周 弘，管世源

（安徽財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，安徽蚌埠，233000）

資產(chǎn)配置問題是家庭金融研究的核心問題，隨著家庭參與金融市場水平的不斷提高，有關(guān)資產(chǎn)配置問題的研究愈發(fā)引起學(xué)界的關(guān)注。然而限于傳統(tǒng)微觀金融理論中的同質(zhì)性假設(shè)，處在現(xiàn)代金融市場中的家庭資產(chǎn)配置行為并未得到較為完全的解釋。因此，基于心理因素的家庭資產(chǎn)配置行為逐漸引發(fā)了學(xué)者越來越多的研究興趣。

一般認(rèn)為，社會地位是對社會成員在社會系統(tǒng)中所處位置的綜合衡量指標(biāo)，不僅反應(yīng)其財富、權(quán)力和聲望等多個方面，也反映其家庭的社會威望和所獲榮譽(yù)的高低。個體對自身社會地位形成的意識與認(rèn)知就是主觀社會地位，這是個體對社會地位的主觀評定與認(rèn)可。作為資產(chǎn)配置的重要決策之一，風(fēng)險資產(chǎn)配置過程往往會受到個人對自身社會地位認(rèn)知的影響?；诖耍瑖@主觀社會地位如何影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置決策展開研究，有助于進(jìn)一步放松傳統(tǒng)理論中投資者同質(zhì)性假設(shè)，拓展心理因素影響家庭金融行為的研究邊界，豐富已有研究成果。

一、文獻(xiàn)綜述

（一）主觀社會地位的研究

對于社會地位，社會學(xué)家們將其視為構(gòu)成社會分層的三要素之一，是指一個社會等級體系或分層系統(tǒng)中的等級位置。主要的特點為：社會地位是被社會廣泛認(rèn)可的；是一定權(quán)利、責(zé)任的象征；其在很大程度上決定著受尊重的程度、收入分配的優(yōu)劣、機(jī)遇的多寡、個人才干的施展、自我實現(xiàn)的高低［1］。關(guān)于如何衡量社會地位的高低，主要分為主觀法、客觀法和綜合法。主觀法是指受訪者綜合考察自身各方面的真實條件做出的評價，一般是給被調(diào)查者一個打分范圍，比如在1-5五個整數(shù)之間進(jìn)行選擇，其中1表示社會地位最低，5表示社會地位最高。選出的結(jié)果表示的是主觀社會地位。關(guān)于主觀社會地位的相關(guān)研究，蔡思斯［2］利用2012年社會發(fā)展與社會建設(shè)的調(diào)查數(shù)據(jù)開展研究，發(fā)現(xiàn)個人的收入水平、受教育程度、政治面貌等客觀因素對于社會地位階級認(rèn)同有顯著的影響；劉妍良［3］使用中國社會調(diào)查（CGSS）橫截面數(shù)據(jù)考察青年群體中主觀社會地位的性別差異，發(fā)現(xiàn)女性群體相較于男性，有一種潛在的地位優(yōu)越感。

（二）社會地位與家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置的研究

家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置行為屬于家庭金融研究中的一個領(lǐng)域。國外學(xué)者Campbell最早在美國金融聯(lián)合會年會上提出家庭金融的概念，他認(rèn)為家庭金融研究的是家庭如何利用金融產(chǎn)品來實現(xiàn)財富效用最大化目標(biāo)的行為。自此以后，國內(nèi)學(xué)者對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置的研究也逐漸增多，王聰［4］基于奧爾多中心2007年和2012年的城市家庭資產(chǎn)的調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)年齡、收入和受教育程度對股市參與有顯著的正向關(guān)系，但其他影響家庭參與股市的因素是動態(tài)變化的。關(guān)于社會地位對家庭的風(fēng)險資產(chǎn)配置行為的影響，以往的文獻(xiàn)主要是從社會經(jīng)濟(jì)地位角度來研究，因為我國的社會分層主要體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)地位方面。楊寶玉［5］利用CFPS的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)主觀社會地位對于家庭地位性消費有正向的影響，且隨著收入差距的擴(kuò)大，其影響關(guān)系逐漸被強(qiáng)化。

綜上所述，以往文獻(xiàn)中對于居民主觀社會地位影響因素和家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置行為的客觀影響因素研究較為全面，但從主觀認(rèn)知角度考察主觀社會地位如何影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置的研究較少，因此本文以居民主觀社會地位為核心解釋變量，同時控制人口統(tǒng)計特征和家庭經(jīng)濟(jì)特征層面的相關(guān)變量，研究其對家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置行為的影響。

