袁 微，黃 蓉

（上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 商學(xué)院，上海 200433）

一、引 言

家庭金融越來越成為人們關(guān)注的焦點(diǎn)，家庭金融市場(chǎng)參與、資產(chǎn)選擇及其影響因素是家庭金融研究的核心問題之一（Campbell，2006）。吳衛(wèi)星等（2011）認(rèn)為，隨著我國(guó)金融市場(chǎng)的不斷發(fā)展和完善，股票市場(chǎng)、債券市場(chǎng)及其他金融資產(chǎn)市場(chǎng)的投資者參與率逐漸提高，金融資產(chǎn)在普通家庭資產(chǎn)中的比重也不斷上升。而甘犁等（2012）指出，家庭股票市場(chǎng)參與率僅有8.8%。林靖等（2017）基于中國(guó)家庭金融調(diào)查進(jìn)一步指出，股票資產(chǎn)在家庭金融資產(chǎn)中所占的比重約為2.9%，金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)所占的比重約為5.6%。可見，雖然我國(guó)居民家庭參與金融市場(chǎng)的比率不斷上升，但是從金融市場(chǎng)現(xiàn)狀來看，金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資比重依然較低（宗慶慶等，2015）。因此，在當(dāng)前我國(guó)金融市場(chǎng)與金融產(chǎn)品發(fā)展仍無法滿足家庭多樣化、多層次需求的現(xiàn)實(shí)背景下，研究家庭金融資產(chǎn)投資，尤其是家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資，有助于國(guó)家和企業(yè)設(shè)計(jì)新的金融產(chǎn)品，確定市場(chǎng)定位和目標(biāo)人群，進(jìn)而優(yōu)化居民家庭金融資產(chǎn)組合。

近些年，隨著微觀數(shù)據(jù)可獲得性的提升，越來越多的學(xué)者將注意力聚焦于探究影響家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資決策的因素。目前，一些學(xué)者揭示了收入、受教育程度、健康狀況、社會(huì)保險(xiǎn)和社會(huì)互動(dòng)等因素的影響（Hong 等，2004；Campbell，2006；吳衛(wèi)星等，2010，2011；宗慶慶等，2015；林靖等，2017）。心理賬戶是人們根據(jù)金錢的來源進(jìn)行編碼和歸類的心理過程，它是一種認(rèn)知幻覺，這種幻覺會(huì)使金融市場(chǎng)上的投資者失去對(duì)價(jià)格的理性關(guān)注，從而出現(xiàn)非理性投資行為（Ran，1999）。簡(jiǎn)言之，人們會(huì)因金錢來源不同而設(shè)置不同的心理賬戶，不同的心理賬戶又會(huì)影響人們的金融資產(chǎn)投資決策。而目前鮮有學(xué)者關(guān)注不同來源的金錢對(duì)家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資決策的影響及其機(jī)制。本文希望彌補(bǔ)這一研究不足，提供一些新的微觀證據(jù)。

房屋拆遷是社會(huì)大眾和學(xué)術(shù)界熱切關(guān)注的問題?？紤]到我國(guó)房屋拆遷通常會(huì)有數(shù)額可觀的拆遷補(bǔ)償款，從心理賬戶視角看，拆遷補(bǔ)償款與家庭工資收入是兩種來源不同的金錢，拆遷補(bǔ)償款屬于意外收入，而工資收入屬于固定收入（李愛梅等，2014）。本文試圖通過探討房屋拆遷對(duì)家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資決策的影響及其機(jī)制，揭示不同來源的金錢對(duì)家庭決策行為的作用。本文主要圍繞以下三個(gè)問題展開討論：第一，房屋拆遷是否會(huì)影響家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資決策？第二，房屋拆遷如何影響家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資決策，即影響機(jī)制是什么？第三，如何增強(qiáng)家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資意愿，提高投資比重？為此，本文運(yùn)用心理賬戶和資源保存理論，利用2011年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析。

本文研究表明，房屋拆遷會(huì)顯著影響家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資，增強(qiáng)了投資意愿，提高了投資比重。其原因在于，財(cái)富損失預(yù)期在房屋拆遷影響家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資過程中起到了顯著的中介作用。而這一中介效應(yīng)受到社會(huì)保險(xiǎn)的正向調(diào)節(jié)，即社會(huì)保險(xiǎn)強(qiáng)化了財(cái)富損失預(yù)期的中介效應(yīng)，進(jìn)而增強(qiáng)了房屋拆遷對(duì)家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的影響。以上結(jié)果表明，不同來源的金錢通過財(cái)富損失預(yù)期顯著影響了家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資決策，而且社會(huì)保險(xiǎn)強(qiáng)化了這一影響效應(yīng)。

