后金融危機(jī)時代個體認(rèn)知、反應(yīng)機(jī)制與理財(cái)方式選擇關(guān)系分析

■安超 雷明 徐敏亞（北京大學(xué)光華管理學(xué)院 北京 100871）

研究假設(shè)與模型構(gòu)建

（一）個體行為與投資方式

本文從投資者的主動性、計(jì)劃性、獨(dú)立性三方面衡量投資者的個體行為。投資的主動性，是指投資者能夠主動學(xué)習(xí)理財(cái)知識、關(guān)注國家政策和財(cái)經(jīng)事件的發(fā)展、經(jīng)常觀看財(cái)經(jīng)節(jié)目或者閱讀財(cái)經(jīng)類報(bào)紙。擁有長期理財(cái)規(guī)劃的人，對自己的財(cái)富組成和目標(biāo)收益有更深入和透徹的了解，根據(jù)自己的目標(biāo)更新所持有的投資組合，更有可能持有一定比例的激進(jìn)型投資產(chǎn)品。基于上述分析，本文提出以下假設(shè)：

H1a：投資者的主動性越高，越有可能選擇激進(jìn)型投資策略；H1b：投資者的計(jì)劃性越高，越有可能選擇激進(jìn)型投資策略；H1c：投資者獨(dú)立性越高，越有可能選擇激進(jìn)型投資策略；H1d：投資者個體綜合特征表現(xiàn)越突出，投資方式的選擇越多樣化。

（二）外部經(jīng)濟(jì)事件認(rèn)知與投資方式

吳中春、楊文超（2006）研究表明，中國的投資者對政府出臺的政策擁有高度的敏感性，政府政策一旦處理不當(dāng)就會嚴(yán)重影響居民的投資行為。趙楊等（2011）研究表明金融危機(jī)期間，作為投資品的房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)并不明顯，對居民的消費(fèi)存在微弱的正向影響。基于上述分析，本文假設(shè)：

H2a：對外部正向經(jīng)濟(jì)事件認(rèn)知程度越高，個體投資策略越趨向于激進(jìn)；H2b：對外部負(fù)向經(jīng)濟(jì)事件認(rèn)知程度越高，個體投資策略越趨向于保守。

（三）個體特征與投資方式

本文從風(fēng)險(xiǎn)偏好、年齡、性別、婚姻狀況、教育水平、職業(yè)、收入和負(fù)債情況等方面來衡量投資者的個體特征。風(fēng)險(xiǎn)厭惡型的個體由于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，會更多地持有保守型的投資組合；而風(fēng)險(xiǎn)喜好者會持有更多的激進(jìn)型理財(cái)產(chǎn)品。Lei Feng，Mark S. Seasholes（2007）研究表明股票市場中男性比女性更趨向于風(fēng)險(xiǎn)偏好。Kevin Miliigan（2006）研究發(fā)現(xiàn)隨著年齡的增長，人們對汽車和住房的需求減少，總資產(chǎn)中銀行存款和CD存單的占比逐漸增大?；谝陨戏治觯疚募僭O(shè)：

H3：女性、年齡較大、單身、有負(fù)債、風(fēng)險(xiǎn)厭惡的人群，傾向于保守的投資方式；而受教育程度高、從事金融投資相關(guān)行業(yè)、收入高、無負(fù)債、風(fēng)險(xiǎn)喜好的人群，傾向于激進(jìn)的投資方式。

（四）外部經(jīng)濟(jì)事件認(rèn)知與個體行為

認(rèn)知反應(yīng)機(jī)制，是人類在生存過程中逐步演化形成的，用于解決生存過程中的問題。Mustafa Sayim等（2013）研究了美國1999年到2010年各行業(yè)股票市場的投資回報(bào)率，研究表明投資者的積極情緒趨向于增加投資回報(bào)。當(dāng)個體感知到經(jīng)濟(jì)環(huán)境和熱點(diǎn)事件的程度越高，就越有動機(jī)主動參與收集信息，并證實(shí)自身信念?；谝陨戏治觯疚募僭O(shè)：

H4：對外部經(jīng)濟(jì)事件認(rèn)知程度越高，個體的理財(cái)主動性越高。

實(shí)證分析

（一） 數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)計(jì)

