风险资产投资的童年诱因

蔡宏波 韩金镕 宋佳倩

［摘 要］ 从童年健康的视角考察个体投资偏好和风险资产配置行为，将健康风险纳入资产选择模型，发现童年健康不佳的个体在金融投资决策和资产配置中往往会更加保守。采用2018年中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据的实证研究发现：童年时期健康状况较差的个体，其成年后持有风险性金融资产的概率和比例均显著降低。采用工具变量法解决内生性问题，并通过控制个体特征以及童年时期的负向健康冲击后上述结论依然成立。机制分析表明，童年健康通过两种途径影响风险资产投资：一是人力资本和财富的积累，二是情绪和性格的塑造。进一步讨论发现童年健康对风险资产投资的影响在不同年龄和教育程度的群体间表现出较强的异质性。

［关键词］ 童年健康；风险资产；人力资本；资产配置

［中图分类号］ F832 ［文献标识码］ Ａ ［文章编号］ 1008—1763（2023）01—0040—10

Childhood Influences of Risk Asset Investment

——An Empirical Analysis Based on CHARLS Database

CAI Hong-bo¹， HAN Jin-rong¹， SONG Jia-qian²

（1. Business School， Beijing Normal University， Beijing 100875， China;

2. HSBC Business School， Peking University， Shenzhen 518055， China）

Abstract：This paper examines individual investment preferences and risk asset allocation behavior from the perspective of childhood health. Incorporating health risks into the asset selection model， we find that individuals with poor childhood health tend to be more conservative in financial investment decisions and asset allocation. Our empirical research using China Health and Retirement Longitudinal Study data （CHARLS） in 2018 shows that， individuals with poor health in childhood have a significantly lower probability and proportion of holding risk assets as adults. This conclusion is still valid after using the instrumental variable method to solve the endogenous problem， and by controlling the individual characteristics and the negative health shock in childhood. Childhood health can affect risk asset investment in two ways： one is the accumulation of human capital and wealth， and the other is the shaping of emotions and character. Further discussion reveals the influence of childhood health on risk asset investment shows strong heterogeneity among groups of different ages and education levels.

Key words： childhood health; risk asset; human capital; asset allocation

一 引 言

风险好恶是经济学家解释个体行为差异最常考虑的因素之一，但学者们对其形成和变化规律所知甚少^[1]。个体进行投资决策时，有许多与风险密切相关的因素无法在金融市场上通过资产组合的方式被分散掉，比如年龄、性别、受教育程度、劳动收入、健康状况等个人特征，这些因素往往被称为背景风险。正是由于存在这些难以避免和分散的背景风险，个体在金融投资决策和资产配置中往往会更加保守和审慎。童年经历就是背景风险中的一个重要方面。童年是个体成长发育的关键时期，也是思维方式和价值观形成的重要阶段，中国民间就有“三岁看大，七岁看老”的俗语。童年经历不仅作用于个体性格的塑造，健康、教育等人力资本的积累也直接影响着成年个体的行为模式和认知偏好。所以，个体所表现出的各种行为，常常可以追根溯源从童年经历中找到答案。大量研究表明，童年的不良记忆或创伤经历会对个体的预期及风险偏好产生影响。一方面，童年经历过创伤的人，容易产生悲观情绪，面对同样的投资，经历过创伤的人更可能低估其收益、高估其风险；另一方面，童年经历过创伤的人，更加厌恶风险。Malmendier和Nagel即发现，经历过“大萧条”的人往往会在其后的金融行为中体现出更强的风险规避倾向^[2]。国内一些研究也发现，童年具有饑饿经历的人，成年后更倾向于增加储蓄，并相应减少风险资产投资^[3]。

童年时期健康状况不佳或就医条件匮乏也是一种创伤经历，童年健康对个体身体发育、受教育程度、社会地位、经济收入以及风险资产配置均有十分重要的长期影响。英国CLS研究中心（Center for Longitudinal Studies）的一项国家儿童发展调查详细追踪了某一出生队列样本从童年到成年的各项信息，发现那些在童年时期有过不健康经历的个体，其成年后的健康状况、受教育程度和社会地位都显著更低。另有多项医学和心理学研究表明，患病儿童由于饱受病痛折磨，不仅身体水平下降，而且其心理和人际交往都会受到极大影响，往往表现得更为敏感和缺乏安全感，也更易出现一些情绪异常和心境障碍的问题^[4-5]。而童年健康状况更好的个体，成年后更易承担金融风险^[6-7]。基于以上分析，本文认为童年健康可能会通过两种途径影响个体的风险偏好和风险资产配置行为：一方面，由于风险资产投资往往需要个人具备更强的风险承担意愿和能力，童年的健康经历会通过转变个体的性格、情绪影响其对待风险的态度和偏好，进而改变其持有风险资产的意愿和比重。另一方面，风险资产投资需要一定的健康水平、知识技能和财富基础，童年的健康经历恰好改变了个体在这方面的人力和物力的资本积累，持有风险资产的意愿和比重进而发生变化。基于此，本文基于中国健康与养老追踪调查（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS）数据，尝试从童年健康的角度探讨风险资产投资的诱因，在求证童年健康与风险资产配置行为之间关系的同时，力图明晰其中的影响机制。

