家庭财务弹性、金融资产信念与中国家庭资产配置“低分散化”之谜
——基于CHFS的微观实证

(湘潭大学 商学院，湖南 湘潭 411105)

一、引言

家庭资产配置是家庭金融研究的重要命题[1]。经典投资组合理论认为理性人应主动参与投资，依据资产收益以及自身风险承担能力制定投资决策，借助分散化策略降低资产组合风险[2-3]。然而大量研究发现，澳大利亚、英国等发达国家的家庭总资产中住房资产占比较大，而且家庭对住房资产的偏好越来越甚于金融资产，并且这种家庭资产配置分散化不足的现象在发达国家普遍存在[4-5],这一现象被称为资产配置低分散化之谜。相较于发达国家，中国家庭的资产配置更集中于住房资产，资产配置低分散化现象更为明显。据西南财经大学相关报告显示(1)《2018年中国城市家庭财富健康报告》和《2018年中国家庭金融调查报告》。，中国家庭住房资产占总资产比例高达77.7%，而风险性金融资产占比仅2.36%。家庭住房资产在总资产中占比过高不仅会导致家庭资产流动性降低，而且会导致家庭对房地产市场波动的敏感性提高，从而降低家庭风险抵御能力。因此，在中国家庭资产结构失衡的背景下，理解中国家庭资产配置低分散化的原因，有助于促进家庭资产的合理配置和家庭福利水平的提升。

已有文献从不同角度剖析了家庭资产配置低分散化的原因。一支文献从反映家庭经济特征的绝对指标角度解释家庭资产配置行为。Peress(2004)[6]采用家庭总资产指标发现，随着资产规模的增大，家庭的风险偏好水平和支付成本能力都会提升，进而提高其参与金融市场投资的广度和深度。Cherry等(2010)[7]使用家庭住房资产指标，验证了家庭住房资产与家庭资产配置分散化程度的负向关系。周弘(2015)[8]使用家庭总收入指标，通过实证发现家庭收入正向影响家庭的股市参与，即家庭收入越高，其资产配置越具多元化。这些绝对指标虽然能够粗略地反映出家庭经济变量之间的简单关系，但割裂了各个变量之间的内在联系，造成对结果的解释力不足。为了弥补绝对指标的不足，另一支文献尝试使用相对指标分析家庭资产配置低分散化现象。Wei和Zhang(2011)[9]采用性别比指标探讨家庭性别结构对家庭资产配置行为的影响，发现性别失衡通过婚姻市场中男女双方受到的婚姻挤压来影响家庭的资产选择。王聪等(2017)[10]验证了老年抚养比通过影响家庭储蓄、金融工具选择以及房地产投资，进而影响家庭的资产配置分散化程度。然而，单一的相对指标并未考虑指标间共同作用产生的效应，缺乏综合性和全面性。

近年来，家庭财务弹性这一复合相对指标受到了学者们的关注。家庭财务弹性衡量的是家庭应对收入冲击或从财务困境时期迅速恢复的能力，综合现金弹性和杠杆弹性两个相对指标全面反映家庭的经济特征，能够较好地弥补绝对指标和单一相对指标的不足。Salignac等(2019)[11]提出家庭财务弹性的定义和衡量方法，推动了家庭财务弹性与家庭经济行为决策关系的研究。Swamy(2019)[12]基于2010—2015年印度卡纳塔克邦的家庭微观数据，发现金融包容性可以提高贫困家庭的财务弹性，从而促进贫困家庭消费，尤其是食品消费。McKnight和Rucci(2020)[13]提出家庭财务弹性指标的新衡量方法，还比较了样本国家的家庭财务弹性特征，并指出家庭抵御风险的能力以及家庭的决策行为，例如消费决策、教育决策、借贷决策等等，都与家庭财务弹性密切相关。然而，鲜有研究探讨家庭财务弹性与家庭资产配置这一重要经济决策的关系，这或许将会为探究家庭资产配置低分散化现象提供一个全新视角。

