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一、 引言

隨著經濟的不斷發(fā)展，家庭的可支配收入在逐漸增高，從而激勵越來越多的家庭參與金融市場，追逐財產性收入。據(jù)國家統(tǒng)計局數(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，實際增長了2.1%，這與我國的經濟增長基本保持同步。伴隨著居民家庭人均可支配收入的提高，家庭對金融市場參與的需求越來越旺盛，不僅投資欲望越來越強烈，而且對金融產品多樣化的需求也與日俱增。

與此同時，隨著我國城鎮(zhèn)化建設進程的加快，城市建設用地需求的增加，為數(shù)不少的家庭牽涉房屋拆遷的問題，而拆遷補償不僅會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。隨著城鎮(zhèn)化的穩(wěn)步推進，房屋改造與拆遷逐漸成為常態(tài)，所以拆遷補償成了不少家庭獲得財產性收入的主要途徑之一。按照《國有土地上房屋征收與補償條例》，為了公共利益的需要，征收國有土地上單位、個人的房屋，應當對被征收房屋所有權人給予公平補償，由此可知被征收人在房屋拆遷之后很容易獲得一個機會來實現(xiàn)自有住房的價值變現(xiàn)，這往往會給他們帶來一筆租金性質的高額補償，因為不在拆遷區(qū)域之內的、持有類似房產的居民被排斥在交易之外。這些拆遷戶在得到高額的補償款之后，是否會通過心理賬戶的作用機制，讓家庭表現(xiàn)出更多的金融市場參與呢？理查德·塞勒在1980年首次指出，人們在消費的過程中存在將金錢進行分門別類管理和預算的心理，這種心理就是心理賬戶估計的過程[1]。不同來源的財富具有不可替代性，如固定收入和意外之財不具有替代性。在心理賬戶的作用下，消費者會選擇依據(jù)財富獲得的難易程度來消費，這種消費現(xiàn)象也稱為認知匹配效應，即人們辛苦工作得來的錢使用會比較謹慎，而意外獲取的財富使用起來會比較隨意。由此可見，由于心理賬戶的存在，拆遷戶很可能將拆遷補償款視為一筆意外之財，進而觸發(fā)其深度參與金融市場的動機。

關于拆遷補償是否會影響家庭金融市場參與，學術界已進行了較為深入的研究。首先，根據(jù)現(xiàn)代資產組合理論，為了實現(xiàn)家庭資產的最優(yōu)配置，理性經濟人總會選擇將一定的資金投資于高收益的風險資產。吳衛(wèi)星等發(fā)現(xiàn)，伴隨我國金融市場的不斷發(fā)展，投資者參與股票市場、債券市場以及其他的金融資產市場的比例在逐漸提高，所以我國家庭金融資產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占據(jù)家庭金融總資產的比重僅為2.9%，與此同時，其他風險資產占據(jù)家庭金融總資產的比重約為5.6%[3]。由此可見，即使在居民參與金融市場的比重不斷提升的情況下，目前我國家庭金融風險資產的投資比重仍然較低[4]。其次，金融市場的有限參與之謎，即股票的持有數(shù)量遠低于最優(yōu)金融風險資產數(shù)額的現(xiàn)象長期存在[5-6]。在現(xiàn)實的經濟活動中，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選擇持有金融市場上所有類型的股票。同時，根據(jù)既往的調查報告和文獻資料，依舊可以發(fā)現(xiàn)影響家庭金融市場參與的因素主要包括家庭可支配收入、政治面貌、戶口性質、保險狀況等[7]。再次，心理賬戶在家庭金融市場參與的研究中開始受到關注，但是相關文獻較為罕見。心理賬戶理論表明，房屋拆遷補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]。拆遷補償款是家庭非勞動的額外收入，很容易劃入意外之財賬戶，而通過辛苦工作所獲得的工資收入是固定的收入，則會劃入常規(guī)收入賬戶[11]。顯然，心理賬戶的作用機制將會在無意識的狀態(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參與的決策邏輯[12-14]。一般來說，為了規(guī)避持有財富的貶值風險，人們總是求助于金融資產配置，尤其偏好增持高收益的風險資產[15-16]。雖然有文獻考察心理賬戶對投資決策行為的影響或拆遷補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)地分析拆遷補償、心理賬戶和金融市場參與之間的關系，尤其是很多實證研究在如何處理內生性問題方面還有待改進[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參與的作用機制，并綜合運用中國家庭金融調查(CHIP)2013年和中國家庭追蹤調查(CFPS)2018年的數(shù)據(jù)，采用工具變量法來檢驗即將提出的一系列研究假說，借此證實房屋拆遷對家庭金融市場參與決策的顯著影響。

