摘要：摘要老年人的經(jīng)濟(jì)來源主要有家庭、公共養(yǎng)老金和財(cái)產(chǎn)性收入三個(gè)方面。

而家庭金融資產(chǎn)收入水平將決定未來老年人是否有足夠的經(jīng)濟(jì)支持，其配置效率更決定了未來養(yǎng)老安全。利用2013年中國(guó)家庭金融資產(chǎn)調(diào)查數(shù)據(jù)，采用Tobit模型和中介效應(yīng)模型，實(shí)證分析了戶主年齡對(duì)中國(guó)居民家庭資產(chǎn)配置效率的影響，以及投資風(fēng)險(xiǎn)偏好的中介作用。研究發(fā)現(xiàn)家庭資產(chǎn)配置的效率受戶主年齡影響，這種影響并非簡(jiǎn)單的線性或者“駝峰型”而是具有兩個(gè)頂點(diǎn)的“雙峰型”關(guān)系。投資風(fēng)險(xiǎn)偏好在其中呈現(xiàn)部分中介效應(yīng)，并且中介作用會(huì)隨著戶主年齡的增加逐漸增大。本文旨在為優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置提出合理化建議，為未來的養(yǎng)老安全增加保障。

關(guān)鍵詞：關(guān)鍵詞資產(chǎn)配置效率;年齡;風(fēng)險(xiǎn)偏好;中介效應(yīng)

中圖分類號(hào)：

中圖分類號(hào)C92-05;F830.59文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1000-4149（2019）01-0054-13

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2019.01.005

一、引言

從全球來看，老年人的經(jīng)濟(jì)支持有三個(gè)主要來源：家庭、公共養(yǎng)老金和財(cái)產(chǎn)性收入。歐洲國(guó)家的養(yǎng)老支持約三分之二來自公共代際轉(zhuǎn)移，即養(yǎng)老金，其余來自財(cái)產(chǎn)性收入。美國(guó)的養(yǎng)老支持則約三分之二依靠財(cái)產(chǎn)性收入，三分之一依靠公共養(yǎng)老金[1]。拉丁美洲國(guó)家的養(yǎng)老體系也是完全依靠財(cái)產(chǎn)性收入和養(yǎng)老金，

老年人還可以將多余的養(yǎng)老金轉(zhuǎn)移給子女。這些國(guó)家的共同特點(diǎn)是家庭不作為養(yǎng)老支持的經(jīng)濟(jì)來源。而亞洲國(guó)家老年人的養(yǎng)老支持目前只有日本與前述國(guó)家類似，完全不依靠家庭養(yǎng)老[1]。現(xiàn)階段，我國(guó)老年人的經(jīng)濟(jì)來源也主要依靠這三個(gè)方面，其中家庭支持為最主要來源，養(yǎng)老金次之，財(cái)產(chǎn)性收入最弱。隨著中國(guó)老齡化程度持續(xù)加深，以家庭和公共養(yǎng)老金為主要支柱的養(yǎng)老方式將迎來巨大挑戰(zhàn)。從家庭養(yǎng)老方面看，中國(guó)家庭結(jié)構(gòu)已經(jīng)連續(xù)兩代呈現(xiàn)出明顯的少子化特征，傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老模式在未來難以持續(xù)，子女對(duì)老年人的養(yǎng)老支持將顯著減少。從公共養(yǎng)老金方面看，目前中國(guó)老年人口規(guī)模已居世界第一，根據(jù)聯(lián)合國(guó)人口司預(yù)測(cè)，到2050年中國(guó)65歲及以上老年人口將達(dá)到35889萬人，占總?cè)丝诘?6.3%，老年撫養(yǎng)比將達(dá)到44.0%。出生人數(shù)減少導(dǎo)致養(yǎng)老金繳費(fèi)人數(shù)逐年減少，而人口老齡化致使養(yǎng)老金領(lǐng)取人數(shù)不斷增加，眾多學(xué)者認(rèn)為養(yǎng)老金存在巨大缺口，而且缺口還在逐漸擴(kuò)大，養(yǎng)老金替代率呈現(xiàn)出逐漸下降的趨勢(shì)[2]。

在人口老齡化背景下，財(cái)產(chǎn)性收入作為養(yǎng)老支持的重要性正逐漸提高，家庭金融資產(chǎn)是否能合理配置及資產(chǎn)回報(bào)率的高低將關(guān)系到未來的養(yǎng)老安全。由于各種投資風(fēng)險(xiǎn)和回報(bào)差異很大，居民家庭資產(chǎn)配置的效率至關(guān)重要。所謂資產(chǎn)配置效率是指居民家庭以資金投入的最佳組合來獲取最優(yōu)資產(chǎn)回報(bào)的效果。選擇有效的家庭資產(chǎn)配置組合對(duì)提高居民家庭財(cái)產(chǎn)收入，保障養(yǎng)老安全具有重要意義。近年來，有關(guān)資產(chǎn)配置效率的問題開始受到學(xué)者們關(guān)注，然而針對(duì)中國(guó)的研究還非常少。早期的生命周期理論認(rèn)為，居民在整個(gè)生命周期中計(jì)劃其消費(fèi)和儲(chǔ)蓄，不同年齡階段有不同的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄行為。隨著研究的深入，國(guó)外研究發(fā)現(xiàn)年齡變化會(huì)影響居民金融資產(chǎn)的配置情況[3]。同樣，家庭資產(chǎn)配置組合的效率也會(huì)因年齡影響而發(fā)生改變。人口老齡化必然帶來家庭戶平均年齡的提高，本文將探究戶主年齡變動(dòng)對(duì)家庭資產(chǎn)配置效率的影響機(jī)制，對(duì)未來養(yǎng)老安全做出政策預(yù)警，為優(yōu)化居民家庭資產(chǎn)配置提出建議。

