家庭財(cái)務(wù)彈性、金融資產(chǎn)信念與中國家庭資產(chǎn)配置“低分散化”之謎
——基于CHFS的微觀實(shí)證

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105)

一、引言

家庭資產(chǎn)配置是家庭金融研究的重要命題[1]。經(jīng)典投資組合理論認(rèn)為理性人應(yīng)主動(dòng)參與投資，依據(jù)資產(chǎn)收益以及自身風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力制定投資決策，借助分散化策略降低資產(chǎn)組合風(fēng)險(xiǎn)[2-3]。然而大量研究發(fā)現(xiàn)，澳大利亞、英國等發(fā)達(dá)國家的家庭總資產(chǎn)中住房資產(chǎn)占比較大，而且家庭對(duì)住房資產(chǎn)的偏好越來越甚于金融資產(chǎn)，并且這種家庭資產(chǎn)配置分散化不足的現(xiàn)象在發(fā)達(dá)國家普遍存在[4-5],這一現(xiàn)象被稱為資產(chǎn)配置低分散化之謎。相較于發(fā)達(dá)國家，中國家庭的資產(chǎn)配置更集中于住房資產(chǎn)，資產(chǎn)配置低分散化現(xiàn)象更為明顯。據(jù)西南財(cái)經(jīng)大學(xué)相關(guān)報(bào)告顯示(1)《2018年中國城市家庭財(cái)富健康報(bào)告》和《2018年中國家庭金融調(diào)查報(bào)告》。，中國家庭住房資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例高達(dá)77.7%，而風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)占比僅2.36%。家庭住房資產(chǎn)在總資產(chǎn)中占比過高不僅會(huì)導(dǎo)致家庭資產(chǎn)流動(dòng)性降低，而且會(huì)導(dǎo)致家庭對(duì)房地產(chǎn)市場波動(dòng)的敏感性提高，從而降低家庭風(fēng)險(xiǎn)抵御能力。因此，在中國家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)失衡的背景下，理解中國家庭資產(chǎn)配置低分散化的原因，有助于促進(jìn)家庭資產(chǎn)的合理配置和家庭福利水平的提升。

已有文獻(xiàn)從不同角度剖析了家庭資產(chǎn)配置低分散化的原因。一支文獻(xiàn)從反映家庭經(jīng)濟(jì)特征的絕對(duì)指標(biāo)角度解釋家庭資產(chǎn)配置行為。Peress(2004)[6]采用家庭總資產(chǎn)指標(biāo)發(fā)現(xiàn)，隨著資產(chǎn)規(guī)模的增大，家庭的風(fēng)險(xiǎn)偏好水平和支付成本能力都會(huì)提升，進(jìn)而提高其參與金融市場投資的廣度和深度。Cherry等(2010)[7]使用家庭住房資產(chǎn)指標(biāo)，驗(yàn)證了家庭住房資產(chǎn)與家庭資產(chǎn)配置分散化程度的負(fù)向關(guān)系。周弘(2015)[8]使用家庭總收入指標(biāo)，通過實(shí)證發(fā)現(xiàn)家庭收入正向影響家庭的股市參與，即家庭收入越高，其資產(chǎn)配置越具多元化。這些絕對(duì)指標(biāo)雖然能夠粗略地反映出家庭經(jīng)濟(jì)變量之間的簡單關(guān)系，但割裂了各個(gè)變量之間的內(nèi)在聯(lián)系，造成對(duì)結(jié)果的解釋力不足。為了彌補(bǔ)絕對(duì)指標(biāo)的不足，另一支文獻(xiàn)嘗試使用相對(duì)指標(biāo)分析家庭資產(chǎn)配置低分散化現(xiàn)象。Wei和Zhang(2011)[9]采用性別比指標(biāo)探討家庭性別結(jié)構(gòu)對(duì)家庭資產(chǎn)配置行為的影響，發(fā)現(xiàn)性別失衡通過婚姻市場中男女雙方受到的婚姻擠壓來影響家庭的資產(chǎn)選擇。王聰?shù)?2017)[10]驗(yàn)證了老年撫養(yǎng)比通過影響家庭儲(chǔ)蓄、金融工具選擇以及房地產(chǎn)投資，進(jìn)而影響家庭的資產(chǎn)配置分散化程度。然而，單一的相對(duì)指標(biāo)并未考慮指標(biāo)間共同作用產(chǎn)生的效應(yīng)，缺乏綜合性和全面性。

近年來，家庭財(cái)務(wù)彈性這一復(fù)合相對(duì)指標(biāo)受到了學(xué)者們的關(guān)注。家庭財(cái)務(wù)彈性衡量的是家庭應(yīng)對(duì)收入沖擊或從財(cái)務(wù)困境時(shí)期迅速恢復(fù)的能力，綜合現(xiàn)金彈性和杠桿彈性兩個(gè)相對(duì)指標(biāo)全面反映家庭的經(jīng)濟(jì)特征，能夠較好地彌補(bǔ)絕對(duì)指標(biāo)和單一相對(duì)指標(biāo)的不足。Salignac等(2019)[11]提出家庭財(cái)務(wù)彈性的定義和衡量方法，推動(dòng)了家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭經(jīng)濟(jì)行為決策關(guān)系的研究。Swamy(2019)[12]基于2010—2015年印度卡納塔克邦的家庭微觀數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)金融包容性可以提高貧困家庭的財(cái)務(wù)彈性，從而促進(jìn)貧困家庭消費(fèi)，尤其是食品消費(fèi)。McKnight和Rucci(2020)[13]提出家庭財(cái)務(wù)彈性指標(biāo)的新衡量方法，還比較了樣本國家的家庭財(cái)務(wù)彈性特征，并指出家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力以及家庭的決策行為，例如消費(fèi)決策、教育決策、借貸決策等等，都與家庭財(cái)務(wù)彈性密切相關(guān)。然而，鮮有研究探討家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭資產(chǎn)配置這一重要經(jīng)濟(jì)決策的關(guān)系，這或許將會(huì)為探究家庭資產(chǎn)配置低分散化現(xiàn)象提供一個(gè)全新視角。

