金融脆弱性如何影響資產(chǎn)配置
——基于中國家庭的微觀證據(jù)

代紅 周聰

（復(fù)旦大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200433）

一、引言

經(jīng)典資產(chǎn)組合理論認(rèn)為，家庭至少會將部分資金配置于風(fēng)險金融資產(chǎn)，而配置比例則取決于家庭的風(fēng)險態(tài)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(chǎn)品又極大豐富的背景下，卻出現(xiàn)了較多家庭不參與風(fēng)險金融投資的現(xiàn)象。根據(jù)2019年中國家庭金融調(diào)查，中國家庭的風(fēng)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(xiàn)實的矛盾，現(xiàn)有文獻(xiàn)從參與成本、非標(biāo)準(zhǔn)偏好、信念等多個角度進(jìn)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(fā)達(dá)國家家庭的行為存在系統(tǒng)性的差異，而現(xiàn)有分析中國家庭的文獻(xiàn)仍然較為不足，那么從需求側(cè)對該矛盾進(jìn)行解釋則具備理論和現(xiàn)實意義。不僅有利于理解中國家庭的資產(chǎn)配置行為，而且有利于為政府提高風(fēng)險金融市場流動性和優(yōu)化融資結(jié)構(gòu)提供幫助。

近年來，房價的上漲預(yù)期推動家庭不斷通過抵押貸款的方式進(jìn)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(fā)展也驅(qū)動家庭進(jìn)行借款消費，使得信用卡應(yīng)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(fù)債行為的演變大幅提高了家庭的杠桿率，家庭部門的負(fù)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(jìn)入經(jīng)濟(jì)下行周期，家庭資產(chǎn)價值的不確定性快速增加，而杠桿率的上升和資產(chǎn)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(fēng)險的一種狀態(tài)（Leika and Marchettini，2017）。外生負(fù)面事件沖擊如失業(yè)、工時減少、死亡和生病等會減少家庭收入或增加家庭非預(yù)期債務(wù)，進(jìn)而惡化家庭財務(wù)狀況，導(dǎo)致家庭金融脆弱性的產(chǎn)生。而這一風(fēng)險狀況首先來源于家庭的不健康且不可持續(xù)的借款行為，即與收入和未來盈利能力相比，家庭負(fù)債規(guī)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(fā)的背景下，系統(tǒng)性金融風(fēng)險發(fā)生的可能性迅速上升，一方面，金融脆弱性會導(dǎo)致家庭償債能力的下滑，引起銀行等金融機(jī)構(gòu)出現(xiàn)損失，削弱金融機(jī)構(gòu)的償付能力和資本充足率，進(jìn)而從惡化金融機(jī)構(gòu)經(jīng)營的角度引發(fā)金融危機(jī)；另一方面，金融脆弱性會影響家庭的資產(chǎn)配置行為，使得家庭系統(tǒng)性地調(diào)整資產(chǎn)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(jìn)而從導(dǎo)致金融市場崩潰的角度引發(fā)系統(tǒng)性金融風(fēng)險。2017年中央經(jīng)濟(jì)工作會議提出防控金融風(fēng)險是化解重大風(fēng)險攻堅戰(zhàn)的重點，而《中國金融穩(wěn)定報告2019》強(qiáng)調(diào)金融風(fēng)險正在呈現(xiàn)新的特點，并需從宏觀審慎視角轉(zhuǎn)向?qū)彝ソ鹑陲L(fēng)險的關(guān)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(xiàn)金流壓力2如《關(guān)于進(jìn)一步強(qiáng)化金融支持防控新型冠狀病毒感染肺炎疫情的通知》（銀發(fā)〔2020〕29號），即“金融三十條”。，則從政策的高度體現(xiàn)了政府對家庭部門金融風(fēng)險的重視。因此，深入分析家庭金融脆弱性具備較強(qiáng)的理論意義和現(xiàn)實意義。

但是，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多側(cè)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(jīng)濟(jì)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(fā)，試圖解釋中國家庭風(fēng)險金融投資水平較低的現(xiàn)象?？紤]到數(shù)據(jù)可得性和指標(biāo)有效性，以及近年來中國微觀主體的違約大多體現(xiàn)為流動性缺失，本文首先從預(yù)算約束角度構(gòu)建財務(wù)邊際指標(biāo)，測度中國家庭金融脆弱性。其次，考慮到金融脆弱性本質(zhì)是一種高風(fēng)險狀態(tài)，會通過影響家庭的風(fēng)險敞口、風(fēng)險態(tài)度和流動性約束，進(jìn)而改變家庭的投資決策，而這一風(fēng)險沖擊也可能會對家庭造成長期持續(xù)影響，所以從上述機(jī)制入手探討金融脆弱性對資產(chǎn)配置的當(dāng)期、長期影響效應(yīng)和傳導(dǎo)機(jī)制也是本文研究的重點。

本文的貢獻(xiàn)如下：（1）從金融脆弱性視角出發(fā)，分析了家庭風(fēng)險金融投資不足的現(xiàn)象，創(chuàng)造性地將金融脆弱性沖擊這一獨特因素引入了資產(chǎn)配置領(lǐng)域，考察了風(fēng)險狀態(tài)下家庭的資產(chǎn)組合調(diào)整，有效擴(kuò)充了該領(lǐng)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(xiàn)有文獻(xiàn)僅考慮金融脆弱性的測度和影響因素的不足，擴(kuò)展了金融脆弱性領(lǐng)域的研究方向；（3）挖掘了金融脆弱性對風(fēng)險金融投資的影響效應(yīng)和影響機(jī)制，對理解當(dāng)前經(jīng)濟(jì)不確定性提高背景下的家庭投資行為，發(fā)展風(fēng)險金融市場和防范系統(tǒng)性金融風(fēng)險皆有較為重大的意義。

