■安強(qiáng)身 牛巖

一、引言

黨的二十大報(bào)告指出，“中國式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化”，而提高居民財(cái)產(chǎn)性收入與財(cái)富積累水平是完善收入分配制度、促進(jìn)共同富裕的基本要求。改革開放以來，我國金融體系與相關(guān)制度逐步完善，居民獲取金融服務(wù)愈發(fā)高效、便捷，家庭金融資產(chǎn)配置比率隨之上升。然而，相比于英、美、日等發(fā)達(dá)國家，我國居民受傳統(tǒng)保守思想影響，風(fēng)險(xiǎn)投資意識相對較弱，家庭金融風(fēng)險(xiǎn)市場參與和金融資產(chǎn)配置程度較低①，金融產(chǎn)品選擇相對單一，家庭金融資產(chǎn)配置仍以銀行存款為主[1]。普遍來看，全世界范圍內(nèi)居民的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置率都低于現(xiàn)代投資組合理論的最優(yōu)值，而這種現(xiàn)象在我國尤其嚴(yán)重，這在學(xué)術(shù)界被稱為“有限參與之謎”[2]。這種家庭資產(chǎn)組合不利于財(cái)產(chǎn)性收入的提高與家庭財(cái)富水平的積累[3]。因此，提升居民家庭金融市場參與率、優(yōu)化居民家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，成為助力居民家庭財(cái)富積累與共同富裕目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的前提和基礎(chǔ)。進(jìn)一步地，認(rèn)識和挖掘居民家庭金融市場“有限參與之謎”的成因，為相關(guān)部門的制度改革提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，顯得尤為重要。

家庭作為社會經(jīng)濟(jì)活動中的基本單位，其結(jié)構(gòu)類型往往直接影響家庭成員的儲蓄、消費(fèi)和投資觀念，家庭成員構(gòu)成也會影響居民儲蓄率與風(fēng)險(xiǎn)市場參與率[4]，可見家庭結(jié)構(gòu)在資產(chǎn)配置中發(fā)揮著重要作用。隨著國民生活觀念的轉(zhuǎn)變和平均受教育水平的提升，我國家庭結(jié)構(gòu)發(fā)生了重大變化。第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，我國家庭同住人口于2020年首次降至3 人以下，戶均人口數(shù)僅為2.62 人。由此可見，我國居民家庭結(jié)構(gòu)正向小型化、簡單化方向演進(jìn)。那么，這種演變對我國居民家庭的金融資產(chǎn)配置又會產(chǎn)生怎樣的影響？為厘清二者關(guān)系，本文采用中國家庭金融調(diào)查（CHFS）2019 年的數(shù)據(jù)，探究不同家庭結(jié)構(gòu)與其金融資產(chǎn)配置的關(guān)系及其作用渠道，以回答中國居民家庭金融市場“有限參與之謎”。

本文邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)如下：一是已有文獻(xiàn)多從收入水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、住房投資等角度探究家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素，本文融合社會學(xué)與經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)理論，實(shí)證檢驗(yàn)家庭結(jié)構(gòu)對金融資產(chǎn)配置的影響，有助于從更深層次剖析家庭金融資產(chǎn)配置的內(nèi)在邏輯。二是在解釋變量的選取上，以往文獻(xiàn)對于家庭人口結(jié)構(gòu)的衡量多從人口老齡化[5]、家庭年齡結(jié)構(gòu)[6]等角度展開，本文首次將家庭結(jié)構(gòu)類型作為解釋變量進(jìn)行分析，有助于厘清人口結(jié)構(gòu)與金融資產(chǎn)配置的關(guān)系。三是已有文獻(xiàn)對風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度和金融素養(yǎng)在家庭金融資產(chǎn)配置中的作用較少提及，本文實(shí)證檢驗(yàn)二者在家庭結(jié)構(gòu)影響金融資產(chǎn)配置過程中起到的中介作用，為家庭資產(chǎn)配置優(yōu)化提供路徑參考。

二、文獻(xiàn)綜述

20 世紀(jì)80 年代以來，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平日漸提高。金融市場參與給家庭帶來了可觀的收入增量，無論是對個(gè)體家庭財(cái)務(wù)狀況改善還是對社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展都大有裨益[7]。從我國居民家庭金融資產(chǎn)配置情況看，金融資產(chǎn)配置總額不斷上升，資產(chǎn)結(jié)構(gòu)日益多樣化，居民家庭金融資產(chǎn)水平明顯提高[8]。但相較于發(fā)達(dá)國家，我國始終存在家庭儲蓄存款占比居高不下、風(fēng)險(xiǎn)性資產(chǎn)投資占比相對較低等問題，導(dǎo)致我國居民在金融市場上呈現(xiàn)出典型的“有限參與”特征。