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

二、 理論分析與研究假設

(一) 房屋拆遷與家庭金融市場參與

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

首先，在心理賬戶的作用下，擁有房屋拆遷補償款的家庭會將拆遷補償款放入意外之財賬戶，而家庭成員通過辛苦勞動所得來的工資性收入會放入家庭的固定收入賬戶。心理賬戶會對不同來源的資金進行不同的估價，從而間接影響到個體的投資決策。根據(jù)金錢的不同來源，心理賬戶將收入主要劃分為兩類，即固定收入與意外收入，而歸類于不同賬戶的資金，家庭成員對其支配方式也會有所不同。顯然，因勞動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蓄；而因非勞動所得的意外收入劃入意外之財賬戶，家庭往往將其用于投資。就拆遷戶而言，因為家庭對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，所以家庭會對固定收入賦值較高，在消費中倍加珍惜，而對意外收入則估價偏低，花費時大手大腳。因此，在心理賬戶的作用下，拆遷戶往往對劃歸為固定收入賬戶中的工資性收入賦值更高，在支出時更為保守，而對于劃歸為意外收入賬戶中的房屋拆遷補償款則持有更高的風險容忍度，從而增加了家庭參與金融市場的概率。

其次，以心理賬戶為依據(jù)，資本的逐利動機會強化家庭使用房屋拆遷補償款進行金融風險資產投資的動機，進而實現(xiàn)家庭資產的保值增值。一般來說，獲取難度越大的資源越珍貴，個體的損失厭惡度就越高，在心理賬戶中對其賦值越高。家庭成員通過辛苦工作得來的固定收入，因其來之不易，在家庭成員內心的感知價值較高，因此對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值就比較低，從而對意外收入的損失敏感度也比較低。進一步來說，由于投資往往高風險與高收益并存，投資失敗常常會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固定收入而選擇放棄冒險獲取潛在收益。在這種情況下，維護固定收入的心理發(fā)揮作用，家庭通常會將固定收入用于儲蓄，意外收入用于投資。因此，在獲得拆遷補償?shù)那樾蜗?，逐利動機會強化心理賬戶，使得拆遷戶更傾向于利用拆遷補償款投資高風險的金融資產，因為即使投資虧損，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(拆遷補償款)進行金融資產配置，因此房屋拆遷將顯著提高家庭金融市場的參與度?；谝陨侠碚撽U釋，本文提出如下研究假設：

H1：房屋拆遷將顯著增加家庭金融市場的參與度。

(二) 房屋拆遷影響家庭金融市場參與的異質性

1. 消費支出、房屋拆遷與金融市場參與

在家庭總收入既定的條件下，家庭消費支出較少則儲蓄存款較多，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較小，因此，從心理賬戶的角度來看，消費支出較少的家庭對拆遷補償款的賦值應該低于消費支出較高的。既然如此，房屋拆遷影響家庭金融市場參與就會存在著顯著的規(guī)模差異，即相對于消費支出多的家庭，房屋拆遷對消費支出少的家庭金融市場參與的促進作用更為顯著。

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

基于以上理論闡釋，本文提出如下研究假設：

H2:相對于消費支出多的家庭，房屋拆遷能夠顯著增加消費支出少的家庭的金融市場參與。

2. 金融資產余額、房屋拆遷與金融市場參與

在心理賬戶的作用下，金融資產余額多的家庭在拆遷補償后可能會更加愿意深度參與金融市場。經歷拆遷補償之后，家庭金融資產余額就可能出現(xiàn)兩極分化，因為金融資產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，所以其獲得拆遷補償款也會更多。由于金融資產余額多的家庭閑置資金較多，拆遷補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，從而其就會在逐利動機的驅使下頻繁地參與到金融市場中。與此相反，對于家庭金融資產余額較少的家庭來說，拆遷補償款猶如一場及時雨，自然會在心理賬戶的作用下為之賦予一個較高的值，所以這些家庭就不舍得將其配置到高風險的金融資產上去。由此可見，相對于金融資產余額少的家庭，房屋拆遷能夠更加顯著地促進金融資產余額多的家庭參與金融市場。