本文的边际贡献在于：第一，丰富了国内关于资产组合影响因素的实证研究，现有文献较多侧重考察成年因素与资产选择问题，而本文以童年经历拓展家庭及个人资产选择的影响因素，分析个体童年健康如何影响其成年后的风险资产投资。第二，本文发展了对于个体早期经历长期影响的相关研究，以往国内学者较多关注个体童年经历对个体发育、成年后劳动参与等的作用，本文则从童年健康视角来理解个体早期经历对资产投资的影响。第三，随着我国逐渐步入老龄化社会，研究健康对居民投资决策的影响对于我国人力资源和社会保障制度的完善以及金融市场的发展具有重要的理论和现实意义。

二 文献综述

（一）健康状况与投资决策

健康状况是影响居民投资决策的一个重要因素，国外在相关领域的研究已较为成熟，并普遍发现健康状况较差的个体在投资决策上更加保守。Guiso等发现，健康突然恶化的个体往往倾向于减少对风险资产的投资，并转向更安全的金融资产^[8]。Rosen和Wu使用美国健康与退休调查（Health and Retirement Study，HRS）数据分析发现，健康状况差的居民对风险性金融资产的投资意愿及持有比重都相对更低，这一结论无论对于使用主观健康指标还是客观健康指标来说都成立^[9]。Edwards则将健康风险引入多期资产选择模型，将被调查者认为“医疗支出在未来五年可能花光自己所有积蓄”这一事件的可能性作为主观指标来衡量健康风险，发现那些认为自己健康风险大的个体倾向于持有更安全的金融资产^[10]。但也有部分研究表明健康并不是影响居民投资行为的重要因素，例如Fan和Zhao认为健康状况是否会影响家庭的资产组合取决于模型设定^[11]。Cardak和Wilkins提出健康对家庭持有风险资产的行为并不存在显著的影响^[12]。

国内学者也大多支持健康状况会影响个体和家庭投资决策。雷晓燕和周月刚使用自己或配偶的自评健康状况作为健康变量，认为较差的健康状况对家庭风险资产投资具有显著负向影响^[13]。吴卫星等研究表明投资者的健康状况对股票或风险资产投资比例的影响显著，并进一步从投资者的风险态度和遗赠动机角度解释了这种影响^[14]。刘潇等也证实了健康状况好的个体更倾向于选择风险性金融资产，且客观健康指标相较主观指标更为显著^[1]。周慧珺等聚焦于中老年人样本，发现非流动性资产受到中老年人健康状况的影响更大^[15]。沈悦和余若涵的研究发现，当健康状况恶化时，家庭持有风险性金融资产的概率显著降低^[16]。

在健康的影响机制方面，学者们从不同的角度提出了不同的观点。一些学者认为，健康状况恶化增加了人们的预防性储蓄要求，从而将风险性金融资产转变为更为安全的投资^[17]。有些学者则考虑了健康和其他影响居民决策的因素之间的相互作用，比如老龄化^[18]和消费的边际效用^[9-10]，進而考察健康影响居民投资行为的传导机制。也有学者从医疗负担的角度探讨健康状况影响投资决策的渠道^[16]。

（二）童年经历与投资决策

近年来，投资者的童年经历也逐渐纳入了研究视野，童年经历的一些负面事件会对个人或家庭的投资决策产生显著影响。例如，经历过“大萧条”的人会在其后的金融行为中表现出更强的风险规避倾向^[2]，早年经历过自然灾害的人会更加厌恶风险，更少地持有风险资产^[19]。对于童年健康与成年后资产选择的关系，国外的相关研究较为丰富，并验证了童年健康与风险资产持有水平的正相关性。Christelis等选取童年健康状况自评和童年就医条件两项指标衡量童年健康水平，发现童年健康较差的个体更不愿持有风险性金融资产^[20]。此后， Cronqvist等利用瑞典的双胞胎数据来控制个体的产前条件，发现双胞胎中出生时体重更重的个体更倾向于持有风险资产^[7]。Addoum等利用欧洲和美国的调查数据，研究发现反映童年健康状况的某些身体属性，如身高、体重等与个体成年后的股权持有密切相关^[6]。另有相关文献将童年健康对成年风险资产的选择置于特定的外生冲击背景下，如金融危机^[2]，这些外生冲击对风险资产的影响在一定程度上能反映童年健康状况的作用，但不能将二者等同。

综合来看，以往学者或研究成年的健康水平对投资决策的影响，或从童年经历的角度研究童年时期的创伤经历对成年后个体投资的影响。另有少数国外学者检验了童年健康对成年后投资决策的直接影响，但都尚未达成一致认识，且没有明确提出相对可靠的影响机制，研究结论不能直接套用中国情形。在此基础上，本文试图采用2018年中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据，分析童年健康对风险资产投资的影响，并尝试从不同角度深入挖掘其影响机制，为国内在该领域的研究作出边际贡献。同时，本文的研究也有助于更全面地了解我国居民投资行为的特征和影响因素，分析童年健康状况的潜在长期影响。

