家庭人均收入與家庭金融資產(chǎn)配置：影響效應(yīng)和異質(zhì)性

舒建平 吳揚(yáng)暉 唐文娟

摘 要：家庭的金融資產(chǎn)配置會(huì)隨著收入水平的提高而改變，且這種變化會(huì)因居民的個(gè)體特征及家庭的區(qū)位條件差異而不同。采用2017年中國家庭金融追蹤調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)的分析顯示：家庭人均收入與定期存款占比呈倒U型關(guān)系，與總風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比及股票資產(chǎn)占比呈U型關(guān)系，表明中國家庭具有較高的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī);當(dāng)戶主年齡由年輕→中年→老年轉(zhuǎn)變時(shí)，家庭人均收入與定期存款占比之間的關(guān)系由U型→U型→倒U型轉(zhuǎn)變，與總風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比及股票資產(chǎn)占比的關(guān)系由倒U型→倒U型→U型轉(zhuǎn)變;本科以下學(xué)歷居民受教育程度的提升未能有效降低其家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，但本科以上學(xué)歷居民受教育程度的提升可以有效降低其家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī);家庭遭受健康沖擊會(huì)增強(qiáng)預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī);相比中西部地區(qū)，東部地區(qū)的家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)較低，更傾向于配置風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)及股票資產(chǎn)。因此，應(yīng)加快提升中低收入群體的收入水平，提升醫(yī)療、住房、養(yǎng)老和教育保障力度，有效降低家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，進(jìn)而釋放家庭金融產(chǎn)品消費(fèi)潛力，促進(jìn)現(xiàn)代金融的高質(zhì)量發(fā)展。

關(guān)鍵詞：家庭人均收入;資產(chǎn)配置;預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī);定期存款;風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn);股票資產(chǎn)

中圖分類號(hào)：F832 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1674-8131（2021）03-0057-15

一、引 言

伴隨著中國金融市場的不斷完善和居民家庭收入的不斷提升，廣大居民對(duì)于提高家庭財(cái)產(chǎn)性收入以及尋求家庭資產(chǎn)保值、增值的需求逐漸強(qiáng)烈，同時(shí)可供家庭投資的金融產(chǎn)品和投資方式也越發(fā)多元化。但是，相較于發(fā)達(dá)國家，中國在金融市場、家庭金融上存在許多差異和不足。例如，能給家庭帶來較高財(cái)產(chǎn)性收入但風(fēng)險(xiǎn)較高的金融資產(chǎn)占比（如股票資產(chǎn)）遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國家[1]。其次，值得關(guān)注的是，雖然中國家庭在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)存量上遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國家，但中國巨大的人口紅利使得中國投資者數(shù)量龐大。根據(jù)《中國證券登記結(jié)算統(tǒng)計(jì)年鑒》，截至2017年末，中國投資者數(shù)量已達(dá)13 398.30萬，同比增加13.44%;其中，居民投資者為13 362.21萬，占比99.73%。這與發(fā)達(dá)國家正好相反，在中國的金融市場中，居民投資者占據(jù)了投資者結(jié)構(gòu)中的主體，并且居民投資者數(shù)量在近幾年呈明顯增長趨勢。居民投資者作為家庭投資的行使人，其數(shù)量的持續(xù)增長，表明了中國居民家庭巨大的金融資產(chǎn)消費(fèi)潛力。與此同時(shí)，隨著黨中央對(duì)“房住不炒”定位的確定，國民對(duì)于房價(jià)上升的預(yù)期趨于穩(wěn)定，家庭對(duì)于金融資產(chǎn)投資的熱情日益高漲，其中股票、基金份額均呈增長趨勢，未來家庭金融資產(chǎn)消費(fèi)潛力將逐步釋放。在這樣的背景之下，更進(jìn)一步的探討居民家庭金融資產(chǎn)的影響因素，對(duì)于完善我國金融市場、優(yōu)化居民家庭資產(chǎn)配置、釋放居民金融產(chǎn)品消費(fèi)潛力、促進(jìn)國內(nèi)外雙循環(huán)新發(fā)展格局具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

目前，發(fā)達(dá)國家關(guān)于家庭金融的發(fā)展和研究已經(jīng)較為成熟（Campbell，2006）[2]。研究顯示，家庭金融資產(chǎn)配置與影響家庭收入的不確定性因素和家庭背景風(fēng)險(xiǎn)密不可分（Angerer et al，2009;Cardak et al，2009）[3-4]。從國際視角對(duì)家庭金融資產(chǎn)的配置進(jìn)行比較可以發(fā)現(xiàn)，與歐美國家相比，中國家庭在金融資產(chǎn)配置上也與家庭收入密切相關(guān)（Badarinza et al，2016）[5]。但是，高明和劉玉珍（2013）通過梳理國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)得出，因?yàn)闆]有機(jī)會(huì)接觸金融產(chǎn)品，當(dāng)居民收入處在較低水平時(shí)，可能負(fù)向影響金融資產(chǎn)的配置[6]。通過梳理已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，雖然學(xué)者普遍認(rèn)可的觀點(diǎn)是“家庭收入從總體上是顯著正向地影響著家庭金融資產(chǎn)配置”（尹志超 等，2015）[7]，但是仍有部分學(xué)者認(rèn)為，在某些特殊情況下收入可能對(duì)金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生負(fù)向影響，也可能與金融資產(chǎn)配置無相關(guān)關(guān)系（Palia et al，2014）[8]。已有研究大多僅從線性關(guān)系出發(fā)考察家庭收入對(duì)于家庭金融資產(chǎn)配置的正負(fù)向影響，而忽視了兩者之間是否存在非線性關(guān)系和轉(zhuǎn)折點(diǎn)。當(dāng)下中國家庭儲(chǔ)蓄率仍然高居不下，并且隨著目前我國脫貧攻堅(jiān)任務(wù)的圓滿完成，未來中國的發(fā)展目標(biāo)將是提高中低收入群體的收入水平、縮小居民收入差距、步入中等發(fā)達(dá)國家等。在不久的將來，我國居民收入將達(dá)到中等發(fā)達(dá)國家收入水平，同時(shí)高收入家庭數(shù)量也會(huì)極大的增長，屆時(shí)將有大量家庭的人均收入水平達(dá)到相關(guān)臨界點(diǎn)，那么居民家庭儲(chǔ)蓄率有望降低至歐美等國家水平，且居民家庭巨大的金融產(chǎn)品消費(fèi)潛力也將得到釋放。這樣，本文從非線性關(guān)系出發(fā)研究所得到的臨界點(diǎn)就具有一定的經(jīng)濟(jì)價(jià)值。

