金融风险投资对家庭幸福感影响的研究 ***

马晓君 张紫嫣 王常欣

〔 DOI〕 10.19653/j.cnki.dbcjdxxb.2021.01.006

〔引用格式〕  马晓君，张紫嫣，王常欣.金融风险投资对家庭幸福感影响的研究[J].东北财经大学学报，2021，（1）：60-69.

〔摘要〕本文使用中国家庭金融调查数据，将倾向得分匹配与双重差分方法结合使用，以家庭为单位研究金融风险投资对家庭幸福感的影响。研究发现，在短期内，金融风险投资可以显著提升家庭幸福感，但在长期内，金融风险投资并不能带来家庭幸福感的提升。同时创新性地从收入效应和风险效应两个角度对其影响机制展开研究，发现在收入增长率较高、持有低风险投资态度的家庭，其金融风险投资可以显著提升家庭幸福感。此外，金融风险投资对家庭幸福感的影响在城乡差异、婚姻状态和性别上表现出异质性。因此，增加家庭财产性收入，根据家庭特征差异量身定制金融投资产品促使更多家庭参与投资，将对促进中国家庭幸福感的提升和金融市场的健康发展具有一定现实意义。

〔关键词〕家庭幸福感;金融风险投资;倾向得分匹配;双重差分

中图分类号：F832;C912    文献标识码：A    文章编号：1008-4096（2021）01-0060-10

一、问题的提出

在古希腊时期，人们就已经开始思考美好生活的本质，这时的研究还停留在哲学的辩证上，之后为了衡量美好生活，将一个人感受到的美好生活定义为“幸福感”。幸福感是指对生活的全面评价，常用评分对其进行测量，幸福感程度较高则表示对当前生活的满意度较高。随着经济全球化进程加深，各个国家经济迅速发展，经济增长不再是当今社会追逐的唯一目标，因此人们不再单纯致力于经济指标的研究，居民生活质量研究逐渐成为经济学的重要研究领域，而幸福感作为衡量生活质量的主要指标，正逐渐成为评判社会发展程度和国家发展水平的新标准。

一直以来，学术界对于幸福感的研究大多停留在心理学、社会学和医学等领域，自幸福—收入悖论提出以来，幸福感开始进入经济学家的视野，经济学领域中幸福感主要被定义为主观幸福感和客观幸福感。主观幸福感和客观幸福感分别可以追溯到边沁的享乐主义和亚里士多德的幸福论，前者认为幸福感是在精神层面的个人主观感受，而后者则是指通过不断努力，在自我价值实现过程中得到的感受。在经济学领域中主观幸福感得到了更多学者的支持，它是人们主观精神层面的感受，同时也是对目前自身生活质量进行评价的认知标准^[1]，因此本文所定义的幸福感是家庭主观幸福感。本文通过问卷调查，直接询问受访者“您觉得幸福吗？”得出的自评幸福感来衡量家庭幸福感程度，这是在学术研究中常见做法，同时也符合经济学传统。目前，学者们主要从以下三个方面对家庭幸福感展开研究。

第一，经济因素影响下的家庭幸福感。经济因素主要包括收入、失业、通货膨胀等方面，其中收入是经济因素中最为主要的研究对象。自亚当·斯密开创古典经济学以来，一些研究普遍认为家庭幸福感与收入正相关，但是Easterlin^[2]的幸福—收入悖论打破了对这一关系的传统认知，其认为随着收入的增加，家庭幸福感并不会相应持续十年或者更长时间，且对于发展水平不同的国家，其家庭幸福感和收入关系也并不相同。邢占军^[3]研究认为收入对家庭幸福感存在显著的正向影响，但是也存在一段时期内家庭幸福感并没有随收入的增长而同步增长的现象^[4]。还有一些研究从绝对收入和相对收入两个角度探讨收入对家庭幸福感的影响。绝对收入通过对个体需要的直接满足程度对家庭幸福感产生影响，绝对收入对家庭幸福感的影响主要有四种结论，即正向影响、负向影响、无显著影响和倒“U”型关系^[5]-[8]。相對收入通过改变社会比较的感受对家庭幸福感产生影响。有研究认为，相比于绝对收入，相对收入对家庭幸福感起决定作用，其对主观的家庭幸福感的影响程度更大，相关性也更强^[6-9]。此外，一些文献针对收入分配不均、永久性收入等方面进行研究，认为收入差距和机会不均会对家庭幸福感造成负向影响，且对不同收入阶层的影响存在差异^[10]。Schneider^[11]研究认为收入不平等对家庭幸福感存在负向影响，而Yu和Wang^[12]研究认为收入不平等与家庭幸福感呈现倒“U”型关系。Cai和Park^[13]研究认为非预期永久性收入对家庭幸福感有着显著的正向影响。由于收入和家庭幸福感之间存在错综复杂的关系，一些研究将目光放在除收入外诸如失业和通货膨胀等因素上，认为其对家庭幸福感有显著的负向影响。宏观层面，失业和通货膨胀在会加剧经济波动、增加社会不稳定风险，进而影响国家经济发展进程;微观层面，失业和通货膨胀对人民的收入、健康状况、教育水平等产生不良影响，导致家庭幸福感降低^[14]。

