劉鏡沅，趙翰青，逯 進

(1.青島大學經(jīng)濟學院，青島 266061；2.ABB(中國)有限公司，北京 100016)

傳統(tǒng)的投資組合理論認為，無論投資者的風險偏好程度與財富水平如何，都應將其部分財富置于風險性金融市場中，通過市場組合進行理性投資來獲得風險溢價。然而，2019年《全球財富報告》顯示，中國參與風險性金融資產(chǎn)投資的家庭比率約為6%，同期美國的數(shù)據(jù)為43%。為探討哪些因素導致了中國家庭在風險性金融資產(chǎn)投資方面的“有限參與”，學者們做了大量研究。其中，背景風險、人口特征、家庭結(jié)構等是主要的約束因素[1-4]。隨著行為經(jīng)濟學的發(fā)展，有關個體主觀心理感受對家庭資產(chǎn)配置影響的研究日漸增多。主觀心理感受一般呈現(xiàn)出個體之間的差異化行為特征，從而對投資決策產(chǎn)生異質(zhì)性影響。主觀安全感作為個體心理體驗的重要組成部分，會對個體的主觀感受產(chǎn)生影響，并可能進一步影響個體的投資行為。有關主觀安全感與風險性金融資產(chǎn)投資的研究并不多見，但從家庭金融的行為經(jīng)濟學角度分析，有兩類主題值得關注，主觀安全感對經(jīng)濟個體的風險態(tài)度[5-10]、認知能力具有顯著作用[11-13]。首先，主觀安全感較高的個體對生活的滿意度、對他人與社會的信任程度較高，而這兩者對個體的風險感知程度有一定的弱化作用[9]?；凇叭后w效應”理論，信任水平高的個體更愿意分享與接受對雙方有益的信息，無形中降低了投資者的信息搜集成本；也降低了個體與企業(yè)、機構與政府之間的信息不對稱程度，促進了投資者間的交流互助，擴大了風險性金融資產(chǎn)投資的渠道，促使個體更愿意投資風險性金融資產(chǎn)[14-15]。缺乏安全感的人通常對外界持有懷疑態(tài)度，傾向于“圈內(nèi)”交易，對圈外非熟知交易持謹慎回避態(tài)度，風險規(guī)避意識較強[5-9]，往往減少對風險性金融資產(chǎn)的投資[16]。其次，主觀安全感的個體差異與認知能力有密切聯(lián)系。良好認知表現(xiàn)的一個重要影響因素就是個體的主觀安全體驗[11,17]。低水平的主觀安全感可能會對個體的情緒、行為、生理和動機產(chǎn)生不良影響，主觀安全感較低的個體在外界客觀情景發(fā)生變化時，對陌生環(huán)境的主觀感受波動較強，情緒不穩(wěn)定，具有較高的壓力和焦慮水平，降低個體的判斷能力、記憶力與自我控制能力等高級認知能力，對風險性金融資產(chǎn)投資的判斷力產(chǎn)生不利影響[6,18-19]。持續(xù)的不安全感不利于個體的人格健康發(fā)展，甚至會導致人格障礙、神經(jīng)癥等心理疾病，此類心理疾病會嚴重影響個體的認知水平，造成認知偏差[8]，進而影響投資行為。因而，主觀安全感越高，個體認知能力越強，面對復雜的金融市場變動，收集、加工與分析信息的能力也較強。認知能力較低的個體獲取信息的渠道較窄，難以在多種金融資產(chǎn)配置方案中做出最合理的選擇，購買風險性金融資產(chǎn)的可能性下降[20]。另有研究認為，風險態(tài)度和認知能力會對家庭資產(chǎn)配置產(chǎn)生顯著影響[21-23]。風險厭惡程度的提高會顯著降低家庭在股票、基金等風險性金融市場的參與比例，認知能力的改善會顯著增強個體的信息識別與判斷能力，提高其風險性金融資產(chǎn)參與比重。綜上，本文構建如下邏輯關系：主觀安全感通過影響家庭成員的風險態(tài)度與認知能力，對家庭風險性金融資產(chǎn)投資產(chǎn)生作用。

