危機(jī)經(jīng)歷與個人風(fēng)險偏好

1、1. 引言在 2007-2009 年金融危機(jī)之后，一個適當(dāng)?shù)膯栴}是，在危機(jī)中的負(fù)面?zhèn)€人經(jīng)歷是否會導(dǎo)致未來的風(fēng)險承擔(dān)能力降低，正如大蕭條時期出生的一代中所證明的那樣（Malmendier and Nagel，2011）。我們更廣泛地問，個人經(jīng)歷是否強(qiáng)大到使個人主動回避風(fēng)險，我們研究相對于整個經(jīng)濟(jì)的經(jīng)歷，接觸第一手的經(jīng)歷是否對主動承擔(dān)風(fēng)險有不同的影響。個人是否必須親自感受到痛苦，或者普通的沖擊就足以使個人主動減少對風(fēng)險資產(chǎn)的暴露？相關(guān)文獻(xiàn)的研究中表明，個人經(jīng)驗(yàn)使個人避免承擔(dān)風(fēng)險的機(jī)會。在本文研究中，我們分析了個人經(jīng)歷是否強(qiáng)大到使個人不僅避免了承擔(dān)風(fēng)險的機(jī)會，而且還主動改變了他們對風(fēng)險資產(chǎn)的態(tài)度。我

2、們采用了一種識別策略，該策略識別因父母去世而繼承風(fēng)險資產(chǎn)組合的個人樣本。我們的識別策略的主要優(yōu)點(diǎn)是，從持有風(fēng)險資產(chǎn)的遺產(chǎn)中繼承遺產(chǎn)的個人會改變主動決定，從選擇承擔(dān)風(fēng)險到選擇不承擔(dān)風(fēng)險。通過分析這種情況下風(fēng)險承擔(dān)的主動變化，我們表明個人經(jīng)驗(yàn)是如此強(qiáng)大，以至于即使個人獲得了大筆意外之財也會通過出售繼承的資產(chǎn)來規(guī)避風(fēng)險。作為負(fù)面經(jīng)驗(yàn)的一個合理來源，我們識別出那些投資于銀行股票的個人（在金融危機(jī)之前這在丹麥?zhǔn)且粋€常見的現(xiàn)象），其中一些在危機(jī)發(fā)生后違約。危機(jī)發(fā)生前丹麥人口的投資組合配置說明了個人在配置投資時對銀行的明顯信任。2006 年，在 1,207,278 名持有股票的個人中，有 817,547 人

3、（67.7%）投資于銀行。參與股市的個人平均將其投資組合的 47.8%分配給了銀行股票，而所有股市參與者中有 40.1%只持有銀行股票。2007-2009 年的金融危機(jī)對丹麥的金融機(jī)構(gòu)產(chǎn)生了重大影響。對房地產(chǎn)開發(fā)商和農(nóng)田的過度敞口導(dǎo)致許多銀行出現(xiàn)嚴(yán)重的沖銷和流動性需求。由于不良貸款的沖銷，8 家公開交易的銀行在 2008 年至 2012 年之間違約，導(dǎo)致 108,744 名股東嚴(yán)重虧損，相當(dāng)于 2006 年所有丹麥人持有的股票的 9.1%，相當(dāng)于 4800 歐元，約占其投資組合的 17.9%。大多數(shù)股東也是客戶。違約銀行是 108,744 名股東中 85,911 名（79%）的主要銀行。除了提

4、供高質(zhì)量的行政登記數(shù)據(jù)外，制度環(huán)境也有助于排除有個人經(jīng)歷的人在繼承方面承擔(dān)較低風(fēng)險的其他解釋。丹麥金融監(jiān)管局的臨時規(guī)定為絕大多數(shù)的存款人提供了充分的違約保險。相對較低的遺產(chǎn)稅和大量的現(xiàn)金持有進(jìn)一步確保了 85%的遺產(chǎn)（或其受益人）持有足夠的現(xiàn)金來解決遺產(chǎn)稅而無需出售資產(chǎn)。因此，我們排除那些不出售資產(chǎn)就無法繳納遺產(chǎn)稅的遺產(chǎn)來進(jìn)行分析。為了研究個人經(jīng)驗(yàn)程度的影響，我們調(diào)查了有第一手、第二手和第三手經(jīng)驗(yàn)的受益人在分配繼承的財富時是否與有普通經(jīng)驗(yàn)的受益人表現(xiàn)不同。我們將第一手經(jīng)驗(yàn)定義為因銀行違約而失去在該銀行的投資的直接影響。我們把第二手經(jīng)驗(yàn)定義為有一個接觸過第一手經(jīng)驗(yàn)的近親的同儕效應(yīng)。我們將第三手經(jīng)

5、驗(yàn)定義為居住在違約銀行所在城市的影響。我們發(fā)現(xiàn)，在沒有第一手或第二手經(jīng)驗(yàn)的情況下，第三手經(jīng)驗(yàn)對風(fēng)險承擔(dān)水平的影響可以忽略不計。由于近親的損失而有第二手經(jīng)驗(yàn)的投資者將他們對風(fēng)險資產(chǎn)的配置減少了大約 1%，而那些有第一手經(jīng)驗(yàn)的投資者將配置在股票上的流動財富比例主動減少了 9%。這些影響在經(jīng)濟(jì)上意義重大，因?yàn)閷τ诶^承財產(chǎn)的受益人來說，流動財富的基線分配比例約為 30%。為了消除不同投資者的投資風(fēng)格影響，我們測試了圍繞遺產(chǎn)的風(fēng)險承擔(dān)的主動變化是否取決于遺產(chǎn)是在銀行違約之前還是之后收到的。這一策略的優(yōu)勢在于，死亡的時間（因此也包括繼承情況）與銀行違約的時間無關(guān)。受試者內(nèi)部差異有效地消除了我們的結(jié)果是由對

