家庭超常規(guī)杠桿的雙重傳染研究
——情緒傳染的中介

丁黎黎 韋偉 于文成

(1.中國海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島 266100； 2.中國海洋大學(xué)海洋發(fā)展研究院，山東 青島 266100； 3.青島農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島 266109)

一、引言

面對新冠疫情的沖擊以及國際經(jīng)濟(jì)的持續(xù)低迷，2020年7月習(xí)近平總書記提出“繁榮國內(nèi)經(jīng)濟(jì)，暢通國內(nèi)大循環(huán)”，而我國家庭因房貸等形成的過高杠桿率，不僅成為實(shí)現(xiàn)“國內(nèi)大循環(huán)”的重要制約，而且逐步呈現(xiàn)區(qū)域性不均衡發(fā)展趨勢。尤其近幾年，我國家庭杠桿率快速攀升，已遠(yuǎn)超美國現(xiàn)值并逼近其金融危機(jī)前峰值[1]，家庭金融“灰犀?！憋L(fēng)險(xiǎn)逼近，因此有必要從防范風(fēng)險(xiǎn)視角，將常規(guī)性家庭杠桿測算中的絕對風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)化為相對風(fēng)險(xiǎn)，針對家庭超常規(guī)杠桿問題進(jìn)行深入研究。

首先，我國家庭部門的超常規(guī)杠桿是否存在區(qū)域內(nèi)的傳染效應(yīng)？我國“關(guān)系型”社會(huì)中，家庭過度投資中的從眾傾向等群體性行為特征可能是家庭部門產(chǎn)生高杠桿隱患的一個(gè)重要原因[2]，而家庭區(qū)域性杠桿的失衡也成為家庭投資行為傳染性的現(xiàn)實(shí)映證。因此，從行為傳染視角探究家庭金融杠桿風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生的原因及其形成機(jī)理，對于有效釋放家庭在“國內(nèi)大循環(huán)”中的需求潛力，制定防范區(qū)域重大系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)的微觀政策具有重要現(xiàn)實(shí)意義。然后，家庭超常規(guī)杠桿如何傳染？根據(jù)社會(huì)學(xué)理論，家庭之間因?yàn)樾湃我约百Y源共享而構(gòu)成的社交關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，能夠有效促進(jìn)投資決策行為在家庭群體范圍內(nèi)的交互和信息共享。同時(shí)，社會(huì)傳染理論認(rèn)為伴隨行為的傳染，情緒、思想的傳染也難以避免，即投資情緒與投資行為存在雙向互動(dòng)。因此，有必要根據(jù)情緒與行為的互動(dòng)關(guān)系，挖掘并厘清家庭間超常規(guī)杠桿傳染過程中的直接與間接路徑與機(jī)理。最后，家庭超常規(guī)杠桿傳染如何治理？根據(jù)媒介依賴?yán)碚?，不僅互聯(lián)網(wǎng)等信息媒介在家庭投資中的作用日益明顯，而且城鄉(xiāng)等家庭的不同類型也會(huì)導(dǎo)致家庭投資行為偏差，因此從信息媒介和家庭類型兩方面判斷家庭超常規(guī)杠桿的傳染差異，進(jìn)而有針對性地提出治理策略，是本文的另一重要研究內(nèi)容。

綜上，本文利用中國家庭追蹤調(diào)查全國數(shù)據(jù)，以其中31個(gè)省份42 777個(gè)家庭樣本為基本分析單位，實(shí)證探析了家庭之間超常規(guī)杠桿的風(fēng)險(xiǎn)傳染效應(yīng)以及投資情緒在家庭間超常規(guī)杠桿風(fēng)險(xiǎn)傳染中的作用。主要的創(chuàng)新包括：第一，從社會(huì)互動(dòng)以及風(fēng)險(xiǎn)傳染視角證實(shí)了家庭之間超常規(guī)杠桿存在傳染效應(yīng)，而且這種傳染呈現(xiàn)先減后增的“U型”作用關(guān)系，說明家庭投資者在面對超常規(guī)杠桿傳染風(fēng)險(xiǎn)時(shí)是有限理性抵御能力，為化解高杠桿率風(fēng)險(xiǎn)、釋放“國內(nèi)大循環(huán)”的家庭潛力提供方向。第二，驗(yàn)證了家庭超常規(guī)杠桿問題中情緒與行為的互動(dòng)性，即家庭投資情緒傳染度在家庭間超常規(guī)杠桿傳染中起到中介作用，揭示了家庭超常規(guī)杠桿存在直接傳染與間接傳染的雙重傳染路徑，為解釋與防范家庭超常規(guī)杠桿傳染提供了內(nèi)在著力點(diǎn)。第三，驗(yàn)證了互聯(lián)網(wǎng)依賴在杠桿傳染與情緒傳染中的促進(jìn)作用，同時(shí)還發(fā)現(xiàn)農(nóng)村家庭憑借投資謹(jǐn)慎與金融敏感等特征使得超常規(guī)杠桿傳染效用的U型拐點(diǎn)早于城市家庭，該結(jié)論不僅輔證了國家重視農(nóng)村金融風(fēng)險(xiǎn)防范的合理性與前瞻性，也從信息媒介和家庭類型兩個(gè)視角為防范金融風(fēng)險(xiǎn)與釋放家庭潛力等政策制定提供了治理的側(cè)重點(diǎn)。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)家庭金融風(fēng)險(xiǎn)的傳染