除了從家庭經(jīng)濟(jì)特征角度對(duì)家庭資產(chǎn)配置行為進(jìn)行研究以外，還有學(xué)者從戶主的心理因素角度探討家庭的資產(chǎn)配置決策，發(fā)現(xiàn)戶主認(rèn)知能力對(duì)家庭參與正規(guī)金融市場和持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比有顯著的正向影響[14-15]。而戶主的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度會(huì)抑制家庭金融市場參與和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資[16]，陳剛(2019)[17]發(fā)現(xiàn)戶主的風(fēng)險(xiǎn)偏好顯著提高了家庭投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的概率和金額。除上述因素之外，投資者的資產(chǎn)選擇行為還與其對(duì)金融資產(chǎn)的信念密切相關(guān)[18-19]。由于戶主金融資產(chǎn)信念存在異質(zhì)性并且持續(xù)變化，導(dǎo)致每個(gè)家庭的投資組合也不盡相同[20]。所以，從行為金融角度分析家庭資產(chǎn)配置決策，可以在一定程度上解釋傳統(tǒng)投資組合理論無法解釋的異象。但上述研究僅關(guān)注個(gè)體心理因素，卻忽略了家庭經(jīng)濟(jì)特征等客觀因素對(duì)家庭資產(chǎn)配置決策的影響。因此，本文從家庭財(cái)務(wù)彈性角度解釋家庭資產(chǎn)配置低分散化現(xiàn)象的同時(shí)，考慮戶主金融資產(chǎn)信念這一特征在該作用機(jī)制中所扮演的調(diào)節(jié)作用。

本文在對(duì)家庭財(cái)務(wù)彈性進(jìn)行測度的基礎(chǔ)之上，使用CHFS2017家庭微觀數(shù)據(jù)，通過Probit和IV Probit回歸模型，著重考察家庭財(cái)務(wù)彈性對(duì)家庭資產(chǎn)配置分散化程度的影響，并進(jìn)一步識(shí)別出異質(zhì)性金融資產(chǎn)信念的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)，家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭資產(chǎn)配置分散化程度密切相關(guān)。隨著家庭財(cái)務(wù)彈性的增加，家庭資產(chǎn)配置分散化程度增加，且戶主的金融資產(chǎn)信念促進(jìn)兩者的正向關(guān)系；當(dāng)家庭財(cái)務(wù)彈性過高時(shí)，隨著家庭財(cái)務(wù)彈性的增加，家庭資產(chǎn)配置分散化程度降低，戶主的金融資產(chǎn)信念抑制兩者的負(fù)向關(guān)系。本文的創(chuàng)新點(diǎn)在于：第一，與已有文獻(xiàn)不同，本文從家庭財(cái)務(wù)彈性視角出發(fā)，考察家庭財(cái)務(wù)彈性對(duì)家庭資產(chǎn)配置分散化程度的影響，并驗(yàn)證了戶主金融資產(chǎn)信念在其中的調(diào)節(jié)作用，在一定程度上為探究家庭資產(chǎn)配置低分散化之謎提供了較為新穎的解釋。第二，與使用資產(chǎn)配置的種類或比重指標(biāo)衡量家庭資產(chǎn)配置分散化程度的方法不同，本文綜合考慮家庭資產(chǎn)配置的種類和比重，構(gòu)建家庭資產(chǎn)配置分散化程度指標(biāo)，更準(zhǔn)確地衡量家庭資產(chǎn)配置分散化程度的真實(shí)狀況，具有一定的方法論價(jià)值。

二、理論分析與研究假設(shè)

財(cái)務(wù)彈性指標(biāo)是衡量企業(yè)財(cái)務(wù)狀況的一種綜合指標(biāo)，反映企業(yè)陷入財(cái)務(wù)困境時(shí)以低成本獲取或者重構(gòu)財(cái)務(wù)的能力，它通過影響企業(yè)融資約束的大小進(jìn)而影響企業(yè)從外部獲取貸款的資金來源與資金成本。近年來，家庭部門經(jīng)歷了住房資產(chǎn)和金融資產(chǎn)的增長分化以及住房抵押貸款的快速增長過程，使得家庭流動(dòng)性資產(chǎn)比重降低與家庭財(cái)務(wù)杠桿驟增，導(dǎo)致家庭應(yīng)對(duì)逆向沖擊的能力明顯下降。為了衡量家庭應(yīng)對(duì)收入沖擊或從財(cái)務(wù)困境時(shí)期迅速恢復(fù)的能力，學(xué)者們將家庭資產(chǎn)負(fù)債表類比于企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債表，把財(cái)務(wù)彈性概念引入到家庭部門，且這一研究視角逐漸引發(fā)學(xué)者們的關(guān)注。吳衛(wèi)星等(2018)[21]結(jié)合家庭資產(chǎn)和負(fù)債兩方面對(duì)家庭金融行為進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)家庭杠桿彈性會(huì)加劇家庭凈資產(chǎn)收益率之間的差異。李波和朱太輝(2020)[22]基于2014年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，隨著家庭杠桿彈性的上升，家庭金融脆弱性增加。

根據(jù)融資優(yōu)序理論[23]，當(dāng)考慮市場摩擦?xí)r，具備足夠財(cái)務(wù)彈性的企業(yè)會(huì)優(yōu)先使用自有資金進(jìn)行投資，自有資金無法滿足投資需要時(shí)，則選擇從外部貸款獲取資金。與此相似，家庭財(cái)務(wù)彈性對(duì)家庭資產(chǎn)配置行為也具有較高的解釋力。第一，低財(cái)務(wù)彈性的家庭由于高借貸約束面臨更高的投資成本和風(fēng)險(xiǎn)，基于家庭長期效用最大化目標(biāo)，這些家庭將會(huì)減少投資需求，提高家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄，家庭資產(chǎn)配置相對(duì)集中[24]。第二，根據(jù)家庭財(cái)務(wù)彈性的計(jì)算方法可知，財(cái)務(wù)彈性過高的家庭呈現(xiàn)高現(xiàn)金彈性、低杠桿彈性的特征。然而，高儲(chǔ)蓄率引起的高現(xiàn)金彈性會(huì)擠占家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資[25]，低杠桿彈性反映出的家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡態(tài)度也會(huì)降低家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資，使家庭資產(chǎn)配置分散化程度下降。因此，隨著家庭財(cái)務(wù)彈性的增加，家庭資產(chǎn)配置分散化程度增加，但是當(dāng)家庭財(cái)務(wù)彈性較高時(shí)，家庭資產(chǎn)配置分散化程度反而降低。基于此，本文提出假設(shè)1。

H1家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭資產(chǎn)配置行為密切相關(guān)。在不完全金融市場中，隨著家庭財(cái)務(wù)彈性的增加，家庭資產(chǎn)配置分散化程度先增加后降低。

