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1、自然灾害冲击对家庭风险金融资产投资的影响研究李淑红王思（湖南大学经济管理研究中心，湖南省长沙市，410006）摘要：本文基于2014年中国家庭追踪调查（CFPS）的问卷数据，研究自然灾害冲击对家庭风险金融资产投资的影响。结果表明，自然灾害冲击会显著降低家庭风险金融资产的投资参与和投资比重。与未受灾家庭相比，受灾家庭持有风险金触资产的概率平均下降2.4个百分点，持有风险金融资产占总金融资产价值比重平均减少1.0个百分点。财富水平更高、金融素养水平更强的家庭受到自然灾害冲击对风险金融资产持有的负面影响更小。机制检验结果表明，自然灾害冲击可能会导致家庭净资产蒙受损失，损害家庭成员的健康状况并使得家庭
2、流动性约束增加、风险厌恶提升，最终降低了对风险金触资产的投资意愿。因此，政府及有关部门应加强自然灾害的事前预防和事后治理，努力完善金融市场基础制度，提升家庭居民金融素养水平，从而最大限度减少灾害对于家庭参与风险金融市场投资的负面影响。关健司：自然灾害冲击家庭风险金融资产财富损失健康冲击流动性约束中图分类号：F832.5文秋标识玛：A一、引言每个家庭都是经济社会的微观单元，家庭财富的增长直接影响着该社会总体的消费、投资和储蓄潜力。改革开放40多年来，我国经济发展成效显著，居民家庭财富保持持续稳定增长，居民理财意识不断增强，通过配置资产实现财富收益率最大化，逐渐成为家庭投资者追求的首要理财目标。党
3、的二十大报告在强调“要多渠道增加居民财产性收入”的基础上，又提出了“规范收入分配秩序，规范财富积累机制”的发展要求，并致力于在制度和法律层面对市场加以规范，让其投入和回报形成合理匹配关系，促进居民切实的利益获得，促进共同富裕目标的稳步推进,o由此可见，财富性收入是居民家庭不可或缺的收入渠道，党和政府高度重视市场分配和制度完善在居民家庭的财富增值方面发挥的关键作用，关注和探究影响居民家庭资产配置的因素具有重要的现实意义。观察我国居民家庭的财富结构，不难发现房产净值占比居高不下，金融资产占比较少且投资品种单一（刘洁，2020）*悻加附用o房产投资之所以受到家庭投资者的重视和青睐，可能是因为我国房地
4、产市场近十年的繁荣发展带给人们房产不断增值的预期，相比于需要长期持有才能见效、收益波动较大的金融市场产品，投资房产更能在短时间内看到切实的升值空间。根据中国家庭财富调查报告2019,我国居民家庭的金融资产中，现金、活期存款和定期存款以及社保账户等非风险类金融资产占比接近90%,远远超过其他风险金融资产占比。相反地，在社会福利水平普遍较高的北欧国家中，瑞典、丹麦、芬兰和挪威的储蓄类非风险资产占家庭金融资产比重分别为19.34%、19.95%、31.14%和38.75%均处于较低水平。对比之下，我国家庭目前严重偏好储蓄账户的金融资产结构，不利于平衡收益率和通2数据来源：经济日报社中国家庭财富调查报
5、告2019胀率风险，而且并未达到最优化资产配置效率的目的。研究可能影响我国家庭的风险金融资产配置的相关因素，并探究其潜在的影响路径，针对性提出政策建议，加强其助力，预防其危害，对解决我国居民家庭的金融资产配置不均衡不合理问题，具有重要意义。除了经济、社会等因素可能影响家庭风险金融资产投资以外，许多外生突发事件也会影响人们的投资决策，自然灾害冲击便是其中之一。近年来，日益频发的自然灾害已经严重影响到当今世界各国居民的日常生活，对人们的财产安全、身心健康造成极大的威胁。灾害引致的直接和间接损失令人触目惊心，而灾后的恢免和发展又是一个漫长而艰巨的过程，因此灾害冲击势必影响到居民家庭灾后的消费及投资选