國家的分部門去杠桿策略使得家庭杠桿問題進(jìn)入公眾視野，而家庭中的金融風(fēng)險(xiǎn)不僅使得家庭表現(xiàn)出明顯金融排斥現(xiàn)象[3]，也導(dǎo)致了相應(yīng)區(qū)域宏觀經(jīng)濟(jì)的固化與停滯[4]，極有可能形成新一輪金融危機(jī)。

實(shí)際上，家庭金融風(fēng)險(xiǎn)的傳染根本上是家庭投資行為的傳染，部分學(xué)者已經(jīng)證明了家庭消費(fèi)或投資行為的同群性。比如，相同區(qū)域城鎮(zhèn)居民由于面臨的外部壞境與內(nèi)在約束相類似、收入水平差距較小，導(dǎo)致了同一區(qū)域內(nèi)居民間的消費(fèi)行為呈現(xiàn)出較大相似性[5]。此外，家庭在具體的投資或消費(fèi)內(nèi)容與態(tài)度上也存在趨同性，諸如資產(chǎn)配置方式及效率[6]，以及投資風(fēng)險(xiǎn)偏好[7]。此類研究指出，所處同一區(qū)域家庭面臨相似的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度以及資本市場發(fā)達(dá)程度，而且消費(fèi)習(xí)慣、文化素質(zhì)、受教育水平和思想觀念等進(jìn)一步促進(jìn)了同區(qū)域內(nèi)的家庭金融逐漸相似[8-9]。所以說，家庭行為的地區(qū)趨同性，很大程度可以理解為家庭的羊群行為，尤其隨著房地產(chǎn)成了大部分家庭加杠桿的重要目的，住宅市場中形成的消費(fèi)者投資行為具有更為顯著的羊群性且迅速擴(kuò)散[10]，而且影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定[11]。

(二)家庭投資情緒傳染與互聯(lián)網(wǎng)依賴

情緒傳染的研究認(rèn)為人們傾向于模仿周圍人的表情、姿勢以及心理行為，“捕捉”他人的情緒，從而形成情緒傳遞。然而投資者的情緒對于外界的變化非常敏感，不僅是其“心理特征”變化，更影響著家庭投資者的外在行為表現(xiàn)[12]。尤其在我國住房負(fù)債顯著催升家庭杠桿的特征下，家庭投資者對通貨膨脹的影響感知與消費(fèi)行為調(diào)整異常敏感[13]。事實(shí)上，家庭投資行為伴隨著家庭投資者情緒，因?yàn)槲⒂^主體在進(jìn)行購房等金融投資時(shí)不僅會(huì)傾注情感，同時(shí)也受到他人觀點(diǎn)、情緒等多重因素的影響[14]，這既是對市場作出的反應(yīng)，也是形成家庭投資的情緒基礎(chǔ)。

以互聯(lián)網(wǎng)為代表的新興技術(shù)為投資決策提供了更為便捷的信息獲取與傳遞媒介。由于社交媒體互動(dòng)變得更為頻繁和普遍，通過相互溝通，投資者之間的群體性特征可能更加明顯。互聯(lián)網(wǎng)等新技術(shù)的使用與依賴加劇了市場情緒的傳染以及行為信息的傳遞[15]。甚至，因社交媒體等互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展助長投資者情緒的蔓延并引起總體市場價(jià)格呈現(xiàn)整體性波動(dòng)，羊群行為擴(kuò)大，最終引發(fā)股市泡沫破裂等重大金融問題[16]。

(三)文獻(xiàn)評述

第一，現(xiàn)有關(guān)于家庭杠桿問題研究文獻(xiàn)，忽略了家庭投資者之間信息交流、情緒互動(dòng)和行為傳染的綜合內(nèi)部機(jī)理揭示，造成家庭部門去杠桿時(shí)缺少在區(qū)域性家庭風(fēng)險(xiǎn)形成的路徑上設(shè)置阻斷與防范手段的思考。第二，投資者情緒研究中缺少對家庭投資情緒的綜合考察，不僅難以準(zhǔn)確定量分析家庭投資情緒與投資行為的互動(dòng)關(guān)系，而且不能從情緒等心理路徑解釋家庭間超常規(guī)杠桿等金融風(fēng)險(xiǎn)的傳染影響，造成對家庭間超常規(guī)杠桿等金融行為在直接與間接傳染路徑上的挖掘不夠透徹。第三，在家庭金融的同群性研究中，忽視了深度剖析互聯(lián)網(wǎng)作為決策輔助和信息交流媒介在投資行為傳染時(shí)的干預(yù)作用和治理可能。因此厘清對互聯(lián)網(wǎng)等新技術(shù)的媒介依賴在家庭超常規(guī)杠桿風(fēng)險(xiǎn)傳染中的作用位置與作用效果勢在必行。

三、理論分析和假設(shè)提出

依照社會(huì)認(rèn)同理論，中國傳統(tǒng)文化中的從眾和保守特征，使得投資者在決策時(shí)往往傾向于模仿親近關(guān)系網(wǎng)中其他成員的行為[17]，而家庭加杠桿過度投資行為的“跟風(fēng)”會(huì)造成家庭超常規(guī)杠桿的傳染，不過這種傳染應(yīng)該是階段性的。

