工作壓力對家庭風險性金融資產配置的影響
——基于2016年和2018年CFPS調查數據

李文豪，逯 進

（青島大學，山東 青島 266061）

一、引言

改革開放后，我國經濟長期保持穩定增長，帶動了居民家庭財富快速積累。瑞信研究院發布的《2021年全球財富報告》顯示，截至2020年底，中國家庭財富總值約為74.88萬億美元，僅次于美國，排名世界第二。與此同時，隨著市場化進程的穩步推進，我國資本市場迅速崛起。然而，受思想觀念、市場風險、行業規范等因素影響，當前中國家庭的風險性金融資產持有概率僅為5%左右①根據2018年CFPS家庭數據庫數據計算得出。，金融市場參與度遠落后于金融市場發展較為完善的歐美發達國家，我國金融市場存在著較為明顯的“有限參與”問題，不盡合理的家庭資產配置結構無法有效促進家庭財富的持續積累。因此，深入探討影響我國居民家庭金融資產配置的主要因素，對于提高資本市場效率、促進家庭財富積累具有重要的現實意義。

隨著現代社會生活節奏的不斷加快，日益增大的工作壓力和生活壓力對個人、家庭、社會皆產生了較大影響。既有研究發現，工作壓力會導致個體健康狀況、心理狀態、行為選擇發生重大變化。具體表現為：工作壓力可能會影響個體的工作績效與收入水平，且過大的工作壓力會使個體產生較多的負面情緒，危害個體的身心健康；此外，在承壓狀態下，不同的人格特征會放大或弱化個體可能產生的心理變化，具有不同人格特征的個體在投資決策和風險偏好方面的表現也不盡相同。這意味著工作壓力與人格特征之間可能存在交互作用，并最終影響家庭風險性金融資產的配置。

基于上述基本認識，本文擬深入探討以下問題：第一，個體工作壓力的增大會對家庭風險性金融資產配置產生何種影響？第二，工作壓力會通過何種路徑影響家庭風險性金融資產配置？第三，具有不同人格特征的個體在承壓狀態下其家庭風險性金融資產配置會有何種區別？

二、文獻綜述

工作壓力一直是個體行為研究中的重要內容。長時間高強度工作會危害個體的身心健康，影響其情緒狀態，導致其工作績效降低，甚至出現缺勤、離職等行為。除了對工作壓力的界定和工作壓力的誘因等基礎內容的討論外，這一領域的研究主要涉及兩個方面。第一，長時間的高強度工作會使個體工作壓力過大，進而增大其行為偏離的可能性，如情緒衰竭、人格解體、個人成就感喪失［1］。具體表現為承壓個體對工作缺乏熱情，在工作中對待他人更加冷漠，并傾向于對自己的工作成效進行負面評價，進而影響個體的工作績效并對其收入水平產生一定程度的影響［2］。第二，上述消極情緒的積累又會直接或間接影響個體的心理平穩和風險偏好，這不僅會影響個體的工作行為及工作效率，還會對個體的健康狀況產生較大的影響。工作壓力越大，個體罹患焦慮、抑郁等心理障礙疾病的概率越大，同時其身體健康狀況越差［3］。有學者研究發現，壓力水平的升高會惡化個體的睡眠質量，進而影響個體的健康水平［4］。值得注意的是，工作中的不安全感作為工作壓力的重要來源，亦會對個體的工作幸福感和工作投入程度產生較大影響［5］。

在家庭金融資產配置方面，既有研究從年齡結構、收入結構、參與成本、財富效應、風險偏好等方面對家庭風險投資進行了分析，已形成較為系統的結論。例如：隨著個體年齡的增長，其未來收入預期不斷降低、遺贈動機不斷增強，進而會降低其金融市場參與度［6］；健康狀況會影響個體風險偏好及其在資本市場的表現，健康狀況較好的家庭往往持有較多的風險性金融資產［7］；金融素養較高的家庭，其風險性金融資產持有量和盈利能力相對較高［8］；家庭財富的增加會通過提升個體風險承受能力進而提高其參與資本市場的積極性［9-10］；金融市場化程度會通過影響金融可得性進而影響家庭的信貸約束，并最終影響家庭參與金融投資的積極性和金融資產持有比重［11］。