除了从家庭经济特征角度对家庭资产配置行为进行研究以外，还有学者从户主的心理因素角度探讨家庭的资产配置决策，发现户主认知能力对家庭参与正规金融市场和持有风险资产占比有显著的正向影响[14-15]。而户主的风险厌恶程度会抑制家庭金融市场参与和风险资产投资[16]，陈刚(2019)[17]发现户主的风险偏好显著提高了家庭投资风险资产的概率和金额。除上述因素之外，投资者的资产选择行为还与其对金融资产的信念密切相关[18-19]。由于户主金融资产信念存在异质性并且持续变化，导致每个家庭的投资组合也不尽相同[20]。所以，从行为金融角度分析家庭资产配置决策，可以在一定程度上解释传统投资组合理论无法解释的异象。但上述研究仅关注个体心理因素，却忽略了家庭经济特征等客观因素对家庭资产配置决策的影响。因此，本文从家庭财务弹性角度解释家庭资产配置低分散化现象的同时，考虑户主金融资产信念这一特征在该作用机制中所扮演的调节作用。

本文在对家庭财务弹性进行测度的基础之上，使用CHFS2017家庭微观数据，通过Probit和IV Probit回归模型，着重考察家庭财务弹性对家庭资产配置分散化程度的影响，并进一步识别出异质性金融资产信念的调节作用。研究发现，家庭财务弹性与家庭资产配置分散化程度密切相关。随着家庭财务弹性的增加，家庭资产配置分散化程度增加，且户主的金融资产信念促进两者的正向关系；当家庭财务弹性过高时，随着家庭财务弹性的增加，家庭资产配置分散化程度降低，户主的金融资产信念抑制两者的负向关系。本文的创新点在于：第一，与已有文献不同，本文从家庭财务弹性视角出发，考察家庭财务弹性对家庭资产配置分散化程度的影响，并验证了户主金融资产信念在其中的调节作用，在一定程度上为探究家庭资产配置低分散化之谜提供了较为新颖的解释。第二，与使用资产配置的种类或比重指标衡量家庭资产配置分散化程度的方法不同，本文综合考虑家庭资产配置的种类和比重，构建家庭资产配置分散化程度指标，更准确地衡量家庭资产配置分散化程度的真实状况，具有一定的方法论价值。

二、理论分析与研究假设

财务弹性指标是衡量企业财务状况的一种综合指标，反映企业陷入财务困境时以低成本获取或者重构财务的能力，它通过影响企业融资约束的大小进而影响企业从外部获取贷款的资金来源与资金成本。近年来，家庭部门经历了住房资产和金融资产的增长分化以及住房抵押贷款的快速增长过程，使得家庭流动性资产比重降低与家庭财务杠杆骤增，导致家庭应对逆向冲击的能力明显下降。为了衡量家庭应对收入冲击或从财务困境时期迅速恢复的能力，学者们将家庭资产负债表类比于企业资产负债表，把财务弹性概念引入到家庭部门，且这一研究视角逐渐引发学者们的关注。吴卫星等(2018)[21]结合家庭资产和负债两方面对家庭金融行为进行研究，发现家庭杠杆弹性会加剧家庭净资产收益率之间的差异。李波和朱太辉(2020)[22]基于2014年中国家庭追踪调查(CFPS)数据发现，随着家庭杠杆弹性的上升，家庭金融脆弱性增加。

根据融资优序理论[23]，当考虑市场摩擦时，具备足够财务弹性的企业会优先使用自有资金进行投资，自有资金无法满足投资需要时，则选择从外部贷款获取资金。与此相似，家庭财务弹性对家庭资产配置行为也具有较高的解释力。第一，低财务弹性的家庭由于高借贷约束面临更高的投资成本和风险，基于家庭长期效用最大化目标，这些家庭将会减少投资需求，提高家庭预防性储蓄，家庭资产配置相对集中[24]。第二，根据家庭财务弹性的计算方法可知，财务弹性过高的家庭呈现高现金弹性、低杠杆弹性的特征。然而，高储蓄率引起的高现金弹性会挤占家庭风险性金融资产投资[25]，低杠杆弹性反映出的家庭风险厌恶态度也会降低家庭风险性金融资产投资，使家庭资产配置分散化程度下降。因此，随着家庭财务弹性的增加，家庭资产配置分散化程度增加，但是当家庭财务弹性较高时，家庭资产配置分散化程度反而降低。基于此，本文提出假设1。

