肖忠意 趙 鵬 周雅玲

一、引言

我國是一個社會主義國家，其最終目標是實現(xiàn)共同富裕，歷屆黨中央和政府無不把人民的幸福安康作為執(zhí)政的首要目標。改革開放后中國經(jīng)濟保持了連續(xù)30多年的增長，物質(zhì)財富急劇增加，經(jīng)濟生活整體上超越了 “匱乏狀態(tài)”，歷史發(fā)展必然要求幸福不再僅從范疇與觀念中去尋找，而是依存于一定的生產(chǎn)發(fā)展水平，將人的幸福與財富創(chuàng)造緊密結(jié)合起來加以考察，凸顯幸福的創(chuàng)造性。馬克思主義的幸福觀建立于唯物史觀基礎之上，其理論認為人生的目標就是幸福，對幸福生活的追求是人類社會生產(chǎn)生活的價值取向之一，幸福是物質(zhì)和精神的統(tǒng)一，是個體性和社會性的統(tǒng)一 （陳亞玲和胡愛麗，2014［1］）。人是追求幸福的主體，人所追求的幸福將直接而且深刻地與經(jīng)濟增長、資本擴大建立緊密聯(lián)系。主觀幸福感 （Subjective Well-being）被視為一種情緒的外部化表現(xiàn)，也可視為持續(xù)性的綜合心理反應指標?！靶腋＝?jīng)濟學”主要關(guān)注個體主觀感知的幸福情緒對經(jīng)濟行為的影響，是當前經(jīng)濟學領域的一個熱門話題。國內(nèi)外關(guān)于幸福的經(jīng)濟學研究正逐漸被學術(shù)界和政策部門所重視，但現(xiàn)有文獻僅僅集中在單純地討論決定居民幸福感的重要因素，卻忽略了幸福感對個人行為的影響實證分析，即幸福個體的決策行為與那些自我感覺不幸福者之間可能存在的差異 （李樹和陳剛，2015［2］）。

在中國二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)背景下城鄉(xiāng)居民差異明顯，探討農(nóng)戶家庭居民的幸福經(jīng)濟學問題是當前一個重要的學術(shù)話題，如何鼓勵農(nóng)戶家庭進行合理的儲蓄和投資，對擴大內(nèi)需、刺激經(jīng)濟增長發(fā)揮著重要的作用，學術(shù)界迫切需要在此方面開展系統(tǒng)研究，以期對現(xiàn)有文獻進行有益補充。正是在這樣的背景下，基于西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查與研究中心提供的中國家庭金融調(diào)查的大型微觀數(shù)據(jù) （CHFS），本文以中國農(nóng)戶家庭為研究對象，檢驗主觀幸福感與風險偏好和創(chuàng)業(yè)行為對家庭金融資產(chǎn)選擇可能存在的影響機制，以完善相關(guān)問題的研究，以期對相關(guān)領域研究做必要補充。相較于以往的文獻，本文的學術(shù)創(chuàng)新在于：第一，以農(nóng)戶家庭為研究對象，深入分析了主觀幸福感的決定因素，填補了有關(guān)農(nóng)戶家庭主觀幸福感決定因素研究的不足。第二，將儲蓄、股票和商業(yè)保險等農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)納入研究方程，從 “忽視變量”角度將 “幸福效應”的研究范疇擴展到了資產(chǎn)選擇領域，豐富了家庭金融的研究視角。第三，在當前新常態(tài)經(jīng)濟發(fā)展形勢下，如何鼓勵農(nóng)戶家庭進行合理的儲蓄和投資，對于擴大內(nèi)需、刺激經(jīng)濟增長發(fā)揮著重要的作用，可以為政府的宏觀經(jīng)濟調(diào)控措施提供決策依據(jù)；在當前金融產(chǎn)品不斷豐富、儲蓄分流嚴重和股市波動加劇的后危機時代，全面深入地揭示幸福感提升與家庭金融行為決策機制所蘊含的理論和實踐價值，具有重要的意義。

二、文獻綜述

主觀幸福感的研究始于20世紀50年代的歐美國家，早期學術(shù)界的研究多集中在心理學、社會學等學科。而自從 Easterlin （1974）［3］的開創(chuàng)性研究以來，涌現(xiàn)出大量關(guān)于主觀幸福感的經(jīng)濟學文獻，近年對主觀幸福感的幸福經(jīng)濟學研究呈現(xiàn) “后來者居上”的態(tài)勢 （王韜和魯元平，2011［4］）。幸福經(jīng)濟學是心理學和經(jīng)濟學交叉產(chǎn)生的一個新的研究領域，一類研究幸福感的決定因素，另一類研究主觀幸福感與經(jīng)濟行為的關(guān)系。針對中國的研究而言，這些文獻更多的是基于中國城鎮(zhèn)居民主觀幸福感水平的決定因素和差異進行分析，而基于中國特有的城鄉(xiāng)二元分割制度背景下的農(nóng)村居民的主觀幸福感決定因素的相關(guān)研究還十分滯后，進一步而言，將主觀幸福感這一重要的有限理性特征納入資產(chǎn)選擇理論研究，或許能更好地揭示轉(zhuǎn)型期中國農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)選擇行為的異質(zhì)性特征。