綜上所述，工作壓力作為影響個體行為的重要因素，其可能對家庭風險性金融資產配置具有重要影響。基于此，本文匹配了2016年和2018年兩輪中國家庭追蹤調查（China Family Panel Studies，CFPS）問卷，形成有效的短面板數據集，嘗試探討工作壓力對家庭風險性金融資產配置的影響。

三、變量選取與模型設定

（一）數據來源

本文主要采用北京大學中國社會科學調查中心的中國家庭追蹤調查（CFPS）數據。CFPS于2010年正式開始進行基線調查，此后分別于2012年、2014年、2016年、2018年開展了多輪全樣本追蹤調查，覆蓋了全國大部分省（區市），全面反映了我國社會、經濟、人口、教育和健康的變遷，代表性較強。本文將家庭問卷中的財務回答人作為家庭財務決策人，根據財務決策人代碼將家庭問卷和成人問卷進行匹配，并剔除數據缺失和數據不適用的樣本，最終得到8694個觀測值。

（二）變量選取

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為家庭風險性金融資產配置，并以家庭風險性金融資產持有概率和家庭風險性金融資產持有比重進行衡量。在家庭風險性金融資產持有概率方面，CFPS問卷將金融產品分為股票、信托、基金、國債、外匯，上述金融產品或多或少帶有一定的風險性，因此本文將問卷中“是否持有金融產品”這一問題定義為是否持有風險性金融資產。該問題測度了家庭是否參與風險性金融資產投資，回答“是”賦值為1，回答“否”則賦值為0。同時，本文將風險性金融資產占家庭總資產的比重定義為家庭風險性金融資產持有比重，其衡量了家庭持有風險性金融資產的比重，為連續變量，取值范圍介于0～1之間。

2.解釋變量。本文的解釋變量為工作壓力，借鑒趙秀清［2］和溫九玲［12］等人的做法，從CFPS問卷中篩選出影響工作壓力的3個因素。一是職業發展，由“對自己未來信心程度”這一問題衡量，個人對于未來的信心程度越高，就會認為自己未來的工作和生活越好。二是工作滿意度，由“工作整體滿意度”這一問題衡量，個體對于工作狀況越滿意，其工作的穩定性和可靠性越高。按問卷打分范圍，本文對數據進行了重新賦值，通過倒序處理將變量賦值為1～5，數值越高代表工作滿意度和對未來信心程度越低，即意味著工作壓力越大。三是工作條件，以“工作保障”系列問題來衡量，問卷中對工作保障主要是以個體所擁有的各類保險來衡量①CFPS問卷中涉及的保險共5類，即養老保險、工傷保險、生育保險、失業保險、醫療保險。。本文將擁有某項保險賦值為0，否則賦值為1，個體的工作保障賦值范圍為0～5，數值越大代表工作保障程度越低，個體的不安全感和工作壓力越大。對上述3項指標取平均值可合成工作壓力綜合指數，數值越大代表個體工作壓力越大，反之則越小。

3.控制變量。本文借鑒尹志超［8］和吳衛星［13］等人的做法，分別從家庭人口特征和家庭經濟特征兩方面選取控制變量。家庭人口特征方面選擇的問題如下：財務決策人的年齡、財務決策人的性別（女為0，男為1）、財務決策人的戶口所在地（城鎮為1，鄉村為0）、財務決策人的婚姻狀況（已婚為1，未婚、離婚、喪偶、同居為0）、財務決策人的健康狀況（賦值范圍為1～5，數值越大代表健康狀況越好）、財務決策人的家庭人口規模（賦值范圍為1～14，數值代表家庭成員數量）、財務決策人是否具有宗教信仰（有宗教信仰為1，否則為0）。家庭經濟特征方面選擇的問題如下：當前住房所有權（家庭成員擁有完全產權為1，否則為0）、家庭負債情況（有負債為1，無負債為0）、家庭房產總價值（包括現住房和其他房產總價值，且為使數據平穩而進行了對數化處理）。主要變量的描述性統計見表1。

