家庭財務彈性、金融資產信念與中國家庭資產配置“低分散化”之謎
——基于CHFS的微觀實證

(湘潭大學 商學院，湖南 湘潭 411105)

一、引言

家庭資產配置是家庭金融研究的重要命題[1]。經典投資組合理論認為理性人應主動參與投資，依據資產收益以及自身風險承擔能力制定投資決策，借助分散化策略降低資產組合風險[2-3]。然而大量研究發現，澳大利亞、英國等發達國家的家庭總資產中住房資產占比較大，而且家庭對住房資產的偏好越來越甚于金融資產，并且這種家庭資產配置分散化不足的現象在發達國家普遍存在[4-5],這一現象被稱為資產配置低分散化之謎。相較于發達國家，中國家庭的資產配置更集中于住房資產，資產配置低分散化現象更為明顯。據西南財經大學相關報告顯示(1)《2018年中國城市家庭財富健康報告》和《2018年中國家庭金融調查報告》。，中國家庭住房資產占總資產比例高達77.7%，而風險性金融資產占比僅2.36%。家庭住房資產在總資產中占比過高不僅會導致家庭資產流動性降低，而且會導致家庭對房地產市場波動的敏感性提高，從而降低家庭風險抵御能力。因此，在中國家庭資產結構失衡的背景下，理解中國家庭資產配置低分散化的原因，有助于促進家庭資產的合理配置和家庭福利水平的提升。

已有文獻從不同角度剖析了家庭資產配置低分散化的原因。一支文獻從反映家庭經濟特征的絕對指標角度解釋家庭資產配置行為。Peress(2004)[6]采用家庭總資產指標發現，隨著資產規模的增大，家庭的風險偏好水平和支付成本能力都會提升，進而提高其參與金融市場投資的廣度和深度。Cherry等(2010)[7]使用家庭住房資產指標，驗證了家庭住房資產與家庭資產配置分散化程度的負向關系。周弘(2015)[8]使用家庭總收入指標，通過實證發現家庭收入正向影響家庭的股市參與，即家庭收入越高，其資產配置越具多元化。這些絕對指標雖然能夠粗略地反映出家庭經濟變量之間的簡單關系，但割裂了各個變量之間的內在聯系，造成對結果的解釋力不足。為了彌補絕對指標的不足，另一支文獻嘗試使用相對指標分析家庭資產配置低分散化現象。Wei和Zhang(2011)[9]采用性別比指標探討家庭性別結構對家庭資產配置行為的影響，發現性別失衡通過婚姻市場中男女雙方受到的婚姻擠壓來影響家庭的資產選擇。王聰等(2017)[10]驗證了老年撫養比通過影響家庭儲蓄、金融工具選擇以及房地產投資，進而影響家庭的資產配置分散化程度。然而，單一的相對指標并未考慮指標間共同作用產生的效應，缺乏綜合性和全面性。

近年來，家庭財務彈性這一復合相對指標受到了學者們的關注。家庭財務彈性衡量的是家庭應對收入沖擊或從財務困境時期迅速恢復的能力，綜合現金彈性和杠桿彈性兩個相對指標全面反映家庭的經濟特征，能夠較好地彌補絕對指標和單一相對指標的不足。Salignac等(2019)[11]提出家庭財務彈性的定義和衡量方法，推動了家庭財務彈性與家庭經濟行為決策關系的研究。Swamy(2019)[12]基于2010—2015年印度卡納塔克邦的家庭微觀數據，發現金融包容性可以提高貧困家庭的財務彈性，從而促進貧困家庭消費，尤其是食品消費。McKnight和Rucci(2020)[13]提出家庭財務彈性指標的新衡量方法，還比較了樣本國家的家庭財務彈性特征，并指出家庭抵御風險的能力以及家庭的決策行為，例如消費決策、教育決策、借貸決策等等，都與家庭財務彈性密切相關。然而，鮮有研究探討家庭財務彈性與家庭資產配置這一重要經濟決策的關系，這或許將會為探究家庭資產配置低分散化現象提供一個全新視角。

