舒建平 吳揚(yáng)暉 唐文娟

摘 要：家庭的金融資產(chǎn)配置會(huì)隨著收入水平的提高而改變，且這種變化會(huì)因居民的個(gè)體特征及家庭的區(qū)位條件差異而不同。采用2017年中國家庭金融追蹤調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)的分析顯示：家庭人均收入與定期存款占比呈倒U型關(guān)系，與總風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比及股票資產(chǎn)占比呈U型關(guān)系，表明中國家庭具有較高的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī);當(dāng)戶主年齡由年輕→中年→老年轉(zhuǎn)變時(shí)，家庭人均收入與定期存款占比之間的關(guān)系由U型→U型→倒U型轉(zhuǎn)變，與總風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比及股票資產(chǎn)占比的關(guān)系由倒U型→倒U型→U型轉(zhuǎn)變;本科以下學(xué)歷居民受教育程度的提升未能有效降低其家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，但本科以上學(xué)歷居民受教育程度的提升可以有效降低其家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī);家庭遭受健康沖擊會(huì)增強(qiáng)預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī);相比中西部地區(qū)，東部地區(qū)的家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)較低，更傾向于配置風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)及股票資產(chǎn)。因此，應(yīng)加快提升中低收入群體的收入水平，提升醫(yī)療、住房、養(yǎng)老和教育保障力度，有效降低家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，進(jìn)而釋放家庭金融產(chǎn)品消費(fèi)潛力，促進(jìn)現(xiàn)代金融的高質(zhì)量發(fā)展。

關(guān)鍵詞：家庭人均收入;資產(chǎn)配置;預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī);定期存款;風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn);股票資產(chǎn)

中圖分類號：F832 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1674-8131（2021）03-0057-15

一、引 言

伴隨著中國金融市場的不斷完善和居民家庭收入的不斷提升，廣大居民對于提高家庭財(cái)產(chǎn)性收入以及尋求家庭資產(chǎn)保值、增值的需求逐漸強(qiáng)烈，同時(shí)可供家庭投資的金融產(chǎn)品和投資方式也越發(fā)多元化。但是，相較于發(fā)達(dá)國家，中國在金融市場、家庭金融上存在許多差異和不足。例如，能給家庭帶來較高財(cái)產(chǎn)性收入但風(fēng)險(xiǎn)較高的金融資產(chǎn)占比（如股票資產(chǎn)）遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國家[1]。其次，值得關(guān)注的是，雖然中國家庭在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)存量上遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國家，但中國巨大的人口紅利使得中國投資者數(shù)量龐大。根據(jù)《中國證券登記結(jié)算統(tǒng)計(jì)年鑒》，截至2017年末，中國投資者數(shù)量已達(dá)13 398.30萬，同比增加13.44%;其中，居民投資者為13 362.21萬，占比99.73%。這與發(fā)達(dá)國家正好相反，在中國的金融市場中，居民投資者占據(jù)了投資者結(jié)構(gòu)中的主體，并且居民投資者數(shù)量在近幾年呈明顯增長趨勢。居民投資者作為家庭投資的行使人，其數(shù)量的持續(xù)增長，表明了中國居民家庭巨大的金融資產(chǎn)消費(fèi)潛力。與此同時(shí)，隨著黨中央對“房住不炒”定位的確定，國民對于房價(jià)上升的預(yù)期趨于穩(wěn)定，家庭對于金融資產(chǎn)投資的熱情日益高漲，其中股票、基金份額均呈增長趨勢，未來家庭金融資產(chǎn)消費(fèi)潛力將逐步釋放。在這樣的背景之下，更進(jìn)一步的探討居民家庭金融資產(chǎn)的影響因素，對于完善我國金融市場、優(yōu)化居民家庭資產(chǎn)配置、釋放居民金融產(chǎn)品消費(fèi)潛力、促進(jìn)國內(nèi)外雙循環(huán)新發(fā)展格局具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

目前，發(fā)達(dá)國家關(guān)于家庭金融的發(fā)展和研究已經(jīng)較為成熟（Campbell，2006）[2]。研究顯示，家庭金融資產(chǎn)配置與影響家庭收入的不確定性因素和家庭背景風(fēng)險(xiǎn)密不可分（Angerer et al，2009;Cardak et al，2009）[3-4]。從國際視角對家庭金融資產(chǎn)的配置進(jìn)行比較可以發(fā)現(xiàn)，與歐美國家相比，中國家庭在金融資產(chǎn)配置上也與家庭收入密切相關(guān)（Badarinza et al，2016）[5]。但是，高明和劉玉珍（2013）通過梳理國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)得出，因?yàn)闆]有機(jī)會(huì)接觸金融產(chǎn)品，當(dāng)居民收入處在較低水平時(shí)，可能負(fù)向影響金融資產(chǎn)的配置[6]。通過梳理已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，雖然學(xué)者普遍認(rèn)可的觀點(diǎn)是“家庭收入從總體上是顯著正向地影響著家庭金融資產(chǎn)配置”（尹志超 等，2015）[7]，但是仍有部分學(xué)者認(rèn)為，在某些特殊情況下收入可能對金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生負(fù)向影響，也可能與金融資產(chǎn)配置無相關(guān)關(guān)系（Palia et al，2014）[8]。已有研究大多僅從線性關(guān)系出發(fā)考察家庭收入對于家庭金融資產(chǎn)配置的正負(fù)向影響，而忽視了兩者之間是否存在非線性關(guān)系和轉(zhuǎn)折點(diǎn)。當(dāng)下中國家庭儲(chǔ)蓄率仍然高居不下，并且隨著目前我國脫貧攻堅(jiān)任務(wù)的圓滿完成，未來中國的發(fā)展目標(biāo)將是提高中低收入群體的收入水平、縮小居民收入差距、步入中等發(fā)達(dá)國家等。在不久的將來，我國居民收入將達(dá)到中等發(fā)達(dá)國家收入水平，同時(shí)高收入家庭數(shù)量也會(huì)極大的增長，屆時(shí)將有大量家庭的人均收入水平達(dá)到相關(guān)臨界點(diǎn)，那么居民家庭儲(chǔ)蓄率有望降低至歐美等國家水平，且居民家庭巨大的金融產(chǎn)品消費(fèi)潛力也將得到釋放。這樣，本文從非線性關(guān)系出發(fā)研究所得到的臨界點(diǎn)就具有一定的經(jīng)濟(jì)價(jià)值。