表1 主要變量的描述性統計

（三）模型設定

首先，本文引入Probit模型考察工作壓力對家庭風險性金融資產持有概率的影響，模型如下：

式（1）中，Probit(Allocationi=1)表示家庭風險性金融資產持有概率，Xit表示工作壓力，cit表示系列控制變量，εit為隨機擾動項。

其次，進一步構建面板Tobit模型估計工作壓力對家庭風險性金融資產持有比重的影響，模型如下：

式（2）中，Tobit(Allocationi)表示家庭風險性金融資產持有比重，其他變量含義如前。

四、實證分析

本文對2016年和2018年CFPS調查問卷問題進行匹配和處理，組成短面板數據集，通過Hausman檢驗發現，采用固定效應模型和隨機效應模型的回歸結果差異并不顯著，考慮到本文所采用的面板數據時間跨度較短且截面個體較多，因此選擇隨機效應模型進行回歸分析。

（一）基準回歸

由表2基準回歸結果可知，工作壓力與家庭風險性金融資產持有概率和持有比重均具有強烈的負相關關系，表明工作壓力的增大會顯著降低家庭持有風險性金融資產的積極性和持有比重。邊際效應回歸結果顯示，工作壓力每增加一個單位，家庭風險性金融資產持有概率和持有比重分別降低1.15%和0.53%。

表2 基準回歸結果

產生上述結果的原因可能在于：工作壓力較大的個體往往需要花費更多的時間和精力來應對較高的工作要求，從而降低了其參與風險性金融資產投資的積極性。同時，個體在進行風險性金融資產投資時，往往需要從龐雜的信息庫中尋找高質量信息并作出判斷，這一過程需耗費大量精力。這意味著對于工作壓力較大的人群而言，參與風險性金融資產投資所需的時間和精力成本相對較高，這會明顯抑制其投資欲望。值得注意的是，工作壓力會影響個體的情緒狀態，工作壓力較大的個體更易出現情感消耗過度、疲憊不堪、精力不足、工作生活的內生動力降低等現象。在此情況下，該類個體更傾向于負面評價自己的能力［14］，最終導致其參與風險性金融資產投資的積極性下降［15］，家庭風險性金融資產持有比重降低。

（二）穩健性檢驗

1.替換風險資產。一般而言，除金融資產外，部分個體可能會選擇投資房產。CFPS家庭問卷設置了“其他房產市價”這一問題，該問題衡量了家庭除現住房以外還擁有的其他房產總市值。因此本文引入除自有住房之外的房產投資作為風險性金融資產的替換變量，并將其定義為風險性資產，回歸結果見表3。由表3可知，替換被解釋變量后，工作壓力與風險性資產持有概率和持有比重依然具有強烈的負相關關系，表明基準回歸結果是穩健的。

表3 替換風險資產的回歸結果

2.替換工作壓力。CFPS問卷設置了“每周工作時間”這一問題。一般認為工作時長的增加大多會降低個體工作滿意度和職業幸福感，使個體的工作壓力上升［16］，加重其心理和生理負擔。因此本文借鑒吳衛星和尹豪［13］的做法，用工作時間替換工作壓力進行再估計，結果見表4。由表4可知，工作時間與家庭風險性金融資產持有概率和持有比重都具有顯著的負相關關系，表明基準回歸結果是穩健的。

表4 工作時間對家庭風險性金融資產配置的影響

（三）內生性檢驗

考慮到解釋變量與被解釋變量之間可能存在雙向因果關系，因而還需進行內生性檢驗。既有研究表明，睡眠會影響個體的工作狀態和工作行為［17］，睡眠時長不足或睡眠質量變差會在一定程度上影響個體的壓力感知。睡眠時長與工作壓力具有相關性，但是睡眠時長與家庭風險性金融資產配置并無直接關系，符合工具變量的選擇標準。