H1家庭财务弹性与家庭资产配置行为密切相关。在不完全金融市场中，随着家庭财务弹性的增加，家庭资产配置分散化程度先增加后降低。

传统投资组合理论的基本假设之一是完全理性人假说，但仅从“完全理性人”角度分析个体的资产配置行为，忽略个体认知偏差和心理特征是有失偏颇的，难以准确解释个体经济决策和行为的差异。行为金融理论以心理学对人类决策心理的研究成果为依据，以人们的决策心理为出发点来讨论投资者的投资决策，突破传统金融理论中理性人假设，能够更好地解释传统投资组合理论难以解释的资产配置低分散化现象。根据“行为金融理论”[26-27]，在不确定性条件下，认知过程、情绪过程等心理因素会影响投资者的判断和决策。例如，个体认知能力对其参与金融市场风险资产投资有显著正向影响[14]，风险厌恶程度低的家庭参与金融市场的可能性更大且风险资产配置比例更高[16]。大量实证研究发现，户主的心理因素在家庭经济特征变量对家庭经济行为的影响过程中发挥了重要调节作用。伍再华等(2017)[28]基于CHFS2013数据，通过Probit和Tobit模型，实证检验了金融素养水平的提高会缓解借贷约束对家庭股市参与的抑制作用。姚玲珍和张雅淋(2020)[29]基于CHFS数据检验了金融素养在家庭债务影响消费的过程中起到的调节作用，在一定程度上有效缓解了债务对消费的刺激作用。因此，户主的金融资产信念作为家庭经济决策过程中重要的心理因素，在家庭财务弹性影响家庭资产配置分散化程度的过程中可能也发挥了重要的调节作用。

已有研究表明，投资者产生异质性信念的动因包括信息不完全和认知偏差[30]。一方面，投资者接收金融市场信息的主动性和对金融市场信息的敏感性会影响其获得信息的数量和质量，从而形成不同的金融资产信念，进而产生异质性投资行为。一般而言，那些能够通过多样化渠道以及低成本获取金融市场信息和知识的投资者，在金融市场中的参与度更广且更深[31]。另一方面，投资者的认知偏差是投资行为存在异质性的重要原因。认知能力较强的个体可以有效地降低收集与处理信息的成本，具有高认知能力的个体持有风险资产的可能性更大[32]。户主从金融市场获取信息的能力以及认知能力的不同导致户主金融资产信念的异质性，进而造成经济特征水平相当的家庭呈现出资产配置异质性的特征。当家庭财务弹性相同时，户主的金融资产信念越强，越能够及时准确地获取金融市场信息并据此做出合理的金融资产配置决策，进而提高家庭资产配置分散化程度。因此，当家庭财务弹性与家庭资产配置分散化程度正相关时，户主的金融资产信念会强化两者的正向关系；当家庭财务弹性与家庭资产配置分散化程度负相关时，户主的金融资产信念则会弱化两者的负向关系。基于此，本文提出假设2。

H2户主金融资产信念对家庭财务弹性与家庭资产配置分散化程度的关系具有调节作用。在有效金融市场中，家庭财务弹性与家庭资产配置分散化程度正相关时，户主金融资产信念会促进两者的关系；家庭财务弹性与家庭资产配置分散化程度负相关时，户主金融资产信念会抑制两者的关系。

三、数据来源、变量选择与描述性统计

(一)数据来源

本文使用的数据来源于西南财经大学家庭金融研究与调查中心开展的中国家庭金融调查(China Household Finance Survey，简称CHFS)。自2011年起，该中心每两年开展一次全国范围的家庭金融调查，是中国目前规模最大且持续的家庭金融调查，为研究中国家庭金融问题提供了高质量的微观数据。相较于其他家庭金融数据库，CHFS详细统计了家庭的资产和负债情况，家庭住房资产市值、车辆市值以及家庭在存款、股票、债券、基金、保险、理财产品六种金融资产上的配额，这为本文计算家庭财务弹性指标和家庭资产配置分散化程度指标提供了有力的数据支持。相较于CHFS2011、2013、2015年的数据，CHFS2017年的数据增加了对家庭户主金融知识与主观态度的调查，涵盖了本文研究所需的家庭户主金融资产信念的信息。因此，本文选用CHFS2017年数据进行实证分析，其涵盖了全国29个省的40 011户家庭、127 000个个体。调查信息包含人口统计学特征、资产与负债、保险与保障、支出与收入、金融知识与主观态度五个部分。

为提高研究结论的可信性，本文对样本做了以下预处理：第一，剔除户主年龄、婚姻状况、健康状况、受教育程度、工作性质五个控制变量中存在缺失或无效值的样本，以确保样本完整性和连续性。家庭层面数据经过以上剔除后得到21 109个样本，个体层面的数据先筛选出户主后再剔除缺失值得到12 939个样本。第二，在excel中将家庭层面的数据和户主个体层面数据按照家庭编码进行匹配，获得7 893个家庭样本。第三，对家庭总资产、总负债以及总收入等经济指标进行5%的缩尾处理以减少因样本异常值所造成的偏误。经过以上数据预处理，最终获得7 893个有效样本进行具体实证分析。

