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一、 引言

隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，家庭的可支配收入在逐漸增高，從而激勵(lì)越來越多的家庭參與金融市場(chǎng)，追逐財(cái)產(chǎn)性收入。據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)(1)，至2020年，我國居民家庭人均可支配收入總額為32189元，實(shí)際增長了2.1%，這與我國的經(jīng)濟(jì)增長基本保持同步。伴隨著居民家庭人均可支配收入的提高，家庭對(duì)金融市場(chǎng)參與的需求越來越旺盛，不僅投資欲望越來越強(qiáng)烈，而且對(duì)金融產(chǎn)品多樣化的需求也與日俱增。

與此同時(shí)，隨著我國城鎮(zhèn)化建設(shè)進(jìn)程的加快，城市建設(shè)用地需求的增加，為數(shù)不少的家庭牽涉房屋拆遷的問題，而拆遷補(bǔ)償不僅會(huì)增加家庭的可支配收入，而且還可能刺激拆遷戶深度參與金融市場(chǎng)。隨著城鎮(zhèn)化的穩(wěn)步推進(jìn)，房屋改造與拆遷逐漸成為常態(tài)，所以拆遷補(bǔ)償成了不少家庭獲得財(cái)產(chǎn)性收入的主要途徑之一。按照《國有土地上房屋征收與補(bǔ)償條例》，為了公共利益的需要，征收國有土地上單位、個(gè)人的房屋，應(yīng)當(dāng)對(duì)被征收房屋所有權(quán)人給予公平補(bǔ)償，由此可知被征收人在房屋拆遷之后很容易獲得一個(gè)機(jī)會(huì)來實(shí)現(xiàn)自有住房的價(jià)值變現(xiàn)，這往往會(huì)給他們帶來一筆租金性質(zhì)的高額補(bǔ)償，因?yàn)椴辉诓疬w區(qū)域之內(nèi)的、持有類似房產(chǎn)的居民被排斥在交易之外。這些拆遷戶在得到高額的補(bǔ)償款之后，是否會(huì)通過心理賬戶的作用機(jī)制，讓家庭表現(xiàn)出更多的金融市場(chǎng)參與呢？理查德·塞勒在1980年首次指出，人們?cè)谙M(fèi)的過程中存在將金錢進(jìn)行分門別類管理和預(yù)算的心理，這種心理就是心理賬戶估計(jì)的過程[1]。不同來源的財(cái)富具有不可替代性，如固定收入和意外之財(cái)不具有替代性。在心理賬戶的作用下，消費(fèi)者會(huì)選擇依據(jù)財(cái)富獲得的難易程度來消費(fèi)，這種消費(fèi)現(xiàn)象也稱為認(rèn)知匹配效應(yīng)，即人們辛苦工作得來的錢使用會(huì)比較謹(jǐn)慎，而意外獲取的財(cái)富使用起來會(huì)比較隨意。由此可見，由于心理賬戶的存在，拆遷戶很可能將拆遷補(bǔ)償款視為一筆意外之財(cái)，進(jìn)而觸發(fā)其深度參與金融市場(chǎng)的動(dòng)機(jī)。

關(guān)于拆遷補(bǔ)償是否會(huì)影響家庭金融市場(chǎng)參與，學(xué)術(shù)界已進(jìn)行了較為深入的研究。首先，根據(jù)現(xiàn)代資產(chǎn)組合理論，為了實(shí)現(xiàn)家庭資產(chǎn)的最優(yōu)配置，理性經(jīng)濟(jì)人總會(huì)選擇將一定的資金投資于高收益的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。吳衛(wèi)星等發(fā)現(xiàn)，伴隨我國金融市場(chǎng)的不斷發(fā)展，投資者參與股票市場(chǎng)、債券市場(chǎng)以及其他的金融資產(chǎn)市場(chǎng)的比例在逐漸提高，所以我國家庭金融資產(chǎn)投資的比重也在逐漸上升[2]。然而，數(shù)據(jù)顯示，我國家庭的股票資產(chǎn)占據(jù)家庭金融總資產(chǎn)的比重僅為2.9%，與此同時(shí)，其他風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占據(jù)家庭金融總資產(chǎn)的比重約為5.6%[3]。由此可見，即使在居民參與金融市場(chǎng)的比重不斷提升的情況下，目前我國家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資比重仍然較低[4]。其次，金融市場(chǎng)的有限參與之謎，即股票的持有數(shù)量遠(yuǎn)低于最優(yōu)金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)數(shù)額的現(xiàn)象長期存在[5-6]。在現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中，大多數(shù)家庭并不選擇投資股票，即便是參與股票投資的家庭也不會(huì)選擇持有金融市場(chǎng)上所有類型的股票。同時(shí)，根據(jù)既往的調(diào)查報(bào)告和文獻(xiàn)資料，依舊可以發(fā)現(xiàn)影響家庭金融市場(chǎng)參與的因素主要包括家庭可支配收入、政治面貌、戶口性質(zhì)、保險(xiǎn)狀況等[7]。再次，心理賬戶在家庭金融市場(chǎng)參與的研究中開始受到關(guān)注，但是相關(guān)文獻(xiàn)較為罕見。心理賬戶理論表明，房屋拆遷補(bǔ)償款與家庭工資收入歸類于不同心理賬戶[8]。根據(jù)金錢的不同來源，將心理賬戶劃分為兩類即固定收入與意外收入[9-10]。拆遷補(bǔ)償款是家庭非勞動(dòng)的額外收入，很容易劃入意外之財(cái)賬戶，而通過辛苦工作所獲得的工資收入是固定的收入，則會(huì)劃入常規(guī)收入賬戶[11]。顯然，心理賬戶的作用機(jī)制將會(huì)在無意識(shí)的狀態(tài)下改變家庭期望中的可支配收入，從而改變家庭金融市場(chǎng)參與的決策邏輯[12-14]。一般來說，為了規(guī)避持有財(cái)富的貶值風(fēng)險(xiǎn)，人們總是求助于金融資產(chǎn)配置，尤其偏好增持高收益的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)[15-16]。雖然有文獻(xiàn)考察心理賬戶對(duì)投資決策行為的影響或拆遷補(bǔ)償款在心理賬戶中的編碼和賦值問題，但是，很少有研究系統(tǒng)地分析拆遷補(bǔ)償、心理賬戶和金融市場(chǎng)參與之間的關(guān)系，尤其是很多實(shí)證研究在如何處理內(nèi)生性問題方面還有待改進(jìn)[17]。

