主觀幸福感、人格特征與家庭資產(chǎn)選擇

周雅玲 于文超 肖忠意

(1.西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶 400716; 2.西南政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，重慶 401120)

主觀幸福感、人格特征與家庭資產(chǎn)選擇

周雅玲1于文超2肖忠意2

(1.西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶 400716; 2.西南政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，重慶 401120)

本文運(yùn)用中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，研究主觀幸福感、人格特征對(duì)家庭金融市場參與和家庭資產(chǎn)選擇的影響及內(nèi)在機(jī)制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對(duì)房產(chǎn)而言，主觀幸福感的提升會(huì)推動(dòng)家庭參與房產(chǎn)投資，并增加家庭在房產(chǎn)上的配置；對(duì)儲(chǔ)蓄而言，主觀幸福感的提升不僅會(huì)降低居民參與儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)，而且會(huì)同時(shí)降低其持有比重；對(duì)股票而言，主觀幸福感對(duì)居民參與動(dòng)機(jī)影響不顯著，但家庭開始股票投資后，主觀幸福感的提升會(huì)提高家庭參與股票選擇的深度。居民主觀幸福感可以與人格特征形成影響機(jī)制，從而影響居民金融市場參與和家庭資產(chǎn)選擇比重。

主觀幸福感； 人格特征； 金融市場；資產(chǎn)選擇

一、引言

中國經(jīng)濟(jì)已經(jīng)持續(xù)增長近40年，成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體，物質(zhì)財(cái)富的增加和積累，經(jīng)濟(jì)生活整體上超越了“匱乏狀態(tài)”，歷史必然要求幸福不再僅從范疇與觀念中去尋找，而是依存于一定的生產(chǎn)發(fā)展水平，將人的幸福與財(cái)富創(chuàng)造緊密結(jié)合起來加以考察，凸顯幸福的創(chuàng)造性。隨著中國金融市場的不斷發(fā)展，金融產(chǎn)品呈現(xiàn)多樣化和復(fù)雜化，家庭和個(gè)體也越來越積極地參與到金融市場。以改善民生、提高居民幸福感為目標(biāo)的經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)型，人們所追求的幸福將直接而且全面地與經(jīng)濟(jì)增長、資本擴(kuò)大建立緊密聯(lián)系。

在這樣的歷史背景下，本文利用中國家庭金融調(diào)查大型微觀數(shù)據(jù)，以低風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)(儲(chǔ)蓄)、具有消費(fèi)和投資雙重特征的風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較小的資產(chǎn)(房產(chǎn))、風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較大的資產(chǎn)(股票)為研究對(duì)象，系統(tǒng)評(píng)估以主觀幸福感衡量的情緒對(duì)家庭資產(chǎn)選擇的影響，同時(shí)還檢驗(yàn)了主觀幸福感與人格特征對(duì)家庭資產(chǎn)選擇可能存在的影響機(jī)制，以完善相關(guān)問題的研究。本文的學(xué)術(shù)貢獻(xiàn)主要表現(xiàn)在：一方面，在當(dāng)前新常態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢下，如何鼓勵(lì)家庭進(jìn)行合理的儲(chǔ)蓄和投資，為擴(kuò)大內(nèi)需、刺激經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮積極作用，還可以為政府的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控措施提供決策依據(jù)；另一方面，在當(dāng)前金融產(chǎn)品不斷豐富、儲(chǔ)蓄分流嚴(yán)重、房市存量釋放、股市波動(dòng)加劇的后危機(jī)時(shí)代，嘗試全面揭示幸福感提升與家庭金融行為決策影響機(jī)制所蘊(yùn)含的理論和實(shí)踐價(jià)值，具有重要的意義。

二、文獻(xiàn)綜述

傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為個(gè)體或家庭是理性的，相關(guān)經(jīng)濟(jì)決策主要受約束、偏好和預(yù)期的影響，然而自20世紀(jì)70年代末以來，金融市場涌現(xiàn)出許多有悖于標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的投資者行為異?，F(xiàn)象，自此，經(jīng)濟(jì)學(xué)界開始反思理性人假設(shè)的局限性，并嘗試將心理學(xué)和行為學(xué)引入經(jīng)濟(jì)決策分析過程中，開始關(guān)注人的有限理性特征，并逐漸成為標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的有效補(bǔ)充[1]。隨著心理經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展，越來越多的經(jīng)濟(jì)學(xué)研究納入了投資者情緒、認(rèn)知偏差和文化背景等變量對(duì)理性假設(shè)進(jìn)行修正，部分已有文獻(xiàn)顯示，投資者的情緒可能是影響個(gè)體經(jīng)濟(jì)行為和表現(xiàn)的重要因素，其各個(gè)維度對(duì)于各類具體經(jīng)濟(jì)行為具有一定的解釋力[2]。因此，將經(jīng)濟(jì)人的有限理性特征與資產(chǎn)選擇理論相結(jié)合，或許能更好地揭示中國轉(zhuǎn)型期家庭資產(chǎn)選擇行為問題。Shefrin和Statman提出了行為金融學(xué)兩大著名的理論，即行為資產(chǎn)定價(jià)模型和行為資產(chǎn)組合理論，為進(jìn)一步推動(dòng)相關(guān)理論研究發(fā)展奠定了堅(jiān)固的基石[3]。Lee等提出投資者情緒理論，認(rèn)為情緒波動(dòng)可以解釋金融市場行為波動(dòng)，而投資者情緒最終將影響其經(jīng)濟(jì)行為[4]。一般認(rèn)為，當(dāng)投資者有樂觀情緒時(shí)將做出樂觀的判斷和選擇，可能是“高估收益、低估風(fēng)險(xiǎn)”；當(dāng)投資者具有悲觀情緒時(shí)，則可能是“低估收益、高估風(fēng)險(xiǎn)”。由于情緒通常難以直接測度，國內(nèi)外早期文獻(xiàn)主要采用了間接情緒指標(biāo)進(jìn)行分析，表征情緒的間接性代理變量包括封閉式基金折價(jià)率[4]、個(gè)人投資者的共同基金凈買量[5]、買賣失衡指標(biāo)[6]等。從作用機(jī)理上講，以上間接情緒代理變量對(duì)金融市場均具有一定的解釋力，但是面對(duì)復(fù)雜金融市場的經(jīng)濟(jì)行為異象的解釋，各方研究仍不能得到一致的結(jié)論。究其原因，可能是因?yàn)橐蚤g接情緒變量表征情緒較為片面，導(dǎo)致實(shí)證結(jié)果難免受偶然性因素的干擾。