本文的貢獻(xiàn)在于：第一，基于心理賬戶和資源保存理論，分析得出“不同的金錢來源可能會(huì)使家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資行為存在差異”，并實(shí)證驗(yàn)證了這一觀點(diǎn)。這一結(jié)果在一定程度上說明，以往習(xí)慣性地將不同來源的金錢統(tǒng)一納入收入變量的做法可能會(huì)導(dǎo)致研究結(jié)果有偏。這對(duì)今后處理收入變量具有警醒作用。第二，本文突破了以往單純從經(jīng)濟(jì)學(xué)視角討論家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資問題的思路，從經(jīng)濟(jì)學(xué)、管理學(xué)與心理學(xué)相融合的視角進(jìn)行分析，為人類經(jīng)濟(jì)行為和結(jié)果提供了新見解，豐富了消費(fèi)者決策理論的研究成果。第三，本文的研究有助于未來深入探究情境、制度等因素對(duì)房屋拆遷與消費(fèi)者投資決策關(guān)系的影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）房屋拆遷與家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資

心理賬戶是人們根據(jù)金錢的來源進(jìn)行編碼和歸類的心理過程（Ran，1999）。它對(duì)來源不同的金錢給予不同的估價(jià)，使個(gè)體心中產(chǎn)生“此錢非彼錢”的感受（Soman和Cheema，2001），從而影響個(gè)體理性決策（李愛梅等，2007）。Ran（1999）依據(jù)金錢來源，將心理賬戶劃分為意外收入和固定收入兩類。李愛梅等（2007）指出，個(gè)體傾向于將固定收入用于儲(chǔ)蓄，將意外收入用于風(fēng)險(xiǎn)投資。這是因?yàn)椋汗潭ㄊ杖胧莻€(gè)體勞動(dòng)所得，“來之不易”，屬意料之中的收入；而意外收入是個(gè)體非勞動(dòng)所得，屬意料之外的收入（Ran，1999）。由于兩者在個(gè)體付出的努力程度和獲取難度兩個(gè)方面存在顯著差異，個(gè)體往往對(duì)固定收入的估價(jià)較高，而對(duì)意外收入的估價(jià)較低（李愛梅等，2007），即“此錢非彼錢”（Soman 和 Cheema，2001）。Hobfoll（1989）提出了資源保存理論，將資源界定為“那些對(duì)個(gè)體有價(jià)值的東西，或能為個(gè)體帶來這些有價(jià)值的東西的方式”。Hobfoll（1989）認(rèn)為，越珍貴的資源獲得的難度越大，個(gè)體對(duì)其損失就越敏感。資源保存理論假設(shè)個(gè)體傾向于努力維持、保護(hù)或構(gòu)建自身認(rèn)為珍貴的資源，而這些資源的潛在或?qū)嶋H損失對(duì)個(gè)體而言是一種威脅。資源保存理論的基本原則是維護(hù)現(xiàn)有資源的意識(shí)要強(qiáng)于獲取多余資源的意識(shí)。固定收入“來之不易”，它在個(gè)體心中擁有較高的感知價(jià)值。固定收入屬珍貴資源，個(gè)體對(duì)其損失極為敏感。意外收入在個(gè)體心中則擁有較低的感知價(jià)值。意外收入屬非珍貴資源，個(gè)體對(duì)其損失的敏感度較低。風(fēng)險(xiǎn)投資在風(fēng)險(xiǎn)和收益兩個(gè)方面均顯著高于儲(chǔ)蓄。由于風(fēng)險(xiǎn)投資伴隨的高風(fēng)險(xiǎn)很有可能使固定收入遭受損失，對(duì)個(gè)體而言，維護(hù)固定收入比冒險(xiǎn)獲取其他潛在收入要更重要。在維護(hù)固定收入的心理作用下，個(gè)體可能傾向于將固定收入用于儲(chǔ)蓄。雖然風(fēng)險(xiǎn)投資伴隨的風(fēng)險(xiǎn)同樣會(huì)對(duì)意外收入產(chǎn)生威脅，但是個(gè)體并不懼怕意外收入損失，反而為創(chuàng)造資源盈余，愿意冒險(xiǎn)將意外收入用于風(fēng)險(xiǎn)投資。

