工作压力对家庭风险性金融资产配置的影响<br/>——基于2016年和2018年CFPS调查数据

工作压力对家庭风险性金融资产配置的影响
——基于2016年和2018年CFPS调查数据

2022-03-14李文豪

新疆财经大学学报 2022年1期

李文豪，逯进

（青岛大学，山东青岛 266061）

一、引言

改革开放后，我国经济长期保持稳定增长，带动了居民家庭财富快速积累。瑞信研究院发布的《2021年全球财富报告》显示，截至2020年底，中国家庭财富总值约为74.88万亿美元，仅次于美国，排名世界第二。与此同时，随着市场化进程的稳步推进，我国资本市场迅速崛起。然而，受思想观念、市场风险、行业规范等因素影响，当前中国家庭的风险性金融资产持有概率仅为5%左右①根据2018年CFPS家庭数据库数据计算得出。，金融市场参与度远落后于金融市场发展较为完善的欧美发达国家，我国金融市场存在着较为明显的“有限参与”问题，不尽合理的家庭资产配置结构无法有效促进家庭财富的持续积累。因此，深入探讨影响我国居民家庭金融资产配置的主要因素，对于提高资本市场效率、促进家庭财富积累具有重要的现实意义。

随着现代社会生活节奏的不断加快，日益增大的工作压力和生活压力对个人、家庭、社会皆产生了较大影响。既有研究发现，工作压力会导致个体健康状况、心理状态、行为选择发生重大变化。具体表现为：工作压力可能会影响个体的工作绩效与收入水平，且过大的工作压力会使个体产生较多的负面情绪，危害个体的身心健康；此外，在承压状态下，不同的人格特征会放大或弱化个体可能产生的心理变化，具有不同人格特征的个体在投资决策和风险偏好方面的表现也不尽相同。这意味着工作压力与人格特征之间可能存在交互作用，并最终影响家庭风险性金融资产的配置。

基于上述基本认识，本文拟深入探讨以下问题：第一，个体工作压力的增大会对家庭风险性金融资产配置产生何种影响？第二，工作压力会通过何种路径影响家庭风险性金融资产配置？第三，具有不同人格特征的个体在承压状态下其家庭风险性金融资产配置会有何种区别？

二、文献综述

工作压力一直是个体行为研究中的重要内容。长时间高强度工作会危害个体的身心健康，影响其情绪状态，导致其工作绩效降低，甚至出现缺勤、离职等行为。除了对工作压力的界定和工作压力的诱因等基础内容的讨论外，这一领域的研究主要涉及两个方面。第一，长时间的高强度工作会使个体工作压力过大，进而增大其行为偏离的可能性，如情绪衰竭、人格解体、个人成就感丧失［1］。具体表现为承压个体对工作缺乏热情，在工作中对待他人更加冷漠，并倾向于对自己的工作成效进行负面评价，进而影响个体的工作绩效并对其收入水平产生一定程度的影响［2］。第二，上述消极情绪的积累又会直接或间接影响个体的心理平稳和风险偏好，这不仅会影响个体的工作行为及工作效率，还会对个体的健康状况产生较大的影响。工作压力越大，个体罹患焦虑、抑郁等心理障碍疾病的概率越大，同时其身体健康状况越差［3］。有学者研究发现，压力水平的升高会恶化个体的睡眠质量，进而影响个体的健康水平［4］。值得注意的是，工作中的不安全感作为工作压力的重要来源，亦会对个体的工作幸福感和工作投入程度产生较大影响［5］。

在家庭金融资产配置方面，既有研究从年龄结构、收入结构、参与成本、财富效应、风险偏好等方面对家庭风险投资进行了分析，已形成较为系统的结论。例如：随着个体年龄的增长，其未来收入预期不断降低、遗赠动机不断增强，进而会降低其金融市场参与度［6］；健康状况会影响个体风险偏好及其在资本市场的表现，健康状况较好的家庭往往持有较多的风险性金融资产［7］；金融素养较高的家庭，其风险性金融资产持有量和盈利能力相对较高［8］；家庭财富的增加会通过提升个体风险承受能力进而提高其参与资本市场的积极性［9-10］；金融市场化程度会通过影响金融可得性进而影响家庭的信贷约束，并最终影响家庭参与金融投资的积极性和金融资产持有比重［11］。