學(xué)術(shù)界目前界定情緒的直接指標(biāo)一般是通過對(duì)投資者的直接調(diào)查、詢問其對(duì)某一特定心理問題的看法而測度出的情緒指標(biāo)。居民的主觀幸福感是人們對(duì)自身生活滿意度的綜合心理反應(yīng)指標(biāo)，包括對(duì)工作、家庭等眾多因素的主觀感受和評(píng)價(jià)。更重要的是，主觀幸福感一般不會(huì)發(fā)生連續(xù)性、持續(xù)性的變化，因此，可以作為具有穩(wěn)定性的心理和情緒特征的直接指標(biāo)納入經(jīng)濟(jì)學(xué)行為決策模型之中。Easterlin開創(chuàng)性地將幸福感引入經(jīng)濟(jì)學(xué)研究之中[7]，F(xiàn)rey和Stutzer在其綜述文章中提出，居民收入、個(gè)人年齡、性別、政治信念、宗教信仰、政治制度、社會(huì)教育、社會(huì)信任、通貨膨脹、失業(yè)等一系列因素都顯著影響了居民幸福感[8]，而關(guān)于中國居民幸福感的研究文獻(xiàn)也遵循著前人研究思路，并已經(jīng)取得不錯(cuò)的進(jìn)展[9][10]，而對(duì)于幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)的第三個(gè)主題“幸福效應(yīng)”，即幸福感對(duì)居民行為決策影響最近幾年才逐漸成為學(xué)術(shù)熱點(diǎn)。

近年來，部分學(xué)者試圖進(jìn)一步將幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)分析框架延伸到家庭金融行為領(lǐng)域，提出“幸福效應(yīng)”是如何影響家庭資產(chǎn)配置行為和表現(xiàn)的問題[11]。經(jīng)過必要的文獻(xiàn)檢索發(fā)現(xiàn)，檢驗(yàn)幸福感與家庭金融決策關(guān)系的文獻(xiàn)十分有限，并且，已有的結(jié)論也存在許多爭議。家庭金融是金融系統(tǒng)的有機(jī)組成部分，相關(guān)研究的核心問題即是利用金融市場實(shí)現(xiàn)現(xiàn)有資源或財(cái)富在收益和風(fēng)險(xiǎn)兩方面的最佳配置，以滿足當(dāng)期和未來的消費(fèi)需求[12]。在各種形式的家庭資產(chǎn)中，依據(jù)風(fēng)險(xiǎn)高低可以劃分為現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物、儲(chǔ)蓄、債券、住房、股票等。Kahn和Isen發(fā)現(xiàn)幸福感強(qiáng)的居民的消費(fèi)策略和儲(chǔ)蓄行為顯著地區(qū)別于自我感覺不幸福的居民[13]，而Hermalin和Isen進(jìn)一步的研究還發(fā)現(xiàn)，人們儲(chǔ)蓄和投資決策會(huì)部分取決于幸福感對(duì)消費(fèi)的邊際效用的影響[14]。Rao等研究認(rèn)為，幸福感提升能夠顯著增加持有自有住房居民參與股票市場的概率以及持有的比重，但其與沒有自有住房居民的關(guān)系雖然為正但不顯著，除此之外，幸福感與社會(huì)資本存在影響股票投資的機(jī)制，但是與風(fēng)險(xiǎn)偏好和樂觀態(tài)度不存在顯著的影響機(jī)制[11]。然而，葉德珠和周麗燕實(shí)證發(fā)現(xiàn)，居民幸福滿意度與股票購買行為負(fù)相關(guān)且不顯著，而與投資儲(chǔ)蓄等風(fēng)險(xiǎn)較低的金融產(chǎn)品顯著正相關(guān)，這可能是因?yàn)榫用裥腋８性綇?qiáng)越表現(xiàn)出風(fēng)險(xiǎn)厭惡，所以其投資決策行為可能更為保守[15]。綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)尚需要更多研究幸福感與儲(chǔ)蓄、房產(chǎn)、股票等家庭資產(chǎn)投資決策的實(shí)證分析證據(jù)，以期對(duì)相關(guān)領(lǐng)域研究做必要補(bǔ)充。

三、研究設(shè)計(jì)

本文利用CHFS微觀數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)主觀幸福感對(duì)家庭資產(chǎn)選擇動(dòng)機(jī)及持有比重的影響，實(shí)證模型設(shè)定如下：

Prob(Allocationi=1)= α0+α1·Happinessi+λ·X+εi

(1)

Allocationi= α0+α1·Happinessi+λ·X+ζi

(2)