非拆遷家庭的金錢來源主要是固定收入，而拆遷家庭的金錢來源除了固定收入外，還有意外收入（指拆遷補(bǔ)償款）。本文推斷，非拆遷家庭為維護(hù)固定收入，傾向于將其用于儲(chǔ)蓄；而拆遷家庭為創(chuàng)造資源盈余，傾向于將意外收入用于風(fēng)險(xiǎn)投資?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

假設(shè)1：房屋拆遷會(huì)顯著增強(qiáng)家庭投資金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的意愿。

李愛梅等（2014）研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體用意外收入消費(fèi)時(shí)表現(xiàn)得較為隨意，而用固定收入消費(fèi)時(shí)則表現(xiàn)得較為謹(jǐn)慎。這從側(cè)面反映出對(duì)于同一消費(fèi)項(xiàng)目，個(gè)體愿意支付的意外收入和固定收入不等。其原因如上文所述，固定收入的感知價(jià)值要高于意外收入，個(gè)體對(duì)前者損失的敏感程度要高于后者。鑒于此，本文推斷相對(duì)于固定收入，個(gè)體傾向于將更多的意外收入用于風(fēng)險(xiǎn)投資。基于此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：房屋拆遷會(huì)顯著提高家庭在金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上的投資比重。

（二）財(cái)富損失預(yù)期的中介作用

現(xiàn)有研究中缺乏對(duì)財(cái)富損失預(yù)期的定義，本文參考了Keynes（1936）對(duì)預(yù)期①Keynes（1936）認(rèn)為預(yù)期是一種心理活動(dòng)，將其定義為個(gè)體依據(jù)歷史數(shù)據(jù)對(duì)未來做出的預(yù)測(cè)。的定義及李成等（2011）對(duì)通脹預(yù)期②李成等（2011）將通脹預(yù)期定義為公眾對(duì)通貨膨脹在未來的變動(dòng)方向和變動(dòng)幅度的一種事前估計(jì)。的定義，將財(cái)富損失預(yù)期界定為“個(gè)體依據(jù)歷史數(shù)據(jù)或經(jīng)驗(yàn)對(duì)財(cái)富損失在未來的變動(dòng)方向和變動(dòng)幅度所做出的一種事前預(yù)測(cè)或估計(jì)”。莊子罐等（2012）研究發(fā)現(xiàn)預(yù)期影響個(gè)體行為，本文認(rèn)為財(cái)富損失預(yù)期同樣影響個(gè)體行為。Dohrenwend和Dohrenwend（1978）指出，人們總試圖利用機(jī)會(huì)將資源進(jìn)行投資，通過創(chuàng)造資源盈余來抵御未來可能面臨的資源損失。鑒于財(cái)富是一種重要的資源（Hobfoll，1989），根據(jù)資源保存理論，本文推斷當(dāng)預(yù)期未來面臨財(cái)富損失時(shí)，個(gè)體可能會(huì)通過投資來創(chuàng)造財(cái)富盈余。