根據(jù)以上條件，本文在將家庭資產(chǎn)清晰分割的前提下

將儲(chǔ)蓄資產(chǎn)、風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)及股票資產(chǎn)同時(shí)納入投資組合，將家庭資產(chǎn)組合分為非風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)（定期存款）、風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)及高風(fēng)險(xiǎn)股票資產(chǎn)三類，以此將家庭的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度清晰的分割開，避免了不能體現(xiàn)家庭資產(chǎn)選擇狀況的弊端。，以家庭人均收入為切入點(diǎn)（將家庭人口規(guī)模因素在其中的重要作用考慮進(jìn)來），從非線性角度出發(fā)進(jìn)一步討論家庭人均收入對家庭資產(chǎn)選擇和配置的影響，嘗試找到在家庭人均收入邊際效應(yīng)作用下所出現(xiàn)的臨界點(diǎn)，以補(bǔ)充和完善家庭金融方面的研究。同時(shí)基于家庭特征異質(zhì)性和地區(qū)異質(zhì)性，補(bǔ)充了家庭人均收入與家庭金融資產(chǎn)配置在年輕→中年→老年年齡段下、?？埔韵录氨究埔陨鲜芙逃潭?、不同健康狀況和地區(qū)差異下所存在的差異。在此基礎(chǔ)上，利用2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，為進(jìn)一步完善金融市場、釋放居民金融產(chǎn)品消費(fèi)潛力、促進(jìn)國內(nèi)外雙循環(huán)發(fā)展格局提供政策參考。

二、理論分析與研究假設(shè)1.家庭人均收入與資產(chǎn)配置

關(guān)于家庭人均收入與家庭資產(chǎn)配置的研究，學(xué)者普遍是從線性關(guān)系角度研究家庭收入對于家庭金融資產(chǎn)配置的影響。部分研究表明，家庭收入的提升對家庭資產(chǎn)配置有較大的正向效應(yīng)，高收入的家庭更有可能參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場（尹志超 等，2015;Park et al，2019）[7][9]。再將中國與美國等國家進(jìn)行比較，可以發(fā)現(xiàn)，收入前20%的家庭傾向于投資金融資產(chǎn)（Lu et al，2020）[10]。與之相反，部分學(xué)者的研究表明，收入對于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的影響不大，但是收入風(fēng)險(xiǎn)的增加會(huì)相應(yīng)地降低風(fēng)險(xiǎn)份額占比（Angerer et al，2009;Palia et al，2014）[3][8]。Hochguertel（2002）提出，當(dāng)家庭對收入產(chǎn)生擔(dān)憂時(shí)，將具有較強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，對于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置會(huì)降低[11]。雖然家庭收入的增加有利于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置，但是考慮到收入風(fēng)險(xiǎn)對于家庭金融資產(chǎn)配置的作用，收入風(fēng)險(xiǎn)的存在使得家庭對未來的不確定性產(chǎn)生擔(dān)憂。因此，當(dāng)家庭收入處于較低水平時(shí)，家庭具有較高的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，會(huì)更多地配置定期存款，而減少風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、股票資產(chǎn)的配置;當(dāng)家庭收入處于較高水平時(shí)，家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)降低，從而增加風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、股票資產(chǎn)的配置，而減少定期存款的配置?；诖?，可以推斷家庭人均收入可能存在一個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)。結(jié)合我國高儲(chǔ)蓄率的國情，提出如下假設(shè)：

H1：家庭人均收入與定期存款占比呈倒U型關(guān)系;與總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比、股票資產(chǎn)占比均呈U型關(guān)系。

