主观幸福感、人格特征与家庭资产选择

周雅玲 于文超 肖忠意

(1.西南大学 经济管理学院，重庆 400716; 2.西南政法大学 经济学院，重庆 401120)

主观幸福感、人格特征与家庭资产选择

周雅玲1于文超2肖忠意2

(1.西南大学 经济管理学院，重庆 400716; 2.西南政法大学 经济学院，重庆 401120)

本文运用中国家庭金融调查数据，研究主观幸福感、人格特征对家庭金融市场参与和家庭资产选择的影响及内在机制。结果发现，对房产而言，主观幸福感的提升会推动家庭参与房产投资，并增加家庭在房产上的配置；对储蓄而言，主观幸福感的提升不仅会降低居民参与储蓄的动机，而且会同时降低其持有比重；对股票而言，主观幸福感对居民参与动机影响不显著，但家庭开始股票投资后，主观幸福感的提升会提高家庭参与股票选择的深度。居民主观幸福感可以与人格特征形成影响机制，从而影响居民金融市场参与和家庭资产选择比重。

主观幸福感； 人格特征； 金融市场；资产选择

一、引言

中国经济已经持续增长近40年，成为世界第二大经济体，物质财富的增加和积累，经济生活整体上超越了“匮乏状态”，历史必然要求幸福不再仅从范畴与观念中去寻找，而是依存于一定的生产发展水平，将人的幸福与财富创造紧密结合起来加以考察，凸显幸福的创造性。随着中国金融市场的不断发展，金融产品呈现多样化和复杂化，家庭和个体也越来越积极地参与到金融市场。以改善民生、提高居民幸福感为目标的经济增长方式转型，人们所追求的幸福将直接而且全面地与经济增长、资本扩大建立紧密联系。

在这样的历史背景下，本文利用中国家庭金融调查大型微观数据，以低风险资产(储蓄)、具有消费和投资双重特征的风险相对较小的资产(房产)、风险相对较大的资产(股票)为研究对象，系统评估以主观幸福感衡量的情绪对家庭资产选择的影响，同时还检验了主观幸福感与人格特征对家庭资产选择可能存在的影响机制，以完善相关问题的研究。本文的学术贡献主要表现在：一方面，在当前新常态经济发展形势下，如何鼓励家庭进行合理的储蓄和投资，为扩大内需、刺激经济增长发挥积极作用，还可以为政府的宏观经济调控措施提供决策依据；另一方面，在当前金融产品不断丰富、储蓄分流严重、房市存量释放、股市波动加剧的后危机时代，尝试全面揭示幸福感提升与家庭金融行为决策影响机制所蕴含的理论和实践价值，具有重要的意义。

二、文献综述

传统经济学理论认为个体或家庭是理性的，相关经济决策主要受约束、偏好和预期的影响，然而自20世纪70年代末以来，金融市场涌现出许多有悖于标准经济学理论的投资者行为异常现象，自此，经济学界开始反思理性人假设的局限性，并尝试将心理学和行为学引入经济决策分析过程中，开始关注人的有限理性特征，并逐渐成为标准经济学理论的有效补充[1]。随着心理经济学的发展，越来越多的经济学研究纳入了投资者情绪、认知偏差和文化背景等变量对理性假设进行修正，部分已有文献显示，投资者的情绪可能是影响个体经济行为和表现的重要因素，其各个维度对于各类具体经济行为具有一定的解释力[2]。因此，将经济人的有限理性特征与资产选择理论相结合，或许能更好地揭示中国转型期家庭资产选择行为问题。Shefrin和Statman提出了行为金融学两大著名的理论，即行为资产定价模型和行为资产组合理论，为进一步推动相关理论研究发展奠定了坚固的基石[3]。Lee等提出投资者情绪理论，认为情绪波动可以解释金融市场行为波动，而投资者情绪最终将影响其经济行为[4]。一般认为，当投资者有乐观情绪时将做出乐观的判断和选择，可能是“高估收益、低估风险”；当投资者具有悲观情绪时，则可能是“低估收益、高估风险”。由于情绪通常难以直接测度，国内外早期文献主要采用了间接情绪指标进行分析，表征情绪的间接性代理变量包括封闭式基金折价率[4]、个人投资者的共同基金净买量[5]、买卖失衡指标[6]等。从作用机理上讲，以上间接情绪代理变量对金融市场均具有一定的解释力，但是面对复杂金融市场的经济行为异象的解释，各方研究仍不能得到一致的结论。究其原因，可能是因为以间接情绪变量表征情绪较为片面，导致实证结果难免受偶然性因素的干扰。