第二，社会发展因素影响下的家庭幸福感。社会发展因素主要包括环境污染、城乡差异、政治制度与政府质量等因素。马晓君等^[15]将环境污染存在的形式分为客观存在和主观感知两种，客观存在的环境污染通过经济增长这一途径对家庭幸福感起到正向的促进作用，主观感知到的环境污染则对家庭幸福感产生负面影响。王天啸等^[16]认为城镇居民的家庭幸福感要高于农村居民，这是由于中国现阶段的户籍制度和僵化的土地制度造成的，且农村居民会因其身份和社会地位而遭到不公平对待。但雷卫^[17]认为农村居民的生活相对更悠闲，面对的诱惑更少，因而农村居民的家庭幸福感高于城镇居民。此外，在政治制度和政府质量方面，善政和民主化有利于稳定公平的社会发展，由此会对每位居民的家庭幸福感产生显著影响，且政府质量对家庭幸福感的促进效用远高于经济增长带来的作用^[18-19]。

第三，个体特征因素影响下的家庭幸福感。个体特征因素如性别、年龄、教育、婚姻、健康、社会关系、宗教信仰等也是影响家庭幸福感的重要因素。温晓亮等^[20]认为相较于于男性，女性的家庭幸福感提升更明显，这与女性的经济地位和社会地位逐年提高有关。雷卫^[17]认为宗教信仰对家庭幸福感有显著正向影响，相对农村居民，其对城市居民家庭幸福感的影响更显著。Grover和Helliwell^[21]认为婚姻有助于提升家庭幸福感，居民身体越健康、受教育程度越高都有助于提升家庭幸福感。此外，良好的社会关系对家庭幸福感有正向影响，而排斥社会交往则会使人降低家庭幸福感^[22]。在幸福感影响因素中，社会人口特征因素并没有占据主要地位，但其同样会对家庭幸福感产生显著影响，可以对个体生活满意度差异的10%加以解释^[23]。因此，越来越多的学者同时研究经济因素和非经济因素对家庭幸福感的影响。

综上所述，第一，大量研究表明家庭资产对家庭幸福感有显著的正向影响，而家庭金融风险投资作为家庭资产却没有得到应有的关注。此外，大部分文献中关于家庭幸福感的研究是以个体为单位进行，较少文献以家庭为单位对家庭幸福感展开研究。基于此，本文以家庭这一社会基本细胞为单位，研究家庭金融风险投资与家庭幸福感之间的关系，创新性地从收入效应和风险效应两个角度展开研究，并根据个体特征细化分组进行差异性分析。

第二，国内目前对于家庭幸福感的研究数据通常是采用一年调查问卷回收的数据，较少使用大规模连续跟踪数据。基于此，本文运用CHFS2011—2015年连续追踪面板数据研究家庭金融风险投资对家庭幸福感的影响。

第三，定量研究家庭金融风险投资时，可能会面临一些选择性问题，如是否进行家庭金融风险投资，而如果进行投资，选择低风险低回报的投资还是高风险高回报的投资，或是选择进行几项金融风险投资等。这些选择问题与家庭资产、家庭收入和个体特征等密切相关，并非随机产生的，如果不加以处理直接使用可能会使得样本由于自选择、遗漏变量等产生内生性问题。基于此，本文尝试将倾向得分匹配与双重差分模型结合使用，消除自选择、遗漏变量等潜在问题，在一定程度上解决模型识别问题，从而得到更优的分析结果。