為此，本文打算利用心理賬戶理論來闡釋房屋拆遷影響家庭金融市場(chǎng)參與的作用機(jī)制，并綜合運(yùn)用中國家庭金融調(diào)查(CHIP)2013年和中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2018年的數(shù)據(jù)，采用工具變量法來檢驗(yàn)即將提出的一系列研究假說，借此證實(shí)房屋拆遷對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與決策的顯著影響。

與過往的研究相比，本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在三個(gè)方面：一是從心理賬戶入手，系統(tǒng)地闡釋房屋拆遷對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響機(jī)制；二是在實(shí)證檢驗(yàn)中采用工具變量法，不僅有助于克服實(shí)證模型的內(nèi)生性問題，還從家庭消費(fèi)支出和金融資產(chǎn)余額角度出發(fā)，探索房屋拆遷對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的異質(zhì)性影響；三是使用中介效應(yīng)模型探究家庭可支配收入在房屋拆遷影響家庭金融市場(chǎng)參與的過程中的中介機(jī)制。

二、 理論分析與研究假設(shè)

(一) 房屋拆遷與家庭金融市場(chǎng)參與

在心理賬戶的作用下，拆遷戶會(huì)將拆遷補(bǔ)償款與固定收入?yún)^(qū)別對(duì)待，放入不同的心理賬戶，而拆遷補(bǔ)償款在家庭消費(fèi)與投資決策中的支配方式也會(huì)隨之發(fā)生變化。

首先，在心理賬戶的作用下，擁有房屋拆遷補(bǔ)償款的家庭會(huì)將拆遷補(bǔ)償款放入意外之財(cái)賬戶，而家庭成員通過辛苦勞動(dòng)所得來的工資性收入會(huì)放入家庭的固定收入賬戶。心理賬戶會(huì)對(duì)不同來源的資金進(jìn)行不同的估價(jià)，從而間接影響到個(gè)體的投資決策。根據(jù)金錢的不同來源，心理賬戶將收入主要?jiǎng)澐譃閮深?，即固定收入與意外收入，而歸類于不同賬戶的資金，家庭成員對(duì)其支配方式也會(huì)有所不同。顯然，因勞動(dòng)所得的工資性收入劃入固定收入賬戶，家庭往往將其用于儲(chǔ)蓄；而因非勞動(dòng)所得的意外收入劃入意外之財(cái)賬戶，家庭往往將其用于投資。就拆遷戶而言，因?yàn)榧彝?duì)兩種不同收入來源的賬戶付出的努力與獲取的難度存在差異，所以家庭會(huì)對(duì)固定收入賦值較高，在消費(fèi)中倍加珍惜，而對(duì)意外收入則估價(jià)偏低，花費(fèi)時(shí)大手大腳。因此，在心理賬戶的作用下，拆遷戶往往對(duì)劃歸為固定收入賬戶中的工資性收入賦值更高，在支出時(shí)更為保守，而對(duì)于劃歸為意外收入賬戶中的房屋拆遷補(bǔ)償款則持有更高的風(fēng)險(xiǎn)容忍度，從而增加了家庭參與金融市場(chǎng)的概率。

其次，以心理賬戶為依據(jù)，資本的逐利動(dòng)機(jī)會(huì)強(qiáng)化家庭使用房屋拆遷補(bǔ)償款進(jìn)行金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的動(dòng)機(jī)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)家庭資產(chǎn)的保值增值。一般來說，獲取難度越大的資源越珍貴，個(gè)體的損失厭惡度就越高，在心理賬戶中對(duì)其賦值越高。家庭成員通過辛苦工作得來的固定收入，因其來之不易，在家庭成員內(nèi)心的感知價(jià)值較高，因此對(duì)固定收入的損失極為敏感。然而，非辛苦工作得來的意外收入，在家庭成員心中的感知價(jià)值就比較低，從而對(duì)意外收入的損失敏感度也比較低。進(jìn)一步來說，由于投資往往高風(fēng)險(xiǎn)與高收益并存，投資失敗常常會(huì)使家庭的固定收入遭受可能的損失，因此很多家庭更傾向于維護(hù)固定收入而選擇放棄冒險(xiǎn)獲取潛在收益。在這種情況下，維護(hù)固定收入的心理發(fā)揮作用，家庭通常會(huì)將固定收入用于儲(chǔ)蓄，意外收入用于投資。因此，在獲得拆遷補(bǔ)償?shù)那樾蜗?，逐利?dòng)機(jī)會(huì)強(qiáng)化心理賬戶，使得拆遷戶更傾向于利用拆遷補(bǔ)償款投資高風(fēng)險(xiǎn)的金融資產(chǎn)，因?yàn)榧词雇顿Y虧損，他們也不敏感，或者沒有太多的悔恨和心理壓力。