根據(jù)以上條件，本文在將家庭資產(chǎn)清晰分割的前提下

將儲(chǔ)蓄資產(chǎn)、風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)及股票資產(chǎn)同時(shí)納入投資組合，將家庭資產(chǎn)組合分為非風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)（定期存款）、風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)及高風(fēng)險(xiǎn)股票資產(chǎn)三類，以此將家庭的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度清晰的分割開，避免了不能體現(xiàn)家庭資產(chǎn)選擇狀況的弊端。，以家庭人均收入為切入點(diǎn)（將家庭人口規(guī)模因素在其中的重要作用考慮進(jìn)來），從非線性角度出發(fā)進(jìn)一步討論家庭人均收入對(duì)家庭資產(chǎn)選擇和配置的影響，嘗試找到在家庭人均收入邊際效應(yīng)作用下所出現(xiàn)的臨界點(diǎn)，以補(bǔ)充和完善家庭金融方面的研究。同時(shí)基于家庭特征異質(zhì)性和地區(qū)異質(zhì)性，補(bǔ)充了家庭人均收入與家庭金融資產(chǎn)配置在年輕→中年→老年年齡段下、專科以下及本科以上受教育程度、不同健康狀況和地區(qū)差異下所存在的差異。在此基礎(chǔ)上，利用2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，為進(jìn)一步完善金融市場、釋放居民金融產(chǎn)品消費(fèi)潛力、促進(jìn)國內(nèi)外雙循環(huán)發(fā)展格局提供政策參考。

二、理論分析與研究假設(shè)1.家庭人均收入與資產(chǎn)配置

關(guān)于家庭人均收入與家庭資產(chǎn)配置的研究，學(xué)者普遍是從線性關(guān)系角度研究家庭收入對(duì)于家庭金融資產(chǎn)配置的影響。部分研究表明，家庭收入的提升對(duì)家庭資產(chǎn)配置有較大的正向效應(yīng)，高收入的家庭更有可能參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場（尹志超 等，2015;Park et al，2019）[7][9]。再將中國與美國等國家進(jìn)行比較，可以發(fā)現(xiàn)，收入前20%的家庭傾向于投資金融資產(chǎn)（Lu et al，2020）[10]。與之相反，部分學(xué)者的研究表明，收入對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的影響不大，但是收入風(fēng)險(xiǎn)的增加會(huì)相應(yīng)地降低風(fēng)險(xiǎn)份額占比（Angerer et al，2009;Palia et al，2014）[3][8]。Hochguertel（2002）提出，當(dāng)家庭對(duì)收入產(chǎn)生擔(dān)憂時(shí)，將具有較強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置會(huì)降低[11]。雖然家庭收入的增加有利于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置，但是考慮到收入風(fēng)險(xiǎn)對(duì)于家庭金融資產(chǎn)配置的作用，收入風(fēng)險(xiǎn)的存在使得家庭對(duì)未來的不確定性產(chǎn)生擔(dān)憂。因此，當(dāng)家庭收入處于較低水平時(shí)，家庭具有較高的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，會(huì)更多地配置定期存款，而減少風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、股票資產(chǎn)的配置;當(dāng)家庭收入處于較高水平時(shí)，家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)降低，從而增加風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、股票資產(chǎn)的配置，而減少定期存款的配置?；诖耍梢酝茢嗉彝ト司杖肟赡艽嬖谝粋€(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)。結(jié)合我國高儲(chǔ)蓄率的國情，提出如下假設(shè)：

H1：家庭人均收入與定期存款占比呈倒U型關(guān)系;與總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比、股票資產(chǎn)占比均呈U型關(guān)系。

