金融風險投資對家庭幸福感影響的研究 ***

馬曉君 張紫嫣 王常欣

〔 DOI〕 10.19653/j.cnki.dbcjdxxb.2021.01.006

〔引用格式〕 ?馬曉君，張紫嫣，王常欣.金融風險投資對家庭幸福感影響的研究[J].東北財經(jīng)大學學報，2021，（1）：60-69.

〔摘要〕本文使用中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，將傾向得分匹配與雙重差分方法結(jié)合使用，以家庭為單位研究金融風險投資對家庭幸福感的影響。研究發(fā)現(xiàn)，在短期內(nèi)，金融風險投資可以顯著提升家庭幸福感，但在長期內(nèi)，金融風險投資并不能帶來家庭幸福感的提升。同時創(chuàng)新性地從收入效應(yīng)和風險效應(yīng)兩個角度對其影響機制展開研究，發(fā)現(xiàn)在收入增長率較高、持有低風險投資態(tài)度的家庭，其金融風險投資可以顯著提升家庭幸福感。此外，金融風險投資對家庭幸福感的影響在城鄉(xiāng)差異、婚姻狀態(tài)和性別上表現(xiàn)出異質(zhì)性。因此，增加家庭財產(chǎn)性收入，根據(jù)家庭特征差異量身定制金融投資產(chǎn)品促使更多家庭參與投資，將對促進中國家庭幸福感的提升和金融市場的健康發(fā)展具有一定現(xiàn)實意義。

〔關(guān)鍵詞〕家庭幸福感;金融風險投資;傾向得分匹配;雙重差分

中圖分類號：F832;C912 ???文獻標識碼：A ???文章編號：1008-4096（2021）01-0060-10

一、問題的提出

在古希臘時期，人們就已經(jīng)開始思考美好生活的本質(zhì)，這時的研究還停留在哲學的辯證上，之后為了衡量美好生活，將一個人感受到的美好生活定義為“幸福感”。幸福感是指對生活的全面評價，常用評分對其進行測量，幸福感程度較高則表示對當前生活的滿意度較高。隨著經(jīng)濟全球化進程加深，各個國家經(jīng)濟迅速發(fā)展，經(jīng)濟增長不再是當今社會追逐的唯一目標，因此人們不再單純致力于經(jīng)濟指標的研究，居民生活質(zhì)量研究逐漸成為經(jīng)濟學的重要研究領(lǐng)域，而幸福感作為衡量生活質(zhì)量的主要指標，正逐漸成為評判社會發(fā)展程度和國家發(fā)展水平的新標準。

一直以來，學術(shù)界對于幸福感的研究大多停留在心理學、社會學和醫(yī)學等領(lǐng)域，自幸?！杖脬Ｕ撎岢鲆詠?，幸福感開始進入經(jīng)濟學家的視野，經(jīng)濟學領(lǐng)域中幸福感主要被定義為主觀幸福感和客觀幸福感。主觀幸福感和客觀幸福感分別可以追溯到邊沁的享樂主義和亞里士多德的幸福論，前者認為幸福感是在精神層面的個人主觀感受，而后者則是指通過不斷努力，在自我價值實現(xiàn)過程中得到的感受。在經(jīng)濟學領(lǐng)域中主觀幸福感得到了更多學者的支持，它是人們主觀精神層面的感受，同時也是對目前自身生活質(zhì)量進行評價的認知標準^[1]，因此本文所定義的幸福感是家庭主觀幸福感。本文通過問卷調(diào)查，直接詢問受訪者“您覺得幸福嗎？”得出的自評幸福感來衡量家庭幸福感程度，這是在學術(shù)研究中常見做法，同時也符合經(jīng)濟學傳統(tǒng)。目前，學者們主要從以下三個方面對家庭幸福感展開研究。

