李 潔，楊凌峰

（昆明理工大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院，昆明 650093）

經(jīng)典金融經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，在理性人、完全資本市場等理論假設(shè)的前提下，投資者都會將部分財(cái)富配置于風(fēng)險(xiǎn)金融市場［1-2］，然而家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置比例遠(yuǎn)低于理論預(yù)期，由此形成的金融市場“有限參與”之謎也成為近年來的研究熱點(diǎn)。中國家庭金融的“有限參與”現(xiàn)狀尤為突出?！吨袊彝ソ鹑谫Y產(chǎn)配置風(fēng)險(xiǎn)報(bào)告》（2016）指出，中國家庭金融資產(chǎn)配置比例在2013—2016年3年間呈逐年下滑趨勢，由12.9%跌至11.5%，與同期美國（68.8%）、日本（61.1%）、瑞士（55.4%）、加拿大（55.4%）、新加坡（54.1%）、英國（52.6%）、法國（37.3%）都有較大差距。

人力資本作為家庭不可交易資產(chǎn)在家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置決策中起決定作用，目前的研究主要從傳統(tǒng)人力資本角度出發(fā)分析“有限參與”的原因。Mankiw 和Zeldes 認(rèn)為由于固定信息成本的存在，受教育程度高的投資者易于克服信息障礙［3］。Hsiao 和Tsai 研究結(jié)果也表明較高的教育水平能夠降低參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場的固定成本［4］。Christelis等認(rèn)為認(rèn)知能力與數(shù)據(jù)分析能力和風(fēng)險(xiǎn)承受能力呈正比，較低的認(rèn)知能力會降低股票持有的傾向［5］。健康狀況作為人力資本的重要組成部分，也會對家庭金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響［6］。因此部分學(xué)者也從社會保障的角度解析“有限參與”潛在原因［7］。除了人力資本，Campbell 認(rèn)為家庭金融投資決策會受到如年齡、婚姻狀況、收入等人口學(xué)特征帶來的家庭異質(zhì)性的影響［8］。

新人力資本理論的興起與發(fā)展彌補(bǔ)了傳統(tǒng)人力資本理論在收入、教育質(zhì)量等領(lǐng)域解釋能力不足的缺陷［9-10］。新人力資本理論將單維能力擴(kuò)展為多維能力，即在認(rèn)知能力的基礎(chǔ)上增加了包含個(gè)人偏好、性格特征等因素的非認(rèn)知能力［11］。目前非認(rèn)知能力的描述維度主要有兩種方式。Heckman 等引入自尊和控制點(diǎn)量表將非認(rèn)知能力整合成一個(gè)因子［12］。Costa 和McCrae 構(gòu)建的“大五人格”描述法也被大部分研究非認(rèn)知能力的學(xué)者所接受，包括嚴(yán)謹(jǐn)性、開放性、外向性、宜人性和神經(jīng)質(zhì)5 個(gè)維度［13］。已有研究表明，非認(rèn)知能力對個(gè)體的行為與社會經(jīng)濟(jì)決策（如婚育、移民、職業(yè)）有顯著影響［14］。鑒于新人力資本理論在其他領(lǐng)域發(fā)展中的突出作用，本文將引入非認(rèn)知能力這一概念從全新的視角分析影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與的因素，并嘗試解釋部分研究結(jié)論相悖的原因。

1 數(shù)據(jù)來源與變量定義

1.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于2020 年10 月1 日發(fā)布的2017 年中國綜合社會調(diào)查（Chinese General Social Survey，CGSS）。CGSS 是由中國人民大學(xué)聯(lián)合全國各地學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)執(zhí)行的中國第一個(gè)全國性、綜合性、連續(xù)性的大型社會調(diào)查項(xiàng)目。2017 年CGSS 總共完成有效樣本12 582 份，剔除所需關(guān)鍵變量缺失的樣本2 548 份，最終選取10 034 份樣本進(jìn)入回歸分析。

1.2 變量定義

1.2.1 被解釋變量

被解釋變量為CGSS（2017）問卷中A67 題“您家目前是否從事下列投資活動”，包括股票、基金、債券、期貨等風(fēng)險(xiǎn)金融項(xiàng)目，參與其中任意一項(xiàng)，風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與為1，否則為0。此外，也將股票、基金兩項(xiàng)主要風(fēng)險(xiǎn)金融產(chǎn)品作為分析對象，根據(jù)2017CGSS 數(shù)據(jù)顯示，股票參與率為7.5%，基金參與率為4.2%。