2.戶主年齡與資產(chǎn)配置

在家庭金融研究領(lǐng)域，Shume（2006）等人發(fā)現(xiàn)在戶主年齡的差異下，年齡增加對(duì)于家庭股票參與程度起正向作用[12];然而Fagereng（2017）指出，在不同年齡階段年齡并不都正向影響股票參與程度，年輕人對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)及股票資產(chǎn)的參與程度較高，之后隨著退休的到來，逐漸開始減少風(fēng)險(xiǎn)投資[13]。齊明珠和張成功（2019）利用2011年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，年齡對(duì)居民投資風(fēng)險(xiǎn)偏好具有顯著負(fù)向影響，并隨著居民年齡的遞增，其投資風(fēng)險(xiǎn)偏好程度不斷下降[14-15]。結(jié)合生命周期理論：當(dāng)人們處在年輕階段時(shí)，收入較低且往往是入不敷出，但較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)偏好會(huì)驅(qū)使他們“以小博大”，除此之外，家庭組建所帶來的巨大消費(fèi)支出，導(dǎo)致收入提升的同時(shí)，預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)也同樣增加;當(dāng)人們處在中年階段時(shí)，由于自身財(cái)富的積累，使得其風(fēng)險(xiǎn)偏好逐漸增強(qiáng)。但當(dāng)家庭收入達(dá)到頂峰時(shí)，又開始尋求穩(wěn)健、保守的投資組合;當(dāng)人們處在老年階段時(shí)，自身財(cái)富的積累使得他們具備一定的風(fēng)險(xiǎn)偏好，但隨之而來的衰老和健康狀況的惡化、醫(yī)療費(fèi)用支出的增加，使其預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)增強(qiáng)?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)：

H2：在年輕狀況下，家庭人均收入與定期存款呈U型關(guān)系，與總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比、股票資產(chǎn)占比呈倒U型關(guān)系;在中年?duì)顩r下，家庭人均收入與定期存款占比呈U型關(guān)系，與總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比、股票資產(chǎn)占比呈倒U型關(guān)系;在老年?duì)顩r下，家庭人均收入與定期存款占比呈倒U型關(guān)系，與總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比、股票資產(chǎn)占比呈U型關(guān)系。

3.戶主教育水平與資產(chǎn)配置

教育水平直接決定著個(gè)人的金融素養(yǎng)，因此也是影響家庭資產(chǎn)配置的關(guān)鍵性因素。Cooper（2016）基于生命周期模型研究發(fā)現(xiàn)，受教育程度的提升通過影響平均收入水平進(jìn)而影響家庭金融資產(chǎn)選擇[16]，尹志超等（2015）和吳衛(wèi)星等（2015）通過他們的研究指出，受教育程度對(duì)于參與金融市場有著顯著的正向影響[7][17]。然而Haliassos等（1995）研究發(fā)現(xiàn)，教育水平的提升會(huì)減少股票資產(chǎn)的持有[18]。隨著受教育程度的提高，居民的金融素養(yǎng)和收入均得到提升，進(jìn)而對(duì)家庭資產(chǎn)配置產(chǎn)生顯著影響。當(dāng)受教育程度處在較低水平時(shí)，雖然受教育程度提升，但居民的金融素養(yǎng)和收入增幅較少，故不能降低居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，從而定期存款的配置增加，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和股票資產(chǎn)的配置降低;當(dāng)受教育程度處在較高水平時(shí)，隨著受教育程度的提升，居民的金融素養(yǎng)和收入增幅較大，故居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)降低，定期存款的配置減少，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和股票資產(chǎn)的配置增加?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)：

H3：當(dāng)受教育程度較低時(shí)，受教育程度的提升不能有效降低居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī);當(dāng)受教育程度較高時(shí)，受教育程度的提升能有效降低居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。

4.健康狀況與資產(chǎn)配置

健康狀況決定了一個(gè)家庭的資產(chǎn)配置，健康狀況好的時(shí)候比健康狀況差的時(shí)候更有利于增加對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的參與程度（Rosen et al，2004）[19]，而健康沖擊會(huì)將投資從風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)轉(zhuǎn)移到其他金融資產(chǎn)，從而配置更加穩(wěn)健的投資組合（Fan et al，2009）[20]。吳衛(wèi)星等（2020）研究發(fā)現(xiàn)，不同健康狀況對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置具有顯著差異[21]。處在股市或風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場的家庭而言，健康狀況對(duì)股票資產(chǎn)占比或總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比有明顯的正向作用（吳衛(wèi)星 等，2011）[22]。當(dāng)居民的健康狀況惡化時(shí)，導(dǎo)致家庭在醫(yī)療上的支出增加，居民出于對(duì)未來健康狀況的擔(dān)憂，必然導(dǎo)致家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)相應(yīng)地增強(qiáng)，從而使風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、股票資產(chǎn)的配置降低，定期存款的配置增加。因此，提出如下假設(shè)：

H4：健康沖擊使得家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，且更青睞于保守的資產(chǎn)組合。

5.地區(qū)差異與資產(chǎn)配置

在不同地域，居民收入和財(cái)富狀況、文化狀況存在顯著差異。因此，地區(qū)差異和財(cái)富差距均是決定家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比例的關(guān)鍵因素（魏先華 等，2014;陳彥斌，2008）[23-24]。杜朝運(yùn)和詹應(yīng)斌（2019）指出，東部地區(qū)和中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放程度的不同造成這些地區(qū)在文化層面存在明顯差異，進(jìn)而對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置產(chǎn)生了一定影響[25]。地區(qū)差異對(duì)家庭資產(chǎn)的配置有較大影響，其主要通過地區(qū)財(cái)富差異和文化差異決定資產(chǎn)組合結(jié)構(gòu)。由于中西部地區(qū)在財(cái)富水平、文化方面均落后于東部地區(qū)，故東部地區(qū)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)要低于中西部地區(qū)，并且居民家庭更傾向于參與風(fēng)險(xiǎn)市場和股票市場。根據(jù)以上分析，提出如下假設(shè)：