為探究家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素，大量文獻(xiàn)分別從收入水平[9]、財(cái)富水平[10]、數(shù)字金融完善程度[11]等角度分析其在資產(chǎn)配置中發(fā)揮的作用，而與家庭人口結(jié)構(gòu)相關(guān)的研究在國內(nèi)起步較晚，更多聚焦于家庭成員的年齡結(jié)構(gòu)。當(dāng)前主流觀點(diǎn)認(rèn)為，投資者年齡與家庭風(fēng)險(xiǎn)性資產(chǎn)配置份額之間呈倒U型關(guān)系，即隨著投資者年齡的增加，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的份額會出現(xiàn)先上升后下降的情況，中年人相比年輕人與老年人會更偏好投資金融資產(chǎn)[12]。此外，關(guān)于兩者作用渠道的研究也取得了一定成果。Chamon 等[13]認(rèn)為可能由于住房、教育和醫(yī)療支出等私人負(fù)擔(dān)的不斷增加，中年人經(jīng)濟(jì)條件與身體狀況更具優(yōu)勢，配置金融資產(chǎn)的可能性更大。齊明珠等[14]認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)偏好是人口年齡結(jié)構(gòu)影響家庭金融資產(chǎn)配置的重要途徑。崔穎等[15]發(fā)現(xiàn)戶主認(rèn)知能力對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資有顯著的正向影響，而年齡增加會導(dǎo)致認(rèn)知能力的衰退，進(jìn)而導(dǎo)致家庭配置金融資產(chǎn)比例的變動。另外，有學(xué)者指出，家庭內(nèi)部老年人口比例的增加會降低家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的配置[16]，少兒人口的增加會促進(jìn)家庭投資[17]。王韌等[18]則持相反觀點(diǎn)，認(rèn)為子女?dāng)?shù)量的增多會抑制風(fēng)險(xiǎn)性金融投資。而相較于女孩家庭，男孩家庭更傾向于增加儲蓄、減少投資[19]。此外，也有學(xué)者從其他角度探討家庭結(jié)構(gòu)與金融資產(chǎn)配置之間的關(guān)系。例如，有研究認(rèn)為共同居住家庭中，戶主年齡與儲蓄率呈U型關(guān)系，獨(dú)居家庭則呈倒U型關(guān)系[20]；相比多代同住的家庭，獨(dú)代居住的家庭會投資更多風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，而三代同堂家庭比與子女同住家庭的金融市場參與率更低[21]；相比其他家庭，上有老下有小的“夾心層”家庭會更積極地參與金融市場[22]。也有研究發(fā)現(xiàn)家庭結(jié)構(gòu)對收入水平[23]、財(cái)富水平[24]、消費(fèi)決策[25]、債務(wù)狀況[26]等均有影響，而這些因素又會導(dǎo)致家庭金融資產(chǎn)配置決策發(fā)生改變。

綜上所述，已有諸多研究從不同角度探討了家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素，但從家庭結(jié)構(gòu)角度出發(fā)探討二者關(guān)系的研究仍存在空白。因此，本文采用家庭結(jié)構(gòu)類型作為解釋變量，實(shí)證探究其與家庭金融資產(chǎn)配置之間的關(guān)系，并進(jìn)一步挖掘內(nèi)在作用渠道，以彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的缺失。

三、理論分析與研究假說

（一）家庭結(jié)構(gòu)影響金融資產(chǎn)配置的機(jī)理分析

一般來說，家庭會根據(jù)其收入水平、消費(fèi)需求、未來風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期等作出金融資產(chǎn)配置決策，而這些因素均與家庭內(nèi)部的人口結(jié)構(gòu)相關(guān)[27]。依照社會學(xué)的分類方法，家庭結(jié)構(gòu)主要包括核心家庭、單人家庭、夫妻家庭、直系家庭、復(fù)合家庭、殘缺家庭等等，不同類型的家庭規(guī)模與成員構(gòu)成均有差異，投資理念亦不相同，導(dǎo)致不同家庭的金融資產(chǎn)配置存在差異。當(dāng)前我國家庭存在規(guī)模小型化、結(jié)構(gòu)簡單化的趨勢，核心家庭、單人家庭、夫妻家庭與直系家庭在我國較為常見，因此本文將這四類家庭記為核心解釋變量。