（一）主觀幸福感的影響因素

人們的幸福感是主觀的、綜合的，為此影響因素是多方面的。那么要窮盡主觀幸福感的全部影響因素是十分困難的，但這并不影響學者從現(xiàn)實方面研究主觀幸福感的主要影響因素。就主觀幸福感的決定因素的實證研究而言，經(jīng)濟學家更加強調(diào)一些可觀測因素與主觀幸福感之間的關(guān)聯(lián)。早期研究的基本假設是人口統(tǒng)計變量、經(jīng)濟收入和生活狀況等是包含在幸福內(nèi)涵中的不可忽視的重要因素。Oswald （1997）［5］以發(fā)達國家個體主觀幸福感問題為研究對象，認為主觀幸福感較高的人群特征包括：高收入者、良好的教育背景、創(chuàng)業(yè)行為、已婚、白人以及退休者。Frey and Stutzer（2002）［6］在其綜述文章中提出， 居民收入、年齡、性別、政治信念等因素都顯著地影響了居民幸福感。而關(guān)于中國居民幸福感的研究文獻也遵循著前人研究的思路，并已經(jīng)取得不錯的進展。當說到年齡時，早期人們普遍認為，老年人不及年輕人快樂，然而隨著相關(guān)研究的深入，主流學術(shù)界認為主觀幸福感在整個生命周期中呈U型曲線分布，即青年人和老年人比中年人更幸福 （Diener， 2000［7］）， 基于中國城鄉(xiāng)居民主觀幸福感的研究也得到了類似的結(jié)論（雷衛(wèi)，2016［8］）。教育對主觀幸福感的影響存在一些爭議， Clark et al. （2008）［9］認為教育水平與幸福感關(guān)系負相關(guān)，他們解釋其可能的原因是因為教育提高了人們的欲望，導致壓力較大，期望較高，因而更難得到滿足。但是也有一些學者提出相反的觀點，他們認為教育對幸福感有顯著的正的影響，而與欲望成反比，欲望越大，幸福感越低 （Hayo and Seifert，2003［10］）。此外，學術(shù)界對人口統(tǒng)計特征的解釋力也進行了一些探討， Campbell et al. （1976）［11］發(fā)現(xiàn)教育、年齡和婚姻等人口統(tǒng)計學因素能說明主觀幸福感20%以上的差異， 而 Veenhoven （1996）［12］研究發(fā)達國家居民發(fā)現(xiàn)，年齡、性別、收入、教育、職業(yè)等社會人口統(tǒng)計變量能夠解釋個體對生活幸福感的差異的10%。

經(jīng)濟學家從不懷疑收入和幸福之間存在密切的關(guān)系，隨著微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的豐富，從微觀層面分析收入對幸福感的研究也越來越多，學者們分別從絕對收入、相對收入和收入不平等的角度進行研究，二者關(guān)系主要體現(xiàn)出正相關(guān)、負相關(guān)、不相關(guān)和倒U型關(guān)系。大量文獻均證實，認為較高的家庭和個人收入可以滿足多元的需求，從而增加主觀幸福感，而絕對收入的提高可以顯著促進居民主觀幸福感的提升 （Graham et al.， 2002［13］）， Graham （2005）［14］認為， 從平均水平來看，富國比窮國更幸福，而在一國內(nèi)部，富人的幸福水平高于窮人，尤其在人均收入較低的國家，收入對主觀幸福感的影響表現(xiàn)更為明顯。Easterlin（1995）［15］較早強調(diào)了相對收入對主觀幸福感影響的重要性，指出主觀幸福感隨收入提高而正向變化，但是隨著他人收入水平提高而反向變化。Ferreri-Carbinell （2005）［16］認為 “攀比效應” 會降低幸福感，而相對收入越高，則主觀幸福感越強，但是在不同人群中也存在一些差異。近年來，國內(nèi)學者關(guān)于收入與幸福之間的關(guān)系也取得了一定進展。羅楚亮（2009）［17］利用城市微觀數(shù)據(jù)驗證了收入與幸福感之間的正相關(guān)關(guān)系，而張學志和才國偉 （2011）［18］認為絕對收入與幸福感呈倒U型關(guān)系且 “幸?！杖脬Ｕ摗痹谖覈呀?jīng)出現(xiàn)。李江一等 （2015）［19］認為相對收入對幸福感具有正的 “示范效應”，而相對收入對幸福感具有負的 “攀比效應”。

（二）主觀幸福感與家庭金融資產(chǎn)選擇關(guān)系

儲蓄、股票和保險等是家庭財富的重要組成部分，同時家庭金融是金融系統(tǒng)的有機組成部分，相關(guān)研究的核心問題即是利用金融市場實現(xiàn)現(xiàn)有資源或財富在收益和風險兩方面的最佳配置，以滿足當期和未來的消費需求 （王江等，2010［20］）。與本文相關(guān)的一類文獻是幸福經(jīng)濟學的第三個主題 “幸福效應”，即：幸福感對居民經(jīng)濟行為決策的影響，該研究話題最近幾年才逐漸成為學術(shù)熱點。但是，不可否認，現(xiàn)有關(guān)于情緒對居民家庭經(jīng)濟行為的研究為本文的研究提供了很好的借鑒。傳統(tǒng)經(jīng)濟學對理性經(jīng)濟人提出了嚴格假設，指出個體或家庭是理性的，相關(guān)經(jīng)濟決策主要受約束、偏好和預期的影響，然而自20世紀70年代末以來，金融市場涌現(xiàn)出許多有悖于標準經(jīng)濟學理論的投資者行為異?，F(xiàn)象，自此，經(jīng)濟學界開始反思理性人假設的局限性，并嘗試將心理學和行為學引入經(jīng)濟決策分析過程中，開始關(guān)注人的有限理性特征，形成了心理經(jīng)濟學的基礎，并逐漸成為標準經(jīng)濟學理論的有效補充 （閆偉和楊春鵬，2011［21］）。越來越多的經(jīng)濟學研究納入了投資者情緒等變量對理性假設進行修正，已有文獻顯示投資者的情緒可能是影響個體經(jīng)濟行為和表現(xiàn)的重要因素，其對于各類具體經(jīng)濟行為異象具有一定的解釋力 （李濤和張文韜，2015［22］），因此，許多研究嘗試將情緒因素作為被 “忽視變量”引入到經(jīng)濟行為的研究之中。 Lee et al. （1991）［23］提出投資者情緒的理論，認為情緒波動可以解釋金融市場行為波動，投資者心理活動和認知偏差可能影響其對未來市場的觀念和情緒，并經(jīng)由情緒最終影響投資者的經(jīng)濟行為。雖然投資者的情緒相關(guān)研究有了近20年的歷史，但由于情緒難以測度，國內(nèi)外早期文獻主要采用了間接情緒指標進行分析。雖然這些間接變量具有一定的解釋力，但是面對復雜金融市場的經(jīng)濟行為異象的解釋，各方研究仍不能得到一致的結(jié)論。究其原因，可能是因為以間接情緒變量表征情緒較片面，導致實證結(jié)果難免受到偶然性因素的干擾。

