家庭创业、资产配置偏好及其影响机制研究

庞懿玮，谢绵陛

（集美大学财经学院，福建厦门361021）

2019年3月，习近平总书记在参加十三届全国人大二次会议福建代表团审议时，就创新创业的发展环境问题发表了重要讲话。他强调需要借改革开放的动力，促进营造利于创新创业发展的环境，这样我们才可以在国际中有足够的影响力和竞争力。在党的号召下，经过几年的努力，我国创新创业蓬勃发展，创新创业的主体日趋多元，同时各类平台也不断丰富，社会的创新创业氛围日趋浓郁，理念更是深入人心。作为创新事业的主力军，创业者们推动了经济的进一步增长，促进了经济的转型升级，成为稳定就业和解决就业问题的重要支撑。

居民家庭金融配置情况反映着一个国家经济发展程度，而学者们对家庭金融（Household Finance）的研究，近期也从人口结构特征角度转为从个体特征角度出发解释不同群体效用极大化的家庭资产配置的合理安排。参考历史文献，创业者的薪资模式不同于工薪阶层或务工人员等非创业者，相比之下可支配资金更加灵活，因此有更多资金参与金融投资。有学者认为，创业者普遍具有较高风险偏好，因此在金融投资上也偏好于配置风险较大的金融资产。还有学者认为，创业者更偏好于将自己的资金更多投资于自身事业，相反在金融资产投资时相对较为保守。也有学者综合上述看法，认为创业者金融投资行为是上述二者博弈结果。而创业家庭毋庸置疑是我国当前具有代表性的特色群体，其家庭金融配置行为也具有一定代表性。

总之，中国经济目前正处于转型发展阶段，民营企业发展机遇与困难并存，因此创业者的家庭金融资产配置选择是一个复杂的过程。那么，本文提出一个重要的学术问题，相较于非创业者，创业者的家庭资产配置具有怎样的偏好特征？这种个体职业特征差异应当怎样解释？鉴于此，本文运营CHFS2015年微观数据，以受访者职业特征（创业家庭）为解释变量，研究创业家庭资产配置偏好及形成的机制，以期为已有的金融研究做必要的理论补充，同时为政策制定与实践提供理论证据。

一、创业家庭资产配置偏好研究可行性分析

（一）家庭资产配置偏好研究的必要性

如今，家庭单位的经济活动已经不再是传统经济学中简单的储蓄和消费。在我国“提高财产性收入”的宏观政策引导下，中国家庭也逐渐提高了家庭资产配置的意识。然而，国内外学者发现，资本市场“有限参与之谜”的问题普遍存在于不同国家——虽然资本市场不断完善，金融产品供给不断增加，家庭可支配收入也显著提高，但是总体来说资本市场的参与率却一直处于较低水平。学者甘犁（2015）通过研究发现，我国仅有10.4%的居民参与到家庭金融市场中，而股票市场的参与人数更少，只有6.5%。通过研究不同人群对金融市场的参与态度，发现从年龄、性别，到教育、婚姻，甚至健康状况都会影响到家庭的资产配置偏好（彭川，2018）。除此之外，家庭收入（胡枫，2016）、家庭结构（樊纲治、王宏扬，2015）、家庭的资产流动性约束（尹志超、宋鹏、黄倩，2015）、户主的风险态度（王聪、姚磊、柴时军，2017）和家庭与社会的互动程度（郭士祺、梁平汉，2014）也均会产生影响。

（二）创业家庭与非创业家庭的差异性

通过研究发现，创业家庭与非创业家庭的户主在个体特征与收入特征上的确存在着差异性。

个体特征差异主要表现在家庭创业的积极性会随着户主年龄的增长逐渐减弱。男性户主，且家庭规模比较大的家庭偏向于创业。但户主受教育越久，反而阻碍创业（敖堃，2016）。对于创业者的风险偏好特征，Hvide和Panos（2014）研究表明创业者的确会有更大的风险偏好，且东部地区居民创业意愿比西部更强，中部表现为更活跃。同时，创业者特别是成功的创业者的流动性约束也普遍会小于非创业者（程郁、罗丹，2009）。对于两者的收入特征差异，胡枫（2017）从工作满意度的角度进行研究发现创业者的工作的满意度更高。而高强、潘阳春与吴柏钧（2015）也实证发现创业者的年收入显著高于非创业者，但创业者也面临更大的收入不确定性。而金融学家Merton（1975）认为，家庭经济不确定性的重要影响因素之一是未来劳动收入，创业者较大的未来劳动收入不确定性将导致其家庭经济不确定比非创业者更大，而家庭财富作为家庭收入的累计表现，同样在创业者与非创业者的差异也较大。与此同时，吴雨、彭嫦燕和尹志超（2016）等学者研究发现财富也是影响家庭资产配置选择的重要因素之一。