1.2.2 核心解釋變量

核心解釋變量為認(rèn)知能力與非認(rèn)知能力。認(rèn)知能力選用問卷自帶的個(gè)體認(rèn)知能力維度，為題A49至A52，“您覺得自己聽普通話/說普通話/聽英語/說英語的能力水平是什么”，計(jì)算方式為將題A49 至A52 的得分相加取平均數(shù)。

非認(rèn)知能力參考吳小勇等的選題［15］，即嚴(yán)謹(jǐn)性選用題A31 中第一小題“在過去一年中，您是否經(jīng)常在您的空閑時(shí)間做下面事情（學(xué)習(xí)充電）”，開放性選用題A38 至A40，“您認(rèn)為婚前性行為/婚外性行為/同性間的性行為對不對”，計(jì)算方式為將題A38～A40 分值相加取平均數(shù)。外向性選用題A31中第三小題，即“在過去一年中，您是否經(jīng)常在您的空閑時(shí)間做下面的事情（社交、串門）”。宜人性選用題A6 及A33，其中題A33 參考羅杰等［16］對宜人性的描述，將“對他人言論的相信程度”選入本文變量，其計(jì)算方式為將題A6 的9 分值變量轉(zhuǎn)換為5 分值，再與題A33 的5 分值變量相加取平均數(shù)。神經(jīng)質(zhì)選用題A17，“在過去的四周中，您感到心情抑郁或沮喪的頻繁程度是”。因此認(rèn)知能力、思維開通性和宜人性為1～5 的連續(xù)變量，其余非認(rèn)知能力變量都為1～5 的自然數(shù)。

1.2.3 控制變量

根據(jù)前文的背景介紹及文獻(xiàn)綜述，采用的控制變量包括房產(chǎn)［17-18］、社會保障［7］、工作時(shí)長［18］和人口學(xué)變量［8］：勞動年收入、戶主年齡、婚姻狀況、戶籍狀況、所在地區(qū)、健康狀況、受教育程度。房產(chǎn)為擁有房產(chǎn)數(shù)量，社會保障參照魯斯瑋等［19］的方法，城市基本醫(yī)療保險(xiǎn)/新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)/城市（農(nóng)村基本養(yǎng)老保險(xiǎn)）取1，商業(yè)性醫(yī)療/養(yǎng)老保險(xiǎn)取2，最終得分為實(shí)際購買項(xiàng)目分?jǐn)?shù)累計(jì)值之和。工作時(shí)長、健康狀況和戶主年齡為實(shí)際取值。勞動年收入為實(shí)際年收入取自然對數(shù)值?；橐鰻顩r與戶籍狀況為二分類變量，未婚=0，已婚=1，農(nóng)村戶口=0，城市戶口=1。所在地區(qū)為三分類變量，分為東、中、西部。受教育程度按照吳衛(wèi)星等［20］的分類方式，由于CGSS 將博士學(xué)歷歸為碩士及以上學(xué)歷。因此本文將學(xué)歷定義為文盲和半文盲至碩士及以上7 種類別，取值為1～7 的自然數(shù)。變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

2 實(shí)證分析

2.1 回歸模型構(gòu)建

考慮到風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與的二值分布特征，采用二元Logit 回歸模型進(jìn)行估計(jì)，具體模型構(gòu)建如下：

式中：yi為風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與、股票市場參與、基金市場參與3 項(xiàng)被解釋變量；pi為與yi對應(yīng)參與的概率；Cog、Non_Cog、Control 分別代表認(rèn)知能力、非認(rèn)知能力及控制變量；εij代表誤差項(xiàng)。