基于以上理論闡釋，本文提出如下研究假設：

H3:相對于金融資產余額少的家庭，房屋拆遷能夠顯著增加金融資產余額多的家庭的金融市場參與。

(三) 房屋拆遷影響家庭金融市場參與的中介效應

因為拆遷補償款的發(fā)放直接拉升了家庭的可支配收入，所以這些拆遷戶就會在心理賬戶的作用下，對最新狀態(tài)的可支配收入進行重新編碼，賦予一個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險資產的比例。由此可見，房屋拆遷顯著促進家庭的金融市場參與。

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償款，他們就會在一夜暴富之后帶著不以為然的態(tài)度對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償條例》的規(guī)定，被征收國有土地上房屋的價值補償不得低于征收決定公布之日被征收房屋的類似市場價格。根據(jù)國內現(xiàn)行家庭收入核算方法，房屋拆遷補償費或一次性安置費應計入家庭收入核算。據(jù)《中國城鎮(zhèn)家庭資產與負債調查報告》顯示，我國城鎮(zhèn)家庭資產以實物資產為主，平均每戶253萬元，占家庭總資產的80%。其中住房資產占74.2%，平均每戶187.8萬元。顯然，無論對于哪個階層來說，這都是一筆巨款，很容易導致拆遷戶在心理賬戶中貶低新的可支配收入，賦予一個大不如前的值，因為這錢來得太輕松。

其次，既然拆遷補償款將會顯著拉升家庭的可支配收入，那么在心理賬戶的作用下，保值增值的逐利動機還會刺激它們深度參與金融市場。一般來說，相對于家庭原有的可支配收入來說，拆遷補償款對于絕大多數(shù)拆遷戶來說都是一筆巨款，因此，在家庭邊際消費傾向有限增長且金融市場不發(fā)達的情況下，拆遷補償款在很大程度上都轉化成為了家庭的儲蓄存款。隨著金融市場的深化發(fā)展，家庭金融投資的機會也會逐漸增多，此時家庭會將儲蓄存款慢慢地配置到高收益的金融資產上，如增持股票、債權和各種理財產品等，因為作為理性經濟人，這些拆遷戶都不愿意喪失巨額現(xiàn)金持有或儲蓄存款的長期機會成本。在這個過程中心理賬戶將會助推逐利動機，加速家庭金融市場參與的步伐。長此以往，房屋拆遷就會通過增加拆遷戶的可支配收入來激勵家庭金融市場參與的意愿，從而顯著提高家庭金融資產配置中風險資產的比重。

基于以上理論闡釋，本文提出如下研究假設：

H4：房屋拆遷增加了家庭的可支配收入，進而顯著增加家庭的金融市場參與。

三、 研究設計

(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查項目第五輪全國范圍調查數(shù)據(jù)，即CHIP2013。調查中問卷統(tǒng)計所得的相關數(shù)據(jù)作為研究樣本，以隨機抽樣的方式調查全國的受訪者，剔除無效數(shù)據(jù)與異常極端值之后，得到了19149個有效樣本。同時，為了確保數(shù)據(jù)的實效性和研究結論的穩(wěn)健性，我們還要采用CFPS(2018)的數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗。本文主要使用Stata16.0進行數(shù)據(jù)處理與分析。

(二) 變量說明

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

2. 核心解釋變量。本文設定是否有房屋拆遷的經歷為核心解釋變量。如果家庭有過房屋拆遷的經歷，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，這是一個綜合測度指標，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、農轉非經歷、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(局部)

(三) 主要變量的描述性統(tǒng)計

從表2可知(2)，樣本中家庭金融市場參與度均值約為6.7%，家庭可支配收入取對數(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。

(四) 模型設計

對于房屋拆遷對家庭金融市場參與的影響，可以采用OLS模型進行分析。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，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、農轉非經歷、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。αi(i=1，…，12)為回歸系數(shù)，ε為隨機誤差項。