核心家庭由夫妻與未婚子女組成，由于夫妻尚處于青壯年，身體健康狀況與家庭收入都較為穩(wěn)定，生活壓力較小，自身風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力較強(qiáng)，更有能力支付投資產(chǎn)品的固定成本。并且由于其子女一般年齡較小，仍處于受教育階段，教育成本相對較高，為平滑各期開支，夫妻可能會在日常支出有結(jié)余時(shí)進(jìn)行資源跨期配置，以實(shí)現(xiàn)資產(chǎn)增值，將所得的財(cái)產(chǎn)性收入用于承擔(dān)育兒成本，緩解開支壓力。二代及以上的直系家庭則是由兩代及以上且中間無斷代的夫妻組成，一般為父母與已婚子女同住。相較于其他家庭，直系家庭規(guī)模更大、成員構(gòu)成也更為復(fù)雜。這類家庭可能面臨“上有老下有小”的情況，需要同時(shí)承擔(dān)教育成本和養(yǎng)老成本，為負(fù)擔(dān)較高的生活花銷，家庭會具有較強(qiáng)的資產(chǎn)配置意愿，傾向購買高回報(bào)的金融資產(chǎn)以取得收益。同時(shí)，直系家庭成員中一般有年輕人，他們接觸互聯(lián)網(wǎng)的頻率更高，在數(shù)字經(jīng)濟(jì)、數(shù)字金融不斷發(fā)展的大背景下，使得直系家庭能更多地了解理財(cái)、投資信息。單人家庭或夫妻家庭多數(shù)由沒有子女的年邁老人組成，而老年人口占比高的家庭，其風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有比重較低[28]。這是由于這類家庭成員已經(jīng)喪失勞動能力，增收困難，同時(shí)還要應(yīng)付日常消費(fèi)和醫(yī)療支出，有較大的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，投資能力有所下降。另外，由于老年人參與互聯(lián)網(wǎng)的程度普遍較低，家庭獲取金融知識的途徑有限，落后的投資觀念也會導(dǎo)致家庭投資動力不足，不利于提升金融資產(chǎn)配置意愿。據(jù)此，本文提出假設(shè)1：

H1：核心家庭和直系家庭會提升金融資產(chǎn)配置率，而單人家庭和夫妻家庭會降低金融資產(chǎn)配置率。

（二）家庭結(jié)構(gòu)影響金融資產(chǎn)配置的中介效應(yīng)分析

家庭結(jié)構(gòu)對金融資產(chǎn)配置的影響是深刻、多元的，其中存在著諸多作用機(jī)制。本文進(jìn)一步對兩者間的關(guān)系進(jìn)行探究，構(gòu)建金融素養(yǎng)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度兩種中介變量，以檢驗(yàn)家庭結(jié)構(gòu)是否會通過這兩種渠道影響金融資產(chǎn)配置決策。

已有研究發(fā)現(xiàn)，投資組合分散化對規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)、提高收益具有重要作用，而金融素養(yǎng)的提升能通過分散化投資實(shí)現(xiàn)最優(yōu)投資結(jié)果[29]，可見提高金融素養(yǎng)有助于優(yōu)化家庭金融資產(chǎn)配置。金融素養(yǎng)較高的家庭，對各類金融資產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)程度與收益率的了解程度也較高，更能作出合理的投資決策，通過配置多樣化的金融資產(chǎn)組合實(shí)現(xiàn)保值增值。金融素養(yǎng)較低的家庭在收集和處理資產(chǎn)信息方面的能力較差，信息障礙提高了金融市場的參與成本，導(dǎo)致其在進(jìn)行資產(chǎn)配置決策時(shí)可能遇到阻礙。此外，擁有金融專業(yè)知識背景的居民對于金融投資有更全面的了解，在進(jìn)行資產(chǎn)配置時(shí)風(fēng)險(xiǎn)偏好程度更高，金融市場參與率較高[30]。據(jù)此可以看出，金融素養(yǎng)會對金融資產(chǎn)配置的概率和深度產(chǎn)生正向影響。從家庭結(jié)構(gòu)的角度出發(fā)，隨著戶主年齡的增長，認(rèn)知水平有所退化，金融素養(yǎng)也隨之下降[31]，老年家庭會傾向于退出金融市場，而核心家庭的夫妻尚處于勞動年齡，信息整合能力與計(jì)算能力較強(qiáng)，直系家庭中的年輕成員也可以通過互聯(lián)網(wǎng)了解金融知識、提高金融素養(yǎng)，并幫助戶主設(shè)定合理的財(cái)務(wù)目標(biāo)，做出家庭財(cái)務(wù)決策，提高金融資產(chǎn)配置比例。據(jù)此，本文提出假設(shè)2：

H2：家庭結(jié)構(gòu)通過金融素養(yǎng)渠道影響金融資產(chǎn)配置決策。核心家庭和直系家庭因?yàn)榻鹑谒仞B(yǎng)較高促進(jìn)了金融資產(chǎn)配置率的提升，單人家庭和夫妻家庭則因金融素養(yǎng)較低而降低了金融資產(chǎn)配置率。