三 理论分析与研究假说

本文借鉴Edwards构建包含健康因素的多期资产选择模型^[10]，刻画健康对风险资产投资的影响，并据此提出研究假说。与Edwards模型不同的是，本文重点关注童年健康因素对个体成年后投资决策的影响，为此我们构建了健康风险变量来建立投资者的童年状况与其成年后健康之间的关系。以往研究显示，童年的健康状况会对个体成年后面临的健康风险产生显著影响。童年极少患重病或者患病后接受了良好医疗服务的人，其高龄阶段丧失自理能力、出现认知障碍或具有较差健康状况的风险均会有显著降低，这些风险的下降可以达到大约20%^[21]。国外的相关研究也得到了相似的结论，即认为童年健康状况会显著影响成年后的健康水平^[22-23]。因此，我们认为童年健康状况较差的个体成年后的健康状况往往也更差。

据此，我们可将童年健康状况与成年后的健康状况建立联系。假设个体童年的健康风险为πy（0<πy<1），成年后面临的健康风险为πa（0<πa<1），两者的函数关系满足πa=f（πy），则πa/πy>0代表个体的童年健康与成年健康之间具有正相关性。

本文首先建立一个基于健康与消费的标准效用函数，如式（1）所示，投资者对于健康H和消费C具有无差别的偏好，且满足柯布-道格拉斯效用函数形式，式（2）为具体的函数表达形式：

假设不存在个人劳动收入，所有的收入都来自金融资产收益Rp，t+1，Rp，t+1>0。个體可以将自己的财富分配在两类金融资产上，一类是无风险资产，提供固定收益Rf=e^rf；另一类是风险资产，定期提供一定收益R1，t+1=e^r1，t+1。如果以αt表示投资于风险资产的比重，1－αt表示投资于无风险资产的比重，那么金融资产的总回报Rp，t+1如式（3）所示：

式（6）的结果取决于γ的取值，大量研究表明，个人风险厌恶系数γ通常都大于1^[25-26]（

Edwards（2008）利用实际数据校准后发现γ取值都大于5。）。因而，我们有aa/πy>0，即对于投资者来说，健康风险πy越大，投资者风险厌恶程度越强，对风险资产的投资意愿和可能性也会相应降低。因此，那些面临更大健康风险的童年不健康个体，往往可能在金融投资过程中表现出更强的风险规避倾向。基于以上分析，本文提出：

假说1：童年健康较差的个体，其成年后对风险性金融资产的持有意愿和持有比重都相对更低。

结合上述分析和现有文献，本文认为童年健康可能通过两种途径影响风险资产偏好和资产配置行为。一方面，童年健康较差的个体，其身体发育、受教育程度、知识技能等人力资本积累及社会地位、经济收入、财富水平都会相应受限^[22]，不具备风险资产投资所需要的条件，从而在金融决策时，更不可能进行风险类资产的投资。另一方面，童年时期经常患病或不能及时就医的不良经历可能会给个体留下心理阴影，对其情绪和性格造成影响^[4]，使其缺乏安全感进而变得更加敏感和小心谨慎，导致他们成年后比较容易产生悲观情绪并更加倾向于风险厌恶，故而在资产选择时表现出更强的风险规避。基于以上分析，本文进一步提出如下假说：

假说2：童年健康将通过影响个体的健康、教育、资产等人力资本积累和财富积累，对其日后的风险资产投资行为产生影响。

假说3：童年健康将通过影响个体的情绪和性格，对其日后的风险资产投资行为产生影响。

四 研究设计

（一）计量模型

本文首先考察受访者的童年健康状况是否会对个体成年后的风险资产投资产生影响。被解释变量代表是否持有风险性金融资产，为虚拟变量，因此采用如下Logit模型进行回归分析：

Yi=β0+β1Hi+γXi+εi （7）

其中，Yi=1表示受访者i持有风险性金融资产，Yi=0表示不持有。Hi指受访者童年时期的健康状况，由受访者对其童年健康状况的自我评价childhealth来度量。Xi为一组控制变量，主要包括受访者的个体背景特征，如年龄、性别、户口和婚姻状况等，后文的稳健性检验中进一步控制了工作特征以及一系列童年因素。εi为误差项，包含其他不可观测因素。在本模型中，εi服从Logistic分布。如果前述假说1成立，则β1应显著为负。虽然本文尽可能控制了影响个体风险资产投资的因素，但仍不可避免地在一定程度上存在由于遗漏变量或样本选择偏误导致的内生性问题，后文中尝试使用工具变量法解决这一问题。