二、研究数据与研究方法

（一）数据来源

本文使用数据来源于中国家庭金融调查（China  Household  Finance  Survey，以下简称CHFS），其数据具有全国和省级代表性，能全面反映中国家庭金融状况。同时考虑到样本规模、样本的代表性和连续性，本文使用2011—2015年面板追踪数据，有利于追踪家庭幸福感的变化。

本文采用倾向得分匹配与双重差分模型相结合的方法。因此，本文只保留追踪调查数据且进入到控制组和处理组中的数据，处理组是指基期没有进行金融风险投资，而基期以外时期进行金融风险投资的样本，赋值为1。控制组是指所有时期都没有进行金融风险投资的样本，赋值为0。以2011—2013年为例，处理组为2011年没有进行金融风险投资，而2013年进行金融风险投资的样本，控制组为2011和2013年均没有进行金融风险投资的样本。此外，本文选取家庭户主年龄为16岁及以上的样本。

（二）变量选取

本文将拥有股票、债券、基金、衍生品、金融理财产品、非人民币资产和黄金的家庭定义为为参与金融风险投资的家庭。

1.被解释变量

被解释变量为处理组和控制组的家庭幸福感之差，可以反映出金融风险投资对家庭幸福感的影响。本文使用CHFS问卷调查中户主的主观幸福感程度来衡量家庭幸福感，问卷中的问题“总的来说，您现在觉得幸福吗？”，其答案从1到5排序，分别代表“非常幸福”“幸福”“一般”“不幸福”“非常不幸福”。本文将两期的受访者自评家庭幸福感作差，得到变化量happiness1，此时家庭幸福感变化量为-4到4之间的数值，当家庭幸福感自评变化量为正时意味着家庭幸福感程度降低，家庭幸福感自评变化量为负时意味着家庭幸福感程度有所提升。但仍存在着一些问题，比如，幸福感程度从“幸福”到“非常幸福”的计算结果为1，从“不幸福”到“一般”的结果也为1，这二者虽然最后数值相同，但其含义有所不同。因此，本文定义了另外一种家庭幸福感变化量happiness2，如果家庭幸福感有所提升，则赋值为-1;如果家庭幸福感程度不变，则赋值为0;如果家庭幸福感有所下降，则赋值为1。本文将happiness2作为家庭幸福感变化的主要度量指标进行实证检验，这样做可以在一定程度上解决度量的可能偏误问题。

2.特征变量

本文将匹配其他特征变量相似，而之间区别只有是否进行金融风险投资的家庭，对比观察家庭幸福感变化程度来衡量家庭金融风险投资对家庭幸福感的影响。由于家庭幸福感和金融风险投资状况均会受到家庭财富状况和家庭特征变量的影响^[24]，因此本文使用的特征变量包括可能影响家庭幸福感和金融风险投资的一些基础变量，如家庭财富、家庭特征和地区特征。其中，家庭财富包括家庭总收入、家庭人均收入、是否自有住房、家庭总资产、金融总资产、家庭总负债;家庭特征是以家庭户主个人特征作为衡量标准，包括性别、年龄、年龄的平方、民族、受教育程度、婚姻状况、家庭成员数、投资风险态度和基期幸福感;地区特征包括家庭居住地和户籍类型。

（三）模型构建

1.倾向得分匹配（PSM）和双重差分（DID）模型介绍

倾向得分匹配方法（PSM）是通过计算倾向值得分，将具有相同或相近倾向值的处理组与控制组个体进行匹配，来获得其平均处理效应（ATT）的一种方法，其基本思想与1974年Rubin提出的反事实方法相同。首先以虚拟变量表示個体是否参与，通常将称为“处理变量”，反映个体是否得到了“处理”。之后基于各类协变量估算个体进入处理组（本文指“进行金融风险投资”）的条件概率，即计算倾向得分数值，通常使用logit方法进行计算，如式（1）所示。

（1）

其中，表示个体是否进入处理组;表示协变量，可包括多个变量;表示对应系数。

在进行倾向得分匹配时，常见方法包括k近邻匹配、半径匹配、分层和间隔匹配、核匹配。实际进行匹配时，具体使用哪一种方法和参数，目前文献中尚无明确指南，根据实际情况自行选择。

