金融脆弱性如何影響資產配置
——基于中國家庭的微觀證據

代紅 周聰

（復旦大學經濟學院，上海 200433）

一、引言

經典資產組合理論認為，家庭至少會將部分資金配置于風險金融資產，而配置比例則取決于家庭的風險態度（Merton，1969）。然而與理論不符合的是，在中國家庭財富迅速積累且配置需求快速上升，同時金融產品又極大豐富的背景下，卻出現了較多家庭不參與風險金融投資的現象。根據2019年中國家庭金融調查，中國家庭的風險金融市場總體參與率為21.9%，其中股票參與率僅為3.6%，較低的參與水平不利于深化資本市場改革。針對這一理論與現實的矛盾，現有文獻從參與成本、非標準偏好、信念等多個角度進行了分析（Guiso和Sodini，2012；Beshears等，2018；周聰，2020）。但是考慮到中國家庭與發達國家家庭的行為存在系統性的差異，而現有分析中國家庭的文獻仍然較為不足，那么從需求側對該矛盾進行解釋則具備理論和現實意義。不僅有利于理解中國家庭的資產配置行為，而且有利于為政府提高風險金融市場流動性和優化融資結構提供幫助。

近年來，房價的上漲預期推動家庭不斷通過抵押貸款的方式進行購房，使得個人住房貸款余額從2008年的2.95萬億元上升至2021年的52.17萬億元。而消費信貸的快速發展也驅動家庭進行借款消費，使得信用卡應償信貸余額從2008年的0.15億元上升至2021年的8.62萬億元。由此，負債行為的演變大幅提高了家庭的杠桿率，家庭部門的負債占GDP的比重由2008年末的18.87%快速上升至2021年末的62.05%。與此同時，中國進入經濟下行周期，家庭資產價值的不確定性快速增加，而杠桿率的上升和資產價值不確定性的提高增加了中國家庭的金融脆弱性1家庭金融脆弱性是指家庭面臨不能及時完全還款風險的一種狀態（Leika and Marchettini，2017）。外生負面事件沖擊如失業、工時減少、死亡和生病等會減少家庭收入或增加家庭非預期債務，進而惡化家庭財務狀況，導致家庭金融脆弱性的產生。而這一風險狀況首先來源于家庭的不健康且不可持續的借款行為，即與收入和未來盈利能力相比，家庭負債規模相對較高（Anderloni et al.，2012）。，在宏觀不確定性增加和新冠疫情等“灰犀?！笔录l發的背景下，系統性金融風險發生的可能性迅速上升，一方面，金融脆弱性會導致家庭償債能力的下滑，引起銀行等金融機構出現損失，削弱金融機構的償付能力和資本充足率，進而從惡化金融機構經營的角度引發金融危機；另一方面，金融脆弱性會影響家庭的資產配置行為，使得家庭系統性地調整資產組合，造成資本市場流動性狀況的突變和定價效率的下降，進而從導致金融市場崩潰的角度引發系統性金融風險。2017年中央經濟工作會議提出防控金融風險是化解重大風險攻堅戰的重點，而《中國金融穩定報告2019》強調金融風險正在呈現新的特點，并需從宏觀審慎視角轉向對家庭金融風險的關注，同時在新冠疫情沖擊下，政府迅速出臺多項政策以緩解微觀家庭部門的現金流壓力2如《關于進一步強化金融支持防控新型冠狀病毒感染肺炎疫情的通知》（銀發〔2020〕29號），即“金融三十條”。，則從政策的高度體現了政府對家庭部門金融風險的重視。因此，深入分析家庭金融脆弱性具備較強的理論意義和現實意義。

但是，現有文獻大多側重于金融脆弱性的測度和解釋，較少從微觀角度分析金融脆弱性對家庭經濟金融行為的影響。因此，本文嘗試從金融脆弱性這一獨特視角出發，試圖解釋中國家庭風險金融投資水平較低的現象。考慮到數據可得性和指標有效性，以及近年來中國微觀主體的違約大多體現為流動性缺失，本文首先從預算約束角度構建財務邊際指標，測度中國家庭金融脆弱性。其次，考慮到金融脆弱性本質是一種高風險狀態，會通過影響家庭的風險敞口、風險態度和流動性約束，進而改變家庭的投資決策，而這一風險沖擊也可能會對家庭造成長期持續影響，所以從上述機制入手探討金融脆弱性對資產配置的當期、長期影響效應和傳導機制也是本文研究的重點。

本文的貢獻如下：（1）從金融脆弱性視角出發，分析了家庭風險金融投資不足的現象，創造性地將金融脆弱性沖擊這一獨特因素引入了資產配置領域，考察了風險狀態下家庭的資產組合調整，有效擴充了該領域的研究視角；（2）通過深入考察金融脆弱性對家庭投資行為的影響，突破了現有文獻僅考慮金融脆弱性的測度和影響因素的不足，擴展了金融脆弱性領域的研究方向；（3）挖掘了金融脆弱性對風險金融投資的影響效應和影響機制，對理解當前經濟不確定性提高背景下的家庭投資行為，發展風險金融市場和防范系統性金融風險皆有較為重大的意義。