二、文獻(xiàn)綜述、理論分析和假設(shè)提出

（一）文獻(xiàn)綜述

2008年國際金融危機(jī)以來，由于會放大宏觀不利沖擊對經(jīng)濟(jì)造成的負(fù)面影響，金融脆弱性吸引了大量學(xué)者的關(guān)注。但由于采用宏觀數(shù)據(jù)僅能考慮宏觀變量與整體違約率的關(guān)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(shù)據(jù)的發(fā)展推動了這一領(lǐng)域的研究，較多學(xué)者從微觀家庭視角評估了金融脆弱性，進(jìn)而考察其形成因素，或者利用金融脆弱性的評估結(jié)果模擬宏觀沖擊對經(jīng)濟(jì)的不利影響。其中，一類文獻(xiàn)認(rèn)為過度負(fù)債是為微觀金融脆弱性產(chǎn)生的主要原因，并以家庭債務(wù)負(fù)擔(dān)類指標(biāo)超過一定閾值作為金融脆弱性的判斷標(biāo)準(zhǔn)。如Dey等（2008）采用1999—2006年加拿大家庭數(shù)據(jù)，利用回歸模型解釋并預(yù)測家庭抵押貸款違約行為，發(fā)現(xiàn)財富或流動資產(chǎn)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(fā)現(xiàn)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(yè)所采用的閾值不同，應(yīng)將償債比率超過35作為判斷金融脆弱性的閾值標(biāo)準(zhǔn)。而在這一基礎(chǔ)上，壓力測試結(jié)果表明貨幣寬松導(dǎo)致的負(fù)債上升沖擊和風(fēng)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(jìn)行研究，結(jié)論表明負(fù)債與收入和財富正相關(guān)，同時通過將金融脆弱性定義為家庭資產(chǎn)負(fù)債率高于75或償債比率高于40，發(fā)現(xiàn)失業(yè)和持有信用負(fù)債是導(dǎo)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(shù)據(jù)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(yè)指標(biāo)）和收入低于中位數(shù)，發(fā)現(xiàn)金融脆弱性的變動主要由收入變動所決定。國內(nèi)學(xué)者孟德鋒等（2019）使用2010和2011年中國消費金融現(xiàn)狀及投資者教育調(diào)查數(shù)據(jù)，采用債務(wù)收入比超過家庭內(nèi)部設(shè)定閾值度量過度負(fù)債，以及采用儲蓄額低于3個月的應(yīng)急支出度量應(yīng)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(jié)論表明金融素養(yǎng)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(xiàn)則從家庭預(yù)算約束出發(fā)考察家庭收入與支出的關(guān)系，當(dāng)家庭收入不能覆蓋支出，即財務(wù)邊際為負(fù)時，家庭的流動性的不足使得家庭違約率提高，并處于風(fēng)險脆弱性狀態(tài)。Johansson和Persson（2007）對2004年瑞典家庭進(jìn)行研究，通過財務(wù)邊際識別金融脆弱家庭，發(fā)現(xiàn)負(fù)債集中于高收入或擁有較多金融資產(chǎn)的家庭，而相對于失業(yè)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(jīng)濟(jì)進(jìn)行壓力測試，通過考慮失業(yè)家庭的就業(yè)狀況以及配偶的就業(yè)狀況后，修正了Johansson和Persson（2007）對失業(yè)沖擊的低估，發(fā)現(xiàn)失業(yè)沖擊比利率沖擊對宏觀經(jīng)濟(jì)有更大影響。近年來，由于經(jīng)典財務(wù)邊際指標(biāo)未考慮流動性資產(chǎn)變現(xiàn)對預(yù)算約束的影響，部分學(xué)者從這一視角出發(fā)完善了財務(wù)邊際指標(biāo)。如Ampudia等（2016）采用2010年歐洲家庭數(shù)據(jù)，在財務(wù)邊際方法的基礎(chǔ)上，考慮流動資產(chǎn)變現(xiàn)對資金缺口的覆蓋作用，利用國別宏觀不良貸款率校準(zhǔn)了流動資產(chǎn)覆蓋資金缺口的時長，進(jìn)而對歐洲家庭金融脆弱性進(jìn)行估計并進(jìn)行壓力測試，結(jié)果表明，宏觀沖擊對不同國家的影響具有較大異質(zhì)性，具體取決于沖擊的類型和國家的資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)。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(jīng)濟(jì)進(jìn)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(chǎn)變現(xiàn)效果加入并修正了財務(wù)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(wù)邊際的短期分析拓展至長期，并將分析流程整合為數(shù)據(jù)準(zhǔn)備、金融脆弱性估計和壓力測試三個步驟，進(jìn)而以此提出評估宏觀金融穩(wěn)定性的通用框架。

另外也有部分文獻(xiàn)采用提取大量問卷變量信息，并抽取金融脆弱性指數(shù)的方法。如Anderloni等（2012）采用2009年意大利家庭的微觀數(shù)據(jù)，利用非線性主成分分析法構(gòu)造家庭金融脆弱性指數(shù)，發(fā)現(xiàn)債務(wù)規(guī)模是該指數(shù)的重要解釋因素，而信用債務(wù)規(guī)模則會增加這一效應(yīng)。另外，沖動的家庭表現(xiàn)為不耐心和短視，并且無法正確判斷消費和債務(wù)的結(jié)果，進(jìn)而導(dǎo)致過度的負(fù)債，而金融知識則可以提高家庭的風(fēng)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(biāo)進(jìn)行降維，并分別構(gòu)建客觀和主觀的金融脆弱性指數(shù)分析2016—2017年的印度尼西亞家庭，結(jié)果表明，收入和資產(chǎn)的增加可以顯著降低金融脆弱性。

