蔣梅

【摘? 要】論文采用清華大學(xué)中國(guó)金融研究中心于2012年在全國(guó)范圍內(nèi)開展的中國(guó)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)金融調(diào)研的數(shù)據(jù)，研究了風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)我國(guó)城市家庭股票投資的影響，研究表明在考慮到家庭社會(huì)特征——社會(huì)互動(dòng)的內(nèi)生性情況下，居民金融投資風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度越高，家庭參與股票投資的概率與程度越低。論文豐富了“股票市場(chǎng)有限參與”的影響因素研究，為推動(dòng)家庭股市參與，提升家庭財(cái)產(chǎn)性收入水平提供了參考。

【Abstract】Using data from a nationwide survey on Chinese urban family consumption finance conducted by the China Finance Research Center of Tsinghua University in 2012， this paper studies the influence of risk attitude on Chinese urban family stock investment. The research shows that the higher the risk aversion of residents' financial investment is， the lower the probability and degree of their participation in stock investment will be when the endogeneity of social interaction is taken into account. This paper has enriched the research on the influencing factors of "limited participation in the stock market"， and provided a reference for promoting the participation of family in the stock market and improving the level of property income.

【關(guān)鍵詞】風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度;城市家庭;股票投資

【Keywords】risk attitude; urban families; stock investment

【中圖分類號(hào)】F832.5? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)志碼】A? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?【文章編號(hào)】1673-1069（2020）10-0096-03

1 引言

改革開放四十余年，隨著我國(guó)金融市場(chǎng)的快速發(fā)展，城市家庭居民收入水平顯著提高，越來越多的家庭通過投資金融市場(chǎng)來提升家庭財(cái)富水平。而投資股票市場(chǎng)成為許多城市家庭實(shí)現(xiàn)資產(chǎn)價(jià)值保值增值的主要途徑。但是城市家庭股票投資參與情況遠(yuǎn)不及理論水平，使得城市家庭股票投資的影響因素研究引起了諸多學(xué)者的關(guān)注。

本文將研究居民風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)家庭股票投資市場(chǎng)參與及參與程度的影響，并考慮了影響因素之一——社會(huì)互動(dòng)與股票投資之間的雙向因果關(guān)系，豐富了股票投資影響因素分析研究成果。

2 文獻(xiàn)綜述

已有研究從參與成本、企業(yè)投資、人口統(tǒng)計(jì)特征、家庭房產(chǎn)、風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避等方面解釋了“股市有限參與”現(xiàn)象，成果頗豐。Vissing-Jorgensen（2002）研究發(fā)現(xiàn)包括資金成本、信息成本和時(shí)間成本在內(nèi)的參與成本抑制了家庭參與股票投資;Shum和Faig（2006）研究認(rèn)為私人企業(yè)的投資風(fēng)險(xiǎn)降低了私人企業(yè)主的股票投資比例;Campbell（2006）探究了年齡、性別、職業(yè)、婚姻狀況、家庭規(guī)模、受教育狀況等人口統(tǒng)計(jì)特征對(duì)家庭股市投資參與的影響特征;吳衛(wèi)星和齊天翔（2007）發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)投資既有可能存在財(cái)富效應(yīng)增加股票投資，也有可能存在擠出效應(yīng)減少股票投資;相關(guān)文獻(xiàn)研究了居民風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避對(duì)家庭股市參與可能性的影響。

現(xiàn)有文獻(xiàn)站在風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度或風(fēng)險(xiǎn)偏好的角度對(duì)其影響家庭金融行為進(jìn)行研究，得到的結(jié)論不一致。Hong等（2004）、Guiso等（2008）、Barasinska（2012）等基于家庭投資數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)居民的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)家庭投資行為有顯著影響。李濤和郭杰（2009）采用中國(guó)15個(gè)城市1355名居民進(jìn)行的城市投資者行為調(diào)查數(shù)據(jù)，研究得到不一樣的結(jié)論，即為由于社會(huì)互動(dòng)的作用，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)居民參與股市無影響，認(rèn)為社會(huì)互動(dòng)會(huì)降低居民投資者的風(fēng)險(xiǎn)感知，弱化了風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)股市投資的影響作用。而后，王聰?shù)龋?015）基于中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，研究認(rèn)為家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)程度的提高緩解了居民風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度，進(jìn)而對(duì)股市參與更為積極。

3 數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型設(shè)定

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文選取清華大學(xué)中國(guó)金融研究中心（CCFR）2012年在全國(guó)開展的中國(guó)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)金融調(diào)研數(shù)據(jù)，研究風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)我國(guó)城市家庭股票投資的影響。該調(diào)研數(shù)據(jù)覆蓋全國(guó)中部、東部、西部的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高、較高、一般等24個(gè)城市，收集有效樣本3122份，能較好地代表我國(guó)城市情況。