根据匹配后样本计算平均处理效应，ATT估计量的一般表达式如式（2）所示。

（2）

其中，表示个体的结果变量，，表示个体参与的结果变量，表示个体未参与的结果变量;表示处理组个体数，而表示仅对处理组个体进行加总。

倾向得分匹配（PSM）的优点是不依赖于线性方程形式，但却有可能产生遗漏控制变量等问题，而双重差分（DID）模型可以对此进行补充修正。双重差分（DID）模型的本质是面板数据固定效应模型，可以控制无法观测到的个体效应，一定程度上解决倾向得分匹配（PSM）方法带来的问题，一般情况下，双重差分（DID）模型表达式如式（3）所示。

（3）

其中，表示自评家庭幸福感，表示是否進行金融风险投资，表示其他控制变量，表示无法观测到的固定效应，代表时间的固定效应，表示随机扰动项。

2.倾向得分匹配（PSM）与双重差分（DID）方法的结合

本文通过对处理组和控制组的两期主观家庭幸福感分别作差，以消除可能存在的不随时间发生变化的因素的影响。然后将家庭幸福感差分值重新进行定义，将新定义的家庭幸福感差分值作为被解释变量，采用一系列特征变量进行匹配，估计其平均处理效应，即可得到双重差分（DID）模型估计结果，匹配后得到可以比较的处理组和对应的控制组样本，削弱了选择性偏差，同时双重差分（DID）模型可以消除不随时间发生变化的因素影响，二者的结合有效地解决了遗漏变量和选择性偏误等带来的内生性问题。PSM-DID的具体表达式如式（4）所示。

（4）

其中，表示处理组样本，当时，样本位于处理组;当时，样本位于控制组，表示控制组样本，表示实验期处理组第個个体的结果变量，表示非实验期处理组第个个体的结果变量，同理，表示实验期处理组第个个体的结果变量，表示非实验期处理组第个个体的结果变量，是根据非试验期的特征变量估计得到的倾向得分。

三、实证分析

本文将结果分为短期和长期分别进行分析，由于本文使用的是CHFS数据库已公布的2011年、2013年和2015年三年的连续追踪调查数据，因此将短期定义为每两年的家庭幸福感变化，将长期定义为四年的家庭幸福感变化，即分析2011—2013年和2013—2015年两个两年间隔的短期效应，和2011—2015年一个四年间隔的长期效应。

（一）主要结果

1.倾向得分结果及平衡性检验

首先需要计算倾向得分，即在给定特征向量的情况下，估计每一个样本金融处理组的条件概率，主要使用logit模型对样本数据的倾向得分进行估计，其结果如表1所示。

如表1所示，在计算倾向得分后，为考察匹配结果是否较好地平衡了数据，要进行平衡性检验，以检验协变量在处理组和控制组之间是否存在显著差异。其检验结果表明，在匹配前一些变量如性别、受教育程度、户籍类型等在处理组和控制组之间存在明显差异，但是在匹配后，全部变量的标准化偏差大幅度减小，通过了平衡性检验，说明匹配后的变量在控制组和处理组之间不存在显著差异。

2.平均处理效应

本文采用一对一匹配方法来检验家庭金融风险投资对家庭幸福感的影响，使用happiness2作为家庭幸福感变化指标。表2显示了一对一匹配方法的估计结果，其中，2011—2013年和2013—2015年是两年变化的短期影响，2011—2015年是四年变化的长期影响。

如表2所示，在匹配前，只有2013—2015年进行金融风险投资的家庭幸福感有明显提升，其余年份没有明显变化;在匹配后，同样只有2013—2015年进行金融风险投资的家庭幸福感有明显提升，而其余年份金融风险投资对家庭幸福感没有产生明显变化。由此发现，在短期内，家庭金融风险投资可以显著提升家庭幸福感，但就长期而言，金融风险投资并不能带来家庭幸福感的提升。

（二）收入效应与风险效应

由上文结论可知，在短期内家庭金融风险投资可以显著提升家庭幸福感，然而不同家庭对金融风险投资与否的选择造成的幸福感差异可能并不完全取决于投资与否，而且家庭幸福感差异受到诸多因素影响，尤其是家庭收入和风险态度。根据CHFS数据显示，进行金融风险投资的家庭收入增长率整体上明显高于没有进行金融风险投资的家庭，不同家庭对待金融投资持有的风险态度也有所不同，因此，本文接下来从收入效应和风险效应两个角度出发，进一步探究金融风险投资对家庭幸福感的影响。