6、遺產(chǎn)的部分預(yù)期驅(qū)動的可能性，而受試者之間的差異有效地控制了金融危機(jī)對風(fēng)險承擔(dān)的整體影響。因此，第一手經(jīng)驗(yàn)的因果效應(yīng)可以通過比較繼承前后風(fēng)險承擔(dān)的主動變化來估計。這取決于繼承情況相對于違約的時間。平均來說，在經(jīng)歷違約之前繼承遺產(chǎn)的個人會主動增加 3.1%的風(fēng)險承擔(dān)，而在經(jīng)歷違約之后繼承遺產(chǎn)的個人會主動減少流動財富中的股票部分，減少的比例為 9.2%。這一差異相當(dāng)于 12.3%，在經(jīng)濟(jì)上和統(tǒng)計上都是顯著的。那些投資銀行股并隨后損失了相當(dāng)大一部分財富的投資者不太愿意持有風(fēng)險資產(chǎn)，即使他們獲得了一筆巨大的、足以抵消損失的意外之財。目睹了宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境惡化的當(dāng)?shù)赝械耐顿Y行為，相對而言仍未受到這些經(jīng)歷的影

7、響。我們的結(jié)果表明，個人風(fēng)險承擔(dān)的變化在很大程度上是由個人經(jīng)歷的事件決定的，在較小程度上是由近親的經(jīng)歷或宏觀經(jīng)濟(jì)條件決定的。我們的結(jié)果提出了一個問題：個人如何從過去的投資經(jīng)驗(yàn)中學(xué)到什么，以及從過去的投資經(jīng)驗(yàn)中學(xué)到什么。對本研究中所顯示的個人經(jīng)驗(yàn)的適當(dāng)反應(yīng)是使投資組合多樣化。相反，個人似乎通過出售他們繼承的高風(fēng)險資產(chǎn)和持有現(xiàn)金來規(guī)避風(fēng)險，正如我們的標(biāo)題所暗示的：一朝被蛇咬，十年怕井繩。雖然出售繼承資產(chǎn)的決定對直接持有的股票來說是最強(qiáng)烈的，但對共同基金來說，它仍然具有經(jīng)濟(jì)意義。第一手經(jīng)驗(yàn)對未來風(fēng)險承擔(dān)的深刻影響的一個合理解釋是，個人隨后修改了他們對銀行可信度的預(yù)判。與這一渠道一致，我們發(fā)現(xiàn)有親身經(jīng)

8、歷的個人，在直接持有的股票中，更有可能賣出繼承的銀行股票而不是非銀行股票。在共同基金中，他們更有可能出售銀行管理的基金而不是獨(dú)立管理的基金。這些結(jié)果表明，對銀行的不信任可能是驅(qū)動較低風(fēng)險承擔(dān)的渠道之一。在我們的環(huán)境中，來自第一手經(jīng)驗(yàn)的不信任可能特別嚴(yán)重，因?yàn)樵S多人是由他們的財務(wù)顧問建議投資的。我們的研究按以下步驟進(jìn)行。第 2 節(jié)詳細(xì)描述了我們數(shù)據(jù)的構(gòu)造和來源。在第 3 節(jié)中，我們討論了丹麥的制度環(huán)境和個人對銀行股票的敞口。然后，我們研究了圍繞遺產(chǎn)的風(fēng)險承擔(dān)如何受到個人經(jīng)歷的影響（第 4 節(jié)）以及個人經(jīng)歷對圍繞遺產(chǎn)的投資組合配置和投資組合多樣化的影響（第 5 節(jié)）。最后得出結(jié)論。2. 數(shù)據(jù)來源和

9、數(shù)據(jù)處理該研究，使用了丹麥的高質(zhì)量行政登記數(shù)據(jù)，對個人經(jīng)歷進(jìn)行分類，并觀察他們將流動財富分配到遺產(chǎn)周圍的風(fēng)險資產(chǎn)的情況。數(shù)據(jù)集包含有關(guān)個人及其已故父母的經(jīng)濟(jì)、財務(wù)和個人信息，這些數(shù)據(jù)集中在 20 歲或以上的成年人身上。該研究的數(shù)據(jù)來源可靠客觀，涉及面廣。個人和家庭數(shù)據(jù)來自丹麥官方民事登記系統(tǒng)；收入、財富和投資組合來自丹麥稅務(wù)和海關(guān)管理局(SKAT)的正式記錄；死亡原因來自丹麥國家衛(wèi)生委員會的丹麥死因登記冊（使用這些數(shù)據(jù)集來識別繼承案例，并對突然和意外死亡的個體的子樣本進(jìn)行分類。）；教育記錄來自丹麥教育部；除了行政登記數(shù)據(jù)外，該研究還從 Datastream 和哥本哈根證券交易所獲得每月的股票價

10、格（使用這些數(shù)據(jù)來評估投資組合在個人層面的多樣化）。3. 個人對銀行股的風(fēng)險暴露作為我們分析的起點(diǎn)，我們在樣本中找出在全球金融危機(jī)之前對銀行有投資的個人。丹麥金融監(jiān)管局的一份關(guān)于向儲戶出售銀行股票的報告（2009）描述了銀行的機(jī)構(gòu)性質(zhì)，認(rèn)為其具有本地存在的傳統(tǒng)，本地客戶支持他們的本地銀行，甚至參加年度大會。隨著時間的推移，這些客戶中的許多人對當(dāng)?shù)劂y行機(jī)構(gòu)及其建議建立了相當(dāng)程度的信任，他們保持著包含大量銀行股票持有的投資組合。在金融危機(jī)爆發(fā)前，丹麥許多地方銀行采取了一種激進(jìn)的增長戰(zhàn)略，通過向客戶發(fā)行股票融資。丹麥金融監(jiān)管局（2009）在其報告中得出結(jié)論，銀行股票的投資往往受到直接營銷活動的鼓勵，