在此基础上，进一步考察童年健康对风险资产持有比例的影响。这里，我们考虑风险资产持有的相对数值，即风险性金融资产在其总金融资产中的占比。理论上，该比例为0到1之间的连续值，故而本文在基准回归中使用OLS模型。同时，进一步考虑到数据中存在相当比例的个体未持有风险性金融资产，即该部分样本的风险资产持有比例均为0，被解释变量是连续且受限的变量，因此我们使用Tobit模型进行稳健性检验作为基准回归的有效补充。这里，计量模型与式（7）相同，各个解释变量的含义也相同，被解释变量Yi∈［0，1］为受访者i对风险性金融资产的持有比例。在Tobit模型中，误差项εi服从正态分布。

（二）数据来源

本文使用的数据来自中国健康与养老追踪调查，CHARLS以45岁及以上中老年人家庭和个人为对象，采用抽样方法每两年追踪一次。本文主要采用了最新的2018年CHARLS数据，它为我们提供了丰富的家庭和个人信息，据此可以计算出本文所需的风险性金融资产持有情况以及一系列控制变量，但该数据集未包含个体健康历史。为此，本文在CHARLS2018数据集的基础上进一步匹配了2014年生命历程数据，并从中获取个体的童年健康信息。由于CHARLS根据信息种类又可分为不同的子数据库，因此需要根据个体代码进行子数据库的匹配，进而筛选出能够支持本文研究设计的样本。在剔除关键变量缺失的样本和异常值后，共保留样本14019个，作为本文的研究对象。

（三）变量说明

1. 被解释变量

本文主要使用的被解释变量有两个，分别为是否持有风险性金融资产（Risk_Dummy）和风险性金融资产持有比例（Risk_Ratio）。其中，是否持有风险性金融资产为虚拟变量，持有则取值为1，反之为0；风险性金融资产持有比例通过风险性金融资产在全部个人金融资产中的占比衡量。对于风险性金融资产的识别，国外学者多指股票和基金^[9]，而国内学者结合中国实际将借出款纳入风险资产的范畴^[13]。以下主要采用包括借出款在内的风险性金融资产构建被解释变量。一方面是因为结合中国的实际情况，个人之间借出款一般风险较高，因此将借出款纳入风险资产具有一定的合理性；另一方面是因为本文使用数据的调查对象为45岁及以上中老年群体，投资股票和基金的个体仅占总样本的不足1%，样本量过小，而拥有广义上的风险性金融资产（即包含借出款）的个体约占总样本的9.65%，使用广义的定义方式可以避免回归结果产生较大误差。

2. 主要解释变量

本文的主要解释变量为童年健康状况自评（childhealth）。CHARLS对受访者的健康状况有着非常丰富的记录，包括自评健康状况和一系列的客观指标。借鉴以往研究^[20]，本文采用受访者对其童年健康状况的自我评价作为主要解释变量。童年健康状况自评虽然具有一定的主观性，但却可以反映受访者对其童年成长过程的真实评价，而个体成年后的资产选择和投资决策，也更可能取决于这种主观判断和一直以来的“心理暗示”。具体来看，受访者被要求对自己15岁以前的健康状况打分，可以选择“很好”“好”“一般”“差”“很差”五个等级。我们定义了“童年健康状况自评”变量，按照受访者的自评结果，划分为“1”“2”“3”“4”“5”五个等级，评分越高代表童年健康状况越差。

3. 其他控制变量

为了控制其他因素，比如个人的背景特征等对资产组合的影响，本文在模型中加入了一系列人口统计学方面的控制变量，包括年龄、性别、户口和婚姻状况等。此外，本文在稳健性检验部分进一步控制了个体的工作特征以及一系列童年因素，这些数据同样可以在CHARLS数据库中获得。表1对本文主要变量的定义和度量方式进行了详细说明限于篇幅，此处未展示主要变量的描述统计结果，备索。。

五 实证结果与分析

（一）基准回归结果

表2列示了受访者的风险资产投资受各个因素影响的回归结果，根据前文所述，将风险资产投资分为“是否持有风险性金融资产（Risk_Dummy）”“风险性金融资产持有比例（Risk_Ratio）”两个指标，并逐一进行回归分析。表中第（1）列仅加入童年健康状况作为主要解释变量进行Logit回归，系数为负，即童年健康状况越差的个体，其成年后越不易持有风险性金融资产，但这一结果在统计上不显著。 第（2）列在此基础上加入了个体层面的控制变量，童年健康状况的系数依然为负。各个控制变量的回归系数也与我们的常规认知基本保持一致。一般而言，年龄越高的个体越倾向于规避风险，从而降低风险性金融资产的持有意愿；同理，男性相较于女性、城镇相较于农村个体，其风险性金融资产的持有意愿相对更高。婚姻状况对风险性金融资产的持有意愿和比例未产生显著影响。需特别说明的是，目前表2第（1）至（2）列主要解释变量的回归系数虽然为负，但在統计意义上不够显著，可能的原因是：首先，第（1）列回归结果中尚未加入任何控制变量，不能有效控制年龄、性别等其他因素对回归结果的干扰，而显然这些控制变量均会对风险资产投资决策产生重要影响；其次，虽然第（2）列将相关控制变量也加入到了回归模型中，但此处依然存在内生性问题，这也是导致回归结果不准确的最关键原因。后文中详细介绍了使用工具变量法解决内生性问题后，童年健康状况的系数显著性有明显提升，最终的研究结论也应以解决内生性问题后的回归结果为准。表2第（3）至（4）列进一步以风险性金融资产的持有比例作为被解释变量进行OLS回归，结果显示，童年时期的健康程度能够显著影响成年后的风险资产投资。童年健康程度越低的个体，其成年后持有风险性金融资产的比例也随之降低。其他控制变量的符号和显著性也与第（2）列保持一致。因此，本文的基准回归结果基本验证了假说1。

