金融风险资产的持有对主观幸福感的影响研究——基于中国家庭微观数据调查分析

邓皓哲

一、引言与文献综述

改革开放以来，国内金融市场的发展速度越来越快。 于20 世纪90 年代初成立的中国股市当时仅有13 只上市股票，而截至2016 年，中国股市上市股票数量已增至3399 只，市值接近2000 万亿美元。 根据2011 年和2013 年的中国家庭金融调查数据研究，国内家庭主要是通过持有股票和基金参与金融市场，数据显示，投资股票市场的比例分别为8.87%和7.65%，共同基金的投资比例分别为4.25%和3.78%，其他金融产品投资比例均小于1%。 本文研究的参与金融市场的风险资产是指股票和共同基金。

2014 年以来，随着中国经济增速放缓，GDP 增长率的下降，宏观经济的巨大变化可能会影响投资者的收益，并进一步影响主观幸福感。 根据中国证券市场会计研究所的统计数据，中国股市2016～2018 年平均年收益率为-4.13%，中国股票型基金2016 ～2018 年平均年收益率分别为-13.27%、13.80%和-25.43%，因此研究风险金融资产持有与人们主观幸福感的关系具有重要意义。

关于家庭参与金融风险市场这一论题，近年来国内外学者取得了较为丰硕的成果。 Rijken 和Groenewegen(2010)的研究表明，参与并持有设计风险资产的金融市场对于个人的金融生活起着重要的作用。 而是否参与金融市场则取决于投资者的金融教育(Bayeret al.，2009)、家庭财富(Guiso et al.，1996)、收入、社会互动(Grinblatt ＆ Keloharju，2001)、健康状况(Rosen ＆ Wu， 2004)等。 同时在长期参与金融市场时，如持有股票、共同基金或一般无风险资产，投资者应详细考虑与其各种金融资产回报相关的金融风险(Fan ＆ Xiao，2006)。

围绕着主观幸福感与其影响因素的研究一直是学术热点之一。 主观幸福感的概念可以追溯到20 世纪60 年代的心理学领域，Diener 在1984 年提出，主观幸福感应该是主观的、积极的，并作为一个整体的评估，而不是作为个人生活的具体经验或方面。 主观幸福感应是囊括个人情绪反应、领域满意度以及生活满意度的综合体。 对于影响主观幸福感的因素研究，前人以及验证了许多具有个人主观性的因素，例如经济增长(Easterlin，1974)、健康状况、人口指标(Sun et al.，2016)、收入与财富(Diener et al.，1999)等。

Zhou 于2019 年提出的观点表明，伴随着时间的推移，作为重要投资渠道之一的金融市场会因其风险等级的变化而改变参与者的主观幸福度。 投资者对风险的态度是投资领域的一个重要概念，与个人主观幸福感呈正相关(Xiao et al.，2014)。 Chu(2017)研究论证，通过类似股票投资等方式参与金融市场，从长期角度来看，是可以显著增强主观幸福感。

与以往文献的研究方向不同，本文着重关注的是金融风险资产持有与个人主观幸福感之间的关系。 为了研究金融风险资产的持有是否会对主观幸福感产生影响，本文选取了西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心2011 与2013 年的调研数据，基于logistic 回归模型进行实证分析，得出了金融风险资产的持有对主观幸福感产生负面影响这一结论。

二、数据与变量

(一)数据介绍

本文使用的数据来自西南财经大学中国家庭金融调查研究中心2011 年和2013 年的中国家庭金融调查数据，所有的数据集和代码本都可以从中获得。 在这项研究中，使用了来自家庭调查的数据。 除新疆、西藏外，样本覆盖中国大陆29 个省(市/自治区)，在剔除异常值和所关注变量信息缺失的数据后，最后保留了24085 个观测值。

(二)变量

1.因变量

为了解决主观幸福感的指标，本研究依赖于CHFS 中的一个相关问题来衡量。 受访者被问到“你现在觉得幸福吗”回答从1(非常不高兴)到5(非常高兴)，构建从1 到5 的主观幸福感指标。

2.核心变量

本文采用两组变量来衡量持有不同风险水平资产的金融市场参与程度。 其中一套是持有风险资产，另一套是持有无风险资产。 持有风险资产的金融市场参与行为有以下三种：参与股票投资、参与基金投资以及同时参与股票、基金投资。

持有无风险资产的行为则为以下两种：持有活期存款或定期存单。 所有变量都被编码为二进制变量，1 表示参与，0表示不参与。

3.控制变量

本文中所使用的控制变量分为个体特征变量和家庭特征变量，个体特征包括：性别、年龄、教育程度、婚姻状况。 家庭特征包括：家庭规模、家庭收入、持有自营企业、家庭风险偏好。

表1 将主要变量进行汇总并且详细释义，进行了描述性统计分析。

表1 主要变量汇总及释义

三、实证分析

表2 中的6 个回归结果是在确保控制变量的前提下，依次引入分析核心变量进行分析的回归结果。 从表2 的第(2)和(3)列中可以看出，持有活期存款与定期存款的系数为正，且所有系数在1%显著性水平上均为正。 这表明有存款的人比没有存款的人主观幸福感更高。 在第(4)和(5)列中，包含了持有风险金融资产变量，结果变量在符号和显著性系数方面是相反的。 持有股票的系数显著为负，持有基金的系数则不显著为正。 Allen 等(2012)的研究表明，中国股市的市场效率较为低下，因为股票价格与投资活动并不受上市公司价值的驱动，从而导致在中国持有股票的风险会更高。 回归结果与预期部分一致，持有金融风险资产中的股票会对主观幸福感产生负面影响。 相比较而言，共同基金在分散风险方面做得更好，因此虽然持有基金的系数并不显著，但也可能意味着持有风险较小的资产对主观幸福感有积极作用。 在第(6)列增加了持有无风险资产和持有风险资产的变量，结论不变，无风险资产持有系数显著为正，风险资产持有系数显著为负。 最后在表2 的第(1)列中，大多数的控制变量都是有效的，户主的年龄、性别对主观幸福感的影响为负，这与前人的研究相同。 此外，已婚、受过高等教育以及高收入的户主都会具有更好的主观幸福感。

表2 有序Logistic 回归结果

续表

四、结论与政策建议

本文使用西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心2011 年和2013 年的“家庭金融调查”数据，考察了金融风险资产的持有对中国家庭主观幸福感的影响。 研究发现，对于中国家庭来说，持有金融市场的无风险资产对主观幸福感的影响为正，持有风险资产对主观幸福感的影响为负。 同时，户主的性别与年龄对主观幸福感都有负向影响，而受过高等教育与较高的收入水平对主观幸福感有正向影响。 因此，本研究可以为金融决策者和投资机构制定有效的政策及金融产品，为投资者提供更多的低风险金融资产，从而能提高金融市场的效率。 同时也可以为国内金融市场提供有益的建议。