除了從家庭經濟特征角度對家庭資產配置行為進行研究以外，還有學者從戶主的心理因素角度探討家庭的資產配置決策，發現戶主認知能力對家庭參與正規金融市場和持有風險資產占比有顯著的正向影響[14-15]。而戶主的風險厭惡程度會抑制家庭金融市場參與和風險資產投資[16]，陳剛(2019)[17]發現戶主的風險偏好顯著提高了家庭投資風險資產的概率和金額。除上述因素之外，投資者的資產選擇行為還與其對金融資產的信念密切相關[18-19]。由于戶主金融資產信念存在異質性并且持續變化，導致每個家庭的投資組合也不盡相同[20]。所以，從行為金融角度分析家庭資產配置決策，可以在一定程度上解釋傳統投資組合理論無法解釋的異象。但上述研究僅關注個體心理因素，卻忽略了家庭經濟特征等客觀因素對家庭資產配置決策的影響。因此，本文從家庭財務彈性角度解釋家庭資產配置低分散化現象的同時，考慮戶主金融資產信念這一特征在該作用機制中所扮演的調節作用。

本文在對家庭財務彈性進行測度的基礎之上，使用CHFS2017家庭微觀數據，通過Probit和IV Probit回歸模型，著重考察家庭財務彈性對家庭資產配置分散化程度的影響，并進一步識別出異質性金融資產信念的調節作用。研究發現，家庭財務彈性與家庭資產配置分散化程度密切相關。隨著家庭財務彈性的增加，家庭資產配置分散化程度增加，且戶主的金融資產信念促進兩者的正向關系；當家庭財務彈性過高時，隨著家庭財務彈性的增加，家庭資產配置分散化程度降低，戶主的金融資產信念抑制兩者的負向關系。本文的創新點在于：第一，與已有文獻不同，本文從家庭財務彈性視角出發，考察家庭財務彈性對家庭資產配置分散化程度的影響，并驗證了戶主金融資產信念在其中的調節作用，在一定程度上為探究家庭資產配置低分散化之謎提供了較為新穎的解釋。第二，與使用資產配置的種類或比重指標衡量家庭資產配置分散化程度的方法不同，本文綜合考慮家庭資產配置的種類和比重，構建家庭資產配置分散化程度指標，更準確地衡量家庭資產配置分散化程度的真實狀況，具有一定的方法論價值。

二、理論分析與研究假設

財務彈性指標是衡量企業財務狀況的一種綜合指標，反映企業陷入財務困境時以低成本獲取或者重構財務的能力，它通過影響企業融資約束的大小進而影響企業從外部獲取貸款的資金來源與資金成本。近年來，家庭部門經歷了住房資產和金融資產的增長分化以及住房抵押貸款的快速增長過程，使得家庭流動性資產比重降低與家庭財務杠桿驟增，導致家庭應對逆向沖擊的能力明顯下降。為了衡量家庭應對收入沖擊或從財務困境時期迅速恢復的能力，學者們將家庭資產負債表類比于企業資產負債表，把財務彈性概念引入到家庭部門，且這一研究視角逐漸引發學者們的關注。吳衛星等(2018)[21]結合家庭資產和負債兩方面對家庭金融行為進行研究，發現家庭杠桿彈性會加劇家庭凈資產收益率之間的差異。李波和朱太輝(2020)[22]基于2014年中國家庭追蹤調查(CFPS)數據發現，隨著家庭杠桿彈性的上升，家庭金融脆弱性增加。

根據融資優序理論[23]，當考慮市場摩擦時，具備足夠財務彈性的企業會優先使用自有資金進行投資，自有資金無法滿足投資需要時，則選擇從外部貸款獲取資金。與此相似，家庭財務彈性對家庭資產配置行為也具有較高的解釋力。第一，低財務彈性的家庭由于高借貸約束面臨更高的投資成本和風險，基于家庭長期效用最大化目標，這些家庭將會減少投資需求，提高家庭預防性儲蓄，家庭資產配置相對集中[24]。第二，根據家庭財務彈性的計算方法可知，財務彈性過高的家庭呈現高現金彈性、低杠桿彈性的特征。然而，高儲蓄率引起的高現金彈性會擠占家庭風險性金融資產投資[25]，低杠桿彈性反映出的家庭風險厭惡態度也會降低家庭風險性金融資產投資，使家庭資產配置分散化程度下降。因此，隨著家庭財務彈性的增加，家庭資產配置分散化程度增加，但是當家庭財務彈性較高時，家庭資產配置分散化程度反而降低。基于此，本文提出假設1。