綜上所述，在心理賬戶的作用下，拆遷戶不僅為拆遷補(bǔ)償款與固定收入建立了不同的心理賬戶，而且還傾向于用意外收入(拆遷補(bǔ)償款)進(jìn)行金融資產(chǎn)配置，因此房屋拆遷將顯著提高家庭金融市場(chǎng)的參與度?；谝陨侠碚撽U釋，本文提出如下研究假設(shè)：

H1：房屋拆遷將顯著增加家庭金融市場(chǎng)的參與度。

(二) 房屋拆遷影響家庭金融市場(chǎng)參與的異質(zhì)性

1. 消費(fèi)支出、房屋拆遷與金融市場(chǎng)參與

在家庭總收入既定的條件下，家庭消費(fèi)支出較少則儲(chǔ)蓄存款較多，這意味著該家庭通常比較富裕，幸福感較高，意外收入給它們帶來的意外驚喜也相對(duì)較小，因此，從心理賬戶的角度來看，消費(fèi)支出較少的家庭對(duì)拆遷補(bǔ)償款的賦值應(yīng)該低于消費(fèi)支出較高的。既然如此，房屋拆遷影響家庭金融市場(chǎng)參與就會(huì)存在著顯著的規(guī)模差異，即相對(duì)于消費(fèi)支出多的家庭，房屋拆遷對(duì)消費(fèi)支出少的家庭金融市場(chǎng)參與的促進(jìn)作用更為顯著。

相對(duì)于消費(fèi)支出多的家庭而言，拆遷補(bǔ)償將會(huì)給那些消費(fèi)支出較少的家庭提供相對(duì)更多的剩余資金，所以后者將會(huì)在心理賬戶和逐利動(dòng)機(jī)的雙重作用下更愿意深度參與金融市場(chǎng)[18]。一般而言，家庭的財(cái)富面臨兩種風(fēng)險(xiǎn)：因儲(chǔ)蓄面臨財(cái)富貶值的風(fēng)險(xiǎn)，或因投資面臨財(cái)富損失的風(fēng)險(xiǎn)。既然人類在趨利避害的本能驅(qū)使下總是傾向于利用自有資源進(jìn)行投資，那么，拆遷補(bǔ)償款自然會(huì)在家庭投資決策中被優(yōu)先配置到高收益的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上。在這種情況下，如果那些消費(fèi)支出較少的家庭將拆遷補(bǔ)償款用于儲(chǔ)蓄，那么，在通貨膨脹時(shí)將會(huì)面臨更多的損失，與其如此，他們還不如深度參與金融市場(chǎng)。

基于以上理論闡釋，本文提出如下研究假設(shè)：

H2:相對(duì)于消費(fèi)支出多的家庭，房屋拆遷能夠顯著增加消費(fèi)支出少的家庭的金融市場(chǎng)參與。

2. 金融資產(chǎn)余額、房屋拆遷與金融市場(chǎng)參與

在心理賬戶的作用下，金融資產(chǎn)余額多的家庭在拆遷補(bǔ)償后可能會(huì)更加愿意深度參與金融市場(chǎng)。經(jīng)歷拆遷補(bǔ)償之后，家庭金融資產(chǎn)余額就可能出現(xiàn)兩極分化，因?yàn)榻鹑谫Y產(chǎn)余額多的家庭通常比較富有，不僅住房的地段更繁華，而且住房面積也更大，所以其獲得拆遷補(bǔ)償款也會(huì)更多。由于金融資產(chǎn)余額多的家庭閑置資金較多，拆遷補(bǔ)償款作為一筆意外收入給這些家庭帶來的邊際效用就比較低，因此在心理賬戶中的賦值自然就比較低，從而其就會(huì)在逐利動(dòng)機(jī)的驅(qū)使下頻繁地參與到金融市場(chǎng)中。與此相反，對(duì)于家庭金融資產(chǎn)余額較少的家庭來說，拆遷補(bǔ)償款猶如一場(chǎng)及時(shí)雨，自然會(huì)在心理賬戶的作用下為之賦予一個(gè)較高的值，所以這些家庭就不舍得將其配置到高風(fēng)險(xiǎn)的金融資產(chǎn)上去。由此可見，相對(duì)于金融資產(chǎn)余額少的家庭，房屋拆遷能夠更加顯著地促進(jìn)金融資產(chǎn)余額多的家庭參與金融市場(chǎng)。

基于以上理論闡釋，本文提出如下研究假設(shè)：

H3:相對(duì)于金融資產(chǎn)余額少的家庭，房屋拆遷能夠顯著增加金融資產(chǎn)余額多的家庭的金融市場(chǎng)參與。

(三) 房屋拆遷影響家庭金融市場(chǎng)參與的中介效應(yīng)

因?yàn)椴疬w補(bǔ)償款的發(fā)放直接拉升了家庭的可支配收入，所以這些拆遷戶就會(huì)在心理賬戶的作用下，對(duì)最新狀態(tài)的可支配收入進(jìn)行重新編碼，賦予一個(gè)分量低于既往可支配收入的值，從而在投資中傾向于加大高風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比例。由此可見，房屋拆遷顯著促進(jìn)家庭的金融市場(chǎng)參與。