柴國(guó)?。?014）研究發(fā)現(xiàn)，拆遷家庭的消費(fèi)比非拆遷家庭顯著更多。這說明：第一，拆遷家庭和非拆遷家庭都面臨未來的財(cái)富損失；第二，在其他條件相同時(shí)，③這里指除了家庭的金錢來源不同外，拆遷家庭和非拆遷家庭在其他方面均保持一致。拆遷家庭未來的財(cái)富損失程度顯著高于非拆遷家庭。當(dāng)預(yù)期在未來面臨財(cái)富損失時(shí)，拆遷家庭和非拆遷家庭都可能會(huì)通過投資來創(chuàng)造財(cái)富盈余。Kobasa等（1981）指出，在做出投資決策之前，人們會(huì)對(duì)投資項(xiàng)目進(jìn)行認(rèn)知性評(píng)估。通常而言，家庭在處理財(cái)富時(shí)面臨兩個(gè)風(fēng)險(xiǎn)：一個(gè)是因不投資（如儲(chǔ)蓄）而遭受財(cái)富貶值的風(fēng)險(xiǎn)；另一個(gè)是因投資（如風(fēng)險(xiǎn)投資）而遭受失敗的風(fēng)險(xiǎn)。許多研究表明，通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)等因素會(huì)導(dǎo)致家庭財(cái)富遭受貶值風(fēng)險(xiǎn)（Berriel，2010）。在其他條件相同時(shí)，拆遷家庭的財(cái)富量顯著高于非拆遷家庭。④相對(duì)于非拆遷家庭，拆遷家庭除了固定收入外，還有拆遷補(bǔ)償款這筆意外收入。從當(dāng)期我國(guó)房屋拆遷補(bǔ)助情況看，這筆意外收入的數(shù)額較大。若家庭選擇將財(cái)富用于儲(chǔ)蓄而非風(fēng)險(xiǎn)投資，一旦貨幣貶值，則拆遷家庭面臨的財(cái)富損失程度顯著高于非拆遷家庭。基于資源保存意識(shí)，相對(duì)于非拆遷家庭，拆遷家庭更傾向于將財(cái)富用于風(fēng)險(xiǎn)投資。雖然風(fēng)險(xiǎn)投資伴隨的高風(fēng)險(xiǎn)可能會(huì)造成財(cái)富損失，但是在“心理賬戶”作用下，在其他條件相同時(shí)，拆遷家庭在面對(duì)投資損失時(shí)往往比非拆遷家庭有更強(qiáng)的承受力。在創(chuàng)造資源盈余意識(shí)的作用下，相對(duì)于非拆遷家庭，拆遷家庭更傾向于將財(cái)富用于風(fēng)險(xiǎn)投資。總之，無論面臨何種風(fēng)險(xiǎn)，在其他條件相同時(shí)，拆遷家庭均更傾向于將財(cái)富用于風(fēng)險(xiǎn)投資。因此，當(dāng)預(yù)期在未來面臨財(cái)富損失時(shí)，拆遷家庭更傾向于通過風(fēng)險(xiǎn)投資來創(chuàng)造財(cái)富盈余?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：財(cái)富損失預(yù)期可能在房屋拆遷影響家庭的金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資意愿中起中介作用。

拆遷家庭未來財(cái)富損失的程度顯著高于非拆遷家庭（柴國(guó)俊，2014），我們結(jié)合上文的推斷（即相對(duì)于固定收入，個(gè)體傾向于將更多的意外收入用于風(fēng)險(xiǎn)投資），在假設(shè)3的基礎(chǔ)上進(jìn)一步認(rèn)為，相對(duì)于固定收入，拆遷家庭傾向于將更多的意外收入用于風(fēng)險(xiǎn)投資，以創(chuàng)造更多的財(cái)富盈余，抵御未來可能面臨的更高程度的財(cái)富損失。基于此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)4：財(cái)富損失預(yù)期可能在房屋拆遷影響家庭的金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資比重中起中介作用。

（三）社會(huì)保險(xiǎn)的調(diào)節(jié)作用

未來收入和支出的不確定性會(huì)對(duì)家庭造成沖擊。一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)，社會(huì)保險(xiǎn)能夠有效緩解未來收入不確定性或其他不確定事件對(duì)家庭的沖擊（Engen和Gruber，2001；Polkovnichenko，2007）。由此可知，與不持有社會(huì)保險(xiǎn)的家庭相比，持有社會(huì)保險(xiǎn)的家庭受到的沖擊明顯較弱。有研究表明，增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄，降低風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占收入的比重，是緩解沖擊的有效方法（Polkovnichenko，2007；Gormley等，2010；袁冬梅等，2014）。因此，相對(duì)于有社會(huì)保險(xiǎn)的家庭，沒有社會(huì)保險(xiǎn)的家庭緩解未來不確定性沖擊的意愿更強(qiáng)。