1 變量設計與描述性統(tǒng)計

本文引入北京大學中國社會科學調(diào)查中心發(fā)布的“中國家庭追蹤調(diào)查”(China Family Panel Studies，CFPS)2018年數(shù)據(jù)。調(diào)查問卷詳細描述了家庭的經(jīng)濟活動、主觀認知、人口特征等，涵蓋了中國大陸地區(qū)除西藏、青海、新疆、寧夏、內(nèi)蒙古和海南以外的25個省(自治區(qū)、直轄市)的16 000戶家庭及其成員，主要關注家庭成員的主觀安全感對其金融市場參與的影響。主觀安全感數(shù)據(jù)主要來自成人問卷；家庭經(jīng)濟特征與資產(chǎn)配置數(shù)據(jù)主要來自家庭調(diào)查問卷；家庭結(jié)構與基本人口學特征主要來自家庭成員問卷。本文根據(jù)受訪者個人代碼、家庭財務決策者代碼對上述三類問卷進行匹配，剔除數(shù)據(jù)嚴重缺失的個體，共得到9 858個有效樣本。依據(jù)研究構想，結(jié)合問卷特征，設定了四類變量：解釋變量為受訪者主觀安全感，被解釋變量為風險性金融資產(chǎn)配置，控制變量為家庭經(jīng)濟和人口特征。

1.1 解釋變量

結(jié)合安全感—不安全感問卷(又稱S-I量表)和安全感量表(Security Questionnaire，SQ)對主觀安全感的評價方法，界定為：主觀安全感是個體在面對客觀環(huán)境時所產(chǎn)生的控制感和自我信心，包括情感、人際滿足及歸屬感，具體表現(xiàn)為自我認同、環(huán)境控制、人際交往、愛與被愛4個層面。參考主觀安全感的衡量方式[5,24-25]，結(jié)合CFPS問卷的數(shù)據(jù)特征，篩選出相關問題對主觀安全感進行衡量，對各問題的重要性進行了權重賦值(邀請了5位心理學和2位經(jīng)濟學專業(yè)的教授，針對表1中4個構成要素及其下設的8個問卷問題的重要性打分，根據(jù)分值，確定各構成要素的權重，核算得到了主觀安全感的數(shù)值)；在此基礎上對各問題進行離差標準化處理，對得分加權求和，得到主觀安全感分值，得分越高表明主觀安全感越強。

表1 主觀安全感解釋變量說明

1.2 被解釋變量

本文的被解釋變量為家庭持有風險性金融資產(chǎn)的廣度與深度[26-27]。在風險性金融資產(chǎn)持有廣度方面，CFPS問卷設計了如下問題：“是否持有金融產(chǎn)品”，該問題衡量了家庭的持有意愿，代表了投資的廣度，如果答案為是，定義為1，否則為0。將風險性金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比重定義為風險性金融資產(chǎn)持有深度，其衡量家庭持有風險性金融資產(chǎn)在總資產(chǎn)的比重，為連續(xù)變量，取值介于0和1之間。

1.3 控制變量選取

選取控制變量：受訪者年齡、城鄉(xiāng)、性別、受教育程度、健康狀況、是否有醫(yī)療保險、是否有養(yǎng)老保險、戶口性質(zhì)、從事工作所在行業(yè)[22-23]。本文將“年齡”定義為受訪者接受問卷調(diào)查時的周歲?！靶詣e”、“婚姻”、“城鄉(xiāng)”、“戶口性質(zhì)”、“是否有醫(yī)療保險”、“是否有養(yǎng)老保險”變量均為二元變量。將男性受訪者賦值為1，女性賦值為0。CFPS中有關受訪者的婚姻狀況為已婚、未婚、離異和喪偶4種情況，已婚賦值為1，將其余3種賦值為0。“城鄉(xiāng)”變量中按受訪者接受采訪時居住地所在區(qū)域進行劃分，居住地為城市則賦值為1，否則為0。城市戶口的受訪者賦值為1，農(nóng)村戶口賦值為0。擁有醫(yī)療保險的個體賦值為1，否則為0?！笆欠裼叙B(yǎng)老保險”賦值方法與醫(yī)療保險相似。健康狀況為受訪者對自身身體狀況的主觀判斷，由“非常差、較差、一般、較好、非常好”組成，分別賦值1～5。“受教育程度”定義為截止到采訪年份受訪者所完成的最高學歷，包括：沒有上過學、文盲/半文盲，小學，初中，高中/中專/職高/技校，大學本科/大專，碩士，博士，分別賦值1～7，數(shù)值越大表明受訪者受教育程度越高。“家庭規(guī)?！倍x為截止到采訪日，受訪家庭由幾人組成?！皬氖鹿ぷ魉谛袠I(yè)”變量中本文將從事金融領域工作賦值為1，其余工作賦值為0?！叭司杖搿眲t為家庭總收入除以家庭人數(shù)。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