二、數(shù)據(jù)、變量與模型設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與變量說明

數(shù)據(jù)來源于2014年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS），CFPS是由中國社會科學(xué)調(diào)查中心開展的一項全國性的綜合社會調(diào)查項目。2014年的調(diào)查樣本數(shù)據(jù)覆蓋除了內(nèi)蒙古、海南、西藏、青海、寧夏和新疆之外的25個?。ㄊ?、自治區(qū)），目標(biāo)樣本規(guī)模為13946戶，調(diào)查對象包括樣本家庭中的所有成員。

研究目的是考察居民主觀社會地位對于家庭風(fēng)險參與和風(fēng)險資產(chǎn)配置比重的影響。篩選樣本的思路如下：通過問卷中的問題“儲蓄、投資、保險由誰說了算？”選擇出家庭投資行為決策人的信息，與其家庭特征相匹配，再剔除缺失或重復(fù)的數(shù)據(jù)后最終得到7697個樣本家庭的信息?；诒疚牡难芯磕康模x擇能代表居民主觀社會地位的變量極其重要，下面就被解釋變量、解釋變量和其他控制變量的選擇做一個說明。

1.被解釋變量。本文研究主觀社會地位對家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置的影響，故選取的被解釋變量為風(fēng)險資產(chǎn)參與和風(fēng)險資產(chǎn)配置比重。參考尹志超［6］的定義，金融資產(chǎn)包括風(fēng)險資產(chǎn)和無風(fēng)險資產(chǎn)。金融資產(chǎn)中風(fēng)險資產(chǎn)包括股票、基金、國債、信托產(chǎn)品、外匯產(chǎn)品、期貨期權(quán)；無風(fēng)險資產(chǎn)包括現(xiàn)金、活期以及定期存款、政府債券。因為考慮到CFPS數(shù)據(jù)的獨特性，采用現(xiàn)金及存款總額代表無風(fēng)險資產(chǎn)。風(fēng)險資產(chǎn)的參與表示家庭是否持有風(fēng)險資產(chǎn)，如果擁有風(fēng)險資產(chǎn)中的任意一種都取值為1，沒有則取值為0。風(fēng)險資產(chǎn)配置比重表示家庭擁有的風(fēng)險資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)的比重。

2.解釋變量。核心解釋變量是主觀社會地位。在CFPS問卷中，我們得到的是主觀社會地位（變量取值為1-5，1表示社會地位很低，5表示社會地位很高）。其他解釋變量是間接與社會地位相聯(lián)系的控制變量。分人口層面統(tǒng)計特征和家庭層面經(jīng)濟(jì)特征，人口的統(tǒng)計特征包括年齡、性別（1代表男性，0代表女性）、婚姻（1代表已婚，0代表未婚、離婚、喪偶等）、戶口（1代表城鎮(zhèn)戶口，0代表農(nóng)村戶口）。家庭的經(jīng)濟(jì)特征包括是否有房（1代表有，0代表無）、是否有存款（1代表有，0代表無）、家庭一年的人情禮金支出。由于家庭人情禮金支出數(shù)值變化差異較大，為了降低異方差的影響，文中對人情禮金支出做了取對數(shù)處理。表1給出了上述變量的描述性統(tǒng)計分析。

表1 變量的描述性統(tǒng)計分析

（二）模型設(shè)計

研究個人的主觀社會地位對家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與的影響，由于家庭是否擁有風(fēng)險資產(chǎn)為二元變量，故采用Probit模型，具體Probit模型如下：

其中被解釋變量riskchoicei是家庭是否配置風(fēng)險資產(chǎn)的二元變量，等于1表示家庭配置風(fēng)險資產(chǎn)，等于0表示沒有配置風(fēng)險資產(chǎn)，Social_Statusi是個人主觀社會地位變量，Xi是控制變量，包括人口層面的統(tǒng)計特征和家庭層面的經(jīng)濟(jì)特征，隨機(jī)誤差項i表示受訪的家庭投資行為決策者。

又由于部分家庭可能沒有配置風(fēng)險資產(chǎn)，這表明風(fēng)險資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)比重是截斷的，因此采用左截斷點為0的Tobit模型：

其中Yi表示風(fēng)險資產(chǎn)比重，值域位于［0，1］之間，risksharei被稱為潛在變量，是風(fēng)險資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重的觀測值，隨機(jī)誤差項εi～N(0,σ2)。