在政府引導(dǎo)防范風(fēng)險(xiǎn)與去杠桿的背景下，家庭在面對其他親近家庭超常規(guī)杠桿上升時(shí)，可能處于警醒狀態(tài)。同時(shí)，當(dāng)網(wǎng)絡(luò)中的家庭杠桿問題并沒有形成足夠引起家庭投資者重視的超高杠桿的環(huán)境，使得家庭投資者還保持著投資理性，因而此時(shí)的家庭投資者會(huì)謹(jǐn)慎看待其他家庭的杠桿增加，一般不會(huì)追隨傳染源家庭的高杠桿實(shí)行加杠桿投資，甚至?xí)x擇降低自身杠桿水平，以保證家庭經(jīng)濟(jì)安全和穩(wěn)定。而且家庭金融素養(yǎng)、風(fēng)險(xiǎn)偏好和財(cái)富水平的增加，也為家庭理性投資提供了保障[18]。

然而隨著群體中其他家庭超常規(guī)杠桿的持續(xù)提升，家庭投資者的理性警惕底線可能被突破。根據(jù)“易聯(lián)想性偏差”觀念，當(dāng)其他家庭進(jìn)一步擴(kuò)大超常規(guī)杠桿同時(shí)沒有金融風(fēng)險(xiǎn)事件的爆發(fā)，這種常態(tài)會(huì)讓投資者認(rèn)為超常規(guī)杠桿是普遍且合理的，產(chǎn)生對加杠桿投資的信心，甚至一度成為過度自信[19]。較多融資選擇和群體參考可以促進(jìn)家庭投資者的風(fēng)險(xiǎn)性金融投資，進(jìn)而提高自身家庭財(cái)務(wù)杠桿水平的研究結(jié)論也映證該觀點(diǎn)[7]。尤其我國傳統(tǒng)的“居家置業(yè)”文化觀念會(huì)使得家庭對于涉及加杠桿投資的房地產(chǎn)等投資行為高度敏感，居民的非理性住房投資偏好強(qiáng)烈，“跟風(fēng)式”與“追漲殺跌”現(xiàn)象明顯。因此提出如下假設(shè)。

H1家庭超常規(guī)杠桿在家庭之間具有“U型”的傳染效應(yīng)

根據(jù)情緒傳染理論，市場中社交密切的投資者釋放出的投資情緒會(huì)形成“蝴蝶效應(yīng)”，造成投資情緒傳染的傳播[20]。與此同時(shí)，投資情緒的傳染還可能伴生于行為的傳染。社會(huì)傳染理論與情緒傳染理論均指出，傳染是個(gè)體或群體通過情緒狀態(tài)和行為態(tài)度的互動(dòng)誘導(dǎo)，進(jìn)而對其他個(gè)體或群體產(chǎn)生影響的過程。比如以家庭居民為代表的非專業(yè)投資者更容易受到社會(huì)化情緒的影響，因?yàn)榍榫w化行為可以體現(xiàn)出公眾意見的傾向，最終使投資者表現(xiàn)出更顯著的羊群行為[9]。不僅家庭投資者當(dāng)前的積極情緒，會(huì)影響家庭金融市場參與金融資產(chǎn)負(fù)債配置[21]。而且若家庭表現(xiàn)為超常規(guī)杠桿，即對于加杠桿投資的強(qiáng)烈追求，其自身投資情緒自然也會(huì)發(fā)生改變[22]，說明家庭投資情緒傳染度對家庭間決策行為具有顯著的傳遞作用。

H2家庭間超常規(guī)杠桿的傳染效應(yīng)中，家庭投資情緒的傳染起到了中介作用

隨著互聯(lián)網(wǎng)的普及，更加頻繁的線上互動(dòng)逐步取代線下社會(huì)互動(dòng)成為主流[23]，而根據(jù)社會(huì)認(rèn)同理論，在這種網(wǎng)絡(luò)生活中更容易發(fā)生同伴效應(yīng)。投資者之間憑借廣泛使用的互聯(lián)網(wǎng)，促進(jìn)信息無障礙地傳遞，不僅實(shí)現(xiàn)家庭投資者情緒的擴(kuò)大傳播[16]，而且互聯(lián)網(wǎng)也會(huì)促進(jìn)家庭金融行為的發(fā)生[24]，從而加快家庭間金融風(fēng)險(xiǎn)的傳染。此外，社交更加活躍以及對媒介的利用程度更高，提高人們對新事物的掌握，緩解金融排斥，減弱原本對于其他家庭加杠桿投資行為謹(jǐn)慎程度，以彌合信息交流鴻溝[25]。不過，媒介依賴過度的“病態(tài)”互聯(lián)網(wǎng)使用會(huì)使家庭的認(rèn)知、行動(dòng)和感情功能遭到破壞，加之決策環(huán)境中復(fù)雜多變的風(fēng)險(xiǎn)與不確定性，也會(huì)加劇家庭對自身所擁有信息的誤判，更容易盲目跟風(fēng)，造成家庭間超常規(guī)杠桿的傳染變早變強(qiáng)。

H3a互聯(lián)網(wǎng)依賴使得家庭間超常規(guī)杠桿“U型”傳染作用的拐點(diǎn)提前到達(dá)

H3b互聯(lián)網(wǎng)依賴使得家庭間超常規(guī)杠桿“U型”傳染作用曲線變得更加陡峭

綜上所述，本文認(rèn)為家庭之間的超常規(guī)杠桿存在U型傳染關(guān)系，不僅家庭超常規(guī)杠桿通過家庭投資情緒實(shí)現(xiàn)二次傳染，而且互聯(lián)網(wǎng)依賴會(huì)強(qiáng)化家庭超常規(guī)杠桿和家庭投資情緒傳染的效果。假設(shè)關(guān)系如圖1所示。

