主觀安全感對家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的影響

劉鏡沅，趙翰青，逯 進(jìn)

(1.青島大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，青島 266061；2.ABB(中國)有限公司，北京 100016)

傳統(tǒng)的投資組合理論認(rèn)為，無論投資者的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度與財(cái)富水平如何，都應(yīng)將其部分財(cái)富置于風(fēng)險(xiǎn)性金融市場中，通過市場組合進(jìn)行理性投資來獲得風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。然而，2019年《全球財(cái)富報(bào)告》顯示，中國參與風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資的家庭比率約為6%，同期美國的數(shù)據(jù)為43%。為探討哪些因素導(dǎo)致了中國家庭在風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資方面的“有限參與”，學(xué)者們做了大量研究。其中，背景風(fēng)險(xiǎn)、人口特征、家庭結(jié)構(gòu)等是主要的約束因素[1-4]。隨著行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展，有關(guān)個(gè)體主觀心理感受對家庭資產(chǎn)配置影響的研究日漸增多。主觀心理感受一般呈現(xiàn)出個(gè)體之間的差異化行為特征，從而對投資決策產(chǎn)生異質(zhì)性影響。主觀安全感作為個(gè)體心理體驗(yàn)的重要組成部分，會(huì)對個(gè)體的主觀感受產(chǎn)生影響，并可能進(jìn)一步影響個(gè)體的投資行為。有關(guān)主觀安全感與風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資的研究并不多見，但從家庭金融的行為經(jīng)濟(jì)學(xué)角度分析，有兩類主題值得關(guān)注，主觀安全感對經(jīng)濟(jì)個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度[5-10]、認(rèn)知能力具有顯著作用[11-13]。首先，主觀安全感較高的個(gè)體對生活的滿意度、對他人與社會(huì)的信任程度較高，而這兩者對個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)感知程度有一定的弱化作用[9]。基于“群體效應(yīng)”理論，信任水平高的個(gè)體更愿意分享與接受對雙方有益的信息，無形中降低了投資者的信息搜集成本；也降低了個(gè)體與企業(yè)、機(jī)構(gòu)與政府之間的信息不對稱程度，促進(jìn)了投資者間的交流互助，擴(kuò)大了風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資的渠道，促使個(gè)體更愿意投資風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)[14-15]。缺乏安全感的人通常對外界持有懷疑態(tài)度，傾向于“圈內(nèi)”交易，對圈外非熟知交易持謹(jǐn)慎回避態(tài)度，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識較強(qiáng)[5-9]，往往減少對風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的投資[16]。其次，主觀安全感的個(gè)體差異與認(rèn)知能力有密切聯(lián)系。良好認(rèn)知表現(xiàn)的一個(gè)重要影響因素就是個(gè)體的主觀安全體驗(yàn)[11,17]。低水平的主觀安全感可能會(huì)對個(gè)體的情緒、行為、生理和動(dòng)機(jī)產(chǎn)生不良影響，主觀安全感較低的個(gè)體在外界客觀情景發(fā)生變化時(shí)，對陌生環(huán)境的主觀感受波動(dòng)較強(qiáng)，情緒不穩(wěn)定，具有較高的壓力和焦慮水平，降低個(gè)體的判斷能力、記憶力與自我控制能力等高級認(rèn)知能力，對風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資的判斷力產(chǎn)生不利影響[6,18-19]。持續(xù)的不安全感不利于個(gè)體的人格健康發(fā)展，甚至?xí)?dǎo)致人格障礙、神經(jīng)癥等心理疾病，此類心理疾病會(huì)嚴(yán)重影響個(gè)體的認(rèn)知水平，造成認(rèn)知偏差[8]，進(jìn)而影響投資行為。因而，主觀安全感越高，個(gè)體認(rèn)知能力越強(qiáng)，面對復(fù)雜的金融市場變動(dòng)，收集、加工與分析信息的能力也較強(qiáng)。認(rèn)知能力較低的個(gè)體獲取信息的渠道較窄，難以在多種金融資產(chǎn)配置方案中做出最合理的選擇，購買風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的可能性下降[20]。另有研究認(rèn)為，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度和認(rèn)知能力會(huì)對家庭資產(chǎn)配置產(chǎn)生顯著影響[21-23]。風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度的提高會(huì)顯著降低家庭在股票、基金等風(fēng)險(xiǎn)性金融市場的參與比例，認(rèn)知能力的改善會(huì)顯著增強(qiáng)個(gè)體的信息識別與判斷能力，提高其風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)參與比重。綜上，本文構(gòu)建如下邏輯關(guān)系：主觀安全感通過影響家庭成員的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與認(rèn)知能力，對家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資產(chǎn)生作用。