从国际上的研究来看，Lin和Grace（2007）构建了一个衡量家庭财务风险的指标，称为家庭财务脆弱性指标（household financial vulnerability index，HFVI）。肖忠意、黄玉等（2018）研究发现，创业者与非创业者的家庭财务脆弱性具有明显的差异，并且孙祁祥、王向楠等（2016）通过研究发现，家庭财务脆弱性会对家庭的保险选择产生一定的影响，进而表明家庭财务脆弱性对家庭资产配置偏好也可能会有影响作用。

综上所述，本文在已有研究的基础上，得出结论：研究家庭资产配置偏好具有必要性，且创业者与非创业者两大群体的差异在个体特征和收入特征中都具有明显的差异。而在我国创业鼓励政策下，创业群体逐渐壮大，因此该群体具有足够的样本量与代表性。故本文通过对比创业者与非创业者来研究创业的家庭资产配置偏好，并尝试从收入特征来进行解释成因，以期更好地解释我国家庭金融市场中存在的“有限参与之谜”的现象，并针对此情况提出实践性建议。而本文基于文献综述中创业者与非创业者的收入特征，提出猜想：家庭财务脆弱性与家庭财富可能可以作为传导机制，解释不同职业群体对家庭资产配置选择的异质性。

本文的创新之处在于：对我国经济转型发展阶段具有代表性的职业群体创业者，研究不同群体家庭资产配置偏好的异质性，并尝试使用家庭财务脆弱性与家庭财富来解释这种异质性。

二、实证模型设定

（一）计量模型设定

家庭金融资产的配置偏好，有两种表现形式：分别是持有概率的偏好与持有比重的偏好。故本文将从上述两个维度来研究创业者的家庭资产配置偏好特点。创业者对金融资产持有概率的偏好，使用Probit模型来解释；而使用Tobit模型研究创业者对某种金融资产的持有偏好的测量。

1.使用Probit衡量选择偏好

采用Probit模型研究创业家庭对家庭金融资产参与偏好的影响。模型设定如下：

其中，Asseti=（IAsseti*＞0）=1。式中，Asseti*表示潜变量；Asseti表示是否参与家庭金融资产配置，等于1表示参与家庭金融资产配置，否则为0。Entreprei表示不同创业家庭。

2.使用Tobit衡量持有偏好

金融资产占家庭总资产的比例是截断的，故本文采用Tobit模型研究创业家庭对其家庭金融资产配置比重的影响，设定如下模型：

式中，Asseti因变量表示对应金融资产所占家庭总资产的比例，并且该样本观测值的取值范围在［0，1］之间。

（二）变量设置

本文数据使用2015年的中国家庭金融调查（China Household Finance Survey，CHFS）。该数据为西南财大的中国家庭金融调研中心在全国范围内，对中国家庭金融调查所得出的项目数据。调查样本分布在全国的25个省（自治区/直辖市）的80个县（区/市），共涉及37 340个家庭，133 183个个体的微观数据。

1.创业者

本文将经营个体或私营企业、自主创业、开网店以及自由职业依据定义归纳为创业者，其余归类为非创业者。在描述性统计中，去除缺失值后，创业者的占比为12%，创业人数的确占总人数的相当一部分比重，表明本文的研究具有实际意义。同时，借鉴已有研究成果，本文采用家庭人口特征和人口统计特征等控制变量来研究其对家庭金融资产选择偏好的影响，具体控制变量包括：性别、受教育程度、政治面貌、户籍、婚姻情况及风险偏好等。

2.金融资产

目前，对家庭金融资产类别划分，我国尚未没有明确标准。因此，本文结合各类金融产品的现金流特征与风险特征，依据凯恩斯的货币需求理论将家庭金融资产划分为交易性、预防性与投资性金融资产。其中活期存款与现金都具有高流动性、低风险的特征，符合交易性货币需求，因此归类为家庭交易性金融资产。而定期存款、债券、基金、理财产品、外币资产与贵金属等金融资产，收益期限可预期，回报稳定，风险较低，与家庭预防性货币需求相匹配，故归类为家庭预防性金融资产。其余股票与衍生品，风险较高、回报具有高不确定性等特点，属于投资行为，因此归类为家庭投资性金融资产。