二、文獻(xiàn)綜述

1.不同年齡階段的家庭資產(chǎn)配置選擇

研究表明（戶主）年齡是居民家庭資產(chǎn)配置的重要影響因素。史密斯（Smith）和利森伯格（Litzenberger）采用1962年消費(fèi)者財(cái)務(wù)特征調(diào)查（Survey of the Financial Characteristics of Consumers，SFCC）數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建資產(chǎn)配置多樣性指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)居民資產(chǎn)配置與戶主年齡有關(guān)[4]。戈麥斯（Gomes）和米歇利德斯（Michaelides）認(rèn)為勞動(dòng)收入的水平和風(fēng)險(xiǎn)在居民整個(gè)生命周期中會(huì)不斷發(fā)生變化，因此隨著年齡的變動(dòng)居民會(huì)不斷改變投資策略以實(shí)現(xiàn)最優(yōu)投資組合[5]。

（1）部分文獻(xiàn)研究表明年齡對(duì)居民風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比例的影響是線性的。薩繆爾森（Samuelson）考慮了效用函數(shù)和資產(chǎn)回報(bào)的條件，通過數(shù)理推導(dǎo)發(fā)現(xiàn)金融資產(chǎn)的配置與居民年齡有關(guān)，隨著年齡增加，配置居民金融資產(chǎn)的比例會(huì)逐漸下降[6]。科科（Cocco）、戈麥斯和馬亨特（Maenhout）采用美國(guó)動(dòng)態(tài)收入面板調(diào)查（Panel Study of Income Dynamics，PSID）數(shù)據(jù)建立了居民生命周期中的最優(yōu)資產(chǎn)配置模型，發(fā)現(xiàn)隨著年齡的增長(zhǎng)居民會(huì)減少股票的投入來達(dá)到資產(chǎn)的優(yōu)化配置[7]?？茽枺–oile）和米利根（Milligan）采用1992—2002年健康與退休調(diào)查（Health and Retirement Study，HRS）數(shù)據(jù)考察了老年人的資產(chǎn)配置情況，發(fā)現(xiàn)隨著老年人年齡的增長(zhǎng)，其風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和房產(chǎn)的比重會(huì)逐漸下降，銀行存款成為老年人最主要的資產(chǎn)形式[8]。

（2）另有文獻(xiàn)研究表明年齡對(duì)居民風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比例的影響是曲線型的。阿萊西（Alessie）、霍奇蓋特爾

（Hochguertel）和范·索斯特（Van Soest）運(yùn)用1993—1998年荷蘭的中央儲(chǔ)蓄調(diào)查（Center Savings Survey，CSS）數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，與美國(guó)和意大利情況不同的是，隨著年齡的增加，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比例會(huì)呈現(xiàn)為先下降后增加的“U”型曲線，老年人會(huì)配置更多具有較高風(fēng)險(xiǎn)的金融資產(chǎn)，特別是90歲以上的老年人更愿意配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)[9]。維辛-喬根森（VissingJorgensen）以是否參與股票市場(chǎng)作為居民資產(chǎn)配置情況的代理變量，采用PSID數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)年齡對(duì)居民資產(chǎn)配置情況沒有顯著影響，但是通過1995年和1998年的消費(fèi)者金融調(diào)查（Survey of Consumer Finances，SCF）截面數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)年齡對(duì)居民資產(chǎn)配置情況有影響，隨著年齡的增加，居民股票市場(chǎng)參與率呈現(xiàn)先上升后下降的情況[10]。戈麥斯與米歇利德斯認(rèn)為居民在生命周期早期，由于收入較少受流動(dòng)性限制，只能有限參與到金融市場(chǎng)中，中年時(shí)期居民財(cái)產(chǎn)增加并且出于保證退休生活和遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)，投資份額迅速增加，退休后由于死亡風(fēng)險(xiǎn)增加居民的金融投資開始減少。他們采用1989—1998年SCF數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，居民金融配置比例會(huì)在工作年齡階段不斷提高，到退休階段則會(huì)逐漸下降[11]。伊瓦薩科（Iwaisako）采用日本銀行資產(chǎn)賬戶表（the Bank of Japan’s Flow of Funds Auount）匯總和日經(jīng)雷達(dá)數(shù)據(jù)（Nikkei Radar data）中的分類數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，股票在居民家庭金融財(cái)富中所占比例會(huì)隨年齡發(fā)生變化，在青年時(shí)期股票所占的比例會(huì)逐漸增加并達(dá)到一個(gè)較為穩(wěn)定的比例，到老年時(shí)期則會(huì)逐漸下降，呈現(xiàn)出駝峰形狀[12]。韋希特爾（Wachter）和余吳（Yogo）采用1984—2004年SCF數(shù)據(jù)研究也發(fā)現(xiàn)，居民股票資產(chǎn)的配置份額隨年齡的增長(zhǎng)呈現(xiàn)先增長(zhǎng)后下降的“駝峰型”[13]。弗拉萬（Flavin）和山下（Yamashita）認(rèn)為受到房屋投資的擠壓，股票資產(chǎn)配置率隨年齡的變化呈現(xiàn)“駝峰型”，并且股票配置率最高時(shí)的年齡也是居民房屋價(jià)值占總資產(chǎn)比例最低時(shí)的年齡[14]。上述研究雖然成果存在差異，但都證實(shí)了年齡變動(dòng)對(duì)居民家庭資產(chǎn)配置選擇的重要影響。而不同的資產(chǎn)配置方案，其資產(chǎn)回報(bào)率也不同。