式(1)的被解釋變量Prob(Allocationi=1)表示受訪家庭參與了資產(chǎn)投資選擇，否則為0；式(2)的被解釋Allocationi表示風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資占家庭總資產(chǎn)的比重；家庭資產(chǎn)包括房產(chǎn)、儲(chǔ)蓄、股票三類；X是控制變量集合；i表示受訪家庭戶主i；ε和ζ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。本文提出兩個(gè)主要的原假設(shè)，分別為：

原假設(shè)1：主觀幸福感對(duì)居民風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)選擇的動(dòng)機(jī)影響不顯著。

原假設(shè)2：主觀幸福感對(duì)居民風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有的比重影響不顯著。

本文所使用數(shù)據(jù)來自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融中心2011年在全國范圍開展的第一輪中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)(China Household Finance Survey，CHFS2011)，該調(diào)查采用三階段分層抽樣的方法控制抽樣誤差和非抽樣誤差，數(shù)據(jù)代表性較好，樣本覆蓋全國29個(gè)省、262個(gè)區(qū)(區(qū)、縣級(jí)市)、1048個(gè)社區(qū)(村)，共收集2.8萬余名受訪者的資產(chǎn)與負(fù)債、收入與支出、家庭人口特征等方面詳細(xì)信息的大型微觀數(shù)據(jù)。鑒于本文所選擇被解釋變量和解釋變量的可得性，并剔除了存在缺失值的樣本，最終獲得了8421個(gè)有效的家庭戶主樣本用于實(shí)證檢驗(yàn)分析。

1.家庭資產(chǎn)選擇指標(biāo)。為了研究主觀幸福感對(duì)家庭資產(chǎn)選擇的影響，本文依據(jù)資產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)大小屬性，由低到高選擇3種家庭資產(chǎn)為被解釋變量，包括儲(chǔ)蓄、房產(chǎn)、股票。對(duì)于家庭資產(chǎn)選擇參與動(dòng)機(jī)，在計(jì)量分析時(shí)，本文將家庭如果在資產(chǎn)配置中選擇了儲(chǔ)蓄、房產(chǎn)、股票，則賦值為1，反之賦值為0。由于家庭資產(chǎn)配置行為的差異性還體現(xiàn)在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)在家庭資產(chǎn)中的配置比重，所以，本文還考察了主觀幸福感與不同家庭資產(chǎn)持有比重的影響，在計(jì)量分析時(shí)，房產(chǎn)比重即為房產(chǎn)當(dāng)前市值與家庭總資產(chǎn)的比值，儲(chǔ)蓄比重為儲(chǔ)蓄總額與家庭總資產(chǎn)的比值，股票比重為持有股票市值占家庭總資產(chǎn)的比值。

2.主觀幸福感測度。主觀感的衡量方法，迄今仍沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，但大多數(shù)微觀數(shù)據(jù)調(diào)查均采用受訪者自我評(píng)價(jià)的幸福滿意程度作為直接測度指標(biāo)。在CHFS2011數(shù)據(jù)中獲得了8421個(gè)受訪家庭戶主報(bào)告的主觀幸福感結(jié)果，在計(jì)量分析時(shí)，受訪戶主主觀幸福感的自我評(píng)價(jià)為“非常幸?！保瑒t賦值為5；“幸福”，則賦值為4；“一般”，則賦值為3；“不幸?！?，則賦值為2；“非常不幸福”則賦值為1。表1描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，在這些受訪家庭中，有15.1%的家庭戶主感覺“非常幸?！保?8.3%的家庭戶主感覺“幸?！?，共計(jì)63.4%的家庭戶主感到幸?；蚍浅Ｐ腋?，僅有6.64%的家庭戶主感到“不幸?！被颉胺浅２恍腋！?，總體上看，結(jié)果說明2011年中國家庭戶主感到幸福的感覺比較明顯。

表1 主觀幸福感總體分布情況

3.主要控制變量選擇。本文選取的控制變量有家庭特征變量(包括家庭規(guī)模、家庭收入水平)、戶主特征變量(包括年齡、性別、教育年限、婚姻狀況和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度)、城鄉(xiāng)地區(qū)特征(家庭所在城鎮(zhèn)或農(nóng)村)、社交網(wǎng)絡(luò)變量(是否常使用互聯(lián)網(wǎng))。表2給出了各個(gè)主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

四、實(shí)證結(jié)果

(一)主觀幸福感對(duì)家庭資產(chǎn)參與動(dòng)機(jī)的影響

表3報(bào)告了主觀幸福感與居民參與家庭資產(chǎn)選擇動(dòng)機(jī)關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果，第1～3列采用Ordered Probit模型進(jìn)行回歸分析，同時(shí)為解決解釋變量內(nèi)生性造成的估計(jì)有偏問題，第4～6列利用小區(qū)綠化及建筑格局為工具變量，采用工具變量IV/Probit模型進(jìn)行回歸分析。Anderson檢驗(yàn)顯著拒絕了工具變量是弱工具變量的原假設(shè)，Hansen檢驗(yàn)則沒有拒絕工具變量滿足過度識(shí)別的約束條件，檢驗(yàn)結(jié)果說明小區(qū)綠化及建筑格局是主觀幸福感的有效工具變量。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