傳統(tǒng)投資組合理論的基本假設(shè)之一是完全理性人假說，但僅從“完全理性人”角度分析個(gè)體的資產(chǎn)配置行為，忽略個(gè)體認(rèn)知偏差和心理特征是有失偏頗的，難以準(zhǔn)確解釋個(gè)體經(jīng)濟(jì)決策和行為的差異。行為金融理論以心理學(xué)對(duì)人類決策心理的研究成果為依據(jù)，以人們的決策心理為出發(fā)點(diǎn)來討論投資者的投資決策，突破傳統(tǒng)金融理論中理性人假設(shè)，能夠更好地解釋傳統(tǒng)投資組合理論難以解釋的資產(chǎn)配置低分散化現(xiàn)象。根據(jù)“行為金融理論”[26-27]，在不確定性條件下，認(rèn)知過程、情緒過程等心理因素會(huì)影響投資者的判斷和決策。例如，個(gè)體認(rèn)知能力對(duì)其參與金融市場風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資有顯著正向影響[14]，風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度低的家庭參與金融市場的可能性更大且風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比例更高[16]。大量實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，戶主的心理因素在家庭經(jīng)濟(jì)特征變量對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)行為的影響過程中發(fā)揮了重要調(diào)節(jié)作用。伍再華等(2017)[28]基于CHFS2013數(shù)據(jù)，通過Probit和Tobit模型，實(shí)證檢驗(yàn)了金融素養(yǎng)水平的提高會(huì)緩解借貸約束對(duì)家庭股市參與的抑制作用。姚玲珍和張雅淋(2020)[29]基于CHFS數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了金融素養(yǎng)在家庭債務(wù)影響消費(fèi)的過程中起到的調(diào)節(jié)作用，在一定程度上有效緩解了債務(wù)對(duì)消費(fèi)的刺激作用。因此，戶主的金融資產(chǎn)信念作為家庭經(jīng)濟(jì)決策過程中重要的心理因素，在家庭財(cái)務(wù)彈性影響家庭資產(chǎn)配置分散化程度的過程中可能也發(fā)揮了重要的調(diào)節(jié)作用。

已有研究表明，投資者產(chǎn)生異質(zhì)性信念的動(dòng)因包括信息不完全和認(rèn)知偏差[30]。一方面，投資者接收金融市場信息的主動(dòng)性和對(duì)金融市場信息的敏感性會(huì)影響其獲得信息的數(shù)量和質(zhì)量，從而形成不同的金融資產(chǎn)信念，進(jìn)而產(chǎn)生異質(zhì)性投資行為。一般而言，那些能夠通過多樣化渠道以及低成本獲取金融市場信息和知識(shí)的投資者，在金融市場中的參與度更廣且更深[31]。另一方面，投資者的認(rèn)知偏差是投資行為存在異質(zhì)性的重要原因。認(rèn)知能力較強(qiáng)的個(gè)體可以有效地降低收集與處理信息的成本，具有高認(rèn)知能力的個(gè)體持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的可能性更大[32]。戶主從金融市場獲取信息的能力以及認(rèn)知能力的不同導(dǎo)致戶主金融資產(chǎn)信念的異質(zhì)性，進(jìn)而造成經(jīng)濟(jì)特征水平相當(dāng)?shù)募彝コ尸F(xiàn)出資產(chǎn)配置異質(zhì)性的特征。當(dāng)家庭財(cái)務(wù)彈性相同時(shí)，戶主的金融資產(chǎn)信念越強(qiáng)，越能夠及時(shí)準(zhǔn)確地獲取金融市場信息并據(jù)此做出合理的金融資產(chǎn)配置決策，進(jìn)而提高家庭資產(chǎn)配置分散化程度。因此，當(dāng)家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭資產(chǎn)配置分散化程度正相關(guān)時(shí)，戶主的金融資產(chǎn)信念會(huì)強(qiáng)化兩者的正向關(guān)系；當(dāng)家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭資產(chǎn)配置分散化程度負(fù)相關(guān)時(shí)，戶主的金融資產(chǎn)信念則會(huì)弱化兩者的負(fù)向關(guān)系?；诖?，本文提出假設(shè)2。

H2戶主金融資產(chǎn)信念對(duì)家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭資產(chǎn)配置分散化程度的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。在有效金融市場中，家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭資產(chǎn)配置分散化程度正相關(guān)時(shí)，戶主金融資產(chǎn)信念會(huì)促進(jìn)兩者的關(guān)系；家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭資產(chǎn)配置分散化程度負(fù)相關(guān)時(shí)，戶主金融資產(chǎn)信念會(huì)抑制兩者的關(guān)系。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選擇與描述性統(tǒng)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于西南財(cái)經(jīng)大學(xué)家庭金融研究與調(diào)查中心開展的中國家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，簡稱CHFS)。自2011年起，該中心每兩年開展一次全國范圍的家庭金融調(diào)查，是中國目前規(guī)模最大且持續(xù)的家庭金融調(diào)查，為研究中國家庭金融問題提供了高質(zhì)量的微觀數(shù)據(jù)。相較于其他家庭金融數(shù)據(jù)庫，CHFS詳細(xì)統(tǒng)計(jì)了家庭的資產(chǎn)和負(fù)債情況，家庭住房資產(chǎn)市值、車輛市值以及家庭在存款、股票、債券、基金、保險(xiǎn)、理財(cái)產(chǎn)品六種金融資產(chǎn)上的配額，這為本文計(jì)算家庭財(cái)務(wù)彈性指標(biāo)和家庭資產(chǎn)配置分散化程度指標(biāo)提供了有力的數(shù)據(jù)支持。相較于CHFS2011、2013、2015年的數(shù)據(jù)，CHFS2017年的數(shù)據(jù)增加了對(duì)家庭戶主金融知識(shí)與主觀態(tài)度的調(diào)查，涵蓋了本文研究所需的家庭戶主金融資產(chǎn)信念的信息。因此，本文選用CHFS2017年數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，其涵蓋了全國29個(gè)省的40 011戶家庭、127 000個(gè)個(gè)體。調(diào)查信息包含人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、資產(chǎn)與負(fù)債、保險(xiǎn)與保障、支出與收入、金融知識(shí)與主觀態(tài)度五個(gè)部分。