圖1 假設(shè)關(guān)系圖

四、數(shù)據(jù)來源和模型設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

文章主要使用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)。由于2012年調(diào)查數(shù)據(jù)中關(guān)于家庭杠桿與情緒的度量數(shù)據(jù)整體缺失，因此采用2010年、2014年和2016年三年調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，整理構(gòu)建面板數(shù)據(jù)。同時(shí)，剔除存在數(shù)據(jù)信息缺失的樣本，并進(jìn)行Winsorize縮尾處理以減少異常樣本，最終得到31個(gè)省份42 777個(gè)家庭數(shù)據(jù)。此外，借助國家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)和華南早報(bào)(SCMP)等獲得經(jīng)濟(jì)不確定性指數(shù)。

(二)變量設(shè)計(jì)

1.家庭超常規(guī)杠桿

第一，計(jì)算家庭超常規(guī)杠桿。通過家庭負(fù)債與家庭資產(chǎn)的比值得到家庭杠桿后減去100%，最終越大的數(shù)值表示家庭超常規(guī)杠桿風(fēng)險(xiǎn)越大。需要說明的是，由于我國沒有爆發(fā)金融危機(jī)時(shí)的杠桿率作為參考，因此選擇當(dāng)前經(jīng)濟(jì)體量、國際地位、影響力等相對接近的美國，以其金融危機(jī)時(shí)的家庭杠桿率為預(yù)警門檻，即約為100%。

第二，超常規(guī)杠桿傳染源家庭與被傳染家庭的配對。由于家庭等金融行為的傳染力依賴于傳染源的經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位和影響程度[26]，因此在考慮樣本數(shù)據(jù)的可操作性后，由于在同一個(gè)社區(qū)/村，且鄰里交往最為密切的家庭更容易對同一社區(qū)的其他家庭產(chǎn)生影響，進(jìn)而基于此進(jìn)行家庭配對。

第三，選擇成員數(shù)最多的家庭作為傳染源家庭。以人口數(shù)選定傳染源家庭的原因：其一，我國人口多的家庭幸福度較高[27]，而家庭幸福會(huì)傳染[28]；其二，人口多會(huì)增加熟人網(wǎng)絡(luò)數(shù)量，拓展社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資源[29]，而通過社會(huì)網(wǎng)絡(luò)會(huì)對家庭金融決策產(chǎn)生明顯影響，且效果呈現(xiàn)強(qiáng)弱變化[30]。

2.家庭投資情緒及其傳染度

由于現(xiàn)有研究鮮少以家庭為單位研究投資者情緒，因此本文結(jié)合易志高和茅寧(2009)[31]的思路，對家庭投資情緒的相關(guān)影響因素進(jìn)行主成分分析，提取其中特征值大于1的主成分，進(jìn)而構(gòu)建家庭投資情緒指數(shù)WAB，隨后再進(jìn)行傳染度測量。

第一，家庭投資情緒度量。參考尹海員(2020)[32]從“對自身投資水平的認(rèn)知”和“對所處投資環(huán)境的評價(jià)”兩方面衡量投資者情緒的思想，結(jié)合相關(guān)文獻(xiàn)[33-34]與指標(biāo)判斷后，選取指標(biāo)如下：家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資額M1(家庭股票、基金、信托產(chǎn)品債券等金融資產(chǎn)的總價(jià)值)；家庭永久性收入M2(當(dāng)期全部家庭成員工資、獎(jiǎng)金、現(xiàn)金福利、實(shí)物補(bǔ)貼的總和)；經(jīng)濟(jì)政策不確定性M3(篩選華南早報(bào)中與中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性相關(guān)文章篇數(shù)后進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理)；家庭人均對未來生活的信心程度M4(問卷中家庭成員對未來生活的信心程度弱強(qiáng)，對應(yīng)1-5，計(jì)算出家庭整體信心程度，再除以家庭規(guī)模)；經(jīng)濟(jì)增長率M5(國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率)；國內(nèi)生產(chǎn)總值；家庭收入在當(dāng)?shù)氐氖杖胨組6(家庭成員個(gè)人自身收入在當(dāng)?shù)厮?，由低至高對?yīng)1-5，并進(jìn)行家庭人均加總)，利用主成分的方差貢獻(xiàn)率為權(quán)重進(jìn)行加權(quán)平均。計(jì)算公式如下

其中Ms是第i家庭投資情緒主成分，Ps是方差貢獻(xiàn)率。將樣本數(shù)據(jù)帶入，得到計(jì)算式

M=0.351 4M1+0.352 5M2+0.198 3M3+0.134 7M4+0.152M5-0.029 3M6-0.150 1M7

通過上式可以得到家庭投資情緒，其數(shù)值越大表示家庭投資情緒越高漲，反之，則表示家庭投資情緒低落。

第二，家庭投資情緒傳染測度?？紤]到宏觀經(jīng)濟(jì)變化為共同影響因子決定，而特質(zhì)因子的變化引發(fā)β變化，因此認(rèn)定非偶發(fā)性即正常經(jīng)濟(jì)波動(dòng)所引發(fā)的屬于正常情緒傳染，偶發(fā)性波動(dòng)才是造成情緒傳染的真正原因。一方面，計(jì)算傳染源家庭A與被傳染家庭B的家庭投資情緒相關(guān)性系數(shù)，計(jì)算公式如下