首先，既然拆遷戶基本上都可以獲得一筆較為可觀的房屋拆遷補(bǔ)償款，他們就會(huì)在一夜暴富之后帶著不以為然的態(tài)度對(duì)新的可支配收入重新編碼。根據(jù)我國《國有土地上房屋征收補(bǔ)償條例》的規(guī)定，被征收國有土地上房屋的價(jià)值補(bǔ)償不得低于征收決定公布之日被征收房屋的類似市場(chǎng)價(jià)格。根據(jù)國內(nèi)現(xiàn)行家庭收入核算方法，房屋拆遷補(bǔ)償費(fèi)或一次性安置費(fèi)應(yīng)計(jì)入家庭收入核算。據(jù)《中國城鎮(zhèn)家庭資產(chǎn)與負(fù)債調(diào)查報(bào)告》顯示，我國城鎮(zhèn)家庭資產(chǎn)以實(shí)物資產(chǎn)為主，平均每戶253萬元，占家庭總資產(chǎn)的80%。其中住房資產(chǎn)占74.2%，平均每戶187.8萬元。顯然，無論對(duì)于哪個(gè)階層來說，這都是一筆巨款，很容易導(dǎo)致拆遷戶在心理賬戶中貶低新的可支配收入，賦予一個(gè)大不如前的值，因?yàn)檫@錢來得太輕松。

其次，既然拆遷補(bǔ)償款將會(huì)顯著拉升家庭的可支配收入，那么在心理賬戶的作用下，保值增值的逐利動(dòng)機(jī)還會(huì)刺激它們深度參與金融市場(chǎng)。一般來說，相對(duì)于家庭原有的可支配收入來說，拆遷補(bǔ)償款對(duì)于絕大多數(shù)拆遷戶來說都是一筆巨款，因此，在家庭邊際消費(fèi)傾向有限增長且金融市場(chǎng)不發(fā)達(dá)的情況下，拆遷補(bǔ)償款在很大程度上都轉(zhuǎn)化成為了家庭的儲(chǔ)蓄存款。隨著金融市場(chǎng)的深化發(fā)展，家庭金融投資的機(jī)會(huì)也會(huì)逐漸增多，此時(shí)家庭會(huì)將儲(chǔ)蓄存款慢慢地配置到高收益的金融資產(chǎn)上，如增持股票、債權(quán)和各種理財(cái)產(chǎn)品等，因?yàn)樽鳛槔硇越?jīng)濟(jì)人，這些拆遷戶都不愿意喪失巨額現(xiàn)金持有或儲(chǔ)蓄存款的長期機(jī)會(huì)成本。在這個(gè)過程中心理賬戶將會(huì)助推逐利動(dòng)機(jī)，加速家庭金融市場(chǎng)參與的步伐。長此以往，房屋拆遷就會(huì)通過增加拆遷戶的可支配收入來激勵(lì)家庭金融市場(chǎng)參與的意愿，從而顯著提高家庭金融資產(chǎn)配置中風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比重。

基于以上理論闡釋，本文提出如下研究假設(shè)：

H4：房屋拆遷增加了家庭的可支配收入，進(jìn)而顯著增加家庭的金融市場(chǎng)參與。

三、 研究設(shè)計(jì)

(一) 數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于中國家庭收入調(diào)查項(xiàng)目第五輪全國范圍調(diào)查數(shù)據(jù)，即CHIP2013。調(diào)查中問卷統(tǒng)計(jì)所得的相關(guān)數(shù)據(jù)作為研究樣本，以隨機(jī)抽樣的方式調(diào)查全國的受訪者，剔除無效數(shù)據(jù)與異常極端值之后，得到了19149個(gè)有效樣本。同時(shí)，為了確保數(shù)據(jù)的實(shí)效性和研究結(jié)論的穩(wěn)健性，我們還要采用CFPS(2018)的數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文主要使用Stata16.0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理與分析。

(二) 變量說明

1. 被解釋變量。家庭金融市場(chǎng)參與度作為被解釋變量，由家庭金融資產(chǎn)總額(包括股票、債券、基金等資產(chǎn)的總額)與家庭人民幣資產(chǎn)總額的比值表示，取值為[0,1]，比值越接近于1，家庭金融市場(chǎng)參與度越高。

2. 核心解釋變量。本文設(shè)定是否有房屋拆遷的經(jīng)歷為核心解釋變量。如果家庭有過房屋拆遷的經(jīng)歷，則變量賦值為1，否則賦值為0。

3. 中介變量。本文選取家庭可支配收入總額為模型的中介變量，這是一個(gè)綜合測(cè)度指標(biāo)，取值越小，表明家庭可支配收入總額越小，取值越大，表明家庭可支配收入總額越大。

4. 控制變量。本文選取年齡、婚姻狀況、政治面貌、戶口性質(zhì)、農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷、性別、民族、兄弟姐妹數(shù)量、戶口登記地、健康狀況及醫(yī)療保險(xiǎn)等作為控制變量。變量定義詳見表1。

表1 變量定義

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)(局部)

(三) 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

從表2可知(2)，樣本中家庭金融市場(chǎng)參與度均值約為6.7%，家庭可支配收入取對(duì)數(shù)的均值為11.09534說明家庭可支配收入較多，而房屋拆遷所占比重大約為13.5%，年齡均值為51歲，說明戶主年齡分布符合事實(shí)。