現(xiàn)代投資組合理論認(rèn)為，投資者會根據(jù)自身的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度決定風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比例，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度是影響投資者配置資產(chǎn)組合的重要因素，風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度很大程度上影響家庭是否配置風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)。風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度的增大會降低家庭配置風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的概率[32]。通常情況下，風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度并非是不變的常數(shù)，它在經(jīng)濟(jì)主體的生命周期中常常存在時(shí)變特征，且隨著年齡的增加呈現(xiàn)先下降后升高的趨勢[33]。從家庭層面來看，核心家庭的夫妻一般處于職業(yè)收入上升階段，風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度較低，這有助于提高投資概率。另外，少兒人口的增加也會提升風(fēng)險(xiǎn)偏好程度，這是由于家庭為了給子女創(chuàng)造良好的成長環(huán)境愿意承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)[17]，并且有子女的家庭需要承擔(dān)較高的教育成本與養(yǎng)育成本，為追求長期財(cái)富最大化，家庭往往會選擇高收益的風(fēng)險(xiǎn)性金融產(chǎn)品，這也表現(xiàn)為風(fēng)險(xiǎn)偏好[6]。而在老齡化嚴(yán)重的單人、夫妻家庭中，成員幾乎都步入了老年，處于風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度較高的階段，同時(shí)還面臨健康風(fēng)險(xiǎn)和收入不穩(wěn)定的情況，因此會呈現(xiàn)出風(fēng)險(xiǎn)厭惡特征，減少風(fēng)險(xiǎn)性金融投資。直系家庭狀況較為復(fù)雜。一方面，家庭中一般有年輕勞動人口同住，往往風(fēng)險(xiǎn)偏好程度較大；另一方面，這類家庭一般人均收入較低，為減弱住房壓力才選擇多人同住，其自身風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力較差，可能表現(xiàn)為風(fēng)險(xiǎn)厭惡。綜合來看，直系家庭的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度并不明朗。據(jù)此，本文提出假設(shè)3：

H3：家庭結(jié)構(gòu)通過風(fēng)險(xiǎn)偏好渠道影響金融資產(chǎn)配置決策。核心家庭因?yàn)轱L(fēng)險(xiǎn)偏好較高促進(jìn)了金融資產(chǎn)配置率的提升，單人家庭和夫妻家庭則因風(fēng)險(xiǎn)厭惡而降低了金融資產(chǎn)配置率。并且，風(fēng)險(xiǎn)偏好這一中介效應(yīng)在直系家庭不發(fā)揮作用。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

1.基準(zhǔn)模型

由于家庭結(jié)構(gòu)不會在短期內(nèi)發(fā)生變動，本文選取一期截面數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。在探討居民家庭結(jié)構(gòu)對金融資產(chǎn)配置的影響時(shí)，為綜合、客觀地考察家庭資產(chǎn)組合情況，分別選取三個(gè)變量作為衡量指標(biāo)。

第一個(gè)被解釋變量為虛擬變量“是否配置風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)（asset）”，選擇Probit 模型進(jìn)行分析。Probit 模型存在一個(gè)潛變量asset*。當(dāng)asset*＞0 時(shí)，該家庭配置金融資產(chǎn)取值為1，否則為0。本文Probit 模型的結(jié)果均采用邊際效應(yīng)進(jìn)行匯報(bào)。模型設(shè)定如下：

其中，i表示第i個(gè)家庭，asseti為虛擬變量“是否配置風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)”，nfi為核心家庭虛擬變量，tfi為直系家庭虛擬變量，sfi為單人家庭虛擬變量，mfi為夫妻家庭虛擬變量，controlsi指代一系列可能影響風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的控制變量集，包括戶主特征、家庭特征、地區(qū)特征等，εi是隨機(jī)擾動項(xiàng)。

第二個(gè)被解釋變量為“風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)占比（asset%）”，用于衡量金融資產(chǎn)配置深度。由于該變量為左截?cái)嘧兞?，因此選取Tobit 模型進(jìn)行分析，其他變量設(shè)定不變。模型設(shè)定如下：

其中，asset%i表示家庭i 風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)占其家庭總金融資產(chǎn)的比重，asset%*i表示風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重在（0，1）之間的觀測值。

第三個(gè)被解釋變量為“風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)種類（type）”，采用各家庭持有的風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)種類數(shù)來衡量。選取OLS 模型進(jìn)行回歸，其他變量設(shè)定不變。模型設(shè)定如下：

2.中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

為探究家庭結(jié)構(gòu)是否會通過金融素養(yǎng)（sy）、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度（fx）對金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響，本文借鑒江艇[34]的做法，在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上進(jìn)一步構(gòu)建中介效應(yīng)模型，檢驗(yàn)家庭結(jié)構(gòu)對中介變量的影響程度。模型設(shè)定如下：

（二）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國家庭金融調(diào)查（CHFS）2019 年全國調(diào)查數(shù)據(jù)、同年的省級數(shù)據(jù)集②和北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心發(fā)布的數(shù)字普惠金融指數(shù)的合并數(shù)據(jù)。CHFS 調(diào)查始于2011 年，每兩年追蹤一次，覆蓋全國29個(gè)省、自治區(qū)與直轄市，調(diào)查內(nèi)容包括家庭人口學(xué)特征、資產(chǎn)與負(fù)債、保險(xiǎn)與保障、支出與收入等板塊，較為全面、詳細(xì)地反映了居民家庭資產(chǎn)配置狀況。需要注意的是，CHFS 問卷中的金融資產(chǎn)包括現(xiàn)金、活期存款、定期存款、股票、基金、債券、理財(cái)產(chǎn)品、金融衍生品、外幣資產(chǎn)、黃金等金融資產(chǎn)。本文將股票、基金、債券、理財(cái)產(chǎn)品、金融衍生品、外幣資產(chǎn)、黃金記為風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)。