2.年齡對(duì)家庭資產(chǎn)配置效率的影響

不同的資產(chǎn)配置組合會(huì)導(dǎo)致居民家庭資產(chǎn)配置效率的差異，基于此，眾多學(xué)者對(duì)年齡與居民資產(chǎn)配置效率的關(guān)系做了進(jìn)一步探討。波特巴（Poterba）和薩姆威克（Samwick）采用1983—1992年的數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建人口年齡隊(duì)列發(fā)現(xiàn)隨著年齡的變化，居民配置股票和其他資產(chǎn)的比例也在不斷改變，居民資產(chǎn)配置效率也隨之發(fā)生變化[15]。弗拉萬和山下采用1989年美國(guó)PSID數(shù)據(jù)并利用均值—方差模型研究發(fā)現(xiàn)，由于年輕家庭具有強(qiáng)烈的避險(xiǎn)動(dòng)機(jī)，其配置金融資產(chǎn)的比例和有效性都低于老年家庭[16]?？瓶撇捎?970年美國(guó)PSID數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，由于住房消費(fèi)的擠壓，年輕人配置于金融市場(chǎng)的資金比例低于老年人，且資產(chǎn)配置的效率也更低[17]?；魻杻?nèi)夫（Horneff）、米切爾（Mitchell）和摩爾（Maurer）采用1974—2004年美國(guó)時(shí)間序列數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，隨著居民年齡的增長(zhǎng)，風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度增加，居民會(huì)逐漸退出風(fēng)險(xiǎn)投資市場(chǎng)，從而降低居民資產(chǎn)配置的效率[18]。柴時(shí)軍利用2011年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（China Household Financial Survey，CHFS）進(jìn)行Tobit回歸發(fā)現(xiàn)，年齡對(duì)中國(guó)居民家庭資產(chǎn)配置效率的影響呈現(xiàn)倒“U”型，隨著年齡的增加，居民資產(chǎn)配置的有效性出現(xiàn)先上升后下降的趨勢(shì)[19]。

由于數(shù)據(jù)和方法上的差異，也有一些研究認(rèn)為年齡對(duì)居民資產(chǎn)配置的效率沒有影響?？布{（Canner）、曼昆（Mankiw）和威爾（Weil）通過建立資產(chǎn)配置模型，論證了居民的最優(yōu)資產(chǎn)配置應(yīng)當(dāng)保持一個(gè)固定的比例，這個(gè)比例不受年齡的影響[20]。佩利宗（Pelizzon）和韋伯（Weber）運(yùn)用1998年意大利銀行家庭收入與財(cái)富調(diào)查（the Bank of Italyrun Survey on Household Income and Wealth，SHIW）數(shù)據(jù)，測(cè)算了意大利居民家庭資產(chǎn)配置的效率，并且通過回歸分析發(fā)現(xiàn)年齡對(duì)居民家庭資產(chǎn)配置的效率沒有顯著影響[21-22]。

吳衛(wèi)星、丘艷春和張琳琬采用2009年“投資者行為調(diào)查”數(shù)據(jù)通過赫克曼（Heckman）兩步法修正模型研究發(fā)現(xiàn)，年齡對(duì)居民資產(chǎn)配置有效性沒有顯著影響[23]。

綜上，文獻(xiàn)表明年齡變動(dòng)會(huì)對(duì)居民家庭資產(chǎn)配置狀況產(chǎn)生影響，但對(duì)居民家庭資產(chǎn)配置效率的影響結(jié)論并不一致。

基于此，本文將梳理年齡對(duì)居民家庭資產(chǎn)配置有效性的影響機(jī)制并結(jié)合中國(guó)國(guó)內(nèi)實(shí)際情況深入探討年齡對(duì)居民家庭資產(chǎn)配置效率的影響。

三、理論框架與概念界定

1.年齡對(duì)家庭資產(chǎn)配置效率影響的理論框架與研究假設(shè)

（1）居民家庭資產(chǎn)配置效率受年齡變動(dòng)的影響。

莫迪利安尼（Modigliani）提出生命周期理論，該理論認(rèn)為理性的消費(fèi)者會(huì)考慮生命周期的長(zhǎng)短，并在生命的不同階段合理規(guī)劃消費(fèi)和儲(chǔ)蓄以實(shí)現(xiàn)效用最大化。此后，為了研究家庭的資產(chǎn)選擇行為，眾多學(xué)者開始將投資決策納入生命周期框架，認(rèn)為消費(fèi)者會(huì)根據(jù)所處的生命周期對(duì)自身的投資組合進(jìn)行相應(yīng)調(diào)整。博迪（Bodie）和默頓（Merton）將收入納入生命周期資產(chǎn)選擇理論，假定個(gè)人在初始時(shí)具有一定數(shù)量的金融資產(chǎn)和人力資本，在每個(gè)時(shí)間點(diǎn)上，個(gè)人決定其消費(fèi)的數(shù)量和金融資產(chǎn)投資的比例，以及風(fēng)險(xiǎn)性資產(chǎn)在金融資產(chǎn)投資上的比例、工作的時(shí)間等，以達(dá)到終生預(yù)期效用的最大化[24]。戈麥斯與米歇利德斯研究發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)收入的水平和風(fēng)險(xiǎn)在居民整個(gè)生命周期中會(huì)不斷發(fā)生變化，因此居民會(huì)隨著年齡的變化不斷改變投資策略以增強(qiáng)資產(chǎn)配置效率[5]。維塞拉（Viceira）認(rèn)為勞動(dòng)收入的不確定性使其更像是一種風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，這會(huì)導(dǎo)致居民減少風(fēng)險(xiǎn)投資的份額，進(jìn)而影響居民資產(chǎn)配置的效率[25]?？梢娋用褓Y產(chǎn)配置效率受到預(yù)期收入的影響，而居民的預(yù)期收入與年齡息息相關(guān)，隨著年齡的增加居民預(yù)期收入也將有所改變[26]。因此，年齡會(huì)對(duì)居民資產(chǎn)配置的效率產(chǎn)生影響，基于此，本文提出假設(shè)1。

H1：居民家庭資產(chǎn)配置效率與年齡相關(guān)

（2）家庭投資風(fēng)險(xiǎn)偏好的中介作用。①年齡對(duì)居民投資風(fēng)險(xiǎn)偏好的影響。已有文獻(xiàn)表明，年齡與風(fēng)險(xiǎn)偏好負(fù)相關(guān)。莫林（Morin）與蘇亞雷斯（Suarez）通過1969年加拿大的家庭調(diào)查截面數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，居民的投資風(fēng)險(xiǎn)偏好會(huì)隨著年齡的增長(zhǎng)而降低[27]。波爾松（Palsson）利用瑞典1985年的截面數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，隨著戶主年齡的增加居民的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度逐漸下降[28]。哈萊克（Halek）和艾森豪爾（Eisenhauer）通過公式推導(dǎo)并采用1992年HRS數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，人口學(xué)因素對(duì)居民的投資風(fēng)險(xiǎn)偏好具有顯著影響，年齡是其中的一個(gè)重要因素，隨著居民年齡的增加其投資風(fēng)險(xiǎn)偏好逐漸降低[29]。沃森（Watson）采用澳大利亞的大學(xué)退休人員數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)女性要比男性更加厭惡風(fēng)險(xiǎn)，但無論男女其風(fēng)險(xiǎn)偏好都隨年齡的遞增而降低[30]。布里克（Brick）和伯恩斯（Burns）采用南美洲的數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，居民風(fēng)險(xiǎn)偏好隨年齡增長(zhǎng)而下降[31]。