11、這些營銷活動片面關(guān)注資本收益、股息和銀行特權(quán)等利益，而很少關(guān)注內(nèi)在風(fēng)險。銀行家們直接聯(lián)系客戶，提供參與股票發(fā)行的機(jī)會，在許多情況下，還提供貸款為購買提供融資。許多客戶似乎信任這一投資建議，在購買銀行股票時沒有充分考慮潛在風(fēng)險或其投資組合缺乏多樣化（丹麥金融監(jiān)管局，2009）。個人投資于他們經(jīng)常投資的公司的傾向在之前的文獻(xiàn)中已經(jīng)顯示出來（Keloharju 等， 2012），這與這類投資者將股票視為消費(fèi)品而不僅僅是投資的觀點(diǎn)是一致的。由于這些機(jī)構(gòu)特征，2006 年股市參與者平均持有銀行股票。2006 年，平均有 29.7%的丹麥人通過持有股票或共同基金參與了股票市場。平均參與者的投資組合的市場價

12、值為 328,000 丹麥克朗（44,025 歐元），相當(dāng)于他們流動財富的 41.1%。平均投資組合由 2.6 只股票組成，其中銀行股占 0.8 只。超過一半的股票市場參與者持有銀行股(67.7%)，40.0%的參與者在他們的投資組合中只持有銀行股。因此，銀行股在投資組合中的平均權(quán)重一般為 47.8%，其中大部分(47.8%中的 42.9%)傾向于個人自己的銀行。2008 年至 2012 年間，共有 8 家上市銀行違約。公開上市的銀行和銀行違約的存在在地理上是相對分散的。違約銀行的投資者與沒有違約的銀行的投資者具有類似的個人和投資組合特征。4. 圍繞繼承的個人經(jīng)歷及風(fēng)險承擔(dān)為了確定個人經(jīng)驗(yàn)的力

13、量，我們研究了個人繼承風(fēng)險資產(chǎn)組合時風(fēng)險承擔(dān)的變化。這種方法的主要優(yōu)點(diǎn)是，它允許我們觀察風(fēng)險承擔(dān)的主動變化，并減少了慣性造成的潛在偏差。完全惰性的個人被動地將繼承的投資組合并入其繼承前的投資組合中，而對這一反事實(shí)的繼承后投資組合的偏離則是由于主動選擇購買或出售資產(chǎn)造成的。如果個人經(jīng)歷對風(fēng)險承擔(dān)有負(fù)面影響，我們預(yù)計這些人更有可能清算繼承的投資組合，因此，相對于沒有個人經(jīng)歷的人來說，他們會積極減少風(fēng)險承擔(dān)。我們繼承樣本的出發(fā)點(diǎn)是記錄導(dǎo)致家庭終止的死亡，從而導(dǎo)致繼承案件。為了簡化分析，我們把重點(diǎn)放在死者有后代的死亡上，在這種情況下，遺產(chǎn)將默認(rèn)為由后代平分。丹麥的遺產(chǎn)平均需要 9 個月的時間來解決。此

14、外，如果遺產(chǎn)的凈財富超過一定數(shù)額，則直系親屬需繳納 15%的遺產(chǎn)稅。這一凈財富的門檻在隨后的幾年中會根據(jù)價格指數(shù)進(jìn)行膨脹。同時，死者因投資而產(chǎn)生的任何未實(shí)現(xiàn)的資本收益都不會直接被征稅。因此，受益人在保留或變現(xiàn)繼承的資產(chǎn)方面沒有稅收優(yōu)惠。由于相對較低的遺產(chǎn)稅和大量的現(xiàn)金持有，85%的遺產(chǎn)（或其受益人）持有足夠的現(xiàn)金來解決遺產(chǎn)稅而無需出售資產(chǎn)。我們使用了兩個繼承案例的樣本：一個涵蓋所有死亡的總樣本，以及在穩(wěn)健性檢查中，一個僅涵蓋突然死亡的較小子樣本。后者的主要優(yōu)點(diǎn)是，意外之財在很大程度上是未曾預(yù)料到的，而個人在獲得意外之財時，在其他方面相同時應(yīng)該更愿意承擔(dān)風(fēng)險。使用突然死亡樣本的缺點(diǎn)是我們得到的樣

15、本較小，這使得精確估計個人經(jīng)歷對風(fēng)險承擔(dān)的影響更加困難。表 1：繼承特征Panel A: Household terminationsAll deathsAll deaths with stocksSudden deathsSudden deaths with stocksNumber of estates80,05227,67014,508 5190Number of beneficiaries139,81747,41824,975 8853Panel B: Portfolio characteristicsEstates with stocksBeneficiaries who inher

16、it stocksAll deathsSudden deathsAll deathsSudden deathsMarket value of stocks (thousands of DKK)411.8372.9103.7101.7(4255.7)(1625.5)(897.8)(504.7)Risky asset share (percent)34.333.914.214.8(23.2)(23.4)(24.5)(24.9)N27,670519047,4188853Panel C: Inheritance characteristicsPersonal experienceFirst-handS

17、econd-handExperienceexperienceThird-hand experienceNonePanel C: Inheritance characteristicsPersonal experienceDeceased's Portfolio:Market value of stocks before inheritance (thousands of206.0 (568.2)95.7 (593.2)179.2 (2403.0)101.6DKK)(838.8)Market value of inherited stocks (thousands of DKK)212.