学术界目前界定情绪的直接指标一般是通过对投资者的直接调查、询问其对某一特定心理问题的看法而测度出的情绪指标。居民的主观幸福感是人们对自身生活满意度的综合心理反应指标，包括对工作、家庭等众多因素的主观感受和评价。更重要的是，主观幸福感一般不会发生连续性、持续性的变化，因此，可以作为具有稳定性的心理和情绪特征的直接指标纳入经济学行为决策模型之中。Easterlin开创性地将幸福感引入经济学研究之中[7]，Frey和Stutzer在其综述文章中提出，居民收入、个人年龄、性别、政治信念、宗教信仰、政治制度、社会教育、社会信任、通货膨胀、失业等一系列因素都显著影响了居民幸福感[8]，而关于中国居民幸福感的研究文献也遵循着前人研究思路，并已经取得不错的进展[9][10]，而对于幸福经济学的第三个主题“幸福效应”，即幸福感对居民行为决策影响最近几年才逐渐成为学术热点。

近年来，部分学者试图进一步将幸福经济学分析框架延伸到家庭金融行为领域，提出“幸福效应”是如何影响家庭资产配置行为和表现的问题[11]。经过必要的文献检索发现，检验幸福感与家庭金融决策关系的文献十分有限，并且，已有的结论也存在许多争议。家庭金融是金融系统的有机组成部分，相关研究的核心问题即是利用金融市场实现现有资源或财富在收益和风险两方面的最佳配置，以满足当期和未来的消费需求[12]。在各种形式的家庭资产中，依据风险高低可以划分为现金及现金等价物、储蓄、债券、住房、股票等。Kahn和Isen发现幸福感强的居民的消费策略和储蓄行为显著地区别于自我感觉不幸福的居民[13]，而Hermalin和Isen进一步的研究还发现，人们储蓄和投资决策会部分取决于幸福感对消费的边际效用的影响[14]。Rao等研究认为，幸福感提升能够显著增加持有自有住房居民参与股票市场的概率以及持有的比重，但其与没有自有住房居民的关系虽然为正但不显著，除此之外，幸福感与社会资本存在影响股票投资的机制，但是与风险偏好和乐观态度不存在显著的影响机制[11]。然而，叶德珠和周丽燕实证发现，居民幸福满意度与股票购买行为负相关且不显著，而与投资储蓄等风险较低的金融产品显著正相关，这可能是因为居民幸福感越强越表现出风险厌恶，所以其投资决策行为可能更为保守[15]。综上所述，现有文献尚需要更多研究幸福感与储蓄、房产、股票等家庭资产投资决策的实证分析证据，以期对相关领域研究做必要补充。

三、研究设计

本文利用CHFS微观数据实证检验主观幸福感对家庭资产选择动机及持有比重的影响，实证模型设定如下：

Prob(Allocationi=1)= α0+α1·Happinessi+λ·X+εi

(1)

Allocationi= α0+α1·Happinessi+λ·X+ζi

(2)

式(1)的被解释变量Prob(Allocationi=1)表示受访家庭参与了资产投资选择，否则为0；式(2)的被解释Allocationi表示风险资产投资占家庭总资产的比重；家庭资产包括房产、储蓄、股票三类；X是控制变量集合；i表示受访家庭户主i；ε和ζ为随机扰动项。本文提出两个主要的原假设，分别为：

原假设1：主观幸福感对居民风险资产选择的动机影响不显著。

原假设2：主观幸福感对居民风险资产持有的比重影响不显著。

本文所使用数据来自西南财经大学中国家庭金融中心2011年在全国范围开展的第一轮中国家庭金融调查数据(China Household Finance Survey，CHFS2011)，该调查采用三阶段分层抽样的方法控制抽样误差和非抽样误差，数据代表性较好，样本覆盖全国29个省、262个区(区、县级市)、1048个社区(村)，共收集2.8万余名受访者的资产与负债、收入与支出、家庭人口特征等方面详细信息的大型微观数据。鉴于本文所选择被解释变量和解释变量的可得性，并剔除了存在缺失值的样本，最终获得了8421个有效的家庭户主样本用于实证检验分析。

