何婷 任石

摘 要：本文使用2016年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，研究空氣質(zhì)量對于家庭金融資產(chǎn)配置的影響。實(shí)證結(jié)果顯示，空氣質(zhì)量越差，將提高以現(xiàn)金與儲蓄為代表的無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置比例，抑制以股票為代表的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的選擇和比例，內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)證實(shí)空氣質(zhì)量對于家庭資產(chǎn)配置的影響。進(jìn)一步分析時(shí)，以bootstrap模型進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)得出，身體健康在空氣質(zhì)量與家庭金融資產(chǎn)配置上充當(dāng)部分中介的作用，生活滿意度在空氣質(zhì)量與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)選擇中充當(dāng)部分中介的作用，由此可見空氣質(zhì)量部分通過影響居民身體健康和生活滿意度來影響居民家庭金融資產(chǎn)配置。

關(guān)鍵詞：空氣質(zhì)量；資產(chǎn)配置；行為金融；CFPS

中圖分類號：F830 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1674-2265（2018）02-0053-05

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2018.02.008

一、引言

中國共產(chǎn)黨第十九次全國代表大會(huì)總結(jié)了過去五年來中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的輝煌成績，提出我國社會(huì)主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。居民收入持續(xù)提高，全面建成小康社會(huì)要求居民生活品質(zhì)的提高，然而多地“霧霾”天氣的發(fā)生對居民生活造成了惡劣影響，引發(fā)了居民對環(huán)境問題的擔(dān)憂?？諝馕廴静粌H影響居民身體健康，還會(huì)對心情產(chǎn)生影響。Shleifer（2000）發(fā)現(xiàn)，天氣會(huì)影響投資者的情緒，進(jìn)而顯著影響當(dāng)天的股票投資。家庭資產(chǎn)配置的重要性體現(xiàn)在對收入增長的影響上，研究普遍認(rèn)為金融資產(chǎn)總量與居民財(cái)產(chǎn)性收入總量存在正相關(guān)性（王絮，2015），金融資產(chǎn)增量與財(cái)產(chǎn)性收入增量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，對比其他的金融資產(chǎn)，居民儲蓄的影響卻最?。▍窃福?015），金融的多樣性在一定程度上也會(huì)引起收入的增加（陳剛，2015）。因此家庭資產(chǎn)的配置將會(huì)對居民收入、金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生重要影響。在此背景之下，空氣質(zhì)量是否會(huì)通過影響家庭成員身體健康、心情，進(jìn)而影響家庭金融資產(chǎn)配置行為，是本文主要研究的問題。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

空氣質(zhì)量如何影響家庭儲蓄，預(yù)防性儲蓄理論給出了解釋。美國健康指標(biāo)評估研究所（Institute for Health Metrics and Evaluation）最新國際研究項(xiàng)目成果顯示，全球每年有550萬人因?yàn)榭諝馕廴径净几黝惣膊∷劳觯袊且蚩諝馕廴径鴮?dǎo)致非正常死亡的“重災(zāi)區(qū)”。因此空氣質(zhì)量造成的對身體危害的不確定性使得人們會(huì)對此進(jìn)行預(yù)防性儲蓄。預(yù)防性儲蓄是指風(fēng)險(xiǎn)厭惡型消費(fèi)者在面臨未來不確定性時(shí)，為了保持未來消費(fèi)的平滑性從而進(jìn)行的儲蓄。研究者發(fā)現(xiàn)，當(dāng)消費(fèi)者對未來收入有風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期時(shí)，就會(huì)產(chǎn)生預(yù)防性動(dòng)機(jī)，從而在進(jìn)行消費(fèi)或者儲蓄的決策時(shí)，更加偏重于儲蓄。空氣質(zhì)量使得身體健康受到威脅，從而使得預(yù)防性儲蓄和現(xiàn)金持有量增加。