1.收入效应

本文根据家庭总收入增长率不同，将处理组样本分为低增长率家庭和高增加率家庭。由于进行金融风险投资的家庭其收入增长率普遍偏高，若直接对整体样本进行分组，会出现高增长率的一组主要是处理组样本，而低增长率组主要是控制组样本，导致匹配无法进行。因此，根据处理组样本进行分组，既可以解决上述问题，还可以较为全面地考察在不同家庭收入增长率情况下，家庭金融风险投资对家庭幸福感的影响。表3是金融风险投资对不同收入增长率投资者家庭幸福感的影响。

注：分组参考孙文凯和王乙杰^[25]的做法，采用了三种收入划分界限，分别将收入增长率前50%、40%和30%作为分组依据，即第一种将占收入增长率前50%的家庭作为高增长率组，第二种将占收入增长率前40%的家庭作为高增长率组，第三种将占收入增长率前30%的家庭作为高增长率组。

如表3所示，在所有的收入增长率分组中，平均处理结果均为负值，金融风险投资对家庭幸福感起到提升作用，但只有在2011—2013年高增长率（30%）组和2013—2015年高增长率（30%、40%、50%）组中，金融风险投资对家庭幸福感的影响是显著的。这主要是由于家庭收入增长率高的家庭，其幸福感要高于家庭收入增长率低的家庭，这是收入增加带来的幸福效应，也体现在家庭金融风险投资行为上。此外，家庭收入的增加有利于家庭财富的积累，根据本文使用的调查数据发现，参与金融风险投资家庭的总资产要高于未参与金融风险投资家庭，而家庭财富是家庭幸福感的重要影响因素，更多的家庭财富往往会使家庭拥有更多的家庭幸福感。

2.风险效应

根据CFHS数据显示，在2011—2013年中，有10.04%的家庭持有高风险投资态度，在2013—2015年，僅有8.60%的家庭持有高风险投资态度。对于金融风险投资持有不同风险态度的家庭，其投资选择往往有很大差异，进而会对家庭幸福感产生异质性影响。表4是不同金融风险投资态度对家庭幸福感的影响。

如表4所示，不同的风险投资态度会对家庭幸福感产生不同的影响。持有低风险投资态度的家庭，进行金融风险投资可以提高家庭幸福感，这可能是由于低风险投资可以带来相对稳定的经济收益，造成的损失也相对较小，有利于持有低风险投资态度家庭的精神健康，同时对其生活质量造成的波动较小，因此，可以显著提升家庭幸福感。持有高风险投资态度的家庭，进行金融风险投资会降低家庭幸福感，但是其结果并不显著，这可能是由于偏好于高风险金融投资的家庭，他们对于风险拥有更强的接受能力，同时他们的家庭财富也相对较多，对金融知识有一定的了解，他们往往更偏好于高风险但是高回报的投资，其对于金融风险投资可能带来的亏损有较强的接受能力^[26]，因此，尽管高风险金融投资可能会对家庭幸福感产生负向影响，但其对家庭幸福感的影响并不显著。

综合以上收入效应和风险效应，本文认为家庭金融风险投资会提升家庭幸福感。从投资家庭的金融风险投资规模占家庭资产比例来看，在2011—2013年和2013—2015年，金融风险投资规模占家庭资产20%以下的家庭比例分别为89.10%和88.81%，家庭金融风险投资规模较小，对家庭财富和生活质量并不能造成较大的影响。此外，参与金融风险投资的家庭其总收入和总资产高于未参与金融风险投资的家庭，而家庭财富作为家庭幸福感的主要影响因素，家庭财富越多的家庭其幸福感往往越高，对风险承受能力也越高。同时根据CHFS数据发现，进行金融风险投资的家庭，其幸福感程度要高于没有进行金融风险投资的家庭，这意味着风险偏好较高的家庭可以从家庭金融风险投资中获得幸福感。幸福心理学对此作出了很好的解释，生活满意度较高，感到幸福的人们具有一个共同的特征，与悲观者对比，他们在生活中常常比较乐观，对待同一件事情的看法持有更积极的态度，这一特征体现在他们生活的方方面面，家庭金融风险投资自然也包括其中。