1.家庭资产选择指标。为了研究主观幸福感对家庭资产选择的影响，本文依据资产风险大小属性，由低到高选择3种家庭资产为被解释变量，包括储蓄、房产、股票。对于家庭资产选择参与动机，在计量分析时，本文将家庭如果在资产配置中选择了储蓄、房产、股票，则赋值为1，反之赋值为0。由于家庭资产配置行为的差异性还体现在风险资产在家庭资产中的配置比重，所以，本文还考察了主观幸福感与不同家庭资产持有比重的影响，在计量分析时，房产比重即为房产当前市值与家庭总资产的比值，储蓄比重为储蓄总额与家庭总资产的比值，股票比重为持有股票市值占家庭总资产的比值。

2.主观幸福感测度。主观感的衡量方法，迄今仍没有统一的标准，但大多数微观数据调查均采用受访者自我评价的幸福满意程度作为直接测度指标。在CHFS2011数据中获得了8421个受访家庭户主报告的主观幸福感结果，在计量分析时，受访户主主观幸福感的自我评价为“非常幸福”，则赋值为5；“幸福”，则赋值为4；“一般”，则赋值为3；“不幸福”，则赋值为2；“非常不幸福”则赋值为1。表1描述性统计结果显示，在这些受访家庭中，有15.1%的家庭户主感觉“非常幸福”，48.3%的家庭户主感觉“幸福”，共计63.4%的家庭户主感到幸福或非常幸福，仅有6.64%的家庭户主感到“不幸福”或“非常不幸福”，总体上看，结果说明2011年中国家庭户主感到幸福的感觉比较明显。

表1 主观幸福感总体分布情况

3.主要控制变量选择。本文选取的控制变量有家庭特征变量(包括家庭规模、家庭收入水平)、户主特征变量(包括年龄、性别、教育年限、婚姻状况和风险态度)、城乡地区特征(家庭所在城镇或农村)、社交网络变量(是否常使用互联网)。表2给出了各个主要变量的描述性统计结果。

四、实证结果

(一)主观幸福感对家庭资产参与动机的影响

表3报告了主观幸福感与居民参与家庭资产选择动机关系的检验结果，第1～3列采用Ordered Probit模型进行回归分析，同时为解决解释变量内生性造成的估计有偏问题，第4～6列利用小区绿化及建筑格局为工具变量，采用工具变量IV/Probit模型进行回归分析。Anderson检验显著拒绝了工具变量是弱工具变量的原假设，Hansen检验则没有拒绝工具变量满足过度识别的约束条件，检验结果说明小区绿化及建筑格局是主观幸福感的有效工具变量。

表2 主要变量描述性统计

表3第1列和第4列结果显示，在控制家庭户主特征等变量后，主观幸福感对家庭参与房产投资有显著的正向影响，工具变量IV/Probit模型显示主观幸福感的边际效应为1.035，在1%置信水平上显著为正。第5列的IV/Probit模型结果显示，主观幸福感与家庭参与储蓄的可能性显著负相关，其边际效应为 -0.696，在1%置信水平显著，表明主观感觉较为幸福的家庭参与储蓄的可能性随幸福感的提升反而减少。第3列和第6列估计了主观幸福感对家庭参与股市的影响，结果显示主观幸福感的边际效应为0.131，但在10%置信水平上不显著，表明主观幸福感对家庭参与股市的可能性大小无显著影响。从边际效应大小来看，在这3种家庭资产中主观幸福感对居民参与房产投资动机可能性的影响最大，这与中国人拥有“自有住房”传统观念密切相关，随着幸福感的提升，对住房的需求不仅不会减少参与房产投资的可能性，而且可能会选择房产投资作为资产配置的首选。