（二）内生性问题

一般来说童年经历是否真的影响了个体对风险资产的投资在实证分析上存在较大困难，因为个体童年经历是内生的，与其所在家庭、经济环境都有很大关联，而这些家庭、经济环境可能直接决定其未来的选择，所以简单地估计童年健康对其成年后风险资产投资产生的影响存在较大偏误。比如，童年健康状况较差的个体可能家庭条件也较差，那么其成年后进行风险资产投资也相对更难，如果在农村出生，童年健康较差的个体成年后依然在农村生活，那么其投资选择也会十分有限，甚至不会接触股票、基金等风险性金融资产。虽然本文的实证工作已经尽可能多地控制了与个体原生环境相关的变量，但仍不可避免地在一定程度上存在由于遗漏变量或样本选择偏误导致的内生性问题。本文尝试使用工具变量法解决这一问题。

如何找到一个巧妙的工具变量至关重要，该工具变量需在特定的分析层面上具有随机独立性，不会直接影响被解释变量，但同时又与内生解释变量具有相关性。地理空间因素即满足上述条件。不少经典文献将地理距离作为有效的工具变量，本文借鉴这一做法，并结合CHARLS数据库中所能获取到的变量信息，最终选取“童年就医条件（hospital）”，即受访者在童年时期是否一直有一个方便看病（具体是指两个小时之内能够到达）的地方，以便提供治疗和保健咨询等方面的服务，作为童年健康状况的工具变量。这一变量所包含的信息本质上反映了受访者童年时期家到医院的距离，如果说童年健康状况自评具有一定的主观性，那么这一变量可以相对客观地反映受访者童年所处的医疗保健环境。直觉上，若受访者童年时期具有一个两小时内能到达的看病地点，那么其童年的健康状况相对更好，但童年时期家附近是否有看病地点与成年后的风险资产投资不会产生直接关联，因此这是一个相对合理的工具变量。具体的，本文定义“童年就医条件（hospital）”这一虚拟变量，当受访者回答为具有一个方便看病的地方时，取值为1，反之为0。

表3报告了以“童年就医条件（hospital）”为工具变量的2SLS回归结果。第一阶段的结果显示童年就医条件的确与童年健康状况密切相关，且童年具有一个方便看病地点的个体，其童年健康状况相对更好。此外，第一阶段的F值为31.66，不存在弱工具变量问题。表中仅列示了第二阶段的结果，发现无论以是否持有风险资产还是风险资产持有比例为被解释变量，童年健康状况的系数依然为负，且显著性相较于表2均有所提高，进一步验证了本文提出的假说1的可靠性，即童年健康较差的个体，其成年后对风险性金融资产的持有意愿和持有比例都相对更低。

（三）稳健性检验

为了进一步保证回归结果的稳健性，本文还进行了如下检验：（1）工作情况是影响个体风险资产投资的重要因素之一，本文将工作状态（work）纳入回归模型中进行验证。（2）童年的饥饿经历可以在一定程度上影响个体的童年健康状况，且童年的饥饿经历可能会对个体的性格塑造以及人力资本积累产生负面冲击，进而影响成年以后的风险资产投资，据此本文构建反映童年饥饿经历的变量familystarved引入基準回归模型中。（3）除个体特征外，家庭因素也是影响个体行为的重要原因之一，尤其童年时期的家庭经济状况可能对个体成年后的风险资产投资产生影响，因此本文尝试对这一因素（nofood）加以控制。（4）由于风险资产持有比例这一被解释变量为0到1之间的连续值，且样本中存在相当比例的个体未持有风险性金融资产，被解释变量是连续且受限的变量，因此使用Tobit模型进行稳健性检验作为基准回归的有效补充。考虑上述因素后，本文的研究结论保持稳健

限于篇幅，正文未报告具体结果，备索。。

六 影响机制与异质性分析

（一）影响机制分析

前文的实证结果表明童年健康状况较差的个体成年后的风险资产持有意愿和比例也显著降低，且通过一系列稳健性检验和工具变量检验后结果依然稳健。那么，童年健康影响成年后的风险资产投资的机制是什么？根据以往文献，一方面，童年健康可能会通过影响个体的人力资本积累和财富积累，进而影响成年后的风险资产投资；另一方面，童年健康与否也会对个体情绪和性格的塑造产生差异化作用，最终导致风险资产决策的不同。本部分将对以上两种假说分别进行检验。