2.戶主年齡與資產(chǎn)配置

在家庭金融研究領(lǐng)域，Shume（2006）等人發(fā)現(xiàn)在戶主年齡的差異下，年齡增加對于家庭股票參與程度起正向作用[12];然而Fagereng（2017）指出，在不同年齡階段年齡并不都正向影響股票參與程度，年輕人對于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)及股票資產(chǎn)的參與程度較高，之后隨著退休的到來，逐漸開始減少風(fēng)險(xiǎn)投資[13]。齊明珠和張成功（2019）利用2011年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，年齡對居民投資風(fēng)險(xiǎn)偏好具有顯著負(fù)向影響，并隨著居民年齡的遞增，其投資風(fēng)險(xiǎn)偏好程度不斷下降[14-15]。結(jié)合生命周期理論：當(dāng)人們處在年輕階段時(shí)，收入較低且往往是入不敷出，但較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)偏好會(huì)驅(qū)使他們“以小博大”，除此之外，家庭組建所帶來的巨大消費(fèi)支出，導(dǎo)致收入提升的同時(shí)，預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)也同樣增加;當(dāng)人們處在中年階段時(shí)，由于自身財(cái)富的積累，使得其風(fēng)險(xiǎn)偏好逐漸增強(qiáng)。但當(dāng)家庭收入達(dá)到頂峰時(shí)，又開始尋求穩(wěn)健、保守的投資組合;當(dāng)人們處在老年階段時(shí)，自身財(cái)富的積累使得他們具備一定的風(fēng)險(xiǎn)偏好，但隨之而來的衰老和健康狀況的惡化、醫(yī)療費(fèi)用支出的增加，使其預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)增強(qiáng)?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)：

H2：在年輕狀況下，家庭人均收入與定期存款呈U型關(guān)系，與總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比、股票資產(chǎn)占比呈倒U型關(guān)系;在中年?duì)顩r下，家庭人均收入與定期存款占比呈U型關(guān)系，與總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比、股票資產(chǎn)占比呈倒U型關(guān)系;在老年?duì)顩r下，家庭人均收入與定期存款占比呈倒U型關(guān)系，與總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比、股票資產(chǎn)占比呈U型關(guān)系。

3.戶主教育水平與資產(chǎn)配置

教育水平直接決定著個(gè)人的金融素養(yǎng)，因此也是影響家庭資產(chǎn)配置的關(guān)鍵性因素。Cooper（2016）基于生命周期模型研究發(fā)現(xiàn)，受教育程度的提升通過影響平均收入水平進(jìn)而影響家庭金融資產(chǎn)選擇[16]，尹志超等（2015）和吳衛(wèi)星等（2015）通過他們的研究指出，受教育程度對于參與金融市場有著顯著的正向影響[7][17]。然而Haliassos等（1995）研究發(fā)現(xiàn)，教育水平的提升會(huì)減少股票資產(chǎn)的持有[18]。隨著受教育程度的提高，居民的金融素養(yǎng)和收入均得到提升，進(jìn)而對家庭資產(chǎn)配置產(chǎn)生顯著影響。當(dāng)受教育程度處在較低水平時(shí)，雖然受教育程度提升，但居民的金融素養(yǎng)和收入增幅較少，故不能降低居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，從而定期存款的配置增加，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和股票資產(chǎn)的配置降低;當(dāng)受教育程度處在較高水平時(shí)，隨著受教育程度的提升，居民的金融素養(yǎng)和收入增幅較大，故居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)降低，定期存款的配置減少，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和股票資產(chǎn)的配置增加?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)：

H3：當(dāng)受教育程度較低時(shí)，受教育程度的提升不能有效降低居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī);當(dāng)受教育程度較高時(shí)，受教育程度的提升能有效降低居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。

4.健康狀況與資產(chǎn)配置

健康狀況決定了一個(gè)家庭的資產(chǎn)配置，健康狀況好的時(shí)候比健康狀況差的時(shí)候更有利于增加對于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的參與程度（Rosen et al，2004）[19]，而健康沖擊會(huì)將投資從風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)轉(zhuǎn)移到其他金融資產(chǎn)，從而配置更加穩(wěn)健的投資組合（Fan et al，2009）[20]。吳衛(wèi)星等（2020）研究發(fā)現(xiàn)，不同健康狀況對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置具有顯著差異[21]。處在股市或風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場的家庭而言，健康狀況對股票資產(chǎn)占比或總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比有明顯的正向作用（吳衛(wèi)星 等，2011）[22]。當(dāng)居民的健康狀況惡化時(shí)，導(dǎo)致家庭在醫(yī)療上的支出增加，居民出于對未來健康狀況的擔(dān)憂，必然導(dǎo)致家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)相應(yīng)地增強(qiáng)，從而使風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、股票資產(chǎn)的配置降低，定期存款的配置增加。因此，提出如下假設(shè)：

H4：健康沖擊使得家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，且更青睞于保守的資產(chǎn)組合。

5.地區(qū)差異與資產(chǎn)配置

在不同地域，居民收入和財(cái)富狀況、文化狀況存在顯著差異。因此，地區(qū)差異和財(cái)富差距均是決定家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比例的關(guān)鍵因素（魏先華 等，2014;陳彥斌，2008）[23-24]。杜朝運(yùn)和詹應(yīng)斌（2019）指出，東部地區(qū)和中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放程度的不同造成這些地區(qū)在文化層面存在明顯差異，進(jìn)而對家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置產(chǎn)生了一定影響[25]。地區(qū)差異對家庭資產(chǎn)的配置有較大影響，其主要通過地區(qū)財(cái)富差異和文化差異決定資產(chǎn)組合結(jié)構(gòu)。由于中西部地區(qū)在財(cái)富水平、文化方面均落后于東部地區(qū)，故東部地區(qū)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)要低于中西部地區(qū)，并且居民家庭更傾向于參與風(fēng)險(xiǎn)市場和股票市場。根據(jù)以上分析，提出如下假設(shè)：