(二)变量选择

1.家庭财务弹性

财务弹性的衡量方法有单指标判断法、多指标结合法和综合指数构建法。上述指标各有利弊：单一指标容易导致误判；综合指数构建法的准确性较高，但其指标权重的确定比较复杂且不具有权威性；多指标结合法从现金弹性和杠杆弹性两个方面衡量财务弹性，可靠性大大提高。因此，借鉴McKnight和Rucci(2020)[13]的方法，采用多指标结合法，从现金弹性(Cash-Flexibility，CF)和杠杆弹性(Leverage-Flexibility，LF)两个维度衡量家庭财务弹性。其中，现金弹性是家庭财务弹性的首要来源，衡量的是家庭能立马满足其自身财务需求的资金能力。本文采用现金持有(Cash-Holding，CH)和现金产出能力(Cash-Production-Capacity，CPC)两个指标来衡量家庭的现金弹性。CH衡量的是家庭持有现金的情况，计算公式是CH=(现金+活期存款)/总资产(2)家庭总资产包括非金融资产和金融资产。非金融资产包括农业经营资产、工商业经营资产、土地资产、房产、车辆资产、其他非金融资产。金融资产包括社保账户余额、现金、存款、股票、基金、债券、衍生品、理财、外币资产、黄金、其他金融资产和借出款。；CPC衡量的是家庭造血能力，计算公式是CPC=总收入(3)家庭总收入包括工资性收入、农业经营收入、工商业经营收入、转移性收入和投资性收入。/总资产。第二个维度是杠杆弹性，衡量的是家庭未使用举债能力，即一旦家庭面临资金短缺时，可以通过举债来满足其财务需求的能力。本文采用资产负债率(Debt-to-Asset Ratio，DAR)和月偿债收入比(Debt-Service-Income Ratio，DSI)来衡量杠杆弹性。DAR衡量的是家庭负债情况，计算公式是DAR=总负债(4)家庭总负债包括农业负债、工商业负债、房产负债、车辆负债、其他非金融资产负债、股票负债、其他金融资产负债、教育负债、医疗负债和其他负债。/总资产；DSI衡量的是家庭现有债务对家庭正常生活的压力，计算公式是DSI=每月偿还债务(5)每月偿还债务包括每月房贷和每月信用款还款额。/月收入。以上四个指标加权平均得到家庭财务弹性指标(Household-Financial-Flexibility，HFF)，计算公式是HFF=(CF-LF)/2=(CH+CPC-DAR-DSI)/4，即HFF值越大，家庭财务弹性越大。

2.家庭资产配置分散化程度

仅用家庭资产配置的种类[33]或资产配置的金额比重[24]，无法全面且准确地衡量家庭资产配置分散化程度的真实状况。本文创新性地综合家庭资产配置的种类和比重指标，构建资产配置分散化程度指标(Degree-of-Diversification of asset-allocation，DOD)来衡量家庭资产配置分散化情况，以避免掉入“伪分散化陷阱”(6)家庭在五种风险资产上都进行了投资，但是投资的金额占家庭总资产金额的比重极低，这样的资产投资组合并不能起到为家庭分散风险的作用，本文称之为“伪分散化陷阱”。。DOD的计算公式是DOD=1*Dum_Type*Dum_Cr3。其中，Dum_Type表示家庭资产配置种类的虚拟变量，Type大于等于4(7)根据耶鲁理论，家庭投资三种以上的风险资产才能实现系统性风险的分散。则Dum_Type=1，否则等于0；Dum_Cr3表示家庭资产配置比重的虚拟变量，前三种资产配置比重之和Cr3小于90%(8)根据最优资产组合理论，计算得到最优资产组合中金融性风险资产占比大约为10%。则Dum_Cr3=1，否则等于0。DOD取值为0和1，分别表示家庭资产配置集中和家庭资产配置分散。

3.异质性金融资产信念

信念的测度方法包括自我报告法和外推法。相较于外推法，自我报告方法能更准确地捕捉微观主体的真实感知，且2017年CHFS数据库中金融市场与主观态度的问项能够准确测量户主的金融资产信念，所以采用自我报告法衡量户主的金融资产信念。基于意见分歧理论[30]，本文从投资者获取金融市场信息的能力和认知能力两个角度衡量户主的金融资产信念，并选用2017年CHFS数据库中问项h3101、h3110、h3115和问项h3104、h3108、h3109分别衡量户主获取金融市场信息的能力和认知能力，具体情况见表1。