表3 主观幸福感对家庭资产参与动机的影响

表3估计结果还显示了其他控制变量对居民资产参与影响的边际效应。结果显示，自主创业动机对参与储蓄的边际效应为0.128，在5%置信水平上显著，同时其对参与股市的边际效应为-0.228，在1%置信水平上显著，这些说明具有自主创业特征的家庭户主参与金融市场的可能性较小，且更倾向于选择流动性较高而风险较低的资产，原因可能是家庭户主从事自主创业会增加家庭的融资约束，而融资约束的增加将抑制居民为平滑生命周期收入而进行家庭资产投资的能力，因此其参与高风险股市投资的可能性会自然地降低。进一步从风险规避的角度检验来看，风险规避者更偏好投资与风险较低金融产品，而风险规避对股市影响的边际效应显著为负，说明居民越厌恶风险则其参与股市的可能性越低，这与前述检验结果一致，与国内外文献研究相符[16][17]。从估计结果还可以看出，互联网的使用会对家庭户主参与股票市场产生显著的正向影响，这可能是因为互联网正逐渐成为家庭了解信息的主要渠道，增加互联网使用可以减小家庭收集整理市场信息的成本，从而提高家庭参与金融市场的概率，这与Bogan[18]与孟亦佳[19]的结论基本一致。

此外，表3结果还显示，家庭户主年龄与家庭参与资产投资的可能性呈现显著的非线性关系，且对不同资产选择存在差异，其中，与居民参与储蓄的可能性呈“U”型变化，但与居民参与房产和股市投资的可能性随其年龄增长而呈即倒“U”型变化，即年轻的户主会选择参与风险相对较高的资产，而年长的投资者更愿意卖出风险相对较高的资产转而持有风险较低流动性较高的家庭资产，年长的投资者参与短期的投资策略的概率较大。家庭户主的知识水平对家庭资产投资的参与动机有显著的正向影响。家庭规模对参与房产投资的可能性的影响呈非线性关系，即随着家庭规模的扩大先增加后减少，但家庭规模对家庭参与储蓄和股市的影响并不显著。

(二)主观幸福感对家庭资产选择比重的影响

表4报告了主观幸福感对家庭资产选择比重影响的实证结果，其中第1～3列采用Tobit模型分析主观幸福感对家庭资产中金融占比的影响，同时第4～6列引入工具变量并使用IV/Tobit模型进行回归分析。表4第4列估计结果显示主观幸福感对房产投资的边际效应为0.209，在5%置信水平显著正相关，这表明主观幸福感的提高不仅可以推动家庭参与房产投资，还会使得家庭增加其在房产上的投资比重。第5列估计结果显示主观幸福感对居民储蓄的边际效应为-0.237，在1%置信水平显著负相关，这表明主观幸福感的提高不仅会降低家庭参与储蓄的可能性，而且还会减少家庭通过储蓄配置资产的比重。第6列估计结果显示主观幸福感对家庭股市投资比重有显著正影响，其边际效应为0.070，在5%置信水平显著，这表明，虽然主观幸福感的提高不会显著影响家庭参与股市的可能性，但是对已参与股市在家庭而言，受访家庭会随户主主观幸福感的提高，而引致其配置更高比重的股票作为家庭资产。

表4估计结果还显示，家庭户主参与创业行为对家庭配置房产和股票决策形成“挤出效应”作用，但对储蓄的影响不显著。户主年龄的增加，一般伴随着财富的累积，因此年龄因素对风险资产房产和股市投资占比表现为倒“U”型变化，即先增加后减少，相反，年龄因素对储蓄这样风险较低资产的投资在家庭资产配置中占比却表现为“U”型变化。类似的是，家庭规模的扩大对于家庭资产的投资占比的影响与户主年龄的影响模式基本一致。风险规避对居民资产选择表现显著的影响，风险厌恶较高的居民会显著提高房产投资占比，同时在家庭资产配置中减少对股市的投资占比。互联网的使用、受教育年限的增加可能降低居民理解金融市场信息的成本，相应地增加家庭资产中配置储蓄和股市占比，进而提高家庭资产配置的深度。另外，农村地区家庭对参与房产和股市投资的占比显著低于城镇地区居民家庭，这可能与中国农村金融市场欠发达的原因有关，中国大多数农村居民对于运用股票市场进行家庭资产配置还比较陌生。