H5：相比于中西部地區(qū)，東部地區(qū)家庭更傾向于配置風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)以及股票資產(chǎn)，且預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)更低。

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)1.模型

本文為估計(jì)家庭人均收入對家庭資產(chǎn)選擇的影響，模型設(shè)定如下：

其中，模型（1）和模型（2）中被解釋變量asset_ratej表示相關(guān)資產(chǎn)在總金融資產(chǎn)中所占比重，資產(chǎn)占比、定期存款占比和總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比作為被解釋變量。incomei就是所關(guān)注的核心解釋變量，并且在模型中引入incomei的平方項(xiàng)，用以估算家庭人均收入對于家庭資產(chǎn)選擇的“邊際效用”

家庭人均收入的“邊際效用”指家庭人均收入對于家庭金融資產(chǎn)配置比重具有遞增或者遞減的影響，用二次項(xiàng)估計(jì)系數(shù)所衡量的邊際效用說明家庭金融資產(chǎn)配置比重對家庭人均收入的彈性隨著家庭人均收入的增加而遞增或遞減，最終兩者的彈性發(fā)生轉(zhuǎn)向。，同時(shí)計(jì)算出其拐點(diǎn);lnincomei為家庭人均收入的對數(shù);srbdi代表收入不確定性，在該處將家庭人均收入的對數(shù)方差與家庭人均收入對數(shù)的比值作為收入不確定性的代理變量;ui為控制變量，εi為擾動(dòng)項(xiàng)。模型（3）被解釋變量yi表示是否有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，有則為1，沒有則為0;incomei和其平方項(xiàng)為解釋變量，ui為控制變量，εi為擾動(dòng)項(xiàng)。本文考慮到模型中內(nèi)生性問題的存在，通過在模型中加入較多的控制變量，盡可能降低解釋變量的內(nèi)生性問題，不過由于存在異方差問題，對模型（1）和模型（2）數(shù)據(jù)處理異方差問題后采用Tobit回歸模型，模型（3）采用Probit回歸模型。

2.變量

（1）家庭人均收入。城鄉(xiāng)家庭人均收入的構(gòu)成包括工資性收入、經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入[26]。因此，我們據(jù)此將樣本中這些收入加總為家庭人均收入，作為核心解釋變量。

（2）資產(chǎn)選擇。家庭總資產(chǎn)分為風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和非風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)兩大類，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)包括股票資產(chǎn)和非股票資產(chǎn)，非風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)包括定期存款和其他保值品。本文基于微觀數(shù)據(jù)展開分析，由于不同家庭的金融資產(chǎn)存在較大的差異，因此，選擇股票資產(chǎn)作為風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的代表，定期存款作為非風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的代表。是否有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)代表了居民參與風(fēng)險(xiǎn)市場的概率，本文將有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)賦值為1，反之為0，總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比衡量了投資者對于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的參與程度，股票資產(chǎn)占比衡量了投資者對于高風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的參與程度，而定期存款占比則衡量了投資者預(yù)防性儲(chǔ)蓄的程度，這些變量均用其在總金融資產(chǎn)中所占比重表示。

（3）控制變量。本文選取的控制變量有家庭人口特征變量、家庭特征變量和地區(qū)特征變量

文中關(guān)于性別的定義為0=男性，1=女性;婚姻狀況的定義為0=未婚，1=已婚;文中健康狀況來自中國家庭金融調(diào)查問卷，與同齡人相比，現(xiàn)在的身體狀況如何：1=非常好，2=好，3=一般，4=不好，5=非常不好;文中風(fēng)險(xiǎn)偏好來自調(diào)查問卷，如果您有一筆錢用于投資，您最愿意選擇哪種投資項(xiàng)目：1=高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)的項(xiàng)目，2=略高風(fēng)險(xiǎn)、略高回報(bào)的項(xiàng)目，3=平均風(fēng)險(xiǎn)、平均回報(bào)的項(xiàng)目，4=略低風(fēng)險(xiǎn)、略低回報(bào)的項(xiàng)目，5=不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn);家庭規(guī)模用家庭總?cè)藬?shù)來表示;地區(qū)特征變量用1=東部地區(qū)，2=中部地區(qū)，3=西部地區(qū)來表示。。另外本文還嘗試加入了新的控制變量（金融資產(chǎn)與收入的比率），Roche（2013）通過控制金融財(cái)富與勞動(dòng)力收入比率研究發(fā)現(xiàn)，理性投資者的投資組合只包括少數(shù)資產(chǎn)，而且在投資者年輕時(shí)顯得不夠多元化，隨著投資者年齡的增長，其金融財(cái)富增加，剩余勞動(dòng)收入減少，越來越多的資產(chǎn)被合理地納入投資組合[27]。本文在此基礎(chǔ)上，控制總金融資產(chǎn)與家庭人均收入比率，試做研究。

3.數(shù)據(jù)

本文中使用的數(shù)據(jù)為2017年中國家庭金融追蹤調(diào)查（CHFS）。該樣本收集了家庭人口特征、資產(chǎn)、金融知識與主觀態(tài)度、家庭成員教育等各方面較為詳細(xì)的信息。在資產(chǎn)部分詳細(xì)訪問了家庭金融資產(chǎn)分類，在收入部分詳細(xì)詢問了家庭各類收入，這樣就為本文研究家提供了非常有利的數(shù)據(jù)支撐。本文在研究過程中，剔除了極端異常值和缺失值，同時(shí)剔除了年齡小于等于18歲和大于等于80歲的樣本。表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果，圖1繪制了樣本家庭人均收入的核密度和正態(tài)分布，表2列出了實(shí)證分析中家庭人均收入拐點(diǎn)位置及其百分比。