四、 實證分析

表3 基準回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；括號內為t統(tǒng)計量，下同。

表4 更換解釋變量的穩(wěn)健性檢驗結果

(一) 基準回歸

表3報告了房屋拆遷影響家庭金融市場參與的估計結果。首先，方程(1)的結果顯示，在控制了戶主的年齡、婚姻狀況、政治面貌、戶口性質及農轉非經歷時，房屋拆遷對家庭金融市場參與有正向影響，即顯著增強了家庭金融市場參與度。其次，為了保證結果統(tǒng)計性質的穩(wěn)定性，在方程(2)中逐漸加入控制變量戶主的性別、民族、兄弟姐妹個數(shù)，此時房屋拆遷對家庭金融市場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，房屋拆遷對家庭金融市場參與的結果同樣顯著為正。由此可見，房屋拆遷對家庭金融市場參與的正向影響結果具有穩(wěn)定的統(tǒng)計顯著性，即房屋拆遷顯著增強家庭金融市場參與度，這與理論預測完全一致，本文的假設1得到支持。

(二) 穩(wěn)健性檢驗

基準回歸結果顯示，房屋拆遷顯著增強了家庭金融市場參與度，但這一效果是否穩(wěn)健呢？依據(jù)檢驗模型穩(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)來進行穩(wěn)健性檢驗。

1. 更換核心解釋變量

更換解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗，應該先考慮選擇一個與解釋變量息息相關的變量，既然將房屋拆遷作為核心解釋變量，那么更換解釋變量時應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償方式作為房屋拆遷的代理變量，因為拆遷戶是通過獲得拆遷補償，進而改變其參與金融市場的決策的，所以獲得拆遷補償?shù)姆绞街陵P重要，不同的拆遷補償方式對家庭金融市場參與的影響也不盡相同。同時，拆遷補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行穩(wěn)健性檢驗。表4顯示了更換解釋變量后的估計結果。在改變了解釋變量之后，方程(1)的回歸結果表明在控制了相關變量之后(3)，房屋最近一次的拆遷補償方式在1%的水平下顯著刺激家庭金融市場參與。為了保證結果的統(tǒng)計穩(wěn)定性，繼續(xù)控制了戶主的性別、民族、兄弟姐妹個數(shù)三個變量，此時方程(2)的回歸結果顯示，房屋最近一次的拆遷補償方式在1%的水平上仍然顯著促進家庭金融市場參與。同樣在對所有變量進行控制后，方程(3)的結果顯示，房屋拆遷對家庭金融市場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，房屋拆遷顯著激勵家庭金融市場參與的結論成立，并且具有穩(wěn)健性。

2. 更換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗

表5 更換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗結果

表6 更換數(shù)據(jù)的回歸結果

更換被解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗，應該考慮選擇一個與被解釋變量息息相關的變量。既然在本文中家庭金融市場參與作為被解釋變量，那么更換被解釋變量時就應該選擇與家庭金融市場參與聯(lián)系密切的變量。本文選擇了與被解釋變量高度相關的人民幣金融資產余額作為家庭金融市場參與的代理變量，更換被解釋變量，進行穩(wěn)健性檢驗。表5顯示了更換被解釋變量后的回歸結果。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、戶口性質及農轉非經歷進行回歸分析，此時方程(1)的回歸結果表明，房屋拆遷在1%的水平上顯著增加家庭金融市場參與。為了保證結果的無偏性，繼續(xù)控制了戶主的性別、民族、兄弟姐妹個數(shù)三個變量，此時方程(2)的回歸結果顯示，房屋拆遷在1%的水平上仍然顯著刺激家庭金融市場參與。同樣，在對所有變量控制之后，方程(3)的結果顯示，房屋拆遷對家庭金融市場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，房屋拆遷顯著增強家庭金融市場參與的結論成立并且具有穩(wěn)健性。

3. 更換數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗房屋拆遷影響家庭金融市場參與的穩(wěn)健性。此處將數(shù)據(jù)更換為中國家庭追蹤調查2018年數(shù)據(jù)(CFPS2018)繼續(xù)進行穩(wěn)健性檢驗。表6顯示了數(shù)據(jù)更換之后的估計結果。在更換數(shù)據(jù)之后，控制了戶主的年齡、婚姻狀況、最高學歷進行回歸分析，此時方程(1)的估計結果表明，在控制了相關變量之后，房屋拆遷在1%的水平上顯著促進家庭金融市場參與。為了保證統(tǒng)計性質的穩(wěn)定性，繼續(xù)控制了戶主的戶口性質、戶主的性別、是否有過搬家經歷三個變量，此時方程(2)的估計結果顯示，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)進行回歸，此時方程(3)的估計結果顯示，房屋拆遷對家庭金融市場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參與的結論仍然成立且具有穩(wěn)健性。