由文獻(xiàn)綜述部分可知，現(xiàn)有文獻(xiàn)對家庭脆弱性的度量指標(biāo)尚未形成統(tǒng)一意見，目前主流的度量指標(biāo)包括債務(wù)負(fù)擔(dān)、財務(wù)邊際和脆弱性指數(shù)三類。其中，債務(wù)負(fù)擔(dān)變量又主要包括償債比率、債務(wù)收入比和資產(chǎn)負(fù)債率等變量，這類指標(biāo)的優(yōu)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(biāo)準(zhǔn)存在較強(qiáng)的異質(zhì)性和主觀性，且根據(jù)不同的債務(wù)負(fù)擔(dān)指標(biāo)對金融脆弱性的評估結(jié)果會不同，同時該類指標(biāo)無法對沒有負(fù)債的家庭進(jìn)行評估，則進(jìn)一步降低了其實用性。脆弱性指數(shù)雖然能綜合提取大量問卷變量的共同信息，但該指標(biāo)的形成取決于降維方法，存在一定的模型設(shè)定風(fēng)險，同時該指標(biāo)的具體經(jīng)濟(jì)學(xué)含義較為模糊，且根據(jù)不同問卷的問題存在較強(qiáng)的異質(zhì)性，因此無法橫向比較且結(jié)果的有效性依賴于問卷的質(zhì)量。而近年來，較多研究采用財務(wù)邊際作為金融脆弱性代理變量，在考慮流動性資產(chǎn)變現(xiàn)的影響后，財務(wù)邊際指標(biāo)能直接反映借款人的預(yù)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(wù)收入比和應(yīng)急儲蓄的加總度量了金融脆弱性，但兩個變量分別代表負(fù)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(wù)邊際指標(biāo)的優(yōu)越性，本文采用這一指標(biāo)評估中國的家庭金融脆弱性。

另外，現(xiàn)有文獻(xiàn)集中于解釋家庭金融脆弱性的形成，以及通過這一指標(biāo)評估宏觀負(fù)面沖擊對經(jīng)濟(jì)的影響，而較少關(guān)注家庭金融脆弱性與家庭經(jīng)濟(jì)金融決策的聯(lián)系。然而，作為一種高風(fēng)險狀態(tài)，金融脆弱性可能會影響家庭的資產(chǎn)配置決策，由于近年來經(jīng)濟(jì)不確定性大幅提高，而新冠疫情等“灰犀?！笔录念l繁出現(xiàn)則對家庭財務(wù)狀況造成較嚴(yán)重的不利沖擊，進(jìn)而導(dǎo)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(chǎn)配置決策的影響對考察家庭如何按在風(fēng)險狀態(tài)下進(jìn)行資產(chǎn)選擇，以及該類決策如何對金融資產(chǎn)市場的穩(wěn)定性產(chǎn)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(fēng)險敞口、風(fēng)險態(tài)度和流動性約束等機(jī)制影響家庭風(fēng)險金融投資，本文將從上述切入點出發(fā)實證檢驗金融脆弱性對家庭資產(chǎn)配置的影響。另外，由于負(fù)面沖擊經(jīng)歷可能會具有長期持續(xù)影響，本文也對金融脆弱性對家庭資產(chǎn)配置的長期效應(yīng)進(jìn)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(fēng)險，考慮到這一風(fēng)險較難通過分散、轉(zhuǎn)移和保險等方式進(jìn)行規(guī)避，而在家庭陷入金融脆弱狀態(tài)后，該風(fēng)險會影響家庭對其他資產(chǎn)的風(fēng)險承擔(dān)行為，因此具備背景風(fēng)險的特征。現(xiàn)有文獻(xiàn)主要分析收入、健康、房地產(chǎn)和私有企業(yè)等四類微觀背景風(fēng)險，以及災(zāi)害等宏觀背景風(fēng)險，大多研究表明背景風(fēng)險會擠出風(fēng)險金融投資（Bodie等，1992；Rosen和Wu，2004；Malmendier和Nagel，2011）。然而，背景風(fēng)險的影響取決于其對家庭面臨的風(fēng)險敞口的作用，在不考慮背景風(fēng)險間的相互關(guān)系的情況下，這一影響取決于背景風(fēng)險與金融投資風(fēng)險的相關(guān)性。當(dāng)背景風(fēng)險與金融投資風(fēng)險獨立，且背景風(fēng)險與金融投資風(fēng)險以相加的形式影響家庭財富時（加性背景風(fēng)險），該風(fēng)險的存在會減少家庭的風(fēng)險金融投資（Gollier和Pratt，1996）。而在現(xiàn)實情況下，背景風(fēng)險與金融投資風(fēng)險幾乎不可能獨立，且背景風(fēng)險也可能與金融投資風(fēng)險以相乘的形式作用于財富（乘性背景風(fēng)險），因此背景風(fēng)險與家庭風(fēng)險金融投資的關(guān)系較為復(fù)雜3加性背景風(fēng)險如勞動收入、投資和債務(wù)支出等風(fēng)險；乘性背景風(fēng)險則包括匯率、征稅、通貨膨脹和競爭等風(fēng)險（Tsetlin 和 Winkler，2005）。。一般而言，對于加性背景風(fēng)險而言，當(dāng)背景風(fēng)險與金融投資風(fēng)險負(fù)相關(guān)時，風(fēng)險會相互對沖并減少總體風(fēng)險敞口，而當(dāng)兩者正相關(guān)時，風(fēng)險則會相互疊加并增加總體風(fēng)險敞口。對于乘性背景風(fēng)險而言，預(yù)期財富收益和財富風(fēng)險皆會隨著背景風(fēng)險與金融投資風(fēng)險的相關(guān)性上升而增加，此時家庭會權(quán)衡收益和風(fēng)險，而具體的投資選擇取決于家庭的風(fēng)險態(tài)度。當(dāng)家庭厭惡風(fēng)險時，風(fēng)險效應(yīng)占據(jù)主要地位，此時背景風(fēng)險擠出風(fēng)險金融投資。而當(dāng)家庭偏好風(fēng)險時，收益效應(yīng)起主導(dǎo)作用，即背景風(fēng)險促進(jìn)家庭風(fēng)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(fēng)險，金融脆弱性可能從家庭異質(zhì)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(tǒng)性的，并從宏觀上影響資本市場的整體風(fēng)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(gòu)成了家庭收入的重要部分，因此金融脆弱性與金融投資風(fēng)險的相關(guān)性為正的可能性較大。同時，中國家庭的風(fēng)險金融投資可能性和比例皆遠(yuǎn)低于西方發(fā)達(dá)國家，對風(fēng)險的厭惡使得家庭會更關(guān)注相關(guān)性帶來的風(fēng)險效應(yīng)，故家庭面臨的總體風(fēng)險敞口可能會增加?？紤]到金融脆弱性沖擊也可能增加家庭的風(fēng)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(fēng)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(fēng)險金融投資。