另一方面，由于非偶發(fā)性傳染渠道造成的相關(guān)系數(shù)波動(dòng)與實(shí)際情緒傳染無關(guān)，因此結(jié)合相關(guān)研究思路[35-36]，推導(dǎo)出家庭投資情緒相互依賴的測度方法。構(gòu)建如下的家庭投資情緒模型

MA=αA+βAFC+μAMB=αB+βBFC+μB

其中，MA為傳染源家庭的投資情緒，MB被傳染家庭的投資情緒，F(xiàn)C為共同影響因子，μA是傳染源家庭的特質(zhì)影響因子，μB是被傳染家庭的特質(zhì)影響因子，βA為共同影響因子對傳染源家庭的相關(guān)系數(shù)，βB為共同影響因子對被傳染家庭的相關(guān)系數(shù)，F(xiàn)C、βA和βB具有有限方差且相互獨(dú)立的隨機(jī)變量性質(zhì)。由于傳染是超越正常經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，而正常經(jīng)濟(jì)波動(dòng)帶動(dòng)家庭投資情緒相關(guān)性的變化是受家庭之間的相互依賴性所決定，傳導(dǎo)機(jī)制并沒有發(fā)生變化，因此只有當(dāng)βA和βB變化所引發(fā)的結(jié)構(gòu)性突變才是家庭投資情緒傳染的真正原因。據(jù)此，家庭A與B的投資情緒的相互依賴測度公式為

第三，在相互依賴假設(shè)成立的前提下，將實(shí)際相關(guān)系數(shù)明顯大于由家庭投資情緒的相互依賴所決定的部分扣除，多余相關(guān)性即為由家庭投資情緒異常引發(fā)的家庭投資情緒傳染度指標(biāo)。

3.互聯(lián)網(wǎng)依賴程度

建立家庭互聯(lián)網(wǎng)使用的綜合影響因素回歸模型，利用殘差項(xiàng)對家庭互聯(lián)網(wǎng)依賴程度進(jìn)行估計(jì)，一方面避免使用單一的互聯(lián)網(wǎng)指標(biāo)無法體現(xiàn)眾多因素的綜合影響，另一方面也為過度依賴的度量提供可能。

4.控制變量

參考相關(guān)文獻(xiàn)[4,37-39]，引入控制變量：家庭年齡結(jié)構(gòu)K2、家庭教育程度K3、家庭社會(huì)關(guān)系K4、是否擁有自主產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)K5、健康狀況K6、銀行業(yè)景氣指數(shù)K7?；貧w過程中，將控制變量依次加入，以充分保證與驗(yàn)證核心變量估計(jì)系數(shù)的穩(wěn)健性。變量說明如表1所示。

(三)模型設(shè)定

1.家庭間超常規(guī)杠桿傳染路徑檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

本文采用模型(1)至(3)檢驗(yàn)家庭投資情緒在家庭間超常規(guī)杠桿傳染的中介效應(yīng)

YijktB=α+c1Yijkt-1A+c2K1+ΣZijktB+βProvj+vt

(1)

Wj=α+α1Yijkt-1A+a2K1+ΣZijktB+βProvj+vt

(2)

YijktB=α+c1Yijkt-1A+c2K1+b1WAB+ΣZijktB+βProvj+vt

(3)

式中，YijktB表示第t年住在j省縣區(qū)的i家庭的超常規(guī)杠桿，Yijkt-1A表示t-1期傳染源家庭的超常杠桿，WAB表示傳染源家庭A和被傳染家庭B間的情緒傳染度，ΣZijkt表示一系列控制變量，Provj表示控制省份啞變量。

表1 變量說明表

2.U型檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

本文創(chuàng)新性地提出了家庭超常規(guī)杠桿的U型傳染，對應(yīng)使用模型(4)至(7)進(jìn)行檢驗(yàn)。選擇在模型6中檢驗(yàn)中介U型作用的原因：其一，個(gè)體在獲得某種情緒之后，因?yàn)樽陨韺τ谇榫w的調(diào)節(jié)控制能力[40]，使得這種情緒對行為的影響作用可能呈非線性[41]；其二，情緒意愿與實(shí)際行為通常存在一定的悖離，使其關(guān)系可能會(huì)產(chǎn)生不固定地變化

YijktB=α+c1Yijkt-1A2+c2Yijkt-1A+ΣZijkt+βProvj+vt

(4)

WAB=α+α1Yijkt-1A+ΣZijktB+βProvj+vt

(5)

(6)

(7)

3.互聯(lián)網(wǎng)依賴的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

以模型(4)為基礎(chǔ)，互聯(lián)網(wǎng)依賴與傳染源家庭滯后一期超常規(guī)杠桿的平方項(xiàng)進(jìn)行交互，將單獨(dú)的變量與交乘項(xiàng)同時(shí)引入構(gòu)建模型(8)，這樣做不僅可以較為全面涵蓋可能發(fā)生的類型，而且還可以防止由于交互項(xiàng)的加入而導(dǎo)致的估計(jì)系數(shù)中的潛在偏差。模型(9)檢驗(yàn)傳染源家庭投資情緒對被傳染家庭超常規(guī)杠桿的作用機(jī)制。模型(10)是將互聯(lián)網(wǎng)依賴作為調(diào)節(jié)變量引入公式(9)，其中MA代表傳染源家庭投資情緒，MB代表被傳染家庭投資情緒