H5：相比于中西部地區(qū)，東部地區(qū)家庭更傾向于配置風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)以及股票資產(chǎn)，且預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)更低。

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)1.模型

本文為估計(jì)家庭人均收入對(duì)家庭資產(chǎn)選擇的影響，模型設(shè)定如下：

其中，模型（1）和模型（2）中被解釋變量asset_ratej表示相關(guān)資產(chǎn)在總金融資產(chǎn)中所占比重，資產(chǎn)占比、定期存款占比和總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比作為被解釋變量。incomei就是所關(guān)注的核心解釋變量，并且在模型中引入incomei的平方項(xiàng)，用以估算家庭人均收入對(duì)于家庭資產(chǎn)選擇的“邊際效用”

家庭人均收入的“邊際效用”指家庭人均收入對(duì)于家庭金融資產(chǎn)配置比重具有遞增或者遞減的影響，用二次項(xiàng)估計(jì)系數(shù)所衡量的邊際效用說明家庭金融資產(chǎn)配置比重對(duì)家庭人均收入的彈性隨著家庭人均收入的增加而遞增或遞減，最終兩者的彈性發(fā)生轉(zhuǎn)向。，同時(shí)計(jì)算出其拐點(diǎn);lnincomei為家庭人均收入的對(duì)數(shù);srbdi代表收入不確定性，在該處將家庭人均收入的對(duì)數(shù)方差與家庭人均收入對(duì)數(shù)的比值作為收入不確定性的代理變量;ui為控制變量，εi為擾動(dòng)項(xiàng)。模型（3）被解釋變量yi表示是否有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，有則為1，沒有則為0;incomei和其平方項(xiàng)為解釋變量，ui為控制變量，εi為擾動(dòng)項(xiàng)。本文考慮到模型中內(nèi)生性問題的存在，通過在模型中加入較多的控制變量，盡可能降低解釋變量的內(nèi)生性問題，不過由于存在異方差問題，對(duì)模型（1）和模型（2）數(shù)據(jù)處理異方差問題后采用Tobit回歸模型，模型（3）采用Probit回歸模型。

2.變量

（1）家庭人均收入。城鄉(xiāng)家庭人均收入的構(gòu)成包括工資性收入、經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入[26]。因此，我們據(jù)此將樣本中這些收入加總為家庭人均收入，作為核心解釋變量。

（2）資產(chǎn)選擇。家庭總資產(chǎn)分為風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和非風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)兩大類，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)包括股票資產(chǎn)和非股票資產(chǎn)，非風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)包括定期存款和其他保值品。本文基于微觀數(shù)據(jù)展開分析，由于不同家庭的金融資產(chǎn)存在較大的差異，因此，選擇股票資產(chǎn)作為風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的代表，定期存款作為非風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的代表。是否有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)代表了居民參與風(fēng)險(xiǎn)市場的概率，本文將有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)賦值為1，反之為0，總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比衡量了投資者對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的參與程度，股票資產(chǎn)占比衡量了投資者對(duì)于高風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的參與程度，而定期存款占比則衡量了投資者預(yù)防性儲(chǔ)蓄的程度，這些變量均用其在總金融資產(chǎn)中所占比重表示。

（3）控制變量。本文選取的控制變量有家庭人口特征變量、家庭特征變量和地區(qū)特征變量

文中關(guān)于性別的定義為0=男性，1=女性;婚姻狀況的定義為0=未婚，1=已婚;文中健康狀況來自中國家庭金融調(diào)查問卷，與同齡人相比，現(xiàn)在的身體狀況如何：1=非常好，2=好，3=一般，4=不好，5=非常不好;文中風(fēng)險(xiǎn)偏好來自調(diào)查問卷，如果您有一筆錢用于投資，您最愿意選擇哪種投資項(xiàng)目：1=高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)的項(xiàng)目，2=略高風(fēng)險(xiǎn)、略高回報(bào)的項(xiàng)目，3=平均風(fēng)險(xiǎn)、平均回報(bào)的項(xiàng)目，4=略低風(fēng)險(xiǎn)、略低回報(bào)的項(xiàng)目，5=不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn);家庭規(guī)模用家庭總?cè)藬?shù)來表示;地區(qū)特征變量用1=東部地區(qū)，2=中部地區(qū)，3=西部地區(qū)來表示。。另外本文還嘗試加入了新的控制變量（金融資產(chǎn)與收入的比率），Roche（2013）通過控制金融財(cái)富與勞動(dòng)力收入比率研究發(fā)現(xiàn)，理性投資者的投資組合只包括少數(shù)資產(chǎn)，而且在投資者年輕時(shí)顯得不夠多元化，隨著投資者年齡的增長，其金融財(cái)富增加，剩余勞動(dòng)收入減少，越來越多的資產(chǎn)被合理地納入投資組合[27]。本文在此基礎(chǔ)上，控制總金融資產(chǎn)與家庭人均收入比率，試做研究。

3.數(shù)據(jù)

本文中使用的數(shù)據(jù)為2017年中國家庭金融追蹤調(diào)查（CHFS）。該樣本收集了家庭人口特征、資產(chǎn)、金融知識(shí)與主觀態(tài)度、家庭成員教育等各方面較為詳細(xì)的信息。在資產(chǎn)部分詳細(xì)訪問了家庭金融資產(chǎn)分類，在收入部分詳細(xì)詢問了家庭各類收入，這樣就為本文研究家提供了非常有利的數(shù)據(jù)支撐。本文在研究過程中，剔除了極端異常值和缺失值，同時(shí)剔除了年齡小于等于18歲和大于等于80歲的樣本。表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果，圖1繪制了樣本家庭人均收入的核密度和正態(tài)分布，表2列出了實(shí)證分析中家庭人均收入拐點(diǎn)位置及其百分比。