為提高研究結(jié)論的可信性，本文對(duì)樣本做了以下預(yù)處理：第一，剔除戶主年齡、婚姻狀況、健康狀況、受教育程度、工作性質(zhì)五個(gè)控制變量中存在缺失或無效值的樣本，以確保樣本完整性和連續(xù)性。家庭層面數(shù)據(jù)經(jīng)過以上剔除后得到21 109個(gè)樣本，個(gè)體層面的數(shù)據(jù)先篩選出戶主后再剔除缺失值得到12 939個(gè)樣本。第二，在excel中將家庭層面的數(shù)據(jù)和戶主個(gè)體層面數(shù)據(jù)按照家庭編碼進(jìn)行匹配，獲得7 893個(gè)家庭樣本。第三，對(duì)家庭總資產(chǎn)、總負(fù)債以及總收入等經(jīng)濟(jì)指標(biāo)進(jìn)行5%的縮尾處理以減少因樣本異常值所造成的偏誤。經(jīng)過以上數(shù)據(jù)預(yù)處理，最終獲得7 893個(gè)有效樣本進(jìn)行具體實(shí)證分析。

(二)變量選擇

1.家庭財(cái)務(wù)彈性

財(cái)務(wù)彈性的衡量方法有單指標(biāo)判斷法、多指標(biāo)結(jié)合法和綜合指數(shù)構(gòu)建法。上述指標(biāo)各有利弊：單一指標(biāo)容易導(dǎo)致誤判；綜合指數(shù)構(gòu)建法的準(zhǔn)確性較高，但其指標(biāo)權(quán)重的確定比較復(fù)雜且不具有權(quán)威性；多指標(biāo)結(jié)合法從現(xiàn)金彈性和杠桿彈性兩個(gè)方面衡量財(cái)務(wù)彈性，可靠性大大提高。因此，借鑒McKnight和Rucci(2020)[13]的方法，采用多指標(biāo)結(jié)合法，從現(xiàn)金彈性(Cash-Flexibility，CF)和杠桿彈性(Leverage-Flexibility，LF)兩個(gè)維度衡量家庭財(cái)務(wù)彈性。其中，現(xiàn)金彈性是家庭財(cái)務(wù)彈性的首要來源，衡量的是家庭能立馬滿足其自身財(cái)務(wù)需求的資金能力。本文采用現(xiàn)金持有(Cash-Holding，CH)和現(xiàn)金產(chǎn)出能力(Cash-Production-Capacity，CPC)兩個(gè)指標(biāo)來衡量家庭的現(xiàn)金彈性。CH衡量的是家庭持有現(xiàn)金的情況，計(jì)算公式是CH=(現(xiàn)金+活期存款)/總資產(chǎn)(2)家庭總資產(chǎn)包括非金融資產(chǎn)和金融資產(chǎn)。非金融資產(chǎn)包括農(nóng)業(yè)經(jīng)營資產(chǎn)、工商業(yè)經(jīng)營資產(chǎn)、土地資產(chǎn)、房產(chǎn)、車輛資產(chǎn)、其他非金融資產(chǎn)。金融資產(chǎn)包括社保賬戶余額、現(xiàn)金、存款、股票、基金、債券、衍生品、理財(cái)、外幣資產(chǎn)、黃金、其他金融資產(chǎn)和借出款。；CPC衡量的是家庭造血能力，計(jì)算公式是CPC=總收入(3)家庭總收入包括工資性收入、農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入、工商業(yè)經(jīng)營收入、轉(zhuǎn)移性收入和投資性收入。/總資產(chǎn)。第二個(gè)維度是杠桿彈性，衡量的是家庭未使用舉債能力，即一旦家庭面臨資金短缺時(shí)，可以通過舉債來滿足其財(cái)務(wù)需求的能力。本文采用資產(chǎn)負(fù)債率(Debt-to-Asset Ratio，DAR)和月償債收入比(Debt-Service-Income Ratio，DSI)來衡量杠桿彈性。DAR衡量的是家庭負(fù)債情況，計(jì)算公式是DAR=總負(fù)債(4)家庭總負(fù)債包括農(nóng)業(yè)負(fù)債、工商業(yè)負(fù)債、房產(chǎn)負(fù)債、車輛負(fù)債、其他非金融資產(chǎn)負(fù)債、股票負(fù)債、其他金融資產(chǎn)負(fù)債、教育負(fù)債、醫(yī)療負(fù)債和其他負(fù)債。/總資產(chǎn)；DSI衡量的是家庭現(xiàn)有債務(wù)對(duì)家庭正常生活的壓力，計(jì)算公式是DSI=每月償還債務(wù)(5)每月償還債務(wù)包括每月房貸和每月信用款還款額。/月收入。以上四個(gè)指標(biāo)加權(quán)平均得到家庭財(cái)務(wù)彈性指標(biāo)(Household-Financial-Flexibility，HFF)，計(jì)算公式是HFF=(CF-LF)/2=(CH+CPC-DAR-DSI)/4，即HFF值越大，家庭財(cái)務(wù)彈性越大。

2.家庭資產(chǎn)配置分散化程度

僅用家庭資產(chǎn)配置的種類[33]或資產(chǎn)配置的金額比重[24]，無法全面且準(zhǔn)確地衡量家庭資產(chǎn)配置分散化程度的真實(shí)狀況。本文創(chuàng)新性地綜合家庭資產(chǎn)配置的種類和比重指標(biāo)，構(gòu)建資產(chǎn)配置分散化程度指標(biāo)(Degree-of-Diversification of asset-allocation，DOD)來衡量家庭資產(chǎn)配置分散化情況，以避免掉入“偽分散化陷阱”(6)家庭在五種風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上都進(jìn)行了投資，但是投資的金額占家庭總資產(chǎn)金額的比重極低，這樣的資產(chǎn)投資組合并不能起到為家庭分散風(fēng)險(xiǎn)的作用，本文稱之為“偽分散化陷阱”。。DOD的計(jì)算公式是DOD=1*Dum_Type*Dum_Cr3。其中，Dum_Type表示家庭資產(chǎn)配置種類的虛擬變量，Type大于等于4(7)根據(jù)耶魯理論，家庭投資三種以上的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)才能實(shí)現(xiàn)系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的分散。則Dum_Type=1，否則等于0；Dum_Cr3表示家庭資產(chǎn)配置比重的虛擬變量，前三種資產(chǎn)配置比重之和Cr3小于90%(8)根據(jù)最優(yōu)資產(chǎn)組合理論，計(jì)算得到最優(yōu)資產(chǎn)組合中金融性風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比大約為10%。則Dum_Cr3=1，否則等于0。DOD取值為0和1，分別表示家庭資產(chǎn)配置集中和家庭資產(chǎn)配置分散。