户主获取金融市场信息的能力W1用h3101、h3110和h3115三个问项分数的加总来衡量，若加总分数小于7分，则说明户主获取信息的能力强，W1=1；若加总分数大于等于7分，则说明户主获取信息的能力弱，W1=0。户主的认知能力W2用h3104、h3108和h3109三个问项分数的加总来衡量，若加总分数小于9分，则说明户主的认知能力强，W2=1；若加总分数大于等于9分，则说明户主的认知能力弱，W2=0。问项分值越小，说明户主获取信息的能力越强、认知能力越强。

表1 户主金融资产信念的问项及测度

4.控制变量

借鉴已有文献的做法[21，25]，选取会影响家庭资产配置决策的户主个体特征变量作为控制变量，包括户主的年龄(Age)、性别(Gender)、受教育程度(Edu)、婚姻状况(Marry)、健康状况(Health)、工作性质(Job)。这些变量在一定程度上会影响家庭进行风险资产投资的可能性。相较于青年人，老年人更倾向于储蓄和房地产投资；相比较女性户主，男性户主的家庭更倾向于风险投资；受过高等教育的户主更可能进行风险资产投资，增加风险性金融资产投资比重；户主婚姻状况好、身体状况佳、工作稳定的家庭，良好的未来预期会加大家庭风险资产投资的概率。

(三)描述性统计

表2详细汇报了变量的描述性统计情况。从表2可知，首先，家庭财务弹性的分布具有异质性。存在财务弹性小于0的家庭，说明这些家庭极度缺乏财务弹性，表现出样本家庭没有持有现金及活期存款的同时甚至存在高杠杆的特征；部分样本家庭的财务弹性大于1，说明这些家庭极其富有弹性，拥有充足的现金以及较强的造血能力来应对冲击。其次，中国家庭资产配置种类的均值在3种左右，主要集中在现金、存款和房产；资产配置分散化程度指标均值仅为0.172，说明家庭不仅资产配置种类少，而且投资在风险性金融资产上的金额少，风险性金融资产占总资产比重极轻。再次，户主获取金融市场信息能力、认知能力均值分别为0.009和0.030，说明大部分家庭获取金融市场信息的能力和认知能力都偏弱。最后，户主个体特征方面的数据显示，户主平均年龄大约为52岁；性别均值为1.134，说明户主男性居多(9)问卷中性别的选项：1.男；2.女。；文化程度均值为3.461，说明户主大多为初高中学历(10)问卷中受教育水平的选项：1.没上过学；2.小学；3.初中；4.高中；5.中专/职高；6.大专/高职；7.大学本科；8.硕士研究生；9.博士研究生。；婚姻状况均值为2.191，说明大多数户主已婚(11)问卷中婚姻状况的选项：1.未婚；2.已婚；3.同居；4.分居；5.离婚；6.丧偶；7.再婚。；健康状况和工作性质均值分别为2.445和2.520，说明大多数户主身体健康(12)问卷中身体状况的选项：1.非常好；2.好；3.一般；4.不好；5.非常不好。且工作稳定(13)问卷中工作性质的选项：1.受雇于他人或单位；2.临时性工作；3.务农；4.经营个体或私营企业、自主创业、开网店；5.自由职业；6.其他(志愿者)。。

表2 变量的描述性统计

四、实证分析

本部分主要检验家庭财务弹性对家庭资产配置分散化程度的影响，以及异质性金融资产信念在其中所扮演的调节作用。首先，考察家庭财务弹性对家庭资产配置分散化程度的影响；其次，检验金融资产信念在家庭财务弹性影响家庭资产配置分散化程度过程中的调节作用是否存在以及作用方向；最后，本文还将通过更换实证模型和因变量的测量指标，对上述实证结果的稳健性进行检验。

(一)家庭财务弹性对家庭资产配置分散化程度的影响

1.模型设定

为了考察家庭财务弹性对家庭资产配置分散化程度的影响，考虑到本文的因变量是二元变量，借鉴已有文献的做法，采用Probit模型分析家庭财务弹性对家庭资产配置分散化程度的影响，构建如下回归模型