6、择。更进一步，突发的自然灾害往往对居民家庭的房产、汽车、生产资料等实物资产造成直接破坏，家庭成员还可能因为受灾罹患疾病，承担大额医药费支出，进而很可能因财富净值大量减少而被迫减少各项资产投资，更因为风险厌恶导致其在长期中也更少参与风险投资，转而增加预防性储蓄等。总之，自然灾害的负面影响很可能通过财富受损利健康受损传导至家庭的投资决策，在长期中使得家庭的资产配置更加不均衡不合理，对于扩大多渠道收入目标的实现有害无益。目前在学术界关于自然灾害冲击对家庭金融相关决策影响的研究仍较为匮乏，本文试图利用2014年中国家庭追踪调查的微观数据，探究自然灾害冲击对我国居民家庭风险金融资产投资决策的影响，并讨论
7、可能的影响路径，从而对现有文献进行补充，并基于此考虑可行的应对措施及政策建议。二、相关文献回顾投资组合理论通常假定参与投资的都是理性人，进入的市场为完全有效市场，投资者会积极参与金融市场并按照最优比例持有风险金融资产。但观察市场实际投资行为时，却出现了现实与理论相悖的现象，实际金融市场参与率远远低于理论值。为了使得研究理论更贴近实际，学者们开始更多的考虑现实因素对投资行为的影响。以家庭投资行为为例，研窕发现诸如投资者年龄、学历、金融素养、工作情况、社会互动和收入水平等个人特征，以及家庭财富水平和收入水平等经济特征都在一定程度上会影响家庭风险金融资产投资(尹志超等，2015；朱文佩和林义，202
8、2；卢亚娟和何朴真，2022)幡.味找既用味Iul引用.傅”味姐引用*除了家庭经济状况及个人因素会对居民家庭投资行为产生影响以外，许多研究也关注到突发意外事件如自然灾害、重病或意外伤害等对于投资者投资行为的影响。近年来，自然灾害冲击在全球各地发生频率不断增加，引起了部分研究者的注意。国外已有研究表明，受到自然灾害冲击的主体往往会变成风险厌恶者，会比遭遇灾难之前更加谨慎地评估风险，进而改变投资决策。Cassar,Healy和Kessler(2017)通过对遭遇2004年海啸的泰国边远地区居民所做的一项风险态度调查数据进行分析，得出遭遇灾难后的主体风险厌恶的程度显著增加，同时表现出亲社会行为倾向和
9、对投资所面临的时间成本缺乏耐心的特征未找出引用.二Cameron和Shah(2015)随机调查了1550户印度尼西亚边远乡村近期经历过洪水和地震的居民家庭，并设计了一项风险态度测试实验来收集样本主体的风险偏好，结果表明自然灾害冲击使得人们对未来的风险忧患意识大大增强，表现出明显的风险厌恶倾向*沙绢引用.，但也有很多研究表明受到自然灾害冲击会使得一些主体产生“风险耐受”特征，即比受灾前更热衷于投身风险行为(付超奇，2015)*附朔用Bemile,BhagWat和Rau(2017)研究公司的CEO早期经历对公司风险投资行为的影响时发现，早年经历过致命灾害的高管，通常在公司风险融资及兼并扩张决策上持
10、保守态度，但经历过程度较轻(比如目睹了但没有直接受到伤害）的自然灾害的高管，却表现出风险偏好决策倾向，这说明自然灾害冲击对风险偏好的影响不是绝对的负面作用，还与灾害能对主体造成的伤害强度有关*库找到引用.*：未找方用,。Ga。,LilI和Shi（2020）通过研究日本居民在地震后购买人身安全保险占家庭总金融资产比例的变化，着重关注了灾难中没有遭受严重损失的“幸运儿”群体，得出人们对灾害风险的认知是同自己的预期相关的，若实际受灾情况好于预期情形，就会降低人们对风险的警惕，增加风险偏好；反之则提高风险厌恶*律找1m*!未稣胴.梳理国内外文献可以看出，自然灾害给人们的身心健康造成负面影响，风险容忍度
11、显著下降，并且已经得到广泛的实证检验。而受到灾害冲击的家庭由于自身经济基础、金融素养和社会资本等禀赋的差异，很可能会在灾后表现出与此前截然不同的投资行为。目前在研究家庭风险金融资产配置的文献中，关注背景风险因素、个人及家庭特征因素的居多，涉及自然灾害这类突发外生因素对家庭风险金融资产投资影响的相关研究还比较缺乏。本文选取受访户是否遭遇自然灾害冲击作为外生的风险因素,研究家庭在受灾后对风险金融资产的投资参与及投资占比的变化，并寻找可能的影响机制，希望能对上述领域的工作成果进行拓展和补充。三、理论分析与假设提出现有研究结果大多证明自然灾害冲击使得人们风险厌恶增加，进而降低投资风险资产的意愿。但除了