第一，經(jīng)濟因素影響下的家庭幸福感。經(jīng)濟因素主要包括收入、失業(yè)、通貨膨脹等方面，其中收入是經(jīng)濟因素中最為主要的研究對象。自亞當·斯密開創(chuàng)古典經(jīng)濟學以來，一些研究普遍認為家庭幸福感與收入正相關(guān)，但是Easterlin^[2]的幸?！杖脬Ｕ摯蚱屏藢@一關(guān)系的傳統(tǒng)認知，其認為隨著收入的增加，家庭幸福感并不會相應(yīng)持續(xù)十年或者更長時間，且對于發(fā)展水平不同的國家，其家庭幸福感和收入關(guān)系也并不相同。邢占軍^[3]研究認為收入對家庭幸福感存在顯著的正向影響，但是也存在一段時期內(nèi)家庭幸福感并沒有隨收入的增長而同步增長的現(xiàn)象^[4]。還有一些研究從絕對收入和相對收入兩個角度探討收入對家庭幸福感的影響。絕對收入通過對個體需要的直接滿足程度對家庭幸福感產(chǎn)生影響，絕對收入對家庭幸福感的影響主要有四種結(jié)論，即正向影響、負向影響、無顯著影響和倒“U”型關(guān)系^[5]-[8]。相對收入通過改變社會比較的感受對家庭幸福感產(chǎn)生影響。有研究認為，相比于絕對收入，相對收入對家庭幸福感起決定作用，其對主觀的家庭幸福感的影響程度更大，相關(guān)性也更強^[6-9]。此外，一些文獻針對收入分配不均、永久性收入等方面進行研究，認為收入差距和機會不均會對家庭幸福感造成負向影響，且對不同收入階層的影響存在差異^[10]。Schneider^[11]研究認為收入不平等對家庭幸福感存在負向影響，而Yu和Wang^[12]研究認為收入不平等與家庭幸福感呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系。Cai和Park^[13]研究認為非預(yù)期永久性收入對家庭幸福感有著顯著的正向影響。由于收入和家庭幸福感之間存在錯綜復(fù)雜的關(guān)系，一些研究將目光放在除收入外諸如失業(yè)和通貨膨脹等因素上，認為其對家庭幸福感有顯著的負向影響。宏觀層面，失業(yè)和通貨膨脹在會加劇經(jīng)濟波動、增加社會不穩(wěn)定風險，進而影響國家經(jīng)濟發(fā)展進程;微觀層面，失業(yè)和通貨膨脹對人民的收入、健康狀況、教育水平等產(chǎn)生不良影響，導(dǎo)致家庭幸福感降低^[14]。

第二，社會發(fā)展因素影響下的家庭幸福感。社會發(fā)展因素主要包括環(huán)境污染、城鄉(xiāng)差異、政治制度與政府質(zhì)量等因素。馬曉君等^[15]將環(huán)境污染存在的形式分為客觀存在和主觀感知兩種，客觀存在的環(huán)境污染通過經(jīng)濟增長這一途徑對家庭幸福感起到正向的促進作用，主觀感知到的環(huán)境污染則對家庭幸福感產(chǎn)生負面影響。王天嘯等^[16]認為城鎮(zhèn)居民的家庭幸福感要高于農(nóng)村居民，這是由于中國現(xiàn)階段的戶籍制度和僵化的土地制度造成的，且農(nóng)村居民會因其身份和社會地位而遭到不公平對待。但雷衛(wèi)^[17]認為農(nóng)村居民的生活相對更悠閑，面對的誘惑更少，因而農(nóng)村居民的家庭幸福感高于城鎮(zhèn)居民。此外，在政治制度和政府質(zhì)量方面，善政和民主化有利于穩(wěn)定公平的社會發(fā)展，由此會對每位居民的家庭幸福感產(chǎn)生顯著影響，且政府質(zhì)量對家庭幸福感的促進效用遠高于經(jīng)濟增長帶來的作用^[18-19]。

第三，個體特征因素影響下的家庭幸福感。個體特征因素如性別、年齡、教育、婚姻、健康、社會關(guān)系、宗教信仰等也是影響家庭幸福感的重要因素。溫曉亮等^[20]認為相較于于男性，女性的家庭幸福感提升更明顯，這與女性的經(jīng)濟地位和社會地位逐年提高有關(guān)。雷衛(wèi)^[17]認為宗教信仰對家庭幸福感有顯著正向影響，相對農(nóng)村居民，其對城市居民家庭幸福感的影響更顯著。Grover和Helliwell^[21]認為婚姻有助于提升家庭幸福感，居民身體越健康、受教育程度越高都有助于提升家庭幸福感。此外，良好的社會關(guān)系對家庭幸福感有正向影響，而排斥社會交往則會使人降低家庭幸福感^[22]。在幸福感影響因素中，社會人口特征因素并沒有占據(jù)主要地位，但其同樣會對家庭幸福感產(chǎn)生顯著影響，可以對個體生活滿意度差異的10%加以解釋^[23]。因此，越來越多的學者同時研究經(jīng)濟因素和非經(jīng)濟因素對家庭幸福感的影響。

