龐懿瑋，謝綿陛

（集美大學(xué)財經(jīng)學(xué)院，福建廈門361021）

2019年3月，習(xí)近平總書記在參加十三屆全國人大二次會議福建代表團審議時，就創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的發(fā)展環(huán)境問題發(fā)表了重要講話。他強調(diào)需要借改革開放的動力，促進營造利于創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)發(fā)展的環(huán)境，這樣我們才可以在國際中有足夠的影響力和競爭力。在黨的號召下，經(jīng)過幾年的努力，我國創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)蓬勃發(fā)展，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的主體日趨多元，同時各類平臺也不斷豐富，社會的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)氛圍日趨濃郁，理念更是深入人心。作為創(chuàng)新事業(yè)的主力軍，創(chuàng)業(yè)者們推動了經(jīng)濟的進一步增長，促進了經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型升級，成為穩(wěn)定就業(yè)和解決就業(yè)問題的重要支撐。

居民家庭金融配置情況反映著一個國家經(jīng)濟發(fā)展程度，而學(xué)者們對家庭金融（Household Finance）的研究，近期也從人口結(jié)構(gòu)特征角度轉(zhuǎn)為從個體特征角度出發(fā)解釋不同群體效用極大化的家庭資產(chǎn)配置的合理安排。參考歷史文獻，創(chuàng)業(yè)者的薪資模式不同于工薪階層或務(wù)工人員等非創(chuàng)業(yè)者，相比之下可支配資金更加靈活，因此有更多資金參與金融投資。有學(xué)者認為，創(chuàng)業(yè)者普遍具有較高風(fēng)險偏好，因此在金融投資上也偏好于配置風(fēng)險較大的金融資產(chǎn)。還有學(xué)者認為，創(chuàng)業(yè)者更偏好于將自己的資金更多投資于自身事業(yè)，相反在金融資產(chǎn)投資時相對較為保守。也有學(xué)者綜合上述看法，認為創(chuàng)業(yè)者金融投資行為是上述二者博弈結(jié)果。而創(chuàng)業(yè)家庭毋庸置疑是我國當(dāng)前具有代表性的特色群體，其家庭金融配置行為也具有一定代表性。

總之，中國經(jīng)濟目前正處于轉(zhuǎn)型發(fā)展階段，民營企業(yè)發(fā)展機遇與困難并存，因此創(chuàng)業(yè)者的家庭金融資產(chǎn)配置選擇是一個復(fù)雜的過程。那么，本文提出一個重要的學(xué)術(shù)問題，相較于非創(chuàng)業(yè)者，創(chuàng)業(yè)者的家庭資產(chǎn)配置具有怎樣的偏好特征？這種個體職業(yè)特征差異應(yīng)當(dāng)怎樣解釋？鑒于此，本文運營CHFS2015年微觀數(shù)據(jù)，以受訪者職業(yè)特征（創(chuàng)業(yè)家庭）為解釋變量，研究創(chuàng)業(yè)家庭資產(chǎn)配置偏好及形成的機制，以期為已有的金融研究做必要的理論補充，同時為政策制定與實踐提供理論證據(jù)。

一、創(chuàng)業(yè)家庭資產(chǎn)配置偏好研究可行性分析

（一）家庭資產(chǎn)配置偏好研究的必要性

如今，家庭單位的經(jīng)濟活動已經(jīng)不再是傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)中簡單的儲蓄和消費。在我國“提高財產(chǎn)性收入”的宏觀政策引導(dǎo)下，中國家庭也逐漸提高了家庭資產(chǎn)配置的意識。然而，國內(nèi)外學(xué)者發(fā)現(xiàn)，資本市場“有限參與之謎”的問題普遍存在于不同國家——雖然資本市場不斷完善，金融產(chǎn)品供給不斷增加，家庭可支配收入也顯著提高，但是總體來說資本市場的參與率卻一直處于較低水平。學(xué)者甘犁（2015）通過研究發(fā)現(xiàn)，我國僅有10.4%的居民參與到家庭金融市場中，而股票市場的參與人數(shù)更少，只有6.5%。通過研究不同人群對金融市場的參與態(tài)度，發(fā)現(xiàn)從年齡、性別，到教育、婚姻，甚至健康狀況都會影響到家庭的資產(chǎn)配置偏好（彭川，2018）。除此之外，家庭收入（胡楓，2016）、家庭結(jié)構(gòu)（樊綱治、王宏揚，2015）、家庭的資產(chǎn)流動性約束（尹志超、宋鵬、黃倩，2015）、戶主的風(fēng)險態(tài)度（王聰、姚磊、柴時軍，2017）和家庭與社會的互動程度（郭士祺、梁平漢，2014）也均會產(chǎn)生影響。