(三)影响机制的进一步研究

心理经济学研究逐渐认识到情绪与人格两大因素交互作用对人类行为具有决定作用。从广度上来看，人格特征并不是完全同质的，不同地区和社会文化会使人格特征的某一方面极为显著或极为不显著地表现出来；而从深度上来看，现有研究局限在比较分析，而缺乏对产生影响的内在机制的研究。在理论贡献上看，将人格特征与情绪的交互作用研究引入经济学，既是对传统的微观个体行为研究理论的进一步发展，又是对理性决策重新认识的过程。从现实经济生活实践上看，随着金融改革的进一步深入，以及对“高投资、高增长”发展路径不可持续的广泛认知，微观经济个体的决策与行为(如资产配置)将会对“新常态”下经济发展发挥越来越重要的作用，可以为理解和解决现实社会生活中的一系列问题提供参考。

表4 主观幸福感与家庭资产配置的Tobit模型分析结果

1．主观幸福感与创业动机。居民形成创业的动机可能成为主观幸福感影响家庭资产选择的重要机制。以往研究表明，个人情绪影响决策行为。Isen和Patrick的“情绪维持假说”认为，处于积极情绪的个体一般会为了维持积极情绪而避免冒险，而处于消极情绪的个体会为了改变消极情绪而倾向于冒险[20]，相反，Fredrickson则认为，处于积极情绪的个体会引发更加乐观和积极的评估和判断，从而更愿意承担风险，前者与后者结论存在争议[21]。将主观幸福感视为积极的情绪，Kennon研究发现主观幸福感与创业动机显著相关，但是目前学术界尚无证据表明主观幸福感与创业动机之间的相互作用能够对资产选择决策产生影响[22]。为弥补该领域的文献不足，本文基于“情绪维持假说”提出原假设：如果具有创业动机的居民，当其主观幸福感提高时，则会降低参与风险资产投资的可能性，并相应减少风险性较高资产的投资比重，从而为创业需求留存更多的高流动性资产。

本文依据尹志超等人对创业动机界定，对于家庭户主主动“从事个体经营或企业经营”，且其从事经营或企业经营的原因是“想自己当老板”“挣得更多”“更灵活自由”，则视其具有创业动机，反之，则视其缺乏创业动机[17]。表5第1～3列汇报的是引入工具变量的IV/Probit估计结果。第1列结果显示，主观幸福感对于没有创业动机的居民与有创业动机居民参与房产投资的关系显著为正，其中，主观幸福感对有创业动机居民参与房产资产的促进作用更为强烈。第2列结果显示，主观幸福感对有创业动机居民参与储蓄的动机负向影响更明显。第3列结果显示，主观幸福感的回归系数仍不显著，说明主观幸福感与创业动机二者并不能对家庭股市参与行为产生协同促进作用。

表5 主观幸福感与创业动机对资产选择的影响

接下来，表5中第4～6列汇报的是引入工具变量的IV/Tobit估计结果。对缺乏创业动机的居民而言，主观幸福感对房产比重、储蓄比重、股票比重影响的系数均为负，且不显著，说明主观幸福感与创业动机二者并未对缺乏创业动机居民的资产选择比重产生显著的影响。对于有创业动机的居民而言，主观幸福感对房产比重、储蓄比重的作用方向和显著性没有明显的变化。然而，主观幸福感对有创业动机居民的股票投资比重的影响虽然仍然为正，但是系数变成了不显著，说明幸福感的提升不会增加有创业动机居民增加股票投资比重，究其原因，可能是具有创业动机的居民会主要将资金用于创业项目的投资，而不会或减少投资于风险较高资产的比重，这个可能成为解释有创业动机居民不愿意增加风险资产投资的实证分析证据。

2．主观幸福感与心理安全感。心理安全感是通过人类对外在社会整体安全感与个体的内在安全感两个方面来反映的。根据不确定性理论，风险是无法完全消除的，人们在社会生活环境中会面临多种多样的不确定性，这些不确定性的体验对个体的情绪、认知和行为有着显著的影响，因此，个体有降低这种不确定性的需求和动机[23]。降低不确定感又有多种路径可供选择，可以采用保守的方式，也可以创造性的解决问题。依据经济学基本原理可以推论，为了尽量避免风险或使其损失最小化，可能尽最大努力获得更多的财富，以营造一个更具有安全感的环境。