综上所述，工作压力作为影响个体行为的重要因素，其可能对家庭风险性金融资产配置具有重要影响。基于此，本文匹配了2016年和2018年两轮中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS）问卷，形成有效的短面板数据集，尝试探讨工作压力对家庭风险性金融资产配置的影响。

三、变量选取与模型设定

（一）数据来源

本文主要采用北京大学中国社会科学调查中心的中国家庭追踪调查（CFPS）数据。CFPS于2010年正式开始进行基线调查，此后分别于2012年、2014年、2016年、2018年开展了多轮全样本追踪调查，覆盖了全国大部分省（区市），全面反映了我国社会、经济、人口、教育和健康的变迁，代表性较强。本文将家庭问卷中的财务回答人作为家庭财务决策人，根据财务决策人代码将家庭问卷和成人问卷进行匹配，并剔除数据缺失和数据不适用的样本，最终得到8694个观测值。

（二）变量选取

1.被解释变量。本文的被解释变量为家庭风险性金融资产配置，并以家庭风险性金融资产持有概率和家庭风险性金融资产持有比重进行衡量。在家庭风险性金融资产持有概率方面，CFPS问卷将金融产品分为股票、信托、基金、国债、外汇，上述金融产品或多或少带有一定的风险性，因此本文将问卷中“是否持有金融产品”这一问题定义为是否持有风险性金融资产。该问题测度了家庭是否参与风险性金融资产投资，回答“是”赋值为1，回答“否”则赋值为0。同时，本文将风险性金融资产占家庭总资产的比重定义为家庭风险性金融资产持有比重，其衡量了家庭持有风险性金融资产的比重，为连续变量，取值范围介于0～1之间。

2.解释变量。本文的解释变量为工作压力，借鉴赵秀清［2］和温九玲［12］等人的做法，从CFPS问卷中筛选出影响工作压力的3个因素。一是职业发展，由“对自己未来信心程度”这一问题衡量，个人对于未来的信心程度越高，就会认为自己未来的工作和生活越好。二是工作满意度，由“工作整体满意度”这一问题衡量，个体对于工作状况越满意，其工作的稳定性和可靠性越高。按问卷打分范围，本文对数据进行了重新赋值，通过倒序处理将变量赋值为1～5，数值越高代表工作满意度和对未来信心程度越低，即意味着工作压力越大。三是工作条件，以“工作保障”系列问题来衡量，问卷中对工作保障主要是以个体所拥有的各类保险来衡量①CFPS问卷中涉及的保险共5类，即养老保险、工伤保险、生育保险、失业保险、医疗保险。。本文将拥有某项保险赋值为0，否则赋值为1，个体的工作保障赋值范围为0～5，数值越大代表工作保障程度越低，个体的不安全感和工作压力越大。对上述3项指标取平均值可合成工作压力综合指数，数值越大代表个体工作压力越大，反之则越小。

3.控制变量。本文借鉴尹志超［8］和吴卫星［13］等人的做法，分别从家庭人口特征和家庭经济特征两方面选取控制变量。家庭人口特征方面选择的问题如下：财务决策人的年龄、财务决策人的性别（女为0，男为1）、财务决策人的户口所在地（城镇为1，乡村为0）、财务决策人的婚姻状况（已婚为1，未婚、离婚、丧偶、同居为0）、财务决策人的健康状况（赋值范围为1～5，数值越大代表健康状况越好）、财务决策人的家庭人口规模（赋值范围为1～14，数值代表家庭成员数量）、财务决策人是否具有宗教信仰（有宗教信仰为1，否则为0）。家庭经济特征方面选择的问题如下：当前住房所有权（家庭成员拥有完全产权为1，否则为0）、家庭负债情况（有负债为1，无负债为0）、家庭房产总价值（包括现住房和其他房产总价值，且为使数据平稳而进行了对数化处理）。主要变量的描述性统计见表1。

表1 主要变量的描述性统计

（三）模型设定

首先，本文引入Probit模型考察工作压力对家庭风险性金融资产持有概率的影响，模型如下：

式（1）中，Probit(Allocationi=1)表示家庭风险性金融资产持有概率，Xit表示工作压力，cit表示系列控制变量，εit为随机扰动项。

其次，进一步构建面板Tobit模型估计工作压力对家庭风险性金融资产持有比重的影响，模型如下：

式（2）中，Tobit(Allocationi)表示家庭风险性金融资产持有比重，其他变量含义如前。

四、实证分析

本文对2016年和2018年CFPS调查问卷问题进行匹配和处理，组成短面板数据集，通过Hausman检验发现，采用固定效应模型和随机效应模型的回归结果差异并不显著，考虑到本文所采用的面板数据时间跨度较短且截面个体较多，因此选择随机效应模型进行回归分析。