(三) 內生性問題與工具變量法

因為家庭消費的傳統(tǒng)理念、投資意識以及生活方式等不可觀測的變量沒有納入到模型中，同時家庭金融市場參與的測度不可能完全精確，所以房屋拆遷影響家庭金融市場參與的計量模型可能存在變量遺漏以及測量誤差，這可能會導致內生性問題。

為了克服內生性，本文采用工具變量法進行兩階段估計，選取戶主的就業(yè)身份作為房屋拆遷的工具變量。在現(xiàn)實生活中，家有住房通常是一個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性。同時，戶主的就業(yè)身份是在房屋拆遷補償之前就已經確定了的，是其個人奮斗歷史的結晶，所以不會受到家庭金融市場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，與模型殘差項不相關。當然，為了驗證房屋拆遷影響家庭金融市場參與是否存在內生性問題，還必須進行嚴格的2SLS回歸檢驗。具體的檢驗過程如表7所示。

表7 引入工具變量的回歸結果

首先，工具變量的檢驗結果顯示，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性，滿足了工具變量的相關性特征；也同時匯報了工具變量識別不足檢驗(LM(p))、弱工具變量檢驗(Wald)F值，其中識別不足檢驗的p值為0，在1%統(tǒng)計水平上拒絕原假設，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行OLS與2SLS回歸的估計結果顯示，房屋拆遷的回歸系數(shù)在1%統(tǒng)計水平上都顯著為正，說明房屋拆遷能夠顯著促進家庭金融市場參與。通過OLS與2SLS對比，可以看出在克服了內生性問題之后，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生性問題的話，OLS估計的確嚴重低估了房屋拆遷補償對家庭金融市場參與的正向影響。而在克服了內生性問題之后，房屋拆遷對家庭金融市場參與的影響效果更加顯著。

綜上所述，在考慮了內生性問題之后，房屋拆遷依然顯著刺激家庭金融市場參與。

(四) 異質性分析

1. 消費支出的異質性

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

表8 消費支出的異質性檢驗

然而，在消費支出低于中位數(shù)的情況下，估計結果則恰好與此相反，即房屋拆遷顯著增強了那些消費支出總額低于中位數(shù)的家庭金融市場參與度。這也與我們的理論預期保持了高度的一致性，即消費支出額少的家庭通常比較富裕，擁有較多的額外儲蓄，而拆遷補償則會進一步增加其閑置資金，因此，在心理賬戶中對其賦值較低，從而使得他們沒有過多的心理負擔，輕松愉快地將更多的資金配置到高收益的風險資產上。本文的假設2得到支持。

2. 金融資產余額的異質性分析

表9的估計結果顯示，如果以金融資產余額水平的中位數(shù)作為樣本分組依據(jù)，那么在不同金融資產余額水平上，房屋拆遷對家庭金融市場參與的影響存在顯著的異質性。如表9所示，在控制了戶主的年齡、婚姻狀況、政治面貌、戶口性質及農轉非經歷之后進行OLS與2SLS的估計結果顯示，在金融資產余額低于中位數(shù)的情況下，房屋拆遷并沒有促進金融市場參與。為了更精確地分析房屋拆遷對家庭金融市場參與的影響，繼續(xù)增加控制變量，如戶主的性別、民族、兄弟姐妹個數(shù)、戶口登記地、健康狀況及醫(yī)療保險等。此時進行OLS與2SLS估計的結果顯示，在金融資產余額低于中位數(shù)的情況下，房屋拆遷仍然沒有促進金融市場的參與。這是因為，對于家庭金融資產余額少的家庭而言，家庭的額外儲蓄額較少，拆遷補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之賦值相對較高，所以家庭的金融市場參與度也會相對減少。

然而，在金融資產余額高于中位數(shù)的情況下，估計結果則恰好與此相反，即房屋拆遷顯著提升了金融資產余額高于中位數(shù)的家庭金融市場參與度。正如理論預測，金融資產余額多的家庭一般都比較富裕，雖然家庭在經歷拆遷補償后家庭金融資產增多，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這一筆意外收入的賦值相對較低，從而將更多的資金投入到高風險的金融資產上，因此家庭金融市場參與會顯著提升。本文的假設3得到支持。