DOD=1(α0+α1HFF+α2X+μ0>0)

(1)

式(1)中，DOD是因变量家庭资产配置分散化程度，DOD=0表示家庭资产配置集中，DOD=1表示家庭资产配置分散；HFF是解释变量家庭财务弹性；X表示控制变量，包括户主的年龄、性别、受教育程度、婚姻状况、健康状况和工作性质；μ0是误差干扰项，μ0～N(0,σ2)。

需要指出的是，本文的关键变量家庭财务弹性可能存在内生性。其内生性可能来源于两方面：一方面，家庭资产配置分散化程度、资产配置种类和金融资产配置的比重可能导致家庭财务弹性的变化。比如，资产配置更多集中在银行存款时，会导致家庭现金弹性增加，从而导致家庭财务弹性增加；另一方面，家庭财务弹性和资产配置分散化程度可能会同时受到其他因素的影响。比如，当地的金融市场发展程度，而这些变量又是不可观测的。因此，本文要处理的一个关键问题是家庭财务弹性的内生性。经过反复检验，本文将使用少儿抚养比和老年抚养比作为家庭财务弹性的工具变量进行估计。参考钟水映和李魁(2009)[34]发现家庭总抚养负担减轻会提高家庭储蓄率，满足工具变量的相关性；尚未有文献发现抚养比会直接影响家庭资产配置分散化程度，满足工具变量的外生性。

表3 家庭财务弹性影响家庭资产配置分散化程度的回归结果

2.回归结果

表3给出了家庭财务弹性影响家庭资产配置分散化程度的估计结果。考虑到低家庭财务弹性与高家庭财务弹性组的资产配置分散化程度受财务弹性的影响不同，本文以平均家庭财务弹性0.139为标准，将样本家庭划分为低家庭财务弹性组和高家庭财务弹性组。表3列(1)(3)和(5)分别是全样本、低财务弹性组样本和高财务弹性组样本的Probit估计结果。考虑到家庭财务弹性可能存在的内生性，用少儿抚养比和老年抚养比作为工具变量进行IV Probit回归，表3列(2)(4)和(6)分别是全样本、低财务弹性组样本和高财务弹性组样本的IV Probit估计结果。表3列(2)(4)和(6)中Wald检验结果的P值分别为0.000 0、0.000和0.029 3，说明在5%的统计水平上拒绝不存在内生性的假设，因此存在内生性问题；在两阶段工具变量估计中，第一阶段估计的F值分别为22.46、28和13.76，根据Stock和Yogo(2005)[35]，F值大于10%的偏误下的临界值为10，因此抚养比是合适的工具变量，不存在弱工具变量问题。通过对比表3中Probit和IV Probit回归结果发现，如果不考虑家庭财务弹性的内生性，家庭财务弹性对资产配置分散化程度的影响在Probit模型中会被低估。因此，进行IV Probit估计是十分必要的。

表3列(2)的估计结果显示，家庭财务弹性影响家庭资产配置分散化程度的边际效应在1%的统计水平下显著，说明家庭财务弹性与家庭资产配置分散化程度是密切相关的。低财务弹性组的回归结果如表3列(4)所示，在低家庭财务弹性组中，家庭财务弹性每增加1%，家庭资产配置分散化程度增加6.45%。该结果表明家庭财务弹性较低时，随着家庭财务弹性的增加，家庭借贷约束的弱化降低了家庭从外部获取资金的成本和风险，从而增加了家庭参与金融市场投资的机会，家庭资产配置趋于分散化。高财务弹性组的回归结果如表3列(6)所示，在高家庭财务弹性组中，家庭财务弹性每增加1%，家庭资产配置分散化程度减少2.53%。这一结果说明家庭财务弹性过高时，家庭高储蓄率以及户主的风险厌恶态度抑制了家庭的风险性金融资产投资，随着家庭财务弹性的增加，家庭资产配置反而趋于集中。由此，假设1得到验证，即家庭财务弹性与家庭资产配置分散化程度密切相关，而且随着家庭财务弹性增加，家庭资产配置分散化程度先增加后降低。

(二)财务弹性对资产配置分散化程度的影响:金融资产信念的调节作用

1.模型设定

为了考察金融资产信念在家庭财务弹性影响资产配置分散化的过程中是否发挥调节作用，在模型(1)的基础上，加入家庭财务弹性和户主金融资产信念的交互项来验证。本文构建如下回归模型

DOD=1(β0+β1HFF+β2Wi+β3HFF*Wi+β4X+γ0>0)