（三）變量選取

1.被解釋變量

本文選取的被解釋變量分別為“是否配置風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)（asset）”“風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)占比（asset%）”“風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置種類（type）”，通過測算居民家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的概率、深度及分散化程度來綜合反映金融資產(chǎn)配置情況。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量為家庭結(jié)構(gòu)。根據(jù)目前的有效樣本數(shù)據(jù)，選取核心家庭（nf）、直系家庭（tf）、單人家庭（sf）、夫妻家庭（mf）的虛擬變量作為解釋變量。根據(jù)CHFS調(diào)查問卷中的問題“A2001家庭成員關(guān)系”，本文手動進(jìn)行分類整理：將受訪者與配偶及未婚子女同住的家庭記為核心家庭，將受訪者與配偶及已婚子女或父母同住的家庭記為直系家庭，將受訪者獨(dú)居的家庭記為單人家庭，將受訪者與配偶同住的家庭記為夫妻家庭。需要說明的是，除上述家庭類型外，樣本中還包含聯(lián)合家庭、單親家庭、祖孫同住家庭等，但由于樣本占比較低，本文將這些類型均劃入其他家庭，不進(jìn)行單獨(dú)的實(shí)證檢驗(yàn)。

3.控制變量

本文控制了一系列會影響家庭金融資產(chǎn)配置的變量，包括戶主特征變量、家庭特征變量和地區(qū)特征變量。具體變量及定義見表1。

表1 主要變量定義

（四）樣本描述性統(tǒng)計(jì)

各變量的樣本描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。如表2所示，我國家庭平均風(fēng)險(xiǎn)市場參與度僅為10.9%，而平均配置比例與配置種類也較低?？梢姡覈用裨谂渲媒鹑谫Y產(chǎn)時(shí)仍以無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)為主，普遍存在金融市場“有限參與”、金融排斥現(xiàn)象嚴(yán)重問題。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3為家庭結(jié)構(gòu)影響風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。（1）列為家庭配置金融資產(chǎn)概率的回歸結(jié)果，文中Probit 模型的結(jié)果均采用邊際效應(yīng)進(jìn)行匯報(bào)；（2）列為家庭配置金融資產(chǎn)深度的回歸結(jié)果；（3）列為家庭配置金融資產(chǎn)分散化程度的回歸結(jié)果。從各變量的回歸顯著性可以看出，核心家庭在不同模型中均會顯著促進(jìn)金融資產(chǎn)的配置；直系家庭配置概率和配置種類在一定水平上顯著，配置深度不顯著；單人或夫妻家庭則會顯著抑制金融資產(chǎn)的配置。而回歸系數(shù)則表明，核心家庭較直系家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的配置率更高，單人家庭的抑制作用較夫妻家庭更強(qiáng)。原因可能是：核心家庭夫妻處于勞動年齡階段，收入與身體狀況都較為穩(wěn)定，有一定閑置資金可用于投資，因此傾向于配置金融資產(chǎn)。直系家庭雖然也有投資意愿，但收入較低，同時(shí)可能肩負(fù)教育與醫(yī)療支出，可自由支配資金不足，金融資產(chǎn)配置深度不高，回歸結(jié)果不顯著。單人或夫妻家庭主要為老年家庭，收入不穩(wěn)定且身體狀況較差，投資觀念保守，傾向于增加儲蓄、降低投資。另外，單人家庭僅有戶主獨(dú)居，無同住人口共享收入、分擔(dān)壓力，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力較差，對金融資產(chǎn)配置率負(fù)向影響更強(qiáng)。

表3 家庭結(jié)構(gòu)影響風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性處理

基準(zhǔn)模型中可能存在部分不可測量的遺漏變量，會同時(shí)影響居民家庭結(jié)構(gòu)與資產(chǎn)配置決策，導(dǎo)致產(chǎn)生潛在的內(nèi)生性問題。本文首先通過加入省份固定效應(yīng)來控制遺漏變量的影響，回歸結(jié)果見表4（1）至（3）列。在控制了固定效應(yīng)后，各變量系數(shù)的符號方向仍與前文一致。其次加入“是否擁有商業(yè)保險(xiǎn)”“家庭創(chuàng)業(yè)計(jì)劃”“家庭總負(fù)債”作為新的控制變量，結(jié)果見表4（4）至（6）列。在加入新的控制變量后，直系家庭結(jié)構(gòu)對資產(chǎn)分散化程度的影響不再顯著，其他三類家庭的結(jié)果仍與基準(zhǔn)回歸一致。