三、實證結(jié)果與分析

表2給出了主觀社會地位及相關(guān)的控制變量對家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與和風(fēng)險資產(chǎn)配置比重的估計結(jié)果?；谥饔^社會地位是一種對個人生活狀況、自有資本的評估，可能與家庭是否擁有風(fēng)險資產(chǎn)之間存在反方向因果關(guān)系。具體來說，擁有風(fēng)險資產(chǎn)的居民可能在主觀上認(rèn)為其社會地位會較高，這使得主觀社會地位成為模型中的內(nèi)生解釋變量，因此一般的Probit模型得到的估計系數(shù)是有偏差的。對此，本文選擇居民是否為黨員作為工具變量，原因是黨員是改革開放以來經(jīng)濟(jì)建設(shè)中具有“先進(jìn)性”表現(xiàn)的群體，能成為黨員說明該人在群體中具有很高的社會地位。又依據(jù)Wooldridge給出的檢驗方法來進(jìn)行內(nèi)生性檢驗。表2倒數(shù)第二行給出了Wald檢驗結(jié)果，在1%的水平下拒絕了變量不具有內(nèi)生性的假設(shè)，表明主觀社會地位變量存在內(nèi)生性問題。此外，對于可能出現(xiàn)弱工具變量問題，我們進(jìn)行弱工具變量識別檢驗，檢驗結(jié)果位于表格最后一行。AR值在1%的水平上顯著，這也說明了居民是否為黨員不是弱工具變量。確定工具變量為居民是否是黨員后，采用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行實證回歸，得到主觀社會地位對家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與的估計系數(shù)為0.8883，在5%的水平上顯著，同時，主觀社會地位對家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置比重的估計系數(shù)為0.7135，也在5%的水平上顯著。說明主觀社會地位對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置廣度和深度有顯著的正向影響，即主觀社會地位較高的居民更傾向于配置風(fēng)險資產(chǎn)，并且在家庭總金融資產(chǎn)中配置較多的比重。此外，筆者也考慮了人口的統(tǒng)計特征和家庭的經(jīng)濟(jì)特征對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與的影響。發(fā)現(xiàn)年齡與風(fēng)險資產(chǎn)參與呈“倒U”型關(guān)系，說明隨著年齡的增加，居民參與風(fēng)險資產(chǎn)的概率會增大，但隨著投資決策者到了一定的年齡后，會減少風(fēng)險資產(chǎn)的參與，存在生命周期效應(yīng)。男性投資決策者較于女性呈現(xiàn)較低概率的配置風(fēng)險資產(chǎn)；擁有農(nóng)村戶口的居民，其配置風(fēng)險資產(chǎn)的概率會大大減少，這可能是因為擁有農(nóng)村戶口的居民往往較多的從事農(nóng)業(yè)活動，參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)會增加農(nóng)用機(jī)械的配置，從而抑制風(fēng)險資產(chǎn)的參與。還有，家庭有存款對于參與風(fēng)險資產(chǎn)有正向的促進(jìn)作用，家庭持有房產(chǎn)和風(fēng)險資產(chǎn)的參與關(guān)系為負(fù)，但并不顯著，這可能是因為房產(chǎn)這種特殊的商品不只存在消費屬性，還要考慮其投資屬性。

四、影響機(jī)制研究

通過上述分析，我們已經(jīng)知道了個人主觀社會地位對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與的廣度和深度均具有顯著的正向促進(jìn)作用，但是還不清楚該作用產(chǎn)生的機(jī)制。有學(xué)者通過研究發(fā)現(xiàn)，生活資源能夠客觀地反映如今中國的社會階層狀況，處于不同社會階層的居民其生活狀況會存在較大的差異。主觀社會地位較高的人往往擁有較多的生活資源，同時，生活資源處于較高階層的社會成員一般擁有較高的收入水平，收入對家庭風(fēng)險資產(chǎn)的參與有顯著的正向影響。為了考察這一作用機(jī)制是否真的存在，筆者將CFPS2014數(shù)據(jù)中的家庭的年收入作為中介變量，采用溫忠麟等［7］提出的“中介效應(yīng)檢驗”方法，來探究主觀社會地位是否通過收入水平來影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置。模型如下：

該方法的步驟為：首先檢驗式（4）中解釋變量和被解釋變量的關(guān)系α1是否顯著，前文已經(jīng)得知，個人主觀社會地位對于家庭的風(fēng)險資產(chǎn)參與的影響是顯著的；然后檢驗式（5）中解釋變量和中間變量的關(guān)系β1是否顯著、式（6）中的中間變量和被解釋變量的關(guān)系γ2是否顯著。若都顯著則說明存在中介效應(yīng)，若只有一個顯著，則還需要通過Sobel檢驗來判斷；如果Sobel檢驗顯著，則說明中介效應(yīng)存在。