3.異質(zhì)性金融資產(chǎn)信念

信念的測度方法包括自我報(bào)告法和外推法。相較于外推法，自我報(bào)告方法能更準(zhǔn)確地捕捉微觀主體的真實(shí)感知，且2017年CHFS數(shù)據(jù)庫中金融市場與主觀態(tài)度的問項(xiàng)能夠準(zhǔn)確測量戶主的金融資產(chǎn)信念，所以采用自我報(bào)告法衡量戶主的金融資產(chǎn)信念?；谝庖姺制缋碚揫30]，本文從投資者獲取金融市場信息的能力和認(rèn)知能力兩個(gè)角度衡量戶主的金融資產(chǎn)信念，并選用2017年CHFS數(shù)據(jù)庫中問項(xiàng)h3101、h3110、h3115和問項(xiàng)h3104、h3108、h3109分別衡量戶主獲取金融市場信息的能力和認(rèn)知能力，具體情況見表1。

戶主獲取金融市場信息的能力W1用h3101、h3110和h3115三個(gè)問項(xiàng)分?jǐn)?shù)的加總來衡量，若加總分?jǐn)?shù)小于7分，則說明戶主獲取信息的能力強(qiáng)，W1=1；若加總分?jǐn)?shù)大于等于7分，則說明戶主獲取信息的能力弱，W1=0。戶主的認(rèn)知能力W2用h3104、h3108和h3109三個(gè)問項(xiàng)分?jǐn)?shù)的加總來衡量，若加總分?jǐn)?shù)小于9分，則說明戶主的認(rèn)知能力強(qiáng)，W2=1；若加總分?jǐn)?shù)大于等于9分，則說明戶主的認(rèn)知能力弱，W2=0。問項(xiàng)分值越小，說明戶主獲取信息的能力越強(qiáng)、認(rèn)知能力越強(qiáng)。

表1 戶主金融資產(chǎn)信念的問項(xiàng)及測度

4.控制變量

借鑒已有文獻(xiàn)的做法[21，25]，選取會(huì)影響家庭資產(chǎn)配置決策的戶主個(gè)體特征變量作為控制變量，包括戶主的年齡(Age)、性別(Gender)、受教育程度(Edu)、婚姻狀況(Marry)、健康狀況(Health)、工作性質(zhì)(Job)。這些變量在一定程度上會(huì)影響家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的可能性。相較于青年人，老年人更傾向于儲(chǔ)蓄和房地產(chǎn)投資；相比較女性戶主，男性戶主的家庭更傾向于風(fēng)險(xiǎn)投資；受過高等教育的戶主更可能進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資，增加風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資比重；戶主婚姻狀況好、身體狀況佳、工作穩(wěn)定的家庭，良好的未來預(yù)期會(huì)加大家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的概率。

(三)描述性統(tǒng)計(jì)

表2詳細(xì)匯報(bào)了變量的描述性統(tǒng)計(jì)情況。從表2可知，首先，家庭財(cái)務(wù)彈性的分布具有異質(zhì)性。存在財(cái)務(wù)彈性小于0的家庭，說明這些家庭極度缺乏財(cái)務(wù)彈性，表現(xiàn)出樣本家庭沒有持有現(xiàn)金及活期存款的同時(shí)甚至存在高杠桿的特征；部分樣本家庭的財(cái)務(wù)彈性大于1，說明這些家庭極其富有彈性，擁有充足的現(xiàn)金以及較強(qiáng)的造血能力來應(yīng)對(duì)沖擊。其次，中國家庭資產(chǎn)配置種類的均值在3種左右，主要集中在現(xiàn)金、存款和房產(chǎn)；資產(chǎn)配置分散化程度指標(biāo)均值僅為0.172，說明家庭不僅資產(chǎn)配置種類少，而且投資在風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)上的金額少，風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重極輕。再次，戶主獲取金融市場信息能力、認(rèn)知能力均值分別為0.009和0.030，說明大部分家庭獲取金融市場信息的能力和認(rèn)知能力都偏弱。最后，戶主個(gè)體特征方面的數(shù)據(jù)顯示，戶主平均年齡大約為52歲；性別均值為1.134，說明戶主男性居多(9)問卷中性別的選項(xiàng)：1.男；2.女。；文化程度均值為3.461，說明戶主大多為初高中學(xué)歷(10)問卷中受教育水平的選項(xiàng)：1.沒上過學(xué)；2.小學(xué)；3.初中；4.高中；5.中專/職高；6.大專/高職；7.大學(xué)本科；8.碩士研究生；9.博士研究生。；婚姻狀況均值為2.191，說明大多數(shù)戶主已婚(11)問卷中婚姻狀況的選項(xiàng)：1.未婚；2.已婚；3.同居；4.分居；5.離婚；6.喪偶；7.再婚。；健康狀況和工作性質(zhì)均值分別為2.445和2.520，說明大多數(shù)戶主身體健康(12)問卷中身體狀況的選項(xiàng)：1.非常好；2.好；3.一般；4.不好；5.非常不好。且工作穩(wěn)定(13)問卷中工作性質(zhì)的選項(xiàng)：1.受雇于他人或單位；2.臨時(shí)性工作；3.務(wù)農(nóng)；4.經(jīng)營個(gè)體或私營企業(yè)、自主創(chuàng)業(yè)、開網(wǎng)店；5.自由職業(yè)；6.其他(志愿者)。。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

本部分主要檢驗(yàn)家庭財(cái)務(wù)彈性對(duì)家庭資產(chǎn)配置分散化程度的影響，以及異質(zhì)性金融資產(chǎn)信念在其中所扮演的調(diào)節(jié)作用。首先，考察家庭財(cái)務(wù)彈性對(duì)家庭資產(chǎn)配置分散化程度的影響；其次，檢驗(yàn)金融資產(chǎn)信念在家庭財(cái)務(wù)彈性影響家庭資產(chǎn)配置分散化程度過程中的調(diào)節(jié)作用是否存在以及作用方向；最后，本文還將通過更換實(shí)證模型和因變量的測量指標(biāo)，對(duì)上述實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。

(一)家庭財(cái)務(wù)彈性對(duì)家庭資產(chǎn)配置分散化程度的影響

1.模型設(shè)定

為了考察家庭財(cái)務(wù)彈性對(duì)家庭資產(chǎn)配置分散化程度的影響，考慮到本文的因變量是二元變量，借鑒已有文獻(xiàn)的做法，采用Probit模型分析家庭財(cái)務(wù)彈性對(duì)家庭資產(chǎn)配置分散化程度的影響，構(gòu)建如下回歸模型

DOD=1(α0+α1HFF+α2X+μ0>0)

(1)