3.2 變量選取

3.2.1 被解釋變量

本文從風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)股票投資參與概率和股票投資參與程度（股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重）兩個(gè)方面來研究，被解釋變量分別為，股票投資參與概率、股票投資參與深度。股票投資包括參與和不參與兩種情況，股票投資參與程度用家庭股票資產(chǎn)的價(jià)值占金融資產(chǎn)價(jià)值的比重（下文簡(jiǎn)稱股票投資比重）來衡量。由表1描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果可知，家庭參與股市投資的平均概率為40.6%，參與率處于偏低水平，家庭股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的平均比重為9.6%，仍處于較低水平。

3.2.2 關(guān)注變量——風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度

根據(jù)問卷調(diào)查內(nèi)容中關(guān)于居民在投資中愿意承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)程度，將居民的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度分為5個(gè)等級(jí)。依據(jù)居民的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度的加深，順次取值分別為1、2、3、4、5，其中取值為5，表示居民家庭極其厭惡風(fēng)險(xiǎn)，為風(fēng)險(xiǎn)厭惡的最高等級(jí)。由表1可知，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的均值為3.098，整體居民更傾向于風(fēng)險(xiǎn)厭惡。

3.2.3 控制變量

在家庭的經(jīng)濟(jì)特征方面，根據(jù)樣本數(shù)據(jù)可得性選擇家庭凈資產(chǎn)、收入穩(wěn)定性、房產(chǎn)資產(chǎn)比、享有養(yǎng)老保障情況4個(gè)變量?？紤]到家庭負(fù)債可能也會(huì)在一定程度上影響家庭金融活動(dòng)，為了避免變量共線性，而選擇家庭凈資產(chǎn)指標(biāo)，用家庭資產(chǎn)減家庭負(fù)債來計(jì)算。家庭的收入穩(wěn)定性勢(shì)必會(huì)影響到家庭的投資計(jì)劃，故將收入穩(wěn)定性納入股票投資的影響因素中來。此外，考慮到家庭房產(chǎn)會(huì)擠占家庭經(jīng)濟(jì)資源，房產(chǎn)資產(chǎn)比（家庭房產(chǎn)占資產(chǎn)的比重）越高，即被房產(chǎn)擠占的資源越多，就越不可能進(jìn)行股票投資或投入越低。享有養(yǎng)老保障會(huì)減輕家庭的后顧之憂，故更可能參與股票投資?？紤]到家庭異質(zhì)性，本文的實(shí)證部分將對(duì)家庭凈資產(chǎn)取對(duì)數(shù)以提高檢驗(yàn)平穩(wěn)性。在人口特征方面，借鑒已有文獻(xiàn)經(jīng)驗(yàn)，將受訪者的年齡、性別、婚姻狀況、受教育程度、金融知識(shí)周學(xué)習(xí)時(shí)間、社會(huì)互動(dòng)情況和家庭人口數(shù)作為控制變量。現(xiàn)代通訊網(wǎng)絡(luò)技術(shù)的發(fā)展使得居民通過手機(jī)、電腦、固定電話的交流更通暢，家庭每月的通訊費(fèi)在一定程度上反映了與各類社會(huì)關(guān)系之間的聯(lián)系互動(dòng)程度，故可作為社會(huì)互動(dòng)的代理變量，后文的實(shí)證部分將會(huì)對(duì)月通訊費(fèi)取對(duì)數(shù)處理，以提高實(shí)證檢驗(yàn)的可靠性。此外，已有文獻(xiàn)研究表明年齡與股票投資之間的關(guān)系是非線性的，故本文也將年齡的平方加入影響因素中來。魏昭等（2018）、李丁等（2019）研究表明社會(huì)互動(dòng)與股票投資有反向因果關(guān)系，故采用工具變量法進(jìn)行估計(jì)。參考Sabia等（2007）的方法，選取樣本家庭所在同一城市中與戶主處于同一個(gè)年齡階段的其他家庭的每月通訊費(fèi)的均值作為社會(huì)互動(dòng)的工具變量，該工具變量能較好地反映當(dāng)?shù)氐纳鐣?huì)交往特征。

4 實(shí)證分析

4.1 實(shí)證結(jié)果分析

表2給出了風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)家庭股票投資參與以及程度的影響的估計(jì)結(jié)果，其中第一列為根據(jù)Probit模型對(duì)家庭是否參與股票投資的估計(jì)結(jié)果，第二列為根據(jù)Tobit模型對(duì)家庭參與股票投資程度的估計(jì)結(jié)果。