1.4 模型設定

首先，考慮到參與變量的二值分布特征，構建Probit模型，以此考察主觀安全感對家庭風險性金融資產(chǎn)持有廣度的影響

Probit(Allocationi=1)=α0+α1Xi+δci+εi

(1)

其次，由于持有風險性金融資產(chǎn)深度為截斷的受限變量，構建Tobit模型，考察主觀安全感對家庭持有風險性金融資產(chǎn)深度的影響

Tobit(Allocationi)=β0+β1Xi+δci+εi

(2)

其中，Probit(Allocationi=1)表示受訪家庭參與資產(chǎn)投資選擇；Tobit>(Allocationi)表示家庭持有的風險性金融資產(chǎn)在家庭總資產(chǎn)中所占比重；Xi代表受訪財務決策者主觀安全感；ci表示包括人口特征、主觀認知等系列控制變量；i表示受訪的各個財務決策者；εi表示隨機擾動項。

2 實證分析

2.1 基準回歸

基于式(1)、式(2)，分別對家庭持有風險性金融資產(chǎn)的廣度與深度進行討論，結(jié)果見表3。在控制人口特征等相關控制變量后，主觀安全感與家庭風險性金融資產(chǎn)配置之間存在顯著的相關性，主觀安全感的提升會提高家庭參與風險性金融市場的概率，且在家庭參與到風險性金融市場后，主觀安全感的改善會進一步促進家庭擴大風險性金融資產(chǎn)的持有比重。

表3 主觀安全感對持有風險性金融資產(chǎn)廣度和深度的回歸結(jié)果

2.2 穩(wěn)健性檢驗

2.2.1 內(nèi)生性檢驗 為克服模型可能存在的內(nèi)生性問題，采用工具變量法再次對主觀安全感與資產(chǎn)投資的關系進行估計，選擇“雙親是否健在”作為主觀安全感的工具變量。

首先，家庭環(huán)境對個體的主觀安全體驗會產(chǎn)生重要影響，完整美滿的家庭氛圍能促使個體產(chǎn)生持續(xù)而穩(wěn)定的安全感與歸屬感。父母缺失導致的家庭功能弱化會極大加重個體焦慮體驗，降低其主觀安全感[28-29]。其次，父母作為個體成長中的第一任教師，在個體的發(fā)展過程中，父母的愛、支持、鼓勵與關注容易使個體建立起對接觸到的人與事的安全感與信任感，是個體人格與社會化成長的重要動因[30-33]。即使個體步入成年，逐漸脫離原生家庭而自立，父母的支持與安慰同樣會給予個體極大的安全體驗。而因為父母去世等原因?qū)е碌拈L期親子分離使個體感到被拋棄、無所依靠，主觀安全體驗隨之降低[34-37]。

表4(表中列出了關鍵變量的回歸系數(shù)，控制變量的選擇與主回歸相同，限于篇幅未報告，下同)提供了以“雙親是否健在”作為工具變量的二階段回歸結(jié)果，根據(jù)Wald檢驗結(jié)果，外生性檢驗P值分別為0.038 3和0.021 4，故可在5%的水平上認為主觀安全感為內(nèi)生解釋變量。雙親是否健在與主觀安全感之間具有顯著相關性，F(xiàn)值分別為88.19和24.80，從統(tǒng)計上滿足工具變量法要求[38]，說明本文所選擇的工具變量不是弱工具變量。在去除相關內(nèi)生性問題后，主觀安全感對家庭風險性金融資產(chǎn)持有廣度與深度的影響依然在10%的置信度水平下保持顯著，表明在剔除內(nèi)生性問題后本文結(jié)果依舊具有較強的可靠性與嚴謹性。