1. 人力资本积累与财富积累

首先验证假说2，即童年健康状况会对成年后的人力资本积累与财富积累产生影响。本文分别选取了受访者的受教育程度（education）和成年健康状况（health）作为人力资本积累的代理变量，选取个人总资产（lntotalasset）取对数后作为财富积累的代理变量。若假说2成立，则以上述三个代理变量为被解释变量进行回归分析时，童年健康状况的系数应在统计意义上显著。三个代理变量的具体构建方式为：（1）受教育程度（education）可在CHARLS2018数据库中直接获取，问卷中将受教育程度按照从低到高划分为10个等级（从文盲到研究生），依次赋予数值1到10，因此数值越大代表受教育程度越高；（2）成年健康状况（health）也可在CHARLS2018数据库中直接获取，与童年健康状况类似，受访者被要求对自己当前的健康状况打分，可以选择“很好”“好”“一般”“差”“很差”五个等级，赋予数值1到5，因此数值越大代表成年健康状况越差。（3）个人总资产（lntotalasset）包括全部风险资产和非风险资产的总和，代表个体的总财富水平，通过将问卷中各类资产的数额加总后取对数可得。

表4报告了以上述三个指标为被解释变量的回归结果。首先，第（1）列童年健康状况的系数为-0.095，且达到1%的显著性水平，说明童年健康较差的个体成年后的受教育程度也相对更低。其次，第（2）列童年健康状况的系数显著为正，由于随着数值的增大代表个体越不健康，因此结果表明童年健康较差的个体成年后的健康情况也相对更差。综合来看，第（1）至（2）列的结果显示童年健康与成年后的人力资本积累有显著的正相关性，而童年不健康的个体，成年后的人力资本积累也随之较低，进而更加倾向于规避风险，减少或不进行风险性投资活动。最后，第（3）列以个人总资产为被解释变量，童年健康状况的系数为-0.084，同样在1%的水平上显著。说明个体对童年健康的评价每降低一级，其成年后的个人总资产平均下降8.4%，即童年健康较差不利于财富积累。财富积累是进行风险资产投资的基础，财富积累较低的个体会更加保守谨慎，风险资产的持有比例自然更低。

2. 情绪和性格的塑造

除了人力资本和财富积累外，本文进一步考察童年健康是否通过影响个体情绪和性格的塑造，对其日后的风险资产投资行为产生影响，即检验假说3是否成立。投资决策归根到底是人的行为，受到人的心理状况的影响。经典资产组合理论表明，家庭或个人究竟持有多大比例的风险资产，取决于其对投资收益和风险的判断以及对待风险的态度。一般而言，乐观的人往往更倾向于高估风险资产带来的收益而低估持有风险资产带来的损失，从而比悲观的人持有更高比重的风险资产。然而，个体情绪与性格很难在实证中得到直接衡量，只能从侧面给出一些证据。CHARLS2018的问卷中有一个专门板块对受访者的认知和抑郁等精神状况进行了调查，为本文验证情绪和性格机制提供了良好的数据基础。具体的，本文在该调查板块中选取了比较有代表性的三个问题“我感到情绪低落（depressed）”“我对未来充满希望（hopeful）”及“我感到害怕（fear）”分别作为衡量受访者悲观情绪、乐观情绪以及风险偏好的代理变量。受访者按照每周出现上述情绪的天数回答问题，可分为4个等级，从低到高分别为“很少或者根本没有（<1天）”“不太多（1～2天）”“有时或者说有一半的时间（3～4天）”“大多数的时间（5～7天）”，赋予数值1到4，因此数值越大代表相应的情绪越强烈。

以上述三种情绪和性格特征作为被解释变量的回归结果见表5。第（1）列的结果显示，童年健康状况的系数显著为正，即童年健康状况较差与成年后的悲观情绪具有显著的正相关性。第（2）列以充满希望为被解释变量的回归系数显著为负，说明童年健康状况越好的个体越能感受到生活充满希望，而童年健康状况越差的个体越不易产生乐观情绪。第（3）列的回归结果与第（1）列相似，即童年健康状况越差的个体越易产生害怕的情绪。经常感受到悲观或害怕情绪的个体，在进行投资决策时因缺乏安全感而更加小心谨慎，易表现出更强烈的风险规避特征。同理，越难感受到未来充满希望的个体，也会更加保守审慎，对风险资产的持有意愿和持有比例相对更低，因此假说3得以验证。