(2)

式(2)中，Wi表示异质性金融资产信念，包括户主获取金融市场信息的能力W1和认知能力W2两个指标，Wi=0表示户主获取信息的能力弱、认知能力低，金融资产信念弱，Wi=1则反之；若交互项HFF*Wi的系数β3显著，说明户主金融资产信念的调节作用存在；γ0是误差扰动项，γ0～N(0,σ2)。其他参数同模型(1)。

2.回归结果

表4给出了户主金融资产信念调节作用的估计结果。表4IV Probit回归结果的Wald检验结果的P值分别为0.000 0、0.000 0、0.040 7和0.033 4，说明在5%的统计水平上拒绝不存在内生性的假设，因此存在内生性问题；在两阶段工具变量估计中，第一阶段估计的F值分别为24.52、26.63、13.72和16.40，均大于10，因此抚养比是合适的工具变量，不存在弱工具变量问题。通过对比表4中Probit和IV Probit的回归结果发现，如果不考虑家庭财务弹性的内生性，户主金融资产信念的调节作用在Probit模型中会被低估。因此，IV Probit模型能更加准确地估计户主金融资产信念在家庭财务弹性对资产配置分散化程度影响过程中的调节作用。

表4列(2)和列(6)给出了户主获取金融市场信息能力W1的调节作用的IV Probit回归结果。结果显示，在低家庭财务弹性组和高家庭财务弹性组中，户主获取金融市场信息能力W1与家庭财务弹性的交互项系数分别是5.823和2.731，并且在1%统计水平下显著。该结果表明，户主获取金融市场信息的能力W1正向调节家庭财务弹性与家庭资产配置分散化程度的关系。结合主效应检验结果可知，户主获取金融市场信息的能力W1会促进低水平家庭财务弹性与家庭资产配置分散化程度的正向关系，抑制高水平家庭财务弹性与家庭资产配置分散化程度的负向关系。这说明户主获取金融市场信息的能力在不同水平的家庭财务弹性组都表现出正向调节作用，可能是由于户主从金融市场获取信息能力的提高有助于提高家庭获取金融市场信息的数量和质量，以及增加家庭参与金融市场的渠道，进而提高家庭资产配置分散化程度。

表4列(4)和列(8)给出了户主认知能力W2的调节作用的IV Probit回归结果。结果显示，在低家庭财务弹性组和高家庭财务弹性组中，认知能力W2与家庭财务弹性的交互项系数分别是6.510和1.341，并且在1%统计水平下显著。该结果表明户主认知能力W2正向调节家庭财务弹性与家庭资产配置分散化程度的关系，这可能是由于户主认知能力的提高有助于户主根据金融市场信息以及自身风险承受能力做出正确的金融资产投资决策，进而提高家庭资产配置分散化程度。结合前文主效应的检验结果，这种正向的调节作用表现为，在低财务弹性家庭组中，户主认知能力W2促进家庭财务弹性与家庭资产配置分散化程度的正向关系；在高财务弹性家庭组中，户主认知能力W2抑制家庭财务弹性与家庭资产配置分散化程度的负向关系。

综上所述，在低财务弹性家庭组，家庭财务弹性越大，家庭资产配置分散化程度越大，且户主的金融资产信念会加强这种正向关系；在高财务弹性家庭组，家庭财务弹性越大，家庭资产配置分散化程度越小，且户主的金融资产信念会抑制这种负向关系。假设2得到验证。

表4 户主金融资产信念调节作用的回归结果

(三)稳健性检验

为了检验上述实证结果的稳健性，本文采用家庭资产配置的种类(Type)和家庭五种风险性金融资产占家庭总资产比重(Risk5)来衡量家庭资产配置分散化程度。基于CHFS2017数据，使用Type和Risk5对家庭财务弹性HFF分别进行OLS和Tobit回归，回归结果如表5所示。为了检验户主金融资产信念的调节作用，对Tobit模型中的自变量和调节变量进行了中心化处理。