綜上所述，第一，大量研究表明家庭資產(chǎn)對家庭幸福感有顯著的正向影響，而家庭金融風險投資作為家庭資產(chǎn)卻沒有得到應(yīng)有的關(guān)注。此外，大部分文獻中關(guān)于家庭幸福感的研究是以個體為單位進行，較少文獻以家庭為單位對家庭幸福感展開研究?；诖耍疚囊约彝ミ@一社會基本細胞為單位，研究家庭金融風險投資與家庭幸福感之間的關(guān)系，創(chuàng)新性地從收入效應(yīng)和風險效應(yīng)兩個角度展開研究，并根據(jù)個體特征細化分組進行差異性分析。

第二，國內(nèi)目前對于家庭幸福感的研究數(shù)據(jù)通常是采用一年調(diào)查問卷回收的數(shù)據(jù)，較少使用大規(guī)模連續(xù)跟蹤數(shù)據(jù)?；诖?，本文運用CHFS2011—2015年連續(xù)追蹤面板數(shù)據(jù)研究家庭金融風險投資對家庭幸福感的影響。

第三，定量研究家庭金融風險投資時，可能會面臨一些選擇性問題，如是否進行家庭金融風險投資，而如果進行投資，選擇低風險低回報的投資還是高風險高回報的投資，或是選擇進行幾項金融風險投資等。這些選擇問題與家庭資產(chǎn)、家庭收入和個體特征等密切相關(guān)，并非隨機產(chǎn)生的，如果不加以處理直接使用可能會使得樣本由于自選擇、遺漏變量等產(chǎn)生內(nèi)生性問題?；诖?，本文嘗試將傾向得分匹配與雙重差分模型結(jié)合使用，消除自選擇、遺漏變量等潛在問題，在一定程度上解決模型識別問題，從而得到更優(yōu)的分析結(jié)果。

二、研究數(shù)據(jù)與研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用數(shù)據(jù)來源于中國家庭金融調(diào)查（China ?Household ?Finance ?Survey，以下簡稱CHFS），其數(shù)據(jù)具有全國和省級代表性，能全面反映中國家庭金融狀況。同時考慮到樣本規(guī)模、樣本的代表性和連續(xù)性，本文使用2011—2015年面板追蹤數(shù)據(jù)，有利于追蹤家庭幸福感的變化。

本文采用傾向得分匹配與雙重差分模型相結(jié)合的方法。因此，本文只保留追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)且進入到控制組和處理組中的數(shù)據(jù)，處理組是指基期沒有進行金融風險投資，而基期以外時期進行金融風險投資的樣本，賦值為1?？刂平M是指所有時期都沒有進行金融風險投資的樣本，賦值為0。以2011—2013年為例，處理組為2011年沒有進行金融風險投資，而2013年進行金融風險投資的樣本，控制組為2011和2013年均沒有進行金融風險投資的樣本。此外，本文選取家庭戶主年齡為16歲及以上的樣本。

（二）變量選取

本文將擁有股票、債券、基金、衍生品、金融理財產(chǎn)品、非人民幣資產(chǎn)和黃金的家庭定義為為參與金融風險投資的家庭。

1.被解釋變量

被解釋變量為處理組和控制組的家庭幸福感之差，可以反映出金融風險投資對家庭幸福感的影響。本文使用CHFS問卷調(diào)查中戶主的主觀幸福感程度來衡量家庭幸福感，問卷中的問題“總的來說，您現(xiàn)在覺得幸福嗎？”，其答案從1到5排序，分別代表“非常幸福”“幸?！薄耙话恪薄安恍腋！薄胺浅２恍腋！薄１疚膶善诘氖茉L者自評家庭幸福感作差，得到變化量happiness1，此時家庭幸福感變化量為-4到4之間的數(shù)值，當家庭幸福感自評變化量為正時意味著家庭幸福感程度降低，家庭幸福感自評變化量為負時意味著家庭幸福感程度有所提升。但仍存在著一些問題，比如，幸福感程度從“幸?！钡健胺浅Ｐ腋！钡挠嬎憬Y(jié)果為1，從“不幸福”到“一般”的結(jié)果也為1，這二者雖然最后數(shù)值相同，但其含義有所不同。因此，本文定義了另外一種家庭幸福感變化量happiness2，如果家庭幸福感有所提升，則賦值為-1;如果家庭幸福感程度不變，則賦值為0;如果家庭幸福感有所下降，則賦值為1。本文將happiness2作為家庭幸福感變化的主要度量指標進行實證檢驗，這樣做可以在一定程度上解決度量的可能偏誤問題。