四、實(shí)證結(jié)果及分析1.回歸分析

表3第（1）列給出了家庭人均收入對(duì)于股票資產(chǎn)占比的影響，在控制了相關(guān)特征變量后發(fā)現(xiàn)，家庭人均收入的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說明家庭人均收入在一定程度上減少了居民對(duì)于股票資產(chǎn)的配置。但是通過加入家庭人均收入平方項(xiàng)后，我們發(fā)現(xiàn)家庭人均收入對(duì)股票資產(chǎn)占比有正向“邊際效用”，即家庭人均收入與股票資產(chǎn)占比成U型關(guān)系，因此在拐點(diǎn)39.92萬元之前，隨著家庭人均收入的增加，居民對(duì)于股票資產(chǎn)的配置降低;在拐點(diǎn)位置之后，居民對(duì)于股票資產(chǎn)的配置逐漸提升。第（2）列給出了家庭人均收入對(duì)于定期存款占比的影響，家庭人均收入的估計(jì)系數(shù)顯著為正，其平方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說明家庭人均收入在一定程度上提升了居民對(duì)于定期存款的配置。但是由于家庭人均收入的負(fù)向“邊際效用”，即家庭人均收入與股票資產(chǎn)占比成倒U型關(guān)系，因此在拐點(diǎn)35.89萬元之前，隨著家庭人均收入的增加，居民對(duì)于定期存款的配置增加;在拐點(diǎn)之后，居民對(duì)于定期存款的配置逐漸降低。第（3）列給出了家庭人均收入對(duì)于總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的影響，家庭人均收入的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，其平方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明家庭人均收入在一定程度上減少了居民對(duì)于總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置。但是由于家庭人均收入的正向“邊際效用”，即家庭人均收入與總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比成U型關(guān)系，因此在拐點(diǎn)41.36萬元之前，隨著家庭人均收入的增加，居民對(duì)于總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置減少;在拐點(diǎn)之后，居民對(duì)于總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置逐漸提升。第（4）列給出了家庭人均收入對(duì)于是否有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響，家庭人均收入的估計(jì)系數(shù)顯著為正，其平方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，因此在拐點(diǎn)19.68萬元之前，隨著家庭人均收入的增加，居民參與風(fēng)險(xiǎn)市場的概率提升;在拐點(diǎn)之后，居民參與風(fēng)險(xiǎn)市場的概率降低。由此可以得知，當(dāng)下我國居民仍然具有較強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了H1假設(shè)。表4匯報(bào)了家庭人均收入及收入不確定性對(duì)于資產(chǎn)選擇的影響，從第（1）列至第（4）列可以看出，隨著收入不確定性的提升，收入不確定性與總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比、股票資產(chǎn)占比和是否有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)負(fù)相關(guān)、與定期存款占比正相關(guān)。通過表4，可以發(fā)現(xiàn)，由于收入不確定性，人們的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，這更進(jìn)一步地支持了H1假設(shè)。

2.異質(zhì)性分析

（1）家庭人均收入對(duì)資產(chǎn)選擇影響的年齡差異

文中僅利用戶主樣本 在2017年家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)中，相關(guān)調(diào)查問卷里設(shè)定戶主為家庭中經(jīng)濟(jì)來源的主要承擔(dān)者和主事者;同時(shí)國內(nèi)學(xué)者一般都采用戶主的特征變量來研究家庭金融問題，可參考相關(guān)文章。因此，在此年齡、受教育程度兩處的異質(zhì)性分析中，我們僅選取戶主個(gè)體的年齡和受教育程度，來研究其對(duì)于家庭人均收入與家庭金融資產(chǎn)配置的調(diào)節(jié)效應(yīng)，這里我們認(rèn)為戶主在家庭金融資產(chǎn)配置中具有決定或關(guān)鍵作用，這樣來研究其調(diào)節(jié)效應(yīng)將更具有說服力。，參考吳衛(wèi)星等（2007）[28]、王聰?shù)龋?017）[29]和張明珠等（2019）[14-15]的年齡劃分方式以及研究結(jié)論，再結(jié)合生命周期理論對(duì)于投資者家庭年齡的劃分方法，在文中劃分戶主年齡19～40歲為年輕組、41～60歲為中年組、61～79歲為老年組三個(gè)年齡段 此處對(duì)于年齡進(jìn)行分組，參考生命周期理論對(duì)投資者進(jìn)行年齡分組劃分時(shí)是將19～40歲劃分為成長期，41～60歲為成熟期，60歲以后為衰老期。，分別研究這三個(gè)年齡段下人們進(jìn)行資產(chǎn)選擇的差異。通過實(shí)證，驗(yàn)證了H2假設(shè)。

表5第（1）列給出了在年輕年齡段下，家庭人均收入與股票資產(chǎn)占比呈倒U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為30.28萬元;第（2）列給出了家庭人均收入與定期存款占比呈U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為17.84萬元;第（3）列給出了家庭人均收入與總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比呈倒U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為31.90萬元;第（4）列家庭人均收入與是否有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)呈倒U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為27.66萬元。可以得出，在該年齡段下：當(dāng)家庭人均收入處于較低水平時(shí)，隨著人均收入的提升，居民更加偏好風(fēng)險(xiǎn)（即“以小博大”的賭徒心理）;當(dāng)人均收入處在較高水平時(shí)，由于家庭有購置房車、婚姻等巨大的消費(fèi)支出，此時(shí)家庭具有較強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。