12、风险偏好这类主观因素会直接影响投资行为以外，投资者做出某项投资决策还受到很多客观现实因素的限制。近年来，有研究关注到健康状况也是影响家庭经济行为的重要变量（何杨平和何兴强，2018；张龙耀和张静，2022）错误!未找到引用源。错误!未找到引用源。不少研究通过在生命周期模型，或者资产组合模型中加入健康状况指标的方法，以效用最大化为优化目标，求解健康状况对资产选择的影响因子水平。遭遇健康冲击的家庭通常面临不同程度的医疗费用支出，不仅影响了家庭可用于消费和投资的资金，也在一定程度上削弱了投资人的劳动能力和持续性收入水平。健康状况恶化也可能使得投资者降低了对自身的寿命预期，从而对于要求长期回报的风险金
13、融资产投资失去兴趣（周晋等，2012：陈琪等，2014；GrainiCh,2017）错误!未找到引用源。错误!未找到引用源。错误!未找到引用源。综上可知，健康冲击对于家庭风险金融资产投资的参与往往具有负面作用。而自然灾害作为一种具有破坏性的外生冲击，极大可能会给居民家庭造成直接人身健康损失，其引发的健康问题又会带来一系列的费用负担和心理负担，甚至可能由于劳动能力缺失造成收入下降，因而不得已挤出家庭的其他非医疗消费和投资。基于此，本文提出以下假设1和2：H1：自然灾害冲击会导致家庭持有风险金融资产的概率及持有比例下降。H2：自然灾害冲击很可能会对家庭成员的健康状况造成不利影响，从而减少对风险金融
14、资产的投资。此外，还有部分研究表明，遭遇风险冲击时，居民家庭很可能陷入流动性约束（SaWada,Y.,&Takasaki,Y.,2017）错误!未找到引用源。突如其来的自然灾害，往往会导致受灾家庭在短期内面临不同程度的资产损失，特别是在受灾时遭遇生产性资产和劳动力损失的家庭，往往面临着失去收入和子女辍学的危机，从而不得不通过限制消费和投资等方面的资金使用，来优先满足生存资金需求。综上可知，流动性约束会导致家庭为了获取生存所需流动性而削减各项非必要开支，转而增加预防性储蓄。自然灾害冲击如果造成家庭净资产损失，很可能引起或加剧流动性约束问题，家庭在长期中可能进一步削减各项消费和投资，进而也可能减少
15、投资风险金融资产。由此，本文提出以下假设3：H3：自然灾害冲击可能会给家庭的净资产带来巨大损失，引起或强化居民家庭的流动性约束，进而降低了家庭参与风险金融资产投资的可能性。四、数据与实证策略（一）数据本文选用的数据来自于中国家庭追踪调查（ChinaFamiIyPaneIStUdies,简称CFPS）。该调查抽样覆盖了全国25个省、市、自治区，具有高达95%的人口代表性，由北京大学中国社会科学调查中心自2010年发起，每两年进行一轮全样本追踪调查。CFPS问卷主要聚焦以下具体模块，不同年份部分模块的问题会视使用情况进行删改：家庭经济问卷调查了样本家庭的收支情况和资产负债情况；家庭成员问卷中确认了
16、家庭成员的身份及个人基本情况；成人问卷主要调查了16岁及以上样本的相关信息；少儿问卷则主要围绕家庭中青少年的学习、课外活动、日常消费等信息展开调查。此外，CFPS还在2010年和2014年设置了村（居）问卷，主要目的是了解所在村居的基础设施、人口结构、政策实施、经济发展水平以及公共服务等信息。由于只有2014年的问卷询问到关于“本村（社区）近三年来遭受自然灾害”的具体情况，因此本文选择以2014年截面数据为主要样本数据。在删除了重要变量值缺失的样本后，最终获得5095个有效样本。（二）变量1 .被解释变量参照雷晓燕和周月刚（2010）.宗庆庆等（2015）错误!未找到引用源。错误!未找到引用源
17、。的方法，本文拟从家庭是否持有风险金融资产（二元虚拟变量），和风险金融资产价值占总金融资产价值的比重两方面确定被解释变量。2014年CFPS家庭经济问卷中可获得关于以上变量取值的具体问题。2 .解释变量本文研究的主要解释变量是居民所在村（社区）是否发生自然灾害的一个二值虚拟变量，根据2014年村居问卷中的问题“2010年1月1日至2013年12月31日期间，您村是否遭受过以下自然灾害”来设定取值。若所列回答项中至少有一项灾害被选择，则令该变量取值为1,否则取值为0。3 .其他控制变量因为金融素养水平对家庭参与金融资产投资有着较大影响，因此在实证中也控制了这一变量。但是CFPS问卷中并没有直接对