二、文獻綜述、理論分析和假設提出

（一）文獻綜述

2008年國際金融危機以來，由于會放大宏觀不利沖擊對經濟造成的負面影響，金融脆弱性吸引了大量學者的關注。但由于采用宏觀數據僅能考慮宏觀變量與整體違約率的關系，并無法探討金融脆弱性的微觀形成過程，因此難以提供更為精確的壓力測試和有效的政策建議。而近年來，微觀數據的發展推動了這一領域的研究，較多學者從微觀家庭視角評估了金融脆弱性，進而考察其形成因素，或者利用金融脆弱性的評估結果模擬宏觀沖擊對經濟的不利影響。其中，一類文獻認為過度負債是為微觀金融脆弱性產生的主要原因，并以家庭債務負擔類指標超過一定閾值作為金融脆弱性的判斷標準。如Dey等（2008）采用1999—2006年加拿大家庭數據，利用回歸模型解釋并預測家庭抵押貸款違約行為，發現財富或流動資產多的家庭較不可能違約，而償債比率高的家庭違約可能性較高，同時發現若償債比率超過35則家庭違約率趨于快速上升。因此，與銀行業所采用的閾值不同，應將償債比率超過35作為判斷金融脆弱性的閾值標準。而在這一基礎上，壓力測試結果表明貨幣寬松導致的負債上升沖擊和風險溢價上升沖擊皆會使得家庭更加脆弱。Albacete和Lindner（2013）對2010—2011年奧地利家庭進行研究，結論表明負債與收入和財富正相關，同時通過將金融脆弱性定義為家庭資產負債率高于75或償債比率高于40，發現失業和持有信用負債是導致家庭金融脆弱性的主要影響因素。而Michelangeli和Pietrunti（2014）采用2002—2012意大利家庭數據解釋金融脆弱性，通過將其定義為家庭償債比率高于30（意大利行業指標）和收入低于中位數，發現金融脆弱性的變動主要由收入變動所決定。國內學者孟德鋒等（2019）使用2010和2011年中國消費金融現狀及投資者教育調查數據，采用債務收入比超過家庭內部設定閾值度量過度負債，以及采用儲蓄額低于3個月的應急支出度量應急儲蓄，并將兩個維度的變量加總得到金融脆弱性的代理變量，結論表明金融素養可以緩解金融脆弱性，且在低收入群體中效果更為明顯。

另一類文獻則從家庭預算約束出發考察家庭收入與支出的關系，當家庭收入不能覆蓋支出，即財務邊際為負時，家庭的流動性的不足使得家庭違約率提高，并處于風險脆弱性狀態。Johansson和Persson（2007）對2004年瑞典家庭進行研究，通過財務邊際識別金融脆弱家庭，發現負債集中于高收入或擁有較多金融資產的家庭，而相對于失業沖擊，利率沖擊的影響更大。Galu??ák等（2016）采用類似方法對2010—2012年捷克經濟進行壓力測試，通過考慮失業家庭的就業狀況以及配偶的就業狀況后，修正了Johansson和Persson（2007）對失業沖擊的低估，發現失業沖擊比利率沖擊對宏觀經濟有更大影響。近年來，由于經典財務邊際指標未考慮流動性資產變現對預算約束的影響，部分學者從這一視角出發完善了財務邊際指標。如Ampudia等（2016）采用2010年歐洲家庭數據，在財務邊際方法的基礎上，考慮流動資產變現對資金缺口的覆蓋作用，利用國別宏觀不良貸款率校準了流動資產覆蓋資金缺口的時長，進而對歐洲家庭金融脆弱性進行估計并進行壓力測試，結果表明，宏觀沖擊對不同國家的影響具有較大異質性，具體取決于沖擊的類型和國家的資產負債結構。Bettocchi等（2018）、Giordana和Ziegelmeyer（2020）也采用了相同方法分別對意大利和盧森堡的宏觀經濟進行了壓力測試。而Leika和Marchettini（2017）則從另一個角度，直接將流動性資產變現效果加入并修正了財務邊際的計算公式，通過同時考慮家庭短期流動性不足和長期資不抵債的兩種情形，將財務邊際的短期分析拓展至長期，并將分析流程整合為數據準備、金融脆弱性估計和壓力測試三個步驟，進而以此提出評估宏觀金融穩定性的通用框架。

另外也有部分文獻采用提取大量問卷變量信息，并抽取金融脆弱性指數的方法。如Anderloni等（2012）采用2009年意大利家庭的微觀數據，利用非線性主成分分析法構造家庭金融脆弱性指數，發現債務規模是該指數的重要解釋因素，而信用債務規模則會增加這一效應。另外，沖動的家庭表現為不耐心和短視，并且無法正確判斷消費和債務的結果，進而導致過度的負債，而金融知識則可以提高家庭的風險管理能力，有助于緩解金融脆弱性。Noerhidajati等（2020）采用分類主成分分析法對影響金融脆弱性的指標進行降維，并分別構建客觀和主觀的金融脆弱性指數分析2016—2017年的印度尼西亞家庭，結果表明，收入和資產的增加可以顯著降低金融脆弱性。