表3第1列和第4列結(jié)果顯示，在控制家庭戶主特征等變量后，主觀幸福感對(duì)家庭參與房產(chǎn)投資有顯著的正向影響，工具變量IV/Probit模型顯示主觀幸福感的邊際效應(yīng)為1.035，在1%置信水平上顯著為正。第5列的IV/Probit模型結(jié)果顯示，主觀幸福感與家庭參與儲(chǔ)蓄的可能性顯著負(fù)相關(guān)，其邊際效應(yīng)為 -0.696，在1%置信水平顯著，表明主觀感覺較為幸福的家庭參與儲(chǔ)蓄的可能性隨幸福感的提升反而減少。第3列和第6列估計(jì)了主觀幸福感對(duì)家庭參與股市的影響，結(jié)果顯示主觀幸福感的邊際效應(yīng)為0.131，但在10%置信水平上不顯著，表明主觀幸福感對(duì)家庭參與股市的可能性大小無顯著影響。從邊際效應(yīng)大小來看，在這3種家庭資產(chǎn)中主觀幸福感對(duì)居民參與房產(chǎn)投資動(dòng)機(jī)可能性的影響最大，這與中國人擁有“自有住房”傳統(tǒng)觀念密切相關(guān)，隨著幸福感的提升，對(duì)住房的需求不僅不會(huì)減少參與房產(chǎn)投資的可能性，而且可能會(huì)選擇房產(chǎn)投資作為資產(chǎn)配置的首選。

表3 主觀幸福感對(duì)家庭資產(chǎn)參與動(dòng)機(jī)的影響

表3估計(jì)結(jié)果還顯示了其他控制變量對(duì)居民資產(chǎn)參與影響的邊際效應(yīng)。結(jié)果顯示，自主創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)對(duì)參與儲(chǔ)蓄的邊際效應(yīng)為0.128，在5%置信水平上顯著，同時(shí)其對(duì)參與股市的邊際效應(yīng)為-0.228，在1%置信水平上顯著，這些說明具有自主創(chuàng)業(yè)特征的家庭戶主參與金融市場的可能性較小，且更傾向于選擇流動(dòng)性較高而風(fēng)險(xiǎn)較低的資產(chǎn)，原因可能是家庭戶主從事自主創(chuàng)業(yè)會(huì)增加家庭的融資約束，而融資約束的增加將抑制居民為平滑生命周期收入而進(jìn)行家庭資產(chǎn)投資的能力，因此其參與高風(fēng)險(xiǎn)股市投資的可能性會(huì)自然地降低。進(jìn)一步從風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的角度檢驗(yàn)來看，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者更偏好投資與風(fēng)險(xiǎn)較低金融產(chǎn)品，而風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避對(duì)股市影響的邊際效應(yīng)顯著為負(fù)，說明居民越厭惡風(fēng)險(xiǎn)則其參與股市的可能性越低，這與前述檢驗(yàn)結(jié)果一致，與國內(nèi)外文獻(xiàn)研究相符[16][17]。從估計(jì)結(jié)果還可以看出，互聯(lián)網(wǎng)的使用會(huì)對(duì)家庭戶主參與股票市場產(chǎn)生顯著的正向影響，這可能是因?yàn)榛ヂ?lián)網(wǎng)正逐漸成為家庭了解信息的主要渠道，增加互聯(lián)網(wǎng)使用可以減小家庭收集整理市場信息的成本，從而提高家庭參與金融市場的概率，這與Bogan[18]與孟亦佳[19]的結(jié)論基本一致。

此外，表3結(jié)果還顯示，家庭戶主年齡與家庭參與資產(chǎn)投資的可能性呈現(xiàn)顯著的非線性關(guān)系，且對(duì)不同資產(chǎn)選擇存在差異，其中，與居民參與儲(chǔ)蓄的可能性呈“U”型變化，但與居民參與房產(chǎn)和股市投資的可能性隨其年齡增長而呈即倒“U”型變化，即年輕的戶主會(huì)選擇參與風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較高的資產(chǎn)，而年長的投資者更愿意賣出風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較高的資產(chǎn)轉(zhuǎn)而持有風(fēng)險(xiǎn)較低流動(dòng)性較高的家庭資產(chǎn)，年長的投資者參與短期的投資策略的概率較大。家庭戶主的知識(shí)水平對(duì)家庭資產(chǎn)投資的參與動(dòng)機(jī)有顯著的正向影響。家庭規(guī)模對(duì)參與房產(chǎn)投資的可能性的影響呈非線性關(guān)系，即隨著家庭規(guī)模的擴(kuò)大先增加后減少，但家庭規(guī)模對(duì)家庭參與儲(chǔ)蓄和股市的影響并不顯著。

(二)主觀幸福感對(duì)家庭資產(chǎn)選擇比重的影響

表4報(bào)告了主觀幸福感對(duì)家庭資產(chǎn)選擇比重影響的實(shí)證結(jié)果，其中第1～3列采用Tobit模型分析主觀幸福感對(duì)家庭資產(chǎn)中金融占比的影響，同時(shí)第4～6列引入工具變量并使用IV/Tobit模型進(jìn)行回歸分析。表4第4列估計(jì)結(jié)果顯示主觀幸福感對(duì)房產(chǎn)投資的邊際效應(yīng)為0.209，在5%置信水平顯著正相關(guān)，這表明主觀幸福感的提高不僅可以推動(dòng)家庭參與房產(chǎn)投資，還會(huì)使得家庭增加其在房產(chǎn)上的投資比重。第5列估計(jì)結(jié)果顯示主觀幸福感對(duì)居民儲(chǔ)蓄的邊際效應(yīng)為-0.237，在1%置信水平顯著負(fù)相關(guān)，這表明主觀幸福感的提高不僅會(huì)降低家庭參與儲(chǔ)蓄的可能性，而且還會(huì)減少家庭通過儲(chǔ)蓄配置資產(chǎn)的比重。第6列估計(jì)結(jié)果顯示主觀幸福感對(duì)家庭股市投資比重有顯著正影響，其邊際效應(yīng)為0.070，在5%置信水平顯著，這表明，雖然主觀幸福感的提高不會(huì)顯著影響家庭參與股市的可能性，但是對(duì)已參與股市在家庭而言，受訪家庭會(huì)隨戶主主觀幸福感的提高，而引致其配置更高比重的股票作為家庭資產(chǎn)。