18、金融素养的衡量指标，只有针对金融知识和金融行为决策的一系列问题，因此本文借鉴陶维荣（2021）错误!未找到引用源。的研究，采用因子分析的方式对问卷中18个问题提取了主成分因子，保留解释力度最大的4个公因子，并进一步计算综合得分和比重，最终计算出各个样本的金融素养得分，计入变量IiteraCy中。为防止主观评价标准导致得分的偏误，本文还对该变量进行分类，让得分大于75%分位数的样本在新变量的取值为I,否则为0,并将该变量纳入回归模型予以控制。表1主要变量名称及定义变量名定义方式被解释变量风险金融资产投资参与OT变量，居民家庭持有任意包括股票、基金在内的风险金融资产时取值为1,否则为0核心解释变量
19、风险金融资产投资占比风险金融资产价值占家庭总金融资产价值的比重，计算公式：风险金融资产总价值/（风险金融资产价值+非风险金融资产价值总额）居住地是否受到自然灾OT变量，居住地20102013年间有自然灾控制变量害冲击害发生取值为1,否则为0户主年龄2014-出生年份其他变量户籍性质OT变量，农村为1,城镇为0户主性别OT变量，男性为1,女性为0户主受教育年限按照最高学历确定户主工作情况OT变量，当前有稳定工作取值为1,失业或待就业取值为0家庭规模家庭成员数量婚姻状况OT变量，已婚（有配偶）取值为1,否则为O户主金融素养水平OT变量，当该家庭金融素养综合得分0.079（样本中位数）取值为1；否则
20、为Oo家庭人均纯收入对工资类收入、财产性收入、生产经营性收入、转移性收入和其他收入等求和，扣除家庭总支出后的净值取对数户主自评健康状况户主对自身相比于前一年的健康状况变化进行评价，共分为“1-变好”，“2般”和“3-变差”三档家庭净资产包括经营资产、耐用品、金融资产、固定生产用资产、净房产（总房产价值扣除房贷）、土地资产等，取对数社会资本OT变量，用家庭成员和亲戚朋友的联络频率来衡量，半年内超过三次则表明与亲戚朋友关系比较密切，取值为1；否则为0（三）实证模型考虑到被解释变量之一“是否参与风险金融资产投资”为虚拟变量,首先建立一个Probit模型对自然灾害冲击是否影响家庭参与风险金融资产投资这
21、一问题进行实证回归，具体形式如下：y*=0+6*dis+e*zTl.bN（0,）模型中的国通可表示家庭是否持有风险金融资产，画表示受访户所在村（居）2010-2013年间是否受到自然灾害冲击，0为全套控制变量，0为误差项。根据陈选娟和林宏妹（2021）、陈永伟（2015）等错误!未找到引用源。错误!未找到引用源。的研究，本文考虑将户主个人特征、家庭成员特征以及家庭经济状况等相关变量作为控制变量纳入模型，包括户籍性质、户主年龄、户主性别、户主教育背景、婚姻状况（是否已婚有配偶）、户主当前工作状况、家庭金融素养水平、家庭成员数量以及家庭收入水平等。进一步地，考虑第二个被解释变量，即家庭风险金融资产
22、投资占家庭总金融资产的比重。由于该变量限制了取值非负，同时样本中又有大量对该变量取值为0的家庭，显然Tobit模型更适用于对这类截断变量的实证研究。Tobit模型要求随机误差项服从正态分布，故可设模型如下:y=+0*dis+。*z+.N（0,/）risk_ratio=y*ifyo10i/y*0模型中的叵巫1表示风险金融资产价值占家庭总金融资产价值的比重，解释变量和控制变量与前文保持一致，回为误差项。五、实证分析（一）基准回归分析首先对风险金融资产投资参与和风险金融资产投资占比两个被解释变量分别进行回归处理。考虑到误差项可能存在地域层面的异方差性，所以选用了省级的聚类标准误，并在回归中控制了省级