空氣質(zhì)量如何影響家庭的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)決策，行為金融學(xué)給出了解釋。行為金融理論研究得出的一個(gè)重要結(jié)論是：人們的居民主觀心理特征會(huì)對投資決策產(chǎn)生系統(tǒng)性影響。空氣質(zhì)量會(huì)顯著影響家庭的生活滿意度，生活滿意度進(jìn)而影響家庭資產(chǎn)選擇，從風(fēng)險(xiǎn)偏好角度看，越幸福的人更愿意維持當(dāng)前狀態(tài)，冒險(xiǎn)的意愿低（Guven，2012），從而較少地投資于股票、基金、期貨等風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)。葉德珠（2014）的研究證實(shí)了這一點(diǎn)，其通過省級面板數(shù)據(jù)得出幸福度與保守型投資產(chǎn)品顯著正相關(guān)的結(jié)論；但是周雅玲（2017）的研究結(jié)論有所不同，其認(rèn)為主觀幸福感的提升不僅會(huì)降低居民參與儲蓄的動(dòng)機(jī)，而且會(huì)降低其持有比重。在現(xiàn)代社會(huì)中，生態(tài)環(huán)境已經(jīng)成為制約生命健康與人類快樂的重要變量，空氣質(zhì)量會(huì)降低居民的生活幸福度，優(yōu)化市民生存的自然環(huán)境是提升幸福度的必要因素（尹子民，2016）。因此提升人們對環(huán)境因素這一快樂影響因子的重要性的認(rèn)識，對于提高居民生活幸福度具有顯著意義，而生活幸福度會(huì)對家庭資產(chǎn)選擇和配置產(chǎn)生重要影響。

關(guān)于家庭資產(chǎn)配置的研究集中于家庭資產(chǎn)配置影響因素研究，主要因素為家庭資產(chǎn)特征、人口統(tǒng)計(jì)特征、行為金融以及社會(huì)結(jié)構(gòu)四方面。家庭資產(chǎn)特征方面，富裕的家庭，更愿意持有風(fēng)險(xiǎn)性資產(chǎn)，也更傾向于投資于自己私人擁有的企業(yè)（Davis，2002）。個(gè)人特征方面，年齡對家庭持股比例的影響呈駝峰型效應(yīng)（Shum，2006），受教育程度對于投資者是否投資股票以及投資的比例有顯著影響（Campbell，2006）。吳衛(wèi)星等 （ 2011） 研究表明投資者的健康狀況對參與股市及風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場并無顯著影響，對股票或風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資比例的影響顯著。在社會(huì)結(jié)構(gòu)方面，公共信息的反應(yīng)、宗教活動(dòng)的參與等這些基本的互動(dòng)形式和信任都有利于家庭參與到股票市場中來。居民的社會(huì)互動(dòng)程度越高，通過觀察性學(xué)習(xí)和交流股市話題獲得的機(jī)會(huì)也就越多，參與股市的可能性也就越高（Hong，2004），國內(nèi)研究觀點(diǎn)基本與之相同，外在的社會(huì)互動(dòng)對家庭金融資產(chǎn)配置的促進(jìn)作用明顯，特別是老年家庭的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有（朱濤，2016）。

可以看到，目前針對家庭資產(chǎn)配置的研究已經(jīng)逐漸深入到主觀心理方面，研究者側(cè)重于家庭和個(gè)人特征以及社會(huì)關(guān)系因素，較少從環(huán)境因素方面考慮，而本文研究空氣質(zhì)量對資產(chǎn)配置的直接和間接影響，探討空氣質(zhì)量影響家庭資產(chǎn)配置的路徑。因此本文引入空氣質(zhì)量變量，從預(yù)防性儲蓄理論、行為金融角度將空氣質(zhì)量同家庭金融資產(chǎn)配置聯(lián)系到一起。為了回答空氣質(zhì)量是否會(huì)影響家庭金融資產(chǎn)配置，以及是否通過身體健康和生活滿意度路徑影響的問題，提出以下理論假設(shè)：

理論假設(shè)1：空氣質(zhì)量與家庭無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置成正相關(guān)關(guān)系，空氣質(zhì)量與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置成負(fù)相關(guān)關(guān)系。

理論假設(shè)2：身體健康、生活滿意度在空氣質(zhì)量與家庭金融資產(chǎn)配置中起中介作用。

三、研究設(shè)計(jì)

本文的空氣質(zhì)量數(shù)據(jù)來源于由中華人民共和國環(huán)境保護(hù)部發(fā)布的《2016年中國環(huán)境公報(bào)》以及各?。ㄊ?、自治區(qū)）環(huán)保部門發(fā)布的2016年環(huán)境質(zhì)量公報(bào)，降水量（工具變量）數(shù)據(jù)來源于各省氣象局，其他數(shù)據(jù)來自2016年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）。CFPS是一項(xiàng)全國性、大規(guī)模、多學(xué)科的社會(huì)跟蹤調(diào)查項(xiàng)目。2016年樣本覆蓋25個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)），目標(biāo)樣本規(guī)模為14033戶，調(diào)查對象包含樣本家戶中的全部家庭成員?；诒疚牡难芯磕康?，樣本篩選的基本思路如下：首先篩選出財(cái)務(wù)部分回答者的個(gè)人特征，與家庭特征相匹配，刪除其中數(shù)據(jù)缺失的樣本，再刪除各個(gè)變量的小于1%、大于99%分位數(shù)的極端數(shù)值。