現(xiàn)有對背景風(fēng)險的研究集中在家庭選擇的財富約束方面，而未對效用進(jìn)行更為深入的刻畫，大多研究假設(shè)效用函數(shù)中家庭風(fēng)險態(tài)度不變或者僅隨財富而發(fā)生變動，并以此得到背景風(fēng)險與金融投資關(guān)系的結(jié)論。然而，隨著行為金融學(xué)和實驗金融學(xué)的發(fā)展，大量研究發(fā)現(xiàn)家庭風(fēng)險態(tài)度的影響因素與變化方式皆較為復(fù)雜，且與經(jīng)典效用函數(shù)的設(shè)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(fā)現(xiàn)了心理因素與風(fēng)險態(tài)度的緊密聯(lián)系，而負(fù)面事件沖擊則會從這一角度影響對家庭資產(chǎn)配置行為產(chǎn)生較大的影響，但具體的結(jié)論尚未達(dá)成一致。一部分文獻(xiàn)認(rèn)為，負(fù)面沖擊會使得家庭的恐懼程度增加，并且提高風(fēng)險感知程度，即增加對未來發(fā)生不利沖擊的預(yù)期，進(jìn)而使得家庭更為風(fēng)險厭惡，同時該效應(yīng)的大小和持續(xù)性則與沖擊強(qiáng)度正相關(guān)（Callen等，2014；Cameron和Shah，2015；Kim和Lee，2014；Guiso等，2018）。另一部分文獻(xiàn)則得出了相反的結(jié)論，認(rèn)為負(fù)面沖擊會激發(fā)家庭的正面心理因素，或者引發(fā)沖擊后的補(bǔ)償性心理需求，進(jìn)而使得家庭更為風(fēng)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(fēng)險感知程度等方式使得家庭風(fēng)險厭惡，又可以通過激發(fā)正面心理因素和補(bǔ)償性需求使得家庭更為風(fēng)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(fēng)險厭惡程度遠(yuǎn)高于西方國家家庭，抵御風(fēng)險的意愿和能力皆較弱，因而本文認(rèn)為，在受到金融脆弱性沖擊后家庭可能更為風(fēng)險厭惡：

假說2：金融脆弱性會通過提高家庭風(fēng)險厭惡水平，進(jìn)而減少對風(fēng)險金融投資。

流動性約束也是影響家庭資產(chǎn)配置的重要影響因素。當(dāng)家庭面臨流動性約束時，無法提高風(fēng)險金融投資水平以實現(xiàn)最優(yōu)配置，而現(xiàn)有對背景風(fēng)險的分析較少關(guān)注背景風(fēng)險對家庭流動性約束的影響?，F(xiàn)有研究流動性約束的文獻(xiàn)主要從信貸需求和信貸配給角度兩個角度進(jìn)行解釋，而家庭違約率則是金融機(jī)構(gòu)考慮的重要方面。Hodgman（1960）認(rèn)為信貸配給與利率上限和金融市場結(jié)構(gòu)無關(guān)，而是取決于金融機(jī)構(gòu)的風(fēng)險態(tài)度，當(dāng)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(xiàn)象，貸款利率則會通過逆向選擇和激勵效應(yīng)增加貸款的風(fēng)險，即愿意支付高利息的借款人違約風(fēng)險更高，同時利息支出使得借款人更愿意采取高風(fēng)險行為，這導(dǎo)致了金融機(jī)構(gòu)高估借款人的違約風(fēng)險，進(jìn)而增強(qiáng)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(rèn)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(jìn)而從需求端產(chǎn)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(wù)質(zhì)量下降，進(jìn)而導(dǎo)致違約率上升，會使得金融機(jī)構(gòu)從信貸供給角度對家庭流動性進(jìn)行約束，而對金融機(jī)構(gòu)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(wù)狀況，增加家庭面臨的流動性約束，進(jìn)而減少風(fēng)險金融投資。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選擇與描述性統(tǒng)計

本文主要采用的數(shù)據(jù)庫是2013年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS），在合并了家庭庫和個人庫后，本文對合并數(shù)據(jù)庫進(jìn)行了預(yù)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(xù)變量進(jìn)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(guān)于2013年家庭的追蹤樣本進(jìn)行跨期分析，經(jīng)相同預(yù)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(fēng)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(fēng)險金融投資，則是否投資變量設(shè)定為1，否則為0。而投資比重則設(shè)定為風(fēng)險金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重。