3.家庭财务脆弱性

式中的因变量Impactwife，i表示，对于i家庭，当丈夫发生意外时，对其妻子经济上的影响为Impactwife，i（Impacthus，i同理）。Impacti即表示第i个受访者家庭的年总收入，其中 Ihus，i为丈夫的年收入（Iwife，i同理），αi是该家庭的边际消费倾向，通过该家庭的年收入程度进行分级赋值。Ni表示该家庭中未满18岁孩子的数量。s为依据已有文献设定的家庭规模因子，赋值情况为：s=0.678。（1）然后，本文考虑到家庭总收入、夫妻双方死亡概率及其发生意外后收入丧失年数的影响，将其设置为“权重”，将夫妻双方任意一方发生意外对另一方产生的影响，即Impactwife，i和 Impacthus，i进行加权平均，得到第 i个家庭财务脆弱性指标HFVIi。其值越大，则表明该家庭的财务越脆弱，如（4）式所示。

（4） 式 HFVIi的测量公式中即为第i个家庭中，丈夫x岁时的死亡概率（同理为第 i个家庭中，妻子y岁时的死亡概率）（2）。而a65-x则表示丈夫x岁发生意外时丧失年数的年金贴现因子（同理，a65-y表示家庭中妻子y岁死亡时丧失年数的年金贴现因子）（3）。对于年金贴现因子的赋值，参考Lin和Grace（2007）的研究，首先，由于人口死亡率在20岁到65岁之间会随着年龄的增长而外生增加，故将年龄限制设置为65岁；其次，考虑到收入与物价增长的合理假设，设定该值为5%。

4.家庭财富

本文对家庭财富水平的测量使用家庭资产净值来衡量（吴雨、彭嫦燕、尹志超，2016）。家庭资产净值变量设置为家庭总资产与总负债之差，代表一个家庭的真实财富情况。依据CHFS中的数据标签，本文总资产部分为金融资产、生产性固定资产、家庭拥有房产、家庭耐用品与家庭贵重品等资产之和；而总负债衡量为金融负债、经营性负债、房产负债、家庭耐用品负债与家庭贵重品负债与其他负债之和。

三、实证结果

（一）家庭金融资产选择偏好回归结果分析

本文使用stata13，表1为基于Probit模型检验创业家庭对其家庭金融资产配置参与情况的影响程度。表1第（1）行回归结果显示，创业家庭对交易型金融资产、预防型金融资产以及投资性金融资产的参与概率均有着显著影响。

研究创业家庭对各类金融资产的持有的概率，回归结果显示，1%的显著性水平下，创业家庭比其他家庭持有交易性金融资产的概率小9%。10%的显著性水平下，创业家庭比其他家庭持有预防性金融资产的概率大8%。1%的显著性水平下，创业家庭会比其他家庭持有投资性金融资产的概率大12%。而从家庭财务脆弱性的角度来看，1%的显著性水平下，家庭财务脆弱性每提高一个单位，家庭配置预防性金融资产的概率大1%，配置投资性金融资产的概率大60%。该结论也同样适用于家庭财富的影响程度。

表1 家庭金融资产参与概率回归结果

（二)家庭金融资产持有偏好的回归结果

本节使用Tobit模型检验创业家庭对其家庭金融资产配置比重的偏好情况。具体回归结果如表2所示：

结果显示，10%的显著性水平下，创业家庭比其他家庭持有交易性金融资产的比例小1.08%。10%的显著性水平下，创业家庭比其他家庭持有预防性金融资产的比例大12.38%。1%的显著性水平下，创业家庭比其他家庭持有投资性金融资产的比大0.57%。因此，创业家庭与交易性金融资产持有比重呈现负相关，即创业者偏好持有更少的交易性金融资产。而创业家庭与家庭预防性金融资产和投资性金融资产持有比重呈显著正相关，即创业家庭偏好持有更多的预防性金融资产与投资性金融资产。且创业家庭更偏好持有更高比重的预防性金融资产。

表2 家庭金融资产配置比重回归结果

值得一提的是，对比上述Probitt与Tobit回归结果发现：创业家庭有更大概率参与投资性金融资产的配置，但偏好于将更多资产的比例配置在预防性金融资产上。说明参与概率的偏好与持有比例的偏好是不一致的。

这一结果是因为，现实中，创业家庭通常偏好于更高的风险承受能力，因此一个创业家庭很大概率会参与投资性金融资产配置。但不一定会将大部分的资产都用来购买投资性金融资产，因为创业家庭通常对资金链的要求很高，需要在追求收益时尽可能的保证资金安全。