23、层面的固定效应，加强结果的稳健性。由于Probit模型为非线性概率模型，我们仍需计算出边际效应才能给出回归系数的经济学解释。表2列出了解释变量的边际效应系数。从表2中可以看出，在控制其他变量不变的情况下，自然灾害冲击显著降低了家庭持有风险金融资产的概率，遭遇过自然灾害冲击的居民家庭比未遭受过灾害冲击的家庭持有风险资产的概率平均下降2.9个百分点。由于样本总体平均的风险金融资产投资参与率仅为9.0%,说明这一影响效果仍然是非常明显的。止匕外,对于持有风险金融资产的家庭而言，在控制其他变量不变的情况下，遭遇自然灾害冲击会使得风险金融资产占家庭总金融资产的比例平均下降1.0个百分点，同样地，鉴于样本
24、总体风险金融资产占总金融资产比重的平均水平仅为4.0%,这一结果仍然具有重要意义。至此，假设1得到验证。表2自然灾害冲击与风险金融资产投资：基准回归结果是否参与投资参与投资比重(1)(2)是否受到自然灾害冲击-0.024*-0.010*(0.013)(0.004)户主年龄0.0010.001*(0.000)(0.000)户主有工作0.0050.002(0.009)(0.006)金融素养0.078*(0.012)0.044*(0.008)受教育年限0.009*0.004*(0.001)(0.001)户籍为农村-0.035*-0.033*(0.011)(0.007)是否已婚0.032*0.007(
25、0.012)(0.010)户主为男性-0.012-0.014*(0.007)(0.005)家庭规模0.001-0.000(0.003)(0.001)家庭人均纯收入（取对数）0.027*0.010*(0.005)(0.002)控制省级固定效应是是观测数5,0955,095注：因变量分别用是否持有风险金融资产的虚拟变量和风险金融资产占总金融资产的比重值来衡量，自变量是样本家庭所在村（居）20102013年间是否遭遇过自然灾害的虚拟变量。控制变量分别考虑了家庭经济特征和家庭成员特征，并控制了代表特定地理因素的省级固定效应，确保结果稳健性。*、*、*分别表示1%、5%和10%的统计显著性，括号内为省级
26、聚类稳健标准误。（二）稳健性检验1 .替换灾害强度和风险金融资产占比的稳健性检验为了确保研究结果准确性不受测量指标选择的影响，本文决定使用更换解释变量和被解释变量的测量方法，再次回归检验研究结果的稳健性。基准回归结果中解释变量是一个二值虚拟变量，由受访户所在村（居）是否受到自然灾害冲击这一问题来决定，本文进一步选择受访户所在村遭受的灾害强度作为另一种衡量指标，灾害强度即受访户所在村（居）遭遇的自然灾害种类数。遭遇灾害总数越多，表明灾害强度越高。替换解释变量进行实证得到的回归结果如下表3所示：可以看出灾害强度对家庭风险金融资产投资参与和投资占比均具有显著负向影响，与基准回归结果一致，实证结果具有
27、稳健性。表3稳健性检验：替换受灾强度为解释变量是否参与投资参与投资比重受灾强度-0.044*-0.038*(0.015)(0.013)控制个人特征变量是是控制家庭特征变量是是控制省级固定效应是是观测数5,0955,095注：因变量分别用是否持有风险金融资产的虚拟变量和风险金融资产占总金融资产的比重值来衡量，自变量是样本家庭所在村（居）20102013年遭遇自然灾害冲击的总次数。控制变量分别考虑了家庭经济特征和家庭成员特征，与前文基准分析中控制变量保持致，并控制了省级固定效应，确保结果稳健性。*、*、*分别表示1%、5%和10%的统计显著性，括号内为省级聚类稳健标准误。本文使用的被解释变量共有两
28、个，其一为是否参与风险金融资产投资；其二为风险金融资产投资占总金融资产的比重。本文决定对投资占比变量进行替换，分别测算出风险金融资产占家庭净收入之比、风险金融资产占家庭净资产之比和风险金融资产占家庭总支出之比，作为被解释变量的替换指标。替换被解释变量进行实证得到回归结果如下表4所示，可以看出替换新的衡量指标后，自然灾害冲击显著负向影响家庭风险金融资产投资比重，基准回归结果具有稳健性。表4稳健性检验：风险金融资产占比风险金融资产投资占比(1)占家庭净收入之比(2)占家庭净资产之比(3)占家庭总支出之比是否受到自然灾害冲击-0.170*-0.022*-0.136*(0.059)(0.008)(0.