本文的樣本通過網(wǎng)上電子版問卷調(diào)查和網(wǎng)下紙質(zhì)問卷調(diào)查兩條渠道獲得。在北京地區(qū)總計(jì)發(fā)放問卷246份，收回245份，回收率為99.6%，最終得到有效問卷216份，有效率為88.16%。本文的變量設(shè)計(jì)如表1所示。

（二）模型的假設(shè)檢驗(yàn)

最初的模型包含4個潛變量和22個指標(biāo)，本文定義為模型一（見圖1）。通驗(yàn)證性因子分析，卡方與自由度比值CMIN/DF為1.5168，小于5，說明模型的適配度很高。近似誤差的均方根RMSEA為0.049，小于0.05，說明模型是“良好適配”。但CFI、GFI、AGFI、IFI等值都小于0.9，說明擬合程度有一定的缺欠。

（三）模型的修正

根據(jù)模型擬合的回歸系數(shù)是否顯著異于零的標(biāo)準(zhǔn)時臨界比例（C.R.），當(dāng)C.R.的絕對值大于等于2時，回歸系數(shù)數(shù)值即可以認(rèn)定為在顯著性水平0.05下與0存在顯著的差異。刪除“對經(jīng)濟(jì)事件感知”的指標(biāo)項(xiàng)a11醫(yī)療改革、a12擴(kuò)大內(nèi)需，以及“個體特征”的指標(biāo)項(xiàng)a19教育水平。根據(jù)AMOS生成的M.I.值，增加M.I.值較大的殘差相關(guān)的路徑，提高模型擬合程度。修正后模型的擬合優(yōu)度指標(biāo)卡方與自由度比值CMIN/DF進(jìn)一步減小，RMSEA的值也更具代表性。CFI、GFI、AGFI、IFI等值都大于0.9，表明擬合程度進(jìn)一步提高。

本文得到新的模型路徑圖，如圖2所示，標(biāo)準(zhǔn)后路徑系數(shù)如表2所示。

綜上分析及圖3SEM結(jié)構(gòu)模型建立如下結(jié)構(gòu)方程：個體行為=0.5*對經(jīng)濟(jì)事件的感知+ε1；投資方式=0.31*個體行為+1.06*個體特征+0.08*對經(jīng)濟(jì)事件的感知+ε2

研究結(jié)果分析

個體行為與投資方式的影響。通過上圖分析可知，個體行為對投資方式產(chǎn)生正向影響，個體行為與投資主動性的回歸系數(shù)是0.604，與投資計(jì)劃性的回歸系數(shù)是0.55，與投資獨(dú)立性的回歸系數(shù)是0.18。投資方式與保守型投資之間的回歸系數(shù)是0.23，與激進(jìn)型投資方式之間的回歸系數(shù)是0.44，與保值型投資方式之間回歸系數(shù)是0.52，因此當(dāng)個體主動性得分越高，居民越傾向于選擇激進(jìn)的投資方式而不是保守型的投資方式。這樣驗(yàn)證了假設(shè)H1a、H1b和H1c。投資的主動性、計(jì)劃性和獨(dú)立性對投資方式都是正向關(guān)系，表明投資者的個體綜合特征表現(xiàn)越突出，投資方式越趨向于多樣化，驗(yàn)證了假設(shè)H1d。

對外部經(jīng)濟(jì)事件感知與投資方式。投資方式=（0.08 +0.5*0.31）*對經(jīng)濟(jì)事件的感知=0.23*對經(jīng)濟(jì)事件的感知。金融危機(jī)的認(rèn)知與經(jīng)濟(jì)事件的感知的回歸系數(shù)是-0.4558，因此金融危機(jī)改變1單位，投資方式會負(fù)向改變-0.505個單位。說明金融危機(jī)這一經(jīng)濟(jì)事件對居民投資方式產(chǎn)生了負(fù)效應(yīng)，居民對金融危機(jī)的認(rèn)知程度越高，投資就相應(yīng)減少，投資多樣性越小，并且對激進(jìn)型的投資減少更多。驗(yàn)證了假設(shè)H2a。通脹壓力、人民幣升值都對投資方式產(chǎn)生正向的影響，表明通脹壓力的增大會使貨幣貶值，人們會增大投資的多樣性，同時增加保值型的投資方式，這證明假設(shè)H2b。人民幣升值，增加了人們的投資方式多樣化，驗(yàn)證了假設(shè)H2a。