主觀幸福感是一種情緒的外部化表現(xiàn)，是人們對自身生活滿意度的綜合心理反應指標，包括對工作、家庭等眾多因素的主觀感受和評價。學術(shù)界對居民的主觀幸福感的評價，一般通過對受訪者的直接調(diào)查，詢問其對某一特定心理問題的看法而測度出的直接情緒指標。更重要的是，主觀幸福感一般不會發(fā)生連續(xù)性、持續(xù)性的變化，所以可以將其作為具有穩(wěn)定性的心理和情緒特征的直接指標納入經(jīng)濟學行為決策模型之中。部分學者試圖將幸福經(jīng)濟學分析框架延伸到家庭金融行為領域。經(jīng)過必要的文獻檢索發(fā)現(xiàn)，檢驗幸福感與家庭金融決策關(guān)系的文獻成果十分有限，并且，已有的結(jié)論也存在許多爭議。Kahn and Isen（1993）［24］發(fā)現(xiàn)幸福感強的居民的消費策略和儲蓄行為顯著地區(qū)別于自我感覺不幸福的居民，而Hermalin and Isen（2008）［25］進一步的研究還發(fā)現(xiàn)，人們儲蓄和投資決策會部分取決于幸福感對消費的邊際效用的影響。Guven（2004）［26］指出，在其他條件不變的情況下，幸福感強的居民更傾向于增加儲蓄，減少消費，且具有相對較弱的邊際消費傾向。Rao et al. （2014）［27］提出了幸福效應的研究框架，并將幸福感引入到家庭金融資產(chǎn)配置行為和表現(xiàn)的研究領域，他們認為幸福感提升能夠顯著增加持有自有住房居民參與股票市場的概率以及持有的比重，但其與沒有自有住房居民的關(guān)系雖然為正但不顯著，并且幸福感與社會資本存在影響股票投資的機制。然而，葉德珠和周麗燕 （2015）［28］實證發(fā)現(xiàn)，居民幸福滿意度與股票購買行為負相關(guān)且不顯著，而與投資儲蓄等風險較低的金融產(chǎn)品顯著正相關(guān)，這可能是因為居民幸福感越強越表現(xiàn)出風險厭惡，所以其投資決策行為可能更為保守。上述研究成果為豐富國內(nèi)相關(guān)文獻做出了重要的貢獻，但是目前關(guān)于農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)選擇的研究還十分落后，關(guān)于農(nóng)戶家庭幸福效應對資產(chǎn)選擇的影響尚不清楚，迫切需要補充相關(guān)文獻。

三、研究設計

（一）實證計量模型設定

首先，為了研究農(nóng)戶家庭主觀幸福感的決定因素，本文從家庭人口統(tǒng)計特征角度出發(fā)，考察了家庭人口統(tǒng)計特征對農(nóng)戶家庭主觀幸福感的影響，同時本文還控制了地區(qū)因素。具體的模型設定如式 （1）：

其中，被解釋變量SWB表示農(nóng)戶家庭戶主的主觀幸福感?？刂谱兞考?（X）包括家庭人口統(tǒng)計特征和地區(qū)控制變量，前者包括戶主的年齡 （Age）、戶主政治身份 （Party）、戶主的教育程度 （Edu）、婚姻狀態(tài) （Marriage）、家庭收入 （Income）、家庭在戶籍地擁有的土地面積 （Land）、家庭是否從事工商業(yè) （Business）、家庭規(guī)模 （FamilySize）、家庭老年撫養(yǎng)比 （Old）、家庭少年撫養(yǎng)比 （Child）、居住地為城鎮(zhèn) （Urban）、居住地所屬地區(qū) （Region）等。此外，i表示受訪農(nóng)戶家庭i；ε表示隨機擾動項。

式中，L是指區(qū)域發(fā)生雷電災害時單位面積上受危害人口數(shù)量，單位為千人／km2，反映的是某一地區(qū)因雷擊造成的人員受傷害情況［14］。Ls為區(qū)域內(nèi)因雷擊造成的人員受傷害數(shù)量，單位為人；S為區(qū)域面積，單位為 km2。

接下來，為了研究主觀幸福感對農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)參與概率的影響，本文利用Probit回歸模型，具體模型如式 （2）：

其中，被解釋變量Prob（Allocaiton＝1）表示受訪農(nóng)戶家庭參與了家庭金融資產(chǎn)投資選擇，否則為0，包括儲蓄 （Saving）、股票 （Stock）和商業(yè)保險（Insurance）三種家庭金融資產(chǎn)；解釋變量SWB表示農(nóng)戶家庭戶主的主觀幸福感程度；X表示控制變量集合，主要包括農(nóng)戶家庭人口統(tǒng)計特征變量和地區(qū)控制控制變量；τ表示隨機擾動項。

然后，為了研究主觀幸福感對農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)持有比重的影響，本文利用Tobit回歸模型，具體模型如式 （3）：

其中，被解釋變量Allocation表示農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比重。家庭金融資產(chǎn)包括儲蓄（Saving）、 股票 （Stock） 和商業(yè)保險 （Insurance）。

（二）主觀幸福感測度

主觀幸福感的衡量方法，迄今仍沒有統(tǒng)一的標準，但大多數(shù)微觀數(shù)據(jù)調(diào)查均采用把受訪者自我評價的幸福滿意程度作為直接測度指標。CHFS2013調(diào)查中13 624個受訪家庭的戶主報告了其主觀幸福感。在計量分析時，受訪戶主主觀幸福感的自我評價為“非常幸?！眲t賦值為5；“幸?！眲t賦值為4；“一般”則賦值為3；“不幸?！眲t賦值為2；“非常不幸?！眲t賦值為1。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文所使用數(shù)據(jù)來自西南財經(jīng)大學中國家庭金融中心2013年在全國范圍開展的第二輪中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù) （China Household Finance Survey， CHFS），該調(diào)查采用三階段分層抽樣的方法控制抽樣誤差和非抽樣誤差，數(shù)據(jù)代表性較好，樣本覆蓋全國29個省份、262個區(qū) （區(qū)、縣級市）、1 048個社區(qū) （村），共收集2.8萬余個受訪家庭的資產(chǎn)與負債、收入與支出、家庭人口特征等方面的詳細信息的大型微觀數(shù)據(jù)。CHFS2013提供了受訪者的主觀幸福感、是否參與儲蓄、股票和保險三種家庭金融資產(chǎn)及相應持有比重的數(shù)據(jù)，按照居民戶籍屬性作為判斷依據(jù)，同時考慮到本文所選擇被解釋變量和解釋變量的可得性，剔除了存在缺失值的樣本，最終篩選出13 634個農(nóng)戶家庭樣本用于進一步的實證檢驗分析。