由文獻綜述部分可知，現有文獻對家庭脆弱性的度量指標尚未形成統一意見，目前主流的度量指標包括債務負擔、財務邊際和脆弱性指數三類。其中，債務負擔變量又主要包括償債比率、債務收入比和資產負債率等變量，這類指標的優點在于計算較為簡便，其核心在于閾值的選取，但是閾值選擇標準存在較強的異質性和主觀性，且根據不同的債務負擔指標對金融脆弱性的評估結果會不同，同時該類指標無法對沒有負債的家庭進行評估，則進一步降低了其實用性。脆弱性指數雖然能綜合提取大量問卷變量的共同信息，但該指標的形成取決于降維方法，存在一定的模型設定風險，同時該指標的具體經濟學含義較為模糊，且根據不同問卷的問題存在較強的異質性，因此無法橫向比較且結果的有效性依賴于問卷的質量。而近年來，較多研究采用財務邊際作為金融脆弱性代理變量，在考慮流動性資產變現的影響后，財務邊際指標能直接反映借款人的預算狀況和還款能力，且具有較高的便利程度和估計精度（Giordana和Ziegelmeyer，2020）。對于中國家庭的研究而言，僅有孟德鋒等（2019）采用債務收入比和應急儲蓄的加總度量了金融脆弱性，但兩個變量分別代表負債和流動性維度，信息含量較為不同，通過加總的方式得出金融脆弱性的度量可能會存在偏誤?？紤]到財務邊際指標的優越性，本文采用這一指標評估中國的家庭金融脆弱性。

另外，現有文獻集中于解釋家庭金融脆弱性的形成，以及通過這一指標評估宏觀負面沖擊對經濟的影響，而較少關注家庭金融脆弱性與家庭經濟金融決策的聯系。然而，作為一種高風險狀態，金融脆弱性可能會影響家庭的資產配置決策，由于近年來經濟不確定性大幅提高，而新冠疫情等“灰犀?！笔录念l繁出現則對家庭財務狀況造成較嚴重的不利沖擊，進而導致金融脆弱家庭占比不斷上升。因此，分析金融脆弱性對家庭資產配置決策的影響對考察家庭如何按在風險狀態下進行資產選擇，以及該類決策如何對金融資產市場的穩定性產生影響皆有重大意義?？紤]到金融脆弱性可能會通過家庭面臨的風險敞口、風險態度和流動性約束等機制影響家庭風險金融投資，本文將從上述切入點出發實證檢驗金融脆弱性對家庭資產配置的影響。另外，由于負面沖擊經歷可能會具有長期持續影響，本文也對金融脆弱性對家庭資產配置的長期效應進行檢驗。具體的研究思路如下：

圖1 研究思路

（二）理論分析和假說提出

由于家庭金融脆弱性反映的是家庭不能償還借款的風險，考慮到這一風險較難通過分散、轉移和保險等方式進行規避，而在家庭陷入金融脆弱狀態后，該風險會影響家庭對其他資產的風險承擔行為，因此具備背景風險的特征?，F有文獻主要分析收入、健康、房地產和私有企業等四類微觀背景風險，以及災害等宏觀背景風險，大多研究表明背景風險會擠出風險金融投資（Bodie等，1992；Rosen和Wu，2004；Malmendier和Nagel，2011）。然而，背景風險的影響取決于其對家庭面臨的風險敞口的作用，在不考慮背景風險間的相互關系的情況下，這一影響取決于背景風險與金融投資風險的相關性。當背景風險與金融投資風險獨立，且背景風險與金融投資風險以相加的形式影響家庭財富時（加性背景風險），該風險的存在會減少家庭的風險金融投資（Gollier和Pratt，1996）。而在現實情況下，背景風險與金融投資風險幾乎不可能獨立，且背景風險也可能與金融投資風險以相乘的形式作用于財富（乘性背景風險），因此背景風險與家庭風險金融投資的關系較為復雜3加性背景風險如勞動收入、投資和債務支出等風險；乘性背景風險則包括匯率、征稅、通貨膨脹和競爭等風險（Tsetlin 和 Winkler，2005）。。一般而言，對于加性背景風險而言，當背景風險與金融投資風險負相關時，風險會相互對沖并減少總體風險敞口，而當兩者正相關時，風險則會相互疊加并增加總體風險敞口。對于乘性背景風險而言，預期財富收益和財富風險皆會隨著背景風險與金融投資風險的相關性上升而增加，此時家庭會權衡收益和風險，而具體的投資選擇取決于家庭的風險態度。當家庭厭惡風險時，風險效應占據主要地位，此時背景風險擠出風險金融投資。而當家庭偏好風險時，收益效應起主導作用，即背景風險促進家庭風險金融投資（Tsetlin和Winkler，2005）。

金融脆弱性可能同時存在加性和乘性的特征。一方面，作為家庭特有的風險，金融脆弱性可能從家庭異質性角度影響不同家庭的投資決策，即表征為加性特征；另一方面，金融脆弱性也可能是系統性的，并從宏觀上影響資本市場的整體風險收益，因而以乘性形式影響家庭投資。由于金融脆弱性的直接原因之一是家庭收入的減少，而金融投資收益構成了家庭收入的重要部分，因此金融脆弱性與金融投資風險的相關性為正的可能性較大。同時，中國家庭的風險金融投資可能性和比例皆遠低于西方發達國家，對風險的厭惡使得家庭會更關注相關性帶來的風險效應，故家庭面臨的總體風險敞口可能會增加。考慮到金融脆弱性沖擊也可能增加家庭的風險厭惡程度和所面臨的流動性約束，這一沖擊因此可能會抑制風險金融投資，為此本文提出：