H1家庭財務彈性與家庭資產配置行為密切相關。在不完全金融市場中，隨著家庭財務彈性的增加，家庭資產配置分散化程度先增加后降低。

傳統投資組合理論的基本假設之一是完全理性人假說，但僅從“完全理性人”角度分析個體的資產配置行為，忽略個體認知偏差和心理特征是有失偏頗的，難以準確解釋個體經濟決策和行為的差異。行為金融理論以心理學對人類決策心理的研究成果為依據，以人們的決策心理為出發點來討論投資者的投資決策，突破傳統金融理論中理性人假設，能夠更好地解釋傳統投資組合理論難以解釋的資產配置低分散化現象。根據“行為金融理論”[26-27]，在不確定性條件下，認知過程、情緒過程等心理因素會影響投資者的判斷和決策。例如，個體認知能力對其參與金融市場風險資產投資有顯著正向影響[14]，風險厭惡程度低的家庭參與金融市場的可能性更大且風險資產配置比例更高[16]。大量實證研究發現，戶主的心理因素在家庭經濟特征變量對家庭經濟行為的影響過程中發揮了重要調節作用。伍再華等(2017)[28]基于CHFS2013數據，通過Probit和Tobit模型，實證檢驗了金融素養水平的提高會緩解借貸約束對家庭股市參與的抑制作用。姚玲珍和張雅淋(2020)[29]基于CHFS數據檢驗了金融素養在家庭債務影響消費的過程中起到的調節作用，在一定程度上有效緩解了債務對消費的刺激作用。因此，戶主的金融資產信念作為家庭經濟決策過程中重要的心理因素，在家庭財務彈性影響家庭資產配置分散化程度的過程中可能也發揮了重要的調節作用。

已有研究表明，投資者產生異質性信念的動因包括信息不完全和認知偏差[30]。一方面，投資者接收金融市場信息的主動性和對金融市場信息的敏感性會影響其獲得信息的數量和質量，從而形成不同的金融資產信念，進而產生異質性投資行為。一般而言，那些能夠通過多樣化渠道以及低成本獲取金融市場信息和知識的投資者，在金融市場中的參與度更廣且更深[31]。另一方面，投資者的認知偏差是投資行為存在異質性的重要原因。認知能力較強的個體可以有效地降低收集與處理信息的成本，具有高認知能力的個體持有風險資產的可能性更大[32]。戶主從金融市場獲取信息的能力以及認知能力的不同導致戶主金融資產信念的異質性，進而造成經濟特征水平相當的家庭呈現出資產配置異質性的特征。當家庭財務彈性相同時，戶主的金融資產信念越強，越能夠及時準確地獲取金融市場信息并據此做出合理的金融資產配置決策，進而提高家庭資產配置分散化程度。因此，當家庭財務彈性與家庭資產配置分散化程度正相關時，戶主的金融資產信念會強化兩者的正向關系；當家庭財務彈性與家庭資產配置分散化程度負相關時，戶主的金融資產信念則會弱化兩者的負向關系。基于此，本文提出假設2。

H2戶主金融資產信念對家庭財務彈性與家庭資產配置分散化程度的關系具有調節作用。在有效金融市場中，家庭財務彈性與家庭資產配置分散化程度正相關時，戶主金融資產信念會促進兩者的關系；家庭財務彈性與家庭資產配置分散化程度負相關時，戶主金融資產信念會抑制兩者的關系。

三、數據來源、變量選擇與描述性統計

(一)數據來源

本文使用的數據來源于西南財經大學家庭金融研究與調查中心開展的中國家庭金融調查(China Household Finance Survey，簡稱CHFS)。自2011年起，該中心每兩年開展一次全國范圍的家庭金融調查，是中國目前規模最大且持續的家庭金融調查，為研究中國家庭金融問題提供了高質量的微觀數據。相較于其他家庭金融數據庫，CHFS詳細統計了家庭的資產和負債情況，家庭住房資產市值、車輛市值以及家庭在存款、股票、債券、基金、保險、理財產品六種金融資產上的配額，這為本文計算家庭財務彈性指標和家庭資產配置分散化程度指標提供了有力的數據支持。相較于CHFS2011、2013、2015年的數據，CHFS2017年的數據增加了對家庭戶主金融知識與主觀態度的調查，涵蓋了本文研究所需的家庭戶主金融資產信念的信息。因此，本文選用CHFS2017年數據進行實證分析，其涵蓋了全國29個省的40 011戶家庭、127 000個個體。調查信息包含人口統計學特征、資產與負債、保險與保障、支出與收入、金融知識與主觀態度五個部分。

為提高研究結論的可信性，本文對樣本做了以下預處理：第一，剔除戶主年齡、婚姻狀況、健康狀況、受教育程度、工作性質五個控制變量中存在缺失或無效值的樣本，以確保樣本完整性和連續性。家庭層面數據經過以上剔除后得到21 109個樣本，個體層面的數據先篩選出戶主后再剔除缺失值得到12 939個樣本。第二，在excel中將家庭層面的數據和戶主個體層面數據按照家庭編碼進行匹配，獲得7 893個家庭樣本。第三，對家庭總資產、總負債以及總收入等經濟指標進行5%的縮尾處理以減少因樣本異常值所造成的偏誤。經過以上數據預處理，最終獲得7 893個有效樣本進行具體實證分析。