2.特征變量

本文將匹配其他特征變量相似，而之間區(qū)別只有是否進行金融風險投資的家庭，對比觀察家庭幸福感變化程度來衡量家庭金融風險投資對家庭幸福感的影響。由于家庭幸福感和金融風險投資狀況均會受到家庭財富狀況和家庭特征變量的影響^[24]，因此本文使用的特征變量包括可能影響家庭幸福感和金融風險投資的一些基礎(chǔ)變量，如家庭財富、家庭特征和地區(qū)特征。其中，家庭財富包括家庭總收入、家庭人均收入、是否自有住房、家庭總資產(chǎn)、金融總資產(chǎn)、家庭總負債;家庭特征是以家庭戶主個人特征作為衡量標準，包括性別、年齡、年齡的平方、民族、受教育程度、婚姻狀況、家庭成員數(shù)、投資風險態(tài)度和基期幸福感;地區(qū)特征包括家庭居住地和戶籍類型。

（三）模型構(gòu)建

1.傾向得分匹配（PSM）和雙重差分（DID）模型介紹

傾向得分匹配方法（PSM）是通過計算傾向值得分，將具有相同或相近傾向值的處理組與控制組個體進行匹配，來獲得其平均處理效應(yīng)（ATT）的一種方法，其基本思想與1974年Rubin提出的反事實方法相同。首先以虛擬變量表示個體是否參與，通常將稱為“處理變量”，反映個體是否得到了“處理”。之后基于各類協(xié)變量估算個體進入處理組（本文指“進行金融風險投資”）的條件概率，即計算傾向得分數(shù)值，通常使用logit方法進行計算，如式（1）所示。

（1）

其中，表示個體是否進入處理組;表示協(xié)變量，可包括多個變量;表示對應(yīng)系數(shù)。

在進行傾向得分匹配時，常見方法包括k近鄰匹配、半徑匹配、分層和間隔匹配、核匹配。實際進行匹配時，具體使用哪一種方法和參數(shù)，目前文獻中尚無明確指南，根據(jù)實際情況自行選擇。

根據(jù)匹配后樣本計算平均處理效應(yīng)，ATT估計量的一般表達式如式（2）所示。

（2）

其中，表示個體的結(jié)果變量，，表示個體參與的結(jié)果變量，表示個體未參與的結(jié)果變量;表示處理組個體數(shù)，而表示僅對處理組個體進行加總。

傾向得分匹配（PSM）的優(yōu)點是不依賴于線性方程形式，但卻有可能產(chǎn)生遺漏控制變量等問題，而雙重差分（DID）模型可以對此進行補充修正。雙重差分（DID）模型的本質(zhì)是面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型，可以控制無法觀測到的個體效應(yīng)，一定程度上解決傾向得分匹配（PSM）方法帶來的問題，一般情況下，雙重差分（DID）模型表達式如式（3）所示。

（3）

其中，表示自評家庭幸福感，表示是否進行金融風險投資，表示其他控制變量，表示無法觀測到的固定效應(yīng)，代表時間的固定效應(yīng)，表示隨機擾動項。

2.傾向得分匹配（PSM）與雙重差分（DID）方法的結(jié)合

本文通過對處理組和控制組的兩期主觀家庭幸福感分別作差，以消除可能存在的不隨時間發(fā)生變化的因素的影響。然后將家庭幸福感差分值重新進行定義，將新定義的家庭幸福感差分值作為被解釋變量，采用一系列特征變量進行匹配，估計其平均處理效應(yīng)，即可得到雙重差分（DID）模型估計結(jié)果，匹配后得到可以比較的處理組和對應(yīng)的控制組樣本，削弱了選擇性偏差，同時雙重差分（DID）模型可以消除不隨時間發(fā)生變化的因素影響，二者的結(jié)合有效地解決了遺漏變量和選擇性偏誤等帶來的內(nèi)生性問題。PSM-DID的具體表達式如式（4）所示。

（4）

其中，表示處理組樣本，當時，樣本位于處理組;當時，樣本位于控制組，表示控制組樣本，表示實驗期處理組第個個體的結(jié)果變量，表示非實驗期處理組第個個體的結(jié)果變量，同理，表示實驗期處理組第個個體的結(jié)果變量，表示非實驗期處理組第個個體的結(jié)果變量，是根據(jù)非試驗期的特征變量估計得到的傾向得分。

三、實證分析

本文將結(jié)果分為短期和長期分別進行分析，由于本文使用的是CHFS數(shù)據(jù)庫已公布的2011年、2013年和2015年三年的連續(xù)追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，因此將短期定義為每兩年的家庭幸福感變化，將長期定義為四年的家庭幸福感變化，即分析2011—2013年和2013—2015年兩個兩年間隔的短期效應(yīng)，和2011—2015年一個四年間隔的長期效應(yīng)。