(四) 模型設(shè)計(jì)

對(duì)于房屋拆遷對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響，可以采用OLS模型進(jìn)行分析。具體模型如下：

finasset=α0+α1housdem+α2age+α3marriage+α4politics+α5houstype+α6agri+ε

(1)

finasset=α0+α1housdem+α2age+α3marriage+α4politics+α5houstype+α6agri+α7gender+α8nation+α9siblings+ε

(2)

finasset=α0+α1housdem+α2age+α3marriage+α4politics+α5houstype+α6agri+α7gender+α8nation+α9siblings+α10regist+α11health+α12medins+ε

(3)

其中α0為常數(shù)項(xiàng)，finasset為被解釋變量，housdem為核心解釋變量，其余的為控制變量，包括戶主出生年份、婚姻狀況、政治面貌、戶口性質(zhì)、農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷、性別、民族、兄弟姐妹數(shù)量、戶口登記地、健康狀況及醫(yī)療保險(xiǎn)。αi(i=1，…，12)為回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、 實(shí)證分析

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量，下同。

表4 更換解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

(一) 基準(zhǔn)回歸

表3報(bào)告了房屋拆遷影響家庭金融市場(chǎng)參與的估計(jì)結(jié)果。首先，方程(1)的結(jié)果顯示，在控制了戶主的年齡、婚姻狀況、政治面貌、戶口性質(zhì)及農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷時(shí)，房屋拆遷對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與有正向影響，即顯著增強(qiáng)了家庭金融市場(chǎng)參與度。其次，為了保證結(jié)果統(tǒng)計(jì)性質(zhì)的穩(wěn)定性，在方程(2)中逐漸加入控制變量戶主的性別、民族、兄弟姐妹個(gè)數(shù)，此時(shí)房屋拆遷對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響仍然顯著為正。最后，在方程(3)中加入了戶口登記地、健康狀況及醫(yī)療保險(xiǎn)，房屋拆遷對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的結(jié)果同樣顯著為正。由此可見，房屋拆遷對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的正向影響結(jié)果具有穩(wěn)定的統(tǒng)計(jì)顯著性，即房屋拆遷顯著增強(qiáng)家庭金融市場(chǎng)參與度，這與理論預(yù)測(cè)完全一致，本文的假設(shè)1得到支持。

(二) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

基準(zhǔn)回歸結(jié)果顯示，房屋拆遷顯著增強(qiáng)了家庭金融市場(chǎng)參與度，但這一效果是否穩(wěn)健呢？依據(jù)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ头€(wěn)健性的方法，可以通過更換解釋變量、更換被解釋變量與更換數(shù)據(jù)來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1. 更換核心解釋變量

更換解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，應(yīng)該先考慮選擇一個(gè)與解釋變量息息相關(guān)的變量，既然將房屋拆遷作為核心解釋變量，那么更換解釋變量時(shí)應(yīng)該選擇與房屋拆遷聯(lián)系密切的變量。借鑒袁微等的做法[13]，本文選擇最近一次拆遷的補(bǔ)償方式作為房屋拆遷的代理變量，因?yàn)椴疬w戶是通過獲得拆遷補(bǔ)償，進(jìn)而改變其參與金融市場(chǎng)的決策的，所以獲得拆遷補(bǔ)償?shù)姆绞街陵P(guān)重要，不同的拆遷補(bǔ)償方式對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響也不盡相同。同時(shí)，拆遷補(bǔ)償方式與房屋拆遷聯(lián)系密切，因此，選擇該變量更換解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表4顯示了更換解釋變量后的估計(jì)結(jié)果。在改變了解釋變量之后，方程(1)的回歸結(jié)果表明在控制了相關(guān)變量之后(3)，房屋最近一次的拆遷補(bǔ)償方式在1%的水平下顯著刺激家庭金融市場(chǎng)參與。為了保證結(jié)果的統(tǒng)計(jì)穩(wěn)定性，繼續(xù)控制了戶主的性別、民族、兄弟姐妹個(gè)數(shù)三個(gè)變量，此時(shí)方程(2)的回歸結(jié)果顯示，房屋最近一次的拆遷補(bǔ)償方式在1%的水平上仍然顯著促進(jìn)家庭金融市場(chǎng)參與。同樣在對(duì)所有變量進(jìn)行控制后，方程(3)的結(jié)果顯示，房屋拆遷對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的正向影響仍然在1%的顯著水平上成立。通過分析可知，房屋拆遷顯著激勵(lì)家庭金融市場(chǎng)參與的結(jié)論成立，并且具有穩(wěn)健性。

2. 更換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表5 更換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

表6 更換數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果

更換被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，應(yīng)該考慮選擇一個(gè)與被解釋變量息息相關(guān)的變量。既然在本文中家庭金融市場(chǎng)參與作為被解釋變量，那么更換被解釋變量時(shí)就應(yīng)該選擇與家庭金融市場(chǎng)參與聯(lián)系密切的變量。本文選擇了與被解釋變量高度相關(guān)的人民幣金融資產(chǎn)余額作為家庭金融市場(chǎng)參與的代理變量，更換被解釋變量，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表5顯示了更換被解釋變量后的回歸結(jié)果。在更換被解釋變量之后，控制了戶主的年齡、婚姻狀況、政治面貌、戶口性質(zhì)及農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷進(jìn)行回歸分析，此時(shí)方程(1)的回歸結(jié)果表明，房屋拆遷在1%的水平上顯著增加家庭金融市場(chǎng)參與。為了保證結(jié)果的無偏性，繼續(xù)控制了戶主的性別、民族、兄弟姐妹個(gè)數(shù)三個(gè)變量，此時(shí)方程(2)的回歸結(jié)果顯示，房屋拆遷在1%的水平上仍然顯著刺激家庭金融市場(chǎng)參與。同樣，在對(duì)所有變量控制之后，方程(3)的結(jié)果顯示，房屋拆遷對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的正向影響仍然在1%的顯著水平上成立。通過分析可知，房屋拆遷顯著增強(qiáng)家庭金融市場(chǎng)參與的結(jié)論成立并且具有穩(wěn)健性。