(二)變量選擇

1.家庭財務彈性

財務彈性的衡量方法有單指標判斷法、多指標結合法和綜合指數構建法。上述指標各有利弊：單一指標容易導致誤判；綜合指數構建法的準確性較高，但其指標權重的確定比較復雜且不具有權威性；多指標結合法從現金彈性和杠桿彈性兩個方面衡量財務彈性，可靠性大大提高。因此，借鑒McKnight和Rucci(2020)[13]的方法，采用多指標結合法，從現金彈性(Cash-Flexibility，CF)和杠桿彈性(Leverage-Flexibility，LF)兩個維度衡量家庭財務彈性。其中，現金彈性是家庭財務彈性的首要來源，衡量的是家庭能立馬滿足其自身財務需求的資金能力。本文采用現金持有(Cash-Holding，CH)和現金產出能力(Cash-Production-Capacity，CPC)兩個指標來衡量家庭的現金彈性。CH衡量的是家庭持有現金的情況，計算公式是CH=(現金+活期存款)/總資產(2)家庭總資產包括非金融資產和金融資產。非金融資產包括農業經營資產、工商業經營資產、土地資產、房產、車輛資產、其他非金融資產。金融資產包括社保賬戶余額、現金、存款、股票、基金、債券、衍生品、理財、外幣資產、黃金、其他金融資產和借出款。；CPC衡量的是家庭造血能力，計算公式是CPC=總收入(3)家庭總收入包括工資性收入、農業經營收入、工商業經營收入、轉移性收入和投資性收入。/總資產。第二個維度是杠桿彈性，衡量的是家庭未使用舉債能力，即一旦家庭面臨資金短缺時，可以通過舉債來滿足其財務需求的能力。本文采用資產負債率(Debt-to-Asset Ratio，DAR)和月償債收入比(Debt-Service-Income Ratio，DSI)來衡量杠桿彈性。DAR衡量的是家庭負債情況，計算公式是DAR=總負債(4)家庭總負債包括農業負債、工商業負債、房產負債、車輛負債、其他非金融資產負債、股票負債、其他金融資產負債、教育負債、醫療負債和其他負債。/總資產；DSI衡量的是家庭現有債務對家庭正常生活的壓力，計算公式是DSI=每月償還債務(5)每月償還債務包括每月房貸和每月信用款還款額。/月收入。以上四個指標加權平均得到家庭財務彈性指標(Household-Financial-Flexibility，HFF)，計算公式是HFF=(CF-LF)/2=(CH+CPC-DAR-DSI)/4，即HFF值越大，家庭財務彈性越大。

2.家庭資產配置分散化程度

僅用家庭資產配置的種類[33]或資產配置的金額比重[24]，無法全面且準確地衡量家庭資產配置分散化程度的真實狀況。本文創新性地綜合家庭資產配置的種類和比重指標，構建資產配置分散化程度指標(Degree-of-Diversification of asset-allocation，DOD)來衡量家庭資產配置分散化情況，以避免掉入“偽分散化陷阱”(6)家庭在五種風險資產上都進行了投資，但是投資的金額占家庭總資產金額的比重極低，這樣的資產投資組合并不能起到為家庭分散風險的作用，本文稱之為“偽分散化陷阱”。。DOD的計算公式是DOD=1*Dum_Type*Dum_Cr3。其中，Dum_Type表示家庭資產配置種類的虛擬變量，Type大于等于4(7)根據耶魯理論，家庭投資三種以上的風險資產才能實現系統性風險的分散。則Dum_Type=1，否則等于0；Dum_Cr3表示家庭資產配置比重的虛擬變量，前三種資產配置比重之和Cr3小于90%(8)根據最優資產組合理論，計算得到最優資產組合中金融性風險資產占比大約為10%。則Dum_Cr3=1，否則等于0。DOD取值為0和1，分別表示家庭資產配置集中和家庭資產配置分散。

3.異質性金融資產信念

信念的測度方法包括自我報告法和外推法。相較于外推法，自我報告方法能更準確地捕捉微觀主體的真實感知，且2017年CHFS數據庫中金融市場與主觀態度的問項能夠準確測量戶主的金融資產信念，所以采用自我報告法衡量戶主的金融資產信念。基于意見分歧理論[30]，本文從投資者獲取金融市場信息的能力和認知能力兩個角度衡量戶主的金融資產信念，并選用2017年CHFS數據庫中問項h3101、h3110、h3115和問項h3104、h3108、h3109分別衡量戶主獲取金融市場信息的能力和認知能力，具體情況見表1。