②投資風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)資產(chǎn)配置效率的影響。

馬科維茨（Markowitz）、托德（Todd）和夏普（Sharpe）通過均值—方差分析，研究了居民家庭資產(chǎn)配置問題，發(fā)現(xiàn)居民資產(chǎn)配置效率與居民的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度有關(guān)[32]。洪（Hong）、庫比克（kubik）、斯工（stein）采用1992年HRS數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，居民投資風(fēng)險(xiǎn)偏好越高其投資股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的幾率越高[33]。

久保田（Kubota）、得永（Tokunaga）和瓦達(dá)（Wada）采用日本1986年1月到1998年12月共167個(gè)月的家庭消費(fèi)和資產(chǎn)回報(bào)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，投資風(fēng)險(xiǎn)偏好越高的家庭其家庭資產(chǎn)配置的效率越高[34]。崔巍基于STZ實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，研究了北京大學(xué)192名學(xué)生的風(fēng)險(xiǎn)偏好與投資收益情況，發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)偏好程度越低的投資者其金融參與程度越低，影響資產(chǎn)配置效率[35]。吳慶躍、周欽采用2011年CHFS數(shù)據(jù)進(jìn)行Probit回歸，實(shí)證發(fā)現(xiàn)高風(fēng)險(xiǎn)偏好家庭會(huì)顯著影響其股市參與程度[36]。陳永偉、史宇鵬、權(quán)五燮利用2011年CHFS數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險(xiǎn)偏好程度越高的家庭其持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和股票的概率越高，資產(chǎn)配置效率也越高[37]?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)2。

H2：年齡通過影響居民投資風(fēng)險(xiǎn)偏好影響資產(chǎn)配置效率根據(jù)前面的分析，年齡對(duì)居民資產(chǎn)配置效率的影響路徑如圖1所示。

2.資產(chǎn)配置效率的界定

本文的被解釋變量為居民資產(chǎn)配置效率，是指居民家庭以資金投入的最佳組合來獲取最優(yōu)的資產(chǎn)回報(bào)效果。但由于居民家庭的投資偏好具有異質(zhì)性，居民家庭之間的資產(chǎn)配置組合各不相同，并且受限于目前的數(shù)據(jù)我們無法準(zhǔn)確得知居民家庭的具體資產(chǎn)配置情況，無法準(zhǔn)確計(jì)算居民資產(chǎn)配置組合的效率。因此本文采用居民資產(chǎn)配置組合的預(yù)期回報(bào)率代替。預(yù)期回報(bào)率計(jì)算方式如下：

本文考察的家庭資產(chǎn)配置組合主要包括四種：股票、基金、銀行理財(cái)和債券。由于CHFS數(shù)據(jù)只有家庭資產(chǎn)配置信息數(shù)據(jù)，沒有回報(bào)率數(shù)據(jù)，因此我們借鑒佩利宗和韋伯的做法，采用指數(shù)替代的方式來反映居民各項(xiàng)資產(chǎn)的收益率，然后計(jì)算居民資產(chǎn)配置的預(yù)期回報(bào)率[21]。具體方法為，以經(jīng)濟(jì)周期內(nèi)股票市場(chǎng)月均收益率來代表居民股票回報(bào)率，以基金市場(chǎng)月均收益率來代表居民基金回報(bào)率，同樣的，銀行理財(cái)產(chǎn)品和債券收益率也如此計(jì)算。根據(jù)王培輝、康書生的研究結(jié)果，本文經(jīng)濟(jì)周期截取的時(shí)間段為2005年1月至2015年3月[38]。本文選擇上海證券交易所和深圳證券交易所的A股股票按其成交額加權(quán)的月均收益率情況代表居民股票回報(bào)率，數(shù)據(jù)來源于中國(guó)經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫（CCER）;采用可以綜合反映中國(guó)基金市場(chǎng)走勢(shì)的中國(guó)基金總指數(shù)的月均收益率來代表居民家庭的基金回報(bào)率，數(shù)據(jù)來源于Wind金融客戶端;以Choice金融客戶端匯總的各類銀行理財(cái)產(chǎn)品的平均月收益率代表居民銀行理財(cái)產(chǎn)品的月回報(bào)率;以能夠反映中國(guó)國(guó)債和企業(yè)債收益的中債總?cè)珒r(jià)指數(shù)月均收益率代表居民的債券投資回報(bào)率。

四、數(shù)據(jù)說明與變量選擇

本文居民人口學(xué)特征和家庭資產(chǎn)配置等信息主要來自于2013年西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融與調(diào)查研究中心的CHFS數(shù)據(jù)，該調(diào)查覆蓋全國(guó)25個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）共28142戶家庭?？紤]到戶主對(duì)家庭的資產(chǎn)配置狀況更加了解，本文篩選了受訪者為戶主的家庭作為研究對(duì)象，整理后得到有效樣本19717條。