（一）主要結(jié)果

1.傾向得分結(jié)果及平衡性檢驗

首先需要計算傾向得分，即在給定特征向量的情況下，估計每一個樣本金融處理組的條件概率，主要使用logit模型對樣本數(shù)據(jù)的傾向得分進行估計，其結(jié)果如表1所示。

如表1所示，在計算傾向得分后，為考察匹配結(jié)果是否較好地平衡了數(shù)據(jù)，要進行平衡性檢驗，以檢驗協(xié)變量在處理組和控制組之間是否存在顯著差異。其檢驗結(jié)果表明，在匹配前一些變量如性別、受教育程度、戶籍類型等在處理組和控制組之間存在明顯差異，但是在匹配后，全部變量的標準化偏差大幅度減小，通過了平衡性檢驗，說明匹配后的變量在控制組和處理組之間不存在顯著差異。

2.平均處理效應(yīng)

本文采用一對一匹配方法來檢驗家庭金融風險投資對家庭幸福感的影響，使用happiness2作為家庭幸福感變化指標。表2顯示了一對一匹配方法的估計結(jié)果，其中，2011—2013年和2013—2015年是兩年變化的短期影響，2011—2015年是四年變化的長期影響。

如表2所示，在匹配前，只有2013—2015年進行金融風險投資的家庭幸福感有明顯提升，其余年份沒有明顯變化;在匹配后，同樣只有2013—2015年進行金融風險投資的家庭幸福感有明顯提升，而其余年份金融風險投資對家庭幸福感沒有產(chǎn)生明顯變化。由此發(fā)現(xiàn)，在短期內(nèi)，家庭金融風險投資可以顯著提升家庭幸福感，但就長期而言，金融風險投資并不能帶來家庭幸福感的提升。

（二）收入效應(yīng)與風險效應(yīng)

由上文結(jié)論可知，在短期內(nèi)家庭金融風險投資可以顯著提升家庭幸福感，然而不同家庭對金融風險投資與否的選擇造成的幸福感差異可能并不完全取決于投資與否，而且家庭幸福感差異受到諸多因素影響，尤其是家庭收入和風險態(tài)度。根據(jù)CHFS數(shù)據(jù)顯示，進行金融風險投資的家庭收入增長率整體上明顯高于沒有進行金融風險投資的家庭，不同家庭對待金融投資持有的風險態(tài)度也有所不同，因此，本文接下來從收入效應(yīng)和風險效應(yīng)兩個角度出發(fā)，進一步探究金融風險投資對家庭幸福感的影響。

1.收入效應(yīng)

本文根據(jù)家庭總收入增長率不同，將處理組樣本分為低增長率家庭和高增加率家庭。由于進行金融風險投資的家庭其收入增長率普遍偏高，若直接對整體樣本進行分組，會出現(xiàn)高增長率的一組主要是處理組樣本，而低增長率組主要是控制組樣本，導(dǎo)致匹配無法進行。因此，根據(jù)處理組樣本進行分組，既可以解決上述問題，還可以較為全面地考察在不同家庭收入增長率情況下，家庭金融風險投資對家庭幸福感的影響。表3是金融風險投資對不同收入增長率投資者家庭幸福感的影響。

注：分組參考孫文凱和王乙杰^[25]的做法，采用了三種收入劃分界限，分別將收入增長率前50%、40%和30%作為分組依據(jù)，即第一種將占收入增長率前50%的家庭作為高增長率組，第二種將占收入增長率前40%的家庭作為高增長率組，第三種將占收入增長率前30%的家庭作為高增長率組。

如表3所示，在所有的收入增長率分組中，平均處理結(jié)果均為負值，金融風險投資對家庭幸福感起到提升作用，但只有在2011—2013年高增長率（30%）組和2013—2015年高增長率（30%、40%、50%）組中，金融風險投資對家庭幸福感的影響是顯著的。這主要是由于家庭收入增長率高的家庭，其幸福感要高于家庭收入增長率低的家庭，這是收入增加帶來的幸福效應(yīng)，也體現(xiàn)在家庭金融風險投資行為上。此外，家庭收入的增加有利于家庭財富的積累，根據(jù)本文使用的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，參與金融風險投資家庭的總資產(chǎn)要高于未參與金融風險投資家庭，而家庭財富是家庭幸福感的重要影響因素，更多的家庭財富往往會使家庭擁有更多的家庭幸福感。

2.風險效應(yīng)