表4 內(nèi)生性處理

2.替換被解釋變量

參考吳越等[35]的研究，將風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)劃分為主動型風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)與被動型風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。其中，主動型風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)包括股票、基金、債券和金融衍生品，具有高風(fēng)險(xiǎn)和高收益的特性；被動型風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)包括銀行理財(cái)和互聯(lián)網(wǎng)理財(cái)，風(fēng)險(xiǎn)與收益均較低。本文將原被解釋變量替換為“是否持有主動型風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)（active）”“主動型風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)在總金融資產(chǎn)中的占比（active%）”“主動型風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有種類（typea）”進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表5的回歸結(jié)果證明前文結(jié)論較為穩(wěn)健。

表5 替換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

3.剔除有金融從業(yè)人員家庭的樣本

參考唐丹云等[36]的研究，考慮到家庭金融資產(chǎn)選擇在一定程度上受家庭金融素養(yǎng)影響，而有金融從業(yè)人員的家庭金融素養(yǎng)較高，會影響家庭配置決策，因而剔除家庭中有金融從業(yè)人員的樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果見表6?？梢钥闯?，核心家庭、單人家庭、夫妻家庭的回歸結(jié)果與前文一致，在一定程度上證實(shí)了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。直系家庭符號方向不變，但顯著性水平有所降低，說明這類家庭可能受家庭成員的金融從業(yè)影響較強(qiáng)。另外，直系家庭樣本量較少，也會對回歸結(jié)果的顯著性有所干擾?？傮w看來，回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸基本一致。

表6 剔除有金融從業(yè)人員家庭的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4.替換樣本

將樣本由CHFS（2019）替換為CHFS（2017），再次進(jìn)行回歸。由于CHFS（2017）中“家庭是否擁有自有住房”缺失值較多，因此將該變量替換為“家庭擁有的住房數(shù)量”，其余變量選取與模型設(shè)定不變，實(shí)證結(jié)果如表7 所示?？梢钥闯?，各解釋變量都在5%的水平上顯著，符號方向也與原檢驗(yàn)保持一致。這也驗(yàn)證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

表7 替換樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

（三）異質(zhì)性檢驗(yàn)

1.按數(shù)字金融發(fā)展水平劃分

數(shù)字金融水平的提高有助于降低居民進(jìn)入金融市場的門檻，促進(jìn)金融資產(chǎn)配置率的提升，但由于個(gè)體間的異質(zhì)性，不同家庭的資產(chǎn)配置變化可能存在差異?？紤]這一因素的影響，本文采用北京大學(xué)發(fā)布的數(shù)字普惠金融指數(shù)衡量各省份數(shù)字金融水平，根據(jù)該指數(shù)的中位數(shù)將樣本劃分為兩個(gè)子樣本進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并通過Chow 檢驗(yàn)證明分組回歸的有效性。通過表8 結(jié)果看出，分樣本后核心家庭在不同的數(shù)字金融水平地區(qū)中差異不大；直系家庭的分區(qū)域檢驗(yàn)結(jié)果僅在高水平地區(qū)顯著，說明在數(shù)字金融發(fā)展水平相對較高的區(qū)域，居民更容易借助互聯(lián)網(wǎng)獲取金融知識或投資信息，從而提高金融資產(chǎn)的配置率；單人家庭和夫妻家庭對金融資產(chǎn)配置率的抑制作用在高水平地區(qū)更強(qiáng)，這是因?yàn)槔夏耆丝趯儆跀?shù)字弱勢群體，在經(jīng)濟(jì)與互聯(lián)網(wǎng)發(fā)達(dá)、數(shù)字金融蓬勃發(fā)展的地區(qū)，由于數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展催生出數(shù)字鴻溝，他們反而會受制于數(shù)字稟賦，無法利用互聯(lián)網(wǎng)跟上市場的腳步，從而降低對于金融資產(chǎn)的配置率。

表8 按數(shù)字金融發(fā)展水平劃分的異質(zhì)性檢驗(yàn)

2.按經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平劃分

不同的經(jīng)濟(jì)水平會影響居民的職業(yè)選擇、收入消費(fèi)、投資觀念等，進(jìn)而會影響該地區(qū)家庭的資產(chǎn)配置決策。本文采用各地區(qū)的人均GDP 來衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的中位數(shù)將樣本劃分為兩個(gè)子樣本進(jìn)行檢驗(yàn)。通過表9 結(jié)果看出，核心家庭在各區(qū)域內(nèi)均傾向于參與金融市場，且經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)資產(chǎn)配置概率與種類的顯著性水平高于欠發(fā)達(dá)地區(qū)，這是因?yàn)榘l(fā)達(dá)地區(qū)金融業(yè)發(fā)展相對完善，居民金融素養(yǎng)普遍較高，會提升其金融資產(chǎn)配置率；直系家庭的分區(qū)域檢驗(yàn)結(jié)果僅在發(fā)達(dá)地區(qū)顯著，可能是因?yàn)樵诮?jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，居民的信息成本和交易成本較低，參與金融市場的門檻也較低；單人家庭和夫妻家庭對金融資產(chǎn)配置率的抑制作用在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)更強(qiáng)，這也可能與數(shù)字鴻溝有關(guān)。