2.2 回歸結(jié)果與分析

從回歸模型的整體上看，認(rèn)知能力對風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與呈顯著正向影響。在非認(rèn)知能力方面，嚴(yán)謹(jǐn)性與開放性對高風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與呈顯著正向影響，而對相對低風(fēng)險(xiǎn)的基金市場參與影響不顯著。宜人性無論對風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與還是其細(xì)分市場都不具有顯著影響。神經(jīng)質(zhì)在3 項(xiàng)回歸中呈現(xiàn)異質(zhì)性，過往研究已表明，非認(rèn)知能力和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度緊密相關(guān)［21］，而風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的下降會顯著提高股票市場參與的可能性［22］。根據(jù)本文的回歸結(jié)果，神經(jīng)質(zhì)對于股票市場參與有顯著正向影響，而對于基金市場參與的負(fù)向影響存在邊緣顯著，這可能由于本研究數(shù)據(jù)中基金市場的參與率過低所導(dǎo)致，由于神經(jīng)質(zhì)對于兩項(xiàng)細(xì)分市場影響效果的對沖效果，在整體風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與上表現(xiàn)為不顯著。開放性對基金市場參與呈顯著正向影響，而對股票參與影響不顯著，已有研究表明，社會互動對風(fēng)險(xiǎn)金融市場的參與會有顯著正向影響［23-24］。因此對于人際交流愿望較強(qiáng)的人群，更可能會受到社交圈的影響而選擇是否參與較低風(fēng)險(xiǎn)的金融市場，而對于高風(fēng)險(xiǎn)的股票市場，則主要取決于自身的意愿及能力。認(rèn)知與非認(rèn)知能力對風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與的影響見表2。

表2 認(rèn)知與非認(rèn)知能力對風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與的影響

3 異質(zhì)性分析

3.1 按婚姻分組

目前已有研究表明，已婚人群會將婚姻作為安全資產(chǎn)，從而會比單身人群更傾向于參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場［25-26］，而在部分定量研究中，數(shù)據(jù)表現(xiàn)為相反結(jié)果［27］。因此本文基于新人力資本視角分析婚姻對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與的影響（表3）。

表3 按婚姻狀況分組分析風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與影響因素

由表3 可以看出，在已婚家庭中，認(rèn)知能力及與個(gè)體能力高度相關(guān)的受教育程度都對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與有顯著正向作用，非認(rèn)知能力方面，嚴(yán)謹(jǐn)性和開放性人格特征影響效果顯著。而對于未婚人士而言，認(rèn)知能力和受教育程度對其投資決策影響不顯著，而嚴(yán)謹(jǐn)性及開放性人格特征影響依舊顯著。

表4 為已婚人士與未婚人士之間嚴(yán)謹(jǐn)性與開放性的得分比較，可以看出，未婚者比已婚者在這兩項(xiàng)非認(rèn)知能力維度得分方面平均高0.69 和0.54 分，并在統(tǒng)計(jì)學(xué)上具有顯著差異。新人力資本理論認(rèn)為，人的認(rèn)知能力在一定年齡后呈穩(wěn)定狀態(tài)，而非認(rèn)知能力會隨生活環(huán)境的變化而改變［14］。表4 結(jié)果表明，投資者結(jié)婚后其嚴(yán)謹(jǐn)性與開放性人格特征可能會在一定程度上有所下降，而這兩項(xiàng)人格特征對風(fēng)險(xiǎn)金融參與呈顯著印象。因此婚姻對家庭金融市場參與呈負(fù)向作用，這也在一定程度上解釋了中國家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場“有限參與”的原因，可能是由于婚姻會對兩項(xiàng)影響投資決策的非認(rèn)知能力產(chǎn)生負(fù)向影響導(dǎo)致的。

表4 未婚與已婚嚴(yán)謹(jǐn)性和開放性差異

3.2 按家庭收入分組

按家庭收入分組分析風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與影響因素見表5。

表5 按家庭收入分組分析風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與影響因素

參考美國皮尤研究中心對于收入層次的分類［28］，將家庭年收入處于中位數(shù)（48 000 元）2/3（32 000 元）至2 倍（96 000 元）的家庭歸為中等收入家庭，年收入低于48 000 元的家庭定義為低收入家庭，高于96 000 元的家庭定義為高收入家庭。