本文主旨是研究年齡對(duì)居民資產(chǎn)配置效率（expect）的影響，因此將年齡（age）作為主要解釋變量，以戶主年齡作為家庭年齡的代理變量。年齡通過影響居民投資風(fēng)險(xiǎn)偏好來影響資產(chǎn)配置組合及其效率，因此本文中介變量為居民投資風(fēng)險(xiǎn)偏好（risk）。另外，考慮到其他因素也會(huì)對(duì)居民家庭資產(chǎn)配置效率產(chǎn)生影響，本文加入一系列控制變量。居民家庭的資產(chǎn)配置選擇可能存在性別差異，因此加入性別變量（sex），其中0代表男性，1代表女性。中國(guó)是典型的城鄉(xiāng)二元社會(huì)，城鄉(xiāng)間各方面差異巨大，本文加入城鄉(xiāng)變量（rural），其中0代表城市，1代表農(nóng)村。受教育程度對(duì)居民金融知識(shí)的掌握具有重要影響，進(jìn)而影響其資產(chǎn)配置效率，因此加入居民受教育程度變量（edu），本文將原數(shù)據(jù)中的“沒上過學(xué)”“小學(xué)”“初中”三項(xiàng)合并為“初中及以下”，“高中”“中?！眱身?xiàng)合并為“高中/中專”，將“大學(xué)本科”“碩士研究生”“博士研究生”合并為“本科及以上”，并按1—4重新編碼為“初中及以下”、“高中/中?！?、“大專”和“本科及以上”。婚姻狀況（marry）會(huì)影響居民家庭的資產(chǎn)配置選擇，也會(huì)對(duì)居民家庭的資產(chǎn)配置效率產(chǎn)生重要影響，本文將原數(shù)據(jù)中的“未婚” “分居”“離婚”“喪偶”合并為單身并編碼為0，“已婚”“同居”合并為“已婚”并編碼為1。身體健康情況是居民參與社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的基礎(chǔ)，對(duì)居民資產(chǎn)配置的效率具有重要影響，本文加入健康狀況變量（health），將原數(shù)據(jù)的健康狀況按1—5重新編碼為身體狀況非常差、差、一般、好和非常好。根據(jù)王翌秋、王昊宇的研究，家庭成員數(shù)量變動(dòng)會(huì)影響居民家庭的投資組合狀況[39]，因此加入家庭成員數(shù)量（num）。另外，居民家庭收入是其資產(chǎn)配置的基礎(chǔ)，本文加入居民家庭收入（千元）（hhincome）為控制變量。

五、實(shí)證研究

1.描述性統(tǒng)計(jì)分析

為了更好地觀察年齡分布情況，我們將戶主年齡按5歲一組進(jìn)行分組。通過描述性統(tǒng)計(jì)分析可以看到，戶主年齡占比較高的是45—49歲年齡組，其占比為12.36%，預(yù)期回報(bào)率隨著年齡的增加總體呈現(xiàn)出先增長(zhǎng)后下降的“駝峰型”，峰值為0.634，出現(xiàn)在35—39歲年齡組。男性戶主占比較高為69.23%，男性戶主家庭的預(yù)期回報(bào)率要低于女性戶主家庭。城鎮(zhèn)家庭占比為69.08%，高于農(nóng)村家庭，其預(yù)期回報(bào)率要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于農(nóng)村家庭。戶主已婚的家庭占82.03%，其預(yù)期回報(bào)率高于戶主未婚的家庭。戶主受教育程度為初中及以下的家庭占比最高為61.63%，隨著戶主受教育程度的提高其預(yù)期回報(bào)率也隨之提升。健康狀況方面，戶主身體狀況越好其預(yù)期回報(bào)率越高。具體情況如表1所示。

2.相關(guān)性分析

本文采用皮爾遜（Pearson）和斯皮爾曼（Spearman）檢驗(yàn)，來考察變量間的相關(guān)關(guān)系，為進(jìn)一步的回歸分析奠定基礎(chǔ)。表2的相關(guān)系數(shù)矩陣表明，年齡與預(yù)期回報(bào)率在1%顯著性水平上呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，即年齡越高其預(yù)期回報(bào)率越低，初步驗(yàn)證了研究假設(shè)1。此外，風(fēng)險(xiǎn)偏好與預(yù)期回報(bào)率在1%顯著性水平上呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，說明投資者的風(fēng)險(xiǎn)偏好越高其預(yù)期回報(bào)率越高。同時(shí)年齡與風(fēng)險(xiǎn)偏好也在1%顯著性水平上呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明隨著年齡的增加，投資者的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度降低?？梢猿醪津?yàn)證研究假設(shè)2。

模型（1）控制了其他相關(guān)變量后，各年齡組對(duì)預(yù)期收益的影響均顯著，除了25—29歲年齡組在5%顯著性水平上顯著外，其余年齡段均在1%顯著性水平上顯著。25—29歲年齡組系數(shù)為1.330，表明該年齡組的居民投資預(yù)期回報(bào)率要高于25歲以下年齡組，其余年齡組系數(shù)的解釋同理。并且與以往研究不同，年齡對(duì)居民預(yù)期收益的影響并非簡(jiǎn)單的線性或者“駝峰型”關(guān)系，而是分別在40—44歲組和60—64歲組有兩個(gè)頂點(diǎn)的“雙峰型”關(guān)系，并且60—64歲年齡組的系數(shù)為5.297，高于40—44歲年齡組的5.118。在40—44歲年齡組達(dá)到頂點(diǎn)，可能是居民在這個(gè)階段正處在“不惑之年”，對(duì)金融市場(chǎng)各方面知識(shí)與經(jīng)驗(yàn)正處在比較豐富的階段并且更加渴望參與金融市場(chǎng)獲取更高收益，因此其預(yù)期回報(bào)率也會(huì)較高。在60—64歲年齡段達(dá)到另一個(gè)頂點(diǎn)，居民在該階段正處于退休或?qū)⒁诵蓦A段，勞動(dòng)收入預(yù)期降低，為了保證收入的穩(wěn)定而進(jìn)入金融市場(chǎng)尋求資產(chǎn)收益的欲望更強(qiáng)烈，同時(shí)居民在此階段已積累了大量的經(jīng)驗(yàn)?zāi)軌蛴行У剡M(jìn)行金融投資合理配置資產(chǎn)。