1 變量設(shè)計(jì)與描述性統(tǒng)計(jì)

本文引入北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心發(fā)布的“中國家庭追蹤調(diào)查”(China Family Panel Studies，CFPS)2018年數(shù)據(jù)。調(diào)查問卷詳細(xì)描述了家庭的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、主觀認(rèn)知、人口特征等，涵蓋了中國大陸地區(qū)除西藏、青海、新疆、寧夏、內(nèi)蒙古和海南以外的25個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)的16 000戶家庭及其成員，主要關(guān)注家庭成員的主觀安全感對其金融市場參與的影響。主觀安全感數(shù)據(jù)主要來自成人問卷；家庭經(jīng)濟(jì)特征與資產(chǎn)配置數(shù)據(jù)主要來自家庭調(diào)查問卷；家庭結(jié)構(gòu)與基本人口學(xué)特征主要來自家庭成員問卷。本文根據(jù)受訪者個(gè)人代碼、家庭財(cái)務(wù)決策者代碼對上述三類問卷進(jìn)行匹配，剔除數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的個(gè)體，共得到9 858個(gè)有效樣本。依據(jù)研究構(gòu)想，結(jié)合問卷特征，設(shè)定了四類變量：解釋變量為受訪者主觀安全感，被解釋變量為風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置，控制變量為家庭經(jīng)濟(jì)和人口特征。

1.1 解釋變量

結(jié)合安全感—不安全感問卷(又稱S-I量表)和安全感量表(Security Questionnaire，SQ)對主觀安全感的評價(jià)方法，界定為：主觀安全感是個(gè)體在面對客觀環(huán)境時(shí)所產(chǎn)生的控制感和自我信心，包括情感、人際滿足及歸屬感，具體表現(xiàn)為自我認(rèn)同、環(huán)境控制、人際交往、愛與被愛4個(gè)層面。參考主觀安全感的衡量方式[5,24-25]，結(jié)合CFPS問卷的數(shù)據(jù)特征，篩選出相關(guān)問題對主觀安全感進(jìn)行衡量，對各問題的重要性進(jìn)行了權(quán)重賦值(邀請了5位心理學(xué)和2位經(jīng)濟(jì)學(xué)專業(yè)的教授，針對表1中4個(gè)構(gòu)成要素及其下設(shè)的8個(gè)問卷問題的重要性打分，根據(jù)分值，確定各構(gòu)成要素的權(quán)重，核算得到了主觀安全感的數(shù)值)；在此基礎(chǔ)上對各問題進(jìn)行離差標(biāo)準(zhǔn)化處理，對得分加權(quán)求和，得到主觀安全感分值，得分越高表明主觀安全感越強(qiáng)。

表1 主觀安全感解釋變量說明

1.2 被解釋變量

本文的被解釋變量為家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度與深度[26-27]。在風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)持有廣度方面，CFPS問卷設(shè)計(jì)了如下問題：“是否持有金融產(chǎn)品”，該問題衡量了家庭的持有意愿，代表了投資的廣度，如果答案為是，定義為1，否則為0。將風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比重定義為風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)持有深度，其衡量家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)在總資產(chǎn)的比重，為連續(xù)變量，取值介于0和1之間。