根據(jù)CFHS數(shù)據(jù)顯示，在2011—2013年中，有10.04%的家庭持有高風險投資態(tài)度，在2013—2015年，僅有8.60%的家庭持有高風險投資態(tài)度。對于金融風險投資持有不同風險態(tài)度的家庭，其投資選擇往往有很大差異，進而會對家庭幸福感產(chǎn)生異質(zhì)性影響。表4是不同金融風險投資態(tài)度對家庭幸福感的影響。

如表4所示，不同的風險投資態(tài)度會對家庭幸福感產(chǎn)生不同的影響。持有低風險投資態(tài)度的家庭，進行金融風險投資可以提高家庭幸福感，這可能是由于低風險投資可以帶來相對穩(wěn)定的經(jīng)濟收益，造成的損失也相對較小，有利于持有低風險投資態(tài)度家庭的精神健康，同時對其生活質(zhì)量造成的波動較小，因此，可以顯著提升家庭幸福感。持有高風險投資態(tài)度的家庭，進行金融風險投資會降低家庭幸福感，但是其結(jié)果并不顯著，這可能是由于偏好于高風險金融投資的家庭，他們對于風險擁有更強的接受能力，同時他們的家庭財富也相對較多，對金融知識有一定的了解，他們往往更偏好于高風險但是高回報的投資，其對于金融風險投資可能帶來的虧損有較強的接受能力^[26]，因此，盡管高風險金融投資可能會對家庭幸福感產(chǎn)生負向影響，但其對家庭幸福感的影響并不顯著。

綜合以上收入效應(yīng)和風險效應(yīng)，本文認為家庭金融風險投資會提升家庭幸福感。從投資家庭的金融風險投資規(guī)模占家庭資產(chǎn)比例來看，在2011—2013年和2013—2015年，金融風險投資規(guī)模占家庭資產(chǎn)20%以下的家庭比例分別為89.10%和88.81%，家庭金融風險投資規(guī)模較小，對家庭財富和生活質(zhì)量并不能造成較大的影響。此外，參與金融風險投資的家庭其總收入和總資產(chǎn)高于未參與金融風險投資的家庭，而家庭財富作為家庭幸福感的主要影響因素，家庭財富越多的家庭其幸福感往往越高，對風險承受能力也越高。同時根據(jù)CHFS數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，進行金融風險投資的家庭，其幸福感程度要高于沒有進行金融風險投資的家庭，這意味著風險偏好較高的家庭可以從家庭金融風險投資中獲得幸福感。幸福心理學對此作出了很好的解釋，生活滿意度較高，感到幸福的人們具有一個共同的特征，與悲觀者對比，他們在生活中常常比較樂觀，對待同一件事情的看法持有更積極的態(tài)度，這一特征體現(xiàn)在他們生活的方方面面，家庭金融風險投資自然也包括其中。

（三）差異性分析

1.城鄉(xiāng)差異

盡管中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟差距在整體上逐漸減小，但是長期的經(jīng)濟失衡使得城鄉(xiāng)之間存在的金融差距依然是一個不可避免的問題。城鄉(xiāng)的收入差距和金融市場完善程度都存在較大差異，因此金融風險投資對不同地區(qū)的家庭幸福感具有異質(zhì)性影響。本文將樣本按照居住地區(qū)和戶籍類型分組，以檢驗金融風險投資對家庭幸福感的城鄉(xiāng)差異。表5是金融風險投資對城鄉(xiāng)投資者家庭幸福感的影響。

如表5所示，在2013—2015年，城鎮(zhèn)和擁有非農(nóng)戶口的家庭進行金融風險投資可以顯著提升家庭幸福感。在2011—2013年和2013—2015年兩個時期內(nèi)，處理組分別有86.92%和92.11%的樣本分布在城鎮(zhèn)地區(qū)，有77.66%和72.43%的樣本分布在非農(nóng)業(yè)戶口中，且擁有農(nóng)業(yè)戶口的家庭主要居住地為農(nóng)村，擁有非農(nóng)戶口的家庭主要居住地在城鎮(zhèn)。城鎮(zhèn)經(jīng)濟發(fā)達，金融市場活躍，當?shù)鼐用駥τ诮鹑谥R的了解比較深入，對金融風險投資的參與度更高，即使金融風險投資可能帶來虧損或?qū)窠】翟斐梢欢〒p害。但是城鎮(zhèn)居民收入水平高于農(nóng)村地區(qū)居民，同時其享受到的交通設(shè)施、醫(yī)療保障、教育資源等也遠高于農(nóng)村，這些高水平的物質(zhì)生活是城鎮(zhèn)居民精神健康的主要來源，其對金融風險投資有著較強的心理接受能力和承受能力，因此，城鎮(zhèn)居民的金融風險投資對家庭幸福感產(chǎn)生顯著正向影響。而農(nóng)家庭主要處于農(nóng)村社會網(wǎng)絡(luò)之中，對金融知識缺乏了解，其資金使用傾向于更具有保障性質(zhì)的儲蓄形式，使得他們家庭金融風險投資的意愿較低，此外，親戚關(guān)系對農(nóng)村家庭的金融風險投資行為具有規(guī)勸作用，其作用在農(nóng)村尤其明顯，會對農(nóng)村家庭金融風險投資行為產(chǎn)生抑制作用^[27]，因此，金融風險投資對農(nóng)村和擁有農(nóng)業(yè)戶口的家庭并沒有產(chǎn)生顯著影響。