表9 按經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平劃分的異質(zhì)性檢驗(yàn)

3.按養(yǎng)老與教育支出劃分

家庭可能會因?yàn)樯顗毫Σ煌嬖诋愘|(zhì)性的金融資產(chǎn)配置。本文根據(jù)CHFS問卷問題“去年，您家給父母的現(xiàn)金或非現(xiàn)金一共有多少錢？”“去年，您家給公婆、岳父母的現(xiàn)金或非現(xiàn)金一共有多少錢？”“去年，您家在教育培訓(xùn)上一共支出了多少錢？”來計(jì)算該家庭的養(yǎng)老支出與教育支出，衡量其在養(yǎng)老育兒方面的生活壓力，并根據(jù)結(jié)果將樣本分為無支出和有支出兩個(gè)子樣本進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表10所示，家庭負(fù)擔(dān)養(yǎng)老教育支出一方面可以增強(qiáng)核心、直系家庭的資產(chǎn)配置意愿，另一方面可以緩解單人、夫妻家庭對金融資產(chǎn)配置的抑制作用。這說明用于養(yǎng)老或教育的這部分支出是居民配置風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的一大動力，當(dāng)居民面臨生活壓力時(shí)，就會產(chǎn)生金融資產(chǎn)配置意愿，提升金融市場參與度。

表10 按養(yǎng)老和教育支出劃分的異質(zhì)性檢驗(yàn)

（四）渠道檢驗(yàn)

本文參考尹志超等[37]的研究，采用因子分析法構(gòu)建金融素養(yǎng)指標(biāo)。CHFS（2019）問卷中設(shè)計(jì)了三個(gè)有關(guān)利率和通貨膨脹的問題以考察受訪者的金融素養(yǎng)水平，本文根據(jù)受訪者對每個(gè)問題的回答情況構(gòu)建了兩個(gè)虛擬變量，分別表示是否回答正確和是否正面回答，并采用這六個(gè)虛擬變量構(gòu)建衡量金融素養(yǎng)的總指標(biāo)。表11（1）列顯示，受訪者對每個(gè)問題的正確回答率都不足50%，說明我國居民金融關(guān)注度與金融知識水平普遍較低。

表11 金融素養(yǎng)指標(biāo)構(gòu)建

在進(jìn)行金融素養(yǎng)指標(biāo)構(gòu)建之前，本文首先根據(jù)KMO檢驗(yàn)判斷因子分析法的適用程度，檢驗(yàn)結(jié)果見表11（2）列?？梢钥闯?，結(jié)果均大于0.6，說明可以采用因子分析法。

本文結(jié)合特征根大小與方差貢獻(xiàn)率共提取兩個(gè)因子，最后結(jié)合因子得分與旋轉(zhuǎn)后的因子權(quán)重計(jì)算出綜合因子得分，并將該衡量方法得出的結(jié)果記為中介變量“金融素養(yǎng)（sy）”的代理指標(biāo)。由表12（1）列可知，相對于單人家庭和夫妻家庭，核心家庭與直系家庭的金融素養(yǎng)水平更高，說明金融素養(yǎng)在家庭結(jié)構(gòu)與金融資產(chǎn)選擇中發(fā)揮著中介作用，家庭結(jié)構(gòu)通過金融素養(yǎng)渠道影響金融資產(chǎn)的配置決策。其中，核心家庭和直系家庭因?yàn)榻鹑谒仞B(yǎng)較高促進(jìn)了金融資產(chǎn)配置率的提升，單人家庭和夫妻家庭則因金融素養(yǎng)較低而降低了金融資產(chǎn)配置率。證明了假設(shè)2成立。

表12 中介效應(yīng)的回歸結(jié)果

本文進(jìn)一步對風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的中介效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。由于風(fēng)險(xiǎn)厭惡是投資的基礎(chǔ)假設(shè)，家庭會根據(jù)風(fēng)險(xiǎn)與收益進(jìn)行投資決策，因此風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度在家庭結(jié)構(gòu)與金融資產(chǎn)配置之間可能起到中介作用。本文根據(jù)CHFS（2019）問卷題目“如果您有一筆資金用于投資，您最愿意選擇哪種投資項(xiàng)目？”來衡量風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，根據(jù)受訪者回答將風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度賦值為1、2、3、4、5，數(shù)值越高，表示該家庭的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度越高。根據(jù)現(xiàn)代投資組合理論，投資者的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度在資產(chǎn)配置中發(fā)揮著重要作用，風(fēng)險(xiǎn)偏好程度越高，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置比例也越高。從表12（2）列的回歸結(jié)果可以看出，核心家庭的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度高，而單人家庭和夫妻家庭對風(fēng)險(xiǎn)呈厭惡態(tài)度，說明風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度是這三類家庭的中介變量，在一定程度上驗(yàn)證了假設(shè)3。直系家庭的回歸結(jié)果不顯著，這是由于直系家庭成員組成較為復(fù)雜，既可能因?yàn)檩^高的支出需求而傾向于配置高回報(bào)資產(chǎn)，又可能因?yàn)閼糁髂挲g偏高，金融偏好程度下降，同時(shí)受收入水平和醫(yī)療負(fù)擔(dān)影響，而避免進(jìn)入高風(fēng)險(xiǎn)市場。