本文选用居民对经济环境的预期来表示其外在的经济安全感。CHFS2011调查中询问了“您预期中国未来三到五年的经济形势与现在比较会如何变化？1.非常好；2.较好；3.几乎不变；4.较差；5.非常差”，如果居民预期未来三到五年经济形势非常好、较好，则视其外在的“经济安全感”较高；否则，视其经济安全感较低。表6中第1～2列结果显示，在经济安全感影响下，主观幸福感对居民房产和储蓄参与的影响机制没有变化，但是系数大小存在差异，这说明经济安全感对这两种资产参与概率仍可能存在不同的影响。表6第3列结果显示，经济安全感较低的居民，主观幸福感的边际效应在10%置信水平上显著为正，而对于经济安全感较高的居民的边际影响没有显著变化。这个结果表明在预期未来宏观经济风险较高的情况下，由于居民感知到经济环境不安全时，往往会伴随强烈的情绪反应，因为担心未来收入减少，而违背其相对安全的投资组合策略，更加可能在投资决策上“铤而走险”，增加在当期参与股票这样的风险较高资产的概率。

表6第4～6列结果还显示，对经济安全感较差的居民而言，主观幸福感对家庭资产选择比重影响的边际效应变得不显著，这说明主观幸福感与经济安全感之间的协同作用对于家庭资产配置比重具有一定的解释力，提高幸福感可能导致缺乏经济安全感的居民在资产决策上主动选择观望态度。对于经济安全感较高的居民而言，主观幸福感对居民储蓄比重的边际效应影响仍在5%置信水平上为显著负。上述结果说明，经济安全感是主观幸福感影响居民家庭资产选择的重要机制。

表6 主观幸福感与经济安全感对资产选择的影响

另外，本文又以居民本体性安全感描述内在安全感，并检验了本体性安全感对居民资产选择动机和比重的影响。本文将“平时坐车或开车时，您是否会经常注意系好安全带？”，居民回答“1.是”，则视其本体性安全感较高，具有较好的风险管理能力；而回答“2.否或3.看情况”，则视其本体性安全感较差，风险管理能力较弱。表7中第3列结果显示，对本体性安全感较强的居民而言，主观幸福感对家庭参与股票投资的边际效应在5%置信水平上显著为正。而主观幸福感对本体性安全感较低的居民的影响的边际效应改变为负，但是不显著。这样的结果可以说明，对于本体性安全感较高的居民而言，较强的自我风险管理意识和能力显著增加了其参与风险较高的股票的投资概率，相反，本体性安全感较低的居民参与股市的概率受到了显著的负向作用。表7第6列结果显示，主观幸福感对股票投资比重的影响仍然为正，但是显著性变为不显著，这说明居民个体性安全感是主观幸福感影响家庭资产配置的重要机制，二者交互作用可能造成居民在家庭资产配置过程中，对选择增加股票投资比重的行为决策更为谨慎。

3．主观幸福感与利他人格。近年来，利他人格这一人格心理学概念得到越来越多研究者的认可和关注。利他人格认为，社会责任、同感意味着更多地关心他人，很大程度上促使人表现出助人行为和社会责任感，并积累形成社会资本[24]。慈善捐赠是利他行为的一种典型形式，是利他人格的一种外在表现，它是指自愿给予他人金钱、物品或者服务的行为，一般由自身能够承担社会责任的经济能力所决定的，且可能对经济行为与社会发展发挥重要作用，而Fukuyama的观点却认为并非所有的社会资本积累都会带来最优的结果[25]。幸福的人一般具有更多的物质和精神财富，往往更加愿意承担社会责任，这种正向情绪和利他的人格特征可能产生强烈的交互作用，并影响个体在自身经济利益追求过程中的行为决策及结果，形成影响家庭资产选择行为的重要机制[26]。

表7 主观幸福感与本体性安全感对资产选择的影响

本文采用CHFS2011问卷中慈善捐赠问题以衡量居民利他人格，即“当时，您家为汶川地震灾区总共捐赠多少钱？物资请折算成钱。”中回答的捐助金额的自然对数，其慈善捐赠金额在中值以上的划分为表现利他人格的个体，否则视为表现利己人格的个体。表8中第1列结果显示，主观幸福感对利己人格的居民参与房产投资概率的影响仍然为正，但是系数变成不显著，同时，第4列结果还显示，主观幸福感对利他人格表现明显的居民投资房产比重的边际效应也变为不显著。第3列结果显示，主观幸福感与利己人格的居民的边际效应系数变为显著为负，而主观幸福感对表现利他人格的居民的边际效应系数变为显著为正，说明愿意承担更多社会责任的居民，在投资上并没有采取保守的投资策略，反而参与高风险资产投资的概率更高。究其原因，可能是因为表现利他人格个体，幸福感的提升可能促进其更多参与投资行为，以获得满足其慈善捐赠需求的资金来源，所以更有可能参与高风险的股票市场。此外，表8第6列结果还显示，主观幸福感对上述两类居民持有股票比重的影响虽然保持为正，但系数不显著。这些结果能够表明利他人格的确是主观幸福感影响居民参与资产配置行为的概率及配置比重的重要因素。