在控制變量中，性別變量在1%顯著性水平上顯著，說明相對(duì)于男性戶主家庭，女性戶主家庭的預(yù)期回報(bào)率更高。這與以往男性戶主家庭投資預(yù)期回報(bào)率高于女性家庭的結(jié)果不同?？赡苁怯捎谂詰糁髟谕顿Y方面更加謹(jǐn)慎，因此對(duì)資產(chǎn)配置的選擇上會(huì)更加注重效率。城鄉(xiāng)變量的系數(shù)為-6.035并且在1%顯著性水平上顯著，表明農(nóng)村家庭的預(yù)期回報(bào)率要遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)家庭。這可能是由于農(nóng)村家庭對(duì)金融資產(chǎn)了解較少，金融市場(chǎng)的參與率較低，其主要的資產(chǎn)配置方式以銀行存款為主，因此農(nóng)村家庭的資產(chǎn)配置有效性要低于城鎮(zhèn)家庭。居民受教育程度變量的系數(shù)為正并且在1%顯著性水平上顯著，說明隨著居民受教育程度的提升其預(yù)期回報(bào)率也隨之上升。這是由于投資需要一定的金融知識(shí)，居民受教育程度越高，其接受的金融知識(shí)也更多，對(duì)投資的收益也更加有把握?；橐鰻顩r變量系數(shù)為正并在1%顯著性水平上顯著。說明已婚家庭的資產(chǎn)配置有效性要高于“未婚”家庭。造成這種差異的原因可能是，已婚家庭做資產(chǎn)配置決策時(shí)是夫妻共同協(xié)商完成，因此其對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的規(guī)避能力要高于未婚家庭，資產(chǎn)配置效率也更高。健康狀況變量在10%的顯著性水平上顯著。表明居民健康狀況的提升會(huì)對(duì)居民家庭投資的預(yù)期回報(bào)率產(chǎn)生正向影響。這是由于身體健康狀況更好的人會(huì)有更多的精力投入到金融市場(chǎng)中，對(duì)市場(chǎng)變動(dòng)把握更加準(zhǔn)確，因此其預(yù)期回報(bào)率也更高。家庭成員數(shù)量對(duì)居民預(yù)期回報(bào)率具有負(fù)向影響，隨著家庭成員數(shù)量的增加，其預(yù)期回報(bào)率會(huì)降低。這可能是由于家庭成員較多的家庭更多的是與父母同住，因此需要花費(fèi)更多的金錢與精力來照顧長(zhǎng)輩，投資的時(shí)間與資金會(huì)受到更多限制。家庭收入變量對(duì)居民預(yù)期回報(bào)率具有正向影響，隨著居民家庭收入的增加，其投資的預(yù)期回報(bào)率也會(huì)增加。

至此，可以驗(yàn)證研究假設(shè)1，居民家庭資產(chǎn)配置效率與年齡相關(guān)。

為驗(yàn)證假設(shè)2，在模型（1）的基礎(chǔ)上加入模型（2）和模型（3），采用中介效應(yīng)模型來進(jìn)行驗(yàn)證。模型（2）的結(jié)果顯示年齡對(duì)居民風(fēng)險(xiǎn)偏好的影響均在1%顯著性水平上顯著，與之前年齡對(duì)居民投資風(fēng)險(xiǎn)偏好影響的研究結(jié)果基本一致，即隨著居民年齡的增長(zhǎng)其投資風(fēng)險(xiǎn)偏好逐漸降低。模型（3）在模型（1）的基礎(chǔ)上加入居民投資風(fēng)險(xiǎn)偏好變量，結(jié)果顯示居民投資風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)居民投資預(yù)期回報(bào)率的影響在1%顯著性水平上顯著。年齡變量的顯著性與模型（1）一致。因此

可以得出結(jié)論：居民投資風(fēng)險(xiǎn)偏好在年齡影響居民投資預(yù)期回報(bào)率的過程中起到了部分中介作用。模型（2）表明，相對(duì)于25歲以下年齡組，25—29歲年齡組的風(fēng)險(xiǎn)偏好要低，其余年齡組解釋方式類似。模型（3）中年齡變量的系數(shù)高于模型（1），說明在控制了投資風(fēng)險(xiǎn)偏好因素后居民的投資預(yù)期回報(bào)率會(huì)有所提高。

至此，可以驗(yàn)證研究假設(shè)2，年齡會(huì)通過影響居民投資風(fēng)險(xiǎn)偏好影響資產(chǎn)配置效率。

根據(jù)中介效應(yīng)占比的計(jì)算公式|δ0*γl/（δ0*γl+δl）|可以計(jì)算出投資風(fēng)險(xiǎn)偏好在各個(gè)年齡段的中介效應(yīng)占比，計(jì)算結(jié)果如表3第5列所示。計(jì)算結(jié)果表明，

25—29歲年齡段投資風(fēng)險(xiǎn)偏好的中介效應(yīng)較高，可能是由于在這一階段，居民正步入而立之年，面臨的生活壓力較大，對(duì)未來缺少把握，在投資上的風(fēng)險(xiǎn)偏好更加謹(jǐn)慎。隨后投資風(fēng)險(xiǎn)偏好的中介效應(yīng)占比呈現(xiàn)隨年齡增加而提高的趨勢(shì)，因?yàn)殡S著居民年齡的增加其預(yù)期壽命降低，其對(duì)財(cái)富的渴望也會(huì)降低，對(duì)現(xiàn)有資產(chǎn)保值意愿更強(qiáng)而不愿承擔(dān)高風(fēng)險(xiǎn)去獲取高收益。

4.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保研究結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)一步對(duì)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。①采用OLS回歸進(jìn)行檢驗(yàn)。雖然最小二乘法（OLS）可能導(dǎo)致回歸結(jié)果的偏誤，但其結(jié)果的趨勢(shì)具有一定的可信性，因此本文采用OLS回歸重新建模，進(jìn)行穩(wěn)健性分析。OLS回歸結(jié)果與前面研究趨勢(shì)基本一致，說明不同的回歸方法不會(huì)對(duì)本文的實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生根本性影響。②采用夏普率代替資產(chǎn)配置效率。對(duì)于資產(chǎn)配置效率問題，吳衛(wèi)星、丘艷春、張琳琬曾采用夏普率衡量居民家庭資產(chǎn)配置的有效性[23]，本文參照其做法將因變量替換為夏普率，回歸結(jié)果與前面結(jié)果一致，說明不同的衡量方式不會(huì)對(duì)本文實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生根本性影響。因此，本文的研究結(jié)果具有良好的穩(wěn)健性。