表9 金融資產余額的異質性分析

五、 影響機制分析

為了驗證假說4，本文進行了中介效應檢驗。在這個影響機制中家庭可支配收入發(fā)揮了一個必不可少的作用。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導致其心理賦值的降低，從而會激勵家庭進行更多的金融投資。由此看見，房屋拆遷會影響家庭的可支配收入，從而影響金融市場參與。顯然，在這個過程中家庭可支配收入發(fā)揮了一個重要的中介作用，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家庭金融市場參與影響的中介變量，并運用中介效應依次檢驗法來驗證家庭可支配收入在房屋拆遷影響家庭金融市場參與過程中發(fā)揮的中介效應。中介效應的模型具體如下：

finasset=α0+α1housdem+α2X+ε

(4)

disincome=β0+β1housdem+β2X+ε

(5)

finasset=γ0+γ1housdem+γ2disincome+γ3X+ε

(6)

表10 中介效應檢驗結果

其中，disincome代表家庭可支配收入，依據(jù)中介效應的檢驗步驟，第一步檢驗模型(4)中的α1是否顯著。如果 α1顯著則進入第二步檢驗，檢驗模型(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[19]。具體的估計結果如表10顯示。

由表10可知，方程(1)對應的是模型(5)的回歸結果，方程(2)對應的是模型(4)的回歸結果，方程(3)對應的是模型(6)的回歸結果。方程(3)中，房屋拆遷的回歸系數(shù)為0.0126，在5%的統(tǒng)計水平上顯著，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，進而刺激家庭金融市場參與。總之，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4得到支持。

六、 結論性評述

本文運用中國家庭收入調查項目第五輪全國范圍調查數(shù)據(jù)(CHIP2013)和中國家庭追蹤調查(CFPS2018)數(shù)據(jù)，實證分析了房屋拆遷對家庭金融市場參與的影響。基于心理賬戶理論，在探究房屋拆遷影響家庭金融市場參與的基礎上，采用工具變量的方法來克服模型的內生性，進行兩階段最小二乘法估計，發(fā)現(xiàn)在消費支出總額和金融資產余額這兩個維度上，房屋拆遷對家庭金融市場參與的影響存在異質性。根據(jù)理論分析與實證檢驗，可以得出以下結論：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償后更傾向于進行金融資產投資，所以房屋拆遷會顯著刺激家庭的金融市場參與。其次，基于中國家庭金融調查(CHIP2013)和中國家庭追蹤調查(CFPS2018)家庭層面的微觀數(shù)據(jù)，運用工具變量法實證檢驗證實了本文的理論推斷，即房屋拆遷會確定無疑地促進家庭金融市場參與。再次，異質性的實證結果顯示，房屋拆遷影響家庭金融市場參與具有顯著的異質性特征，即房屋拆遷對于消費支出額少、金融資產余額多的家庭具有更加顯著的促進效果。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家庭金融市場參與的影響機制。

基于研究結論，本文提出以下幾點建議：首先，拆遷戶要及時提高金融素養(yǎng)，遵循組合投資策略，優(yōu)化家庭金融資產配置，要時刻警惕和反思深度參與金融市場是否存在非理性行為，自覺抵制心理賬戶對家庭金融資產配置的干擾。其次，政府部門應該加強對拆遷戶普及金融知識出臺相應的政策，增加相關金融教育資金的投入，整體上提升他們的金融素養(yǎng)，引導他們主導規(guī)避心理賬戶對家庭金融市場參與的過度誤導。最后，金融機構不僅可以設計不同層次的金融產品來滿足拆遷戶在不同年齡、財富水平以及風險態(tài)度上的需求，而且還應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)，時刻警惕心理賬戶對投資決策的誤導與干擾。

通常而言，房屋拆遷補償款是由國家一次性付給拆遷戶的，可以進一步探討拆遷補償款的分期發(fā)放將會如何影響拆遷戶的金融市場參與。與此同時，因為金融市場參與是一種高風險的投資行為，所以下一步很有必要研究金融市場參與是否與拆遷返貧之間存在因果關系。

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