1.3 控制變量選取

選取控制變量：受訪者年齡、城鄉(xiāng)、性別、受教育程度、健康狀況、是否有醫(yī)療保險(xiǎn)、是否有養(yǎng)老保險(xiǎn)、戶口性質(zhì)、從事工作所在行業(yè)[22-23]。本文將“年齡”定義為受訪者接受問卷調(diào)查時(shí)的周歲?！靶詣e”、“婚姻”、“城鄉(xiāng)”、“戶口性質(zhì)”、“是否有醫(yī)療保險(xiǎn)”、“是否有養(yǎng)老保險(xiǎn)”變量均為二元變量。將男性受訪者賦值為1，女性賦值為0。CFPS中有關(guān)受訪者的婚姻狀況為已婚、未婚、離異和喪偶4種情況，已婚賦值為1，將其余3種賦值為0。“城鄉(xiāng)”變量中按受訪者接受采訪時(shí)居住地所在區(qū)域進(jìn)行劃分，居住地為城市則賦值為1，否則為0。城市戶口的受訪者賦值為1，農(nóng)村戶口賦值為0。擁有醫(yī)療保險(xiǎn)的個(gè)體賦值為1，否則為0?！笆欠裼叙B(yǎng)老保險(xiǎn)”賦值方法與醫(yī)療保險(xiǎn)相似。健康狀況為受訪者對自身身體狀況的主觀判斷，由“非常差、較差、一般、較好、非常好”組成，分別賦值1～5?！笆芙逃潭取倍x為截止到采訪年份受訪者所完成的最高學(xué)歷，包括：沒有上過學(xué)、文盲/半文盲，小學(xué)，初中，高中/中專/職高/技校，大學(xué)本科/大專，碩士，博士，分別賦值1～7，數(shù)值越大表明受訪者受教育程度越高?！凹彝ヒ?guī)模”定義為截止到采訪日，受訪家庭由幾人組成?！皬氖鹿ぷ魉谛袠I(yè)”變量中本文將從事金融領(lǐng)域工作賦值為1，其余工作賦值為0?！叭司杖搿眲t為家庭總收入除以家庭人數(shù)。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

1.4 模型設(shè)定

首先，考慮到參與變量的二值分布特征，構(gòu)建Probit模型，以此考察主觀安全感對家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)持有廣度的影響

Probit(Allocationi=1)=α0+α1Xi+δci+εi

(1)

其次，由于持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)深度為截?cái)嗟氖芟拮兞?，?gòu)建Tobit模型，考察主觀安全感對家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)深度的影響

Tobit(Allocationi)=β0+β1Xi+δci+εi

(2)

其中，Probit(Allocationi=1)表示受訪家庭參與資產(chǎn)投資選擇；Tobit>(Allocationi)表示家庭持有的風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)在家庭總資產(chǎn)中所占比重；Xi代表受訪財(cái)務(wù)決策者主觀安全感；ci表示包括人口特征、主觀認(rèn)知等系列控制變量；i表示受訪的各個(gè)財(cái)務(wù)決策者；εi表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2 實(shí)證分析

2.1 基準(zhǔn)回歸

基于式(1)、式(2)，分別對家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度與深度進(jìn)行討論，結(jié)果見表3。在控制人口特征等相關(guān)控制變量后，主觀安全感與家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置之間存在顯著的相關(guān)性，主觀安全感的提升會(huì)提高家庭參與風(fēng)險(xiǎn)性金融市場的概率，且在家庭參與到風(fēng)險(xiǎn)性金融市場后，主觀安全感的改善會(huì)進(jìn)一步促進(jìn)家庭擴(kuò)大風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的持有比重。

表3 主觀安全感對持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)廣度和深度的回歸結(jié)果

2.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.2.1 內(nèi)生性檢驗(yàn) 為克服模型可能存在的內(nèi)生性問題，采用工具變量法再次對主觀安全感與資產(chǎn)投資的關(guān)系進(jìn)行估計(jì)，選擇“雙親是否健在”作為主觀安全感的工具變量。