六、主要結(jié)論和建議

本文以2013年CHFS數(shù)據(jù)庫中受訪者為戶主的家庭作為考察對(duì)象，研究了年齡對(duì)居民家庭資產(chǎn)配置有效性的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，居民家庭資產(chǎn)配置回報(bào)率與年齡并非簡(jiǎn)單的線性或者“駝峰型”關(guān)系而是

有兩個(gè)頂點(diǎn)的“雙峰型”關(guān)系。另外我們發(fā)現(xiàn)年齡通過中介變量影響居民投資回報(bào)率的傳導(dǎo)機(jī)制，即年齡會(huì)通過影響居民的投資風(fēng)險(xiǎn)偏好來影響其資產(chǎn)配置的回報(bào)率。中國(guó)養(yǎng)老金缺口在逐漸擴(kuò)大，養(yǎng)老金替代率逐年降低，這就要求居民合理配置資產(chǎn)以應(yīng)對(duì)未來的養(yǎng)老問題。我們的研究結(jié)果可以為政策制定者所借鑒，以保障老年人的養(yǎng)老資金安全。

第一，居民資產(chǎn)配置效率在40—44歲階段達(dá)到第一個(gè)頂點(diǎn)，在60—64歲階段達(dá)到第二個(gè)頂點(diǎn)，而第一個(gè)頂點(diǎn)要低于第二個(gè)頂點(diǎn)。這說明居民在生命周期前期資產(chǎn)配置效率較低，政府應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步完善金融市場(chǎng)，提供更加豐富多樣的金融產(chǎn)品，為居民參與金融市場(chǎng)提供更多選擇，引導(dǎo)居民進(jìn)行有效投資，提高居民金融市場(chǎng)的參與度和資產(chǎn)配置效率。

在第一個(gè)頂點(diǎn)過后又在60—64歲出現(xiàn)第二個(gè)頂點(diǎn)，說明隨著中國(guó)居民金融素養(yǎng)的提高，老年人也可以通過金融市場(chǎng)合理配置自己的資產(chǎn)，獲取更高財(cái)產(chǎn)性收入，為此，金融機(jī)構(gòu)可增加針對(duì)老年人的市場(chǎng)調(diào)研為老年人設(shè)計(jì)更豐富多樣的金融理財(cái)產(chǎn)品。

居民資產(chǎn)配置效率在達(dá)到第二個(gè)頂點(diǎn)后開始下降，這是由于老年人對(duì)資產(chǎn)保值意愿更強(qiáng)烈因而逐步退出金融市場(chǎng)造成的，因此可以開發(fā)更多風(fēng)險(xiǎn)低、保值功能優(yōu)異的金融產(chǎn)品，供老年人選擇。

第二，年齡會(huì)通過影響居民的投資風(fēng)險(xiǎn)偏好來影響居民的資產(chǎn)配置效率，在控制了投資風(fēng)險(xiǎn)偏好因素后居民的資產(chǎn)配置效率會(huì)有所提升。而居民的投資風(fēng)險(xiǎn)偏好會(huì)受到自身金融知識(shí)的影響，政府可加強(qiáng)宣傳金融知識(shí)，加大對(duì)居民家庭進(jìn)行金融普惠教育的力度，提高居民的金融素養(yǎng)。投資風(fēng)險(xiǎn)偏好的中介效應(yīng)隨年齡的增加呈現(xiàn)逐漸增加的趨勢(shì)，這是比較難以改變的情況，因此應(yīng)鼓勵(lì)居民在年輕時(shí)合理參與金融市場(chǎng)配置資產(chǎn)，提高資產(chǎn)配置回報(bào)率，為將來的養(yǎng)老增加更多保障。

第三，在居民自身資產(chǎn)配置效率較低的情況下，政府可促進(jìn)完善商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度。以參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)可減免個(gè)人所得稅繳納額度等形式鼓勵(lì)居民，為居民的養(yǎng)老減輕負(fù)擔(dān)。此外，對(duì)于因金融知識(shí)匱乏無法參與金融市場(chǎng)的居民，政府可設(shè)立專項(xiàng)基金，在征得居民同意后將其社保基金轉(zhuǎn)移到此基金賬戶中代替居民家庭進(jìn)行資產(chǎn)投資，提高居民家庭資產(chǎn)配置的效率，以此來為老年人的養(yǎng)老安全增加保障。

第四，本文研究發(fā)現(xiàn)收入對(duì)居民家庭資產(chǎn)配置具有正向影響，因此政府可采取有效措施增加居民收入，使其在資產(chǎn)配置有效性最高的年齡可以投入更多的資產(chǎn)，為今后的養(yǎng)老提供保障。另外，金融機(jī)構(gòu)要適當(dāng)降低投資門檻，讓財(cái)富比較少的家庭也有更多機(jī)會(huì)參與金融市場(chǎng)，分散資產(chǎn)配置以增進(jìn)配置效率，從而讓每個(gè)家庭都能享受到金融創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的好處。

參考文獻(xiàn)：

參考文獻(xiàn)內(nèi)容[1]LEE R. Intergenerational transfers， the biological life cycle， and human society[J]. Population amp; Development Review， 2013， 38（1）：23-35.

[2]鄒鐵釘.延遲退休與養(yǎng)老保險(xiǎn)制度并軌的財(cái)政及就業(yè)效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2017（6）：92-106.

[3]PierreAndré Chiappori， PAIELLA M. Relative risk aversion is constant： evidence from panel data[J]. Journal of the European Economic Association， 2011， 9（6）：1021-1052.

[4]SMITH K V， LITZENBERGER R H. Session topic： the allocation of wealth to risky assets： discussion[J]. Journal of Finance， 1975， 30（2）：621-629.

[5]GOMES F， MICHAELIDES A. Lifecycle asset allocation： a model with borrowing constraints， uninsurable labor income risk and stockmarket participation costs[EB/OL].

[2002-02-08].http：//papers.ssrn.com/sol3/pa

[6]SAMUELSON P A. A case at last for agephased reduction in equity[J]. Proceedings of the National Academy of Sciences， 1989， 86（22）：9048-9051.