假說1：家庭金融脆弱性會抑制風險金融投資。

現有對背景風險的研究集中在家庭選擇的財富約束方面，而未對效用進行更為深入的刻畫，大多研究假設效用函數中家庭風險態度不變或者僅隨財富而發生變動，并以此得到背景風險與金融投資關系的結論。然而，隨著行為金融學和實驗金融學的發展，大量研究發現家庭風險態度的影響因素與變化方式皆較為復雜，且與經典效用函數的設定差異較大。其中部分研究通過采用實驗抽取或受訪者回答的方式，發現了心理因素與風險態度的緊密聯系，而負面事件沖擊則會從這一角度影響對家庭資產配置行為產生較大的影響，但具體的結論尚未達成一致。一部分文獻認為，負面沖擊會使得家庭的恐懼程度增加，并且提高風險感知程度，即增加對未來發生不利沖擊的預期，進而使得家庭更為風險厭惡，同時該效應的大小和持續性則與沖擊強度正相關（Callen等，2014；Cameron和Shah，2015；Kim和Lee，2014；Guiso等，2018）。另一部分文獻則得出了相反的結論，認為負面沖擊會激發家庭的正面心理因素，或者引發沖擊后的補償性心理需求，進而使得家庭更為風險偏好（Eckel等，2009；Voors等，2012；Kahsay和Osberghaus，2018；Abatayo和Lynham，2019）。由于金融脆弱性沖擊既可以通過增加恐懼和風險感知程度等方式使得家庭風險厭惡，又可以通過激發正面心理因素和補償性需求使得家庭更為風險偏好，可見金融脆弱性的影響存在相反的理論支撐。然而由于中國家庭的風險厭惡程度遠高于西方國家家庭，抵御風險的意愿和能力皆較弱，因而本文認為，在受到金融脆弱性沖擊后家庭可能更為風險厭惡：

假說2：金融脆弱性會通過提高家庭風險厭惡水平，進而減少對風險金融投資。

流動性約束也是影響家庭資產配置的重要影響因素。當家庭面臨流動性約束時，無法提高風險金融投資水平以實現最優配置，而現有對背景風險的分析較少關注背景風險對家庭流動性約束的影響?，F有研究流動性約束的文獻主要從信貸需求和信貸配給角度兩個角度進行解釋，而家庭違約率則是金融機構考慮的重要方面。Hodgman（1960）認為信貸配給與利率上限和金融市場結構無關，而是取決于金融機構的風險態度，當借款人的信用評級或借款期限等信貸條件較差時，可能無法獲得借款。而金融市場的信息不對稱可能加劇信貸配給現象，貸款利率則會通過逆向選擇和激勵效應增加貸款的風險，即愿意支付高利息的借款人違約風險更高，同時利息支出使得借款人更愿意采取高風險行為，這導致了金融機構高估借款人的違約風險，進而增強流動性約束（Stiglitz和Weiss，1981）。另外，在信息不對稱情況下，借款人會認為憑借家庭條件無法獲得貸款，并從主觀上放棄借款申請，進而從需求端產生流動性約束（Kon和Storey，2003）。由于金融脆弱性使得家庭流動性降低且財務質量下降，進而導致違約率上升，會使得金融機構從信貸供給角度對家庭流動性進行約束，而對金融機構貸款條件和流程的不熟悉，也會使得家庭從信貸需求角度無法獲得流動性，為此本文提出：

假說3：金融脆弱性會通過弱化家庭財務狀況，增加家庭面臨的流動性約束，進而減少風險金融投資。

三、數據來源、變量選擇與描述性統計

本文主要采用的數據庫是2013年中國家庭金融調查數據（CHFS），在合并了家庭庫和個人庫后，本文對合并數據庫進行了預處理。由于家庭決策主要是戶主做出，并且未成年人不具備證券投資資格，本文剔了非戶主樣本和戶主年齡小于18歲的樣本，同時對連續變量進行1%的縮尾處理以剔除異常值的影響，最終得到了約25000個家庭樣本。另外本文也采用了CHFS2015年的關于2013年家庭的追蹤樣本進行跨期分析，經相同預處理方式得到了約21000個追蹤家庭樣本。本文的被解釋變量為家庭的風險金融投資，具體包括是否投資和投資比重兩個維度。若家庭參與風險金融投資，則是否投資變量設定為1，否則為0。而投資比重則設定為風險金融資產占金融資產的比重。

本文關注的主要解釋變量為家庭金融脆弱性，若家庭處于金融脆弱狀態，則設定為1，否則為0。現有文獻一般采用債務負擔、財務邊際和脆弱性指數三類指標對金融脆弱性進行刻畫。其中，債務負擔類指標類型較多且異質性較強，同時中國尚未形成公認的指標閾值，而閾值選取方式的不嚴謹容易引起分析的不穩健，而該指標無法測算沒有負債的家庭，應用該類指標存在一定的局限性。脆弱性指數的質量較為依賴于問卷問題的全面性和變量降維方法的有效性?？紤]到變量數據的可得性，這一方法應用空間較窄。另外，在中國經濟下行的背景下，由于政府宏觀調控的力度較強，違約事件的出現更可能是微觀主體短期現金流匹配不當，進而陷入流動性困難導致的，由償付能力的缺失導致的違約較少，因而本文選擇采用財務邊際指標度量金融脆弱性。財務邊際即收入和流動資產扣除負債支出和基本生活支出后的余額，若余額為負則認為家庭處于金融脆弱狀態，此時家庭預算約束較緊，流動性缺失，且違約率較高（Leika和Marchettini，2017）：