29、056)控制个人特征变量是是是控制家庭特征变量是是是控制省级固定效应是是是观测数5,0955,0955,095注：因变量分别用是否持有风险金融资产的虚拟变量和风险金融资产占总金融资产的比重值来衡量，自变量是样本家庭所在村(居)2010-2013年遭遇自然灾害冲击的虚拟变量。第(1)-(3)列分别替换了风险金融资产占不同家庭经济指标的比重，控制变量分别考虑了家庭经济特征和家庭成员特征，与前文基准分析中控制变量保持一致，并控制了省级固定效应，确保结果稳健性。*、*、*分别表示1%、5%和10%的统计显著性，括号内为省级聚类稳健标准误。2 .考虑人口迁移的稳健性检验根据Cameron和Shah(20
30、13)未找到引用的研究，我们考虑在受灾地区取样时，部分样本可能因为灾后风险厌恶情绪的增加选择迁出原居住地，导致问卷中收集到的样本是相对而言风险耐受性更高的人群，从而导致本文估计的自然灾害冲击对家庭风险金融资产持有的影响效应向下偏误。尽管在众多和人口迁移相关的研究中，主要证实了追求教育资源和工作机会、提升收入是向外迁移发生的主要原因(邓曲恒，2013；陈卫和刘金菊，2012)*!未找到引用味找耐用.受到自然灾害冲击而选择背井离乡的概率相对较小。但为了探究是否存在此类样本选择偏误，本文仍对是否受到灾害冲击和是否发生灾后迁移行为进行了实证分析。依据2016年CFPS的问卷中关于受访户迁移相关情况的问
31、题“自2014年调查时至今，您最早一次是在什么时间搬离该地址？，我们可以得到家庭是否在灾后发生迁移的数据。从表5中可以看出，在控制了一系列家庭经济变量和户主特征变量后，是否受到自然灾害冲击对灾后是否发生了迁移的回归系数并不显著，表明自然灾害冲击并不会促使样本产生自主迁移行为，在本文的研究中基本不存在样本选择偏误。把自变量换成受到灾害冲击的强度对迁移变量进行回归，得到的结果仍然不具有统计显著性，与上述结论保持一致，基准回归结果稳健。表5稳健性检验：自然灾害冲击与居民家庭迁移行为灾后是否发生了迁移(1)(2)是否受到自然灾害冲击-0.018(0.012)受到灾害冲击的强度-0.016(0.010)
32、控制个人特征变量是是控制家庭特征变量是是控制省级固定效应是是观测数4,4144,414注：*、*、*分别表示1%、5%和10%的统计显著性，括号内为省级聚类稳健标准误。表中第二列自变量受灾强度用居民家庭所在村(居)2010-2013年遭受自然灾害的总次数衡量，参考张龙耀等(2019)的研究网WHuM发生自然灾害次数越多，代表受灾强度越高。()异质性分析1 .基于社会资本与金融素养水平的异质性分析考虑到不同物质资本和人力资本群体之间可能存在固有差异，导致自然灾害冲击对不同家庭持有风险金融资产的影响有所不同，有必要对社会资本和金融素养水平存在差异的群体进行异质性分析(付琼等，2022)*俅找触用.
33、。这里我们借鉴张勋(2019)的做法，按照社会资本的高低，将所有样本分为高社会资本组(与亲朋好友联络频率半年内超过三次)和低社会资本组(与亲朋好友联络频率半年内不超过三次)，加入自然灾害与社会资本的哑变量的交互项，进行回归；除此之外，再按照户主金融素养水平的高低，将全部样本分为高人力资本组(literacy0.079)和低人力资本组(literacy=0.079),加入自然灾害与金融素养水平的哑变量的交互项以及其他控制变量进行回回未稣引用。表6自然灾害冲击与家庭风险金融资产投资参与：社会资本和金融素养水平差异风险金融资产投资参与(1)(2)是否受到自然灾害冲击-0.763*-0.289*(0.