本文參考劉艷等［18］的做法，使用工作日睡眠時間衡量睡眠時長，對睡眠時長處于7～9小時之間的賦值為3，處于6～7小時與9～10小時的賦值為2，處于其他時長的賦值為1，得分越高代表睡眠時長越合理。通過兩階段工具變量法再次進行回歸，并根據Wald檢驗結果判斷變量是否存在內生性問題，回歸結果見表5。由表5中對外生性原假設的檢驗結果可知，模型（1）和模型（2）均在5%水平上通過了Wald檢驗，表明采用工具變量法是合適的。從表5回歸結果來看，工具變量的一階段F值分別為59.46和66.89，均遠大于在10%偏差水平的臨界值16.38［19］，表明本文選取的工具變量不是弱工具變量。工具變量回歸結果的系數顯著性和方向與前文基準回歸結果一致，說明在考慮了模型的內生性后前文的研究結論依舊是穩健的。

表5 工具變量回歸結果

五、調節效應和中介效應檢驗

（一）人格特征的調節效應

人格特征作為個體心理表征的重要指標，會顯著影響個體投資決策［20］，具有不同人格特征的個體，其承壓能力和受壓狀態會存在較大差別。基于這一基本事實，下文構造一個基本假說即工作壓力會影響個體風險性金融資產持有概率和持有比重，而投資者個體的人格特征會放大或者弱化工作壓力對其投資行為的影響。為驗證這一假說，本文引入人格特征作為調節變量，觀察其是否在工作壓力與家庭風險性金融資產配置的關系中具有調節效應。

本文采用國際通用的“大五”人格分類法［21］進行分析，該方法主要通過5個維度來衡量人格特征，即神經質、嚴謹性、外向性、開放性、順同性。其中，神經質體現個體情緒穩定性，嚴謹性體現個體審慎程度與成就感，外向性體現個體活躍度與進取心，開放性體現個體革新精神、好奇心及對傳統觀念的信任程度，順同性體現個體易與他人合作及對他人的寬容和信任程度。人格特征變量說明詳見表6。

表6 人格特征變量說明

本文借鑒李濤和張文韜［22］的做法，從CFPS問卷中篩選出相關問題衡量人格特征，主要包括兩類：一是CFPS問卷中的自評問題，打分區間為1～4；二是由訪員評價的問題，打分區間分別為1～5、1～7、1～10。本文采用離差標準化方法對上述問題得分進行無量綱化處理，該方法是對原始數據進行線性變換，將數據映射到［0，1］之間，分數越高代表該維度人格特征越明顯。工作壓力與人格特征各維度的交互項回歸結果見表7。由表7可以看出：其一，神經質人格特征強化了工作壓力對家庭風險性金融資產配置的負向影響。這可能是由于個體神經質人格特征越明顯，其承受壓力與情緒調節能力越差，焦慮、緊張等負面情緒對該類個體影響較大，進而在一定程度上放大了工作壓力對家庭風險性金融資產配置的負向影響。其二，工作壓力與外向性人格特征交互項系數為正，表明當個體外向性人格特征越明顯時，工作壓力對家庭風險性金融資產配置的負向影響越弱。可能的原因在于個體外向性人格特征越明顯，其自我肯定程度與風險偏好程度就越高，那么其參與風險性金融資產投資的可能性就越大［23］。其三，工作壓力與順同性人格特征的交互項對家庭風險性金融資產配置的影響顯著為正。可能的原因在于順同性人格特征明顯的個體更易于與他人合作，善于溝通，偏好體驗積極情緒。同時，該類個體不易焦慮和緊張，在進行決策時更加理性。因此，順同性人格特征越明顯，個體在面對較大工作壓力時產生的負面情緒越少，進而弱化了工作壓力對家庭風險性金融資產配置的負向影響。此外，工作壓力與嚴謹性人格特征、工作壓力與開放性人格特征的交互項對家庭風險性金融資產配置的影響均不顯著。這可能是因為在衡量嚴謹性人格特征和開放性人格特征時，更關注個體的生活細心程度和對傳統觀念的認可程度，上述二者都是個體在日常生活中形成的習慣和潛移默化的觀念，這類人格特征所代表的個體心理特征較為穩定，因此難以影響工作壓力對風險決策的負向作用。