YijktB=α+c1Yijkt-1A2+c2Yijkt-1A+c3Yijkt-1A2×K1+c4Yijkt-1A×K1+c5K1+ΣZijktB+βProvj+vt

(8)

MB=α+β1MA+ΣZijktB+βProvj+vt

(9)

MB=α+β1MA+β2MA×K1+ΣZijktB+βProvj+vt

(10)

根據(jù)Hanns等(2016)[42]對于“U型”調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸模型的論述，調(diào)節(jié)變量對解釋變量與被解釋變關(guān)系的調(diào)節(jié)作用主要分為兩種：一是曲線對稱軸的水平移動(dòng)；二是曲線斜率的變化。因此，回歸模型如下

Y=α0+β1X2+β2X+β3X2K+β4XK+ΣZ+ε

關(guān)于第二種調(diào)節(jié)作用的相關(guān)分析：系數(shù)β3顯著時(shí)則調(diào)節(jié)作用顯著。與此同時(shí)，系數(shù)β3的符號(hào)正向(負(fù)向)表明曲線斜率絕對值增加(降低)，即U型關(guān)系加強(qiáng)(減弱)。

五、研究結(jié)果分析

(一)家庭間超常規(guī)杠桿傳染的直接效應(yīng)

根據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)分析，主要變量之間存在顯著相關(guān)性，基本符合假設(shè)預(yù)期，表明可以進(jìn)一步深入研究。受篇幅限制，不再展示結(jié)果。

表2 直接效用檢驗(yàn)結(jié)果

(二)家庭間超常規(guī)杠桿傳染的中介效應(yīng)

表2列(1)結(jié)果證明傳染源家庭超常規(guī)杠桿對被傳染家庭超常規(guī)杠桿存在顯著影響(β=-0.016，p<0.001)，說明中介效應(yīng)存在的前提成立。表3列(1)顯示：傳染源家庭超常規(guī)杠桿對家庭情緒傳染度在95%的顯著性水平有正向作用(a1=0.029)；列(2)中b1=-0.012，即家庭情緒傳染度和被傳染家庭超常規(guī)杠桿存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。由于a1和b1兩者都顯著，則間接中介效應(yīng)顯著，證明家庭情緒傳染度是家庭間超常規(guī)杠桿傳染的中介路徑，驗(yàn)證了假設(shè)H3成立。同時(shí)根據(jù)計(jì)算，得到中介效應(yīng)占比為8.16%。

表3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

(三)互聯(lián)網(wǎng)依賴在家庭投資情緒傳染中的調(diào)節(jié)效應(yīng)

第一，傳染源家庭投資情緒的估計(jì)系數(shù)是0.165，在99%的置信區(qū)間顯著，證明了被傳染家庭投資情緒與傳染源家庭的投資情緒存在顯著正相關(guān)關(guān)系，與假設(shè)H2基本一致。第二，互聯(lián)網(wǎng)依賴與傳染源家庭投資情緒交乘項(xiàng)系數(shù)為0.081(p<0.05)，表明互聯(lián)網(wǎng)依賴對家庭間情緒傳染具有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)?？赡艿脑颍壕W(wǎng)絡(luò)論壇、博客、微博等成為了互聯(lián)網(wǎng)新媒介，信號(hào)傳遞方式在很大程度上是將不易傳播的信息進(jìn)行解構(gòu)，然后重新編碼，構(gòu)建成為個(gè)體間自娛性和自由化發(fā)泄等方法；同時(shí)，網(wǎng)絡(luò)等新媒介形式中蘊(yùn)含著社會(huì)資源的交流與共享，這會(huì)為家庭決策提供幫助，互聯(lián)網(wǎng)使信息傳遞更為迅速、交流更加便捷，有助于加強(qiáng)親朋好友聯(lián)系，拓寬家庭社會(huì)資本，還可能通過社會(huì)資本的積累，進(jìn)一步影響家庭金融決策。第三，引入交互項(xiàng)后R2增加，證明了互聯(lián)網(wǎng)依賴對家庭投資情緒傳染具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)，模型構(gòu)建合理。由此印證媒介依賴能彌合不同投資家庭群體之間的“信息鴻溝”，即使得在同質(zhì)化的社區(qū)里，人們的信息渠道基本趨同，縮小認(rèn)知裂痕[25]，進(jìn)而提高家庭間超常規(guī)杠桿傳染機(jī)制的正向效應(yīng)。此外，借助圖2看出，在強(qiáng)互聯(lián)網(wǎng)依賴的影響下，家庭投資情緒傳染的線性關(guān)系邊際變化高于弱互聯(lián)網(wǎng)依賴情形。

圖2 互聯(lián)網(wǎng)依賴對家庭情緒傳染的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖

(四)互聯(lián)網(wǎng)依賴在家庭超常規(guī)杠桿傳染中的調(diào)節(jié)效應(yīng)