表4估計(jì)結(jié)果還顯示，家庭戶主參與創(chuàng)業(yè)行為對(duì)家庭配置房產(chǎn)和股票決策形成“擠出效應(yīng)”作用，但對(duì)儲(chǔ)蓄的影響不顯著。戶主年齡的增加，一般伴隨著財(cái)富的累積，因此年齡因素對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)房產(chǎn)和股市投資占比表現(xiàn)為倒“U”型變化，即先增加后減少，相反，年齡因素對(duì)儲(chǔ)蓄這樣風(fēng)險(xiǎn)較低資產(chǎn)的投資在家庭資產(chǎn)配置中占比卻表現(xiàn)為“U”型變化。類似的是，家庭規(guī)模的擴(kuò)大對(duì)于家庭資產(chǎn)的投資占比的影響與戶主年齡的影響模式基本一致。風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避對(duì)居民資產(chǎn)選擇表現(xiàn)顯著的影響，風(fēng)險(xiǎn)厭惡較高的居民會(huì)顯著提高房產(chǎn)投資占比，同時(shí)在家庭資產(chǎn)配置中減少對(duì)股市的投資占比?；ヂ?lián)網(wǎng)的使用、受教育年限的增加可能降低居民理解金融市場信息的成本，相應(yīng)地增加家庭資產(chǎn)中配置儲(chǔ)蓄和股市占比，進(jìn)而提高家庭資產(chǎn)配置的深度。另外，農(nóng)村地區(qū)家庭對(duì)參與房產(chǎn)和股市投資的占比顯著低于城鎮(zhèn)地區(qū)居民家庭，這可能與中國農(nóng)村金融市場欠發(fā)達(dá)的原因有關(guān)，中國大多數(shù)農(nóng)村居民對(duì)于運(yùn)用股票市場進(jìn)行家庭資產(chǎn)配置還比較陌生。

(三)影響機(jī)制的進(jìn)一步研究

心理經(jīng)濟(jì)學(xué)研究逐漸認(rèn)識(shí)到情緒與人格兩大因素交互作用對(duì)人類行為具有決定作用。從廣度上來看，人格特征并不是完全同質(zhì)的，不同地區(qū)和社會(huì)文化會(huì)使人格特征的某一方面極為顯著或極為不顯著地表現(xiàn)出來；而從深度上來看，現(xiàn)有研究局限在比較分析，而缺乏對(duì)產(chǎn)生影響的內(nèi)在機(jī)制的研究。在理論貢獻(xiàn)上看，將人格特征與情緒的交互作用研究引入經(jīng)濟(jì)學(xué)，既是對(duì)傳統(tǒng)的微觀個(gè)體行為研究理論的進(jìn)一步發(fā)展，又是對(duì)理性決策重新認(rèn)識(shí)的過程。從現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)生活實(shí)踐上看，隨著金融改革的進(jìn)一步深入，以及對(duì)“高投資、高增長”發(fā)展路徑不可持續(xù)的廣泛認(rèn)知，微觀經(jīng)濟(jì)個(gè)體的決策與行為(如資產(chǎn)配置)將會(huì)對(duì)“新常態(tài)”下經(jīng)濟(jì)發(fā)展發(fā)揮越來越重要的作用，可以為理解和解決現(xiàn)實(shí)社會(huì)生活中的一系列問題提供參考。

表4 主觀幸福感與家庭資產(chǎn)配置的Tobit模型分析結(jié)果

1．主觀幸福感與創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)。居民形成創(chuàng)業(yè)的動(dòng)機(jī)可能成為主觀幸福感影響家庭資產(chǎn)選擇的重要機(jī)制。以往研究表明，個(gè)人情緒影響決策行為。Isen和Patrick的“情緒維持假說”認(rèn)為，處于積極情緒的個(gè)體一般會(huì)為了維持積極情緒而避免冒險(xiǎn)，而處于消極情緒的個(gè)體會(huì)為了改變消極情緒而傾向于冒險(xiǎn)[20]，相反，F(xiàn)redrickson則認(rèn)為，處于積極情緒的個(gè)體會(huì)引發(fā)更加樂觀和積極的評(píng)估和判斷，從而更愿意承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，前者與后者結(jié)論存在爭議[21]。將主觀幸福感視為積極的情緒，Kennon研究發(fā)現(xiàn)主觀幸福感與創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)顯著相關(guān)，但是目前學(xué)術(shù)界尚無證據(jù)表明主觀幸福感與創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)之間的相互作用能夠?qū)Y產(chǎn)選擇決策產(chǎn)生影響[22]。為彌補(bǔ)該領(lǐng)域的文獻(xiàn)不足，本文基于“情緒維持假說”提出原假設(shè)：如果具有創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)的居民，當(dāng)其主觀幸福感提高時(shí)，則會(huì)降低參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的可能性，并相應(yīng)減少風(fēng)險(xiǎn)性較高資產(chǎn)的投資比重，從而為創(chuàng)業(yè)需求留存更多的高流動(dòng)性資產(chǎn)。