18、3 (508.1)181.5 (409.0)493.0 (6619.6)223.7(1758.5)Lost investment from bank default (thousands of DKK)60.9 (143.0)N2451277106544,831數(shù)據(jù)來源：Once bitten, twice shy: The power of personal experiences in risk taking, 表 1 的 A 組總結(jié)了死者持有股票的死亡和猝死的數(shù)量。我們專注于 2007年至 2011 年期間的死亡，因?yàn)槲覀冃枰^察死者生前的股票持有情況，并確定受益人在遺產(chǎn)處理后是否保留這

19、些股票。我們在 2006 年至 2012年的年底觀察投資組合持有情況，這就限制了我們可以追蹤繼承的股票的時間窗口在 2007 年至 2011 年之間。我們總共有 80,052 個家庭在 2007 年和 2011 年之間終止，其中 27,670 人在死前持有股票。每個持有股票的遺產(chǎn)平均有 1.71 個受益人，因此有47,418 個繼承股票的受益人的樣本。我們的子樣本要小得多，僅有 8,853位受益人因突然死亡而繼承了股票。表 1 的 B 組報告了死者以及受益人的投資組合特征。我們報告了所有死亡者和突然死亡者在死亡前持有股票的條件下的投資組合特征。平均而言，死者持有價值 411,800 丹麥克朗（

20、55,300 歐元）的股票，相當(dāng)于其流動財富的 34.3%。B 組還報告了持有股票的所有死亡和突然死亡的遺產(chǎn)的所有受益人的投資組合特征。平均而言，受益人在繼承前持有價值 103,700 丹麥克朗的股票。在 C 組中，我們報告了受益人在個人經(jīng)歷方面的繼承特征。我們考慮不同程度的個人經(jīng)歷。第一手經(jīng)驗(yàn)是一個指標(biāo)，對于因銀行違約而失去在銀行的投資的個人來說，其數(shù)值為 1。第二手經(jīng)驗(yàn)是一個指標(biāo)，如果個人的家庭成員、父母、兄弟姐妹、子女、姻親或配偶有第一手經(jīng)驗(yàn)，該指標(biāo)等于 1。第三手經(jīng)驗(yàn)是指居住在有違約銀行的城市的個人的指標(biāo)。為了避免虛假的相關(guān)性，我們排除了在繼承窗口內(nèi)有個人經(jīng)歷的個人，只對個人經(jīng)歷的最高

21、程度進(jìn)行編碼。因此，如果一個人有第一手經(jīng)驗(yàn)，我們將第二手和第三手經(jīng)驗(yàn)設(shè)為零。對于經(jīng)歷過銀行違約的受益人來說，平均損失為 60,900 丹麥克朗（8,200歐元），平均繼承的股票價值為 212,300 丹麥克朗（28,500 歐元）。此外，在所有經(jīng)歷過違約的受益人中，93% 的人的損失明顯低于他們通過繼承財富得到的損失。因此，在我們的樣本中，如果完全惰性，平均受益人在繼承后會被動地承擔(dān)更多風(fēng)險。根據(jù)受益人的個人經(jīng)歷，可以比較了其個人和投資組合特征。為了便于與有第一手經(jīng)驗(yàn)的受益人進(jìn)行比較，我們指出持有股票的受益人的描述性統(tǒng)計：1、有個人經(jīng)驗(yàn)和沒有個人經(jīng)驗(yàn)的個人的人口統(tǒng)計特征具有相當(dāng)?shù)目杀刃?，主要?/p>

22、外是有第一手經(jīng)驗(yàn)的個人的性別和婚姻狀況。2、有個人經(jīng)歷的人在違約銀行的投資損失后，其風(fēng)險資產(chǎn)份額較低，風(fēng)險資產(chǎn)的市場價值較低，風(fēng)險資產(chǎn)也較少。表 2：個人經(jīng)驗(yàn)對風(fēng)險承擔(dān)的影響Dependent variable: active change in risky asset share(1)(2)(3)(4)First-hand experience0.093(0.012)0.092(0.012)0.093(0.012)First-hand investor and customer experienceFirst-hand investor and noncustomer experience0

23、.095(0.013)0.084(0.029)First-hand customer experience0.019 (0.025)First-hand experience in nonbank stocks0.046 (0.038)Second-hand experience0.001 (0.005)0.002 (0.005)0.002 (0.005)0.002 (0.005)Third-hand experience0.001 (0.005)0.000 (0.004)0.000 (0.004)0.000 (0.004)Control variablesNoYesYesYesYear fi

24、xed effectsYesYesYesYesR20.4620.4630.4630.463N47,41847,41847,41847,418數(shù)據(jù)來源：Once bitten, twice shy: The power of personal experiences in risk taking, 表 2 考察了個人經(jīng)歷對圍繞繼承的風(fēng)險承擔(dān)變化的影響。我們估計以下方程：𝑡𝑘𝛼𝑖,𝑡,2𝑘 = 𝛽𝑋𝑖,𝑡 + 𝛾Ү

25、64;𝑖,𝑏 + 𝜑𝜔(𝛼𝑖 𝛼𝑡𝑘) + 𝜀𝑖,𝑡,(1)𝑡𝑘𝑡𝑘其中因變量𝛼𝑖 ,𝑡,2𝑘為個體𝑖從𝑡 𝑘年到𝑡 + 𝑘年的風(fēng)險承擔(dān)變化量，𝑡年為遺傳年，且𝑘 =