戶主獲取金融市場信息的能力W1用h3101、h3110和h3115三個問項分數的加總來衡量，若加總分數小于7分，則說明戶主獲取信息的能力強，W1=1；若加總分數大于等于7分，則說明戶主獲取信息的能力弱，W1=0。戶主的認知能力W2用h3104、h3108和h3109三個問項分數的加總來衡量，若加總分數小于9分，則說明戶主的認知能力強，W2=1；若加總分數大于等于9分，則說明戶主的認知能力弱，W2=0。問項分值越小，說明戶主獲取信息的能力越強、認知能力越強。

表1 戶主金融資產信念的問項及測度

4.控制變量

借鑒已有文獻的做法[21，25]，選取會影響家庭資產配置決策的戶主個體特征變量作為控制變量，包括戶主的年齡(Age)、性別(Gender)、受教育程度(Edu)、婚姻狀況(Marry)、健康狀況(Health)、工作性質(Job)。這些變量在一定程度上會影響家庭進行風險資產投資的可能性。相較于青年人，老年人更傾向于儲蓄和房地產投資；相比較女性戶主，男性戶主的家庭更傾向于風險投資；受過高等教育的戶主更可能進行風險資產投資，增加風險性金融資產投資比重；戶主婚姻狀況好、身體狀況佳、工作穩定的家庭，良好的未來預期會加大家庭風險資產投資的概率。

(三)描述性統計

表2詳細匯報了變量的描述性統計情況。從表2可知，首先，家庭財務彈性的分布具有異質性。存在財務彈性小于0的家庭，說明這些家庭極度缺乏財務彈性，表現出樣本家庭沒有持有現金及活期存款的同時甚至存在高杠桿的特征；部分樣本家庭的財務彈性大于1，說明這些家庭極其富有彈性，擁有充足的現金以及較強的造血能力來應對沖擊。其次，中國家庭資產配置種類的均值在3種左右，主要集中在現金、存款和房產；資產配置分散化程度指標均值僅為0.172，說明家庭不僅資產配置種類少，而且投資在風險性金融資產上的金額少，風險性金融資產占總資產比重極輕。再次，戶主獲取金融市場信息能力、認知能力均值分別為0.009和0.030，說明大部分家庭獲取金融市場信息的能力和認知能力都偏弱。最后，戶主個體特征方面的數據顯示，戶主平均年齡大約為52歲；性別均值為1.134，說明戶主男性居多(9)問卷中性別的選項：1.男；2.女。；文化程度均值為3.461，說明戶主大多為初高中學歷(10)問卷中受教育水平的選項：1.沒上過學；2.小學；3.初中；4.高中；5.中專/職高；6.大專/高職；7.大學本科；8.碩士研究生；9.博士研究生。；婚姻狀況均值為2.191，說明大多數戶主已婚(11)問卷中婚姻狀況的選項：1.未婚；2.已婚；3.同居；4.分居；5.離婚；6.喪偶；7.再婚。；健康狀況和工作性質均值分別為2.445和2.520，說明大多數戶主身體健康(12)問卷中身體狀況的選項：1.非常好；2.好；3.一般；4.不好；5.非常不好。且工作穩定(13)問卷中工作性質的選項：1.受雇于他人或單位；2.臨時性工作；3.務農；4.經營個體或私營企業、自主創業、開網店；5.自由職業；6.其他(志愿者)。。

表2 變量的描述性統計

四、實證分析

本部分主要檢驗家庭財務彈性對家庭資產配置分散化程度的影響，以及異質性金融資產信念在其中所扮演的調節作用。首先，考察家庭財務彈性對家庭資產配置分散化程度的影響；其次，檢驗金融資產信念在家庭財務彈性影響家庭資產配置分散化程度過程中的調節作用是否存在以及作用方向；最后，本文還將通過更換實證模型和因變量的測量指標，對上述實證結果的穩健性進行檢驗。

(一)家庭財務彈性對家庭資產配置分散化程度的影響

1.模型設定

為了考察家庭財務彈性對家庭資產配置分散化程度的影響，考慮到本文的因變量是二元變量，借鑒已有文獻的做法，采用Probit模型分析家庭財務彈性對家庭資產配置分散化程度的影響，構建如下回歸模型