3. 更換數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)房屋拆遷影響家庭金融市場(chǎng)參與的穩(wěn)健性。此處將數(shù)據(jù)更換為中國家庭追蹤調(diào)查2018年數(shù)據(jù)(CFPS2018)繼續(xù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表6顯示了數(shù)據(jù)更換之后的估計(jì)結(jié)果。在更換數(shù)據(jù)之后，控制了戶主的年齡、婚姻狀況、最高學(xué)歷進(jìn)行回歸分析，此時(shí)方程(1)的估計(jì)結(jié)果表明，在控制了相關(guān)變量之后，房屋拆遷在1%的水平上顯著促進(jìn)家庭金融市場(chǎng)參與。為了保證統(tǒng)計(jì)性質(zhì)的穩(wěn)定性，繼續(xù)控制了戶主的戶口性質(zhì)、戶主的性別、是否有過搬家經(jīng)歷三個(gè)變量，此時(shí)方程(2)的估計(jì)結(jié)果顯示，房屋拆遷在1%的水平上仍然顯著增加家庭金融市場(chǎng)參與。同樣，在控制了家庭人口規(guī)模、住房面積是否變化變量之后繼續(xù)進(jìn)行回歸，此時(shí)方程(3)的估計(jì)結(jié)果顯示，房屋拆遷對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的正向影響仍然在1%的顯著水平上成立。通過分析可知，在更換數(shù)據(jù)之后，房屋拆遷顯著增加家庭金融市場(chǎng)參與的結(jié)論仍然成立且具有穩(wěn)健性。

(三) 內(nèi)生性問題與工具變量法

因?yàn)榧彝ハM(fèi)的傳統(tǒng)理念、投資意識(shí)以及生活方式等不可觀測(cè)的變量沒有納入到模型中，同時(shí)家庭金融市場(chǎng)參與的測(cè)度不可能完全精確，所以房屋拆遷影響家庭金融市場(chǎng)參與的計(jì)量模型可能存在變量遺漏以及測(cè)量誤差，這可能會(huì)導(dǎo)致內(nèi)生性問題。

為了克服內(nèi)生性，本文采用工具變量法進(jìn)行兩階段估計(jì)，選取戶主的就業(yè)身份作為房屋拆遷的工具變量。在現(xiàn)實(shí)生活中，家有住房通常是一個(gè)人的身份與地位的象征，所以戶主就業(yè)身份與住房拆遷之間存在相關(guān)性。同時(shí)，戶主的就業(yè)身份是在房屋拆遷補(bǔ)償之前就已經(jīng)確定了的，是其個(gè)人奮斗歷史的結(jié)晶，所以不會(huì)受到家庭金融市場(chǎng)參與的反向因果影響，這意味著戶主的就業(yè)身份是外生的，與模型殘差項(xiàng)不相關(guān)。當(dāng)然，為了驗(yàn)證房屋拆遷影響家庭金融市場(chǎng)參與是否存在內(nèi)生性問題，還必須進(jìn)行嚴(yán)格的2SLS回歸檢驗(yàn)。具體的檢驗(yàn)過程如表7所示。

表7 引入工具變量的回歸結(jié)果

首先，工具變量的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，戶主的就業(yè)身份作為房屋拆遷的工具變量是可以接受的。在兩階段最小二乘法的底部匯報(bào)了一階段回歸的系數(shù)和顯著性，說明工具變量和解釋變量具有相關(guān)性，滿足了工具變量的相關(guān)性特征；也同時(shí)匯報(bào)了工具變量識(shí)別不足檢驗(yàn)(LM(p))、弱工具變量檢驗(yàn)(Wald)F值，其中識(shí)別不足檢驗(yàn)的p值為0，在1%統(tǒng)計(jì)水平上拒絕原假設(shè)，弱工具變量的F值大于臨界值5.53，說明工具變量符合相關(guān)性和外生性特征，工具變量選取合適。

其次，逐步添加控制變量進(jìn)行OLS與2SLS回歸的估計(jì)結(jié)果顯示，房屋拆遷的回歸系數(shù)在1%統(tǒng)計(jì)水平上都顯著為正，說明房屋拆遷能夠顯著促進(jìn)家庭金融市場(chǎng)參與。通過OLS與2SLS對(duì)比，可以看出在克服了內(nèi)生性問題之后，房屋拆遷的回歸系數(shù)變得又大又顯著，這說明如果不考慮內(nèi)生性問題的話，OLS估計(jì)的確嚴(yán)重低估了房屋拆遷補(bǔ)償對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的正向影響。而在克服了內(nèi)生性問題之后，房屋拆遷對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響效果更加顯著。