首先，家庭環(huán)境對個(gè)體的主觀安全體驗(yàn)會(huì)產(chǎn)生重要影響，完整美滿的家庭氛圍能促使個(gè)體產(chǎn)生持續(xù)而穩(wěn)定的安全感與歸屬感。父母缺失導(dǎo)致的家庭功能弱化會(huì)極大加重個(gè)體焦慮體驗(yàn)，降低其主觀安全感[28-29]。其次，父母作為個(gè)體成長中的第一任教師，在個(gè)體的發(fā)展過程中，父母的愛、支持、鼓勵(lì)與關(guān)注容易使個(gè)體建立起對接觸到的人與事的安全感與信任感，是個(gè)體人格與社會(huì)化成長的重要?jiǎng)右騕30-33]。即使個(gè)體步入成年，逐漸脫離原生家庭而自立，父母的支持與安慰同樣會(huì)給予個(gè)體極大的安全體驗(yàn)。而因?yàn)楦改溉ナ赖仍驅(qū)е碌拈L期親子分離使個(gè)體感到被拋棄、無所依靠，主觀安全體驗(yàn)隨之降低[34-37]。

表4(表中列出了關(guān)鍵變量的回歸系數(shù)，控制變量的選擇與主回歸相同，限于篇幅未報(bào)告，下同)提供了以“雙親是否健在”作為工具變量的二階段回歸結(jié)果，根據(jù)Wald檢驗(yàn)結(jié)果，外生性檢驗(yàn)P值分別為0.038 3和0.021 4，故可在5%的水平上認(rèn)為主觀安全感為內(nèi)生解釋變量。雙親是否健在與主觀安全感之間具有顯著相關(guān)性，F(xiàn)值分別為88.19和24.80，從統(tǒng)計(jì)上滿足工具變量法要求[38]，說明本文所選擇的工具變量不是弱工具變量。在去除相關(guān)內(nèi)生性問題后，主觀安全感對家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)持有廣度與深度的影響依然在10%的置信度水平下保持顯著，表明在剔除內(nèi)生性問題后本文結(jié)果依舊具有較強(qiáng)的可靠性與嚴(yán)謹(jǐn)性。

表4 工具變量回歸結(jié)果

2.2.2 替換數(shù)據(jù) 為驗(yàn)證基準(zhǔn)模型結(jié)果的可靠性，引入CFPS2012、2016兩年數(shù)據(jù)組成面板數(shù)據(jù)，再次回歸分析。表5中，主觀安全感的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，說明主觀安全感對家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度與深度均有顯著的正向促進(jìn)作用，可知本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表5 替換數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

3 機(jī)制分析

分析可知，主觀安全感會(huì)對個(gè)體的認(rèn)知能力與風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度產(chǎn)生顯著影響[8-13]，個(gè)體的認(rèn)知能力與風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的變化又會(huì)在很大程度上影響其家庭資產(chǎn)配置模式[21-23]。因此，自然可以構(gòu)想出主觀安全感通過認(rèn)知能力、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的傳導(dǎo)而間接作用于家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資這一影響路徑。為驗(yàn)證這一猜想，引入認(rèn)知能力、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度作為中介變量進(jìn)一步探討主觀安全感與風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的相互關(guān)系。首先，對于風(fēng)險(xiǎn)偏好，采用問卷中“風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度”作為衡量指標(biāo)，將“不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)”、“低風(fēng)險(xiǎn)、低收益”、“適中風(fēng)險(xiǎn)、穩(wěn)健收益”，“高風(fēng)險(xiǎn)、高收益”分別賦值1～4，得分越高，表明個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)偏好程度越強(qiáng)。其次，將問卷中受訪者的“字詞識記”與“數(shù)學(xué)能力”得分標(biāo)準(zhǔn)化處理后加總用以衡量家庭財(cái)務(wù)決策者的認(rèn)知能力[22]。