（二）創(chuàng)業(yè)家庭與非創(chuàng)業(yè)家庭的差異性

通過研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)家庭與非創(chuàng)業(yè)家庭的戶主在個體特征與收入特征上的確存在著差異性。

個體特征差異主要表現(xiàn)在家庭創(chuàng)業(yè)的積極性會隨著戶主年齡的增長逐漸減弱。男性戶主，且家庭規(guī)模比較大的家庭偏向于創(chuàng)業(yè)。但戶主受教育越久，反而阻礙創(chuàng)業(yè)（敖堃，2016）。對于創(chuàng)業(yè)者的風(fēng)險偏好特征，Hvide和Panos（2014）研究表明創(chuàng)業(yè)者的確會有更大的風(fēng)險偏好，且東部地區(qū)居民創(chuàng)業(yè)意愿比西部更強，中部表現(xiàn)為更活躍。同時，創(chuàng)業(yè)者特別是成功的創(chuàng)業(yè)者的流動性約束也普遍會小于非創(chuàng)業(yè)者（程郁、羅丹，2009）。對于兩者的收入特征差異，胡楓（2017）從工作滿意度的角度進行研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)者的工作的滿意度更高。而高強、潘陽春與吳柏鈞（2015）也實證發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)者的年收入顯著高于非創(chuàng)業(yè)者，但創(chuàng)業(yè)者也面臨更大的收入不確定性。而金融學(xué)家Merton（1975）認為，家庭經(jīng)濟不確定性的重要影響因素之一是未來勞動收入，創(chuàng)業(yè)者較大的未來勞動收入不確定性將導(dǎo)致其家庭經(jīng)濟不確定比非創(chuàng)業(yè)者更大，而家庭財富作為家庭收入的累計表現(xiàn)，同樣在創(chuàng)業(yè)者與非創(chuàng)業(yè)者的差異也較大。與此同時，吳雨、彭嫦燕和尹志超（2016）等學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)財富也是影響家庭資產(chǎn)配置選擇的重要因素之一。

從國際上的研究來看，Lin和Grace（2007）構(gòu)建了一個衡量家庭財務(wù)風(fēng)險的指標(biāo)，稱為家庭財務(wù)脆弱性指標(biāo)（household financial vulnerability index，HFVI）。肖忠意、黃玉等（2018）研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)者與非創(chuàng)業(yè)者的家庭財務(wù)脆弱性具有明顯的差異，并且孫祁祥、王向楠等（2016）通過研究發(fā)現(xiàn)，家庭財務(wù)脆弱性會對家庭的保險選擇產(chǎn)生一定的影響，進而表明家庭財務(wù)脆弱性對家庭資產(chǎn)配置偏好也可能會有影響作用。

綜上所述，本文在已有研究的基礎(chǔ)上，得出結(jié)論：研究家庭資產(chǎn)配置偏好具有必要性，且創(chuàng)業(yè)者與非創(chuàng)業(yè)者兩大群體的差異在個體特征和收入特征中都具有明顯的差異。而在我國創(chuàng)業(yè)鼓勵政策下，創(chuàng)業(yè)群體逐漸壯大，因此該群體具有足夠的樣本量與代表性。故本文通過對比創(chuàng)業(yè)者與非創(chuàng)業(yè)者來研究創(chuàng)業(yè)的家庭資產(chǎn)配置偏好，并嘗試從收入特征來進行解釋成因，以期更好地解釋我國家庭金融市場中存在的“有限參與之謎”的現(xiàn)象，并針對此情況提出實踐性建議。而本文基于文獻綜述中創(chuàng)業(yè)者與非創(chuàng)業(yè)者的收入特征，提出猜想：家庭財務(wù)脆弱性與家庭財富可能可以作為傳導(dǎo)機制，解釋不同職業(yè)群體對家庭資產(chǎn)配置選擇的異質(zhì)性。