DOD=1(α0+α1HFF+α2X+μ0>0)

(1)

式(1)中，DOD是因變量家庭資產配置分散化程度，DOD=0表示家庭資產配置集中，DOD=1表示家庭資產配置分散；HFF是解釋變量家庭財務彈性；X表示控制變量，包括戶主的年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、健康狀況和工作性質；μ0是誤差干擾項，μ0～N(0,σ2)。

需要指出的是，本文的關鍵變量家庭財務彈性可能存在內生性。其內生性可能來源于兩方面：一方面，家庭資產配置分散化程度、資產配置種類和金融資產配置的比重可能導致家庭財務彈性的變化。比如，資產配置更多集中在銀行存款時，會導致家庭現金彈性增加，從而導致家庭財務彈性增加；另一方面，家庭財務彈性和資產配置分散化程度可能會同時受到其他因素的影響。比如，當地的金融市場發展程度，而這些變量又是不可觀測的。因此，本文要處理的一個關鍵問題是家庭財務彈性的內生性。經過反復檢驗，本文將使用少兒撫養比和老年撫養比作為家庭財務彈性的工具變量進行估計。參考鐘水映和李魁(2009)[34]發現家庭總撫養負擔減輕會提高家庭儲蓄率，滿足工具變量的相關性；尚未有文獻發現撫養比會直接影響家庭資產配置分散化程度，滿足工具變量的外生性。

表3 家庭財務彈性影響家庭資產配置分散化程度的回歸結果

2.回歸結果

表3給出了家庭財務彈性影響家庭資產配置分散化程度的估計結果。考慮到低家庭財務彈性與高家庭財務彈性組的資產配置分散化程度受財務彈性的影響不同，本文以平均家庭財務彈性0.139為標準，將樣本家庭劃分為低家庭財務彈性組和高家庭財務彈性組。表3列(1)(3)和(5)分別是全樣本、低財務彈性組樣本和高財務彈性組樣本的Probit估計結果。考慮到家庭財務彈性可能存在的內生性，用少兒撫養比和老年撫養比作為工具變量進行IV Probit回歸，表3列(2)(4)和(6)分別是全樣本、低財務彈性組樣本和高財務彈性組樣本的IV Probit估計結果。表3列(2)(4)和(6)中Wald檢驗結果的P值分別為0.000 0、0.000和0.029 3，說明在5%的統計水平上拒絕不存在內生性的假設，因此存在內生性問題；在兩階段工具變量估計中，第一階段估計的F值分別為22.46、28和13.76，根據Stock和Yogo(2005)[35]，F值大于10%的偏誤下的臨界值為10，因此撫養比是合適的工具變量，不存在弱工具變量問題。通過對比表3中Probit和IV Probit回歸結果發現，如果不考慮家庭財務彈性的內生性，家庭財務彈性對資產配置分散化程度的影響在Probit模型中會被低估。因此，進行IV Probit估計是十分必要的。

表3列(2)的估計結果顯示，家庭財務彈性影響家庭資產配置分散化程度的邊際效應在1%的統計水平下顯著，說明家庭財務彈性與家庭資產配置分散化程度是密切相關的。低財務彈性組的回歸結果如表3列(4)所示，在低家庭財務彈性組中，家庭財務彈性每增加1%，家庭資產配置分散化程度增加6.45%。該結果表明家庭財務彈性較低時，隨著家庭財務彈性的增加，家庭借貸約束的弱化降低了家庭從外部獲取資金的成本和風險，從而增加了家庭參與金融市場投資的機會，家庭資產配置趨于分散化。高財務彈性組的回歸結果如表3列(6)所示，在高家庭財務彈性組中，家庭財務彈性每增加1%，家庭資產配置分散化程度減少2.53%。這一結果說明家庭財務彈性過高時，家庭高儲蓄率以及戶主的風險厭惡態度抑制了家庭的風險性金融資產投資，隨著家庭財務彈性的增加，家庭資產配置反而趨于集中。由此，假設1得到驗證，即家庭財務彈性與家庭資產配置分散化程度密切相關，而且隨著家庭財務彈性增加，家庭資產配置分散化程度先增加后降低。

(二)財務彈性對資產配置分散化程度的影響:金融資產信念的調節作用

1.模型設定

為了考察金融資產信念在家庭財務彈性影響資產配置分散化的過程中是否發揮調節作用，在模型(1)的基礎上，加入家庭財務彈性和戶主金融資產信念的交互項來驗證。本文構建如下回歸模型

DOD=1(β0+β1HFF+β2Wi+β3HFF*Wi+β4X+γ0>0)