34、452)(0.125)社会资本0.179(0.118)自然灾害X社会资本0.577(0.455)自然灾害X金融素养0.781*(0.373)金融素养0.644*(0.116)控制个人特征变量是是控制家庭特征变量是是控制省级固定效应是是观测数5,0955,095注：由于对被解释变量为风险金融资产投资占比进行该分析时结果不具有统计显著性，因此未在表内列出，表中只展示当被解释变量为风险金融资产投资参与时的结果。*、*、*分别表示1%、5%和10%的统计显著性，括号内为省级聚类稳健标准误。社会资本变量为Od变量，用家庭成员和亲戚朋友的联络频率来衡量，半年内超过三次则表明与亲戚朋友关系比较密切，取值为1
35、；否则为0。金融素养水平变量也为OJ变量，当IiteraCyX)079取值为1；否则为0。异质性回归结果如表6所示。从社会资本角度分析，控制其他因素不变，与低社会资本家庭相比，自然灾害冲击对高社会资本家庭风险金融资产参与的负面影响较小，但该影响不具有统计显著性；同样地，从人力资本角度分析，控制其他因素不变，对金融素养水平高的家庭，自然灾害突发造成风险金融资产投资概率降低的负面影响更小。出现以上结果可能的原因是家庭金融素养及相关知识积累越弱，灾后可依靠的脱困途径越少，还可能受到严重的流动性约束，从而对于未来的发展更加缺乏信心，风险厌恶增加，从而更不愿意参与风险金融资产投资。2 .基于家庭收入水平
36、的异质性分析考虑到不同家庭收入水平的差异会显著影响家庭的流动性资金使用，面对自然灾害冲击对风险金融资产的处置也有所不同，有必要对收入存在差异的群体进行异质性分析。这里我们借鉴张勋（2019）的做法，按照家庭收入的高低，将所有样本分为高收入组（家庭年收入高于中位数）和低收入组（家庭年收入低于中位数），加入自然灾害与收入高低的哑变量的交互项，进行回Ml*：剌t*用表7自然灾害冲击与家庭风险金融资产投资参与：收入水平差异风险金融资产投资参与是否受到自然灾害冲击-0.449*(0.189)高收入0.305*(0.093)自然灾害X高收入0.340*(0.199)控制个人特征变量是控制家庭特征变量是控制
37、省级固定效应是观测数5,095注：由于对被解释变量为风险金融资产投资占比进行该分析时结果不具有统计显著性，因此未在表内列出，表中只展示当被解释变量为风险金融资产投资参与时的结果。*、*、*分别表示1%、5%和10%的统计显著性，括号内为省级聚类稳健标准误。表7结果显示，控制其他因素不变，遭受自然灾害对高收入家庭风险金融资产参与的负面影响更小，即遭遇自然灾害冲击时高收入群体的抗风险能力明显更强，自然灾害冲击对家庭风险金融资产持有造成的负面影响会相对减弱。（四）机制分析1 .健康状况的机制检验自然灾害（如地震、海啸、泥石流等）突发时极大可能会威胁人们的生命健康，若家庭成员中有人因受灾而罹患疾病，加
38、重了家庭的医疗负担，家庭的医药费用会挤占其他家庭开支从而导致居民的投资决策趋于保守甚至是不投资。沈悦和余若涵（2021）!未搀捌用的研究表明，糟糕的健康状况会严重抑制家庭风险金融资产投资，因此本文对上述机制也进行了检验。在2014年CFPS问卷中可以找到相关问题，要求户主对自身相比于前一年的健康状况变化进行评价，共分为“1-变好”，“2.一般”和“3-变差”三档。由于健康状况衡量指标是一个分类有序变量，因此本文使用多项式Logit模型来检验自然灾害冲击是否损害了人们的健康状况。解释变量和控制变量与基准回归中保持一致。可设模型如下：P（heciQsL=m%）=|尸（。0+OidisQj+3*Zj
39、+Pr。山Qi+f0（O,-）其中，叵西叵画表示户主健康相比于前一年的的变化情况，叵可为受访居民所在村（居）2010-2013年间是否受到自然灾害冲击的虚拟变量。回回表示省份的固定效应,玲弋表一组影响家庭风险金融资产持有的控制变量，回为随机误差项，代表不可观测因素的综合。实证结果如下表所示：表8自然灾害冲击与居民家庭风险金融资产投资：健康状况的机制检验健康状况123（基本组）是否受到自然灾害冲击-0.128-0.198*(0.130)(0.081)户主年龄-0.025*-0.032*(0.005)(0.003)户主有工作-0.0230.131*(0.127)(0.078)金融素养-0.0430
40、.001(0.178)(0.103)受教育年限0.0140.039*(0.014)(0.009)户籍为农村0.379*-0.038(0.160)(0.095)是否已婚-0.0820.074(0.169)(0.107)户主为男性0.0770.263*(0.109)(0.067)家庭规模-0.0070.001(0.032)(0.020)家庭人均纯收入（取对数）0.0290.058*(0.050)(0.031)常数项-0.4281.202*(0.614)(0.383)观测数5,0955,0955,095注：*、*、*分别表示1%、5%和10%的统计显著性，括号内为省级聚类稳健标准误。户主对自身相比于