表8 主观幸福感与慈善捐助对资产选择的影响

五、研究结论与政策启示

本文研究表明：首先，居民主观幸福感的提升对投资家庭资产的参与动机和比重具有重要的作用；其次，居民自主创业动机能够对居民家庭资产选择形成“挤出效应”，其降低了个体参与股票投资的概率以及在家庭中配置股票的比重；最后，主观幸福感对居民储蓄、房产、股票的投资参与的作用可以通过人格特征因素形成影响机制来实现。目前该领域的研究尚处在起步阶段，有待于进一步的更加系统深入的研究，但以上发现支持了居民投资选择的幸福经济学理论解释，特别是基于非理性因素的内生作用预期。基于以上研究结论，本文得出以下政策启示：

一是就金融管理机构而言，由于居民幸福感的持续提升，可能促进居民家庭资产配置的优化，推动金融消费需求扩大，因此，一方面建议金融管理机构进一步推动金融市场体制机制改革创新，特别是推动资本市场信息披露的及时性和公开透明化，努力营造健康有序的资本市场和股票市场。同时，为金融产品的多元化创造有利条件，增强资本市场多样性配置能力。以健康完善的市场和多元化的产品，满足居民日益增长的金融产品消费需求；另一方面加强金融基础知识和风险管理知识的普及性宣传，帮助居民获取金融知识，了解金融产品，对可能的风险进行有效评估和判断，引导广大居民正确参与金融市场，实现家庭财富的保值增值，实现共建和谐社会。

二是就金融机构而言，随着资本市场的不断发展壮大，幸福感的持续提升，可能导致居民降低家庭资产配置中储蓄的比重，转而投资其他资产，如房产、基金、理财、保险、股票等。因此，作为商业银行，应有效利用现有存款客户资源，积极开拓收益更高的理财产品，实现居民由储蓄到理财的顺利过渡；其他金融机构，应抓住我国资本市场日趋成熟、投融资功能更加完善、居民参与资本市场的意愿逐步加强的机遇，要在金融制度改革安排上落实创新，在金融资源禀赋和金融结构的供给侧，做到“量体裁衣”和“最优配置”，完善市场功能，开发既能够实现财富增值又满足流动性需求，如子女教育保险、家庭医疗保险等更多样的金融产品，弥补银行理财产品相对单一的缺陷，满足居民多元化金融消费需求，维持经济长期增长。

三是就政府而言，居民幸福感不仅是个人主观评价，更是一个复杂的社会现象。幸福感的持续提升，特别是主观幸福感与人格特征交互作用，将促进居民金融消费，繁荣金融市场，改变过去由投资和出口拉动经济增长的传统模式。通过影响居民资产配置决策，进而影响经济发展和增长方式。因此，在经济和社会同时转型的关键时期，政府在制定宏观经济政策时，应充分考虑将如何持续提升居民幸福感与如何推动经济社会资源的有效配置完美结合的系统性问题，以期迟早实现经济转型。

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(责任编辑：肖加元)

2016-05-21

教育部人文社科青年项目“新常态时期农村居民家庭消费—投资行为的实证与动态模拟研究”(15YJC790117)；西南政法大学资助项目“城镇化与金融深化对农村居民消费及结构的影响”(2014-XZRCXM009)

周雅玲(1982— )，女，重庆人，西南大学经济管理学院博士生； 于文超(1987— )，男，山东潍坊人，西南政法大学经济学院讲师； 肖忠意(1983— )，男，重庆人，西南政法大学经济学院副教授，西南财经大学中国家庭金融调査与研究中心访问学者。

F830.9

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1003-5230(2017)01-0047-10