由上文可知，財(cái)富損失預(yù)期在房屋拆遷影響家庭的金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資過程中起到了顯著的中介作用。雖然財(cái)富損失預(yù)期能夠有效刺激家庭進(jìn)行金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資，但是為緩解風(fēng)險(xiǎn)沖擊，家庭傾向于增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄，降低風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資比重。這表明風(fēng)險(xiǎn)沖擊在一定程度上弱化了財(cái)富損失預(yù)期對(duì)家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的刺激作用。簡(jiǎn)言之，風(fēng)險(xiǎn)沖擊對(duì)財(cái)富損失預(yù)期的中介效應(yīng)具有弱化作用。由于社會(huì)保險(xiǎn)能夠有效緩解風(fēng)險(xiǎn)沖擊，在持有社會(huì)保險(xiǎn)的情況下，風(fēng)險(xiǎn)沖擊對(duì)財(cái)富損失預(yù)期的中介效應(yīng)具有較小的弱化作用；而在不持有社會(huì)保險(xiǎn)的情況下，這種弱化作用則較大。受到風(fēng)險(xiǎn)沖擊的影響，持有社會(huì)保險(xiǎn)時(shí)財(cái)富損失預(yù)期的中介效應(yīng)會(huì)明顯強(qiáng)于不持有社會(huì)保險(xiǎn)時(shí)的中介效應(yīng)。可見，社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)財(cái)富損失預(yù)期的中介效應(yīng)具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用?；谝陨戏治?，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)5：財(cái)富損失預(yù)期的中介效應(yīng)受到社會(huì)保險(xiǎn)的正向調(diào)節(jié)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于2011年中國(guó)家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，簡(jiǎn)稱CHFS）。2011年CHFS由西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心組織調(diào)研，以隨機(jī)抽樣的方法訪問遍布全國(guó)的受訪者。本文從中提取相關(guān)信息，整理后最終得到6 000多個(gè)樣本。

（二）變量定義

1. 被解釋變量。本文參考林靖等（2017）的做法，采用兩種方法來界定被解釋變量。對(duì)于“家庭是否投資股票”變量，若家庭持有股票，則變量賦值為1，否則賦值為0；對(duì)于“家庭是否投資金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)”變量，若家庭擁有股票、基金和金融衍生品（包含其他金融衍生品）中的任何一種，則變量賦值為1，否則賦值為0。對(duì)于“家庭股票投資比重”變量，本文用家庭所持有的股票市值與金融資產(chǎn)市值的比值來衡量；對(duì)于“家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資比重”變量，本文用家庭所持有的金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市值與金融資產(chǎn)市值的比值來衡量。

2. 核心解釋變量。對(duì)于房屋拆遷變量，本文參照柴國(guó)?。?014）的做法，若家庭經(jīng)歷過房屋拆遷，則被界定為拆遷家庭，變量賦值為1，否則賦值為0。

3. 中介變量。對(duì)于財(cái)富損失預(yù)期，本文采用2011年CHFS中“您預(yù)期中國(guó)未來三到五年的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)與現(xiàn)在比較會(huì)如何變化？”“未來一年，您預(yù)期物價(jià)會(huì)如何變化？”“在過去5年中，您家的收入增長(zhǎng)是高于物價(jià)上漲還是低于物價(jià)上漲？”三個(gè)題項(xiàng)的平均分進(jìn)行衡量。

4. 調(diào)節(jié)變量。對(duì)于社會(huì)保險(xiǎn)，本文采用林靖等（2017）的做法，若家庭擁有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)、離退休工資、企業(yè)年金、社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)、失業(yè)保險(xiǎn)和住房公積金中的任何一種，則被界定為持有社會(huì)保險(xiǎn)，變量賦值為1，否則賦值為0。

（三）模型設(shè)定

其中，模型（1）中Par表示家庭的金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資意愿，Dem表示房屋拆遷；模型（2）和模型（3）中S表示家庭的金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資比重。X為控制變量。

2. 中介效應(yīng)模型。為了檢驗(yàn)假設(shè)3和假設(shè)4，本文采用Baron和Kenny（1986）提出的因果逐步分析法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。首先，采用上文構(gòu)建的模型檢驗(yàn)房屋拆遷對(duì)家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的作用；然后，采用模型（4）做房屋拆遷和財(cái)富損失預(yù)期之間的回歸分析；最后，采用模型（5）或模型（6）來檢驗(yàn)房屋拆遷、財(cái)富損失預(yù)期與家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資之間的關(guān)系。

其中，M表示財(cái)富損失預(yù)期。

3. 調(diào)節(jié)效應(yīng)模型。為了檢驗(yàn)假設(shè)5，本文在模型（5）和模型（6）中引入經(jīng)過中心化處理的財(cái)富損失預(yù)期和社會(huì)保險(xiǎn)的交互項(xiàng)，構(gòu)建了如下的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型：