3.1 風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度

考慮到風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與主觀安全感和家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資之間的密切關(guān)系，引入風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度作為中介變量，以多元有序Logistics回歸檢驗(yàn)主觀安全感與風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的相關(guān)關(guān)系。由表6可知，主觀安全感的回歸系數(shù)顯著為正，表明主觀安全感會(huì)對風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度產(chǎn)生顯著的正向影響。

表6 多元有序Logistics回歸分析結(jié)果

由表7可知，風(fēng)險(xiǎn)偏好對家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度與深度存在顯著正向影響，說明個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)偏好越強(qiáng)越傾向于持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)[39]，并且主觀安全感依然對家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度與深度具有正向影響。綜上，構(gòu)建如下影響路徑：主觀安全感的提升會(huì)降低個(gè)體對于風(fēng)險(xiǎn)的感知能力，提高其風(fēng)險(xiǎn)容忍度，即個(gè)體在決策時(shí)更容易忽視風(fēng)險(xiǎn)的存在，更傾向做出風(fēng)險(xiǎn)較大的決策，反映在資產(chǎn)配置領(lǐng)域則是更意愿投資于風(fēng)險(xiǎn)程度較高的金融資產(chǎn)，如股票、基金等[8-10]。由此可以驗(yàn)證，個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)偏好水平是主觀安全感影響家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的重要途徑。

表7 風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度—中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 認(rèn)知能力

據(jù)前述分析，主觀安全感會(huì)對個(gè)體的認(rèn)知能力產(chǎn)生影響，而后者會(huì)影響家庭在風(fēng)險(xiǎn)金融市場的投資選擇。由表8可知，主觀安全感的提高會(huì)顯著改善個(gè)體的認(rèn)知能力，兩者之間存在正向關(guān)系，對家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)持有廣度與深度的正向影響依舊顯著。這表明，作為個(gè)體心理健康的重要構(gòu)成部分，主觀安全感的高低對個(gè)體的認(rèn)知能力非常重要，低主觀安全感個(gè)體容易受到外界環(huán)境變化的影響，情緒更加不穩(wěn)定，負(fù)面情緒會(huì)對個(gè)體的認(rèn)知能力產(chǎn)生負(fù)面影響[11-13,18-19]。表中認(rèn)知能力對風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的影響系數(shù)分別為0.618 2與0.056 0，可見認(rèn)知能力的提升會(huì)顯著促進(jìn)個(gè)體持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)[22-23]。在具體的投資決策中，認(rèn)知能力較差的個(gè)體面對風(fēng)云變幻的市場更難做出最優(yōu)的投資決策，而搜尋相關(guān)投資信息的成本與時(shí)間的增加，都會(huì)促使個(gè)體更不愿參與到風(fēng)險(xiǎn)投資中[23]。綜上，主觀安全感的提升可以改善個(gè)體的認(rèn)知能力，進(jìn)而對家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生正向影響。

表8 認(rèn)知能力—中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

4 異質(zhì)性分析

4.1 健康水平異質(zhì)性

由于健康水平會(huì)對個(gè)體主觀安全感產(chǎn)生影響[40-41]，導(dǎo)致不同群體的投資行為產(chǎn)生差異化，故將受訪者按健康水平分組，考察主觀安全感的作用是否與健康水平有關(guān)?；貧w結(jié)果見表9，可知，就風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)而言，低健康水平個(gè)體的主觀安全感僅會(huì)對其持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)廣度產(chǎn)生影響，對持有深度的影響并不顯著；而健康水平較高的個(gè)體其主觀安全感對風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的廣度與深度均存在正向影響。