四、實(shí)證結(jié)果及分析1.回歸分析

表3第（1）列給出了家庭人均收入對于股票資產(chǎn)占比的影響，在控制了相關(guān)特征變量后發(fā)現(xiàn)，家庭人均收入的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說明家庭人均收入在一定程度上減少了居民對于股票資產(chǎn)的配置。但是通過加入家庭人均收入平方項(xiàng)后，我們發(fā)現(xiàn)家庭人均收入對股票資產(chǎn)占比有正向“邊際效用”，即家庭人均收入與股票資產(chǎn)占比成U型關(guān)系，因此在拐點(diǎn)39.92萬元之前，隨著家庭人均收入的增加，居民對于股票資產(chǎn)的配置降低;在拐點(diǎn)位置之后，居民對于股票資產(chǎn)的配置逐漸提升。第（2）列給出了家庭人均收入對于定期存款占比的影響，家庭人均收入的估計(jì)系數(shù)顯著為正，其平方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說明家庭人均收入在一定程度上提升了居民對于定期存款的配置。但是由于家庭人均收入的負(fù)向“邊際效用”，即家庭人均收入與股票資產(chǎn)占比成倒U型關(guān)系，因此在拐點(diǎn)35.89萬元之前，隨著家庭人均收入的增加，居民對于定期存款的配置增加;在拐點(diǎn)之后，居民對于定期存款的配置逐漸降低。第（3）列給出了家庭人均收入對于總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的影響，家庭人均收入的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，其平方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明家庭人均收入在一定程度上減少了居民對于總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置。但是由于家庭人均收入的正向“邊際效用”，即家庭人均收入與總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比成U型關(guān)系，因此在拐點(diǎn)41.36萬元之前，隨著家庭人均收入的增加，居民對于總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置減少;在拐點(diǎn)之后，居民對于總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置逐漸提升。第（4）列給出了家庭人均收入對于是否有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響，家庭人均收入的估計(jì)系數(shù)顯著為正，其平方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，因此在拐點(diǎn)19.68萬元之前，隨著家庭人均收入的增加，居民參與風(fēng)險(xiǎn)市場的概率提升;在拐點(diǎn)之后，居民參與風(fēng)險(xiǎn)市場的概率降低。由此可以得知，當(dāng)下我國居民仍然具有較強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了H1假設(shè)。表4匯報(bào)了家庭人均收入及收入不確定性對于資產(chǎn)選擇的影響，從第（1）列至第（4）列可以看出，隨著收入不確定性的提升，收入不確定性與總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比、股票資產(chǎn)占比和是否有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)負(fù)相關(guān)、與定期存款占比正相關(guān)。通過表4，可以發(fā)現(xiàn)，由于收入不確定性，人們的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，這更進(jìn)一步地支持了H1假設(shè)。

2.異質(zhì)性分析

（1）家庭人均收入對資產(chǎn)選擇影響的年齡差異

文中僅利用戶主樣本 在2017年家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)中，相關(guān)調(diào)查問卷里設(shè)定戶主為家庭中經(jīng)濟(jì)來源的主要承擔(dān)者和主事者;同時(shí)國內(nèi)學(xué)者一般都采用戶主的特征變量來研究家庭金融問題，可參考相關(guān)文章。因此，在此年齡、受教育程度兩處的異質(zhì)性分析中，我們僅選取戶主個(gè)體的年齡和受教育程度，來研究其對于家庭人均收入與家庭金融資產(chǎn)配置的調(diào)節(jié)效應(yīng)，這里我們認(rèn)為戶主在家庭金融資產(chǎn)配置中具有決定或關(guān)鍵作用，這樣來研究其調(diào)節(jié)效應(yīng)將更具有說服力。，參考吳衛(wèi)星等（2007）[28]、王聰?shù)龋?017）[29]和張明珠等（2019）[14-15]的年齡劃分方式以及研究結(jié)論，再結(jié)合生命周期理論對于投資者家庭年齡的劃分方法，在文中劃分戶主年齡19～40歲為年輕組、41～60歲為中年組、61～79歲為老年組三個(gè)年齡段 此處對于年齡進(jìn)行分組，參考生命周期理論對投資者進(jìn)行年齡分組劃分時(shí)是將19～40歲劃分為成長期，41～60歲為成熟期，60歲以后為衰老期。，分別研究這三個(gè)年齡段下人們進(jìn)行資產(chǎn)選擇的差異。通過實(shí)證，驗(yàn)證了H2假設(shè)。

表5第（1）列給出了在年輕年齡段下，家庭人均收入與股票資產(chǎn)占比呈倒U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為30.28萬元;第（2）列給出了家庭人均收入與定期存款占比呈U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為17.84萬元;第（3）列給出了家庭人均收入與總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比呈倒U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為31.90萬元;第（4）列家庭人均收入與是否有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)呈倒U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為27.66萬元。可以得出，在該年齡段下：當(dāng)家庭人均收入處于較低水平時(shí)，隨著人均收入的提升，居民更加偏好風(fēng)險(xiǎn)（即“以小博大”的賭徒心理）;當(dāng)人均收入處在較高水平時(shí)，由于家庭有購置房車、婚姻等巨大的消費(fèi)支出，此時(shí)家庭具有較強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。