其中，M_z為經(jīng)過中心化處理的財(cái)富損失預(yù)期，Ins_z為經(jīng)過中心化處理的社會(huì)保險(xiǎn)。

（四）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

表1是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果?？梢钥吹剑善蓖顿Y意愿、風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資意愿、股票投資比重和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資比重的均值分別為0.073、0.100、0.032和0.046，財(cái)富損失預(yù)期的均值為2.918，社會(huì)保險(xiǎn)的均值為0.940，房屋拆遷的均值為0.111。從相關(guān)性分析結(jié)果來看，房屋拆遷與金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資、財(cái)富損失預(yù)期和社會(huì)保險(xiǎn)均顯著正相關(guān)，財(cái)富損失預(yù)期與金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資顯著正相關(guān)、與社會(huì)保險(xiǎn)顯著負(fù)相關(guān)，社會(huì)保險(xiǎn)與金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資顯著正相關(guān)。

表 1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

續(xù)表 1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）房屋拆遷與家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資

表2報(bào)告了房屋拆遷影響家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的分析結(jié)果。當(dāng)未控制省份虛擬變量時(shí)，房屋拆遷顯著影響了家庭的股票投資和金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資意愿，邊際效應(yīng)分別為3.3個(gè)和3.5個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)家庭股票投資比重和金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資比重的邊際影響效應(yīng)均為3.1個(gè)百分點(diǎn)。當(dāng)控制省份虛擬變量時(shí)，房屋拆遷對(duì)家庭股票投資和金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資意愿的邊際影響效應(yīng)分別為3.2個(gè)和3.5個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)家庭股票投資比重和金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資比重的邊際影響效應(yīng)分別為3.0個(gè)和3.1個(gè)百分點(diǎn)。以上結(jié)果說明，房屋拆遷對(duì)家庭的金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資意愿和投資比重具有顯著的正向影響，驗(yàn)證了假設(shè)1和假設(shè)2。

表 2 房屋拆遷對(duì)家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的影響

注：表中報(bào)告的是邊際效應(yīng)，下表同。

Gyurcsányi研究組[30]最近介紹了一種利用電位法檢測(cè)帶正電荷的肽核酸(PNA)修飾納米孔與負(fù)電荷互補(bǔ)核酸鏈雜交后的電荷變化，帶有電荷的納米孔膜通過排斥同電荷標(biāo)志的離子和傳輸負(fù)電荷的離子而表現(xiàn)出選擇性行為?；贜ernst-Planck/泊松模型對(duì)納米孔系統(tǒng)的電位微RNA響應(yīng)進(jìn)行了定量的理論處理。理論和實(shí)驗(yàn)結(jié)果之間很好的相關(guān)性，表明結(jié)合過程主要集中在多孔膜的孔內(nèi)和孔外。

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著，下表同。限于篇幅，其他變量結(jié)果未報(bào)告，如需要可向作者索取。

（二）財(cái)富損失預(yù)期的中介作用

表3和表4是基于因果逐步分析法的財(cái)富損失預(yù)期中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。表3列（1）中房屋拆遷對(duì)家庭股票投資意愿存在顯著的正向影響，其邊際效應(yīng)為3.2個(gè)百分點(diǎn)；列（2）中房屋拆遷對(duì)財(cái)富損失預(yù)期存在顯著的正向影響，其邊際效應(yīng)為3.2個(gè)百分點(diǎn)；列（3）中財(cái)富損失預(yù)期對(duì)家庭股票投資意愿存在顯著的正向影響，其邊際效應(yīng)為1.1個(gè)百分點(diǎn)。以上結(jié)果表明房屋拆遷通過財(cái)富損失預(yù)期增強(qiáng)了家庭投資股票的意愿。根據(jù)列（4）至列（6）的結(jié)果，房屋拆遷通過財(cái)富損失預(yù)期增強(qiáng)了家庭投資金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的意愿。

表 3 財(cái)富損失預(yù)期的中介效應(yīng)檢驗(yàn)（投資意愿）

表4列（1）中房屋拆遷對(duì)家庭股票投資比重存在顯著的正向影響，其邊際效應(yīng)為3.0個(gè)百分點(diǎn)；列（2）中房屋拆遷對(duì)財(cái)富損失預(yù)期存在顯著的正向影響，其邊際效應(yīng)為3.2個(gè)百分點(diǎn)；列（3）中財(cái)富損失預(yù)期對(duì)家庭股票投資比重存在顯著的正向影響，其邊際效應(yīng)為1.3個(gè)百分點(diǎn)。以上結(jié)果表明房屋拆遷通過財(cái)富損失預(yù)期提高了家庭的股票投資比重。根據(jù)列（4）至列（6）的結(jié)果，房屋拆遷通過財(cái)富損失預(yù)期提高了家庭的金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資比重。