其中Yi,j為家庭i在第j年的可支配收入，LAi,j為家庭i在第j年的流動資產，考慮到金融資產的變現能力較強且持有率較高，本文以金融資產近似代表家庭的流動資產。LCi,j為家庭i在第j年的生活成本，由于家庭支出具有較強的異質性和慣性，本文從家庭重要消費角度進行加總，考慮到中國家庭更關注衣食住行四個方面，故生活成本具體包括伙食費、水、電、燃料費、物業管理費、日常用品費、交通費、通訊費和購買衣物費4考慮到基本生活支出加總可能存在誤差，本文也在穩健性部分采用各省的城市和農村人均最低生活障的標準進行分析（Ampudia等，2016）。。DPi,j家庭i在第j年的債務支出，包括工商業和農業債務支出、住房抵押貸款支出、教育債務支出和信用卡支出5考慮到債務支出加總可能存在誤差，而住房債務支出和信用卡支出更為長期和穩定，在穩健性分析部分本文將采用這兩類支出進行分析。同時為使得債務支出設定更具延續性，除了問卷中明確披露的分期還款額外，本文僅考慮利息支出部分，即假設債務永續或者可以以無成本續貸。。FMi,j表示家庭i在第j年的財務邊際，若財務邊際為負，則表明即使家庭可以無成本變賣流動資產，所有流動資產的變現價值和可支配收入在滿足基本生活支出后仍無法覆蓋債務支出，即此時家庭預算約束和流動性較緊，存在違約的可能性。因此，當財務邊際取負值時，本文認為家庭處于金融脆弱狀態，但由于家庭也可以通過變賣非流動資產或者向外部借款的方式緩解流動性問題，該指標為負不一定表明家庭肯定會違約，而只能反映家庭較高的違約概率，同時本文也不能排除流動性正常但家庭選擇主動違約的情形。相反，而若財務邊際為正值，則說明家庭預算約束較松，流動性較為正常，且違約率較低。

為分析金融脆弱性的傳導機制，由于無法直接構建風險敞口的代理變量，本文通過間接檢驗反映這一機制。對風險態度和流動性約束兩類機制，本文則構建代理變量進行分析。其中對于風險態度，本文構建是否風險偏好、是否風險厭惡兩個虛擬變量進行刻畫，變量來源于問卷中的問題：如果您有一筆錢，您愿意選擇哪種投資項目？1.高風險、高回報的項目；2.略高風險、略高回報的項目；3.平均風險、平均回報的項目；4.略低風險、略低回報的項目；5.不愿意承擔任何風險。對于是否風險偏好，若選擇1或2則設定為1，若選擇3則設定為0；對于是否風險厭惡，若選擇4或5設定為1，選擇3則設定為0。對于流動性約束而言，本文通過家庭在申請貸款過程中受到的限制進行刻畫，若家庭由于“需要但沒有申請”或“申請被拒絕”的原因而沒有獲得銀行貸款或信用卡時，變量設定為1，否則為0，其中貸款類型包括農業、商業、住房和汽車貸款。

考慮到內生性問題，本文參照經典文獻的做法（尹志超等，2014），分別對戶主特征和家庭特征進行控制。對于戶主特征變量，本文控制了是否男性、年齡、受教育年限、是否健康、是否已婚、是否農村戶口、是否工作、是否擁有社會養老保險、是否擁有社會醫療保險、是否擁有社會失業保險。至于家庭特征變量，本文則控制了家庭規模對數、老年撫養比、少兒撫養比、是否有住房、是否有商業、家庭收入對數等變量。最后，考慮到區域異質性，本文也控制了省份虛擬變量，表1為具體的描述性統計，可見2013年和2015年家庭投資風險金融資產的可能性分別為12.3%和13.3%，投資比重分別為6.36%和6.94%，金融脆弱性概率分別為22.2%和19.2%。

表1 描述性統計

家庭收入 25678 66328.530 21364 73113.010流動性約束 25652 0.176 19593 0.080社會養老保險 25482 0.780 21298 0.793社會醫療保險 25533 0.901 21166 0.932社會失業保險 25678 0.138 21364 0.121

為初步探討金融脆弱性與風險金融投資的關系，以及分析控制變量間的相關關系，本文首先對文章的主要變量進行了相關分析，結果如表2所示，金融脆弱性與是否投資、投資比重皆為負向相關關系。與此同時，控制變量間的相關性較弱，因此回歸分析時不會存在多重共線性問題。