（一）基准回归

由表2基准回归结果可知，工作压力与家庭风险性金融资产持有概率和持有比重均具有强烈的负相关关系，表明工作压力的增大会显著降低家庭持有风险性金融资产的积极性和持有比重。边际效应回归结果显示，工作压力每增加一个单位，家庭风险性金融资产持有概率和持有比重分别降低1.15%和0.53%。

表2 基准回归结果

产生上述结果的原因可能在于：工作压力较大的个体往往需要花费更多的时间和精力来应对较高的工作要求，从而降低了其参与风险性金融资产投资的积极性。同时，个体在进行风险性金融资产投资时，往往需要从庞杂的信息库中寻找高质量信息并作出判断，这一过程需耗费大量精力。这意味着对于工作压力较大的人群而言，参与风险性金融资产投资所需的时间和精力成本相对较高，这会明显抑制其投资欲望。值得注意的是，工作压力会影响个体的情绪状态，工作压力较大的个体更易出现情感消耗过度、疲惫不堪、精力不足、工作生活的内生动力降低等现象。在此情况下，该类个体更倾向于负面评价自己的能力［14］，最终导致其参与风险性金融资产投资的积极性下降［15］，家庭风险性金融资产持有比重降低。

（二）稳健性检验

1.替换风险资产。一般而言，除金融资产外，部分个体可能会选择投资房产。CFPS家庭问卷设置了“其他房产市价”这一问题，该问题衡量了家庭除现住房以外还拥有的其他房产总市值。因此本文引入除自有住房之外的房产投资作为风险性金融资产的替换变量，并将其定义为风险性资产，回归结果见表3。由表3可知，替换被解释变量后，工作压力与风险性资产持有概率和持有比重依然具有强烈的负相关关系，表明基准回归结果是稳健的。

表3 替换风险资产的回归结果

2.替换工作压力。CFPS问卷设置了“每周工作时间”这一问题。一般认为工作时长的增加大多会降低个体工作满意度和职业幸福感，使个体的工作压力上升［16］，加重其心理和生理负担。因此本文借鉴吴卫星和尹豪［13］的做法，用工作时间替换工作压力进行再估计，结果见表4。由表4可知，工作时间与家庭风险性金融资产持有概率和持有比重都具有显著的负相关关系，表明基准回归结果是稳健的。

表4 工作时间对家庭风险性金融资产配置的影响

（三）内生性检验

考虑到解释变量与被解释变量之间可能存在双向因果关系，因而还需进行内生性检验。既有研究表明，睡眠会影响个体的工作状态和工作行为［17］，睡眠时长不足或睡眠质量变差会在一定程度上影响个体的压力感知。睡眠时长与工作压力具有相关性，但是睡眠时长与家庭风险性金融资产配置并无直接关系，符合工具变量的选择标准。

本文参考刘艳等［18］的做法，使用工作日睡眠时间衡量睡眠时长，对睡眠时长处于7～9小时之间的赋值为3，处于6～7小时与9～10小时的赋值为2，处于其他时长的赋值为1，得分越高代表睡眠时长越合理。通过两阶段工具变量法再次进行回归，并根据Wald检验结果判断变量是否存在内生性问题，回归结果见表5。由表5中对外生性原假设的检验结果可知，模型（1）和模型（2）均在5%水平上通过了Wald检验，表明采用工具变量法是合适的。从表5回归结果来看，工具变量的一阶段F值分别为59.46和66.89，均远大于在10%偏差水平的临界值16.38［19］，表明本文选取的工具变量不是弱工具变量。工具变量回归结果的系数显著性和方向与前文基准回归结果一致，说明在考虑了模型的内生性后前文的研究结论依旧是稳健的。