表6第（1）列給出了家庭人均收入與股票資產(chǎn)占比呈倒U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為26.92萬元;第（2）列給出了家庭人均收入與定期存款占比呈U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為31.15萬元;第（3）列給出了家庭人均收入與總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比呈倒U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為22.34萬元;第（4）列家庭人均收入與是否有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)呈倒U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為18.05萬元。在該年齡段下：當(dāng)家庭人均收入處于較低水平時(shí)，人均收入的增加使得家庭參與風(fēng)險(xiǎn)市場的概率提升，且也積累了一定的財(cái)富，因此會(huì)更多地配置風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和股票資產(chǎn);當(dāng)家庭人均收入處于較高水平時(shí)，會(huì)尋求保守、穩(wěn)健的投資組合。

表7第（1）列給出了家庭人均收入與股票資產(chǎn)占比呈U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為35.5萬元;第（2）列給出了家庭人均收入與定期存款占比呈倒U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為17.67萬元;第（3）列家庭人均收入與總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比呈U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為31.33萬元;第（4）列給出了家庭人均收入與是否有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)呈倒U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為15.53萬元。William（1992）利用美國普查局的個(gè)人和家庭收入與項(xiàng)目參與調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，人們?cè)?5歲之前會(huì)更加偏好風(fēng)險(xiǎn)，在65歲以后風(fēng)險(xiǎn)偏好下降[30]。在該年齡段下：當(dāng)家庭人均收入處于較低水平時(shí)，有較強(qiáng)地預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī);當(dāng)人均收入處在較高水平時(shí)，家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)降低。

（2）家庭人均收入對(duì)資產(chǎn)選擇影響的教育差異

我們?cè)谀Ｐ椭屑尤爰彝ト司杖肱c受教育程度的交互項(xiàng)，來研究受教育程度的交互影響。在此基礎(chǔ)上，我們?cè)賹⑹芙逃潭葎澐譃閷？萍耙韵潞捅究萍耙陨蟽山M，探討學(xué)歷水平較低和學(xué)歷水平較高情況下的區(qū)別，以此來檢驗(yàn)H3假設(shè)。

在表8，當(dāng)戶主學(xué)歷為?？萍耙韵聲r(shí)，通過加入交互項(xiàng)，可以得知在較低學(xué)歷之下，受教育程度的提升削減了人均收入對(duì)于定期存款占比的負(fù)向影響，同時(shí)削減了人均收入對(duì)于總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比和對(duì)于股票資產(chǎn)占比的正向影響。因此，當(dāng)戶主受教育程度較低時(shí)，受教育程度的提升不能有效降低戶主的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，在降低總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、股票資產(chǎn)配置的同時(shí)，增加了定期存款的配置。

在表9，在本科以上學(xué)歷情況下，通過交互項(xiàng)可以得知，在較高學(xué)歷情況下，受教育程度的提升削減了家庭人均收入對(duì)于定期存款占比的正向影響，也削減了人均收入對(duì)于總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比和股票資產(chǎn)占比的負(fù)向影響。因此，當(dāng)戶主受教育程度較高時(shí)，受教育程度的提升有效地降低了居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，居民會(huì)相應(yīng)削減定期存款的配置，轉(zhuǎn)而增加總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)以及股票資產(chǎn)的配置。

（3）家庭人均收入對(duì)資產(chǎn)選擇影響的健康差異

在此處選取全部家庭成員的健康狀況

在此處異質(zhì)性分析中，我們選用全體家庭成員的健康狀況變量來研究其對(duì)于家庭人均收入與家庭金融資產(chǎn)配置的調(diào)節(jié)效應(yīng)。與戶主在家庭經(jīng)濟(jì)來源中主要承擔(dān)者和主事者不同，家庭其他成員的健康沖擊對(duì)于家庭金融資產(chǎn)配置的影響同樣也很大，若只看戶主的健康狀況存在一定缺陷，因此在此處我們選用全體家庭成員的健康狀況來進(jìn)行研究，將更有說服力。重新定義，假設(shè)0=健康差，1=健康好，并通過在模型中加入家庭人均收入與健康狀況的交互項(xiàng)，探究健康狀況對(duì)于家庭人均收入與家庭資產(chǎn)選擇及配置的調(diào)節(jié)效應(yīng)。如表10可以得出，居民健康狀況的改善削減了家庭人均收入對(duì)定期存款占比的負(fù)向效應(yīng)，以及對(duì)股票資產(chǎn)占比的正向效應(yīng)（由正向效應(yīng)轉(zhuǎn)為負(fù)向效應(yīng)），增強(qiáng)了家庭人均收入對(duì)總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的負(fù)向效應(yīng)。由此可以得知，在經(jīng)歷過健康沖擊之后，人們的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，更傾向保守的投資組合，這與H4假設(shè)一致。