表1 主要控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、實證結(jié)果

（一）主觀幸福感描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2對農(nóng)戶家庭主觀幸福感的描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，在13 624個受訪家庭樣本中，有235個家庭的戶主表示 “非常不幸?！保伎倶颖镜?.72%；有1 148個家庭的戶主表示 “不幸?！?，占總樣本的8.43%；有4 836個家庭戶主表示 “一般”，占總樣本的35.50%；有5 550個家庭戶主表示 “比較幸?！?，占總樣本的40.74%；有1 855個家庭戶主表示“非常幸?！保伎倶颖镜?3.61%，總的來看在受訪家庭樣本中表示 “不幸?！焙?“非常不幸?！钡恼急群嫌嫗?0.15%，而受訪家庭中戶主感到 “比較幸?！焙?“非常幸福”的占比合計為54.35%，農(nóng)戶家庭戶主感到幸福的感覺是比較明顯的，且總體幸福感較強。

表2 農(nóng)戶家庭主觀幸福感總體分布情況

進一步地，本文對CHFS2013抽樣的29個省份的家庭主觀幸福感分布進行了描述性統(tǒng)計分析。表3結(jié)果報告了中國29個省份的農(nóng)戶家庭戶主回答 “比較幸?！焙?“非常幸?！钡恼急?，由結(jié)果可以看出，回答 “比較幸?！钡募彝フ急茸罡叩娜齻€省份依次為上海、天津、山東，其占比分別為 47.29%、46.92%、45.86%，回答 “非常幸?！钡募彝フ急茸罡叩娜齻€省份依次為山東、吉林、黑龍江，其占比分別為24.83%、21.91%、21.18%，綜上結(jié)果還可以發(fā)現(xiàn)，回答 “比較幸?！焙?“非常幸?！钡募彝サ暮嫌嬚急茸罡叩娜齻€省份依次為山東、內(nèi)蒙古、天津，總體而言，各個省份居民的主觀幸福感程度存在一定的地區(qū)性差異。

表3 中國各個省份農(nóng)戶家庭主觀幸福感分布情況

（二）主觀幸福感決定因素的估計結(jié)果

本文采用了OLS和Ordered Logit模型估計了農(nóng)戶家庭人口統(tǒng)計特征和收入對主觀幸福感的影響。表4第Ⅰ列和第Ⅱ列報告了OLS回歸的結(jié)果，而第Ⅲ列和第Ⅳ列報告了Ordered Logit模型的回歸的估計結(jié)果?？偟膩碚f，回歸結(jié)果顯示OLS模型和Ordered Logit模型的回歸結(jié)果基本一致。結(jié)果顯示，年齡與其主觀幸福感呈U型關(guān)系，即隨著年齡的增加，戶主主觀感到幸福先降低再呈現(xiàn)提高的趨勢。家庭收入與主觀幸福感的關(guān)系與戶主年齡因素相似也呈U型關(guān)系，即表現(xiàn)先降低再提高的趨勢。已婚狀態(tài)會顯著影響城鎮(zhèn)居民幸福感，換句話說，越是完整美滿的婚姻關(guān)系，農(nóng)戶家庭感受到的幸福感水平越高。農(nóng)戶家庭的規(guī)模與主觀幸福感關(guān)系為負，但是不顯著，這個結(jié)果說明農(nóng)戶家庭規(guī)模與其主觀幸福感關(guān)系無顯著關(guān)系。農(nóng)村居民接受更高水平教育對提高城鎮(zhèn)居民幸福感也產(chǎn)生了顯著的正向促進作用，即戶主受教育的程度越高，則其主觀幸福感越強。實證結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶家庭戶主的政治身份與其主觀幸福感關(guān)系為正，表明戶主具有中共黨員的政治身份比非中共黨員的幸福感更高，而農(nóng)戶家庭戶主的中共黨員的政治身份對其主觀幸福感的提升具有顯著的促進作用，主要原因可能是兩方面，一方面，在農(nóng)村地區(qū)中共黨員屬于“稀缺”的政治身份，在村鎮(zhèn)范圍地區(qū)往往能帶來一些特權(quán)收益 （Song and Appleton， 2008［29］）； 另一方面，可能是由于中國共產(chǎn)黨黨員代表著先進性，其往往能夠樹立明確的工作生活目標，所以生活中更容易獲得幸福感。

表4 主觀幸福感的決定因素：OLS和Ordered Logit模型估計結(jié)果

此外，農(nóng)戶家庭少年撫養(yǎng)比與戶主的主觀幸福感正相關(guān)，表明農(nóng)戶家庭中子女占比越高，家庭的幸福感越強，究其原因，這可能與農(nóng)戶家庭 “多子多?！钡膫鹘y(tǒng)理念有一定的關(guān)系，具有子女的家庭的幸福感明顯較強，并且子女數(shù)量的增加對于農(nóng)戶家庭幸福感有提升作用?！凹矣幸焕?，如有一寶”是農(nóng)村家庭普遍遵守的傳統(tǒng)觀念之一。本文回歸結(jié)果顯示，家庭老年撫養(yǎng)比與其主觀幸福感顯著正相關(guān)，表明農(nóng)戶家庭中老年的占比越高，則農(nóng)戶家庭的主觀幸福感越高，這一結(jié)果與傳統(tǒng)觀念一致。農(nóng)戶家庭在農(nóng)村擁有的土地面積與其主觀幸福感呈顯著正相關(guān)，即農(nóng)戶家庭在農(nóng)村自用土地面積越多，則對其主觀幸福感的提升作用越顯著。家庭負債指標與主觀幸福感關(guān)系為負，表明農(nóng)戶家庭參與銀行借貸和民間借貸等可能降低其主觀幸福感的程度，這可能與農(nóng)村金融不發(fā)達和金融意識薄弱相關(guān)，普通農(nóng)戶家庭的金融知識太少，不愿意參與借貸活動，甚至對借貸行為產(chǎn)生抵觸心態(tài)，所以家庭參與借貸負債可能降低戶主的主觀幸福感。另外，結(jié)果還顯示，居住地為城鎮(zhèn)的農(nóng)戶家庭較居住地在農(nóng)村的家庭而言具有更高的主觀幸福感，該結(jié)果表明在當前中國城鎮(zhèn)化進程不斷推進的背景下，農(nóng)村居民向往城鎮(zhèn)生活所享受的優(yōu)越的物質(zhì)條件，更高的教育和醫(yī)療服務水平，因此，遷移至城鎮(zhèn)的農(nóng)戶家庭可能比留在農(nóng)村的農(nóng)戶家庭更加容易獲得幸福感。