本文依據(jù)尹志超等人對(duì)創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)界定，對(duì)于家庭戶主主動(dòng)“從事個(gè)體經(jīng)營或企業(yè)經(jīng)營”，且其從事經(jīng)營或企業(yè)經(jīng)營的原因是“想自己當(dāng)老板”“掙得更多”“更靈活自由”，則視其具有創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)，反之，則視其缺乏創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)[17]。表5第1～3列匯報(bào)的是引入工具變量的IV/Probit估計(jì)結(jié)果。第1列結(jié)果顯示，主觀幸福感對(duì)于沒有創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)的居民與有創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)居民參與房產(chǎn)投資的關(guān)系顯著為正，其中，主觀幸福感對(duì)有創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)居民參與房產(chǎn)資產(chǎn)的促進(jìn)作用更為強(qiáng)烈。第2列結(jié)果顯示，主觀幸福感對(duì)有創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)居民參與儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)負(fù)向影響更明顯。第3列結(jié)果顯示，主觀幸福感的回歸系數(shù)仍不顯著，說明主觀幸福感與創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)二者并不能對(duì)家庭股市參與行為產(chǎn)生協(xié)同促進(jìn)作用。

表5 主觀幸福感與創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)對(duì)資產(chǎn)選擇的影響

接下來，表5中第4～6列匯報(bào)的是引入工具變量的IV/Tobit估計(jì)結(jié)果。對(duì)缺乏創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)的居民而言，主觀幸福感對(duì)房產(chǎn)比重、儲(chǔ)蓄比重、股票比重影響的系數(shù)均為負(fù)，且不顯著，說明主觀幸福感與創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)二者并未對(duì)缺乏創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)居民的資產(chǎn)選擇比重產(chǎn)生顯著的影響。對(duì)于有創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)的居民而言，主觀幸福感對(duì)房產(chǎn)比重、儲(chǔ)蓄比重的作用方向和顯著性沒有明顯的變化。然而，主觀幸福感對(duì)有創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)居民的股票投資比重的影響雖然仍然為正，但是系數(shù)變成了不顯著，說明幸福感的提升不會(huì)增加有創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)居民增加股票投資比重，究其原因，可能是具有創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)的居民會(huì)主要將資金用于創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目的投資，而不會(huì)或減少投資于風(fēng)險(xiǎn)較高資產(chǎn)的比重，這個(gè)可能成為解釋有創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)居民不愿意增加風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的實(shí)證分析證據(jù)。

2．主觀幸福感與心理安全感。心理安全感是通過人類對(duì)外在社會(huì)整體安全感與個(gè)體的內(nèi)在安全感兩個(gè)方面來反映的。根據(jù)不確定性理論，風(fēng)險(xiǎn)是無法完全消除的，人們在社會(huì)生活環(huán)境中會(huì)面臨多種多樣的不確定性，這些不確定性的體驗(yàn)對(duì)個(gè)體的情緒、認(rèn)知和行為有著顯著的影響，因此，個(gè)體有降低這種不確定性的需求和動(dòng)機(jī)[23]。降低不確定感又有多種路徑可供選擇，可以采用保守的方式，也可以創(chuàng)造性的解決問題。依據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)基本原理可以推論，為了盡量避免風(fēng)險(xiǎn)或使其損失最小化，可能盡最大努力獲得更多的財(cái)富，以營造一個(gè)更具有安全感的環(huán)境。

本文選用居民對(duì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的預(yù)期來表示其外在的經(jīng)濟(jì)安全感。CHFS2011調(diào)查中詢問了“您預(yù)期中國未來三到五年的經(jīng)濟(jì)形勢與現(xiàn)在比較會(huì)如何變化？1.非常好；2.較好；3.幾乎不變；4.較差；5.非常差”，如果居民預(yù)期未來三到五年經(jīng)濟(jì)形勢非常好、較好，則視其外在的“經(jīng)濟(jì)安全感”較高；否則，視其經(jīng)濟(jì)安全感較低。表6中第1～2列結(jié)果顯示，在經(jīng)濟(jì)安全感影響下，主觀幸福感對(duì)居民房產(chǎn)和儲(chǔ)蓄參與的影響機(jī)制沒有變化，但是系數(shù)大小存在差異，這說明經(jīng)濟(jì)安全感對(duì)這兩種資產(chǎn)參與概率仍可能存在不同的影響。表6第3列結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)安全感較低的居民，主觀幸福感的邊際效應(yīng)在10%置信水平上顯著為正，而對(duì)于經(jīng)濟(jì)安全感較高的居民的邊際影響沒有顯著變化。這個(gè)結(jié)果表明在預(yù)期未來宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)較高的情況下，由于居民感知到經(jīng)濟(jì)環(huán)境不安全時(shí)，往往會(huì)伴隨強(qiáng)烈的情緒反應(yīng)，因?yàn)閾?dān)心未來收入減少，而違背其相對(duì)安全的投資組合策略，更加可能在投資決策上“鋌而走險(xiǎn)”，增加在當(dāng)期參與股票這樣的風(fēng)險(xiǎn)較高資產(chǎn)的概率。

表6第4～6列結(jié)果還顯示，對(duì)經(jīng)濟(jì)安全感較差的居民而言，主觀幸福感對(duì)家庭資產(chǎn)選擇比重影響的邊際效應(yīng)變得不顯著，這說明主觀幸福感與經(jīng)濟(jì)安全感之間的協(xié)同作用對(duì)于家庭資產(chǎn)配置比重具有一定的解釋力，提高幸福感可能導(dǎo)致缺乏經(jīng)濟(jì)安全感的居民在資產(chǎn)決策上主動(dòng)選擇觀望態(tài)度。對(duì)于經(jīng)濟(jì)安全感較高的居民而言，主觀幸福感對(duì)居民儲(chǔ)蓄比重的邊際效應(yīng)影響仍在5%置信水平上為顯著負(fù)。上述結(jié)果說明，經(jīng)濟(jì)安全感是主觀幸福感影響居民家庭資產(chǎn)選擇的重要機(jī)制。