表6第（1）列給出了家庭人均收入與股票資產(chǎn)占比呈倒U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為26.92萬元;第（2）列給出了家庭人均收入與定期存款占比呈U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為31.15萬元;第（3）列給出了家庭人均收入與總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比呈倒U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為22.34萬元;第（4）列家庭人均收入與是否有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)呈倒U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為18.05萬元。在該年齡段下：當(dāng)家庭人均收入處于較低水平時(shí)，人均收入的增加使得家庭參與風(fēng)險(xiǎn)市場的概率提升，且也積累了一定的財(cái)富，因此會(huì)更多地配置風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和股票資產(chǎn);當(dāng)家庭人均收入處于較高水平時(shí)，會(huì)尋求保守、穩(wěn)健的投資組合。

表7第（1）列給出了家庭人均收入與股票資產(chǎn)占比呈U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為35.5萬元;第（2）列給出了家庭人均收入與定期存款占比呈倒U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為17.67萬元;第（3）列家庭人均收入與總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比呈U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為31.33萬元;第（4）列給出了家庭人均收入與是否有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)呈倒U型關(guān)系，且拐點(diǎn)為15.53萬元。William（1992）利用美國普查局的個(gè)人和家庭收入與項(xiàng)目參與調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，人們在65歲之前會(huì)更加偏好風(fēng)險(xiǎn)，在65歲以后風(fēng)險(xiǎn)偏好下降[30]。在該年齡段下：當(dāng)家庭人均收入處于較低水平時(shí)，有較強(qiáng)地預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī);當(dāng)人均收入處在較高水平時(shí)，家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)降低。

（2）家庭人均收入對資產(chǎn)選擇影響的教育差異

我們在模型中加入家庭人均收入與受教育程度的交互項(xiàng)，來研究受教育程度的交互影響。在此基礎(chǔ)上，我們再將受教育程度劃分為專科及以下和本科及以上兩組，探討學(xué)歷水平較低和學(xué)歷水平較高情況下的區(qū)別，以此來檢驗(yàn)H3假設(shè)。

在表8，當(dāng)戶主學(xué)歷為?？萍耙韵聲r(shí)，通過加入交互項(xiàng)，可以得知在較低學(xué)歷之下，受教育程度的提升削減了人均收入對于定期存款占比的負(fù)向影響，同時(shí)削減了人均收入對于總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比和對于股票資產(chǎn)占比的正向影響。因此，當(dāng)戶主受教育程度較低時(shí)，受教育程度的提升不能有效降低戶主的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，在降低總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、股票資產(chǎn)配置的同時(shí)，增加了定期存款的配置。

在表9，在本科以上學(xué)歷情況下，通過交互項(xiàng)可以得知，在較高學(xué)歷情況下，受教育程度的提升削減了家庭人均收入對于定期存款占比的正向影響，也削減了人均收入對于總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比和股票資產(chǎn)占比的負(fù)向影響。因此，當(dāng)戶主受教育程度較高時(shí)，受教育程度的提升有效地降低了居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，居民會(huì)相應(yīng)削減定期存款的配置，轉(zhuǎn)而增加總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)以及股票資產(chǎn)的配置。

（3）家庭人均收入對資產(chǎn)選擇影響的健康差異

在此處選取全部家庭成員的健康狀況

在此處異質(zhì)性分析中，我們選用全體家庭成員的健康狀況變量來研究其對于家庭人均收入與家庭金融資產(chǎn)配置的調(diào)節(jié)效應(yīng)。與戶主在家庭經(jīng)濟(jì)來源中主要承擔(dān)者和主事者不同，家庭其他成員的健康沖擊對于家庭金融資產(chǎn)配置的影響同樣也很大，若只看戶主的健康狀況存在一定缺陷，因此在此處我們選用全體家庭成員的健康狀況來進(jìn)行研究，將更有說服力。重新定義，假設(shè)0=健康差，1=健康好，并通過在模型中加入家庭人均收入與健康狀況的交互項(xiàng)，探究健康狀況對于家庭人均收入與家庭資產(chǎn)選擇及配置的調(diào)節(jié)效應(yīng)。如表10可以得出，居民健康狀況的改善削減了家庭人均收入對定期存款占比的負(fù)向效應(yīng)，以及對股票資產(chǎn)占比的正向效應(yīng)（由正向效應(yīng)轉(zhuǎn)為負(fù)向效應(yīng)），增強(qiáng)了家庭人均收入對總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的負(fù)向效應(yīng)。由此可以得知，在經(jīng)歷過健康沖擊之后，人們的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，更傾向保守的投資組合，這與H4假設(shè)一致。