（三）主觀幸福感與農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)參與概率

接下來，本文檢驗了主觀幸福感與農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)選擇參與概率的關(guān)系?；诒唤忉屪兞繛樘摂M變量，而且主觀幸福感是一種對生活的態(tài)度和綜合的情緒，可能與被解釋變量之間存在內(nèi)生性關(guān)系，造成估計有偏的問題。為了得到更為客觀的測試結(jié)果，本文引入兩類外生因素作為工具變量，一類是自然界的外生因素，包括地區(qū)降雨量、日照時數(shù)、年均氣溫、六年內(nèi)地震頻次；另一類是農(nóng)村環(huán)境治理，包括農(nóng)村自來水受益比和農(nóng)村無害化衛(wèi)生廁所普及率，并分別進行實證檢驗，采用 Wooldridge給出的檢驗方法（Wald Test of Exogeneity）來檢驗幸福滿意度與家庭金融資產(chǎn)選擇之間的內(nèi)生性。如果檢驗結(jié)果支持主觀幸福感與家庭金融資產(chǎn)選擇之間存在內(nèi)生性，則接受IV-Probit的回歸結(jié)果，否則，就接受Probit的估計結(jié)果。本文實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，以所在地區(qū)年降雨量作為工具變量進行估計時，對數(shù)似然值更大，Wald檢驗的p值更小，顯著性更好，所以本文主要報告了以降雨量作為主觀幸福感的工具變量的回歸結(jié)果，以考察主觀幸福感與農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)參與概率和持有比重的關(guān)系。

表5 主觀幸福感對家庭金融資產(chǎn)選擇參與概率的影響

續(xù)前表

表5第Ⅰ列和第Ⅱ列估計結(jié)果報告了主觀幸福感對家庭農(nóng)戶儲蓄參與概率的影響。首先采用Wooldridge給出的檢驗方法，結(jié)果表明應該選擇接受IVProbit的估計結(jié)果，即主觀幸福感與家庭參與儲蓄的可能性顯著負相關(guān)，這表明主觀感覺較為幸福的農(nóng)戶家庭參與儲蓄的可能性隨幸福感的提升反而減少。第Ⅲ列和第Ⅳ列估計結(jié)果報告了主觀幸福感對家庭農(nóng)戶股票參與概率的影響。內(nèi)生性檢驗結(jié)果顯示應該選擇接受Probit的估計結(jié)果，即主觀幸福感與農(nóng)戶家庭股票參與概率關(guān)系負相關(guān)，但結(jié)果不顯著，這表明主觀幸福感的提升或降低不會對農(nóng)戶家庭參與股票產(chǎn)生顯著影響。第Ⅴ列和第Ⅵ列估計結(jié)果報告了主觀幸福感對家庭農(nóng)戶家庭商業(yè)保險參與概率的影響。內(nèi)生性檢驗結(jié)果顯示應該選擇接受IV-Probit的估計結(jié)果，即主觀幸福感與家庭參與商業(yè)保險的可能性顯著正相關(guān)，這表明主觀感覺較為幸福的農(nóng)戶家庭參與保險的可能性隨幸福感的提升而升高，這可能是因為主觀幸福感比較高的農(nóng)戶家庭對未來的關(guān)注度也更高，更加愿意購買保障型投資產(chǎn)品以保障其未來的經(jīng)濟效用。

（四）主觀幸福感與農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)持有比重

本文還檢驗了主觀幸福感與農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)持有比重的關(guān)系。與前文一致，本文在Tobit模型中引入農(nóng)戶家庭所在地區(qū)年降雨量作為工具變量進行估計。表6第Ⅰ列和第Ⅱ列估計結(jié)果報告了主觀幸福感對農(nóng)戶家庭儲蓄持有比重的影響，采用Wooldrige給出的檢驗，結(jié)果表明應該選擇IV-Tobit的估計結(jié)果，即主觀幸福感與農(nóng)戶家庭配置儲蓄的持有比重呈顯著負相關(guān)，這表明主觀幸福感越高，則農(nóng)戶家庭資產(chǎn)中配置的儲蓄的比重越低。第Ⅲ列和第Ⅳ列估計結(jié)果報告了主觀幸福感對農(nóng)戶家庭股票持有比重的影響，結(jié)果表明應該選擇IV-Tobit的估計結(jié)果，即主觀幸福感與農(nóng)戶家庭配置股票的比重呈顯著負相關(guān)，該結(jié)果表明幸福感越高的農(nóng)戶家庭中持有股票的比重越低，究其原因，可能是因為越幸福的農(nóng)戶家庭越愿意保持當前的生活狀態(tài)，也就不愿意冒險投資風險較高的資產(chǎn)。第Ⅴ列和第Ⅵ列估計結(jié)果報告了主觀幸福感對農(nóng)戶家庭商業(yè)保險持有比重的影響，結(jié)果顯示，主觀幸福感與農(nóng)戶家庭配置商業(yè)保險的占比的關(guān)系雖然為負相關(guān)，但是結(jié)果不顯著，這個結(jié)果表明，隨著幸福感的提升，農(nóng)戶家庭并不一定會增加商業(yè)保險在家庭資產(chǎn)中配置的比重。