表6 主觀幸福感與經(jīng)濟(jì)安全感對(duì)資產(chǎn)選擇的影響

另外，本文又以居民本體性安全感描述內(nèi)在安全感，并檢驗(yàn)了本體性安全感對(duì)居民資產(chǎn)選擇動(dòng)機(jī)和比重的影響。本文將“平時(shí)坐車或開車時(shí)，您是否會(huì)經(jīng)常注意系好安全帶？”，居民回答“1.是”，則視其本體性安全感較高，具有較好的風(fēng)險(xiǎn)管理能力；而回答“2.否或3.看情況”，則視其本體性安全感較差，風(fēng)險(xiǎn)管理能力較弱。表7中第3列結(jié)果顯示，對(duì)本體性安全感較強(qiáng)的居民而言，主觀幸福感對(duì)家庭參與股票投資的邊際效應(yīng)在5%置信水平上顯著為正。而主觀幸福感對(duì)本體性安全感較低的居民的影響的邊際效應(yīng)改變?yōu)樨?fù)，但是不顯著。這樣的結(jié)果可以說明，對(duì)于本體性安全感較高的居民而言，較強(qiáng)的自我風(fēng)險(xiǎn)管理意識(shí)和能力顯著增加了其參與風(fēng)險(xiǎn)較高的股票的投資概率，相反，本體性安全感較低的居民參與股市的概率受到了顯著的負(fù)向作用。表7第6列結(jié)果顯示，主觀幸福感對(duì)股票投資比重的影響仍然為正，但是顯著性變?yōu)椴伙@著，這說明居民個(gè)體性安全感是主觀幸福感影響家庭資產(chǎn)配置的重要機(jī)制，二者交互作用可能造成居民在家庭資產(chǎn)配置過程中，對(duì)選擇增加股票投資比重的行為決策更為謹(jǐn)慎。

3．主觀幸福感與利他人格。近年來，利他人格這一人格心理學(xué)概念得到越來越多研究者的認(rèn)可和關(guān)注。利他人格認(rèn)為，社會(huì)責(zé)任、同感意味著更多地關(guān)心他人，很大程度上促使人表現(xiàn)出助人行為和社會(huì)責(zé)任感，并積累形成社會(huì)資本[24]。慈善捐贈(zèng)是利他行為的一種典型形式，是利他人格的一種外在表現(xiàn)，它是指自愿給予他人金錢、物品或者服務(wù)的行為，一般由自身能夠承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的經(jīng)濟(jì)能力所決定的，且可能對(duì)經(jīng)濟(jì)行為與社會(huì)發(fā)展發(fā)揮重要作用，而Fukuyama的觀點(diǎn)卻認(rèn)為并非所有的社會(huì)資本積累都會(huì)帶來最優(yōu)的結(jié)果[25]。幸福的人一般具有更多的物質(zhì)和精神財(cái)富，往往更加愿意承擔(dān)社會(huì)責(zé)任，這種正向情緒和利他的人格特征可能產(chǎn)生強(qiáng)烈的交互作用，并影響個(gè)體在自身經(jīng)濟(jì)利益追求過程中的行為決策及結(jié)果，形成影響家庭資產(chǎn)選擇行為的重要機(jī)制[26]。

表7 主觀幸福感與本體性安全感對(duì)資產(chǎn)選擇的影響

本文采用CHFS2011問卷中慈善捐贈(zèng)問題以衡量居民利他人格，即“當(dāng)時(shí)，您家為汶川地震災(zāi)區(qū)總共捐贈(zèng)多少錢？物資請折算成錢?！敝谢卮鸬木柚痤~的自然對(duì)數(shù)，其慈善捐贈(zèng)金額在中值以上的劃分為表現(xiàn)利他人格的個(gè)體，否則視為表現(xiàn)利己人格的個(gè)體。表8中第1列結(jié)果顯示，主觀幸福感對(duì)利己人格的居民參與房產(chǎn)投資概率的影響仍然為正，但是系數(shù)變成不顯著，同時(shí)，第4列結(jié)果還顯示，主觀幸福感對(duì)利他人格表現(xiàn)明顯的居民投資房產(chǎn)比重的邊際效應(yīng)也變?yōu)椴伙@著。第3列結(jié)果顯示，主觀幸福感與利己人格的居民的邊際效應(yīng)系數(shù)變?yōu)轱@著為負(fù)，而主觀幸福感對(duì)表現(xiàn)利他人格的居民的邊際效應(yīng)系數(shù)變?yōu)轱@著為正，說明愿意承擔(dān)更多社會(huì)責(zé)任的居民，在投資上并沒有采取保守的投資策略，反而參與高風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的概率更高。究其原因，可能是因?yàn)楸憩F(xiàn)利他人格個(gè)體，幸福感的提升可能促進(jìn)其更多參與投資行為，以獲得滿足其慈善捐贈(zèng)需求的資金來源，所以更有可能參與高風(fēng)險(xiǎn)的股票市場。此外，表8第6列結(jié)果還顯示，主觀幸福感對(duì)上述兩類居民持有股票比重的影響雖然保持為正，但系數(shù)不顯著。這些結(jié)果能夠表明利他人格的確是主觀幸福感影響居民參與資產(chǎn)配置行為的概率及配置比重的重要因素。