（二）异质性分析

1. 基于年龄的异质性分析

本文实证检验了童年健康状况对成年后的风险资产投资的影响，并分别从人力资本积累、财富积累、情绪和性格塑造等角度对机制进行了探讨。但考虑到本文使用的样本来自中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据，受访者为中老年群体，平均年龄在64岁以上。一方面，人们达到退休年纪后的资产配置行为可能会更多地受子女的需求或自身的养老需求影响，而童年时期的健康状况产生的影响逐渐弱化。比如当自身养老需求增加时，会倾向于减少风险资产持有比例。但另一方面，随着年龄的增长个体表现出更强烈的风险规避特征，童年健康对风险资产投资的负向影响也可能会变得更为明显。

为检验年龄在上述关系中究竟起到怎样的异质性作用，本文参照中国的法定退休年龄，设定虚拟变量under60，若受访者的年龄小于或等于60岁，则该变量取值为1，反之为0。将这一年龄虚拟变量与主要解释变量构成交互项childhealth×under60引入基准回归模型中，结果如表6所示。其中，前两列以是否持有风险资产为被解释变量，后两列以风险资产持有比例为被解释变量，且第（2）和第（4）列使用上文的工具变量进行了2SLS回归以排除内生性问题的干扰。结果显示，2SLS回归中交互项的系数显著为正，说明与60岁以上的老年群体相比，60岁以下群体中童年健康对风险资产投资的影响效应相对更小，可能的解释是60岁以下群体的身体素质及工作收入等情况均明显优于60岁以上群体，因此在进行风险资产投资行为时会较少受到童年健康因素的干扰，而随着年龄的增长，个体退休后会在个人资产上表现得更为保守谨慎，且产生更多的顾虑，因此童年健康因素的影响逐渐凸显。

随着中国人口老龄化的不断加深以及延迟法定退休年龄政策的逐步实施，60至65岁群体被认为是依然具有工作能力，且可能再次加入劳动力市场的群体。因此本文进一步以65岁为分界线划分年龄，设置虚拟变量under65，若受访者年龄小于或等于65岁则该变量取值为1，大于65岁取值为0，使用与上文同样的方式构建交互项childhealth×under65以进一步探讨年龄的调节作用。童年健康状况的系数依然为正，但在统计上不再显著限于篇幅，正文未报告具体结果，备索。。因此，童年健康状况对成年后风险资产投资的差异化影响主要体现在60岁以下年龄段。

2. 基于教育程度的异质性分析

受教育程度的不同也会对个体的投资行为产生影响。一般而言，受教育程度越高的个体在投资过程中会表现得更加理性，从而实现资产的合理配置。因此，本部分尝试探讨教育在童年健康与风险资产投资之间起到的异质性作用。具体的，构建虚拟变量edu，当受访者为高中及以上学历时该变量取值为1，初中及以下学历取值为0。将此虚拟变量与童年健康状况的交互项childhealth×edu引入基准模型中，得到表7的回归结果。无论是否使用工具变量，交互项的系数均显著为正，童年健康状况对成年后风险资产投资的影响在教育层面具有显著的异质性。相对于高学历的群体而言，初中及以下学历群体风险资产投资行为受到其童年健康因素的影响更大，换言之，童年健康狀况较差的低学历群体，其成年后的风险资产持有意愿和比例更低。童年健康状况对弱势群体的影响更大。

七 结论与启示

个体的童年经历往往会对其成年后的行为产生一定的影响。本文从童年健康的视角出发，探究个体风险资产投资行为的童年诱因。具体而言，本文使用2018年的中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据，并结合2014年的生命历程数据，通过实证研究发现童年健康对个体的风险偏好和风险资产配置行为有显著影响。童年时期健康状况较差的个体，在金融资产配置中往往表现出更强的风险规避倾向，其对风险资产的投资意愿和比例都相对更低。在使用童年时期的就医条件作为工具变量解决内生性问题，并通过进一步控制工作、童年经历等因素、更换回归模型等方式进行稳健性检验后上述结论依然成立。本文认为童年健康对于个体投资风险偏好的影响主要通过两条途径发挥作用：一方面，童年健康可通过影响个体的人力资本积累和财富积累对风险资产的配置产生影响，童年健康状况较差的个体，其成年后往往面临更低水平的人力资本与财富积累，为减少未来的不确定性，投资者会避免或减少对风险性金融资产的投资。另一方面，童年健康可通过转变个体的情绪和性格来影响其持有风险资产的意愿和比例，童年健康较差的个体易形成敏感谨慎的性格、产生悲观情绪并更加倾向于风险厌恶，故而在资产配置时表现出更强的风险规避倾向。本文进一步讨论了年龄和教育程度在上述关系中所起到的异质性作用，发现童年健康对成年后风险资产投资的作用尤其在60岁以上群体、低学历群体等弱势群体中更加明显。