本文關(guān)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(tài)，則設(shè)定為1，否則為0?，F(xiàn)有文獻(xiàn)一般采用債務(wù)負(fù)擔(dān)、財務(wù)邊際和脆弱性指數(shù)三類指標(biāo)對金融脆弱性進(jìn)行刻畫。其中，債務(wù)負(fù)擔(dān)類指標(biāo)類型較多且異質(zhì)性較強(qiáng)，同時中國尚未形成公認(rèn)的指標(biāo)閾值，而閾值選取方式的不嚴(yán)謹(jǐn)容易引起分析的不穩(wěn)健，而該指標(biāo)無法測算沒有負(fù)債的家庭，應(yīng)用該類指標(biāo)存在一定的局限性。脆弱性指數(shù)的質(zhì)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(shù)據(jù)的可得性，這一方法應(yīng)用空間較窄。另外，在中國經(jīng)濟(jì)下行的背景下，由于政府宏觀調(diào)控的力度較強(qiáng)，違約事件的出現(xiàn)更可能是微觀主體短期現(xiàn)金流匹配不當(dāng)，進(jìn)而陷入流動性困難導(dǎo)致的，由償付能力的缺失導(dǎo)致的違約較少，因而本文選擇采用財務(wù)邊際指標(biāo)度量金融脆弱性。財務(wù)邊際即收入和流動資產(chǎn)扣除負(fù)債支出和基本生活支出后的余額，若余額為負(fù)則認(rèn)為家庭處于金融脆弱狀態(tài)，此時家庭預(yù)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(chǎn)，考慮到金融資產(chǎn)的變現(xiàn)能力較強(qiáng)且持有率較高，本文以金融資產(chǎn)近似代表家庭的流動資產(chǎn)。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(qiáng)的異質(zhì)性和慣性，本文從家庭重要消費角度進(jìn)行加總，考慮到中國家庭更關(guān)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(yè)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(wěn)健性部分采用各省的城市和農(nóng)村人均最低生活障的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分析（Ampudia等，2016）。。DPi,j家庭i在第j年的債務(wù)支出，包括工商業(yè)和農(nóng)業(yè)債務(wù)支出、住房抵押貸款支出、教育債務(wù)支出和信用卡支出5考慮到債務(wù)支出加總可能存在誤差，而住房債務(wù)支出和信用卡支出更為長期和穩(wěn)定，在穩(wěn)健性分析部分本文將采用這兩類支出進(jìn)行分析。同時為使得債務(wù)支出設(shè)定更具延續(xù)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(shè)債務(wù)永續(xù)或者可以以無成本續(xù)貸。。FMi,j表示家庭i在第j年的財務(wù)邊際，若財務(wù)邊際為負(fù)，則表明即使家庭可以無成本變賣流動資產(chǎn)，所有流動資產(chǎn)的變現(xiàn)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(wù)支出，即此時家庭預(yù)算約束和流動性較緊，存在違約的可能性。因此，當(dāng)財務(wù)邊際取負(fù)值時，本文認(rèn)為家庭處于金融脆弱狀態(tài)，但由于家庭也可以通過變賣非流動資產(chǎn)或者向外部借款的方式緩解流動性問題，該指標(biāo)為負(fù)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(wù)邊際為正值，則說明家庭預(yù)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(dǎo)機(jī)制，由于無法直接構(gòu)建風(fēng)險敞口的代理變量，本文通過間接檢驗反映這一機(jī)制。對風(fēng)險態(tài)度和流動性約束兩類機(jī)制，本文則構(gòu)建代理變量進(jìn)行分析。其中對于風(fēng)險態(tài)度，本文構(gòu)建是否風(fēng)險偏好、是否風(fēng)險厭惡兩個虛擬變量進(jìn)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(fēng)險、高回報的項目；2.略高風(fēng)險、略高回報的項目；3.平均風(fēng)險、平均回報的項目；4.略低風(fēng)險、略低回報的項目；5.不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險。對于是否風(fēng)險偏好，若選擇1或2則設(shè)定為1，若選擇3則設(shè)定為0；對于是否風(fēng)險厭惡，若選擇4或5設(shè)定為1，選擇3則設(shè)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(jìn)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(shè)定為1，否則為0，其中貸款類型包括農(nóng)業(yè)、商業(yè)、住房和汽車貸款。

考慮到內(nèi)生性問題，本文參照經(jīng)典文獻(xiàn)的做法（尹志超等，2014），分別對戶主特征和家庭特征進(jìn)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(nóng)村戶口、是否工作、是否擁有社會養(yǎng)老保險、是否擁有社會醫(yī)療保險、是否擁有社會失業(yè)保險。至于家庭特征變量，本文則控制了家庭規(guī)模對數(shù)、老年撫養(yǎng)比、少兒撫養(yǎng)比、是否有住房、是否有商業(yè)、家庭收入對數(shù)等變量。最后，考慮到區(qū)域異質(zhì)性，本文也控制了省份虛擬變量，表1為具體的描述性統(tǒng)計，可見2013年和2015年家庭投資風(fēng)險金融資產(chǎn)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(tǒng)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(yǎng)老保險 25482 0.780 21298 0.793社會醫(yī)療保險 25533 0.901 21166 0.932社會失業(yè)保險 25678 0.138 21364 0.121

為初步探討金融脆弱性與風(fēng)險金融投資的關(guān)系，以及分析控制變量間的相關(guān)關(guān)系，本文首先對文章的主要變量進(jìn)行了相關(guān)分析，結(jié)果如表2所示，金融脆弱性與是否投資、投資比重皆為負(fù)向相關(guān)關(guān)系。與此同時，控制變量間的相關(guān)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(guān)系數(shù)表