26、1。𝑋𝑖,𝑡 是控制變量的向量，𝐸𝑖,𝑏是繼承前個人經(jīng)驗(yàn)的向量 (即𝑏 < 𝑡 𝑘 )，𝜔(𝛼𝑖 𝛼𝑡𝑘)控制惰性。如果受益人是惰性的，惰性決定了風(fēng)險承擔(dān)的變化是在獲得遺產(chǎn)前的風(fēng)險承擔(dān)𝛼𝑡𝑘和繼承財富的風(fēng)險承擔(dān)𝛼𝑖 的加權(quán)平均：𝐼𝑛w

27、890;𝑟𝑡𝑡 = (1 𝜔)𝛼𝑡 𝑘 + 𝜔𝛼𝑖 𝛼𝑡𝑘 = 𝜔(𝛼𝑖 𝛼𝑡𝑘),𝑡𝑘𝑡𝑘其中，參數(shù)𝜔表示繼承財富相對于繼承后流動財富的比例。我們衡量的是風(fēng)險資產(chǎn)份額的主動變化，該份額由股票和共同基金相對于流動財富

28、的市場價值計算得出，在父母去世的那一年前后的兩年時間里，以確保遺產(chǎn)得到解決，從而確保繼承的財富轉(zhuǎn)移給受益人。主動變化是觀察到的風(fēng)險資產(chǎn)份額的變化減去由于繼承引起的反事實(shí)的變化。風(fēng)險資產(chǎn)份額的反事實(shí)變化是通過合并繼承的投資組合和受益人繼承前的投資組合并將市場價格更新到𝑡 + 1年來計算的。因此，主動變化反映了受益人在風(fēng)險資產(chǎn)配置上的變化，而不是由慣性引起的被動變化。由于我們從死者和他們的受益人的年度持有量中推斷出遺產(chǎn)，我們在第5 節(jié)末尾分析了這對測量偏差是否是一個擔(dān)憂的問題。我們使用線性回歸模型，并控制收入、凈財富、年齡、性別、教育、家庭中已婚和有孩子的指標(biāo)，以及年度固定效應(yīng)。標(biāo)

29、準(zhǔn)誤差在市級層面上進(jìn)行了分組，以緩解違約對特定地理位置的影響過大的擔(dān)憂。為了考慮不同的個人經(jīng)歷對風(fēng)險承擔(dān)變化的作用，我們包括三個經(jīng)驗(yàn)指標(biāo)。為了避免個人經(jīng)歷和風(fēng)險承擔(dān)變化之間的虛假相關(guān)性，我們排除了在他們有第一手、第二手或第三手經(jīng)驗(yàn)的時間段內(nèi)繼承的個人。也就是說，在我們的分析中，個人要么在𝑡 1年之前有第一手經(jīng)驗(yàn)，要么在𝑡 + 1年之后有第一手經(jīng)驗(yàn)，但絕不會在𝑡 1年和𝑡 + 1年之間，也就是我們衡量圍繞繼承的風(fēng)險承擔(dān)變化的時期。表 2 的第 1 欄顯示，第一手經(jīng)驗(yàn)減少了風(fēng)險承擔(dān)。在繼承前經(jīng)歷過違約的個人，其風(fēng)險承擔(dān)減少了 9.3%

30、。這種影響在經(jīng)濟(jì)上和統(tǒng)計上都是顯著的。有第二和第三手經(jīng)驗(yàn)的受益人不會主動減少對風(fēng)險資產(chǎn)的配置。在第 2 欄中，我們引入控制變量，發(fā)現(xiàn)有第一手經(jīng)驗(yàn)的受益人主動減少了 9.2%對風(fēng)險資產(chǎn)的配置。一個重要的問題是，金融損失是否產(chǎn)生了個人經(jīng)驗(yàn)的影響，或者由于銀行違約造成的共同損失是否特別不利于未來的風(fēng)險承擔(dān)，是否是因?yàn)閭€人對金融系統(tǒng)失去了信任。因此，在表 2 的第 3 欄中，我們考慮了不同類型的第一手經(jīng)驗(yàn)：投資者和客戶經(jīng)驗(yàn)，投資者和非客戶經(jīng)驗(yàn)，（非投資者）客戶經(jīng)驗(yàn)，以及非投資者和非客戶經(jīng)驗(yàn)，也就是參考組。這種分解對于理解起作用的渠道很有幫助。例如，在違約之后，如果違約導(dǎo)致他們的流動性受限，有第一手經(jīng)驗(yàn)

31、的個人可以減少風(fēng)險承擔(dān)。或者，因?yàn)橛械谝皇滞顿Y者和客戶經(jīng)驗(yàn)的個人相信銀行的建議并投資于銀行股票，所以可以減少風(fēng)險承擔(dān)。如果有第一手經(jīng)驗(yàn)的個人也是他們銀行的客戶，他們會更多地減少風(fēng)險承擔(dān)。有第一手經(jīng)驗(yàn)的個人，如果他們也是客戶的話，會減少 9.5%的風(fēng)險承擔(dān)，而不是客戶的個人會減少 8.4%的風(fēng)險承擔(dān)。對于 1.1%的差異，一個合理的解釋是，也是客戶的個人可以相信他們銀行的建議，并投資于銀行股票。表 2 第 3 欄還顯示，個人經(jīng)歷對風(fēng)險承擔(dān)的影響不是由存款被凍結(jié)導(dǎo)致的流動性限制造成的。作為違約銀行的客戶但不是投資者的個人，并沒有圍繞著遺產(chǎn)積極改變他們對風(fēng)險資產(chǎn)的配置。我們考慮的最后一個個人經(jīng)歷是非