本文的創(chuàng)新之處在于：對我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展階段具有代表性的職業(yè)群體創(chuàng)業(yè)者，研究不同群體家庭資產(chǎn)配置偏好的異質(zhì)性，并嘗試使用家庭財務(wù)脆弱性與家庭財富來解釋這種異質(zhì)性。

二、實證模型設(shè)定

（一）計量模型設(shè)定

家庭金融資產(chǎn)的配置偏好，有兩種表現(xiàn)形式：分別是持有概率的偏好與持有比重的偏好。故本文將從上述兩個維度來研究創(chuàng)業(yè)者的家庭資產(chǎn)配置偏好特點。創(chuàng)業(yè)者對金融資產(chǎn)持有概率的偏好，使用Probit模型來解釋；而使用Tobit模型研究創(chuàng)業(yè)者對某種金融資產(chǎn)的持有偏好的測量。

1.使用Probit衡量選擇偏好

采用Probit模型研究創(chuàng)業(yè)家庭對家庭金融資產(chǎn)參與偏好的影響。模型設(shè)定如下：

其中，Asseti=（IAsseti*＞0）=1。式中，Asseti*表示潛變量；Asseti表示是否參與家庭金融資產(chǎn)配置，等于1表示參與家庭金融資產(chǎn)配置，否則為0。Entreprei表示不同創(chuàng)業(yè)家庭。

2.使用Tobit衡量持有偏好

金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比例是截斷的，故本文采用Tobit模型研究創(chuàng)業(yè)家庭對其家庭金融資產(chǎn)配置比重的影響，設(shè)定如下模型：

式中，Asseti因變量表示對應(yīng)金融資產(chǎn)所占家庭總資產(chǎn)的比例，并且該樣本觀測值的取值范圍在［0，1］之間。

（二）變量設(shè)置

本文數(shù)據(jù)使用2015年的中國家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，CHFS）。該數(shù)據(jù)為西南財大的中國家庭金融調(diào)研中心在全國范圍內(nèi)，對中國家庭金融調(diào)查所得出的項目數(shù)據(jù)。調(diào)查樣本分布在全國的25個省（自治區(qū)/直轄市）的80個縣（區(qū)/市），共涉及37 340個家庭，133 183個個體的微觀數(shù)據(jù)。

1.創(chuàng)業(yè)者

本文將經(jīng)營個體或私營企業(yè)、自主創(chuàng)業(yè)、開網(wǎng)店以及自由職業(yè)依據(jù)定義歸納為創(chuàng)業(yè)者，其余歸類為非創(chuàng)業(yè)者。在描述性統(tǒng)計中，去除缺失值后，創(chuàng)業(yè)者的占比為12%，創(chuàng)業(yè)人數(shù)的確占總?cè)藬?shù)的相當(dāng)一部分比重，表明本文的研究具有實際意義。同時，借鑒已有研究成果，本文采用家庭人口特征和人口統(tǒng)計特征等控制變量來研究其對家庭金融資產(chǎn)選擇偏好的影響，具體控制變量包括：性別、受教育程度、政治面貌、戶籍、婚姻情況及風(fēng)險偏好等。

2.金融資產(chǎn)