表2 相關系數表

四、實證分析與結果討論

（一）家庭金融脆弱性對資產配置的影響

在這一部分，本文采用實證方式考察家庭金融脆弱性與資產配置的關系。考慮到是否投資和投資比重分別為虛擬變量和截尾變量，本文將針對兩個被解釋變量分別采用Probit和Tobit模型。具體結果如表3所示。其中回歸（1）-（2）以是否投資為被解釋變量，而回歸（3）-（4）則是以投資比重為被解釋變量。為觀察回歸系數變化，本文采用逐步加入解釋變量的方式進行分析，其中回歸（1）和（3）未控制變量，而回歸（2）和（4）則是加入全部控制變量6本文也考察了逐步分別加入戶主特征和家庭特征的回歸，結果比較穩健，此處篇幅有限，并未展示。。結果表明，金融脆弱性對是否投資和投資比重皆有負向影響。若家庭陷入金融脆弱狀態，那么風險金融資產的投資概率會下降7.7%，而風險金融資產的投資比重則會下降4.9%。這一巨大的負效應表明金融脆弱性對家庭資產組合具有較大影響，家庭預算約束的緊化和流動性的弱化抑制了風險金融投資，即本文的假說1得到了驗證。在中國家庭杠桿率高企和經濟下行的背景下，陷入金融脆弱性的家庭占比不斷上升，會引發家庭退出以股票為主的風險金融市場，最終降低風險金融市場的流動性和定價效率，進而引發系統性金融風險。而逐步加入控制變量的方式并沒有引起回歸系數方向發生改變，表明回歸分析具有一定穩健性。表3的回歸（5）則通過考察金融脆弱性與違約的關系，評估金融脆弱性指標的合理性。具體采用是否按期還款作為被解釋變量，其中借款包括農業和工商業借款、住房借款、汽車借款、教育借款和其他借款。結果顯示家庭金融脆弱性會增加違約的可能性，說明了本文構建的基于財務邊際的金融脆弱性度量指標可以反映家庭違約的傾向，具有一定的合理性。

表3 家庭金融脆弱性對資產配置的影響——基準分析

注：表中匯報的是邊際效應；括號內為p值；采用穩健標準誤估計；*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上統計顯著。

其他解釋變量回歸結果表明：與男性戶主相比，女性戶主較高的風險金融投資水平反映出其較高的風險偏好；受教育程度高的戶主金融知識積累更多，投資參與成本的下降促進了投資；而婚姻狀態、家庭規模和少兒撫養比皆顯著，反映了不同的家庭結構對財務安排的影響，體現了家庭投資決策的異質性；農村家庭投資風險金融資產比城鎮家庭更少，反映了中國城鄉二元分割的特征；收入高的家庭風險金融投資更多，驗證了人力資本的正向作用；工作狀態、住房資產和商業資產影響顯著，表明背景風險對家庭資產配置產生影響，其中系數方向的差異，表明不同類型背景風險與金融資產風險的相關性存在異質性；而社會保障覆蓋的系數顯著為正，體現了保險持有降低了背景風險引致的家庭支出不確定性，進而有助于提高家庭風險金融投資水平。

（二）家庭金融脆弱性對資產配置影響的機制分析

由文獻綜述部分可知，金融脆弱性可能會從風險敞口、風險態度和信貸約束三種機制產生影響。由于資產間關系的復雜性和數據的局限性，難以直接有效地度量家庭的風險敞口，為得到穩健的分析結論，本文僅直接考慮后兩個可能的機制，而對風險敞口機制進行間接討論。為此，本文采用中介效應模型進行研究（溫忠麟和葉寶娟，2014），而基準回歸中主要解釋變量金融脆弱性的回歸系數具有顯著性，則滿足了中介效應的分析前提。表4中的回歸（1）-（3）分析了主要解釋變量對機制變量的影響，結果表明金融脆弱性會顯著影響家庭的風險態度。這與假說3不一致，金融脆弱沖擊使得家庭更加風險偏好，這一結果可能是由于該沖擊改變了居民的心理狀態，較強地觸發了居民的正面情感或補償性心理需求所致。同時，金融脆弱性也會顯著增加家庭面臨的流動性約束，陷入脆弱狀態家庭的違約可能性提高，使得金融機構對于信貸投放更加謹慎，而財務狀況的惡化也會引起家庭對借款成功率下降的擔憂，進而主動放棄借款，即從需求端增加了流動性約束。

回歸（4）和（5）是將機制變量加入表3基準分析后的結果?？梢姍C制變量皆在1%水平上顯著。風險偏好促進了家庭風險金融投資，而風險厭惡和流動性約束則產生了抑制作用。表明風險偏好和信貸約束皆為金融脆弱性產生影響的機制變量。從機制的效應看，由于金融脆弱性對風險金融投資和風險偏好的影響方向分別為負和正，而風險偏好顯著促進了投資，說明風險偏好具體表現為遮掩效應（溫忠麟和葉寶娟，2014），即該變量不是金融脆弱性產生影響的中介，并存在其他更為重要的中介變量。而金融脆弱性分別對風險金融投資和流動性約束有負向和正向的影響，同時流動性約束顯著抑制投資，另外由于加入機制變量后金融脆弱性仍顯著，流動性約束的影響具體表現為部分中介效應，即金融脆弱性會通過增加家庭面臨的流動性約束，進而抑制家庭風險金融投資，此處本文的假說3得到了驗證。另外，從回歸（4）-（5）中可以看出，在控制了風險態度和流動性約束的影響后，金融脆弱性的系數仍然顯著為負，結果說明除了風險態度和流動性約束外，仍存在其他影響機制，而風險敞口機制的影響則可能包含在其中，即此處間接驗證了金融脆弱性的風險敞口機制。綜上，本部分的回歸結論表明，在經歷金融脆弱性沖擊后家庭變得風險偏好，此時導致家庭減少風險金融投資的動因是家庭面臨的流動性缺失，即缺失足夠的資金進行資產組合調整，進而無法達到最優配置。因此，在家庭金融脆弱性不斷上升的現實狀況下，從政策端鼓勵金融機構放松信貸標準，從信貸供給側角度緩解家庭的流動性約束，既有助于直接減少金融脆弱性家庭的占比，也有助于維護風險金融市場的穩定。