32、銀行股票的違約。我們在 2007 年和2011 年之間確定了六起非銀行違約事件。這六起非銀行違約事件大約有五千名個人投資者，其中 53 人在違約經(jīng)歷后獲得了遺產(chǎn)。表 2 的第 4 欄比較了銀行和非銀行違約的個人經(jīng)歷對個人風(fēng)險承擔(dān)的影響。違約的非銀行股票的投資者在繼承遺產(chǎn)前后增加了他們的風(fēng)險股票配置，但這種影響在統(tǒng)計上是不明顯的。盡管我們發(fā)現(xiàn)的結(jié)果表明，銀行違約對風(fēng)險承擔(dān)有明顯更強(qiáng)的負(fù)面作用，但值得注意的是，非銀行違約的觀測數(shù)據(jù)數(shù)量有限，因此很難精確地估計標(biāo)準(zhǔn)誤差。圖 1：圍繞繼承的經(jīng)歷和投資組合的再平衡程度數(shù)據(jù)來源：Once bitten, twice shy: The power of pe

33、rsonal experiences in risk taking,圖 1 顯示了受個人經(jīng)驗(yàn)水平影響的圍繞繼承的風(fēng)險承擔(dān)的基本變化。該圖報告了在第𝑡 1年分配給股票的流動資產(chǎn)的繼承前水平，以及如果個人被動地將其繼承的投資組合并入其現(xiàn)有投資組合的反事實(shí)的繼承后風(fēng)險承擔(dān)水平。反事實(shí)的繼承后風(fēng)險承擔(dān)水平是通過合并𝑡 1年的投資組合并將市場價格更新到𝑡 + 1年來計算的。繼承前和反事實(shí)后的差異顯示，無論個人經(jīng)歷如何，如果受益人被動地接受遺產(chǎn)，會增加對風(fēng)險資產(chǎn)的配置。對于沒有個人經(jīng)歷的個人，反事實(shí)的被動效應(yīng)會使他們對股票的配置從 29.2%增加到 32.6

34、%。這種增加是一個自然的結(jié)果，因?yàn)槠骄鶃碚f，他們的父母把他們的流動財富的較高部分分配給風(fēng)險資產(chǎn)。因此，如果個人被動地接受遺產(chǎn)，他們在繼承后會承擔(dān)更多風(fēng)險。相反，圖 1 顯示，個人傾向于圍繞繼承做出積極的投資組合決策。觀察到的繼承后的風(fēng)險承擔(dān)明顯偏離了反事實(shí)的繼承后水平。平均而言，沒有個人經(jīng)歷的個人積極地將其對風(fēng)險資產(chǎn)的配置減少了 2.2%，占其流動財富的 30.4%。盡管個人平均撤銷了三分之二的被動變化（相對于 3.4%的被動變化，2.2%的主動變化），但相對于繼承前的水平，繼承仍然導(dǎo)致風(fēng)險資產(chǎn)增加 1.2%?，F(xiàn)在對比一下沒有親身經(jīng)歷的人和有親身經(jīng)歷的人在風(fēng)險承擔(dān)方面的變化。在繼承前（即第&#

35、119905; 1年之前）有第一手經(jīng)驗(yàn)的個人會被動地將風(fēng)險資產(chǎn)的配置從繼承前的 20.0%增加到 29.2%。相反，他們通過賣出股票主動減少對風(fēng)險資產(chǎn)的配置。觀察到的繼承后的風(fēng)險資產(chǎn)配置減少到 18.5%，低于他們繼承前的 20.0%的水平。這一積極變化相當(dāng)于風(fēng)險承擔(dān)減少了 10.7%。由此可見，個人經(jīng)歷對圍繞遺產(chǎn)的風(fēng)險承擔(dān)的影響來自于主動選擇減少風(fēng)險。與沒有個人經(jīng)歷的個人相比，有第一手經(jīng)驗(yàn)的人似乎沒有保持他們的風(fēng)險資產(chǎn)份額不變，而是表現(xiàn)出越來越多的相對風(fēng)險厭惡。圖 1 還報告了有第二和第三手經(jīng)驗(yàn)的個人的主動變化。較低的風(fēng)險承擔(dān)水平來自于主動選擇，盡管風(fēng)險承擔(dān)的減少比沒有個人經(jīng)驗(yàn)的個人要低。一

36、個值得關(guān)注的問題是，有個人經(jīng)歷的受益人得到的遺產(chǎn)可能與沒有個人經(jīng)歷的受益人得到的遺產(chǎn)有某種程度的不同。因此，有個人經(jīng)歷的個人承擔(dān)較低的風(fēng)險可能是由遺產(chǎn)構(gòu)成的差異所驅(qū)動的，而不是由對風(fēng)險的態(tài)度的變化所驅(qū)動的。我們用安慰劑測試來估計個人經(jīng)歷的影響，在這種測試中，我們根據(jù)第一手經(jīng)驗(yàn)相對于遺產(chǎn)的時間來觀察風(fēng)險承擔(dān)的差異。安慰劑測試的優(yōu)勢有兩個方面。首先，死亡的時間，也就是繼承的時間，與銀行違約的時間無關(guān)。其次，在第一手經(jīng)驗(yàn)之前繼承的個人和在第一手經(jīng)驗(yàn)之后繼承的個人之間的風(fēng)險承擔(dān)差異，有效地消除了我們的結(jié)果是由遺產(chǎn)構(gòu)成或投資風(fēng)格的差異驅(qū)動的可能性。因此，安慰劑檢驗(yàn)有助于控制歸因于遺產(chǎn)構(gòu)成和投資風(fēng)格的差異