目前，對家庭金融資產(chǎn)類別劃分，我國尚未沒有明確標(biāo)準(zhǔn)。因此，本文結(jié)合各類金融產(chǎn)品的現(xiàn)金流特征與風(fēng)險特征，依據(jù)凱恩斯的貨幣需求理論將家庭金融資產(chǎn)劃分為交易性、預(yù)防性與投資性金融資產(chǎn)。其中活期存款與現(xiàn)金都具有高流動性、低風(fēng)險的特征，符合交易性貨幣需求，因此歸類為家庭交易性金融資產(chǎn)。而定期存款、債券、基金、理財產(chǎn)品、外幣資產(chǎn)與貴金屬等金融資產(chǎn)，收益期限可預(yù)期，回報穩(wěn)定，風(fēng)險較低，與家庭預(yù)防性貨幣需求相匹配，故歸類為家庭預(yù)防性金融資產(chǎn)。其余股票與衍生品，風(fēng)險較高、回報具有高不確定性等特點，屬于投資行為，因此歸類為家庭投資性金融資產(chǎn)。

3.家庭財務(wù)脆弱性

式中的因變量Impactwife，i表示，對于i家庭，當(dāng)丈夫發(fā)生意外時，對其妻子經(jīng)濟上的影響為Impactwife，i（Impacthus，i同理）。Impacti即表示第i個受訪者家庭的年總收入，其中 Ihus，i為丈夫的年收入（Iwife，i同理），αi是該家庭的邊際消費傾向，通過該家庭的年收入程度進行分級賦值。Ni表示該家庭中未滿18歲孩子的數(shù)量。s為依據(jù)已有文獻設(shè)定的家庭規(guī)模因子，賦值情況為：s=0.678。（1）然后，本文考慮到家庭總收入、夫妻雙方死亡概率及其發(fā)生意外后收入喪失年數(shù)的影響，將其設(shè)置為“權(quán)重”，將夫妻雙方任意一方發(fā)生意外對另一方產(chǎn)生的影響，即Impactwife，i和 Impacthus，i進行加權(quán)平均，得到第 i個家庭財務(wù)脆弱性指標(biāo)HFVIi。其值越大，則表明該家庭的財務(wù)越脆弱，如（4）式所示。

（4） 式 HFVIi的測量公式中即為第i個家庭中，丈夫x歲時的死亡概率（同理為第 i個家庭中，妻子y歲時的死亡概率）（2）。而a65-x則表示丈夫x歲發(fā)生意外時喪失年數(shù)的年金貼現(xiàn)因子（同理，a65-y表示家庭中妻子y歲死亡時喪失年數(shù)的年金貼現(xiàn)因子）（3）。對于年金貼現(xiàn)因子的賦值，參考Lin和Grace（2007）的研究，首先，由于人口死亡率在20歲到65歲之間會隨著年齡的增長而外生增加，故將年齡限制設(shè)置為65歲；其次，考慮到收入與物價增長的合理假設(shè)，設(shè)定該值為5%。

4.家庭財富

本文對家庭財富水平的測量使用家庭資產(chǎn)凈值來衡量（吳雨、彭嫦燕、尹志超，2016）。家庭資產(chǎn)凈值變量設(shè)置為家庭總資產(chǎn)與總負債之差，代表一個家庭的真實財富情況。依據(jù)CHFS中的數(shù)據(jù)標(biāo)簽，本文總資產(chǎn)部分為金融資產(chǎn)、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、家庭擁有房產(chǎn)、家庭耐用品與家庭貴重品等資產(chǎn)之和；而總負債衡量為金融負債、經(jīng)營性負債、房產(chǎn)負債、家庭耐用品負債與家庭貴重品負債與其他負債之和。

三、實證結(jié)果

（一）家庭金融資產(chǎn)選擇偏好回歸結(jié)果分析

本文使用stata13，表1為基于Probit模型檢驗創(chuàng)業(yè)家庭對其家庭金融資產(chǎn)配置參與情況的影響程度。表1第（1）行回歸結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)家庭對交易型金融資產(chǎn)、預(yù)防型金融資產(chǎn)以及投資性金融資產(chǎn)的參與概率均有著顯著影響。