（一）空氣質(zhì)量對家庭資產(chǎn)配置的影響

1. 被解釋變量。本文主要研究家庭金融資產(chǎn)中風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)與無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置情況，配置情況涵蓋兩方面內(nèi)容，一方面是“是否擁有該類資產(chǎn)”，另一方面是“該類資產(chǎn)所配置的比例”。因此本文從是否擁有以及配置比例兩方面進(jìn)行考慮。

本文的總資產(chǎn)包括現(xiàn)金與儲蓄、股票與基金等金融資產(chǎn)和房地產(chǎn)（周雅玲，2017）。金融資產(chǎn)中風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)包括股票、基金、國債、信托產(chǎn)品、外匯產(chǎn)品、期貨期權(quán)，無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)包括現(xiàn)金、活期以及定期存款、政府債券?？紤]CFPS的數(shù)據(jù)特點(diǎn)，以現(xiàn)金與存款總額占資產(chǎn)的比重來代表無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置比例，由于儲蓄與現(xiàn)金在被訪者家庭中擁有率為100%，因此討論其是否擁有已無意義，只對無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置比例進(jìn)行討論；在金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)方面，以風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)總額占資產(chǎn)比重表示金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比例，同時(shí)采用“是否擁有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)”度量風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)選擇，如果擁有上述風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)中至少一種則取值1，否則取值0（尹志超，2014）。

2. 主要解釋變量?？諝赓|(zhì)量通過空氣質(zhì)量綜合指數(shù)度量。評價(jià)時(shí)段內(nèi)，六項(xiàng)污染物濃度與對應(yīng)的二級標(biāo)準(zhǔn)值之商的總和即為該城市該時(shí)段的空氣質(zhì)量綜合指數(shù)。以被訪家庭所在?。ㄖ陛犑小⒆灾螀^(qū)）平均空氣質(zhì)量指數(shù)來度量空氣質(zhì)量狀況，由于數(shù)據(jù)獲取問題，西藏自治區(qū)、甘肅和廣西壯族自治區(qū)以其省會(huì)城市的空氣質(zhì)量綜合指數(shù)代表全省平均水平，空氣質(zhì)量綜合指數(shù)（下文簡稱空氣指數(shù)）越高代表空氣質(zhì)量越差。

生活滿意度通過問卷問題“對生活滿意度”的回答進(jìn)行度量，變量取值1—5，1代表非常不滿意，5代表非常滿意。

身體健康通過問卷問題“您的身體健康狀況”的回答進(jìn)行度量，變量取值1—5，1代表身體非常差，5代表身體非常健康。

3. 控制變量?？刂谱兞亢w地域特征、家庭特征和個(gè)人特征三部分，地域特征包含城市農(nóng)村；家庭特征包含家庭總資產(chǎn)、家庭年收入、是否有待還銀行貸款、是否有待還民間借款、家庭人口數(shù)；個(gè)人特征包括性別、年齡、教育水平、信息獲取方式。

4. 模型設(shè)計(jì)。首先檢驗(yàn)空氣質(zhì)量對無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例（后文簡稱無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例）、金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例（后文簡稱風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例）以及風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)選擇（是否擁有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)）的影響。[airqualityn]為家庭所在省（直轄市、自治區(qū)）的平均空氣指數(shù)，[unriskratio]代表無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例，[riskratio]代表風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例，[riskchioce]為風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)選擇（是否擁有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)），[Xi]為控制變量。模型（1）采用最小二乘法（OLS）；由于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比例是截?cái)嗟?，模型?）采用Tobit模型；由于是否擁有金融資產(chǎn)為二值變量，因此模型（3）采用Probit模型。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）空氣質(zhì)量與家庭金融資產(chǎn)配置

表2顯示，在模型（1）中，空氣指數(shù)與無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例的回歸系數(shù)為0.0176，在1%水平下顯著，這表明空氣指數(shù)對無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例有顯著的正向影響，即空氣質(zhì)量越嚴(yán)重，無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例越大；在（2）中，空氣指數(shù)與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例的回歸系數(shù)為