隨著互聯(lián)網(wǎng)依賴作為調(diào)節(jié)變量的加入，研究得到c3=-0.003，表示互聯(lián)網(wǎng)依賴對傳染源家庭超常規(guī)杠桿二次項(xiàng)存在負(fù)向調(diào)節(jié)，與假設(shè)H3b不一致。而c4=0.024，一次項(xiàng)存在正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，c1=0.007，c2=-0.044，c2c3-c1c4<0，表明隨著互聯(lián)網(wǎng)依賴的加強(qiáng)對稱軸向左平移?；ヂ?lián)網(wǎng)依賴在家庭超常規(guī)杠桿傳染中的調(diào)節(jié)作用見圖3。隨著互聯(lián)網(wǎng)依賴強(qiáng)度的增加，拐點(diǎn)明顯向左移動(dòng)，且c3<0說明模型開口更加平緩，證明了互聯(lián)網(wǎng)依賴使得家庭間超常規(guī)財(cái)務(wù)杠桿傳染提前發(fā)生，與假設(shè)H3a一致。給出進(jìn)一步解釋：雖然對互聯(lián)網(wǎng)的依賴會(huì)成為家庭超常規(guī)杠桿傳染的助推器，過早地誘發(fā)傳染，但結(jié)合計(jì)劃行為理論的觀點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)世界中充滿了不確定性和模糊性，因此家庭決策者依據(jù)其行動(dòng)模型感知外部風(fēng)險(xiǎn)性信息的過程中，也能憑借頻繁使用的互聯(lián)網(wǎng)來廣泛收集信息并整理，并且隨著金融素養(yǎng)等認(rèn)知提升[18]，綜合降低了完全非理性地盲目跟風(fēng)，使得家庭間超常規(guī)杠桿傳染強(qiáng)度減弱，凸度降低。

圖3 互聯(lián)網(wǎng)依賴對家庭超常規(guī)杠桿傳染的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.分樣本檢驗(yàn)

為了探索不同家庭性質(zhì)中超常規(guī)杠桿的傳染效應(yīng)是否存在差異，分別在城市家庭和農(nóng)村家庭子樣本進(jìn)行超常規(guī)杠桿傳染和中介效應(yīng)的相關(guān)檢驗(yàn)，鞏固核心結(jié)論穩(wěn)健性。選擇城市與農(nóng)村家庭的原因：雖然短期內(nèi)調(diào)整城市家庭財(cái)務(wù)杠桿能夠促進(jìn)家庭金融市場的發(fā)展以及緩解家庭市場風(fēng)險(xiǎn)，但是根據(jù)國家對農(nóng)村金融問題的重視和關(guān)注，可以理解為從長期來看，可能農(nóng)村家庭才是未來市場的潛力和重要著力點(diǎn)，因此在預(yù)防家庭金融風(fēng)險(xiǎn)問題上，城市家庭與農(nóng)村家庭同等重要。通過T檢驗(yàn)結(jié)果(Pr(|T|>|t|)=0.333 5)也說明用城市和農(nóng)村劃分家庭樣本是具有可比性?？紤]篇幅限制，不再列示異質(zhì)性檢驗(yàn)的相關(guān)結(jié)果。

城市和農(nóng)村的傳染源家庭超常規(guī)杠桿對被傳染家庭超常規(guī)杠桿都存在“U型”傳染效應(yīng)，其中城市家庭拐點(diǎn)為287.5%，農(nóng)村家庭拐點(diǎn)為90%，這表明農(nóng)村家庭對于傳染源家庭表現(xiàn)出的超常規(guī)杠桿更具有敏感性，即農(nóng)村家庭更易受到傳染。這可能是因?yàn)橄啾容^城市家庭，農(nóng)村家庭受教育水平往往較低，使得在信息接入和使用方面存在一定劣勢，農(nóng)村群體間信息鴻溝表征更為明顯[43]，因此更容易在較低超常規(guī)杠桿水平時(shí)受到其他親密家庭決策行為的影響，進(jìn)而采取模仿和學(xué)習(xí)的“羊群行為”。而分樣本的中介檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：城市傳染源家庭超常規(guī)杠桿系數(shù)顯著正向(c1城=0.021)，中介效應(yīng)依次檢驗(yàn)的前提成立。結(jié)合a1城=0.032且b1城=-0.046均顯著，證實(shí)并得到家庭投資情緒傳染在城市家庭間超常規(guī)杠桿傳染的中介效應(yīng)為7.01%。農(nóng)村家庭c1農(nóng)=-0.009，即顯著負(fù)向影響農(nóng)村家庭超常規(guī)杠桿，而由于農(nóng)村家庭中傳染源家庭超常規(guī)杠桿對家庭投資情緒傳染度正向但不顯著，且投資情緒傳染度顯著負(fù)向影響家庭超常規(guī)杠桿，結(jié)合Bootstrap檢驗(yàn)得到中介效應(yīng)占比7.16%，與城市家庭結(jié)果相同，都屬于部分中介路徑。