綜上所述，在考慮了內(nèi)生性問題之后，房屋拆遷依然顯著刺激家庭金融市場(chǎng)參與。

(四) 異質(zhì)性分析

1. 消費(fèi)支出的異質(zhì)性

表8的估計(jì)結(jié)果顯示，如果以消費(fèi)支出的中位數(shù)作為分組依據(jù)，那么在不同消費(fèi)支出水平上，房屋拆遷對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響不同。從表中結(jié)果可以看出，在控制了戶主的年齡、婚姻狀況、政治面貌、戶口性質(zhì)及農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷之后進(jìn)行OLS與2SLS回歸的結(jié)果顯示，在消費(fèi)支出高于中位數(shù)的情況下，房屋拆遷并沒有促進(jìn)金融市場(chǎng)參與。為了更精確分析房屋拆遷對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響，繼續(xù)增加控制變量，如戶主的性別、民族、兄弟姐妹個(gè)數(shù)、戶口登記地、健康狀況及醫(yī)療保險(xiǎn)等，此時(shí)進(jìn)行OLS與2SLS估計(jì)的結(jié)果顯示，在家庭消費(fèi)支出高于中位數(shù)的情況下，房屋拆遷仍然沒有促進(jìn)金融市場(chǎng)的參與。這正如我們的理論推斷，家庭資金過多的用于家庭的消費(fèi)支出，家庭的額外儲(chǔ)蓄額較少，因此這類拆遷戶對(duì)拆遷補(bǔ)償款的賦值較高，從而導(dǎo)致金融市場(chǎng)參與度也相對(duì)減少。

表8 消費(fèi)支出的異質(zhì)性檢驗(yàn)

然而，在消費(fèi)支出低于中位數(shù)的情況下，估計(jì)結(jié)果則恰好與此相反，即房屋拆遷顯著增強(qiáng)了那些消費(fèi)支出總額低于中位數(shù)的家庭金融市場(chǎng)參與度。這也與我們的理論預(yù)期保持了高度的一致性，即消費(fèi)支出額少的家庭通常比較富裕，擁有較多的額外儲(chǔ)蓄，而拆遷補(bǔ)償則會(huì)進(jìn)一步增加其閑置資金，因此，在心理賬戶中對(duì)其賦值較低，從而使得他們沒有過多的心理負(fù)擔(dān)，輕松愉快地將更多的資金配置到高收益的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上。本文的假設(shè)2得到支持。

2. 金融資產(chǎn)余額的異質(zhì)性分析

表9的估計(jì)結(jié)果顯示，如果以金融資產(chǎn)余額水平的中位數(shù)作為樣本分組依據(jù)，那么在不同金融資產(chǎn)余額水平上，房屋拆遷對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響存在顯著的異質(zhì)性。如表9所示，在控制了戶主的年齡、婚姻狀況、政治面貌、戶口性質(zhì)及農(nóng)轉(zhuǎn)非經(jīng)歷之后進(jìn)行OLS與2SLS的估計(jì)結(jié)果顯示，在金融資產(chǎn)余額低于中位數(shù)的情況下，房屋拆遷并沒有促進(jìn)金融市場(chǎng)參與。為了更精確地分析房屋拆遷對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響，繼續(xù)增加控制變量，如戶主的性別、民族、兄弟姐妹個(gè)數(shù)、戶口登記地、健康狀況及醫(yī)療保險(xiǎn)等。此時(shí)進(jìn)行OLS與2SLS估計(jì)的結(jié)果顯示，在金融資產(chǎn)余額低于中位數(shù)的情況下，房屋拆遷仍然沒有促進(jìn)金融市場(chǎng)的參與。這是因?yàn)?，?duì)于家庭金融資產(chǎn)余額少的家庭而言，家庭的額外儲(chǔ)蓄額較少，拆遷補(bǔ)償款給它們帶來的邊際效用自然就很高，于是在心理賬戶的作用下對(duì)之賦值相對(duì)較高，所以家庭的金融市場(chǎng)參與度也會(huì)相對(duì)減少。

然而，在金融資產(chǎn)余額高于中位數(shù)的情況下，估計(jì)結(jié)果則恰好與此相反，即房屋拆遷顯著提升了金融資產(chǎn)余額高于中位數(shù)的家庭金融市場(chǎng)參與度。正如理論預(yù)測(cè)，金融資產(chǎn)余額多的家庭一般都比較富裕，雖然家庭在經(jīng)歷拆遷補(bǔ)償后家庭金融資產(chǎn)增多，但是，一夜暴富給這些家庭帶來的邊際效用并不是太高，在心理賬戶的作用下對(duì)這一筆意外收入的賦值相對(duì)較低，從而將更多的資金投入到高風(fēng)險(xiǎn)的金融資產(chǎn)上，因此家庭金融市場(chǎng)參與會(huì)顯著提升。本文的假設(shè)3得到支持。

表9 金融資產(chǎn)余額的異質(zhì)性分析

五、 影響機(jī)制分析

為了驗(yàn)證假說4，本文進(jìn)行了中介效應(yīng)檢驗(yàn)。在這個(gè)影響機(jī)制中家庭可支配收入發(fā)揮了一個(gè)必不可少的作用。房屋的拆遷款越多的家庭，家庭可支配收入也就越多，而在心理賬戶的支配下，家庭可支配收入的意外增加會(huì)導(dǎo)致其心理賦值的降低，從而會(huì)激勵(lì)家庭進(jìn)行更多的金融投資。由此看見，房屋拆遷會(huì)影響家庭的可支配收入，從而影響金融市場(chǎng)參與。顯然，在這個(gè)過程中家庭可支配收入發(fā)揮了一個(gè)重要的中介作用，而心理賬戶的存在則起到了推波助瀾的作用。