-0.0001，在10%水平下顯著；在（3）中，空氣指數(shù)對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)選擇的邊際效應(yīng)為-0.0006，在10%水平下顯著，這表明空氣指數(shù)對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)選擇以及風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比例均有較為顯著的負(fù)向影響，即空氣質(zhì)量越差時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的選擇降低，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例越小。除此之外，農(nóng)村與城市對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置比例和選擇上具有顯著的影響，在1%的水平下顯著，而對于無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例的影響不顯著，可見農(nóng)村與城市的現(xiàn)金和儲蓄比例差異不大，而在金融風(fēng)險(xiǎn)的選擇和配置比例上差異顯著，城市的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)選擇和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例顯著高于農(nóng)村，這是由于風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)品市場具有“門檻效應(yīng)”，城鄉(xiāng)居民普遍參與儲蓄，但農(nóng)村居民較之城市居民則更少地參與金融風(fēng)險(xiǎn)市場，因此形成城鄉(xiāng)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)選擇和比例的差異。信息獲取方式的重要性在資產(chǎn)的配置中也有顯著差異，信息獲取方式對于無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例無顯著影響，而對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)選擇的邊際效應(yīng)為0.0426，在1%水平下顯著，與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例的回歸系數(shù)為0.0128，在1%水平下顯著，由于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)大，市場環(huán)境復(fù)雜，決策者需要搜集更多信息加以判斷，因此信息途徑對于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響顯著，而現(xiàn)金及儲蓄則對信息獲取的要求低，因此信息途徑在此方面影響較弱。

（二）空氣質(zhì)量與農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置

由于受經(jīng)濟(jì)、文化、社會(huì)環(huán)境影響，農(nóng)村家庭資產(chǎn)配置特征與城市家庭存在顯著差別，農(nóng)村家庭資產(chǎn)配置與農(nóng)業(yè)特性、土地等要素緊密相關(guān)，因此本文對農(nóng)村總資產(chǎn)重新進(jìn)行定義（見表3），對農(nóng)村樣本進(jìn)行回歸，采用模型（1）和模型（3）檢驗(yàn)空氣質(zhì)量對于農(nóng)村家庭資產(chǎn)配置的影響，回歸結(jié)果見表4。

表4回歸結(jié)果顯示，針對農(nóng)村家庭，空氣指數(shù)對無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)選擇的影響均在1%的水平下顯著，空氣質(zhì)量越差，農(nóng)村家庭無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置比例越高，同時(shí)抑制風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的選擇，農(nóng)村樣本回歸結(jié)果與全樣本回歸相符。同時(shí)，工作性質(zhì)顯著影響金融資產(chǎn)配置情況，這是由于從事農(nóng)業(yè)將會(huì)增加農(nóng)用機(jī)械資產(chǎn)的配置比例，從而對金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生抑制作用。

（三）空氣質(zhì)量對家庭資產(chǎn)配置影響的路徑

由于空氣質(zhì)量影響人的身體健康和心理狀態(tài)，本文著重討論身體健康與生活滿意度是否在空氣質(zhì)量和家庭資產(chǎn)配置之間起著中介作用，采用bootstrap模型進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表5。

由表5檢驗(yàn)結(jié)果可知，身體健康狀態(tài)在空氣質(zhì)量和無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例中的間接效應(yīng)為0.0065，在空氣質(zhì)量與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)選擇中的間接效應(yīng)為0.0002，雖然都低于直接效應(yīng)，但間接效應(yīng)判斷區(qū)間不包含0 ，因此部分中介效應(yīng)顯著，身體健康能較為顯著地提高無風(fēng)險(xiǎn)和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比例，可見空氣質(zhì)量直接影響家庭資產(chǎn)選擇，也通過身體健康和生活滿意度間接影響家庭資產(chǎn)配置；同時(shí)，生活滿意度在空氣質(zhì)量與無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例間的間接效應(yīng)為0.0012，間接效應(yīng)不顯著，生活滿意度對無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響較弱；生活滿意度在空氣質(zhì)量與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)選擇間的間接效應(yīng)為0.0002，判斷區(qū)間不包含0，因此部分中介效應(yīng)顯著。由此可見，空氣質(zhì)量在一定程度上能通過身體健康、生活滿意度對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)選擇起到顯著的間接影響作用。

（四）內(nèi)生性檢驗(yàn)