由回歸結(jié)果可知，第1列和第2列風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的系數(shù)均在1%置信水平下是顯著的，分別為-0.292、-0.031，表明居民風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度越高，股票投資的參與概率越低，股票投資的參與程度越低，即風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度起負(fù)向影響作用，這與經(jīng)典理論相一致。在控制變量方面，家庭月通訊費(fèi)、房產(chǎn)資產(chǎn)比前的系數(shù)估計(jì)值至少在10%的置信水平下顯著，其中，家庭月通訊費(fèi)是正向影響因素，表明社會(huì)互動(dòng)越頻繁，家庭股票投資活動(dòng)越活躍，而房產(chǎn)資產(chǎn)由于擠占了家庭可投資資金，是反向影響因素。享有養(yǎng)老保障和收入穩(wěn)定性、家庭人口數(shù)和家庭凈資產(chǎn)水平的提高均能促進(jìn)家庭參與股票市場(chǎng)投資。此外，性別對(duì)股票投資也沒有影響作用，本文認(rèn)為，股票投資對(duì)于家庭來說是比較重大的決策，是由家庭成員共同商議后決定的，故男性的影響效果會(huì)被削弱。已婚狀況及年齡對(duì)股票投資參與沒有影響，但對(duì)股票投資參與深度有影響，可能是已婚家庭可支配資金增多，隨著年齡的增加，財(cái)富不斷增加，從而提高了股票投資資金比例。

4.2 內(nèi)生性問題

考慮到社會(huì)互動(dòng)與股票投資之間的雙向因果關(guān)系，加入工具變量后風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)家庭股票投資參與可能性與參與程度影響的回歸結(jié)果如表3所示。首要關(guān)注的是工具變量的有效性。由表3可知，工具變量的一階段F值均大于10的臨界值（Stock等，2005），表明采用樣本家庭所在城市中與該家庭戶主處于同一個(gè)年齡階段的其他家庭的月通訊費(fèi)的均值不存在弱工具變量問題。內(nèi)生性檢驗(yàn)方面，模型（3）和（4）都在5%的顯著性水平上通過了Wald檢驗(yàn)，說明存在內(nèi)生性問題，采用工具變量法是合適的。在修正了內(nèi)生性偏誤后，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度依然在1%置信水平下對(duì)家庭參與股票投資與否及參與程度有顯著反向影響。

表3? 內(nèi)生性問題

注：***表示P<0.01，**表示P<0.05，*表示P<0.1;括號(hào)中報(bào)告的是穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤;系數(shù)為邊際效應(yīng)。

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)上述結(jié)果是否穩(wěn)健，本文選取股票投資風(fēng)險(xiǎn)感知作為風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的代理變量作為關(guān)注變量進(jìn)行回歸分析。股票風(fēng)險(xiǎn)感知均值為8.025，表明整體居民對(duì)股票投資的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度較高，與風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果一致。更換關(guān)注變量后，依然采用IV Probit模型和IV Tobit模型進(jìn)行回歸，結(jié)果與未更換關(guān)注變量時(shí)類似，解釋變量的平均邊際效應(yīng)方向和顯著程度幾乎都沒有發(fā)生改變，這代表回歸結(jié)果相當(dāng)穩(wěn)健。

5 結(jié)論

黨的十九大報(bào)告中提出要“增加城鎮(zhèn)居民可支配收入，尤其是財(cái)產(chǎn)性收入”。股票投資便是增加城鎮(zhèn)居民財(cái)產(chǎn)性收入的重要途徑。本文基于2012年清華大學(xué)中國(guó)金融研究中心在全國(guó)范圍內(nèi)開展的中國(guó)城鎮(zhèn)家庭消費(fèi)金融調(diào)研的數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建Probit和Tobit模型研究風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)城市家庭股票投資參與及參與程度的影響，結(jié)論表明風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度越深，家庭越不會(huì)進(jìn)行股票投資及增加投資比重。此外，本文還得到與已有文獻(xiàn)一致的結(jié)論：居民的受教育程度、資產(chǎn)狀況、金融知識(shí)水平等均對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與有顯著正向影響，起推動(dòng)作用，家庭房產(chǎn)是顯著反向影響因素，起抑制作用。本文研究結(jié)論為推動(dòng)家庭參與股票投資，進(jìn)而優(yōu)化家庭金融資產(chǎn)配置提供政策制定參考依據(jù)。

【參考文獻(xiàn)】

【1】Vissing Jorgensen，A.Limited Asset Market Participation and the Elasticity of Intertemporal Substitution [J].Journal of Political Economy，2002，110（3）：825-853.

【2】吳衛(wèi)星，齊天翔.流動(dòng)性、生命周期與投資組合相異性——中國(guó)投資者行為調(diào)查實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007（2）：97-110.

【3】Shum，P.，M.Faig.What Explains Household Stock Holdings？[J].Journal of Banking and Finance，2006，30（9）：2579-2597.

【4】Campbell，J.Household Finance[J].Journal of Finance，2006，61（4）：1553-1604.

【5】Hong，H.，Kubik，J.D.，and Stein，J.C..Social Interaction and Stock Market Participation[J].The Journal of Finance，2004，59（1）：137-163.

【6】Guiso，L.，and Paiella，M..Risk Aversion，Wealth，and Background Risk[J].Journal of the European Economic Association，2008，6（6）：1109-1150.