研究創(chuàng)業(yè)家庭對各類金融資產(chǎn)的持有的概率，回歸結(jié)果顯示，1%的顯著性水平下，創(chuàng)業(yè)家庭比其他家庭持有交易性金融資產(chǎn)的概率小9%。10%的顯著性水平下，創(chuàng)業(yè)家庭比其他家庭持有預(yù)防性金融資產(chǎn)的概率大8%。1%的顯著性水平下，創(chuàng)業(yè)家庭會比其他家庭持有投資性金融資產(chǎn)的概率大12%。而從家庭財務(wù)脆弱性的角度來看，1%的顯著性水平下，家庭財務(wù)脆弱性每提高一個單位，家庭配置預(yù)防性金融資產(chǎn)的概率大1%，配置投資性金融資產(chǎn)的概率大60%。該結(jié)論也同樣適用于家庭財富的影響程度。

表1 家庭金融資產(chǎn)參與概率回歸結(jié)果

（二)家庭金融資產(chǎn)持有偏好的回歸結(jié)果

本節(jié)使用Tobit模型檢驗創(chuàng)業(yè)家庭對其家庭金融資產(chǎn)配置比重的偏好情況。具體回歸結(jié)果如表2所示：

結(jié)果顯示，10%的顯著性水平下，創(chuàng)業(yè)家庭比其他家庭持有交易性金融資產(chǎn)的比例小1.08%。10%的顯著性水平下，創(chuàng)業(yè)家庭比其他家庭持有預(yù)防性金融資產(chǎn)的比例大12.38%。1%的顯著性水平下，創(chuàng)業(yè)家庭比其他家庭持有投資性金融資產(chǎn)的比大0.57%。因此，創(chuàng)業(yè)家庭與交易性金融資產(chǎn)持有比重呈現(xiàn)負相關(guān)，即創(chuàng)業(yè)者偏好持有更少的交易性金融資產(chǎn)。而創(chuàng)業(yè)家庭與家庭預(yù)防性金融資產(chǎn)和投資性金融資產(chǎn)持有比重呈顯著正相關(guān)，即創(chuàng)業(yè)家庭偏好持有更多的預(yù)防性金融資產(chǎn)與投資性金融資產(chǎn)。且創(chuàng)業(yè)家庭更偏好持有更高比重的預(yù)防性金融資產(chǎn)。

表2 家庭金融資產(chǎn)配置比重回歸結(jié)果

值得一提的是，對比上述Probitt與Tobit回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)：創(chuàng)業(yè)家庭有更大概率參與投資性金融資產(chǎn)的配置，但偏好于將更多資產(chǎn)的比例配置在預(yù)防性金融資產(chǎn)上。說明參與概率的偏好與持有比例的偏好是不一致的。

這一結(jié)果是因為，現(xiàn)實中，創(chuàng)業(yè)家庭通常偏好于更高的風(fēng)險承受能力，因此一個創(chuàng)業(yè)家庭很大概率會參與投資性金融資產(chǎn)配置。但不一定會將大部分的資產(chǎn)都用來購買投資性金融資產(chǎn)，因為創(chuàng)業(yè)家庭通常對資金鏈的要求很高，需要在追求收益時盡可能的保證資金安全。

而從家庭財務(wù)脆弱性的影響結(jié)果來看，創(chuàng)業(yè)家庭中，家庭財務(wù)脆弱性越高的家庭，更不愿意占用大量資金購買交易性金融資產(chǎn)，而是愿意把資金用來購買預(yù)防性金融資產(chǎn)與投資性金融資產(chǎn)。同樣，該結(jié)論也適用于家庭財富。

除此之外，受教育程度對交易性金融資產(chǎn)、預(yù)防性金融資產(chǎn)以及投資性金融資產(chǎn)均產(chǎn)生正向影響，且對投資性金融資產(chǎn)的影響程度更高。表明隨著受教育程度的增加，居民也更愿意把更大比重的資金用于配置投資性金融資產(chǎn)。

四、機制研究

基于上述研究發(fā)現(xiàn)，從家庭資產(chǎn)配置偏好概率角度來看，創(chuàng)業(yè)家庭更偏好投資性金融。而相反，從家庭資產(chǎn)配置的比例偏好角度來看，創(chuàng)業(yè)家庭更偏好持有更高比例的預(yù)防性金融資產(chǎn)。