（4）家庭人均收入對資產(chǎn)選擇影響的地區(qū)差異

在此處重新定義了表示居住地區(qū)的虛擬變量，假設(shè)0=中西部地區(qū)，1=東部地區(qū)，并通過在模型中加入家庭人均收入與居住地區(qū)的交互項(xiàng)，探究居住地區(qū)對于家庭人均收入與資產(chǎn)選擇及配置的交互影響。如表11可以得出，東部地區(qū)比中西部地區(qū)更傾向于參與風(fēng)險(xiǎn)市場，并且，對于風(fēng)險(xiǎn)市場以及股票市場的參與程度要高于中西部地區(qū);說明東部地區(qū)居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)遠(yuǎn)低于中西部地區(qū)，H5假設(shè)得到檢驗(yàn)。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證上文所得結(jié)論的穩(wěn)健性，我們進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，將模型（1）中被解釋變量股票資產(chǎn)占比用基金占比來替代，用Logit模型替換模型（2）所用Probit模型進(jìn)行檢驗(yàn)。如表12，穩(wěn)健性檢驗(yàn)與表2呈現(xiàn)的結(jié)果無太大出入。根據(jù)穩(wěn)健性檢驗(yàn)得到的結(jié)果是：隨著家庭人均收入的增加，家庭參與風(fēng)險(xiǎn)市場的概率會(huì)提升。但是由于拐點(diǎn)的存在，在人均收入相對較低的時(shí)候，家庭定期存款的配置增加，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、基金資產(chǎn)的配置均降低;當(dāng)家庭人均收入處在較高水平時(shí)，居民會(huì)逐漸降低定期存款的配置，增加風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、基金資產(chǎn)的配置，這也證明了當(dāng)下我國居民仍然具有較強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。對于異質(zhì)性分析同樣進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，與之前所得到的結(jié)果基本吻合。因此，說明上述結(jié)論基本穩(wěn)健和可靠。

五、結(jié)論及啟示

家庭收入在一定程度上影響著家庭的金融資產(chǎn)配置，隨著我國居民收入的不斷增加，家庭參與金融市場的程度得到了一定提升，但是仍然存在一些問題。本文基于2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Tobit和Probit回歸模型實(shí)證檢驗(yàn)了家庭人均收入對家庭金融資產(chǎn)配置的影響。研究結(jié)果表明，當(dāng)下我國居民家庭仍然具有較高的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)：當(dāng)家庭人均收入在較低的水平時(shí)，家庭人均收入對定期存款占比有明顯的促進(jìn)作用，對總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比和股票資產(chǎn)占比有明顯的抑制作用;當(dāng)家庭人均收入在較高水平時(shí)，家庭人均收入對定期存款占比有明顯的抑制作用，對總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比和股票資產(chǎn)占比有明顯的促進(jìn)作用。與此同時(shí)，異質(zhì)性分析顯示：（1）當(dāng)投資者年齡由年輕→中年→老年增長時(shí)，家庭人均收入與定期存款占比之間關(guān)系為U型關(guān)系→U型關(guān)系→倒U型關(guān)系;與總的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、股票資產(chǎn)占比之間關(guān)系為倒U型關(guān)系→倒U型關(guān)系→U型關(guān)系。（2）本科以下受教育程度的提升不能有效降低居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，但本科以上受教育程度的提升能有效降低居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。（3）健康沖擊使得家庭具有較強(qiáng)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，從而使家庭更青睞于保守的資產(chǎn)組合。（4）相較于中西部地區(qū)家庭，東部地區(qū)家庭更傾向于配置風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)以及股票資產(chǎn)，且預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)更低。

金融消費(fèi)產(chǎn)品兼具投融資與消費(fèi)兩大屬性，在為實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展源源不斷地注入資金流的同時(shí)，也在一定程度上釋放了居民的儲(chǔ)蓄資產(chǎn)，實(shí)現(xiàn)居民資產(chǎn)保值、增值及促進(jìn)其消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級。為高質(zhì)量促進(jìn)中國國內(nèi)外雙循環(huán)新發(fā)展格局，也必須緊緊把握住降低居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)、釋放居民金融產(chǎn)品消費(fèi)潛力這一突破點(diǎn)。因此，一是應(yīng)積極推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，保障居民就業(yè)和加征富人稅，有效提升中低收入群體的收入水平、縮小居民收入差距。二是穩(wěn)定房價(jià)和保障居民住房需求，并且加快推進(jìn)婚俗改革，以此來降低年輕人群的住房、婚姻成本;加快推進(jìn)國家醫(yī)療體制建設(shè)和提升醫(yī)療保障力度，提高養(yǎng)老退休保障力度和覆蓋范圍，保障中老年人群的醫(yī)療和養(yǎng)老需求;加大居民投資者的金融知識普及教育，引導(dǎo)年輕群體和老年群體投資者樹立理性的投資策略，提高中年群體的理財(cái)意識和風(fēng)險(xiǎn)防范意識。三是繼續(xù)深化推進(jìn)本科教育覆蓋率，且適當(dāng)普及學(xué)生群體的金融素質(zhì)教育。四是關(guān)注地區(qū)差異性問題，加快中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)承轉(zhuǎn)、升級，加快補(bǔ)足經(jīng)濟(jì)發(fā)展的短板，穩(wěn)步提升中西部地區(qū)居民的家庭收入。

本文在一定程度上補(bǔ)充了國內(nèi)在家庭金融方面的研究，但仍然存在著不足，例如沒有研究在不同年齡階段下其他因素對資產(chǎn)配置的影響，同時(shí)缺乏對于個(gè)人特征以及家庭特征對資產(chǎn)配置更深一步的探討，也沒有考慮宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響。由于使用的樣本為截面數(shù)據(jù)，缺乏連續(xù)時(shí)間狀態(tài)下家庭收入對資產(chǎn)配置影響的研究。所以，關(guān)于家庭金融方面的研究，后續(xù)仍然有更多的空間可以挖掘和補(bǔ)充。

參考文獻(xiàn)：

[1] 經(jīng)濟(jì)日報(bào)社中國經(jīng)濟(jì)趨勢研究院家庭財(cái)富調(diào)研組.房產(chǎn)占比居高不下 投資預(yù)期有待轉(zhuǎn)變[N].經(jīng)濟(jì)日報(bào)，2019-10-30（015）.