個體特征與投資方式。個體特征與投資方式的回歸系數(shù)為1.06，個體特征對投資方式的影響很大。風(fēng)險(xiǎn)偏好與個體特征的回歸系數(shù)是0.0637，風(fēng)險(xiǎn)偏好越高，投資方式越多樣化，并且越愿意選擇激進(jìn)型的投資方式，驗(yàn)證了假設(shè)H3。

職業(yè)與個體特征的回歸系數(shù)是-0.1647，因此金融類職業(yè)的人群，投資方式得分高，表示投資方式更趨向于多樣化，而且會傾向選擇激進(jìn)型的和增值的投資方式，而不是保守型的投資方式，驗(yàn)證了假設(shè)H3。負(fù)債與個體特征的回歸系數(shù)是0.4163，無負(fù)債的人更傾向于多樣化的投資方式，并且激進(jìn)型的投資方式會增加，驗(yàn)證了假設(shè)H3?；橐鰻顩r與個體特征的回歸系數(shù)是0.3179，因此結(jié)婚的人更傾向于多樣化投資方式，激進(jìn)型投資方式會增加，驗(yàn)證了假設(shè)H3。人均收入與個體特征的回歸系數(shù)是0.4686，高收入的人群投資更傾向于多樣化的投資，更多地增加激進(jìn)型的投資方式，驗(yàn)證了假設(shè)H3。

年齡對投資方式的影響是正向影響，這與假設(shè)H3不相符，這里面主要的原因是樣本的年齡區(qū)間主要在20到40歲之間；性別的表現(xiàn)與假設(shè)H3也不符，主要是由于樣本中女性平均年齡是30歲，多數(shù)職業(yè)穩(wěn)定，從事金融相關(guān)工作，并且未婚女性占大多數(shù)，生活壓力不大，因此有更多的資金用于投資。

外部經(jīng)濟(jì)事件認(rèn)知與個體行為。對經(jīng)濟(jì)事件的感知與個體行為的回歸系數(shù)是0.509，即經(jīng)濟(jì)事件感知對個體行為是正向的影響，這表明個體對經(jīng)濟(jì)事件的感知越明顯，外部環(huán)境的影響越大，個體行為的投資主動性越高。這驗(yàn)證了H4的假設(shè)。

結(jié)論

第一，投資者的主動性越高，越有可能選擇激進(jìn)型投資策略；投資者的計(jì)劃性越高，越有可能選擇激進(jìn)型投資策略；投資者獨(dú)立性越高，越有可能選擇激進(jìn)型投資策略；投資者個體綜合特征表現(xiàn)越突出，投資方式的選擇越多樣化。第二，對外部正向經(jīng)濟(jì)事件認(rèn)知程度越高，個體投資策略越趨向于激進(jìn)；對外部負(fù)向經(jīng)濟(jì)事件認(rèn)知程度越高，個體投資策略越趨向于保守。第三，部分驗(yàn)證了女性、年齡較大、單身、有負(fù)債、風(fēng)險(xiǎn)厭惡的人群，傾向于保守的投資方式；而受教育程度高、從事金融投資相關(guān)行業(yè)、收入高、無負(fù)債、風(fēng)險(xiǎn)喜好的人群，傾向于激進(jìn)的投資方式。第四，對外部經(jīng)濟(jì)事件認(rèn)知程度越高，個體的理財(cái)主動性越高。本文的研究為考察后金融危機(jī)時代的熱點(diǎn)經(jīng)濟(jì)事件對于居民投資方式的影響提供了思路。本文在結(jié)構(gòu)方程的研究中由于模型的顯著性因素，先后刪除了問卷中的新醫(yī)改和四萬億投資者兩個經(jīng)濟(jì)熱點(diǎn)事件，表明大多數(shù)人并沒有明顯感知到新醫(yī)改和四萬億投資對生活的影響。

1.吳中春，楊文超.對個體投資者行為偏差研究的回顧與前瞻[J].求索，2006 （10）

2.朱嵐.我國居民金融資產(chǎn)選擇與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)性研究[D].西南財(cái)經(jīng)大學(xué)碩士論文，2007

3.趙楊，張屹山，趙文勝.房地產(chǎn)市場與居民消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系研究—基于1994-2011年房地產(chǎn)市場財(cái)富效應(yīng)的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2011（6）