面對創(chuàng)業(yè)家庭與非創(chuàng)業(yè)家庭在家庭資產(chǎn)配置偏好上表現(xiàn)出的上述差異，下面，將從家庭財務(wù)脆弱性與家庭財富兩方面進一步分析創(chuàng)業(yè)家庭對家庭資產(chǎn)配置偏好的影響機制。

（一）創(chuàng)業(yè)家庭與家庭財務(wù)脆弱性交互影響檢驗結(jié)果

根據(jù)本文定義，家庭財務(wù)脆弱性即夫妻雙方其中一方發(fā)生意外后會對家庭財務(wù)產(chǎn)生影響的程度，它與家庭的調(diào)整與適應(yīng)能力有一定的關(guān)系，家庭自身需要采取有效措施來抵抗外部風(fēng)險。為此，本文提出研究假設(shè)：創(chuàng)業(yè)家庭與家庭財務(wù)脆弱性之間存在交互作用并對家庭金融資產(chǎn)配置行為產(chǎn)生影響（見表 3）。

結(jié)果表明，Probit模型下，（1）（2）（3）列表明“創(chuàng)業(yè)家庭*家庭財務(wù)脆弱性”的系數(shù)并不顯著，即創(chuàng)業(yè)家庭與家庭財務(wù)脆弱性對家庭資產(chǎn)配置參與概率的交互影響并不顯著。

表3 創(chuàng)業(yè)家庭與家庭財務(wù)脆弱性的交互作用檢驗結(jié)果

而Tobit模型下，（4）列結(jié)果顯示，“創(chuàng)業(yè)家庭*家庭財務(wù)脆弱性”對交易性金融資產(chǎn)影響系數(shù)為-0.01。即表明，1%的顯著性水平下，創(chuàng)業(yè)家庭的家庭財務(wù)脆弱性每提高1單位，就會降低10%的交易性金融資產(chǎn)持有比例。

對比創(chuàng)業(yè)家庭與“創(chuàng)業(yè)家庭*家庭財務(wù)脆弱性”兩者的系數(shù)，發(fā)現(xiàn)二者系數(shù)方向一致，說明交互作用與創(chuàng)業(yè)家庭對交易性金融資產(chǎn)的偏好一致（如列（4）所示），表明家庭財務(wù)脆弱性在其中的傳導(dǎo)作用為正。因此，可得出機制研究結(jié)論：家庭財務(wù)脆弱性的確可以解釋創(chuàng)業(yè)家庭對交易性金融資產(chǎn)的作用。機制的作用過程為：對于創(chuàng)業(yè)家庭，財務(wù)脆弱程度越高的家庭，偏好持有更少比例的交易性家庭金融資產(chǎn)。換言之，家庭財務(wù)脆弱性這一解釋機制在創(chuàng)業(yè)家庭與家庭資產(chǎn)配置選擇的關(guān)系中，起到一個正向引導(dǎo)作用。

該現(xiàn)象的形成因素可能是，創(chuàng)業(yè)家庭對家庭的財務(wù)狀況敏感性更高。因為對于創(chuàng)業(yè)家庭，家庭財務(wù)狀況同時會影響家庭支出端與勞務(wù)收入端兩個方面；而其他家庭，家庭財務(wù)狀況僅會影響家庭支出端。因此，創(chuàng)業(yè)家庭對于家庭財務(wù)脆弱性就更加敏感。通過本文設(shè)定，家庭財務(wù)脆弱性反映家庭財務(wù)狀況面對風(fēng)險的抵御能力，家庭財務(wù)脆弱性越高，家庭財務(wù)狀況的風(fēng)險抵御能力就越弱。由于交易性資產(chǎn)通常回報較低，因此家庭財務(wù)脆弱程度高的創(chuàng)業(yè)者更希望通過投資較高回報的金融資產(chǎn)，來保證自己創(chuàng)業(yè)資本的充足，以期降低自己的家庭財務(wù)脆弱程度。