表5 工具变量回归结果

五、调节效应和中介效应检验

（一）人格特征的调节效应

人格特征作为个体心理表征的重要指标，会显著影响个体投资决策［20］，具有不同人格特征的个体，其承压能力和受压状态会存在较大差别。基于这一基本事实，下文构造一个基本假说即工作压力会影响个体风险性金融资产持有概率和持有比重，而投资者个体的人格特征会放大或者弱化工作压力对其投资行为的影响。为验证这一假说，本文引入人格特征作为调节变量，观察其是否在工作压力与家庭风险性金融资产配置的关系中具有调节效应。

本文采用国际通用的“大五”人格分类法［21］进行分析，该方法主要通过5个维度来衡量人格特征，即神经质、严谨性、外向性、开放性、顺同性。其中，神经质体现个体情绪稳定性，严谨性体现个体审慎程度与成就感，外向性体现个体活跃度与进取心，开放性体现个体革新精神、好奇心及对传统观念的信任程度，顺同性体现个体易与他人合作及对他人的宽容和信任程度。人格特征变量说明详见表6。

表6 人格特征变量说明

本文借鉴李涛和张文韬［22］的做法，从CFPS问卷中筛选出相关问题衡量人格特征，主要包括两类：一是CFPS问卷中的自评问题，打分区间为1～4；二是由访员评价的问题，打分区间分别为1～5、1～7、1～10。本文采用离差标准化方法对上述问题得分进行无量纲化处理，该方法是对原始数据进行线性变换，将数据映射到［0，1］之间，分数越高代表该维度人格特征越明显。工作压力与人格特征各维度的交互项回归结果见表7。由表7可以看出：其一，神经质人格特征强化了工作压力对家庭风险性金融资产配置的负向影响。这可能是由于个体神经质人格特征越明显，其承受压力与情绪调节能力越差，焦虑、紧张等负面情绪对该类个体影响较大，进而在一定程度上放大了工作压力对家庭风险性金融资产配置的负向影响。其二，工作压力与外向性人格特征交互项系数为正，表明当个体外向性人格特征越明显时，工作压力对家庭风险性金融资产配置的负向影响越弱。可能的原因在于个体外向性人格特征越明显，其自我肯定程度与风险偏好程度就越高，那么其参与风险性金融资产投资的可能性就越大［23］。其三，工作压力与顺同性人格特征的交互项对家庭风险性金融资产配置的影响显著为正。可能的原因在于顺同性人格特征明显的个体更易于与他人合作，善于沟通，偏好体验积极情绪。同时，该类个体不易焦虑和紧张，在进行决策时更加理性。因此，顺同性人格特征越明显，个体在面对较大工作压力时产生的负面情绪越少，进而弱化了工作压力对家庭风险性金融资产配置的负向影响。此外，工作压力与严谨性人格特征、工作压力与开放性人格特征的交互项对家庭风险性金融资产配置的影响均不显著。这可能是因为在衡量严谨性人格特征和开放性人格特征时，更关注个体的生活细心程度和对传统观念的认可程度，上述二者都是个体在日常生活中形成的习惯和潜移默化的观念，这类人格特征所代表的个体心理特征较为稳定，因此难以影响工作压力对风险决策的负向作用。

表7 工作压力与人格特征各维度的交互项回归结果

（二）中介效应检验

既有研究表明，工作压力会对个体的健康状况产生较大的负面影响［24］，个体健康状况又会显著影响其风险偏好和投资决策；同时，工作压力会影响个体的工作绩效，从而影响个体的收入水平，个体收入水平又会在很大程度上影响其家庭资产配置［9］。因此，本文引入收入水平和健康状况作为中介变量，从CFPS问卷中筛选出相关问题进行衡量，进一步观察工作压力是否会通过这两个中介变量影响家庭风险性金融资产配置。本文选择CFPS问卷中“过去12个月总收入”这一问题构建收入水平变量，并对变量数值进行对数化处理；选择CFPS问卷中“健康状况”这一问题构建健康状况变量①本文参考孟亦佳［25］的做法，将原始问卷中“非常健康”“很健康”“比较健康”定义为“健康”并赋值为1，将“一般”和“不健康”定义为“不健康”并赋值为0。。

本文借鉴温忠麟和叶宝娟［26］的做法，设定如下中介效应模型：

其中，Mit为中介变量，其余变量含义与主回归一致。首先对式（3）进行回归，以确定被解释变量与核心解释变量的关系α1是否显著。其次对式（4）进行估计，考察中介变量与解释变量的关系β1是否显著。最后对式（5）进行估计，考察被解释变量与中介变量的关系γ2是否显著。如果α1、β1、γ2都显著，则表明中介效应存在，否则需进行Sobel检验以确定是否存在中介效应。中介效应检验结果见表8。