綜上，關(guān)于農(nóng)村與城市家庭的金融杠桿風(fēng)險(xiǎn)防范問題，提出以下建議：其一，去杠桿的政策制定應(yīng)當(dāng)適當(dāng)向農(nóng)村家庭傾斜，因?yàn)檗r(nóng)村家庭超常規(guī)杠桿傳染的拐點(diǎn)遠(yuǎn)早于城市家庭，因此需要根據(jù)農(nóng)村家庭的杠桿率情況，及時(shí)引導(dǎo)調(diào)整，既降低自家的金融杠桿風(fēng)險(xiǎn)，又化解農(nóng)村家庭間的高杠桿風(fēng)險(xiǎn)傳染，以減少區(qū)域性金融風(fēng)險(xiǎn)在農(nóng)村地區(qū)的產(chǎn)生與集中。其二，合理借助投資者情緒管理的理念來控制農(nóng)村家庭超常規(guī)杠桿的傳染。雖然本文結(jié)果發(fā)現(xiàn)情緒傳染在城市與農(nóng)村家庭超常規(guī)杠桿傳染的中介效應(yīng)基本接近，但由于農(nóng)村家庭更為敏感的杠桿傳染風(fēng)險(xiǎn)，所以情緒傳染可能更有效，也進(jìn)一步表明需要借助政策規(guī)范與合理疏導(dǎo)農(nóng)村家庭投資情緒，以高效防范和降解高杠桿傳染風(fēng)險(xiǎn)。此外，本文依據(jù)地理中的“秦嶺淮河線”將樣本劃分為南方區(qū)域和北方區(qū)域后，再次進(jìn)行檢驗(yàn)。經(jīng)過相同的檢驗(yàn)步驟，主要結(jié)果并未發(fā)生明顯變化，結(jié)論仍然穩(wěn)健。

2.內(nèi)生性檢驗(yàn)

考慮到傳染源家庭超常規(guī)杠桿與被傳染家庭超常規(guī)杠桿之間可能面臨內(nèi)生性問題的挑戰(zhàn)，因此，借助工具變量兩階段回歸分析方法來進(jìn)行再次檢驗(yàn)。選取傳染源家庭所在區(qū)域的平均超常規(guī)杠桿水平為工具變量。第一階段中工具變量對傳染源家庭超常規(guī)杠桿有顯著的負(fù)向效應(yīng)，即區(qū)域平均超常規(guī)杠桿水平越高，該區(qū)域內(nèi)鄰里交往最密切、家庭成員數(shù)最多的家庭的滯后一期超常規(guī)杠桿的最大值越小，整體水平較高的部分家庭所追求額外的高杠桿需求會(huì)縮小。根據(jù)Cragg-Donald的弱工具變量假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果可以看出Wald First-stage F統(tǒng)計(jì)量為53.4，大于Stock Yogo Weak ID test10%偏誤下的臨界值16.38，明顯拒絕弱工具變量的假設(shè)，證明工具變量選取合理。同時(shí)根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，本文的主要研究結(jié)果穩(wěn)健。

六、結(jié)論與啟示

本文借助中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了家庭間超常規(guī)杠桿的雙重傳染問題，得到如下結(jié)論：其一，以家庭超常規(guī)杠桿傳染為切入點(diǎn)，證實(shí)家庭間超常規(guī)杠桿存在傳染效應(yīng)，且傳染機(jī)制呈“U型”效應(yīng)，即我國家庭間超常規(guī)杠桿存在傳染“門檻”，不僅敲響了在家庭杠桿率較低時(shí)的風(fēng)險(xiǎn)防范警鐘，也有效拓展社會(huì)傳染理論解釋家庭金融風(fēng)險(xiǎn)區(qū)域化問題的應(yīng)用范圍。其二，借助情緒感染理論中情緒與行為的互動(dòng)關(guān)系，探明了家庭間的情緒傳染在家庭超常規(guī)杠桿傳染過程中扮演著二次傳染的作用，即家庭投資情緒傳染度是超常規(guī)杠桿傳染的中介路徑，豐富并解釋了家庭超常規(guī)杠桿的雙重傳染機(jī)理。其三，以媒介依賴?yán)碚摓榛A(chǔ)，確定了互聯(lián)網(wǎng)媒介依賴對家庭超常規(guī)杠桿和情緒雙重傳染過程中具有強(qiáng)化作用，更進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)農(nóng)村家庭在超常規(guī)杠桿的傳染接受上具有更強(qiáng)的敏感性，即其傳染的“U型”拐點(diǎn)早于城市家庭，從信息媒介與家庭性質(zhì)兩方面為家庭超常規(guī)杠桿提供了治理思路。

本文得到的政策啟示如下：(1)針對家庭部門的結(jié)構(gòu)性去杠桿問題，要重點(diǎn)關(guān)注以社區(qū)、村鎮(zhèn)等家庭網(wǎng)絡(luò)中的金融風(fēng)險(xiǎn)傳染預(yù)警，構(gòu)筑家庭間金融風(fēng)險(xiǎn)防火墻，并對具有潛在超常規(guī)金融風(fēng)險(xiǎn)的家庭要實(shí)施優(yōu)先“去杠桿”。(2)重視對家庭投資情緒的關(guān)注和引導(dǎo)，把控區(qū)域內(nèi)家庭間投資情緒的偏差、熱度以及輿情發(fā)展，合理進(jìn)行家庭投資教育，以避免家庭超常規(guī)杠桿通過投資情緒實(shí)現(xiàn)間接傳染的發(fā)生與擴(kuò)散。(3)積極規(guī)范互聯(lián)網(wǎng)等新興信息媒介在家庭金融問題上的應(yīng)用，教育引導(dǎo)家庭投資者理性使用互聯(lián)網(wǎng)，堅(jiān)決弱化互聯(lián)網(wǎng)依賴在家庭超常規(guī)杠桿雙重傳染中的催化作用；此外，重視家庭差異，尤其重點(diǎn)盯防農(nóng)村家庭的超常規(guī)杠桿問題，堅(jiān)持在不同類型家庭金融風(fēng)險(xiǎn)防范與化解政策制定上的“輕重緩急”原則。