（二）創(chuàng)業(yè)家庭與家庭財富交互的檢驗結(jié)果

創(chuàng)業(yè)活動從發(fā)生前—發(fā)生—結(jié)束，家庭財富都會影響創(chuàng)業(yè)者的經(jīng)濟行為。張龍耀、王海寧（2013）認為有限的家庭財富整體上會限制創(chuàng)業(yè)者的選擇。為此，本文提出研究假設(shè)：創(chuàng)業(yè)家庭與家庭財富直接存在交互作用并進而影響家庭資產(chǎn)選擇（見表4）。

結(jié)果表明，Probit模型下，（2）（3）列表明“創(chuàng)業(yè)家庭*家庭財富”變量對預(yù)防性金融資產(chǎn)、投資性金融資產(chǎn)的系數(shù)顯著。即1%的顯著性水平下，創(chuàng)業(yè)者的家庭財富每增加1個單位，該家庭配置預(yù)防性金融資產(chǎn)的概率就降低42.47%。同理，10%的顯著性水平下，創(chuàng)業(yè)者的家庭財富每增加1個單位，該家庭配置投資性金融資產(chǎn)的概率就降低53%。而 Tobit模型下，（4）（5） 列顯示，“創(chuàng)業(yè)家庭 * 家庭財富”變量對交易性金融資產(chǎn)、預(yù)防性金融資產(chǎn)的系數(shù)顯著。即10%的顯著性水平下，創(chuàng)業(yè)者的家庭財富每增加1個單位，該家庭持有交易性金融資產(chǎn)比例的偏好就降低11%。1%的顯著性水平下，創(chuàng)業(yè)者的家庭財富每增加1個單位，該家庭偏好持有預(yù)防性金融資產(chǎn)的比例就降低30%。

表4 “創(chuàng)業(yè)家庭”與家庭財富的交互作用檢驗結(jié)果

對比創(chuàng)業(yè)家庭對各金融資產(chǎn)配置的系數(shù)，發(fā)現(xiàn)交互作用與“創(chuàng)業(yè)家庭”對各類金融資產(chǎn)的系數(shù)方向相反（如列（2）（3）（4）（5）所示），說明家庭財富在創(chuàng)業(yè)家庭對家庭資產(chǎn)配置偏好的傳導(dǎo)影響為負。綜合而言，可得出結(jié)論：家庭財富的確可以解釋創(chuàng)業(yè)家庭對預(yù)防性金融資產(chǎn)和投資性金融資產(chǎn)的作用。機制的作用過程為：對于創(chuàng)業(yè)者，家庭財富程度越高，會降低對預(yù)防性、投資性金融資產(chǎn)的選擇概率；同時也會偏好持有更少比例的預(yù)防性家庭金融資產(chǎn)與投資性家庭金融資產(chǎn)。換言之，家庭財富這一解釋機制在創(chuàng)業(yè)家庭與家庭資產(chǎn)配置選擇的關(guān)系中，起到一個負向引導(dǎo)作用。

五、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文以中國家庭為研究對象，實證研究了創(chuàng)業(yè)選擇對其家庭資產(chǎn)配置交易性、預(yù)防性和投資性金融資產(chǎn)選擇行為的影響。通過Probit和Tobit回歸模型顯示，創(chuàng)業(yè)者的家庭資產(chǎn)配置具有特有的偏好。結(jié)果表明：

（1）從參與概率偏好來看，創(chuàng)業(yè)家庭會比非創(chuàng)業(yè)家庭配置交易性金融資產(chǎn)的概率小9%，比非創(chuàng)業(yè)家庭配置預(yù)防性金融資產(chǎn)和投資性金融資產(chǎn)的概率分別大8%、12%。家庭財務(wù)脆弱性每提高1個單位，家庭配置預(yù)防性金融資產(chǎn)的概率大1%，配置投資性金融資產(chǎn)的概率大60%。而家庭財富每提高1個單位，家庭配置預(yù)防性金融資產(chǎn)的概率大19%，配置投資性金融資產(chǎn)的概率大21%。