為此，本文采用家庭可支配收入作為房屋拆遷對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與影響的中介變量，并運(yùn)用中介效應(yīng)依次檢驗(yàn)法來驗(yàn)證家庭可支配收入在房屋拆遷影響家庭金融市場(chǎng)參與過程中發(fā)揮的中介效應(yīng)。中介效應(yīng)的模型具體如下：

finasset=α0+α1housdem+α2X+ε

(4)

disincome=β0+β1housdem+β2X+ε

(5)

finasset=γ0+γ1housdem+γ2disincome+γ3X+ε

(6)

表10 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

其中，disincome代表家庭可支配收入，依據(jù)中介效應(yīng)的檢驗(yàn)步驟，第一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?4)中的α1是否顯著。如果 α1顯著則進(jìn)入第二步檢驗(yàn)，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?5)的 β1與模型(6)的 γ2。如果 β1、 α1、 γ2均顯著而 γ1不顯著，則說明家庭可支配收入發(fā)揮了完全中介的作用，若 γ1顯著，則家庭可支配收入發(fā)揮了部分中介效應(yīng)[19]。具體的估計(jì)結(jié)果如表10顯示。

由表10可知，方程(1)對(duì)應(yīng)的是模型(5)的回歸結(jié)果，方程(2)對(duì)應(yīng)的是模型(4)的回歸結(jié)果，方程(3)對(duì)應(yīng)的是模型(6)的回歸結(jié)果。方程(3)中，房屋拆遷的回歸系數(shù)為0.0126，在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，由此可見，家庭可支配收入作為中介變量，發(fā)揮了部分中介作用。房屋拆遷通過增加家庭的可支配收入，進(jìn)而刺激家庭金融市場(chǎng)參與?？傊?，家庭可支配收入作為中介變量，發(fā)揮了部分中介作用。假設(shè)4得到支持。

六、 結(jié)論性評(píng)述

本文運(yùn)用中國家庭收入調(diào)查項(xiàng)目第五輪全國范圍調(diào)查數(shù)據(jù)(CHIP2013)和中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS2018)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了房屋拆遷對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響?；谛睦碣~戶理論，在探究房屋拆遷影響家庭金融市場(chǎng)參與的基礎(chǔ)上，采用工具變量的方法來克服模型的內(nèi)生性，進(jìn)行兩階段最小二乘法估計(jì)，發(fā)現(xiàn)在消費(fèi)支出總額和金融資產(chǎn)余額這兩個(gè)維度上，房屋拆遷對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響存在異質(zhì)性。根據(jù)理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)，可以得出以下結(jié)論：首先， 本文的理論分析表明，在心理賬戶的作用下，拆遷戶在獲得拆遷補(bǔ)償后更傾向于進(jìn)行金融資產(chǎn)投資，所以房屋拆遷會(huì)顯著刺激家庭的金融市場(chǎng)參與。其次，基于中國家庭金融調(diào)查(CHIP2013)和中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS2018)家庭層面的微觀數(shù)據(jù)，運(yùn)用工具變量法實(shí)證檢驗(yàn)證實(shí)了本文的理論推斷，即房屋拆遷會(huì)確定無疑地促進(jìn)家庭金融市場(chǎng)參與。再次，異質(zhì)性的實(shí)證結(jié)果顯示，房屋拆遷影響家庭金融市場(chǎng)參與具有顯著的異質(zhì)性特征，即房屋拆遷對(duì)于消費(fèi)支出額少、金融資產(chǎn)余額多的家庭具有更加顯著的促進(jìn)效果。最后，通過將家庭可支配收入作為中介變量，很好地解釋了房屋拆遷對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響機(jī)制。

基于研究結(jié)論，本文提出以下幾點(diǎn)建議：首先，拆遷戶要及時(shí)提高金融素養(yǎng)，遵循組合投資策略，優(yōu)化家庭金融資產(chǎn)配置，要時(shí)刻警惕和反思深度參與金融市場(chǎng)是否存在非理性行為，自覺抵制心理賬戶對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的干擾。其次，政府部門應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)拆遷戶普及金融知識(shí)出臺(tái)相應(yīng)的政策，增加相關(guān)金融教育資金的投入，整體上提升他們的金融素養(yǎng)，引導(dǎo)他們主導(dǎo)規(guī)避心理賬戶對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的過度誤導(dǎo)。最后，金融機(jī)構(gòu)不僅可以設(shè)計(jì)不同層次的金融產(chǎn)品來滿足拆遷戶在不同年齡、財(cái)富水平以及風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度上的需求，而且還應(yīng)該開展各種形式的金融教育，提升拆遷戶的整體金融素養(yǎng)，時(shí)刻警惕心理賬戶對(duì)投資決策的誤導(dǎo)與干擾。

通常而言，房屋拆遷補(bǔ)償款是由國家一次性付給拆遷戶的，可以進(jìn)一步探討拆遷補(bǔ)償款的分期發(fā)放將會(huì)如何影響拆遷戶的金融市場(chǎng)參與。與此同時(shí)，因?yàn)榻鹑谑袌?chǎng)參與是一種高風(fēng)險(xiǎn)的投資行為，所以下一步很有必要研究金融市場(chǎng)參與是否與拆遷返貧之間存在因果關(guān)系。

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