2.性別差異

對于不同性別的投資者來說，其對金融風險投資選擇和家庭幸福感的主觀感受有著明顯差異，因此，本文對性別進行分組，考察在男性群體和女性群體中，金融風險投資對家庭幸福感的影響。表6是金融風險投資對不同性別投資者家庭幸福感的影響。

如表6所示，不同性別的投資者對金融風險投資所帶來的幸福感受不同。2011—2013年，對于女性來說，金融風險投資可以顯著提升家庭幸福感。其原因可能是，一方面，主觀家庭幸福感程度取決于現(xiàn)實期望的實現(xiàn)程度，男性對金融風險投資有更高的熱情，自然就抱有更高的期望，女性在這方面的期望低于男性。此外，就目前中國國情來說，社會很多方面仍然存在較為明顯的性別歧視問題，如2011—2013年中，女性戶主僅占總樣本數(shù)的25.08%。相應(yīng)地，社會對待男性比女性總是更寬容一些，因此，女性常常比男性更容易獲得幸福感。另一方面，在女性樣本中，未婚比例為24.05%，居住在城鎮(zhèn)的比例為73.56%;男性樣本中，未婚比例為7.87%，居住在城鎮(zhèn)的比例為53.54%?？梢钥闯瞿行院团栽诰幼〉貐^(qū)和婚姻狀態(tài)方面存在較大差異，根據(jù)本文其他家庭特征異質(zhì)性結(jié)論，金融風險投資對于居住在城鎮(zhèn)的家庭和未婚群體的家庭幸福感有顯著的正向作用，因此，其他方面的異質(zhì)性也可能是造成性別影響異質(zhì)性的原因。

3.婚姻差異

婚姻狀態(tài)往往存在多種情況，在CHFS問卷中對婚姻狀態(tài)的分類共包括“未婚”“已婚”“同居”“分居”“離婚”和“喪偶”六類。國內(nèi)外文獻關(guān)于婚姻狀況對家庭金融風險投資的影響有著較為一致的結(jié)論，普遍認為婚姻會促使居民進行金融風險投資，這是由于婚姻被視為一種“安全資產(chǎn)”，背后有家庭收入和財富作為支撐，因此，本文通過對婚姻狀態(tài)進行分類進一步考察不同婚姻狀況下，金融風險投資對家庭幸福感的影響。表7是金融風險投資對不同婚姻狀態(tài)投資者家庭幸福感的影響。

如表7所示，大部分估計結(jié)果并不顯著，只有2011—2013年的家庭金融風險投資的估計結(jié)果顯著，數(shù)值為-0.4286，且在5%的水平上顯著，即2013年婚姻狀態(tài)為未婚的居民進行金融風險投資可以顯著提升家庭幸福感。究其原因可能是，一方面，雖然處于已婚狀態(tài)的群體，其財富創(chuàng)造會大于單身群體，最終累積財富同樣高于單身群體，使得他們的投資意愿往往要大于單身群體，但是處于已婚狀態(tài)的家庭幸福感受金融風險投資影響較小，其婚姻質(zhì)量和整體財富才是影響家庭幸福感的主要原因，因此，擁有婚姻關(guān)系的家庭對于金融風險投資所產(chǎn)生的家庭幸福感可能并沒有明顯的感受。而未婚群體則是恰好相反，雖然其沒有家庭財富作為支撐，但是未婚群體進行金融風險投資正說明其對金融風險投資有一定的興趣和研究，他們不處于婚姻狀態(tài)意味著這部分對金融風險投資抱有興趣的人將有更多閑暇時間去收集金融信息、研究金融風險投資。同時，進行金融風險投資的單身群體的個人收入也普遍較高，對高風險有一定的容忍能力。另一方面，對比本文數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，在婚姻狀態(tài)中的女性比例為21.63%，在未婚狀態(tài)中的女性比例為50.55%，未婚群體中的女性比例要遠高于處于婚姻狀態(tài)中的女性比例，在上文的實證分析中本文已經(jīng)提到，就金融風險投資而言，女性比男性更能感覺到幸福，因此，這些都可能是未婚群體進行金融風險投資可以顯著提升其家庭幸福感的原因。