表4 工具變量回歸結(jié)果

2.2.2 替換數(shù)據(jù) 為驗證基準模型結(jié)果的可靠性，引入CFPS2012、2016兩年數(shù)據(jù)組成面板數(shù)據(jù)，再次回歸分析。表5中，主觀安全感的估計系數(shù)仍然顯著為正，說明主觀安全感對家庭持有風險性金融資產(chǎn)的廣度與深度均有顯著的正向促進作用，可知本文的基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表5 替換數(shù)據(jù)檢驗

3 機制分析

分析可知，主觀安全感會對個體的認知能力與風險態(tài)度產(chǎn)生顯著影響[8-13]，個體的認知能力與風險態(tài)度的變化又會在很大程度上影響其家庭資產(chǎn)配置模式[21-23]。因此，自然可以構想出主觀安全感通過認知能力、風險態(tài)度的傳導而間接作用于家庭風險性金融資產(chǎn)投資這一影響路徑。為驗證這一猜想，引入認知能力、風險態(tài)度作為中介變量進一步探討主觀安全感與風險性金融資產(chǎn)的相互關系。首先，對于風險偏好，采用問卷中“風險態(tài)度”作為衡量指標，將“不愿意承擔任何風險”、“低風險、低收益”、“適中風險、穩(wěn)健收益”，“高風險、高收益”分別賦值1～4，得分越高，表明個體風險偏好程度越強。其次，將問卷中受訪者的“字詞識記”與“數(shù)學能力”得分標準化處理后加總用以衡量家庭財務決策者的認知能力[22]。

3.1 風險態(tài)度

考慮到風險態(tài)度與主觀安全感和家庭風險性金融資產(chǎn)投資之間的密切關系，引入風險態(tài)度作為中介變量，以多元有序Logistics回歸檢驗主觀安全感與風險態(tài)度的相關關系。由表6可知，主觀安全感的回歸系數(shù)顯著為正，表明主觀安全感會對風險態(tài)度產(chǎn)生顯著的正向影響。

表6 多元有序Logistics回歸分析結(jié)果

由表7可知，風險偏好對家庭持有風險性金融資產(chǎn)的廣度與深度存在顯著正向影響，說明個體風險偏好越強越傾向于持有風險性金融資產(chǎn)[39]，并且主觀安全感依然對家庭持有風險性金融資產(chǎn)的廣度與深度具有正向影響。綜上，構建如下影響路徑：主觀安全感的提升會降低個體對于風險的感知能力，提高其風險容忍度，即個體在決策時更容易忽視風險的存在，更傾向做出風險較大的決策，反映在資產(chǎn)配置領域則是更意愿投資于風險程度較高的金融資產(chǎn)，如股票、基金等[8-10]。由此可以驗證，個體的風險偏好水平是主觀安全感影響家庭風險性金融資產(chǎn)配置的重要途徑。

表7 風險態(tài)度—中介效應檢驗結(jié)果

3.2 認知能力

據(jù)前述分析，主觀安全感會對個體的認知能力產(chǎn)生影響，而后者會影響家庭在風險金融市場的投資選擇。由表8可知，主觀安全感的提高會顯著改善個體的認知能力，兩者之間存在正向關系，對家庭風險性金融資產(chǎn)持有廣度與深度的正向影響依舊顯著。這表明，作為個體心理健康的重要構成部分，主觀安全感的高低對個體的認知能力非常重要，低主觀安全感個體容易受到外界環(huán)境變化的影響，情緒更加不穩(wěn)定，負面情緒會對個體的認知能力產(chǎn)生負面影響[11-13,18-19]。表中認知能力對風險性金融資產(chǎn)的影響系數(shù)分別為0.618 2與0.056 0，可見認知能力的提升會顯著促進個體持有風險性金融資產(chǎn)[22-23]。在具體的投資決策中，認知能力較差的個體面對風云變幻的市場更難做出最優(yōu)的投資決策，而搜尋相關投資信息的成本與時間的增加，都會促使個體更不愿參與到風險投資中[23]。綜上，主觀安全感的提升可以改善個體的認知能力，進而對家庭風險性金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生正向影響。