表 4 財(cái)富損失預(yù)期的中介效應(yīng)檢驗(yàn)（投資比重）

總之，財(cái)富損失預(yù)期具有顯著的中介效應(yīng)，它是房屋拆遷影響家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的內(nèi)在機(jī)制。以上結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)3和假設(shè)4。

（三）社會(huì)保險(xiǎn)的調(diào)節(jié)作用

表5檢驗(yàn)了社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)財(cái)富損失預(yù)期中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。列（1）結(jié)果顯示，房屋拆遷對(duì)家庭股票投資意愿存在顯著的正向影響，其邊際效應(yīng)為3.2個(gè)百分點(diǎn)；財(cái)富損失預(yù)期對(duì)家庭股票投資意愿存在顯著的正向影響，其邊際效應(yīng)為1.8個(gè)百分點(diǎn)；社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)家庭股票投資意愿存在顯著的正向影響，其邊際效應(yīng)為7個(gè)百分點(diǎn)；財(cái)富損失預(yù)期與社會(huì)保險(xiǎn)的交互項(xiàng)對(duì)家庭股票投資意愿存在顯著的正向影響，其邊際效應(yīng)為9.8個(gè)百分點(diǎn)。以上結(jié)果表明社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)財(cái)富損失預(yù)期的中介效應(yīng)具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用。列（2）的結(jié)果與列（1）類似。

列（3）結(jié)果顯示，房屋拆遷對(duì)家庭股票投資比重存在顯著的正向影響，其邊際效應(yīng)為3個(gè)百分點(diǎn)；財(cái)富損失預(yù)期對(duì)家庭股票投資比重存在顯著的正向影響，其邊際效應(yīng)為1.9個(gè)百分點(diǎn)；社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)家庭股票投資比重存在顯著的正向影響，其邊際效應(yīng)為5.4個(gè)百分點(diǎn)；財(cái)富損失預(yù)期與社會(huì)保險(xiǎn)的交互項(xiàng)對(duì)家庭股票投資比重存在顯著的正向影響，其邊際效應(yīng)為9.7個(gè)百分點(diǎn)。列（4）的結(jié)果與列（3）類似，假設(shè) 5 得到驗(yàn)證。

表 5 社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)財(cái)富損失預(yù)期中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）增加控制變量

為了避免因控制變量選取問題而導(dǎo)致研究結(jié)果出現(xiàn)偏誤，本文在原模型中加入戶主健康狀況、戶主年齡平方項(xiàng)、家庭收入平方項(xiàng)和家庭財(cái)產(chǎn)平方項(xiàng)4個(gè)控制變量進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。對(duì)于健康狀況，本文將戶主自我評(píng)價(jià)身體狀況為“非常不好”、“不好”或“一般”界定為健康水平低，變量賦值為1，否則賦值為0；對(duì)于家庭收入和家庭財(cái)產(chǎn)的平方項(xiàng)，本文將平方項(xiàng)加1后再取自然對(duì)數(shù)值。

（二）更改變量衡量方法

為了避免指標(biāo)定義差異影響研究結(jié)果，本文分別使用“拆遷面積”和“拆遷補(bǔ)償額”作為“房屋拆遷”的代理變量進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文使用2011年CHFS中的題項(xiàng)“拆遷的面積是多少？”來衡量“拆遷面積”，采用 “補(bǔ)償?shù)慕痤~是多少？”和“房屋補(bǔ)償?shù)牟糠帜烙?jì)值多少錢？”兩個(gè)相匹配的題項(xiàng)來衡量“拆遷補(bǔ)償額”。對(duì)于以上兩個(gè)變量，我們對(duì)非拆遷家庭賦值為0，然后將新數(shù)據(jù)加1再取自然對(duì)數(shù)值。

（三）內(nèi)生性檢驗(yàn)