而从家庭财务脆弱性的影响结果来看，创业家庭中，家庭财务脆弱性越高的家庭，更不愿意占用大量资金购买交易性金融资产，而是愿意把资金用来购买预防性金融资产与投资性金融资产。同样，该结论也适用于家庭财富。

除此之外，受教育程度对交易性金融资产、预防性金融资产以及投资性金融资产均产生正向影响，且对投资性金融资产的影响程度更高。表明随着受教育程度的增加，居民也更愿意把更大比重的资金用于配置投资性金融资产。

四、机制研究

基于上述研究发现，从家庭资产配置偏好概率角度来看，创业家庭更偏好投资性金融。而相反，从家庭资产配置的比例偏好角度来看，创业家庭更偏好持有更高比例的预防性金融资产。

面对创业家庭与非创业家庭在家庭资产配置偏好上表现出的上述差异，下面，将从家庭财务脆弱性与家庭财富两方面进一步分析创业家庭对家庭资产配置偏好的影响机制。

（一）创业家庭与家庭财务脆弱性交互影响检验结果

根据本文定义，家庭财务脆弱性即夫妻双方其中一方发生意外后会对家庭财务产生影响的程度，它与家庭的调整与适应能力有一定的关系，家庭自身需要采取有效措施来抵抗外部风险。为此，本文提出研究假设：创业家庭与家庭财务脆弱性之间存在交互作用并对家庭金融资产配置行为产生影响（见表 3）。

结果表明，Probit模型下，（1）（2）（3）列表明“创业家庭*家庭财务脆弱性”的系数并不显著，即创业家庭与家庭财务脆弱性对家庭资产配置参与概率的交互影响并不显著。

表3 创业家庭与家庭财务脆弱性的交互作用检验结果

而Tobit模型下，（4）列结果显示，“创业家庭*家庭财务脆弱性”对交易性金融资产影响系数为-0.01。即表明，1%的显著性水平下，创业家庭的家庭财务脆弱性每提高1单位，就会降低10%的交易性金融资产持有比例。

对比创业家庭与“创业家庭*家庭财务脆弱性”两者的系数，发现二者系数方向一致，说明交互作用与创业家庭对交易性金融资产的偏好一致（如列（4）所示），表明家庭财务脆弱性在其中的传导作用为正。因此，可得出机制研究结论：家庭财务脆弱性的确可以解释创业家庭对交易性金融资产的作用。机制的作用过程为：对于创业家庭，财务脆弱程度越高的家庭，偏好持有更少比例的交易性家庭金融资产。换言之，家庭财务脆弱性这一解释机制在创业家庭与家庭资产配置选择的关系中，起到一个正向引导作用。

该现象的形成因素可能是，创业家庭对家庭的财务状况敏感性更高。因为对于创业家庭，家庭财务状况同时会影响家庭支出端与劳务收入端两个方面；而其他家庭，家庭财务状况仅会影响家庭支出端。因此，创业家庭对于家庭财务脆弱性就更加敏感。通过本文设定，家庭财务脆弱性反映家庭财务状况面对风险的抵御能力，家庭财务脆弱性越高，家庭财务状况的风险抵御能力就越弱。由于交易性资产通常回报较低，因此家庭财务脆弱程度高的创业者更希望通过投资较高回报的金融资产，来保证自己创业资本的充足，以期降低自己的家庭财务脆弱程度。

（二）创业家庭与家庭财富交互的检验结果

创业活动从发生前—发生—结束，家庭财富都会影响创业者的经济行为。张龙耀、王海宁（2013）认为有限的家庭财富整体上会限制创业者的选择。为此，本文提出研究假设：创业家庭与家庭财富直接存在交互作用并进而影响家庭资产选择（见表4）。

结果表明，Probit模型下，（2）（3）列表明“创业家庭*家庭财富”变量对预防性金融资产、投资性金融资产的系数显著。即1%的显著性水平下，创业者的家庭财富每增加1个单位，该家庭配置预防性金融资产的概率就降低42.47%。同理，10%的显著性水平下，创业者的家庭财富每增加1个单位，该家庭配置投资性金融资产的概率就降低53%。而 Tobit模型下，（4）（5） 列显示，“创业家庭 * 家庭财富”变量对交易性金融资产、预防性金融资产的系数显著。即10%的显著性水平下，创业者的家庭财富每增加1个单位，该家庭持有交易性金融资产比例的偏好就降低11%。1%的显著性水平下，创业者的家庭财富每增加1个单位，该家庭偏好持有预防性金融资产的比例就降低30%。