（4）家庭人均收入對(duì)資產(chǎn)選擇影響的地區(qū)差異

在此處重新定義了表示居住地區(qū)的虛擬變量，假設(shè)0=中西部地區(qū)，1=東部地區(qū)，并通過在模型中加入家庭人均收入與居住地區(qū)的交互項(xiàng)，探究居住地區(qū)對(duì)于家庭人均收入與資產(chǎn)選擇及配置的交互影響。如表11可以得出，東部地區(qū)比中西部地區(qū)更傾向于參與風(fēng)險(xiǎn)市場，并且，對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)市場以及股票市場的參與程度要高于中西部地區(qū);說明東部地區(qū)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)遠(yuǎn)低于中西部地區(qū)，H5假設(shè)得到檢驗(yàn)。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證上文所得結(jié)論的穩(wěn)健性，我們進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，將模型（1）中被解釋變量股票資產(chǎn)占比用基金占比來替代，用Logit模型替換模型（2）所用Probit模型進(jìn)行檢驗(yàn)。如表12，穩(wěn)健性檢驗(yàn)與表2呈現(xiàn)的結(jié)果無太大出入。根據(jù)穩(wěn)健性檢驗(yàn)得到的結(jié)果是：隨著家庭人均收入的增加，家庭參與風(fēng)險(xiǎn)市場的概率會(huì)提升。但是由于拐點(diǎn)的存在，在人均收入相對(duì)較低的時(shí)候，家庭定期存款的配置增加，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、基金資產(chǎn)的配置均降低;當(dāng)家庭人均收入處在較高水平時(shí)，居民會(huì)逐漸降低定期存款的配置，增加風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、基金資產(chǎn)的配置，這也證明了當(dāng)下我國居民仍然具有較強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。對(duì)于異質(zhì)性分析同樣進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，與之前所得到的結(jié)果基本吻合。因此，說明上述結(jié)論基本穩(wěn)健和可靠。

五、結(jié)論及啟示

家庭收入在一定程度上影響著家庭的金融資產(chǎn)配置，隨著我國居民收入的不斷增加，家庭參與金融市場的程度得到了一定提升，但是仍然存在一些問題。本文基于2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Tobit和Probit回歸模型實(shí)證檢驗(yàn)了家庭人均收入對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響。研究結(jié)果表明，當(dāng)下我國居民家庭仍然具有較高的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)：當(dāng)家庭人均收入在較低的水平時(shí)，家庭人均收入對(duì)定期存款占比有明顯的促進(jìn)作用，對(duì)總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比和股票資產(chǎn)占比有明顯的抑制作用;當(dāng)家庭人均收入在較高水平時(shí)，家庭人均收入對(duì)定期存款占比有明顯的抑制作用，對(duì)總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比和股票資產(chǎn)占比有明顯的促進(jìn)作用。與此同時(shí)，異質(zhì)性分析顯示：（1）當(dāng)投資者年齡由年輕→中年→老年增長時(shí)，家庭人均收入與定期存款占比之間關(guān)系為U型關(guān)系→U型關(guān)系→倒U型關(guān)系;與總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、股票資產(chǎn)占比之間關(guān)系為倒U型關(guān)系→倒U型關(guān)系→U型關(guān)系。（2）本科以下受教育程度的提升不能有效降低居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，但本科以上受教育程度的提升能有效降低居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。（3）健康沖擊使得家庭具有較強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，從而使家庭更青睞于保守的資產(chǎn)組合。（4）相較于中西部地區(qū)家庭，東部地區(qū)家庭更傾向于配置風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)以及股票資產(chǎn)，且預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)更低。

金融消費(fèi)產(chǎn)品兼具投融資與消費(fèi)兩大屬性，在為實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展源源不斷地注入資金流的同時(shí)，也在一定程度上釋放了居民的儲(chǔ)蓄資產(chǎn)，實(shí)現(xiàn)居民資產(chǎn)保值、增值及促進(jìn)其消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。為高質(zhì)量促進(jìn)中國國內(nèi)外雙循環(huán)新發(fā)展格局，也必須緊緊把握住降低居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)、釋放居民金融產(chǎn)品消費(fèi)潛力這一突破點(diǎn)。因此，一是應(yīng)積極推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，保障居民就業(yè)和加征富人稅，有效提升中低收入群體的收入水平、縮小居民收入差距。二是穩(wěn)定房價(jià)和保障居民住房需求，并且加快推進(jìn)婚俗改革，以此來降低年輕人群的住房、婚姻成本;加快推進(jìn)國家醫(yī)療體制建設(shè)和提升醫(yī)療保障力度，提高養(yǎng)老退休保障力度和覆蓋范圍，保障中老年人群的醫(yī)療和養(yǎng)老需求;加大居民投資者的金融知識(shí)普及教育，引導(dǎo)年輕群體和老年群體投資者樹立理性的投資策略，提高中年群體的理財(cái)意識(shí)和風(fēng)險(xiǎn)防范意識(shí)。三是繼續(xù)深化推進(jìn)本科教育覆蓋率，且適當(dāng)普及學(xué)生群體的金融素質(zhì)教育。四是關(guān)注地區(qū)差異性問題，加快中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)承轉(zhuǎn)、升級(jí)，加快補(bǔ)足經(jīng)濟(jì)發(fā)展的短板，穩(wěn)步提升中西部地區(qū)居民的家庭收入。

本文在一定程度上補(bǔ)充了國內(nèi)在家庭金融方面的研究，但仍然存在著不足，例如沒有研究在不同年齡階段下其他因素對(duì)資產(chǎn)配置的影響，同時(shí)缺乏對(duì)于個(gè)人特征以及家庭特征對(duì)資產(chǎn)配置更深一步的探討，也沒有考慮宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響。由于使用的樣本為截面數(shù)據(jù)，缺乏連續(xù)時(shí)間狀態(tài)下家庭收入對(duì)資產(chǎn)配置影響的研究。所以，關(guān)于家庭金融方面的研究，后續(xù)仍然有更多的空間可以挖掘和補(bǔ)充。

參考文獻(xiàn)：

[1] 經(jīng)濟(jì)日?qǐng)?bào)社中國經(jīng)濟(jì)趨勢研究院家庭財(cái)富調(diào)研組.房產(chǎn)占比居高不下 投資預(yù)期有待轉(zhuǎn)變[N].經(jīng)濟(jì)日?qǐng)?bào)，2019-10-30（015）.