金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資具有高風(fēng)險(xiǎn)特征，其成敗可能會(huì)影響家庭的房屋拆遷決策。金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資失敗使家庭損失了較多金錢。為了彌補(bǔ)損失，家庭傾向于通過房屋拆遷的方式獲得拆遷補(bǔ)償款。因此，金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資失敗強(qiáng)化了家庭服從國(guó)家房屋拆遷計(jì)劃的意愿。而金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資成功使家庭獲得了較多金錢。在金錢充裕的情況下，家庭通過房屋拆遷獲得拆遷補(bǔ)償款的意愿可能并不強(qiáng)烈。因此，金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資成功弱化了家庭服從國(guó)家房屋拆遷計(jì)劃的意愿。綜上可知，房屋拆遷與家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資之間可能存在反向因果關(guān)系。

鑒于反向因果關(guān)系會(huì)導(dǎo)致內(nèi)生性問題，本文將各地區(qū)拆遷家庭比重作為房屋拆遷的工具變量，用2011年CHFS中各省市的拆遷家庭數(shù)量與家庭總數(shù)的比值來衡量。一方面，各地區(qū)房屋是否拆遷決定了該地區(qū)的拆遷家庭數(shù)量，因此房屋拆遷與拆遷家庭比重高度相關(guān)；另一方面，拆遷家庭比重作為一個(gè)省級(jí)層面因素，可能不會(huì)直接影響家庭的金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置，因此拆遷家庭比重與家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置應(yīng)不相關(guān)。此外，本文還使用2011年CHFS中“各地區(qū)拆遷家庭數(shù)量的自然對(duì)數(shù)”、“各地區(qū)拆遷家庭數(shù)量與非拆遷家庭數(shù)量的比值”和第六次全國(guó)人口普查發(fā)布的“各地區(qū)人口密度”作為房屋拆遷的工具變量進(jìn)行了估計(jì)。

本文采用以上方法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果與上文一致。因此，本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。受篇幅限制，本文未報(bào)告穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，如有需要可向作者索取。

六、結(jié) 論

房屋拆遷不僅關(guān)系著社會(huì)和諧、穩(wěn)定與發(fā)展，還關(guān)系著新常態(tài)下的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與可持續(xù)發(fā)展?，F(xiàn)有研究忽略了房屋拆遷帶來的拆遷補(bǔ)償款因?qū)儆谝馔馐杖?，使家庭產(chǎn)生認(rèn)知幻覺，進(jìn)而影響家庭投資決策。因此，房屋拆遷對(duì)家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的影響應(yīng)受到學(xué)術(shù)界和社會(huì)的關(guān)注。本文基于心理賬戶和資源保存理論，利用2011年CHFS數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，房屋拆遷顯著增強(qiáng)了家庭投資金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的意愿，提高了家庭在金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上的投資比重。其內(nèi)在原因是，財(cái)富損失預(yù)期在房屋拆遷影響家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資過程中起到了顯著的中介作用。本文還發(fā)現(xiàn)，社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)財(cái)富損失預(yù)期的中介效應(yīng)存在顯著的正向調(diào)節(jié)作用。

本文依據(jù)“房屋是否拆遷”來區(qū)分家庭金錢來源（固定收入或意外收入），在理論分析的基礎(chǔ)上，實(shí)證檢驗(yàn)了房屋拆遷對(duì)家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資決策的影響及其機(jī)制，揭示了不同來源的金錢對(duì)家庭決策的作用。本文的研究為人類經(jīng)濟(jì)行為和結(jié)果提供了新見解，有助于深化對(duì)家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資決策的理解，具有較強(qiáng)的理論前沿性；同時(shí)，研究結(jié)論能夠?yàn)橄嚓P(guān)部門制定金融投資政策以及金融企業(yè)制定市場(chǎng)戰(zhàn)略提供一定的參考，有助于促進(jìn)金融市場(chǎng)健康可持續(xù)發(fā)展。

本文的研究結(jié)果可能并不適用于“經(jīng)歷房屋拆遷的家庭沒有獲得任何拆遷補(bǔ)償款”這種特殊情境。此外，由于房屋拆遷補(bǔ)償款一般是國(guó)家一次性付給拆遷家庭的，從時(shí)間維度來看，拆遷補(bǔ)償款在不同時(shí)間段對(duì)拆遷家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資決策可能存在不同的影響。受數(shù)據(jù)限制，本文無法從時(shí)間維度上進(jìn)行分析，未來可以從動(dòng)態(tài)視角研究這一問題。

* 作者感謝上海財(cái)經(jīng)大學(xué)商學(xué)院晁鋼令教授、孫琦副教授、汪立助理教授、田林助理教授和楊光博士的指導(dǎo)與幫助。

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