37、。為了解決這些問題，我們估計了以下方程式:𝑡𝑘𝛼𝑖,𝑡,2𝑘 = 𝛽𝑋𝑖,𝑡 + 𝛾𝑏𝐸𝑖,𝑏 + 𝛾𝑎 𝐸𝑖,𝑎 + 𝜑𝜔(𝛼𝑖 𝛼𝑡𝑘) + 𝜀&#

38、119894;,𝑡,其中因變量𝛼𝑖 ,𝑡,2𝑘為個體𝑖從𝑡 𝑘年到𝑡 + 𝑘年的風(fēng)險承擔(dān)變化量，𝑡年為繼承年，𝑘 = 1。𝑋𝑖 ,𝑡是控制變量的向量, 𝐸𝑖,𝑏是個人經(jīng)驗(yàn)繼承開始前窗口的向量(例如,𝑏 < 𝑡 𝑘)，𝐸𝑖,&#

39、119886;是個人經(jīng)驗(yàn)繼承結(jié)束后窗口的向量(例如,𝑡𝑘𝑎 > 𝑡 + 𝑘); 𝜔(𝛼𝑖 𝛼𝑡𝑘)控制慣性。𝛾𝑏和𝛾𝑎的不同允許我們的結(jié)果被由繼承組成和投資風(fēng)格的差異所影響。通過安慰劑測試，我們發(fā)現(xiàn)較低的風(fēng)險承擔(dān)不是投資風(fēng)格或繼承的投資組合的產(chǎn)物，因?yàn)樵阢y行尚未違約時，投資于銀行的個人增加了他們的股票暴露。表 3：個人經(jīng)歷對風(fēng)險承擔(dān)的影響的匹配樣本估計

40、Dependent variable: active change in risky asset share(1)(2)(3)(4)(5)First-hand experience0.082 (0.014)0.125 (0.016)0.100 (0.017)0.087 (0.014)0.086 (0.016)Control groupStock market participantsCounterfactual risky asset shareInvested in own bank & third-hand experiencePre-inheritance wealth &

41、; inherited wealthPost-inheritance wealthControl variablesYesYesYesYesYesYearfixed effectsYesYesYesYesYesR20.2080.0600.2070.2150.176N1,4701,4065851,4701,470數(shù)據(jù)來源：Once bitten, twice shy: The power of personal experiences in risk taking, 在表 3 中，我們使用匹配的樣本來考慮第一手經(jīng)驗(yàn)的影響，以有效地排除較低的風(fēng)險承擔(dān)是由當(dāng)?shù)睾暧^經(jīng)濟(jì)沖擊或較低的繼承前或繼承后財富所

42、驅(qū)動的可能性。我們用公式（1）來比較有第一手經(jīng)驗(yàn)的個人的流動性財富分配到股票的變化。比較有第一手經(jīng)驗(yàn)的個人與五個對照組的變化：（1）持有股票的受益人，（2）具有相同的反事實(shí)風(fēng)險資產(chǎn)份額的受益人，（3）持有股票的受益人，他們投資于銀行股票并居住在違約城市但沒有經(jīng)歷違約，（4）持有與繼承前財富水平和繼承的股票價值相匹配的股票受益人（5）持有與繼承后財富水平和繼承的股票價值相匹配的股票收益人。在所有的匹配樣本中，我們根據(jù)匹配標(biāo)準(zhǔn)選擇五個最近的鄰居。在所有五個匹配的樣本中，表 3 顯示了與先前分析一致的結(jié)果。有第一手經(jīng)驗(yàn)的人在繼承遺產(chǎn)時積極減少風(fēng)險承擔(dān)?？傮w而言，匹配樣本方法關(guān)注當(dāng)?shù)睾暧^經(jīng)濟(jì)沖擊的強(qiáng)度

43、，以及繼承前和繼承后財富的潛在差異。突然死亡是一種近乎隨機(jī)的個人抽樣，有效地排除了人們對繼承時間與銀行違約相關(guān)的擔(dān)憂。為了衡量與第一手經(jīng)驗(yàn)相關(guān)的混雜財富變化的程度，我們在圖 2 中通過改變對照組和控制組之間繼承股票的比例來形成改變的反事實(shí)。在 A 組中，我們展示了當(dāng)我們將繼承前財富和繼承的股票價值進(jìn)行匹配時，第一手經(jīng)驗(yàn)對風(fēng)險承擔(dān)的影響，如表 3 的第 4 列所示。在圖 2 的第二根柱狀圖中，我們將繼承股票的比例改變?yōu)?1:2，這意味著擁有第一手經(jīng)驗(yàn)的個人與繼承股票價值一半的反事實(shí)對照組相匹配。在接下來的欄目中，我們將比例改為 1:3 和 1:5。當(dāng)我們改變比例時，第一手經(jīng)驗(yàn)的影響保持穩(wěn)定。即使

44、有第一手經(jīng)驗(yàn)的個人繼承的股票價值是對照組的 5 倍，他們分配到股票上的流動財富仍比對照組少至少 8%。 B 組重復(fù)了 A 組的分析，與表 3 第 5 欄中的繼承后財富和繼承的股票交替匹配。結(jié)果與 A 組相似。圖 2：對繼承的財富進(jìn)行估計匹配數(shù)據(jù)來源：Once bitten, twice shy: The power of personal experiences in risk taking,最后，在圖 3 中，我們考慮了第一手經(jīng)驗(yàn)的影響，這取決于違約導(dǎo)致的投資組合損失的比例。我們報告了反事實(shí)的流動資產(chǎn)分配到股票的繼承后比率，觀察到的繼承后比率，以及流動資產(chǎn)分配到股票的比率的活躍變化。根據(jù)個人