式(1)中，DOD是因變量家庭資產(chǎn)配置分散化程度，DOD=0表示家庭資產(chǎn)配置集中，DOD=1表示家庭資產(chǎn)配置分散；HFF是解釋變量家庭財(cái)務(wù)彈性；X表示控制變量，包括戶主的年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、健康狀況和工作性質(zhì)；μ0是誤差干擾項(xiàng)，μ0～N(0,σ2)。

需要指出的是，本文的關(guān)鍵變量家庭財(cái)務(wù)彈性可能存在內(nèi)生性。其內(nèi)生性可能來源于兩方面：一方面，家庭資產(chǎn)配置分散化程度、資產(chǎn)配置種類和金融資產(chǎn)配置的比重可能導(dǎo)致家庭財(cái)務(wù)彈性的變化。比如，資產(chǎn)配置更多集中在銀行存款時(shí)，會(huì)導(dǎo)致家庭現(xiàn)金彈性增加，從而導(dǎo)致家庭財(cái)務(wù)彈性增加；另一方面，家庭財(cái)務(wù)彈性和資產(chǎn)配置分散化程度可能會(huì)同時(shí)受到其他因素的影響。比如，當(dāng)?shù)氐慕鹑谑袌霭l(fā)展程度，而這些變量又是不可觀測的。因此，本文要處理的一個(gè)關(guān)鍵問題是家庭財(cái)務(wù)彈性的內(nèi)生性。經(jīng)過反復(fù)檢驗(yàn)，本文將使用少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比作為家庭財(cái)務(wù)彈性的工具變量進(jìn)行估計(jì)。參考鐘水映和李魁(2009)[34]發(fā)現(xiàn)家庭總撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)減輕會(huì)提高家庭儲(chǔ)蓄率，滿足工具變量的相關(guān)性；尚未有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)撫養(yǎng)比會(huì)直接影響家庭資產(chǎn)配置分散化程度，滿足工具變量的外生性。

表3 家庭財(cái)務(wù)彈性影響家庭資產(chǎn)配置分散化程度的回歸結(jié)果

2.回歸結(jié)果

表3給出了家庭財(cái)務(wù)彈性影響家庭資產(chǎn)配置分散化程度的估計(jì)結(jié)果?？紤]到低家庭財(cái)務(wù)彈性與高家庭財(cái)務(wù)彈性組的資產(chǎn)配置分散化程度受財(cái)務(wù)彈性的影響不同，本文以平均家庭財(cái)務(wù)彈性0.139為標(biāo)準(zhǔn)，將樣本家庭劃分為低家庭財(cái)務(wù)彈性組和高家庭財(cái)務(wù)彈性組。表3列(1)(3)和(5)分別是全樣本、低財(cái)務(wù)彈性組樣本和高財(cái)務(wù)彈性組樣本的Probit估計(jì)結(jié)果。考慮到家庭財(cái)務(wù)彈性可能存在的內(nèi)生性，用少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比作為工具變量進(jìn)行IV Probit回歸，表3列(2)(4)和(6)分別是全樣本、低財(cái)務(wù)彈性組樣本和高財(cái)務(wù)彈性組樣本的IV Probit估計(jì)結(jié)果。表3列(2)(4)和(6)中Wald檢驗(yàn)結(jié)果的P值分別為0.000 0、0.000和0.029 3，說明在5%的統(tǒng)計(jì)水平上拒絕不存在內(nèi)生性的假設(shè)，因此存在內(nèi)生性問題；在兩階段工具變量估計(jì)中，第一階段估計(jì)的F值分別為22.46、28和13.76，根據(jù)Stock和Yogo(2005)[35]，F(xiàn)值大于10%的偏誤下的臨界值為10，因此撫養(yǎng)比是合適的工具變量，不存在弱工具變量問題。通過對(duì)比表3中Probit和IV Probit回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，如果不考慮家庭財(cái)務(wù)彈性的內(nèi)生性，家庭財(cái)務(wù)彈性對(duì)資產(chǎn)配置分散化程度的影響在Probit模型中會(huì)被低估。因此，進(jìn)行IV Probit估計(jì)是十分必要的。

表3列(2)的估計(jì)結(jié)果顯示，家庭財(cái)務(wù)彈性影響家庭資產(chǎn)配置分散化程度的邊際效應(yīng)在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，說明家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭資產(chǎn)配置分散化程度是密切相關(guān)的。低財(cái)務(wù)彈性組的回歸結(jié)果如表3列(4)所示，在低家庭財(cái)務(wù)彈性組中，家庭財(cái)務(wù)彈性每增加1%，家庭資產(chǎn)配置分散化程度增加6.45%。該結(jié)果表明家庭財(cái)務(wù)彈性較低時(shí)，隨著家庭財(cái)務(wù)彈性的增加，家庭借貸約束的弱化降低了家庭從外部獲取資金的成本和風(fēng)險(xiǎn)，從而增加了家庭參與金融市場投資的機(jī)會(huì)，家庭資產(chǎn)配置趨于分散化。高財(cái)務(wù)彈性組的回歸結(jié)果如表3列(6)所示，在高家庭財(cái)務(wù)彈性組中，家庭財(cái)務(wù)彈性每增加1%，家庭資產(chǎn)配置分散化程度減少2.53%。這一結(jié)果說明家庭財(cái)務(wù)彈性過高時(shí)，家庭高儲(chǔ)蓄率以及戶主的風(fēng)險(xiǎn)厭惡態(tài)度抑制了家庭的風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資，隨著家庭財(cái)務(wù)彈性的增加，家庭資產(chǎn)配置反而趨于集中。由此，假設(shè)1得到驗(yàn)證，即家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭資產(chǎn)配置分散化程度密切相關(guān)，而且隨著家庭財(cái)務(wù)彈性增加，家庭資產(chǎn)配置分散化程度先增加后降低。

(二)財(cái)務(wù)彈性對(duì)資產(chǎn)配置分散化程度的影響:金融資產(chǎn)信念的調(diào)節(jié)作用

1.模型設(shè)定

為了考察金融資產(chǎn)信念在家庭財(cái)務(wù)彈性影響資產(chǎn)配置分散化的過程中是否發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，在模型(1)的基礎(chǔ)上，加入家庭財(cái)務(wù)彈性和戶主金融資產(chǎn)信念的交互項(xiàng)來驗(yàn)證。本文構(gòu)建如下回歸模型

DOD=1(β0+β1HFF+β2Wi+β3HFF*Wi+β4X+γ0>0)

(2)