四、實證分析與結(jié)果討論

（一）家庭金融脆弱性對資產(chǎn)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(chǎn)配置的關(guān)系?？紤]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(jié)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(shù)變化，本文采用逐步加入解釋變量的方式進(jìn)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(jié)果比較穩(wěn)健，此處篇幅有限，并未展示。。結(jié)果表明，金融脆弱性對是否投資和投資比重皆有負(fù)向影響。若家庭陷入金融脆弱狀態(tài)，那么風(fēng)險金融資產(chǎn)的投資概率會下降7.7%，而風(fēng)險金融資產(chǎn)的投資比重則會下降4.9%。這一巨大的負(fù)效應(yīng)表明金融脆弱性對家庭資產(chǎn)組合具有較大影響，家庭預(yù)算約束的緊化和流動性的弱化抑制了風(fēng)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(jīng)濟(jì)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(fā)家庭退出以股票為主的風(fēng)險金融市場，最終降低風(fēng)險金融市場的流動性和定價效率，進(jìn)而引發(fā)系統(tǒng)性金融風(fēng)險。而逐步加入控制變量的方式并沒有引起回歸系數(shù)方向發(fā)生改變，表明回歸分析具有一定穩(wěn)健性。表3的回歸（5）則通過考察金融脆弱性與違約的關(guān)系，評估金融脆弱性指標(biāo)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(nóng)業(yè)和工商業(yè)借款、住房借款、汽車借款、教育借款和其他借款。結(jié)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(gòu)建的基于財務(wù)邊際的金融脆弱性度量指標(biāo)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(chǎn)配置的影響——基準(zhǔn)分析

注：表中匯報的是邊際效應(yīng)；括號內(nèi)為p值；采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤估計；*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上統(tǒng)計顯著。

其他解釋變量回歸結(jié)果表明：與男性戶主相比，女性戶主較高的風(fēng)險金融投資水平反映出其較高的風(fēng)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(jìn)了投資；而婚姻狀態(tài)、家庭規(guī)模和少兒撫養(yǎng)比皆顯著，反映了不同的家庭結(jié)構(gòu)對財務(wù)安排的影響，體現(xiàn)了家庭投資決策的異質(zhì)性；農(nóng)村家庭投資風(fēng)險金融資產(chǎn)比城鎮(zhèn)家庭更少，反映了中國城鄉(xiāng)二元分割的特征；收入高的家庭風(fēng)險金融投資更多，驗證了人力資本的正向作用；工作狀態(tài)、住房資產(chǎn)和商業(yè)資產(chǎn)影響顯著，表明背景風(fēng)險對家庭資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響，其中系數(shù)方向的差異，表明不同類型背景風(fēng)險與金融資產(chǎn)風(fēng)險的相關(guān)性存在異質(zhì)性；而社會保障覆蓋的系數(shù)顯著為正，體現(xiàn)了保險持有降低了背景風(fēng)險引致的家庭支出不確定性，進(jìn)而有助于提高家庭風(fēng)險金融投資水平。

（二）家庭金融脆弱性對資產(chǎn)配置影響的機(jī)制分析

由文獻(xiàn)綜述部分可知，金融脆弱性可能會從風(fēng)險敞口、風(fēng)險態(tài)度和信貸約束三種機(jī)制產(chǎn)生影響。由于資產(chǎn)間關(guān)系的復(fù)雜性和數(shù)據(jù)的局限性，難以直接有效地度量家庭的風(fēng)險敞口，為得到穩(wěn)健的分析結(jié)論，本文僅直接考慮后兩個可能的機(jī)制，而對風(fēng)險敞口機(jī)制進(jìn)行間接討論。為此，本文采用中介效應(yīng)模型進(jìn)行研究（溫忠麟和葉寶娟，2014），而基準(zhǔn)回歸中主要解釋變量金融脆弱性的回歸系數(shù)具有顯著性，則滿足了中介效應(yīng)的分析前提。表4中的回歸（1）-（3）分析了主要解釋變量對機(jī)制變量的影響，結(jié)果表明金融脆弱性會顯著影響家庭的風(fēng)險態(tài)度。這與假說3不一致，金融脆弱沖擊使得家庭更加風(fēng)險偏好，這一結(jié)果可能是由于該沖擊改變了居民的心理狀態(tài)，較強(qiáng)地觸發(fā)了居民的正面情感或補(bǔ)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(tài)家庭的違約可能性提高，使得金融機(jī)構(gòu)對于信貸投放更加謹(jǐn)慎，而財務(wù)狀況的惡化也會引起家庭對借款成功率下降的擔(dān)憂，進(jìn)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(jī)制變量加入表3基準(zhǔn)分析后的結(jié)果?？梢姍C(jī)制變量皆在1%水平上顯著。風(fēng)險偏好促進(jìn)了家庭風(fēng)險金融投資，而風(fēng)險厭惡和流動性約束則產(chǎn)生了抑制作用。表明風(fēng)險偏好和信貸約束皆為金融脆弱性產(chǎn)生影響的機(jī)制變量。從機(jī)制的效應(yīng)看，由于金融脆弱性對風(fēng)險金融投資和風(fēng)險偏好的影響方向分別為負(fù)和正，而風(fēng)險偏好顯著促進(jìn)了投資，說明風(fēng)險偏好具體表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)（溫忠麟和葉寶娟，2014），即該變量不是金融脆弱性產(chǎn)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(fēng)險金融投資和流動性約束有負(fù)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(jī)制變量后金融脆弱性仍顯著，流動性約束的影響具體表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)，即金融脆弱性會通過增加家庭面臨的流動性約束，進(jìn)而抑制家庭風(fēng)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(fēng)險態(tài)度和流動性約束的影響后，金融脆弱性的系數(shù)仍然顯著為負(fù)，結(jié)果說明除了風(fēng)險態(tài)度和流動性約束外，仍存在其他影響機(jī)制，而風(fēng)險敞口機(jī)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(fēng)險敞口機(jī)制。綜上，本部分的回歸結(jié)論表明，在經(jīng)歷金融脆弱性沖擊后家庭變得風(fēng)險偏好，此時導(dǎo)致家庭減少風(fēng)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(jìn)行資產(chǎn)組合調(diào)整，進(jìn)而無法達(dá)到最優(yōu)配置。因此，在家庭金融脆弱性不斷上升的現(xiàn)實狀況下，從政策端鼓勵金融機(jī)構(gòu)放松信貸標(biāo)準(zhǔn)，從信貸供給側(cè)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(hù)風(fēng)險金融市場的穩(wěn)定。