本文结论揭示了童年健康作为个体童年经历的一大维度对于个体投资风险偏好和资产配置行为的重要影响。基于上述研究结论，本文提出如下政策建议：第一，完善社会保障制度，提高医疗服务水平。本文的研究结论显示，童年健康因素会对个体投资决策产生显著影响。事实上，健康因素会影响经济生活的方方面面，通过提高本地医疗服务水平、提升医疗保险跨区结算便利性等途径有利于减少民众的健康风险感受，这对提高居民的股票市场参与和鼓励大众创业是十分重要且必要的。第二，加强教育基础设施建设，促进人力资本积累。受教育程度对于投资行为具有重要作用，研究表明，低学历群体在投资过程中常处于弱势地位。因此，政府应该进一步加强教育基础设施建设，尤其注重西部欠发达地区的教育投入，在全国范围内合理配置教育资源，促进人力资本的长期积累。另外，也应抓住当前数字化转型的契机，推动“互联网+教育”平台多元化发展和引导发挥日益重要的作用，借助信息网络新型基础设施为我国的教育发展助力。第三，对金融服务人员加强培训，合理引导个体的投资行为。个体之间由于年龄、性别、家庭条件、健康状况等因素的不同，在投资决策中也具有差异化表现。因此，金融从业者在提供金融产品和服务时，也应充分考虑投资者的身体状况和心理状态，积极引导其进行合理的投资行为，提供符合投资者需求的产品和服务。

［参 考 文 献］

［1］ 刘潇，程志强，张琼.居民健康与金融投资偏好[J].经济研究，2014 （S1）：77-88.

［2］ Malmendier U， Nagel S. Depression babies： Do macroeconomic experiences affect risk taking？[J]. Quarterly Journal of Economics， 2011 （1）：373-416.

［3］ 程令国，张晔.早年的饥荒经历影响了人们的储蓄行为吗？——对我国居民高储蓄率的一个新解释[J].经济研究，2011 （8）：119-132.

［4］ Hoek H W， Susser E， Buck K A，et al. Schizoid personality disorder after prenatal exposure to famine[J]. American Journal of Psychiatry， 1996 （12）：1637-1639.

［5］ Pyhala R， Lahti J， Heinonen K，et al. Neurocognitive abilities in young adults with very low birth weight[J]. Neurology，2011 （23）：2052-2060.

［6］ Addoum J M， Korniotis G， Kumar A. Stature， obesity， and portfolio choice[J]. Management Science， 2017（10）：3393-3413.

［7］ Cronqvist H， Previtero A， Siegel S， et al. The fetal origins hypothesis in finance：Prenatal environment， the gender gap， and investor behavior[J]. Review of Financial Studies， 2016 （3）：739-786.

［8］ Guiso L， Haliassos M， Jappelli T. Household portfolios[M].Cambridge MA： MIT Press， 2002.

［9］ Rosen H S， Wu S. Portfolio choice and health status[J]. Journal of Financial Economics， 2004 （3）： 457-484.

［10］Edwards R D. Health risk and portfolio choice[J]. Journal of Business and Economic Statistics， 2008（4）：472-485.

［11］Fan E， Zhao R Y. Health status and portfolio choice： Causality or heterogeneity？[J]. Journal of Banking and Finance， 2009 （6）： 1079-1088.

［12］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 （5）：850-860.

［13］雷晓燕，周月刚.中国家庭的资产组合选择：健康状况与风险偏好[J].金融研究，2010（1）：31-45.

［14］吴卫星，荣苹果，徐芊.健康与家庭资产选择[J].经济研究，2011 （S1）：43-54.

［15］周慧珺，沈吉，龚六堂.中老年人健康状况与家庭资产配置——基于资产流动性的视角[J].经济研究，2020（10）：193-208.

［16］沈悦，余若涵.健康状况影响家庭风险金融投资参与了吗？——传导机制检验及异质性探索[J].中央财经大学学报，2021（8）：26-39.

［17］Pratt J W， Zeckhauser R J. Proper risk aversion[J]. Econometrica， 1987 （1）：143-154.

［18］Coile C， Milligan K. How household portfolios evolve after retirement： The effect of aging and health shocks[J]. Review of Income and Wealth， 2009 （2）：226-248.

［19］Bucciol A， Zarri L. Financial risk aversion and personal life history[R]. University of Verona Working Papers， 2013.

［20］Christelis D， Dobrescu L， Motta A. The impact of childhood health and cognition on portfolio choice[R]. Mea Discussion Paper， 2010.

［21］曾毅.中國老年健康影响因素跟踪调查（1998-2012）及相关政策研究综述（上）[J].老龄科学研究，2013（1）：65-72.

［22］Case A， Fertig A， Paxson C. The lasting impact of childhood health and circumstance[J]. Journal of Health Economics， 2005 （2）：365-389.

［23］Currie J. Healthy， wealthy， and wise： Socioeconomic status， poor health in childhood， and human capital development[J]. Journal of Economic Literature， 2009 （1）：87-122.

［24］Campbell J Y， Viceira L M. Strategic asset allocation： Portfolio choice for long-term investors[M]. Oxford：Oxford University Press， 2002.

［25］王晟，蔡明超.中国居民风险厌恶系数测定及影响因素分析——基于中国居民投资行为数据的实证研究[J].金融研究，2011（8）：192-206.

［26］张光利，刘小元.住房价格与居民风险偏好[J].经济研究，2018（1）：110-123.