表4 “创业家庭”与家庭财富的交互作用检验结果

对比创业家庭对各金融资产配置的系数，发现交互作用与“创业家庭”对各类金融资产的系数方向相反（如列（2）（3）（4）（5）所示），说明家庭财富在创业家庭对家庭资产配置偏好的传导影响为负。综合而言，可得出结论：家庭财富的确可以解释创业家庭对预防性金融资产和投资性金融资产的作用。机制的作用过程为：对于创业者，家庭财富程度越高，会降低对预防性、投资性金融资产的选择概率；同时也会偏好持有更少比例的预防性家庭金融资产与投资性家庭金融资产。换言之，家庭财富这一解释机制在创业家庭与家庭资产配置选择的关系中，起到一个负向引导作用。

五、结论与政策建议

（一）结论

本文以中国家庭为研究对象，实证研究了创业选择对其家庭资产配置交易性、预防性和投资性金融资产选择行为的影响。通过Probit和Tobit回归模型显示，创业者的家庭资产配置具有特有的偏好。结果表明：

（1）从参与概率偏好来看，创业家庭会比非创业家庭配置交易性金融资产的概率小9%，比非创业家庭配置预防性金融资产和投资性金融资产的概率分别大8%、12%。家庭财务脆弱性每提高1个单位，家庭配置预防性金融资产的概率大1%，配置投资性金融资产的概率大60%。而家庭财富每提高1个单位，家庭配置预防性金融资产的概率大19%，配置投资性金融资产的概率大21%。

（2）从持有比例偏好来看，创业家庭比非创业家庭配置交易性金融资产的比例小1.08%，比非创业家庭持有预防性金融资产和投资性金融资产的比例分别大12.38%和0.57%。值得一提的是，对于参与概率，创业家庭有更大概率参与投资性金融资产的配置，而对于持有比例，创业家庭则偏好于将更多资产的比例配置在预防性金融资产上。说明参与概率的偏好与持有比例的偏好是不一致的。

（3）从机制研究角度来看，创业家庭与家庭财务脆弱性对家庭资产配置参与概率的交互影响并不显著。但创业家庭的家庭财务脆弱性每提高1个单位，就会降低10%的交易性金融资产持有比例。创业者的家庭财富每增加1个单位，相比于低1个单位家庭财富的创业家庭，该家庭参与配置预防性金融资产和投资性金融资产的概率会分别降低42.47%和53%。而创业家庭财富每增加1个单位，该家庭持有交易性金融资产的比例就降低11%，但持有预防性金融资产的比例就降低30%。

（二）政策建议

第一，建立健全创业群体社会保障体系。随着国家对创业的政策性引导，创业者人数与经商规模不断攀升，但经济环境的变迁增加了创业者发展的不确定性。应当着力于消除大众的不确定性感受。通过健全我国的社会保障体系，特别是扩大其覆盖面，以期减少家庭脆弱性的影响。

第二，利用政策手段鼓励居民家庭财富水平。对于居民收入问题，重点要提高大众财富存量与收入，特别是我国中低收入居民的财产性收入。重中之重是提高与稳定我国居民的工资收入和经营性收入，这两种收入是我国中低收入居民最主要的收入来源渠道，增加这两种收入，消费之外的剩余收入才可转化为财产，成为其财富存量。

第三，降低我国创业者人群金融投资参与门槛。我国金融市场参与群体多为个人投资者，因此微观家庭的投资行为对我国金融市场影响巨大。降低部分投资产品的复杂程度，以及部分降低参与金融市场的门槛要求，同时构建多元化金融产品，特别是适合创业家庭现金流的金融产品。

第四，提高创业者金融相关知识水平。国家及地方相关机构应该积极开办金融基础知识相关讲座，促进创业者对金融知识的了解，以正确引导其进行投资，有效规范我国金融市场参与群体的投资行为，进而促进我国金融市场的发展。

注释

（1）双方组成家庭后比他们单身时的消费支出减少了约20%的结果，即20%=(2-2^s)/2，由此可推导出家庭规模经济因子s=0.678。

（2）夫妻x岁的死亡概率参考中国人寿保险业经验生命表。

（3）参考Lin和Grace（2007）的设定方法，一方面，依据20～65岁人口的死亡率随年龄增加而外生增长，并且对家庭收入增长影响较大，本文设定临界年龄为65岁；另一方面，本文基于在年金贴现率中纳入收入和物价的增长信息的合理假设，暂令年贴现率为5%测算家庭户主夫妻中x岁男性和y岁女性死亡时丧失年数的年金贴现因子。