[2] CAMPBELL J Y. Household finance[J].Journal of Finance，2006，61（4）：1553-1604.

[3] ANGERER X. Lam P-S. Income risk and portfolio choice：An empirical study[J].Journal of Finance，2009，64（2）：1037-1055.

[4] CARDAK B A，WILKINS R. The determinants of household risky asset holdings：Australian evidence on background risk and other factors[J].Journal of Banking & Finance，2009，33（5）：850-860.

[5] BADARINZA C，CAMPBELL J Y，RAMADORAI T. International comparative household finance[J]Annual Review of Economics，2016，8：111-144.

[6] 高明，劉玉珍.跨國家庭金融比較：理論與政策意涵[J].經(jīng)濟(jì)研究，2013（2）：134-149.

[7] 尹志超，吳雨，甘犁.金融可得性、金融市場參與和家庭資產(chǎn)選擇[J].經(jīng)濟(jì)研究，2015（3）：87-99.

[8] PALIA D，QI Y，WY Y. Heterogeneous background risks and portfolio choice：Evidence from micro-level data[J].Journal of Money，Credit and Banking，2014，8（46）： 1687-1720.

[9] PARK J S，SUH D. Uncertainty and household portfolio choice：Evidence from South Korea[J].Economics Letters，2019，180：21-24.

[10]LU X，GUO J，GAN L. International comparison of household asset allocation：Micro-evidence from cross-country comparisons[J].Emerging Markets Review，2020，43.

[11]HOCHGUERTEL S. Precautionary motives and portfolio decisions[J].Journal of Applied Econometrics，2002，18（1）：61-77.

[12]SHUME P，F(xiàn)AIG M. What explains household stock holdings？[J].Journal of Banking and Finance，2006，30（9）：2579-2597.

[13]FAGENG A，GOTTLIEB C，GUISO L. Asset market participation and portfolio choice over the life-cycle[J].Journal of Finance，2017，72（2）：705-750.

[14]齊明珠，張成功.老齡化背景下年齡對家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2019（1）：54-66.

[15]齊明珠，張成功.人口老齡化對居民家庭投資風(fēng)險(xiǎn)偏好的影響[J].人口研究，2019，43（1）：78-90.

[16] COOPER R，ZHU G. Household finance over the life-cycle：What does education contribute？[J].Review of Economic Dynamics，2016，20：63-89.

[17]吳衛(wèi)星，丘艷春，張琳琬.中國居民家庭投資組合有效性：基于夏普率的研究[J].世界經(jīng)濟(jì)，2015（1）：154-172.

[18]HALIASSOS M，BERTAUT C. Why do so few hold stocks？[J].Economic Journal，1995，105（432）：1110-1129.

[19]ROSEN H S，WU S. Portfolio choice and health status[J].Journal of Economics，2004，72（3）：457-484.

[20] FAN E，ZHAO R. Health status and portfolio choice：Causality or heterogeneity？[J].Journal of Banking & Finance，2009，33（6）：1079-1088.

[21]吳衛(wèi)星，沈濤，李鯤鵬，劉語.健康、異質(zhì)性家庭投資者與資產(chǎn)配置[J].管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2020（1）：1-14.

[22]吳衛(wèi)星，榮蘋果，徐芊.健康與家庭資產(chǎn)選擇[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011（S1）：43-54.

[23]魏先華，張?jiān)狡G，吳衛(wèi)星，肖帥.我國居民家庭金融資產(chǎn)配置影響因素研究[J].管理評論，2014（7）：20-28.

[24]陳彥斌.中國城鄉(xiāng)財(cái)富分布的比較分析[J].金融研究，2008（12）：87-100.

[25]杜朝運(yùn)，詹應(yīng)斌.儒家文化與家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置：基于CGSS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].吉林大學(xué)社會(huì)科學(xué)學(xué)報(bào)，2019（6）：95-106+221.

[26]許憲春.準(zhǔn)確理解中國的收入、消費(fèi)和投資[J].中國社會(huì)科學(xué)，2013（2）：4-24+204.

[27]ROCHE H，TOMPAIDIS S，YANG C. Why does junior put all his eggs in one basket？ A potential rational explanation for holding concentrated portfolio[J].Journal of Financial Economics，2013，109（3）：775-796.

[28]吳衛(wèi)星，齊天翔.流動(dòng)性、生命周期與投資組合相異性——中國投資者行為調(diào)查實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007（2）：97-110.

[29]王聰，姚磊，柴時(shí)軍.年齡結(jié)構(gòu)對家庭資產(chǎn)配置的影響及其區(qū)域差異[J].國際金融研究，2017（02）：76-86.

[30]RILEY W，CHOW K. Asset allocation and individual risk aversion[J].Financial Analysts Journal，1992（6）：32-37.

（編輯：劉仁芳）