式(2)中，Wi表示異質(zhì)性金融資產(chǎn)信念，包括戶主獲取金融市場信息的能力W1和認(rèn)知能力W2兩個(gè)指標(biāo)，Wi=0表示戶主獲取信息的能力弱、認(rèn)知能力低，金融資產(chǎn)信念弱，Wi=1則反之；若交互項(xiàng)HFF*Wi的系數(shù)β3顯著，說明戶主金融資產(chǎn)信念的調(diào)節(jié)作用存在；γ0是誤差擾動(dòng)項(xiàng)，γ0～N(0,σ2)。其他參數(shù)同模型(1)。

2.回歸結(jié)果

表4給出了戶主金融資產(chǎn)信念調(diào)節(jié)作用的估計(jì)結(jié)果。表4IV Probit回歸結(jié)果的Wald檢驗(yàn)結(jié)果的P值分別為0.000 0、0.000 0、0.040 7和0.033 4，說明在5%的統(tǒng)計(jì)水平上拒絕不存在內(nèi)生性的假設(shè)，因此存在內(nèi)生性問題；在兩階段工具變量估計(jì)中，第一階段估計(jì)的F值分別為24.52、26.63、13.72和16.40，均大于10，因此撫養(yǎng)比是合適的工具變量，不存在弱工具變量問題。通過對(duì)比表4中Probit和IV Probit的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，如果不考慮家庭財(cái)務(wù)彈性的內(nèi)生性，戶主金融資產(chǎn)信念的調(diào)節(jié)作用在Probit模型中會(huì)被低估。因此，IV Probit模型能更加準(zhǔn)確地估計(jì)戶主金融資產(chǎn)信念在家庭財(cái)務(wù)彈性對(duì)資產(chǎn)配置分散化程度影響過程中的調(diào)節(jié)作用。

表4列(2)和列(6)給出了戶主獲取金融市場信息能力W1的調(diào)節(jié)作用的IV Probit回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，在低家庭財(cái)務(wù)彈性組和高家庭財(cái)務(wù)彈性組中，戶主獲取金融市場信息能力W1與家庭財(cái)務(wù)彈性的交互項(xiàng)系數(shù)分別是5.823和2.731，并且在1%統(tǒng)計(jì)水平下顯著。該結(jié)果表明，戶主獲取金融市場信息的能力W1正向調(diào)節(jié)家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭資產(chǎn)配置分散化程度的關(guān)系。結(jié)合主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果可知，戶主獲取金融市場信息的能力W1會(huì)促進(jìn)低水平家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭資產(chǎn)配置分散化程度的正向關(guān)系，抑制高水平家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭資產(chǎn)配置分散化程度的負(fù)向關(guān)系。這說明戶主獲取金融市場信息的能力在不同水平的家庭財(cái)務(wù)彈性組都表現(xiàn)出正向調(diào)節(jié)作用，可能是由于戶主從金融市場獲取信息能力的提高有助于提高家庭獲取金融市場信息的數(shù)量和質(zhì)量，以及增加家庭參與金融市場的渠道，進(jìn)而提高家庭資產(chǎn)配置分散化程度。

表4列(4)和列(8)給出了戶主認(rèn)知能力W2的調(diào)節(jié)作用的IV Probit回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，在低家庭財(cái)務(wù)彈性組和高家庭財(cái)務(wù)彈性組中，認(rèn)知能力W2與家庭財(cái)務(wù)彈性的交互項(xiàng)系數(shù)分別是6.510和1.341，并且在1%統(tǒng)計(jì)水平下顯著。該結(jié)果表明戶主認(rèn)知能力W2正向調(diào)節(jié)家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭資產(chǎn)配置分散化程度的關(guān)系，這可能是由于戶主認(rèn)知能力的提高有助于戶主根據(jù)金融市場信息以及自身風(fēng)險(xiǎn)承受能力做出正確的金融資產(chǎn)投資決策，進(jìn)而提高家庭資產(chǎn)配置分散化程度。結(jié)合前文主效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，這種正向的調(diào)節(jié)作用表現(xiàn)為，在低財(cái)務(wù)彈性家庭組中，戶主認(rèn)知能力W2促進(jìn)家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭資產(chǎn)配置分散化程度的正向關(guān)系；在高財(cái)務(wù)彈性家庭組中，戶主認(rèn)知能力W2抑制家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭資產(chǎn)配置分散化程度的負(fù)向關(guān)系。

綜上所述，在低財(cái)務(wù)彈性家庭組，家庭財(cái)務(wù)彈性越大，家庭資產(chǎn)配置分散化程度越大，且戶主的金融資產(chǎn)信念會(huì)加強(qiáng)這種正向關(guān)系；在高財(cái)務(wù)彈性家庭組，家庭財(cái)務(wù)彈性越大，家庭資產(chǎn)配置分散化程度越小，且戶主的金融資產(chǎn)信念會(huì)抑制這種負(fù)向關(guān)系。假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表4 戶主金融資產(chǎn)信念調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)上述實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用家庭資產(chǎn)配置的種類(Type)和家庭五種風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)比重(Risk5)來衡量家庭資產(chǎn)配置分散化程度?；贑HFS2017數(shù)據(jù)，使用Type和Risk5對(duì)家庭財(cái)務(wù)彈性HFF分別進(jìn)行OLS和Tobit回歸，回歸結(jié)果如表5所示。為了檢驗(yàn)戶主金融資產(chǎn)信念的調(diào)節(jié)作用，對(duì)Tobit模型中的自變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行了中心化處理。

表5列(1)和(4)數(shù)據(jù)顯示，家庭財(cái)務(wù)彈性HFF系數(shù)分別為0.196和0.202，為正并且顯著；HFF2系數(shù)分別為-0.432和-0.060，為負(fù)并且顯著，說明家庭財(cái)務(wù)彈性與資產(chǎn)配置的種類和家庭金融資產(chǎn)占比呈現(xiàn)先正相關(guān)后負(fù)相關(guān)的特征。表5列(2)和(5)數(shù)據(jù)顯示，HFF*W1交互項(xiàng)系數(shù)分別為0.161和0.143，為正并且顯著。以上結(jié)果說明家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭資產(chǎn)配置的種類和金融資產(chǎn)占比正相關(guān)時(shí)，調(diào)節(jié)變量獲取金融市場信息W1加強(qiáng)了兩者的正向關(guān)系；家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭資產(chǎn)配置的種類和金融資產(chǎn)占比負(fù)相關(guān)時(shí)，調(diào)節(jié)變量獲取金融市場信息W1抑制了兩者的負(fù)向關(guān)系。表5列(3)和(6)數(shù)據(jù)顯示，HFF*W2交互項(xiàng)系數(shù)分別為0.098和0.149，為正并且顯著。這一結(jié)果說明家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭資產(chǎn)配置的種類和金融資產(chǎn)占比正相關(guān)時(shí)，調(diào)節(jié)變量認(rèn)知能力W2加強(qiáng)了兩者的正向關(guān)系；家庭財(cái)務(wù)彈性與家庭資產(chǎn)配置的種類和金融資產(chǎn)占比負(fù)相關(guān)時(shí)，調(diào)節(jié)變量認(rèn)知能力W2抑制了兩者的負(fù)向關(guān)系。