[7]COCCO J F， GOMES F J， MAENHOUT P J. Consumption and portfolio choice over the life cycle[J]. Review of Financial Studies， 2005， 18（2）：491-533.

[8]COILE C， MILLIGAN K. How household portfolios evolve after retirement： the effect of aging and health shocks[J]. Review of Income amp; Wealth， 2009， 55（2）：226-248.

[9]ALESSIE R， HOCHGUERTEL S， VAN SOEST A. Household portfolios in the Netherlands[J]. Social Science Electronic Publishing， 2000， 9（4）：381-387.

[10]VISSINGJORGENSEN A. Towards an explanation of household portfolio choice heterogeneity： nonfinancial income and articipation cost structures[R]. Nber Working Papers， 2002.

[11]GOMES F， MICHAELIDES A. Optimal life-cycle asset allocation： understanding the empirical evidence[J]. Journal of Finance， 2005， 60（2）：869-904.

[12]IWAISAKO T. Household portfolios in Japan[J]. Japan amp; the World Economy， 2009， 21（4）：373-382.

[13]WACHTER J A， YOGO M. Why do household portfolio shares rise in wealth？[J]. Review of Financial Studies， 2010， 23（11）：3929-3965.

[14]FLAVIN M， YAMASHITA T. Owneroccupied housing： lifecycle implications for the household portfolio[J]. American Economic Review， 2011， 101（3）：609-614.

[15]POTERBA J M， SAMWICK A. Household portfolio allocation over the life cycle[R]. Nber Working Papers， 1997.

[16]FLAVIN M， YAMASHITA T. Owneroccupied housing and the composition of the household portfolio[J]. American Economic Review， 2002， 92（1）：345-362.

[17]COCCO J F. Portfolio choice in the presence of housing[J]. Review of Financial Studies， 2005， 18（2）：535-567.

[18]HORNEFF W J， MITCHELL O S， MAURER R， et al. Optimizing the retirement decision： asset allocation， annuitization， and risk aversion[R]. Nber Working Papers， 2006.

[19]柴時(shí)軍.社會(huì)資本與家庭投資組合有效性[J].中國(guó)經(jīng)濟(jì)問題，2017（4）：27-39.

[20]CANNER N， MANKIW N G， WEIL" D N. An asset allocation puzzle[J]. American Economic Review， 1997， 87 （1）：181-191.

[21]PELIZZON L， WEBER G. Are household portfolios efficient？ an analysis conditional on housing[J]. Journal of Financial amp; Quantitative Analysis， 2008， 43（2）：401-431.

[22]PELIZZON L， WEBER G. Efficient portfolios when housing needs change over the life cycle[J]. Journal of Banking amp; Finance， 2009， 33（11）：2110-2121.

[23]吳衛(wèi)星，丘艷春，張琳琬.中國(guó)居民家庭投資組合有效性：基于夏普率的研究[J].世界經(jīng)濟(jì)，2015（1）：154-172.

[24]BODIE Z， MERTON R C， SAMUELSON W F. Labor supply flexibility and portfolio choice in a life cycle model[J]. Journal Wonomic Dynamics and Control， 1992， 16（3-4）：427-449.

[25]VICEIRA L M. Optimal portfolio choice for longhorizon investors with nontradable labor income[J]. Journal of Finance， 2001， 56（2）：433-470.

[26]BENZONI L， COLLIN D P， GOLDSTEIN R S. Portfolio choice over the lifecycle when the stock and labor markets are cointegrated[J]. Social Science Electronic Publishing， 2007， 62（5）：2123-2167.

[27]MORIN R A， SUAREZ A F. Risk aversion revisited[J]. Journal of Finance， 1983， 38（4）：1201-1216.

[28]PALSSON A M. Does the degree of relative risk aversion vary with household characteristics[J]. Journal of Economic Psychology， 1996， 17（6）：771-787.

[29]HALEK M， EISENHAUER J G. The demography of risk aversion[J]. Journal of Risk amp; Insurance， 2001， 68（1）：1-24.

[30]WATSON J. Gender differences in risk aversion and expected retirement benefits[J]. Financial Analysis Journal， 2007， 63（4）：52-62.

[31]BRICK K， BURNS J. Risk aversion： experimental evidence from south African fishing communities[J]. American Journal of Agricultural Economics， 2012， 94（1）：133-152.

[32]MARKOWITZ H M， TODD G P， SHARPE W F. Meanvariance analysis in portfolio choice and capital markets[M]. Pennsylvanla： Frank J. Fabozzi Associates， 2000：23-40.

[33]HONG H， KUBIK J D， STEIN J C. Social interaction and stockmarket participation[J]. Journal of Finance， 2004，59（1）： 137-163.

[34]KUBOTA K， TOKUNAGA T， WADA K. Consumption behavior， asset returns， and risk aversion： evidence from the Japanese household survey[J]. Japan amp; the World Economy， 2008， 20（1）：1-18.

[35]崔巍.信任、市場(chǎng)參與和投資收益的關(guān)系研究[J].世界經(jīng)濟(jì)，2013（9）：127-138.

[36]吳慶躍，周欽.醫(yī)療保險(xiǎn)、風(fēng)險(xiǎn)偏好與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資[J].投資研究，2015（5）：18-32.

[37]陳永偉，史宇鵬，權(quán)五燮.住房財(cái)富、金融市場(chǎng)參與和家庭資產(chǎn)組合選擇——來自中國(guó)城市的證據(jù)[J].金融研究，2015（4）：1-18.

[38]王培輝，康書生.中國(guó)金融壓力周期特征及實(shí)時(shí)監(jiān)測(cè)——基于混頻Markov動(dòng)態(tài)因素模型的研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2017（10）：77-85.

[39]王翌秋，王昊宇.城鄉(xiāng)家庭子女?dāng)?shù)量與家庭資產(chǎn)組合選擇行為研究[J].金融與經(jīng)濟(jì)，2018（3）：26-32.

[40]溫忠麟，張雷，侯杰秦，劉江云.中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序及其應(yīng)用[J].心理學(xué)報(bào)，2004（5）：614-620.

[責(zé)任編輯武玉責(zé)任編輯]