考慮到收入和主觀社會地位之間可能存在內(nèi)生性，我們引入工具變量是否為黨員，然后對式（5）進(jìn)行估計，表3第I列是使用OLS法進(jìn)行估計的結(jié)果，第II列是使用2SLS法進(jìn)行估計的結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，使用工具變量后，在1%的顯著性水平下，個人主觀社會地位對家庭年收入的邊際促進(jìn)作用更加明顯，即主觀社會地位越高，家庭年收入水平越高，符合我們的猜想。

表3 主觀社會地位對家庭年收入的影響

然后將“家庭年收入”變量加入到風(fēng)險資產(chǎn)參與的方程中，考察“家庭年收入”是否產(chǎn)生了中介作用。如表4所示?？紤]到風(fēng)險資產(chǎn)參與和主觀社會地位之間可能存在內(nèi)生性，采用IV-Probit模型對式（6）進(jìn)行估計。結(jié)果顯示，作為中介變量的“家庭年收入”在1%的水平下顯著，且主觀社會地位變量的估計系數(shù)相較于表2中的有所降低，故驗證了中介效應(yīng)的存在，說明了個人主觀社會地位越高，家庭年收入越高，而且這種收入能增加家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)的概率。

表2 主觀社會地位對風(fēng)險資產(chǎn)配置的影響

以上結(jié)果表明，“家庭年收入”的中介效應(yīng)是增加家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置的機(jī)制之一。而且需要明確的是，“家庭年收入”的中介效應(yīng)雖然存在，但是由于主觀社會地位變量估計系數(shù)仍然顯著，所以此處應(yīng)當(dāng)視為部分中介效應(yīng)，說明家庭年收入不能完全解釋主觀社會地位影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)參與的原因。

表4 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

五、結(jié)論與合理化建議

借助2014年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的數(shù)據(jù)，利用IV-Probit和IV-Tobit模型實證分析了居民主觀社會地位對于家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置廣度和深度的影響。研究表明，主觀社會地位對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)參與和風(fēng)險資產(chǎn)配置比重均有顯著的正向促進(jìn)作用，即居民主觀社會地位越高，其家庭傾向于參與風(fēng)險資產(chǎn)，且配置風(fēng)險資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)的比重越大。進(jìn)一步研究時，通過逐步檢驗法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗后發(fā)現(xiàn)，家庭年收入在主觀社會地位和家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置中充當(dāng)部分中介的作用，由此發(fā)現(xiàn)主觀社會地位部分通過影響家庭年收入來影響居民家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置。

基于實證研究結(jié)果得到以下兩點啟示：第一，現(xiàn)階段我國居民對于風(fēng)險資產(chǎn)的配置仍然普遍存在著“有限參與”的現(xiàn)象，但隨著居民主觀社會地位的增加，其家庭也會更多地參與金融資產(chǎn)的配置。提升居民的主觀社會地位，一方面我國應(yīng)該繼續(xù)推進(jìn)戶籍、就業(yè)、收入分配等制度改革，為居民提供公平的社會環(huán)境。另一方面我國還應(yīng)當(dāng)加快經(jīng)濟(jì)建設(shè)，提高家庭的可支配收入、為處于社會中下層的居民提供較多步入較高階層的機(jī)會。第二，任何社會都不可避免地存在社會階層的劃分，不同社會階層的居民所擁有的機(jī)會和享受的社會資源不同。主觀社會地位較低的人較少參與風(fēng)險資產(chǎn)配置，部分原因是其擁有的社會資源較少，接觸金融市場的機(jī)會較低。故政府可加強(qiáng)普及金融知識教育，加強(qiáng)金融市場建設(shè)，金融機(jī)構(gòu)也應(yīng)該設(shè)計適合不同人群的金融產(chǎn)品，使得金融產(chǎn)品深入社會各個階層。

本研究樣本為橫截面數(shù)據(jù)，并未控制時間因素，無法動態(tài)地分析個人主觀社會地位變化對于家庭資產(chǎn)配置的影響，同時樣本中也沒有包含社會背景的數(shù)據(jù)，無法考察環(huán)境因素對于個人主觀社會地位在家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置中的影響。未來隨著家庭金融調(diào)查的進(jìn)一步深入，上述問題將會得到很好的彌補(bǔ)，未來的研究也將同步開展。