上文以家庭財(cái)務(wù)彈性平均值為標(biāo)準(zhǔn)，將研究樣本分為低家庭財(cái)務(wù)彈性組和高家庭財(cái)務(wù)彈性組，并進(jìn)行了主效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)。因考慮到平均值可能受到極端值的影響，所以本文根據(jù)家庭財(cái)務(wù)彈性中位數(shù)重新進(jìn)行分組，通過構(gòu)建IV Probit模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表6所示。與前文采用平均值分組回歸的結(jié)果基本一致，說明上述研究結(jié)論是可靠的。

綜上，通過更換實(shí)證模型和因變量度量指標(biāo)，以及更換分組標(biāo)準(zhǔn)，依然可以得到相似結(jié)論，可見本文的實(shí)證結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：家庭財(cái)務(wù)彈性的不同分組標(biāo)準(zhǔn)(IV Probit)

五、結(jié)語

隨著金融市場不斷完善和居民投資意識(shí)的增強(qiáng)，家庭資產(chǎn)配置行為已成為影響經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的一個(gè)重要因素，研究家庭的資產(chǎn)配置能夠?yàn)閷?shí)現(xiàn)家庭財(cái)富保值增值以及改善宏觀金融調(diào)控提供思路?；诖?，本文使用2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)(CHFS2017)，在采用綜合指標(biāo)法測度家庭財(cái)務(wù)彈性的基礎(chǔ)上，構(gòu)建IV Probit模型，重點(diǎn)考察家庭財(cái)務(wù)彈性對(duì)家庭資產(chǎn)配置分散化程度的影響，并檢驗(yàn)了家庭金融資產(chǎn)信念在其中扮演的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明，(1)家庭財(cái)務(wù)彈性影響家庭資產(chǎn)配置分散化程度的邊際效應(yīng)呈現(xiàn)先正后負(fù)的趨勢。在家庭財(cái)務(wù)彈性水平較低時(shí)，家庭財(cái)務(wù)彈性每增加1%，家庭資產(chǎn)配置分散化程度就增加6.45%；家庭財(cái)務(wù)彈性偏高時(shí)，家庭財(cái)務(wù)彈性每增加1%，家庭資產(chǎn)配置分散化程度就減少2.53%。(2)戶主的金融資產(chǎn)信念在家庭財(cái)務(wù)彈性影響家庭資產(chǎn)配置分散化程度的過程中存在調(diào)節(jié)作用。家庭財(cái)務(wù)彈性相同時(shí)，戶主金融資產(chǎn)信念越強(qiáng)，家庭資產(chǎn)配置分散化程度越高。

將上述結(jié)論與當(dāng)前中國家庭財(cái)務(wù)彈性特征以及家庭資產(chǎn)配置現(xiàn)狀結(jié)合考慮，本文從合理化家庭財(cái)務(wù)彈性、優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置以及引導(dǎo)家庭金融資產(chǎn)信念三個(gè)角度出發(fā)，提出以下三點(diǎn)政策建議。

首先，政府應(yīng)當(dāng)堅(jiān)持貫徹落實(shí)“房住不炒”的調(diào)控基調(diào)，減少住房市場投機(jī)行為，引導(dǎo)家庭保持適度財(cái)務(wù)彈性。政府應(yīng)制止家庭在住房市場中的投機(jī)行為，以減少家庭儲(chǔ)蓄的非剛需消耗，讓家庭維持適度儲(chǔ)蓄規(guī)模，可以保證家庭資產(chǎn)的流動(dòng)性。此外，政府應(yīng)當(dāng)建立合理杠桿制度，形成支“住”限“炒”、風(fēng)險(xiǎn)可控的“短借長還”機(jī)制，降低家庭部門的杠桿率以保證家庭償債能力，提高家庭的財(cái)務(wù)靈活性。

其次，政府應(yīng)當(dāng)健全金融監(jiān)管體系，有效規(guī)范金融市場，促進(jìn)家庭資產(chǎn)配置合理化。一方面，應(yīng)當(dāng)深化金融體制改革，建立包容、穩(wěn)定、靈活、公正的金融法律體系。通過監(jiān)管中的規(guī)范設(shè)計(jì)，提高金融監(jiān)管的透明度和法治化水平，實(shí)現(xiàn)覆蓋所有金融機(jī)構(gòu)、業(yè)務(wù)以及產(chǎn)品的監(jiān)管制度，為投資者提供安全、公平的金融環(huán)境并減少金融市場的無序競爭；另一方面，應(yīng)當(dāng)加快推動(dòng)監(jiān)管科技發(fā)展，防范系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)。加強(qiáng)監(jiān)管部門與技術(shù)部門的協(xié)作，通過科技手段服務(wù)監(jiān)管需求，實(shí)現(xiàn)與金融科技相匹配的新型監(jiān)管模式，保證金融監(jiān)管體系對(duì)系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)的敏感性，提高金融監(jiān)管效能。

最后，政府應(yīng)當(dāng)大力推進(jìn)金融教育的普及，為居民提供多元化的金融知識(shí)學(xué)習(xí)平臺(tái)和渠道，引導(dǎo)家庭金融資產(chǎn)信念的形成與更新。政府可以通過不斷拓展金融教育的覆蓋面，讓更多家庭具備基本的金融素養(yǎng)和風(fēng)險(xiǎn)敏感性，從而提高家庭參與金融市場的積極性以及權(quán)衡風(fēng)險(xiǎn)和收益的能力。更重要的是，政府應(yīng)該通過增強(qiáng)金融教育的針對(duì)性、有效性和精準(zhǔn)度，對(duì)不同的投資者群體采用差異化教育方式，引導(dǎo)投資者識(shí)別金融產(chǎn)品設(shè)計(jì)、銷售等環(huán)節(jié)的金融風(fēng)險(xiǎn)特征，增強(qiáng)家庭風(fēng)險(xiǎn)防范意識(shí)和能力，構(gòu)建和諧金融環(huán)境。