表6 主觀幸福感對家庭金融資產(chǎn)選擇持有比重的影響

續(xù)前表

五、進一步機制研究

相關(guān)經(jīng)濟學研究逐漸認識到情緒與風險偏好和創(chuàng)業(yè)行為兩類風險認知和態(tài)度因素交互作用對人類行為具有決定作用。近年風險態(tài)度對經(jīng)濟行為與表現(xiàn)的影響取得了很多成果，但現(xiàn)有研究絕大多數(shù)都是在西方背景下進行考察，而在其他情境下的實證研究非常少。從廣度上來看，風險態(tài)度并不是完全同質(zhì)的，不同地區(qū)和社會文化會使風險態(tài)度的特征的某一方面極為顯著或極為不顯著地表現(xiàn)出來；而從深度上來看，現(xiàn)有研究局限在比較分析，而缺乏對產(chǎn)生影響的內(nèi)在機制進行研究。從理論貢獻上看，將風險認知和態(tài)度與情緒的交互作用研究引入經(jīng)濟學，既是對傳統(tǒng)的微觀個體行為研究理論的進一步發(fā)展，又是對理性決策的重新認識的過程。在現(xiàn)實經(jīng)濟生活實踐上看，隨著金融改革的進一步深入，以及高投資—高增長發(fā)展路徑的不可持續(xù)，微觀經(jīng)濟個體的決策與行為將會對 “新常態(tài)”下經(jīng)濟發(fā)展發(fā)揮越來越重要的作用，可以為理解和解決現(xiàn)實生活中的一系列問題提供參考。下面本文將從家庭戶主風險態(tài)度和風險參與動機兩個角度，進一步在經(jīng)驗上檢驗主觀幸福感分別與風險偏好和創(chuàng)業(yè)行為的交互作用對于家庭參與資產(chǎn)選擇和配置比重影響可能存在的機制。

（一）主觀幸福感與風險偏好的交互作用

近年越來越多的學者開始從行為金融視角探討風險態(tài)度對家庭金融資產(chǎn)選擇的影響。股票等金融資產(chǎn)的投資都具有一定程度的風險，根據(jù)標準的資產(chǎn)組合理論，居民的風險偏好程度會影響其資產(chǎn)配置決策。給定風險資產(chǎn)的收益率和風險程度，居民的風險偏好程度越強，其參與風險資產(chǎn)投資的可能性越高，且風險資產(chǎn)在其整個資產(chǎn)組合中的比例也越高；反之，給定風險資產(chǎn)的收益率和風險程度，居民的風險規(guī)避程度越高，其參與風險資產(chǎn)的可能性越低，而且即使其進行了風險資產(chǎn)投資，風險資產(chǎn)在其整個資產(chǎn)組合中的比例也越低。多數(shù)實證文獻發(fā)現(xiàn)，風險態(tài)度的差異是解釋其家庭金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)差異的重要因素。Keller and Siegrist （2006）［30］研究發(fā)現(xiàn)， 風險態(tài)度等因素對瑞典居民投資行為有顯著的影響，他們的研究表明，風險態(tài)度與所有投資者的投資行為顯著正相關(guān)。Hong et al. （2004）［31］、 Guiso and Paiella （2008）［32］發(fā)現(xiàn)，居民較高的風險規(guī)避程度導致其較低的參與股市可能，總的來說現(xiàn)有文獻表明風險態(tài)度對家庭金融資產(chǎn)參與和持有比重的影響可能是復雜的。因為風險是無法完全消除的，人們在社會生活環(huán)境中會面臨多種多樣的不確定性，這些不確定性的體驗對個體的情緒、認知和行為有著顯著的影響，所以，個體有降低這種不確定性的需求和動機 （Thau et al.，2009［33］）。鑒于此，本研究認為幸福滿意度作為一種對生活的綜合認知和態(tài)度，會影響到居民的風險偏好，進而影響其金融資產(chǎn)選擇 （葉德珠和周麗燕，2015［28］）。主觀感覺越幸福的人越愿意保持當前的生活狀態(tài)，也就不愿意冒險，那么其越不愿意參與風險資產(chǎn)投資，或者即使參與風險投資，在其整個家庭金融資產(chǎn)中風險資產(chǎn)深度也會越低。

本文依據(jù)CHFS2013問卷中受訪者農(nóng)戶家庭對高風險金融產(chǎn)品的偏好程度，如果家庭偏好風險資產(chǎn)投資則風險偏好為1，否則賦值為0。表7結(jié)果匯報了添加了風險偏好和主觀幸福感與風險偏好交互項的IV-Probit模型估計結(jié)果，回歸結(jié)果顯示，主觀幸福感對農(nóng)戶家庭儲蓄選擇、股票選擇和商業(yè)保險選擇的影響結(jié)果與前文基本一致。儲蓄是風險較低的家庭金融資產(chǎn)，表7第Ⅰ列結(jié)果顯示，風險偏好與農(nóng)戶家庭參與儲蓄概率負相關(guān)，這表明風險偏好較高的農(nóng)戶家庭參加儲蓄的意愿降低，這與理論預期基本一致。值得注意的是，主觀幸福感和風險偏好的交互項對儲蓄參與概率的作用為正，究其原因，可能是因為主觀幸福感越強的人，越是在性格上偏好風險，則越重視在冒險過程中 “留一手”，因此，農(nóng)戶家庭更加愿意參與儲蓄為未來提供一定的保障。第Ⅱ列結(jié)果顯示，風險偏好因素對農(nóng)戶家庭參與股票投資的影響雖然為正，但是結(jié)果不顯著，這個結(jié)果與李濤和郭杰 （2009）［34］的結(jié)論基本一致。此外，主觀幸福感與風險偏好的交互項也不顯著，這表明風險偏好不能與主觀幸福感之間形成有效的交互作用進而影響農(nóng)戶家庭股票的參與。第Ⅲ列結(jié)果顯示風險偏好與農(nóng)戶家庭參與商業(yè)保險的概率顯著正相關(guān)，同時，主觀幸福感與風險偏好的交互項對農(nóng)戶家庭參與商業(yè)保險的概率影響顯著為正，對其合理的解釋是，主觀幸福感越強的人對于保持當前幸福的生活狀態(tài)越重視，雖然其個人特質(zhì)是風險偏好，但是仍會愿意參與商業(yè)保險為未來提供必要的保障。