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文將happiness2替換為另一種家庭幸福感變化指標happiness1進行穩(wěn)健性檢驗，發(fā)現(xiàn)其實證結(jié)果與表2中結(jié)果一致。在替換家庭幸福感變量后，其余協(xié)變量匹配質(zhì)量檢驗的結(jié)果均通過平衡性檢驗。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié) ?論

本文運用中國家庭金融（CHFS）2011—2015年3年連續(xù)追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，對金融風險投資與家庭幸福感的關(guān)系展開研究。實證結(jié)果表明，金融風險投資對家庭幸福感有顯著影響，總體看來，在短期內(nèi)，金融風險投資可以顯著提升家庭幸福感，但是從長期來看結(jié)果卻相反，金融風險投資并不能帶來家庭幸福感的提升。

從收入效應(yīng)來看，按照收入增長率對家庭收入進行分組后，在所有的收入增長率分組中，金融風險投資對家庭幸福感均有提升作用，但是只有收入增長率較高的家庭其影響結(jié)果是顯著的。從風險效應(yīng)來看，持有低風險投資態(tài)度的家庭，進行金融風險投資可以顯著提升家庭幸福感;持有高風險投資態(tài)度的家庭，進行金融風險投資會降低家庭幸福感，但是其結(jié)果并不顯著。

從家庭特征因素來看，家庭金融風險投資對家庭幸福感的影響在城鄉(xiāng)、性別和婚姻狀態(tài)分組中表現(xiàn)出異質(zhì)性。在城鎮(zhèn)地區(qū)擁有非農(nóng)業(yè)戶口的家庭，其金融風險投資行為對會對家庭幸福感產(chǎn)生顯著影響;對于女性戶主來說，金融風險投資可以顯著提高家庭幸福感;相比較于已婚群體，未婚群體進行金融風險投資可以顯著提高其家庭幸福感。此外，研究發(fā)現(xiàn)在不同教育水平下，家庭金融風險投資對家庭幸福感沒有顯著影響。

（二）建 ?議

增加家庭財產(chǎn)性收入。家庭對積累的財富行使使用權(quán)而產(chǎn)生的財產(chǎn)收入越多，家庭對收入分配的決策越自由，家庭幸福感也越高^[28]。但是隨著中國經(jīng)濟多年的飛速發(fā)展，經(jīng)濟增長帶來的家庭幸福感的提升已經(jīng)比較有限，因而家庭的財產(chǎn)性收入對家庭幸福感的提升具有更重要的意義。自習近平總書記明確提出“中國夢就是要實現(xiàn)國家富強、民族振興、人民幸?！保嗣裥腋＿@一發(fā)展目標已經(jīng)上升至國家戰(zhàn)略層面，而增加家庭財富性收入是實現(xiàn)這一目標的重要途徑之一。

提高家庭投資決策者的金融知識水平。政府在保障基本的金融市場環(huán)境安全下，還應(yīng)加強對金融知識的宣傳和普及，針對具有不同家庭特征的投資者開設(shè)必要的金融學課程，提高投資者的自身素質(zhì)，積極引導(dǎo)家庭合理分配家庭資產(chǎn)，幫助投資者在一定程度上避免金融風險投資帶來的風險，更加合理客觀地看待金融投資的收益與損失。此外，拓寬家庭投資渠道，鼓勵多元化投資，積極發(fā)揮金融風險投資對提升家庭幸福感的作用。

量身定制金融風險投資產(chǎn)品，解決差異性問題。家庭財富和家庭特征的差異會導(dǎo)致家庭投資選擇產(chǎn)生明顯差異。一方面，金融機構(gòu)可以根據(jù)家庭具體情況為其量身定制收益客觀、風險較低的金融風險投資產(chǎn)品，引導(dǎo)居民家庭合理參與金融風險投資。另一方面，政府需要解決城鄉(xiāng)差異、性別差異、婚姻狀況差異等產(chǎn)生的一系列不平等問題，促使更多家庭參與金融投資，進行金融消費，這對中國金融市場的健康長遠發(fā)展具有重大現(xiàn)實意義。

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（責任編輯：李明齊）