表5列(1)和(4)数据显示，家庭财务弹性HFF系数分别为0.196和0.202，为正并且显著；HFF2系数分别为-0.432和-0.060，为负并且显著，说明家庭财务弹性与资产配置的种类和家庭金融资产占比呈现先正相关后负相关的特征。表5列(2)和(5)数据显示，HFF*W1交互项系数分别为0.161和0.143，为正并且显著。以上结果说明家庭财务弹性与家庭资产配置的种类和金融资产占比正相关时，调节变量获取金融市场信息W1加强了两者的正向关系；家庭财务弹性与家庭资产配置的种类和金融资产占比负相关时，调节变量获取金融市场信息W1抑制了两者的负向关系。表5列(3)和(6)数据显示，HFF*W2交互项系数分别为0.098和0.149，为正并且显著。这一结果说明家庭财务弹性与家庭资产配置的种类和金融资产占比正相关时，调节变量认知能力W2加强了两者的正向关系；家庭财务弹性与家庭资产配置的种类和金融资产占比负相关时，调节变量认知能力W2抑制了两者的负向关系。

上文以家庭财务弹性平均值为标准，将研究样本分为低家庭财务弹性组和高家庭财务弹性组，并进行了主效应和调节效应的检验。因考虑到平均值可能受到极端值的影响，所以本文根据家庭财务弹性中位数重新进行分组，通过构建IV Probit模型进行稳健性检验，回归结果如表6所示。与前文采用平均值分组回归的结果基本一致，说明上述研究结论是可靠的。

综上，通过更换实证模型和因变量度量指标，以及更换分组标准，依然可以得到相似结论，可见本文的实证结果具有较好的稳健性。

表6 稳健性检验：家庭财务弹性的不同分组标准(IV Probit)

五、结语

随着金融市场不断完善和居民投资意识的增强，家庭资产配置行为已成为影响经济运行的一个重要因素，研究家庭的资产配置能够为实现家庭财富保值增值以及改善宏观金融调控提供思路。基于此，本文使用2017年中国家庭金融调查数据(CHFS2017)，在采用综合指标法测度家庭财务弹性的基础上，构建IV Probit模型，重点考察家庭财务弹性对家庭资产配置分散化程度的影响，并检验了家庭金融资产信念在其中扮演的调节作用。结果表明，(1)家庭财务弹性影响家庭资产配置分散化程度的边际效应呈现先正后负的趋势。在家庭财务弹性水平较低时，家庭财务弹性每增加1%，家庭资产配置分散化程度就增加6.45%；家庭财务弹性偏高时，家庭财务弹性每增加1%，家庭资产配置分散化程度就减少2.53%。(2)户主的金融资产信念在家庭财务弹性影响家庭资产配置分散化程度的过程中存在调节作用。家庭财务弹性相同时，户主金融资产信念越强，家庭资产配置分散化程度越高。

将上述结论与当前中国家庭财务弹性特征以及家庭资产配置现状结合考虑，本文从合理化家庭财务弹性、优化家庭资产配置以及引导家庭金融资产信念三个角度出发，提出以下三点政策建议。

首先，政府应当坚持贯彻落实“房住不炒”的调控基调，减少住房市场投机行为，引导家庭保持适度财务弹性。政府应制止家庭在住房市场中的投机行为，以减少家庭储蓄的非刚需消耗，让家庭维持适度储蓄规模，可以保证家庭资产的流动性。此外，政府应当建立合理杠杆制度，形成支“住”限“炒”、风险可控的“短借长还”机制，降低家庭部门的杠杆率以保证家庭偿债能力，提高家庭的财务灵活性。

其次，政府应当健全金融监管体系，有效规范金融市场，促进家庭资产配置合理化。一方面，应当深化金融体制改革，建立包容、稳定、灵活、公正的金融法律体系。通过监管中的规范设计，提高金融监管的透明度和法治化水平，实现覆盖所有金融机构、业务以及产品的监管制度，为投资者提供安全、公平的金融环境并减少金融市场的无序竞争；另一方面，应当加快推动监管科技发展，防范系统性金融风险。加强监管部门与技术部门的协作，通过科技手段服务监管需求，实现与金融科技相匹配的新型监管模式，保证金融监管体系对系统性金融风险的敏感性，提高金融监管效能。

最后，政府应当大力推进金融教育的普及，为居民提供多元化的金融知识学习平台和渠道，引导家庭金融资产信念的形成与更新。政府可以通过不断拓展金融教育的覆盖面，让更多家庭具备基本的金融素养和风险敏感性，从而提高家庭参与金融市场的积极性以及权衡风险和收益的能力。更重要的是，政府应该通过增强金融教育的针对性、有效性和精准度，对不同的投资者群体采用差异化教育方式，引导投资者识别金融产品设计、销售等环节的金融风险特征，增强家庭风险防范意识和能力，构建和谐金融环境。