（三）差异性分析

1.城乡差异

尽管中国城乡经济差距在整体上逐渐减小，但是长期的经济失衡使得城乡之间存在的金融差距依然是一个不可避免的问题。城乡的收入差距和金融市场完善程度都存在较大差异，因此金融风险投资对不同地区的家庭幸福感具有异质性影响。本文将样本按照居住地区和户籍类型分组，以检验金融风险投资对家庭幸福感的城乡差异。表5是金融风险投资对城乡投资者家庭幸福感的影响。

如表5所示，在2013—2015年，城镇和拥有非农户口的家庭进行金融风险投资可以显著提升家庭幸福感。在2011—2013年和2013—2015年两个时期内，处理组分别有86.92%和92.11%的样本分布在城镇地区，有77.66%和72.43%的样本分布在非农业户口中，且拥有农业户口的家庭主要居住地为农村，拥有非农户口的家庭主要居住地在城镇。城镇经济发达，金融市场活跃，当地居民对于金融知识的了解比较深入，对金融风险投资的参与度更高，即使金融风险投资可能带来亏损或对精神健康造成一定损害。但是城镇居民收入水平高于农村地区居民，同时其享受到的交通设施、医疗保障、教育资源等也远高于农村，这些高水平的物质生活是城镇居民精神健康的主要来源，其对金融风险投资有着较强的心理接受能力和承受能力，因此，城镇居民的金融风险投资对家庭幸福感产生显著正向影响。而农家庭主要处于农村社会网络之中，对金融知识缺乏了解，其资金使用倾向于更具有保障性质的储蓄形式，使得他们家庭金融风险投资的意愿较低，此外，亲戚关系对农村家庭的金融风险投资行为具有规劝作用，其作用在农村尤其明显，会对农村家庭金融风险投资行为产生抑制作用^[27]，因此，金融风险投资对农村和拥有农业户口的家庭并没有产生显著影响。

2.性别差异

对于不同性别的投资者来说，其对金融风险投资选择和家庭幸福感的主观感受有着明显差异，因此，本文对性别进行分组，考察在男性群体和女性群体中，金融风险投资对家庭幸福感的影响。表6是金融风险投资对不同性别投资者家庭幸福感的影响。

如表6所示，不同性别的投资者对金融风险投资所带来的幸福感受不同。2011—2013年，对于女性来说，金融风险投资可以显著提升家庭幸福感。其原因可能是，一方面，主观家庭幸福感程度取决于現实期望的实现程度，男性对金融风险投资有更高的热情，自然就抱有更高的期望，女性在这方面的期望低于男性。此外，就目前中国国情来说，社会很多方面仍然存在较为明显的性别歧视问题，如2011—2013年中，女性户主仅占总样本数的25.08%。相应地，社会对待男性比女性总是更宽容一些，因此，女性常常比男性更容易获得幸福感。另一方面，在女性样本中，未婚比例为24.05%，居住在城镇的比例为73.56%;男性样本中，未婚比例为7.87%，居住在城镇的比例为53.54%。可以看出男性和女性在居住地区和婚姻状态方面存在较大差异，根据本文其他家庭特征异质性结论，金融风险投资对于居住在城镇的家庭和未婚群体的家庭幸福感有显著的正向作用，因此，其他方面的异质性也可能是造成性别影响异质性的原因。

3.婚姻差异

婚姻状态往往存在多种情况，在CHFS问卷中对婚姻状态的分类共包括“未婚”“已婚”“同居”“分居”“离婚”和“丧偶”六类。国内外文献关于婚姻状况对家庭金融风险投资的影响有着较为一致的结论，普遍认为婚姻会促使居民进行金融风险投资，这是由于婚姻被视为一种“安全资产”，背后有家庭收入和财富作为支撑，因此，本文通过对婚姻状态进行分类进一步考察不同婚姻状况下，金融风险投资对家庭幸福感的影响。表7是金融风险投资对不同婚姻状态投资者家庭幸福感的影响。