[2] CAMPBELL J Y. Household finance[J].Journal of Finance，2006，61（4）：1553-1604.

[3] ANGERER X. Lam P-S. Income risk and portfolio choice：An empirical study[J].Journal of Finance，2009，64（2）：1037-1055.

[4] CARDAK B A，WILKINS R. The determinants of household risky asset holdings：Australian evidence on background risk and other factors[J].Journal of Banking & Finance，2009，33（5）：850-860.

[5] BADARINZA C，CAMPBELL J Y，RAMADORAI T. International comparative household finance[J]Annual Review of Economics，2016，8：111-144.

[6] 高明，劉玉珍.跨國家庭金融比較：理論與政策意涵[J].經(jīng)濟(jì)研究，2013（2）：134-149.

[7] 尹志超，吳雨，甘犁.金融可得性、金融市場參與和家庭資產(chǎn)選擇[J].經(jīng)濟(jì)研究，2015（3）：87-99.

[8] PALIA D，QI Y，WY Y. Heterogeneous background risks and portfolio choice：Evidence from micro-level data[J].Journal of Money，Credit and Banking，2014，8（46）： 1687-1720.

[9] PARK J S，SUH D. Uncertainty and household portfolio choice：Evidence from South Korea[J].Economics Letters，2019，180：21-24.

[10]LU X，GUO J，GAN L. International comparison of household asset allocation：Micro-evidence from cross-country comparisons[J].Emerging Markets Review，2020，43.

[11]HOCHGUERTEL S. Precautionary motives and portfolio decisions[J].Journal of Applied Econometrics，2002，18（1）：61-77.

[12]SHUME P，F(xiàn)AIG M. What explains household stock holdings？[J].Journal of Banking and Finance，2006，30（9）：2579-2597.

[13]FAGENG A，GOTTLIEB C，GUISO L. Asset market participation and portfolio choice over the life-cycle[J].Journal of Finance，2017，72（2）：705-750.

[14]齊明珠，張成功.老齡化背景下年齡對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2019（1）：54-66.

[15]齊明珠，張成功.人口老齡化對(duì)居民家庭投資風(fēng)險(xiǎn)偏好的影響[J].人口研究，2019，43（1）：78-90.

[16] COOPER R，ZHU G. Household finance over the life-cycle：What does education contribute？[J].Review of Economic Dynamics，2016，20：63-89.

[17]吳衛(wèi)星，丘艷春，張琳琬.中國居民家庭投資組合有效性：基于夏普率的研究[J].世界經(jīng)濟(jì)，2015（1）：154-172.

[18]HALIASSOS M，BERTAUT C. Why do so few hold stocks？[J].Economic Journal，1995，105（432）：1110-1129.

[19]ROSEN H S，WU S. Portfolio choice and health status[J].Journal of Economics，2004，72（3）：457-484.

[20] FAN E，ZHAO R. Health status and portfolio choice：Causality or heterogeneity？[J].Journal of Banking & Finance，2009，33（6）：1079-1088.

[21]吳衛(wèi)星，沈濤，李鯤鵬，劉語.健康、異質(zhì)性家庭投資者與資產(chǎn)配置[J].管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2020（1）：1-14.

[22]吳衛(wèi)星，榮蘋果，徐芊.健康與家庭資產(chǎn)選擇[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011（S1）：43-54.

[23]魏先華，張?jiān)狡G，吳衛(wèi)星，肖帥.我國居民家庭金融資產(chǎn)配置影響因素研究[J].管理評(píng)論，2014（7）：20-28.

[24]陳彥斌.中國城鄉(xiāng)財(cái)富分布的比較分析[J].金融研究，2008（12）：87-100.

[25]杜朝運(yùn)，詹應(yīng)斌.儒家文化與家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置：基于CGSS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].吉林大學(xué)社會(huì)科學(xué)學(xué)報(bào)，2019（6）：95-106+221.

[26]許憲春.準(zhǔn)確理解中國的收入、消費(fèi)和投資[J].中國社會(huì)科學(xué)，2013（2）：4-24+204.

[27]ROCHE H，TOMPAIDIS S，YANG C. Why does junior put all his eggs in one basket？ A potential rational explanation for holding concentrated portfolio[J].Journal of Financial Economics，2013，109（3）：775-796.

[28]吳衛(wèi)星，齊天翔.流動(dòng)性、生命周期與投資組合相異性——中國投資者行為調(diào)查實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007（2）：97-110.

[29]王聰，姚磊，柴時(shí)軍.年齡結(jié)構(gòu)對(duì)家庭資產(chǎn)配置的影響及其區(qū)域差異[J].國際金融研究，2017（02）：76-86.

[30]RILEY W，CHOW K. Asset allocation and individual risk aversion[J].Financial Analysts Journal，1992（6）：32-37.

（編輯：劉仁芳）