（三）家庭金融脆弱性對資產配置影響的長期分析

現有文獻研究發現負面沖擊會對家庭資產配置有長期持續的影響，而影響的持續時間則取決于沖擊的大?。∕almendier和Nagel，2011）?？紤]到家庭脫離困境后，金融脆弱性將較少從風險敞口的角度產生影響，而更多通過風險態度和流動性約束等角度起作用，即金融脆弱性經歷可能會通過改變家庭的心理狀態，進一步發影響風險態度。同時，金融機構投放信貸的一個重要標準是借款人的財務狀況穩定性，曾陷入金融脆弱狀態或者乃至曾經發生違約則不利于家庭申請借款，進而可能使得家庭面臨較緊的流動性約束。因此，金融脆弱性可能會對資產配置有長期影響，探究這一影響效應和影響方式則對于完全理解金融脆弱性有重要意義。為此，本文構造金融脆弱性經歷這一虛擬解釋變量進行分析。當家庭2013年受到金融脆弱沖擊而2015年脫離困境則設定為1，而當家庭在兩年間皆未陷入金融脆弱狀態則設定為0。同時，以2015年家庭追蹤的風險金融投資作為被解釋變量，并加入2015年的相關控制變量進行研究。表5回歸（1）和（2）的結果表明，金融脆弱性對風險金融投資有長期抑制作用，受到該沖擊的家庭長期投資的可能性下降7.4%，投資比重下降4.7%，兩個維度較同期影響有所下滑。這一結果與現有文獻的結論一致，即金融脆弱沖擊的影響會隨著時間流逝而減弱，該影響的持續性表明金融脆弱性沖擊較強，對風險金融投資的擠出效應長期存在，會從資產需求端持續降低風險金融市場的流動性和效率，增加系統性金融風險的可能性。從機制變量上看，表5回歸（3）-（5）的結果表明，金融脆弱性經歷降低了家庭的風險厭惡程度并增加了家庭面臨的流動性約束，這一結果和同期分析的結果較為一致7本文也將機制變量加入表5的回歸（1）和（2）中進行發現，結果與同期分析較為類似，即風險厭惡和流動性約束是金融脆弱性的長期機制變量。。由于脫離困境使得家庭遠離風險狀態，那么金融脆弱經歷會較少以風險敞口機制產生影響，而同時該經歷降低了家庭的風險厭惡程度，因而對風險金融資產的擠出作用更多來源于流動性約束，此時從信貸供給側改變金融機構較嚴格的放貸標準，有利于緩解金融脆弱性的長期影響。

表5 金融脆弱性對家庭資產配置的影響——長期分析

（四）穩健性分析

1. 內生性分析

雖然本文在回歸分析中控制了戶主特征、家庭特征和地區等三類變量，但仍可能面臨較為嚴重的內生性問題。首先，可能面臨反向因果問題，風險金融市場崩盤可能導致金融脆弱性，但由于中國家庭風險金融市場參與較少，且依賴于投資進行生活的家庭比例相對較少，因而本文認為這一問題的嚴重性較弱。其次，本文的分析可能遺漏與金融脆弱性和投資決策相關聯的重要變量，從而導致回歸系數發生偏誤。由于在基準分析中采用截面數據進行研究，因而無法控制經濟周期等變量，而這類變量對金融脆弱性和家庭投資決策皆有關聯。經濟進入下行周期會導致家庭陷入金融脆弱狀態的可能性上升，同時也會影響金融市場的表現，進而抑制家庭風險金融投資，遺漏該解釋變量可能會使得回歸結果不一致。為此，本文采用兩種方式緩解該問題。

第一，考慮到所采用的數據包括兩年的家庭追蹤樣本，為此本文構建平衡面板，利用固定效應模型消除跨時不變的遺漏變量，并以此緩解該類變量引起的內生性問題。結果如表6回歸（1）和（2）所示，金融脆弱性對風險金融投資的顯著負效應仍然存在，而部分控制變量變為不顯著，則可能是由控制變量的變異不足所致。