表8 認知能力—中介效應檢驗結(jié)果

4 異質(zhì)性分析

4.1 健康水平異質(zhì)性

由于健康水平會對個體主觀安全感產(chǎn)生影響[40-41]，導致不同群體的投資行為產(chǎn)生差異化，故將受訪者按健康水平分組，考察主觀安全感的作用是否與健康水平有關?；貧w結(jié)果見表9，可知，就風險性金融資產(chǎn)而言，低健康水平個體的主觀安全感僅會對其持有風險性金融資產(chǎn)廣度產(chǎn)生影響，對持有深度的影響并不顯著；而健康水平較高的個體其主觀安全感對風險性金融資產(chǎn)的廣度與深度均存在正向影響。

表9 健康水平、教育水平異質(zhì)性

原因在于，個體越健康，其充沛的體力和精力越有利于體力與腦力的充分發(fā)揮，有更高的精力與判斷力進行風險性金融資產(chǎn)投資[42-43]。高健康水平個體對未來生活更有信心，面對困難時持有樂觀的心態(tài)。而低健康水平個體，其身體健康的惡化導致的經(jīng)濟收入減少、社會支付下降都可能對其自我評價產(chǎn)生消極影響，故在個體的自我滿意度上低于高健康水平的個體[44]。這就導致低健康水平個體更易受到安全感不足問題的困擾，風險規(guī)避意愿更為強烈，由此降低了這類投資者進入風險性金融市場的積極性與投資比重，轉(zhuǎn)而投資于風險性較低的資產(chǎn)。

4.2 受教育水平異質(zhì)性

通常，受教育水平不同，個體的收入水平、金融知識、工作性質(zhì)等方面存在較大差異，將對家庭的投資選擇產(chǎn)生不同影響[45-46]。不同教育水平個體所處的生活環(huán)境不同，面臨的生存壓力亦有區(qū)別，這些均影響個體的主觀安全感[47-48]。綜合考慮上述兩個方面，可以設想，不同教育水平個體的主觀安全感對投資的影響可能會存在差異。本文將研究樣本按其是否接受過高等教育(大專及以上)劃分為兩類，在此基礎上觀察兩類主體的主觀安全感對風險性金融資產(chǎn)投資參與及持有比重的影響，具體結(jié)果見表9。相較于低教育水平個體，接受過高等教育的群體，其主觀安全感對風險性金融資產(chǎn)的促進作用是逐漸增強的。

分析其原因，受教育水平高，通常意味著較高的社會地位，個體更愿意相信自己是有價值的，由于其收入水平較高，可以妥善解決養(yǎng)老與醫(yī)療等問題，故其對未來生活的信心更強，且接受過高等教育的個體，金融素養(yǎng)更高，更意愿介入風險金融市場[49]。受教育水平較低的個體通常從事簡單體力勞動等專業(yè)性較低的工作，對未來的信心相對不足[50]，其金融素養(yǎng)亦有限，對風險市場了解不深，故不愿意將自己的財富投資于風險性金融市場中。

5 結(jié)論

應用2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，考察主觀安全感對家庭風險金融資產(chǎn)投資決策的影響。為避免主觀安全感內(nèi)生性影響，采用兩階段工具變量法進行檢驗。結(jié)果表明，主觀安全感對中國家庭風險金融資產(chǎn)投資有顯著的正向影響，而這一影響會通過風險態(tài)度、認知能力等中介作用進行傳導。居民主觀安全感不僅是個人的主觀評價，更是復雜的社會現(xiàn)象。安全感的持續(xù)提升，將促進居民金融投資，推動金融市場發(fā)展。因此，在經(jīng)濟與社會轉(zhuǎn)型的關鍵時期，建議金融機構加快金融市場體制機制改革，推動資本市場信息披露的準確性與及時性，幫助廣大居民更好的參與到金融市場中來。政府在制定經(jīng)濟政策時，應充分考慮將持續(xù)有效提升居民主觀安全感與推動社會資源有效配置完美結(jié)合的系統(tǒng)性問題，在保證居民主觀安全感的前提下實現(xiàn)金融市場進一步繁榮。本文僅實證分析了主觀安全感對資產(chǎn)配置的影響，但是主觀安全感只是個體自我感受，在家庭資產(chǎn)配置領域的研究依舊十分稀少，后續(xù)可深入研究相關影響機制。