41、前一年的健康状况变化进行评价，共分为“1-变好”，“2-一般”和“3-变差”三档。其中第3档为参照组。表8第1列和第2列显示几率比为负，表明与参照组“健康状况变差”相比，户主健康状况落在“变好”或“一般”水平的概率降低，即遭受自然灾害冲击后户主健康状况恶化的概率增加。综上，经历自然灾害冲击后户主的身体健康状况很可能会变得更为糟糕，并因此减少了家庭风险金融资产投资。至此，木文提出的假设2中健康冲击机制得到验证。2 .家庭流动性约束的机制检验参照蔡栋梁等（2018）的研究*味找知用，家庭流动性约束的加强可通过家庭净资产值的减少来衡量，其中家庭净资产值包括经营资产、耐用品、固定生产用资产、净房产（总
42、房产价值扣除房贷）、土地资产等在内的总价值。可设模型如下：PaSSeti=Oo+OIdiSai+6*Zj+ProGini+川其中，匠四表示家庭净资产值取对数,叵回表示所在地近三年来是否受到自然灾害冲击的虚拟变量。回可表示省份的固定效应，目代表一组影响家庭风险金融资产持有的控制变量，回为随机误差项，代表不可观测因素的综合。实证结果如下表所示：表9自然灾害冲击与居民家庭风险金融资产投资：流动性约束的机制检验家庭净资产（取对数）是否受到自然灾害冲击-0.163*(0.041)是是是,09控制个人特征变量控制家庭特征变量控制省级固定效应观测数注：*、*、*分别表示1%、5%和10%的统计显著性，括号内
43、为省级聚类稳健标准误。从表9中可以看到，控制其他变量不变，受到自然灾害冲击使得家庭净资产价值下降了16.3%且在1%水平显著，说明居民家庭在受到自然灾害冲击时，净资产损失造成家庭面临更严峻的流动性约束，很可能促使家庭减少各项投资，包括风险金融资产投资，即假设3流动性约束机制成立。六、结论与政策建议本文研究结果表明，自然灾害冲击可能通过影响家庭成员健康状况、损害家庭净资产进而增加了家庭流动性约束从而导致家庭减少对风险金融资产的投资。由此可知，提高自然灾害防治效率、完善金融市场基础制度建设和提升居民家庭金融素养，才能有效的应对自然灾害冲击，减少自然灾害对家庭风险金融资产投资的负面影响。因此，可提出
44、以下建议：(一)各国政府可以通过制定法规、建设防洪工程等预防措施，和建立预警系统来限制灾害的影响。国家政策需要解决灾害的巨大分布效应，仅凭财政资金的补偿安排是远远不够的，对于个体的灾害损失补偿，应尽可能帮助居民提升购买财产保险和人身保险意识，统筹各层次形成财政补偿安排(如灾后救济和巨灾保险制度)、社会安全网和反周期政府支出,可用于促进灾后生产生活恢免和减轻灾害的间接经济影响。(二)政府和金融市场相关主体应当大力推进金融市场基础设施的改革，通过维护金融稳定的积极政策，减轻居民对于资本市场的恐慌情绪，号召和鼓励居民主动提升金融素养知识水平，提高对于风险冲击的抵御能力，并充分发挥金融市场在扩大多渠道
45、收入目标中所起的重要作用，帮助居民在理性认知投资风险的前提下，改善资产配置，提高金融素养水平,最终提升抵御风险的综合实力。(三)中国居民家庭金融素养水平普遍较低，加强金融知识普及宣传刻不容缓。相关部门应当帮助投资者认识到，积极参与金融市场投资不仅可以通过多种资产组合分散风险，还可以共享企业发展的红利，拓宽收入渠道。靠考文献1刘洁.中美日家庭金融资产结构的对比分析及启示.理论月刊,2020,467(11):70-77.尹志超，吴雨，甘犁.金融可得性、金融市场参与和家庭资产选择.经济研窕，2015,(3):87-993朱文佩,林义.养老金融发展与家庭金融资产配置的国际经验借鉴.西南金融,2022,
46、492(07):3/7.4卢亚娟,何朴真.人口老龄化、金融素养与家庭金融资产配置.经济问题,2022,520(12):63-72.5 Cassar,A.,Healy,A.,vonKessler,C.Trust,Risk,andTimePreferencesAfteraNaturalDisaster:ExperimentalEvidencefromThailand.WorldDevelopment,2017.94:90-1056 LisaCameronandManishaShah.Risk-TakingBehaviorintheWakeofNaturalDisasters.JournalofHumanResources,2015,50(02):484-5157付超奇资本结构、公司治理行为与CEo生活经历.投资研究,2015,34(02)：112-127.8 BemileG.,BhagwatV.andRauP.R.WhatDoesnt