表7 主觀幸福感與風險偏好對農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)選擇的影響

接下來，本文還檢驗了風險偏好和主觀幸福感交互作用對農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)配置比重的影響。表7第Ⅳ列結(jié)果顯示，風險偏好與農(nóng)戶家庭儲蓄占比顯著負相關(guān)，即越偏好風險的農(nóng)戶家庭，其家庭持有的儲蓄占家庭整個資產(chǎn)比重越低，這與理論結(jié)果基本一致。但是，主觀幸福感和風險偏好的交互項估計結(jié)果顯著為正，這表明主觀幸福感較強的農(nóng)戶家庭，雖然個人特質(zhì)表現(xiàn)為風險偏好，但仍會增加家庭金融資產(chǎn)中儲蓄的比重，以保障未來家庭的經(jīng)濟需求和安全。第Ⅴ列結(jié)果顯示，風險偏好與農(nóng)戶家庭股票持有比重在5%置信水平顯著正相關(guān)，表明越偏好風險的農(nóng)戶家庭，其家庭在整個資產(chǎn)中配置股票的比重越高。但是，主觀幸福感和風險偏好的交互項的估計結(jié)果不顯著，說明主觀幸福感和風險偏好之間不存在交互作用以影響農(nóng)戶家庭股票資產(chǎn)配置的比重。此外，第Ⅵ列結(jié)果顯示，風險偏好與農(nóng)戶家庭商業(yè)保險的持有比重無顯著關(guān)系，并且主觀幸福感和風險偏好的交互項結(jié)果也不顯著，這可能是因為中國農(nóng)村保險金融市場發(fā)展還十分滯后，商業(yè)保險在家庭金融資產(chǎn)中的比重較小，所以風險偏好因素對于商業(yè)資產(chǎn)配置比重的影響還不十分顯著。

（二）主觀幸福感與創(chuàng)業(yè)行為的交互作用

居民具有創(chuàng)業(yè)行為可能成為主觀幸福感影響家庭金融資產(chǎn)選擇的重要機制。以往研究表明，個人情緒影響決策行為， Isen and Patrick （1983）［35］的 “情緒維持假說”認為，處于積極情緒的個體一般會為了維持積極情緒而避免冒險，而處于消極情緒的個體會為了改變消極情緒而傾向于冒險。相反，F(xiàn)redrickson（2001）［36］則認為，處于積極情緒的個體會引發(fā)更加樂觀和積極的評估和判斷，從而更愿意承擔風險，前后二者結(jié)論存在爭議。將主觀幸福感視為積極的情緒， Kennon （2001）［37］， 金曉彤和崔宏靜 （2013）［38］研究發(fā)現(xiàn)主觀幸福感與創(chuàng)業(yè)行為顯著相關(guān)，但是目前學術(shù)界尚無證據(jù)表明主觀幸福感與風險參與動機之間的相互作用能夠使居民對資產(chǎn)選擇決策產(chǎn)生影響。創(chuàng)業(yè)是一個復雜的心理過程，涉及個體有信心執(zhí)行一項具有風險的任務，并且有信心獲得一定的結(jié)果，因此，在高不確定結(jié)果的背景下，如果個體認為自己具備風險承擔能力，就更傾向于參與創(chuàng)業(yè)，換言之，參與創(chuàng)業(yè)的個體可能具備更多的愿意承擔風險的特質(zhì)。鑒于此，本文基于 “情緒維持假說”提出原假設：如果具有創(chuàng)業(yè)行為的居民，當其主觀幸福感提高時，則會選擇降低參與風險資產(chǎn)投資的可能性，并相應減少風險性較高資產(chǎn)的投資比重，從而為創(chuàng)業(yè)需求留存更多的流動性高的資產(chǎn)。此外，本文依據(jù)尹志超等（2015）［39］文獻對創(chuàng)業(yè)行為的界定，對于家庭戶主主動 “從事個體經(jīng)營或企業(yè)經(jīng)營”，且其從事個體經(jīng)營或企業(yè)經(jīng)營的原因是 “想自己當老板”、 “掙得更多”、 “更靈活自由”，則視其具有創(chuàng)業(yè)行為，反之，則視其缺乏創(chuàng)業(yè)行為。

表8 主觀幸福感與創(chuàng)業(yè)行為對農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)選擇的影響

表8報告了工具變量模型估計儲蓄、商業(yè)保險和股票選擇的結(jié)果。表8第Ⅰ列結(jié)果顯示，添加主觀幸福感×創(chuàng)業(yè)行為交叉項后，主觀幸福感與居民儲蓄參與的關(guān)系仍顯著為負，這與前文結(jié)果一致。創(chuàng)業(yè)行為對居民儲蓄參與的影響顯著為負，表明創(chuàng)業(yè)居民并不會提高參與儲蓄的概率，這可能與創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)活動中對現(xiàn)金流動性要求較高，因此降低了儲蓄的參與有關(guān)。值得關(guān)注的是，結(jié)果顯示，主觀幸福感和創(chuàng)業(yè)行為的交互項的回歸系數(shù)顯著為正，表明主觀幸福感和創(chuàng)業(yè)行為的交互作用并未減弱儲蓄的作用，反而是這種交互作用提高了居民參與儲蓄的概率。第Ⅱ列結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)行為與居民股票參與的關(guān)系為負，但卻不顯著，表明創(chuàng)業(yè)行為單個因素并不會顯著影響家庭是否參與股票投資，但是主觀幸福感與創(chuàng)業(yè)行為交互項的估計結(jié)果顯著為正，這表明主觀幸福感與創(chuàng)業(yè)行為之間可能形成交互作用提高居民參與股市的概率，提高具有創(chuàng)業(yè)行為家庭的主觀幸福感對于農(nóng)戶家庭提高參與股市的概率有積極的正向促進作用。第Ⅲ列報告了主觀幸福感和創(chuàng)業(yè)行為交互作用對商業(yè)保險參與概率的作用。結(jié)果顯示創(chuàng)業(yè)行為與商業(yè)保險呈顯著正相關(guān)，這表明創(chuàng)業(yè)行為能夠提高農(nóng)戶家庭參與商業(yè)保險的概率，原因可能是因為創(chuàng)業(yè)行為是有風險的，而農(nóng)戶家庭普遍存在一定的脆弱性，因此，在經(jīng)濟條件允許的情況下參與保險可以幫助農(nóng)戶家庭在創(chuàng)業(yè)過程中增加家庭保障能力。主觀幸福感和創(chuàng)業(yè)行為的交互項對商業(yè)保險參與概率顯著為負，這說明主觀幸福感和創(chuàng)業(yè)行為的交互作用可能對農(nóng)戶家庭參與商業(yè)保險的概率產(chǎn)生抑制作用，即主觀幸福感和創(chuàng)業(yè)行為對農(nóng)戶商業(yè)保險選擇存在一定的替代效應。