從表5 可以看出，認(rèn)知與非認(rèn)知能力對不同收入的家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與存在異質(zhì)性影響。具體而言，認(rèn)知能力對低收入家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場影響不顯著，嚴(yán)謹(jǐn)性與開放性人格對風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與呈顯著正向影響。對于中等收入家庭而言，認(rèn)知能力成為其是否參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場的關(guān)鍵因素，但是嚴(yán)謹(jǐn)性影響不顯著。高收入家庭分層回歸結(jié)果表明，除認(rèn)知能力、開放性、嚴(yán)謹(jǐn)性，外向性也成為其是否參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場的一個(gè)關(guān)鍵因素，這可能是因?yàn)楦呤杖爰彝ハ噍^于低收入家庭有較低的信息成本。因此善于交際的高收入家庭更可能通過人際交流溝通，收集市場信息決定是否參與風(fēng)險(xiǎn)金融投資。根據(jù)傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)偏好理論，人格特征與個(gè)體偏好一致，開放性人格的投資者表現(xiàn)為風(fēng)險(xiǎn)偏好型，更著眼于短期價(jià)值，而以嚴(yán)謹(jǐn)性人格為主的投資者更傾向兼顧長期目標(biāo)［29］。因此中等收入家庭可能更加傾向于短期投資或持股，而高收入家庭在注重投資收益的同時(shí)可能也會選擇一定的價(jià)值投資從而長期持有某項(xiàng)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

通過替代變量的方式對模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，根據(jù)文獻(xiàn)［16］，嚴(yán)謹(jǐn)性的另一層面可以表述為責(zé)任心，即測量“個(gè)體對待事物和他人的認(rèn)真和承諾態(tài)度”。因此，選用題A41“您認(rèn)為有子女的老人的養(yǎng)老應(yīng)該由誰負(fù)責(zé)”，按照子女責(zé)任大小評1～4 分，并轉(zhuǎn)化為1～5 分的連續(xù)變量。開放性也可以表現(xiàn)為“行動”，即測量“個(gè)體是否愿意嘗試各種不同活動的傾向性”。因此，選用題A30，將12 個(gè)活動參加傾向得分相加取平均值并轉(zhuǎn)化為1～5 分的連續(xù)變量。將兩個(gè)變量替代嚴(yán)謹(jǐn)性及開放性，得到的回歸結(jié)果見表6。

表6 替代回歸檢驗(yàn)結(jié)果

回歸結(jié)果表明，替代變量參與的回歸系數(shù)顯著性與表2 基本一致。因此結(jié)果是較為穩(wěn)定且可靠的。

5 結(jié)論與政策建議

利用2017 中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS），從新人力資本視角分析了影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場投資決策的因素。通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，得出以下結(jié)論：首先，認(rèn)知能力在多數(shù)情況下對家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置呈顯著正向影響，非認(rèn)知能力中，嚴(yán)謹(jǐn)性與開放性人格特征是主要影響因素，這兩項(xiàng)特征的增強(qiáng)會推動家庭金融市場參與，外向性人格特征僅對高收入家庭投資決策有正向影響，并在基金市場較為顯著，而宜人性人格特征對家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置影響不顯著。從婚姻角度分析，非認(rèn)知能力對已婚家庭和單身投資者風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與都呈顯著影響，而認(rèn)知能力僅對已婚家庭呈顯著正向影響，這在一定程度上解釋了已婚家庭“有限參與”之謎。

因此從以下3 個(gè)方面提出建議。首先，政府教育機(jī)構(gòu)方面，應(yīng)提倡并落實(shí)素質(zhì)教育改革，從認(rèn)知能力角度來看，專業(yè)知識、金融素養(yǎng)的提高固然會增加家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場的概率，然而嚴(yán)謹(jǐn)、自律、開放、交際能力等非認(rèn)知能力同樣對家庭金融資產(chǎn)合理配置起關(guān)鍵作用。其次，金融機(jī)構(gòu)應(yīng)提高金融市場信息的準(zhǔn)確性與及時(shí)性，由于嚴(yán)謹(jǐn)性與開放性人格對家庭金融市場參與呈顯著正向影響，所以正確及時(shí)的信息有助于引導(dǎo)投資者利用這兩方面的非認(rèn)知能力，從而提高他們參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場的可能性。最后，個(gè)人投資者尤其是已婚家庭，應(yīng)提高與家庭成員、親戚朋友之間的互動聯(lián)系，承擔(dān)家庭責(zé)任的同時(shí)也要注重個(gè)人的職業(yè)發(fā)展，從而鍛煉和保持非認(rèn)知能力中開放性與嚴(yán)謹(jǐn)性的人格特征。