如表7所示，大部分估计结果并不显著，只有2011—2013年的家庭金融风险投资的估计结果显著，数值为-0.4286，且在5%的水平上显著，即2013年婚姻状态为未婚的居民进行金融风险投资可以显著提升家庭幸福感。究其原因可能是，一方面，虽然处于已婚状态的群体，其财富创造会大于单身群体，最终累积财富同样高于单身群体，使得他们的投资意愿往往要大于单身群体，但是处于已婚状态的家庭幸福感受金融风险投资影响较小，其婚姻质量和整体财富才是影响家庭幸福感的主要原因，因此，拥有婚姻关系的家庭对于金融风险投资所产生的家庭幸福感可能并没有明显的感受。而未婚群体则是恰好相反，虽然其没有家庭财富作为支撑，但是未婚群体进行金融风险投资正说明其对金融风险投资有一定的兴趣和研究，他们不处于婚姻状态意味着这部分对金融风险投资抱有兴趣的人将有更多闲暇时间去收集金融信息、研究金融风险投资。同时，进行金融风险投资的单身群体的个人收入也普遍较高，对高风险有一定的容忍能力。另一方面，对比本文数据发现，在婚姻状态中的女性比例为21.63%，在未婚状态中的女性比例为50.55%，未婚群体中的女性比例要远高于处于婚姻状态中的女性比例，在上文的实证分析中本文已经提到，就金融风险投资而言，女性比男性更能感觉到幸福，因此，这些都可能是未婚群体进行金融风险投资可以显著提升其家庭幸福感的原因。

（四）稳健性检验

本文将happiness2替换为另一种家庭幸福感变化指标happiness1进行稳健性检验，发现其实证结果与表2中结果一致。在替换家庭幸福感变量后，其余协变量匹配质量检验的结果均通过平衡性检验。

四、结论与建议

（一）结  论

本文运用中国家庭金融（CHFS）2011—2015年3年连续追踪调查数据，对金融风险投资与家庭幸福感的关系展开研究。实证结果表明，金融风险投资对家庭幸福感有显著影响，总体看来，在短期内，金融风险投资可以显著提升家庭幸福感，但是从长期来看结果却相反，金融风险投资并不能带来家庭幸福感的提升。

从收入效应来看，按照收入增长率对家庭收入进行分组后，在所有的收入增长率分组中，金融风险投资对家庭幸福感均有提升作用，但是只有收入增长率较高的家庭其影响结果是显著的。从风险效应来看，持有低风险投资态度的家庭，进行金融风险投资可以显著提升家庭幸福感;持有高风险投资态度的家庭，进行金融风险投资会降低家庭幸福感，但是其结果并不显著。

从家庭特征因素来看，家庭金融风险投资对家庭幸福感的影响在城乡、性别和婚姻状态分组中表现出异质性。在城镇地区拥有非农业户口的家庭，其金融风险投资行为对会对家庭幸福感产生显著影响;对于女性户主来说，金融风险投资可以显著提高家庭幸福感;相比较于已婚群体，未婚群体进行金融风险投资可以显著提高其家庭幸福感。此外，研究发现在不同教育水平下，家庭金融风险投资对家庭幸福感没有显著影响。

（二）建  议

增加家庭财产性收入。家庭对积累的财富行使使用权而产生的财产收入越多，家庭对收入分配的决策越自由，家庭幸福感也越高^[28]。但是随着中国经济多年的飞速发展，经济增长带来的家庭幸福感的提升已经比较有限，因而家庭的财产性收入对家庭幸福感的提升具有更重要的意义。自习近平总书记明确提出“中国梦就是要实现国家富强、民族振兴、人民幸福”，人民幸福这一发展目标已经上升至国家战略层面，而增加家庭财富性收入是实现这一目标的重要途径之一。

提高家庭投资决策者的金融知识水平。政府在保障基本的金融市场环境安全下，还应加强对金融知识的宣传和普及，针对具有不同家庭特征的投资者开设必要的金融学课程，提高投资者的自身素质，积极引导家庭合理分配家庭资产，帮助投资者在一定程度上避免金融风险投资带来的风险，更加合理客观地看待金融投资的收益与损失。此外，拓宽家庭投资渠道，鼓励多元化投资，积极发挥金融风险投资对提升家庭幸福感的作用。

量身定制金融风险投资产品，解决差异性问题。家庭财富和家庭特征的差异会导致家庭投资选择产生明显差异。一方面，金融机构可以根据家庭具体情况为其量身定制收益客观、风险较低的金融风险投资产品，引导居民家庭合理参与金融风险投资。另一方面，政府需要解决城乡差异、性别差异、婚姻状况差异等产生的一系列不平等问题，促使更多家庭参与金融投资，进行金融消费，这对中国金融市场的健康长远发展具有重大现实意义。

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（责任编辑：李明齐）