表8 主觀幸福感與慈善捐助對(duì)資產(chǎn)選擇的影響

五、研究結(jié)論與政策啟示

本文研究表明：首先，居民主觀幸福感的提升對(duì)投資家庭資產(chǎn)的參與動(dòng)機(jī)和比重具有重要的作用；其次，居民自主創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)能夠?qū)用窦彝ベY產(chǎn)選擇形成“擠出效應(yīng)”，其降低了個(gè)體參與股票投資的概率以及在家庭中配置股票的比重；最后，主觀幸福感對(duì)居民儲(chǔ)蓄、房產(chǎn)、股票的投資參與的作用可以通過人格特征因素形成影響機(jī)制來實(shí)現(xiàn)。目前該領(lǐng)域的研究尚處在起步階段，有待于進(jìn)一步的更加系統(tǒng)深入的研究，但以上發(fā)現(xiàn)支持了居民投資選擇的幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)理論解釋，特別是基于非理性因素的內(nèi)生作用預(yù)期?；谝陨涎芯拷Y(jié)論，本文得出以下政策啟示：

一是就金融管理機(jī)構(gòu)而言，由于居民幸福感的持續(xù)提升，可能促進(jìn)居民家庭資產(chǎn)配置的優(yōu)化，推動(dòng)金融消費(fèi)需求擴(kuò)大，因此，一方面建議金融管理機(jī)構(gòu)進(jìn)一步推動(dòng)金融市場體制機(jī)制改革創(chuàng)新，特別是推動(dòng)資本市場信息披露的及時(shí)性和公開透明化，努力營造健康有序的資本市場和股票市場。同時(shí)，為金融產(chǎn)品的多元化創(chuàng)造有利條件，增強(qiáng)資本市場多樣性配置能力。以健康完善的市場和多元化的產(chǎn)品，滿足居民日益增長的金融產(chǎn)品消費(fèi)需求；另一方面加強(qiáng)金融基礎(chǔ)知識(shí)和風(fēng)險(xiǎn)管理知識(shí)的普及性宣傳，幫助居民獲取金融知識(shí)，了解金融產(chǎn)品，對(duì)可能的風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行有效評(píng)估和判斷，引導(dǎo)廣大居民正確參與金融市場，實(shí)現(xiàn)家庭財(cái)富的保值增值，實(shí)現(xiàn)共建和諧社會(huì)。

二是就金融機(jī)構(gòu)而言，隨著資本市場的不斷發(fā)展壯大，幸福感的持續(xù)提升，可能導(dǎo)致居民降低家庭資產(chǎn)配置中儲(chǔ)蓄的比重，轉(zhuǎn)而投資其他資產(chǎn)，如房產(chǎn)、基金、理財(cái)、保險(xiǎn)、股票等。因此，作為商業(yè)銀行，應(yīng)有效利用現(xiàn)有存款客戶資源，積極開拓收益更高的理財(cái)產(chǎn)品，實(shí)現(xiàn)居民由儲(chǔ)蓄到理財(cái)?shù)捻樌^渡；其他金融機(jī)構(gòu)，應(yīng)抓住我國資本市場日趨成熟、投融資功能更加完善、居民參與資本市場的意愿逐步加強(qiáng)的機(jī)遇，要在金融制度改革安排上落實(shí)創(chuàng)新，在金融資源稟賦和金融結(jié)構(gòu)的供給側(cè)，做到“量體裁衣”和“最優(yōu)配置”，完善市場功能，開發(fā)既能夠?qū)崿F(xiàn)財(cái)富增值又滿足流動(dòng)性需求，如子女教育保險(xiǎn)、家庭醫(yī)療保險(xiǎn)等更多樣的金融產(chǎn)品，彌補(bǔ)銀行理財(cái)產(chǎn)品相對(duì)單一的缺陷，滿足居民多元化金融消費(fèi)需求，維持經(jīng)濟(jì)長期增長。

三是就政府而言，居民幸福感不僅是個(gè)人主觀評(píng)價(jià)，更是一個(gè)復(fù)雜的社會(huì)現(xiàn)象。幸福感的持續(xù)提升，特別是主觀幸福感與人格特征交互作用，將促進(jìn)居民金融消費(fèi)，繁榮金融市場，改變過去由投資和出口拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的傳統(tǒng)模式。通過影響居民資產(chǎn)配置決策，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展和增長方式。因此，在經(jīng)濟(jì)和社會(huì)同時(shí)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時(shí)期，政府在制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策時(shí)，應(yīng)充分考慮將如何持續(xù)提升居民幸福感與如何推動(dòng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)資源的有效配置完美結(jié)合的系統(tǒng)性問題，以期遲早實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型。

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(責(zé)任編輯：肖加元)

2016-05-21

教育部人文社科青年項(xiàng)目“新常態(tài)時(shí)期農(nóng)村居民家庭消費(fèi)—投資行為的實(shí)證與動(dòng)態(tài)模擬研究”(15YJC790117)；西南政法大學(xué)資助項(xiàng)目“城鎮(zhèn)化與金融深化對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)及結(jié)構(gòu)的影響”(2014-XZRCXM009)

周雅玲(1982— )，女，重慶人，西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士生； 于文超(1987— )，男，山東濰坊人，西南政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師； 肖忠意(1983— )，男，重慶人，西南政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)査與研究中心訪問學(xué)者。

F830.9

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1003-5230(2017)01-0047-10