（2）從持有比例偏好來看，創(chuàng)業(yè)家庭比非創(chuàng)業(yè)家庭配置交易性金融資產(chǎn)的比例小1.08%，比非創(chuàng)業(yè)家庭持有預(yù)防性金融資產(chǎn)和投資性金融資產(chǎn)的比例分別大12.38%和0.57%。值得一提的是，對于參與概率，創(chuàng)業(yè)家庭有更大概率參與投資性金融資產(chǎn)的配置，而對于持有比例，創(chuàng)業(yè)家庭則偏好于將更多資產(chǎn)的比例配置在預(yù)防性金融資產(chǎn)上。說明參與概率的偏好與持有比例的偏好是不一致的。

（3）從機制研究角度來看，創(chuàng)業(yè)家庭與家庭財務(wù)脆弱性對家庭資產(chǎn)配置參與概率的交互影響并不顯著。但創(chuàng)業(yè)家庭的家庭財務(wù)脆弱性每提高1個單位，就會降低10%的交易性金融資產(chǎn)持有比例。創(chuàng)業(yè)者的家庭財富每增加1個單位，相比于低1個單位家庭財富的創(chuàng)業(yè)家庭，該家庭參與配置預(yù)防性金融資產(chǎn)和投資性金融資產(chǎn)的概率會分別降低42.47%和53%。而創(chuàng)業(yè)家庭財富每增加1個單位，該家庭持有交易性金融資產(chǎn)的比例就降低11%，但持有預(yù)防性金融資產(chǎn)的比例就降低30%。

（二）政策建議

第一，建立健全創(chuàng)業(yè)群體社會保障體系。隨著國家對創(chuàng)業(yè)的政策性引導(dǎo)，創(chuàng)業(yè)者人數(shù)與經(jīng)商規(guī)模不斷攀升，但經(jīng)濟環(huán)境的變遷增加了創(chuàng)業(yè)者發(fā)展的不確定性。應(yīng)當(dāng)著力于消除大眾的不確定性感受。通過健全我國的社會保障體系，特別是擴大其覆蓋面，以期減少家庭脆弱性的影響。

第二，利用政策手段鼓勵居民家庭財富水平。對于居民收入問題，重點要提高大眾財富存量與收入，特別是我國中低收入居民的財產(chǎn)性收入。重中之重是提高與穩(wěn)定我國居民的工資收入和經(jīng)營性收入，這兩種收入是我國中低收入居民最主要的收入來源渠道，增加這兩種收入，消費之外的剩余收入才可轉(zhuǎn)化為財產(chǎn)，成為其財富存量。

第三，降低我國創(chuàng)業(yè)者人群金融投資參與門檻。我國金融市場參與群體多為個人投資者，因此微觀家庭的投資行為對我國金融市場影響巨大。降低部分投資產(chǎn)品的復(fù)雜程度，以及部分降低參與金融市場的門檻要求，同時構(gòu)建多元化金融產(chǎn)品，特別是適合創(chuàng)業(yè)家庭現(xiàn)金流的金融產(chǎn)品。

第四，提高創(chuàng)業(yè)者金融相關(guān)知識水平。國家及地方相關(guān)機構(gòu)應(yīng)該積極開辦金融基礎(chǔ)知識相關(guān)講座，促進創(chuàng)業(yè)者對金融知識的了解，以正確引導(dǎo)其進行投資，有效規(guī)范我國金融市場參與群體的投資行為，進而促進我國金融市場的發(fā)展。

注釋

（1）雙方組成家庭后比他們單身時的消費支出減少了約20%的結(jié)果，即20%=(2-2^s)/2，由此可推導(dǎo)出家庭規(guī)模經(jīng)濟因子s=0.678。

（2）夫妻x歲的死亡概率參考中國人壽保險業(yè)經(jīng)驗生命表。

（3）參考Lin和Grace（2007）的設(shè)定方法，一方面，依據(jù)20～65歲人口的死亡率隨年齡增加而外生增長，并且對家庭收入增長影響較大，本文設(shè)定臨界年齡為65歲；另一方面，本文基于在年金貼現(xiàn)率中納入收入和物價的增長信息的合理假設(shè)，暫令年貼現(xiàn)率為5%測算家庭戶主夫妻中x歲男性和y歲女性死亡時喪失年數(shù)的年金貼現(xiàn)因子。