍存在“有限參與”的現(xiàn)象，說明正確地引導(dǎo)居民進行金融投資并不能單純依靠飲酒習(xí)慣的養(yǎng)成，更應(yīng)該看到飲酒習(xí)慣背后所隱藏的“社會網(wǎng)絡(luò)”和“風(fēng)險偏好”效應(yīng)。同時，政府也應(yīng)當(dāng)優(yōu)化金融市場環(huán)境，不斷增加居民的可支配收入，為居民參與金融市場創(chuàng)造良好條件。

本文也存在一些不足之處：研究樣本為截面數(shù)據(jù)，并未控制時間因素，無法動態(tài)分析居民飲酒習(xí)慣的改變對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置的影響，而且受限于數(shù)據(jù)的可得性，本文無法探究居民的飲酒頻率和飲酒量對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置的影響。未來隨著此類家庭金融調(diào)查的進一步深入，上述問題將會得到很好的解決，未來的研究也將同步開展。

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