表9 健康水平、教育水平異質(zhì)性

原因在于，個(gè)體越健康，其充沛的體力和精力越有利于體力與腦力的充分發(fā)揮，有更高的精力與判斷力進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資[42-43]。高健康水平個(gè)體對未來生活更有信心，面對困難時(shí)持有樂觀的心態(tài)。而低健康水平個(gè)體，其身體健康的惡化導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)收入減少、社會(huì)支付下降都可能對其自我評價(jià)產(chǎn)生消極影響，故在個(gè)體的自我滿意度上低于高健康水平的個(gè)體[44]。這就導(dǎo)致低健康水平個(gè)體更易受到安全感不足問題的困擾，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意愿更為強(qiáng)烈，由此降低了這類投資者進(jìn)入風(fēng)險(xiǎn)性金融市場的積極性與投資比重，轉(zhuǎn)而投資于風(fēng)險(xiǎn)性較低的資產(chǎn)。

4.2 受教育水平異質(zhì)性

通常，受教育水平不同，個(gè)體的收入水平、金融知識、工作性質(zhì)等方面存在較大差異，將對家庭的投資選擇產(chǎn)生不同影響[45-46]。不同教育水平個(gè)體所處的生活環(huán)境不同，面臨的生存壓力亦有區(qū)別，這些均影響個(gè)體的主觀安全感[47-48]。綜合考慮上述兩個(gè)方面，可以設(shè)想，不同教育水平個(gè)體的主觀安全感對投資的影響可能會(huì)存在差異。本文將研究樣本按其是否接受過高等教育(大專及以上)劃分為兩類，在此基礎(chǔ)上觀察兩類主體的主觀安全感對風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資參與及持有比重的影響，具體結(jié)果見表9。相較于低教育水平個(gè)體，接受過高等教育的群體，其主觀安全感對風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的促進(jìn)作用是逐漸增強(qiáng)的。

分析其原因，受教育水平高，通常意味著較高的社會(huì)地位，個(gè)體更愿意相信自己是有價(jià)值的，由于其收入水平較高，可以妥善解決養(yǎng)老與醫(yī)療等問題，故其對未來生活的信心更強(qiáng)，且接受過高等教育的個(gè)體，金融素養(yǎng)更高，更意愿介入風(fēng)險(xiǎn)金融市場[49]。受教育水平較低的個(gè)體通常從事簡單體力勞動(dòng)等專業(yè)性較低的工作，對未來的信心相對不足[50]，其金融素養(yǎng)亦有限，對風(fēng)險(xiǎn)市場了解不深，故不愿意將自己的財(cái)富投資于風(fēng)險(xiǎn)性金融市場中。

5 結(jié)論

應(yīng)用2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，考察主觀安全感對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資決策的影響。為避免主觀安全感內(nèi)生性影響，采用兩階段工具變量法進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果表明，主觀安全感對中國家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資有顯著的正向影響，而這一影響會(huì)通過風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、認(rèn)知能力等中介作用進(jìn)行傳導(dǎo)。居民主觀安全感不僅是個(gè)人的主觀評價(jià)，更是復(fù)雜的社會(huì)現(xiàn)象。安全感的持續(xù)提升，將促進(jìn)居民金融投資，推動(dòng)金融市場發(fā)展。因此，在經(jīng)濟(jì)與社會(huì)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時(shí)期，建議金融機(jī)構(gòu)加快金融市場體制機(jī)制改革，推動(dòng)資本市場信息披露的準(zhǔn)確性與及時(shí)性，幫助廣大居民更好的參與到金融市場中來。政府在制定經(jīng)濟(jì)政策時(shí)，應(yīng)充分考慮將持續(xù)有效提升居民主觀安全感與推動(dòng)社會(huì)資源有效配置完美結(jié)合的系統(tǒng)性問題，在保證居民主觀安全感的前提下實(shí)現(xiàn)金融市場進(jìn)一步繁榮。本文僅實(shí)證分析了主觀安全感對資產(chǎn)配置的影響，但是主觀安全感只是個(gè)體自我感受，在家庭資產(chǎn)配置領(lǐng)域的研究依舊十分稀少，后續(xù)可深入研究相關(guān)影響機(jī)制。