六、結(jié)論與建議

家庭是我國金融市場的重要參與者，而“有限參與”卻抑制了居民財(cái)產(chǎn)性收入的增長和家庭財(cái)富水平的提升，在一定程度上阻礙了共同富裕目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。為破解“有限參與之謎”，本文基于家庭結(jié)構(gòu)視角，采用CHFS（2019）數(shù)據(jù)從理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)兩方面深入探究其與金融資產(chǎn)配置決策間的聯(lián)系，得出以下結(jié)論：核心、直系家庭結(jié)構(gòu)會促進(jìn)風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置率的提升，單人、夫妻家庭結(jié)構(gòu)則會抑制金融市場參與。異質(zhì)性分析表明，核心家庭在不同地區(qū)均傾向于配置風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)，而在數(shù)字金融程度更高、經(jīng)濟(jì)更發(fā)達(dá)的區(qū)域，直系家庭對金融資產(chǎn)配置參與度的提升作用更強(qiáng)，且由于數(shù)字鴻溝的存在，單人或夫妻家庭對金融資產(chǎn)配置參與度的抑制作用也得以加強(qiáng)；有養(yǎng)老和教育成本的核心家庭與直系家庭會提高金融資產(chǎn)配置率，同時(shí)緩解單人家庭和夫妻家庭對金融資產(chǎn)配置率的抑制作用。中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，家庭結(jié)構(gòu)與金融資產(chǎn)配置之間存在金融素養(yǎng)與風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度兩種作用渠道，金融素養(yǎng)較高或風(fēng)險(xiǎn)偏好程度較高的家庭會提高金融資產(chǎn)配置概率與比例，而低金融素養(yǎng)與風(fēng)險(xiǎn)厭惡則會抑制金融資產(chǎn)的配置。

本文的研究內(nèi)容具有以下政策啟示：

首先，要完善金融市場建設(shè)，抑制數(shù)字鴻溝的不良影響。一方面，各地區(qū)要提高數(shù)字經(jīng)濟(jì)與數(shù)字金融的發(fā)展水平，強(qiáng)化核心家庭與直系家庭對金融資產(chǎn)配置的促進(jìn)作用；同時(shí)完善金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與金融制度保障，防范網(wǎng)絡(luò)風(fēng)險(xiǎn)，引導(dǎo)居民理性、良性投資。另一方面，要關(guān)注數(shù)字弱勢群體，積極發(fā)揮政府的引導(dǎo)作用，擴(kuò)大互聯(lián)網(wǎng)覆蓋面，提高老年家庭的數(shù)字接入水平與數(shù)字金融素養(yǎng)，進(jìn)而彌合老年群體數(shù)字鴻溝，發(fā)揮數(shù)字普惠金融對金融資產(chǎn)配置的有利影響，提升家庭財(cái)產(chǎn)性收入水平，促進(jìn)共同富裕。

其次，要大力普及金融投資知識，提高居民金融素養(yǎng)。由數(shù)據(jù)分析與實(shí)證結(jié)果可以看出，金融素養(yǎng)對金融市場參與度發(fā)揮著顯著的正向影響，然而我國居民當(dāng)前普遍金融素養(yǎng)水平較低，因此要從各方面強(qiáng)化居民金融知識儲備，面向全社會各類群體，尤其是金融素養(yǎng)水平較低的低收入人群與中老年群體，積極開展金融知識講座，普及金融知識教育，提高全體居民的金融素養(yǎng)。

最后，要加強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)教育，幫助居民樹立理性的投資態(tài)度。一方面，應(yīng)落實(shí)精準(zhǔn)扶貧政策，提高居民可支配收入水平，從而增強(qiáng)其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，緩解其風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度。另一方面，通過金融知識培訓(xùn)與金融風(fēng)險(xiǎn)教育，幫助居民正確看待投資風(fēng)險(xiǎn)，樹立理性、客觀的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，引導(dǎo)居民積極參與資本市場，基于自身財(cái)務(wù)狀況做出合理的投資決策。

注 釋

①《中國家庭財(cái)富指數(shù)調(diào)研報(bào)告2021》數(shù)據(jù)顯示，2021年第四季度我國家庭金融資產(chǎn)占比達(dá)30.2%，而《2022 年主要國家家庭金融資產(chǎn)報(bào)告》數(shù)據(jù)顯示，2021年韓國家庭金融資產(chǎn)占比為35.6%，日本為63.0%，英國為53.8%，美國為71.5%。②數(shù)據(jù)來源于2019年的中國統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)。