表8 中介效应检验结果

1.健康状况的中介效应。由表8可知，工作压力对个体健康状况具有较为明显的负向影响；个体健康状况与其家庭风险性金融资产持有概率和持有比重都具有较为明显的正相关关系，这意味着个体的健康状况越好，其家庭越倾向于持有风险性金融资产；工作压力对家庭风险性金融资产持有概率和持有比重依旧具有明显的负向影响。通过以上结果可以看出，工作压力增大会使个体的健康状况变差，因此其家庭有可能减少所持有的风险性金融资产，并将部分资金用于健康管理。由此可以进一步验证，个体健康状况是工作压力影响家庭风险性金融资产配置的一个重要途径。

2.收入水平的中介效应。由表8可知，个体工作压力增大会对其收入水平产生显著的负向影响，即工作压力增大会降低其家庭收入水平。同时，作为中介变量的收入水平在1%水平上显著正向影响家庭风险性金融资产持有概率和持有比重，工作压力依然对家庭风险性金融资产持有概率和持有比重具有负向影响。综上可以认为，个体工作压力增大，其工作能力和工作效率可能会降低，这会在一定程度上抑制其获得更高的收入，甚至还可能降低其现有收入，并最终影响其家庭收入。家庭收入水平越低，其在风险性金融资产配置过程中的预算约束就越强，风险厌恶水平也越高，进而会显著降低家庭风险性金融资产持有概率和持有比重［27］。由此可以验证，个体收入水平是工作压力影响家庭风险性金融资产配置的另一个重要途径。

六、异质性检验

前文基于全样本回归讨论了工作压力对家庭风险性金融资产配置的影响，在此基础之上需要进一步考虑的问题是，由于样本家庭之间差别较大，不同家庭的风险投资特征也不同，因而可能会产生异质性影响。为此，下文将从家庭财务决策人的性别和工作类型两方面对由样本差异而产生的异质性特征进行检验。

（一）性别异质性检验

结合CFPS调查问卷的特征，本文按不同性别对样本进行分组，回归结果如表9所示。由表9可知，工作压力对男性和女性的风险性金融资产配置都具有显著的负向影响，但影响程度存在着较为明显的差异。男性工作压力每提高一个单位，其家庭风险性金融资产持有概率和持有比重分别会下降0.73%和0.41%；而对于女性来说，这一影响为1.72%和0.71%。这表明当工作压力增大时，女性会更加倾向于减少家庭风险性金融资产配置。可能的原因在于：一方面，多数女性在工作中遇见突发情况时相较于男性的风险抵御能力较弱，工作安全感相对较低，其会更重视资产的风险属性，在构建投资组合时更倾向于选择确定性较高的资产。另一方面，除工作压力外，女性还面临着较大的生活、家庭压力，而工作和生活之间的矛盾冲突又进一步加重了女性的压力感知。在两方面原因的共同作用下，财务决策人为女性的家庭的风险性金融资产配置更易受到工作压力的影响。

表9 性别异质性检验结果

（二）工作类型异质性检验

结合CFPS调查问卷的特征，本文将样本个体的工作类型划分为他雇（包括非农散工、农业打工、非农受雇样本）和自雇（包括私营企业、个体工商户、其他自雇、自家农业生产经营）两种，分别进行异质性检验，检验结果见表10。

表10 工作类型异质性检验结果

由表10工作类型异质性检验结果可知，工作压力对自雇个体和他雇个体的家庭风险性金融资产持有概率和持有比重都具有明显的负向影响。具体而言，工作压力对他雇个体家庭风险性金融资产持有概率的影响要高于自雇个体。这可能是由于他雇个体存在更为明确的工作绩效和工作指标硬要求，当工作压力增大时，其会将有限的精力专注于工作之中，因此对金融市场的参与产生了较为明显的替代效应［13］。同时，工作压力对自雇个体风险性金融资产持有比重的负向影响要高于他雇个体。这可以理解为：对于自雇个体来说，其生产经营和信贷约束压力一般高于他雇个体，因此当自雇个体工作压力增大时，为防止企业生产经营出现大的波动，其更倾向于将有限的资金用于生产经营，从而挤占了家庭风险性金融资产的持有比重。