在以上實(shí)證分析中，空氣質(zhì)量影響家庭資產(chǎn)配置，而資產(chǎn)配置所反映的地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平反過來影響空氣質(zhì)量狀況，存在一定內(nèi)生性。因此本文運(yùn)用工具變量，以兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行估計(jì)，從而對結(jié)果進(jìn)行驗(yàn)證?；跀?shù)據(jù)可得性以及歷年降雨量的均衡性，選取2015年各省平均降雨量作為工具變量，降雨量與空氣指數(shù)相關(guān)系數(shù)為0.5574，具有較強(qiáng)相關(guān)性。表6給出了Wald檢驗(yàn)空氣質(zhì)量內(nèi)生性的結(jié)果，分別在1%和5%的水平下拒絕了變量不存在內(nèi)生性的假設(shè)，說明空氣質(zhì)量存在內(nèi)生性問題。此外，空氣質(zhì)量對無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)選擇的邊際效應(yīng)分別在1%和10%的水平上顯著，其他變量的估計(jì)結(jié)果與原始回歸結(jié)果基本一致，這表明空氣質(zhì)量對家庭金融資產(chǎn)配置有顯著影響。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文使用的空氣質(zhì)量綜合指數(shù)是各?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）的平均值，下文將采用家庭所在各省的省會(huì)城市空氣指數(shù)，表7回歸結(jié)果表明，空氣指數(shù)對無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例的正向作用在1%水平上顯著，對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例和選擇的邊際效應(yīng)存在顯著的負(fù)向影響，顯著性水平和系數(shù)僅略有調(diào)整，說明本文結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論和政策建議

本文使用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2016年的數(shù)據(jù)研究各省份空氣質(zhì)量對于家庭金融資產(chǎn)配置的影響，研究發(fā)現(xiàn)空氣質(zhì)量綜合指數(shù)同家庭現(xiàn)金及存款等無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，即空氣質(zhì)量越差，家庭的無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)越多而風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)選擇和配置比例均減少。進(jìn)一步分析路徑發(fā)現(xiàn)，由于預(yù)防空氣質(zhì)量對健康造成的負(fù)面影響，產(chǎn)生預(yù)防性儲蓄和現(xiàn)金持有需求，空氣質(zhì)量部分通過影響身體健康從而影響金融資產(chǎn)配置；同時(shí)空氣質(zhì)量部分通過影響家庭生活滿意度從而影響風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)選擇，空氣質(zhì)量越差，無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比例越高，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比例下降。

基于上述結(jié)論，應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)環(huán)境保護(hù)和污染治理，完善環(huán)境保護(hù)法律，加大空氣污染處罰力度，同時(shí)大力發(fā)展綠色金融，創(chuàng)新綠色基金、綠色債券等符合綠色發(fā)展理念的金融產(chǎn)品，引導(dǎo)資金流向節(jié)約資源技術(shù)開發(fā)和生態(tài)環(huán)境保護(hù)產(chǎn)業(yè)，引導(dǎo)企業(yè)生產(chǎn)注重綠色環(huán)保，明確金融業(yè)要保持可持續(xù)發(fā)展的理念，避免注重短期利益的過度投機(jī)行為。同時(shí)，進(jìn)一步完善覆蓋城鄉(xiāng)的醫(yī)療保障體系，結(jié)合社會(huì)資本形成多層次的保障體系，促進(jìn)適當(dāng)有序的競爭。提高農(nóng)村與西部的收入水平，提高其金融參與度，從而使其資產(chǎn)配置合理化。

注：

①由于農(nóng)村住房是家庭資產(chǎn)的重要部分，但無市場估值，因此采用修建住房支出來衡量住房資產(chǎn)價(jià)值。

參考文獻(xiàn)：

[1]Shleifer，A. 2000. Inefficient Markets：An Introduction to Behavioral Finance，Oxford University Press.

[2]Guven， C. 2012. Reversing the Question： Does Happiness Affect Consumption and Savings Behavior？Journal of Economic Psychology，33.

[3]Campbell，J. 2006. Household Finance，Journal of Finance，61.

[4]王絮.居民金融資產(chǎn)對財(cái)產(chǎn)性收入影響的實(shí)證研究[D].安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)碩士研究生論文，2015.

[5]吳愿.居民財(cái)產(chǎn)性收入與其持有金融資產(chǎn)的關(guān)聯(lián)性研究[D].安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)碩士研究生論文，2015.

[6]陳剛.金融多樣性與財(cái)產(chǎn)性收入——基于增長和分配雙重視角的審視[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2015，（3）.

[7]葉德珠，周麗燕，樂濤. 幸福滿意度與家庭金融資產(chǎn)選擇[J].金融評論，2014，6（4）.

[8]周雅玲，于文超，肖忠意. 主觀幸福感、人格特征與家庭資產(chǎn)選擇[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2017，（01）.

[9]尹子民，張宏，王春麗，郭佩琦，石洋. 錦州市民幸福度及其提升途徑研究[J].遼寧工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2016，18（03）.

[10]朱濤，謝婷婷，王宇帆. 認(rèn)知能力、社會(huì)互動(dòng)與家庭金融資產(chǎn)配置研究[J]. 財(cái)經(jīng)論叢，2016，（11）.