(2)

式(2)中，Wi表示異質性金融資產信念，包括戶主獲取金融市場信息的能力W1和認知能力W2兩個指標，Wi=0表示戶主獲取信息的能力弱、認知能力低，金融資產信念弱，Wi=1則反之；若交互項HFF*Wi的系數β3顯著，說明戶主金融資產信念的調節作用存在；γ0是誤差擾動項，γ0～N(0,σ2)。其他參數同模型(1)。

2.回歸結果

表4給出了戶主金融資產信念調節作用的估計結果。表4IV Probit回歸結果的Wald檢驗結果的P值分別為0.000 0、0.000 0、0.040 7和0.033 4，說明在5%的統計水平上拒絕不存在內生性的假設，因此存在內生性問題；在兩階段工具變量估計中，第一階段估計的F值分別為24.52、26.63、13.72和16.40，均大于10，因此撫養比是合適的工具變量，不存在弱工具變量問題。通過對比表4中Probit和IV Probit的回歸結果發現，如果不考慮家庭財務彈性的內生性，戶主金融資產信念的調節作用在Probit模型中會被低估。因此，IV Probit模型能更加準確地估計戶主金融資產信念在家庭財務彈性對資產配置分散化程度影響過程中的調節作用。

表4列(2)和列(6)給出了戶主獲取金融市場信息能力W1的調節作用的IV Probit回歸結果。結果顯示，在低家庭財務彈性組和高家庭財務彈性組中，戶主獲取金融市場信息能力W1與家庭財務彈性的交互項系數分別是5.823和2.731，并且在1%統計水平下顯著。該結果表明，戶主獲取金融市場信息的能力W1正向調節家庭財務彈性與家庭資產配置分散化程度的關系。結合主效應檢驗結果可知，戶主獲取金融市場信息的能力W1會促進低水平家庭財務彈性與家庭資產配置分散化程度的正向關系，抑制高水平家庭財務彈性與家庭資產配置分散化程度的負向關系。這說明戶主獲取金融市場信息的能力在不同水平的家庭財務彈性組都表現出正向調節作用，可能是由于戶主從金融市場獲取信息能力的提高有助于提高家庭獲取金融市場信息的數量和質量，以及增加家庭參與金融市場的渠道，進而提高家庭資產配置分散化程度。

表4列(4)和列(8)給出了戶主認知能力W2的調節作用的IV Probit回歸結果。結果顯示，在低家庭財務彈性組和高家庭財務彈性組中，認知能力W2與家庭財務彈性的交互項系數分別是6.510和1.341，并且在1%統計水平下顯著。該結果表明戶主認知能力W2正向調節家庭財務彈性與家庭資產配置分散化程度的關系，這可能是由于戶主認知能力的提高有助于戶主根據金融市場信息以及自身風險承受能力做出正確的金融資產投資決策，進而提高家庭資產配置分散化程度。結合前文主效應的檢驗結果，這種正向的調節作用表現為，在低財務彈性家庭組中，戶主認知能力W2促進家庭財務彈性與家庭資產配置分散化程度的正向關系；在高財務彈性家庭組中，戶主認知能力W2抑制家庭財務彈性與家庭資產配置分散化程度的負向關系。

綜上所述，在低財務彈性家庭組，家庭財務彈性越大，家庭資產配置分散化程度越大，且戶主的金融資產信念會加強這種正向關系；在高財務彈性家庭組，家庭財務彈性越大，家庭資產配置分散化程度越小，且戶主的金融資產信念會抑制這種負向關系。假設2得到驗證。

表4 戶主金融資產信念調節作用的回歸結果

(三)穩健性檢驗

為了檢驗上述實證結果的穩健性，本文采用家庭資產配置的種類(Type)和家庭五種風險性金融資產占家庭總資產比重(Risk5)來衡量家庭資產配置分散化程度。基于CHFS2017數據，使用Type和Risk5對家庭財務彈性HFF分別進行OLS和Tobit回歸，回歸結果如表5所示。為了檢驗戶主金融資產信念的調節作用，對Tobit模型中的自變量和調節變量進行了中心化處理。