表7 工作壓力與人格特征各維度的交互項回歸結果

（二）中介效應檢驗

既有研究表明，工作壓力會對個體的健康狀況產生較大的負面影響［24］，個體健康狀況又會顯著影響其風險偏好和投資決策；同時，工作壓力會影響個體的工作績效，從而影響個體的收入水平，個體收入水平又會在很大程度上影響其家庭資產配置［9］。因此，本文引入收入水平和健康狀況作為中介變量，從CFPS問卷中篩選出相關問題進行衡量，進一步觀察工作壓力是否會通過這兩個中介變量影響家庭風險性金融資產配置。本文選擇CFPS問卷中“過去12個月總收入”這一問題構建收入水平變量，并對變量數值進行對數化處理；選擇CFPS問卷中“健康狀況”這一問題構建健康狀況變量①本文參考孟亦佳［25］的做法，將原始問卷中“非常健康”“很健康”“比較健康”定義為“健康”并賦值為1，將“一般”和“不健康”定義為“不健康”并賦值為0。。

本文借鑒溫忠麟和葉寶娟［26］的做法，設定如下中介效應模型：

其中，Mit為中介變量，其余變量含義與主回歸一致。首先對式（3）進行回歸，以確定被解釋變量與核心解釋變量的關系α1是否顯著。其次對式（4）進行估計，考察中介變量與解釋變量的關系β1是否顯著。最后對式（5）進行估計，考察被解釋變量與中介變量的關系γ2是否顯著。如果α1、β1、γ2都顯著，則表明中介效應存在，否則需進行Sobel檢驗以確定是否存在中介效應。中介效應檢驗結果見表8。

表8 中介效應檢驗結果

1.健康狀況的中介效應。由表8可知，工作壓力對個體健康狀況具有較為明顯的負向影響；個體健康狀況與其家庭風險性金融資產持有概率和持有比重都具有較為明顯的正相關關系，這意味著個體的健康狀況越好，其家庭越傾向于持有風險性金融資產；工作壓力對家庭風險性金融資產持有概率和持有比重依舊具有明顯的負向影響。通過以上結果可以看出，工作壓力增大會使個體的健康狀況變差，因此其家庭有可能減少所持有的風險性金融資產，并將部分資金用于健康管理。由此可以進一步驗證，個體健康狀況是工作壓力影響家庭風險性金融資產配置的一個重要途徑。

2.收入水平的中介效應。由表8可知，個體工作壓力增大會對其收入水平產生顯著的負向影響，即工作壓力增大會降低其家庭收入水平。同時，作為中介變量的收入水平在1%水平上顯著正向影響家庭風險性金融資產持有概率和持有比重，工作壓力依然對家庭風險性金融資產持有概率和持有比重具有負向影響。綜上可以認為，個體工作壓力增大，其工作能力和工作效率可能會降低，這會在一定程度上抑制其獲得更高的收入，甚至還可能降低其現有收入，并最終影響其家庭收入。家庭收入水平越低，其在風險性金融資產配置過程中的預算約束就越強，風險厭惡水平也越高，進而會顯著降低家庭風險性金融資產持有概率和持有比重［27］。由此可以驗證，個體收入水平是工作壓力影響家庭風險性金融資產配置的另一個重要途徑。

六、異質性檢驗

前文基于全樣本回歸討論了工作壓力對家庭風險性金融資產配置的影響，在此基礎之上需要進一步考慮的問題是，由于樣本家庭之間差別較大，不同家庭的風險投資特征也不同，因而可能會產生異質性影響。為此，下文將從家庭財務決策人的性別和工作類型兩方面對由樣本差異而產生的異質性特征進行檢驗。