表6 金融脆弱性對家庭資產配置的影響——內生性分析

第二，針對2013年樣本，本文采用不同省級和不同行業的扣除自身家庭的平均家庭收入（以下簡稱宏觀平均收入）作為工具變量來緩解內生性問題。首先，工具變量需滿足與內生變量的相關性。由于金融脆弱性與家庭收入有關，家庭收入的大幅下降可能導致家庭陷入金融脆弱狀態，而家庭收入與所處的不同區域和不同行業的平均收入相關聯，同時表6回歸（3）的工具變量一階段結果表明，宏觀平均收入會在1%水平下顯著減少家庭陷入金融脆弱狀態的可能性，而工具變量的一階段F值大于10，且通過弱工具變量檢驗8Kleibergen-Paap rk Wald F統計量值為225.277，皆大于Stock- Yogo提供的弱識別變量檢驗臨界值，其中各顯著性水平的臨界值分別為：16. 38（10%）、8. 96（15%）、6. 66（20%）和5. 53（25%）。，則說明本文采用的工具變量有效性較強，不會導致弱識別問題，工具變量滿足相關性條件。其次，工具變量需滿足外生性。除金融脆弱性外，所選取的工具變量需與其他影響風險金融投資的變量不相關，考慮到宏觀平均收入取決于企業整體的盈利狀況，與家庭微觀投資決策的關聯度較低，同時本文也將宏觀平均收入加入表3的基準分析中，結果發現金融脆弱性顯著的同時宏觀平均收入的系數不顯著9即表明宏觀平均收入僅通過金融脆弱性產生影響，由于篇幅原因，沒有進行展示。，這一結果可以為工具變量滿足外生性提供部分經驗證據。再者，工具變量的結果反映的是局部平均處理效應，即受干預群體的平均效應，考慮到金融脆弱家庭在受到宏觀沖擊下可能會引發系統性金融風險，由宏觀平均收入變化，引起家庭收入發生變化的“順從者”正是本文關注的重點，因而工具變量的估計滿足本文的意圖。綜上所述，本文選取的工具變量存在一定的合理性。二階段的回歸結果如表6的（4）和（5）所示，金融脆弱性對風險金融投資的仍具有負向顯著影響，本文的基準回歸存在一定穩健性。同時，工具變量法中金融脆弱性的系數略高于基準分析的結果，一方面，兩類模型的結果較為接近，說明本文工具變量的選取較為合理，回歸中的“順從者”較多，即金融脆弱性大多是區域或行業的宏觀收入沖擊導致的，局部平均處理效應對結論影響較少。另一方面，工具變量法的結果較高則說明宏觀收入沖擊下陷入金融脆弱狀態的家庭，對風險金融投資的抑制作用更為明顯，宏觀沖擊比微觀沖擊的影響更大。

2. 改變金融脆弱性的定義

在前文的分析中，本文將金融脆弱性定義為財務邊際為負的家庭，而財務邊際變量構造偏差會影響回歸分析的結論。為解決該問題，本文在這一部分調整財務邊際的內涵，以財務邊際的替代定義檢驗表3基準回歸的穩健性。首先，考慮到前文對基本生活支出的刻畫可能存在主觀性，即可能存在可以壓縮的生活支出，從而高估家庭基本生活支出，為此本文調整基本生活支出的內涵。參考Ampudia等（2016），本文以民政局報告的城鄉最低生活標準刻畫基本生活支出，其中多于一名成員的家庭按照OECD等值量表進行換算，即成年人權重為1（大于18歲），青少年權重為0.5（大于14歲小于等于18歲），兒童權重為0.3（小于等于14歲）。其次，考慮到債務支出包含的農業、工商業和教育債務的持續性較弱，將其常態化會高估家庭常規的債務支出，本文在調整基本生活支出后，進一步調整債務支出內涵，僅考慮住房債務和信用卡債務兩類持續性強的債務。經調整后，金融脆弱家庭比例從22%下降至15%。結果如表7所示，在解決了可能的金融脆弱家庭高估的問題后，金融脆弱性對風險金融資產投資的抑制作用仍然顯著存在，并且影響有所增強，表明了基準分析的穩健性。

表7 改變金融脆弱性的定義

五、結論與政策建議

采用中國家庭金融調查調查（CHFS）2013和2015年數據，本文深入分析了家庭金融脆弱性對資產組合的影響，具體研究思路從金融脆弱性是否對風險金融投資產生影響，如何影響，是否具有長期持續影響等角度進行討論，同時對研究的內生性和變量定義等問題進行了穩健性分析。本文的研究對于評估家庭風險脆弱性程度，理解風險狀態下家庭的投資決策，以及提高直接融資比例和防范系統性金融風險皆有借鑒意義。主要研究結論如下：（1）家庭金融脆弱性會抑制家庭風險金融投資，對是否投資和投資比重兩個維度變量皆有顯著的負向影響；（2）家庭金融脆弱性使家庭更加風險偏好，由于金融脆弱性通過風險偏好產生的間接效應與金融脆弱性產生的效應符號相反，因而風險偏好在金融脆弱性對風險金融投資的影響中表現為遮掩效應，即風險偏好不是產生影響的中介變量。而相比之下，流動性約束則是主要的中介變量，即金融脆弱性會使得家庭面臨更為嚴重的流動性約束，進而使家庭減少風險金融投資。（3）除了當期效應外，家庭金融脆弱性對風險金融投資有長期持續的抑制作用，同時金融脆弱性會持續性地減少家庭風險厭惡程度，以及增加家庭的流動性約束。

基于上述研究結論，本文提出以下政策建議：在經濟下行和宏觀負面沖擊增加的背景下，家庭陷入金融脆弱狀態的概率增加，進而導致風險金融投資減少，而對風險金融資產的大幅度拋售，會引發資產流動性迅速枯竭和市場快速崩盤，并以降低定價效率的方式扭曲金融資源配置。為實現十九大報告提出的“深化金融體制改革，增強金融服務實體經濟能力，提高直接融資比重，促進多層次資本市場健康發展”的戰略目標，一方面，相關部門應加大對家庭金融狀況的關注，采用銀行信貸或建立幫扶基金等方式，及時幫助受到負面沖擊而短暫陷入財務困境的家庭，避免家庭大規模地從市場中抽離資金，進而從穩定風險金融市場需求的角度，提高金融服務實體經濟的能力；另一方面，家庭金融脆弱性會通過流動性沖擊市場，相關部門應著重關注風險金融市場的流動性風險，特別是系統性的流動性枯竭，并且制定具體的前瞻性預警指標和風險應對措施以防患于未然，進而從提高風險金融市場質量的角度，提高金融服務實體經濟的能力。