（三）家庭金融脆弱性對資產(chǎn)配置影響的長期分析

現(xiàn)有文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)負(fù)面沖擊會對家庭資產(chǎn)配置有長期持續(xù)的影響，而影響的持續(xù)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(fēng)險敞口的角度產(chǎn)生影響，而更多通過風(fēng)險態(tài)度和流動性約束等角度起作用，即金融脆弱性經(jīng)歷可能會通過改變家庭的心理狀態(tài)，進(jìn)一步發(fā)影響風(fēng)險態(tài)度。同時，金融機(jī)構(gòu)投放信貸的一個重要標(biāo)準(zhǔn)是借款人的財務(wù)狀況穩(wěn)定性，曾陷入金融脆弱狀態(tài)或者乃至曾經(jīng)發(fā)生違約則不利于家庭申請借款，進(jìn)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(chǎn)配置有長期影響，探究這一影響效應(yīng)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(gòu)造金融脆弱性經(jīng)歷這一虛擬解釋變量進(jìn)行分析。當(dāng)家庭2013年受到金融脆弱沖擊而2015年脫離困境則設(shè)定為1，而當(dāng)家庭在兩年間皆未陷入金融脆弱狀態(tài)則設(shè)定為0。同時，以2015年家庭追蹤的風(fēng)險金融投資作為被解釋變量，并加入2015年的相關(guān)控制變量進(jìn)行研究。表5回歸（1）和（2）的結(jié)果表明，金融脆弱性對風(fēng)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(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)的結(jié)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(xù)性表明金融脆弱性沖擊較強(qiáng)，對風(fēng)險金融投資的擠出效應(yīng)長期存在，會從資產(chǎn)需求端持續(xù)降低風(fēng)險金融市場的流動性和效率，增加系統(tǒng)性金融風(fēng)險的可能性。從機(jī)制變量上看，表5回歸（3）-（5）的結(jié)果表明，金融脆弱性經(jīng)歷降低了家庭的風(fēng)險厭惡程度并增加了家庭面臨的流動性約束，這一結(jié)果和同期分析的結(jié)果較為一致7本文也將機(jī)制變量加入表5的回歸（1）和（2）中進(jìn)行發(fā)現(xiàn)，結(jié)果與同期分析較為類似，即風(fēng)險厭惡和流動性約束是金融脆弱性的長期機(jī)制變量。。由于脫離困境使得家庭遠(yuǎn)離風(fēng)險狀態(tài)，那么金融脆弱經(jīng)歷會較少以風(fēng)險敞口機(jī)制產(chǎn)生影響，而同時該經(jīng)歷降低了家庭的風(fēng)險厭惡程度，因而對風(fēng)險金融資產(chǎn)的擠出作用更多來源于流動性約束，此時從信貸供給側(cè)改變金融機(jī)構(gòu)較嚴(yán)格的放貸標(biāo)準(zhǔn)，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(chǎn)配置的影響——長期分析