進一步地，表8還匯報了主觀幸福感×創(chuàng)業(yè)行為交叉項對農(nóng)戶家庭金融資產(chǎn)持有比重的影響。第Ⅳ列結(jié)果顯示加入了創(chuàng)業(yè)行為變量后，主觀幸福感對農(nóng)戶家庭儲蓄占比的影響仍顯著為負，結(jié)論與前文基本一致。創(chuàng)業(yè)行為對農(nóng)戶家庭儲蓄占比的影響顯著為負，表明具有創(chuàng)業(yè)行為的農(nóng)戶家庭會降低家庭金融資產(chǎn)中儲蓄的占比，這可能與創(chuàng)業(yè)家庭需要進行大量實物資產(chǎn)的投資有關(guān)，因此儲蓄占比降低。但是結(jié)果發(fā)現(xiàn)主觀幸福感和創(chuàng)業(yè)行為的交互項與農(nóng)戶家庭儲蓄占比顯著正相關(guān)，表明二者可以形成交互作用提高農(nóng)戶家庭持有更多的儲蓄資產(chǎn)。第Ⅴ列結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)行為因素顯著為正，這說明具有創(chuàng)業(yè)行為的家庭參加股票投資的深度較高，這可能是因為具有創(chuàng)業(yè)行為的家庭往往有更高的風險偏好，因此傾向于在家庭金融資產(chǎn)中配置更多的股票資產(chǎn)。但是，主觀幸福感與創(chuàng)業(yè)行為不能形成交互作用影響股票持有比重。此外，第Ⅵ列結(jié)果報告了主觀幸福感與創(chuàng)業(yè)行為交互作用對農(nóng)戶家庭參與商業(yè)保險持有比重的作用，結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)行為對農(nóng)戶家庭持有商業(yè)保險比重有顯著的促進作用，而主觀幸福感與創(chuàng)業(yè)行為交互項對農(nóng)戶家庭持有商業(yè)保險的占比沒有顯著的作用，這表明二者對農(nóng)戶家庭商業(yè)保險持有比重不能形成交互作用。

六、結(jié)論與政策啟示

本文主要研究了主觀幸福感與農(nóng)戶家庭參與儲蓄、股票和商業(yè)保險三種資產(chǎn)配置選擇的關(guān)系。從描述性統(tǒng)計結(jié)果看，農(nóng)戶家庭參與股票和商業(yè)保險的概率和占比均較小，股票表現(xiàn)出明顯的 “有限參與”現(xiàn)象。通過內(nèi)生性檢驗發(fā)現(xiàn)，除了參與股票資產(chǎn)選擇外，主觀幸福感與農(nóng)戶家庭參與儲蓄和商業(yè)保險兩種家庭金融資產(chǎn)配置選擇都有顯著的內(nèi)生性關(guān)系。工具變量模型估計結(jié)果顯示，一方面，隨著主觀幸福感的提升，農(nóng)戶家庭參與儲蓄的概率下降，參與股票無顯著差異，參與商品房和商業(yè)保險均上升；另一方面，主觀幸福感的提升對農(nóng)戶家庭持有儲蓄和股票的比重降低，但商業(yè)保險的持有比重卻不一定增加。進一步將風險偏好和創(chuàng)業(yè)行為納入研究框架發(fā)現(xiàn)，主觀幸福感能夠與上述二者發(fā)生交互作用影響農(nóng)戶家庭資產(chǎn)選擇。

提高居民的幸福感一直是政府工作的一個重要目標，隨著居民家庭主觀幸福感的不斷提升，農(nóng)戶家庭參與金融資產(chǎn)選擇的廣度和深度不斷提升，本文就居民主觀幸福感和農(nóng)戶家庭資產(chǎn)選擇的實證研究得到以下兩點政策啟示：第一，雖然現(xiàn)階段農(nóng)戶家庭資產(chǎn)金融化程度尚處于一個較低水平，但隨著農(nóng)戶家庭主觀幸福感的提升，家庭資產(chǎn)配置不斷優(yōu)化，金融資產(chǎn)選擇總體呈上升趨勢：一方面，政府在三期疊加的經(jīng)濟“新常態(tài)”背景下應堅持著力經(jīng)濟發(fā)展，并進一步提升居民主觀幸福感；另一方面，應當加大農(nóng)戶家庭金融政策的傾斜力度，完善家庭金融相關(guān)法律法規(guī)，優(yōu)化農(nóng)村家庭金融供給的外部環(huán)境，擴大家庭金融的參與主體。重視農(nóng)戶家庭風險態(tài)度和創(chuàng)業(yè)等行為對于家庭資產(chǎn)配置的影響，通過家庭金融政策引導，不斷釋放農(nóng)村家庭金融消費能力，幫助農(nóng)戶家庭在有限資源約束下，不僅滿足農(nóng)戶家庭的金融需求，而且實現(xiàn)家庭效用最大化目標。第二，引導金融機構(gòu)重視農(nóng)村金融巨大的市場潛力，并積極建立適應 “三農(nóng)”金融需求的農(nóng)村家庭金融市場體系。采取必要的農(nóng)村家庭金融改革試點，合理安排農(nóng)村家庭金融機構(gòu)布局，開展針對 “三農(nóng)”現(xiàn)實特征的家庭金融產(chǎn)品和創(chuàng)新金融服務模式。提高農(nóng)戶家庭的金融意識，調(diào)動金融機構(gòu)的積極性，推動城鄉(xiāng)金融體系的一體化，提升農(nóng)戶家庭參與現(xiàn)代金融市場的信息，降低農(nóng)戶家庭儲蓄的預防性儲蓄動機。

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