（一）性別異質性檢驗

結合CFPS調查問卷的特征，本文按不同性別對樣本進行分組，回歸結果如表9所示。由表9可知，工作壓力對男性和女性的風險性金融資產配置都具有顯著的負向影響，但影響程度存在著較為明顯的差異。男性工作壓力每提高一個單位，其家庭風險性金融資產持有概率和持有比重分別會下降0.73%和0.41%；而對于女性來說，這一影響為1.72%和0.71%。這表明當工作壓力增大時，女性會更加傾向于減少家庭風險性金融資產配置。可能的原因在于：一方面，多數女性在工作中遇見突發情況時相較于男性的風險抵御能力較弱，工作安全感相對較低，其會更重視資產的風險屬性，在構建投資組合時更傾向于選擇確定性較高的資產。另一方面，除工作壓力外，女性還面臨著較大的生活、家庭壓力，而工作和生活之間的矛盾沖突又進一步加重了女性的壓力感知。在兩方面原因的共同作用下，財務決策人為女性的家庭的風險性金融資產配置更易受到工作壓力的影響。

表9 性別異質性檢驗結果

（二）工作類型異質性檢驗

結合CFPS調查問卷的特征，本文將樣本個體的工作類型劃分為他雇（包括非農散工、農業打工、非農受雇樣本）和自雇（包括私營企業、個體工商戶、其他自雇、自家農業生產經營）兩種，分別進行異質性檢驗，檢驗結果見表10。

表10 工作類型異質性檢驗結果

由表10工作類型異質性檢驗結果可知，工作壓力對自雇個體和他雇個體的家庭風險性金融資產持有概率和持有比重都具有明顯的負向影響。具體而言，工作壓力對他雇個體家庭風險性金融資產持有概率的影響要高于自雇個體。這可能是由于他雇個體存在更為明確的工作績效和工作指標硬要求，當工作壓力增大時，其會將有限的精力專注于工作之中，因此對金融市場的參與產生了較為明顯的替代效應［13］。同時，工作壓力對自雇個體風險性金融資產持有比重的負向影響要高于他雇個體。這可以理解為：對于自雇個體來說，其生產經營和信貸約束壓力一般高于他雇個體，因此當自雇個體工作壓力增大時，為防止企業生產經營出現大的波動，其更傾向于將有限的資金用于生產經營，從而擠占了家庭風險性金融資產的持有比重。

七、結論與建議

（一）結論

本文采用2016年和2018年CFPS調查問卷構成短面板數據，分別運用面板Probit模型和面板Tobit模型對工作壓力與家庭風險性金融資產配置的關系進行了探討，研究得出以下結論：

第一，隨著個體工作壓力的增大，其傾向于減少家庭風險性金融資產配置。工作壓力對家庭風險性金融資產配置的影響存在著較為明顯的性別和工作類型的異質性。

第二，收入水平和健康狀況在工作壓力對家庭風險性金融資產配置的影響中存在中介效應。一方面，工作壓力會在一定程度上影響個體的收入水平，而個體收入水平又會影響其家庭參與風險性金融資產配置的積極性。另一方面，工作壓力會使個體的健康狀況變差，使其增加出于預防動機的貨幣需求，進而減少對風險性金融資產的持有。

第三，隨著工作壓力的增大，神經質人格較為明顯的個體會進一步強化個體的風險厭惡，進而降低金融市場參與度。順同性和外向性人格特征與工作壓力的交互項對家庭風險性金融資產配置具有正向影響，即順同性和外向性人格特征會削弱工作壓力所產生的負面影響，并在一定程度上將其轉化為激勵因素。

（二）建議

從用人單位角度看，應當嚴格遵守國家法律法規，進一步完善員工福利保障制度，建立合理完備的員工晉升機制，更加關注員工的心理狀態，根據員工不同的人格特征，安排適當的工作。

從金融機構角度看，應推出標準化程度更高、學習成本更低的金融產品，進一步提高金融產品的便捷性和易得性，盡量滿足不同客戶群體特別是風險承受能力較弱的低凈值家庭的投資需求。同時，金融機構應當嚴格遵守國家規定的信息披露制度，提高金融市場的透明度和信息可得性，降低居民家庭獲得相關信息的成本。

從政府角度看，有關部門應進一步加強居民金融常識宣傳普及，提升居民金融素養和認知水平。在此基礎上降低資本市場準入門檻，減少居民的學習成本和時間成本，從而在一定程度上促進居民家庭的金融市場參與。