表5列(1)和(4)數據顯示，家庭財務彈性HFF系數分別為0.196和0.202，為正并且顯著；HFF2系數分別為-0.432和-0.060，為負并且顯著，說明家庭財務彈性與資產配置的種類和家庭金融資產占比呈現先正相關后負相關的特征。表5列(2)和(5)數據顯示，HFF*W1交互項系數分別為0.161和0.143，為正并且顯著。以上結果說明家庭財務彈性與家庭資產配置的種類和金融資產占比正相關時，調節變量獲取金融市場信息W1加強了兩者的正向關系；家庭財務彈性與家庭資產配置的種類和金融資產占比負相關時，調節變量獲取金融市場信息W1抑制了兩者的負向關系。表5列(3)和(6)數據顯示，HFF*W2交互項系數分別為0.098和0.149，為正并且顯著。這一結果說明家庭財務彈性與家庭資產配置的種類和金融資產占比正相關時，調節變量認知能力W2加強了兩者的正向關系；家庭財務彈性與家庭資產配置的種類和金融資產占比負相關時，調節變量認知能力W2抑制了兩者的負向關系。

上文以家庭財務彈性平均值為標準，將研究樣本分為低家庭財務彈性組和高家庭財務彈性組，并進行了主效應和調節效應的檢驗。因考慮到平均值可能受到極端值的影響，所以本文根據家庭財務彈性中位數重新進行分組，通過構建IV Probit模型進行穩健性檢驗，回歸結果如表6所示。與前文采用平均值分組回歸的結果基本一致，說明上述研究結論是可靠的。

綜上，通過更換實證模型和因變量度量指標，以及更換分組標準，依然可以得到相似結論，可見本文的實證結果具有較好的穩健性。

表6 穩健性檢驗：家庭財務彈性的不同分組標準(IV Probit)

五、結語

隨著金融市場不斷完善和居民投資意識的增強，家庭資產配置行為已成為影響經濟運行的一個重要因素，研究家庭的資產配置能夠為實現家庭財富保值增值以及改善宏觀金融調控提供思路。基于此，本文使用2017年中國家庭金融調查數據(CHFS2017)，在采用綜合指標法測度家庭財務彈性的基礎上，構建IV Probit模型，重點考察家庭財務彈性對家庭資產配置分散化程度的影響，并檢驗了家庭金融資產信念在其中扮演的調節作用。結果表明，(1)家庭財務彈性影響家庭資產配置分散化程度的邊際效應呈現先正后負的趨勢。在家庭財務彈性水平較低時，家庭財務彈性每增加1%，家庭資產配置分散化程度就增加6.45%；家庭財務彈性偏高時，家庭財務彈性每增加1%，家庭資產配置分散化程度就減少2.53%。(2)戶主的金融資產信念在家庭財務彈性影響家庭資產配置分散化程度的過程中存在調節作用。家庭財務彈性相同時，戶主金融資產信念越強，家庭資產配置分散化程度越高。

將上述結論與當前中國家庭財務彈性特征以及家庭資產配置現狀結合考慮，本文從合理化家庭財務彈性、優化家庭資產配置以及引導家庭金融資產信念三個角度出發，提出以下三點政策建議。

首先，政府應當堅持貫徹落實“房住不炒”的調控基調，減少住房市場投機行為，引導家庭保持適度財務彈性。政府應制止家庭在住房市場中的投機行為，以減少家庭儲蓄的非剛需消耗，讓家庭維持適度儲蓄規模，可以保證家庭資產的流動性。此外，政府應當建立合理杠桿制度，形成支“住”限“炒”、風險可控的“短借長還”機制，降低家庭部門的杠桿率以保證家庭償債能力，提高家庭的財務靈活性。

其次，政府應當健全金融監管體系，有效規范金融市場，促進家庭資產配置合理化。一方面，應當深化金融體制改革，建立包容、穩定、靈活、公正的金融法律體系。通過監管中的規范設計，提高金融監管的透明度和法治化水平，實現覆蓋所有金融機構、業務以及產品的監管制度，為投資者提供安全、公平的金融環境并減少金融市場的無序競爭；另一方面，應當加快推動監管科技發展，防范系統性金融風險。加強監管部門與技術部門的協作，通過科技手段服務監管需求，實現與金融科技相匹配的新型監管模式，保證金融監管體系對系統性金融風險的敏感性，提高金融監管效能。

最后，政府應當大力推進金融教育的普及，為居民提供多元化的金融知識學習平臺和渠道，引導家庭金融資產信念的形成與更新。政府可以通過不斷拓展金融教育的覆蓋面，讓更多家庭具備基本的金融素養和風險敏感性，從而提高家庭參與金融市場的積極性以及權衡風險和收益的能力。更重要的是，政府應該通過增強金融教育的針對性、有效性和精準度，對不同的投資者群體采用差異化教育方式，引導投資者識別金融產品設計、銷售等環節的金融風險特征，增強家庭風險防范意識和能力，構建和諧金融環境。