（四）穩(wěn)健性分析

1. 內(nèi)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(qū)等三類變量，但仍可能面臨較為嚴(yán)重的內(nèi)生性問題。首先，可能面臨反向因果問題，風(fēng)險金融市場崩盤可能導(dǎo)致金融脆弱性，但由于中國家庭風(fēng)險金融市場參與較少，且依賴于投資進(jìn)行生活的家庭比例相對較少，因而本文認(rèn)為這一問題的嚴(yán)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(guān)聯(lián)的重要變量，從而導(dǎo)致回歸系數(shù)發(fā)生偏誤。由于在基準(zhǔn)分析中采用截面數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，因而無法控制經(jīng)濟(jì)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(guān)聯(lián)。經(jīng)濟(jì)進(jìn)入下行周期會導(dǎo)致家庭陷入金融脆弱狀態(tài)的可能性上升，同時也會影響金融市場的表現(xiàn)，進(jìn)而抑制家庭風(fēng)險金融投資，遺漏該解釋變量可能會使得回歸結(jié)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(shù)據(jù)包括兩年的家庭追蹤樣本，為此本文構(gòu)建平衡面板，利用固定效應(yīng)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(nèi)生性問題。結(jié)果如表6回歸（1）和（2）所示，金融脆弱性對風(fēng)險金融投資的顯著負(fù)效應(yīng)仍然存在，而部分控制變量變?yōu)椴伙@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(chǎn)配置的影響——內(nèi)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(yè)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(nèi)生性問題。首先，工具變量需滿足與內(nèi)生變量的相關(guān)性。由于金融脆弱性與家庭收入有關(guān)，家庭收入的大幅下降可能導(dǎo)致家庭陷入金融脆弱狀態(tài)，而家庭收入與所處的不同區(qū)域和不同行業(yè)的平均收入相關(guān)聯(lián)，同時表6回歸（3）的工具變量一階段結(jié)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(tài)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(tǒng)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(qiáng)，不會導(dǎo)致弱識別問題，工具變量滿足相關(guān)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(fēng)險金融投資的變量不相關(guān)，考慮到宏觀平均收入取決于企業(yè)整體的盈利狀況，與家庭微觀投資決策的關(guān)聯(lián)度較低，同時本文也將宏觀平均收入加入表3的基準(zhǔn)分析中，結(jié)果發(fā)現(xiàn)金融脆弱性顯著的同時宏觀平均收入的系數(shù)不顯著9即表明宏觀平均收入僅通過金融脆弱性產(chǎn)生影響，由于篇幅原因，沒有進(jìn)行展示。，這一結(jié)果可以為工具變量滿足外生性提供部分經(jīng)驗證據(jù)。再者，工具變量的結(jié)果反映的是局部平均處理效應(yīng)，即受干預(yù)群體的平均效應(yīng)，考慮到金融脆弱家庭在受到宏觀沖擊下可能會引發(fā)系統(tǒng)性金融風(fēng)險，由宏觀平均收入變化，引起家庭收入發(fā)生變化的“順從者”正是本文關(guān)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(jié)果如表6的（4）和（5）所示，金融脆弱性對風(fēng)險金融投資的仍具有負(fù)向顯著影響，本文的基準(zhǔn)回歸存在一定穩(wěn)健性。同時，工具變量法中金融脆弱性的系數(shù)略高于基準(zhǔn)分析的結(jié)果，一方面，兩類模型的結(jié)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(qū)域或行業(yè)的宏觀收入沖擊導(dǎo)致的，局部平均處理效應(yīng)對結(jié)論影響較少。另一方面，工具變量法的結(jié)果較高則說明宏觀收入沖擊下陷入金融脆弱狀態(tài)的家庭，對風(fēng)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(wù)邊際為負(fù)的家庭，而財務(wù)邊際變量構(gòu)造偏差會影響回歸分析的結(jié)論。為解決該問題，本文在這一部分調(diào)整財務(wù)邊際的內(nèi)涵，以財務(wù)邊際的替代定義檢驗表3基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)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(diào)整基本生活支出的內(nèi)涵。參考Ampudia等（2016），本文以民政局報告的城鄉(xiāng)最低生活標(biāo)準(zhǔn)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(jìn)行換算，即成年人權(quán)重為1（大于18歲），青少年權(quán)重為0.5（大于14歲小于等于18歲），兒童權(quán)重為0.3（小于等于14歲）。其次，考慮到債務(wù)支出包含的農(nóng)業(yè)、工商業(yè)和教育債務(wù)的持續(xù)性較弱，將其常態(tài)化會高估家庭常規(guī)的債務(wù)支出，本文在調(diào)整基本生活支出后，進(jìn)一步調(diào)整債務(wù)支出內(nèi)涵，僅考慮住房債務(wù)和信用卡債務(wù)兩類持續(xù)性強(qiáng)的債務(wù)。經(jīng)調(diào)整后，金融脆弱家庭比例從22%下降至15%。結(jié)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(fēng)險金融資產(chǎn)投資的抑制作用仍然顯著存在，并且影響有所增強(qiáng)，表明了基準(zhǔn)分析的穩(wěn)健性。

表7 改變金融脆弱性的定義

五、結(jié)論與政策建議

采用中國家庭金融調(diào)查調(diào)查（CHFS）2013和2015年數(shù)據(jù)，本文深入分析了家庭金融脆弱性對資產(chǎn)組合的影響，具體研究思路從金融脆弱性是否對風(fēng)險金融投資產(chǎn)生影響，如何影響，是否具有長期持續(xù)影響等角度進(jìn)行討論，同時對研究的內(nèi)生性和變量定義等問題進(jìn)行了穩(wěn)健性分析。本文的研究對于評估家庭風(fēng)險脆弱性程度，理解風(fēng)險狀態(tài)下家庭的投資決策，以及提高直接融資比例和防范系統(tǒng)性金融風(fēng)險皆有借鑒意義。主要研究結(jié)論如下：（1）家庭金融脆弱性會抑制家庭風(fēng)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(fù)向影響；（2）家庭金融脆弱性使家庭更加風(fēng)險偏好，由于金融脆弱性通過風(fēng)險偏好產(chǎn)生的間接效應(yīng)與金融脆弱性產(chǎn)生的效應(yīng)符號相反，因而風(fēng)險偏好在金融脆弱性對風(fēng)險金融投資的影響中表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)，即風(fēng)險偏好不是產(chǎn)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(yán)重的流動性約束，進(jìn)而使家庭減少風(fēng)險金融投資。（3）除了當(dāng)期效應(yīng)外，家庭金融脆弱性對風(fēng)險金融投資有長期持續(xù)的抑制作用，同時金融脆弱性會持續(xù)性地減少家庭風(fēng)險厭惡程度，以及增加家庭的流動性約束。

基于上述研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：在經(jīng)濟(jì)下行和宏觀負(fù)面沖擊增加的背景下，家庭陷入金融脆弱狀態(tài)的概率增加，進(jìn)而導(dǎo)致風(fēng)險金融投資減少，而對風(fēng)險金融資產(chǎn)的大幅度拋售，會引發(fā)資產(chǎn)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(xiàn)十九大報告提出的“深化金融體制改革，增強(qiáng)金融服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)能力，提高直接融資比重，促進(jìn)多層次資本市場健康發(fā)展”的戰(zhàn)略目標(biāo)，一方面，相關(guān)部門應(yīng)加大對家庭金融狀況的關(guān)注，采用銀行信貸或建立幫扶基金等方式，及時幫助受到負(fù)面沖擊而短暫陷入財務(wù)困境的家庭，避免家庭大規(guī)模地從市場中抽離資金，進(jìn)而從穩(wěn)定風(fēng)險金融市場需求的角度，提高金融服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)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(guān)部門應(yīng)著重關(guān)注風(fēng)險金融市場的流動性風(fēng)險，特別是系統(tǒng)性的流動性枯竭，并且制定具體的前瞻性預(yù)警指標(biāo)和風(fēng)險應(yīng)對措施以防患于未然，進(jìn)而從提高風(fēng)險金融市場質(zhì)量的角度，提高金融服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)的能力。