45、投資組合因違約而損失的比例，我們將擁有第一手經(jīng)驗(yàn)的個人分為幾個子集:低于 25%、25% - 50%、50% - 75%和超過 75%。損失較大的個人比損失較小的個人更傾向于減少風(fēng)險承擔(dān)。相對于他們的流動財富，損失了低于 25%的風(fēng)險資產(chǎn)投資組合的個人積極減少了 8.0%的風(fēng)險承擔(dān)，而損失超過 75%的個人減少了 12.9%的風(fēng)險資產(chǎn)配置。圖 3：第一手經(jīng)驗(yàn)與投資組合的部分損失數(shù)據(jù)來源：Once bitten, twice shy: The power of personal experiences in risk taking,5. 圍繞繼承的個人經(jīng)歷及投資組合分配在本節(jié)中，我們將闡明有個人

46、經(jīng)驗(yàn)的個人如何積極改變他們的投資組合配置。我們分三步來做。首先，我們考慮將流動財富分配到資產(chǎn)類別的子類別中，以分析有個人經(jīng)歷的個人如何減少他們的風(fēng)險承擔(dān)。第二，我們分析保留繼承資產(chǎn)和繼承前資產(chǎn)的決定，以確保風(fēng)險承擔(dān)的減少是由出售資產(chǎn)的決定驅(qū)動的，而不是為了增加預(yù)防性儲蓄。第三，我們研究投資組合多樣化水平的變化，以排除受益人最終持有更好的多樣化投資組合的前景。表 4：個人經(jīng)歷對投資組合配置的影響Dependent variable: active change in allocation to Directly held stocksMutual fundsBank stocksBondsCas

47、h(1)(2)(3)(4)(5)First-hand experience0.053(0.008)0.032(0.009)0.028(0.004)0.010 (0.013)0.100(0.020)Second-hand experience0.002 (0.004)0.001 (0.003)0.003 (0.003)0.004 (0.004)0.003 (0.007)Third-hand experience0.001 (0.005)0.001 (0.003)0.002 (0.002)0.004 (0.004)0.003 (0.004)Control variablesYesYesYesYes

48、YesDependent variable: active change in allocation to Directly held stocksMutual fundsBank stocksBondsCash(1)(2)(3)(4)(5)Year fixed effectsYesYesYesYesYesR20.3400.5850.3690.5590.539N47,41847,41847,41847,41847,418數(shù)據(jù)來源：Once bitten, twice shy: The power of personal experiences in risk taking, 為了進(jìn)一步確定個人

49、經(jīng)歷的力量，我們考慮了個人經(jīng)歷對五個子類資產(chǎn)的影響：直接持有的股票、共同基金、銀行股票、債券和現(xiàn)金。前三種資產(chǎn)涉及個人是否通過減少（增加）對直接持有的股票（共同基金）的投資組合配置來分散他們的投資組合，或者他們是否回避銀行股票。最后兩項(xiàng)資產(chǎn)涉及個人是否通過增加對債券或現(xiàn)金或兩者的配置來減少風(fēng)險承擔(dān)。表 4 顯示，有第一手經(jīng)驗(yàn)的個人同時減少了他們的直接股票持有量和共同基金的持有量。因此，較低的風(fēng)險承擔(dān)并不是因?yàn)橄Ｍㄟ^增加對共同基金的配置來實(shí)現(xiàn)投資組合的多樣化。在第 3 欄中，投資組合中直接持有的股票配置的減少，大約有一半是由銀行股票配置的減少引起的。雖然個人回避銀行股，但風(fēng)險承擔(dān)的減少并不完全

50、集中在銀行股上，因?yàn)槲覀儼l(fā)現(xiàn)共同基金也有影響。最后，第 4 欄和第 5 欄顯示，有第一手經(jīng)驗(yàn)的個人隨后將其投資組合的更高份額分配給現(xiàn)金（即銀行存款），而對債券的影響是負(fù)的，在統(tǒng)計上不顯著?？偟膩碚f，表 4 顯示，有親身經(jīng)歷的個人通過降低投資組合對風(fēng)險資產(chǎn)的配置和增加投資組合對安全資產(chǎn)的配置來減少風(fēng)險承擔(dān)。表 5：個人經(jīng)歷對保留風(fēng)險資產(chǎn)決定的影響Panel ADependent variable: fraction of inherited assets keptRisky assetsDirectly held stocksMutual fundsAllBank stocksNon-bank

51、stocksAllBank- managedIndependentShort-term bonds(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)First-hand0.1730.2340.2540.0860.0850.1170.0580.116experience(0.023)(0.030)(0.037)(0.024)(0.027)(0.033)(0.050)(0.039)Second-hand0.0540.1070.1380.0010.0020.0040.0230.020experience(0.010)(0.013)(0.014)(0.012)(0.013)(0.015)(0.022)(

52、0.018)Third-hand 0.0080.0000.0050.0120.0220.0240.0170.039experience(0.011)(0.014)(0.016)(0.013)(0.013)(0.015)(0.030)(0.017)Control variablesYesYesYesYesYesYesYesYesYear fixed effectsYesYesYesYesYesYesYesYesPanel ADependent variable: fraction of inherited assets keptRisky assetsDirectly held stocksMu

53、tual fundsAllBank stocksNon-bank stocksAllBank- managedIndependentShort-term bonds(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)R2 0.2140.2660.2800.1290.1110.1090.1080.102N47,41835,44027,60633,23927,71421,0786,18416,490Panel BDependent variable: fraction of pre-inheritance assets keptRisky assetsDirectly held stocksMutua

54、l fundsAllBank stocksNon-bank stocksAllBank- managedIndependentShort-term bonds(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)First-hand0.0960.1110.1490.0590.084*0.0580.1270.189experience(0.024)(0.025)(0.032)(0.030)(0.045)(0.064)(0.064)(0.119)Second-hand0.0300.0360.0240.0310.0130.0030.0590.010experiences(0.014)(0.014)(0.0

55、16)(0.019)(0.029)(0.034)(0.052)(0.055)Third-hand0.0060.0140.0080.0060.0250.0200.0440.009experiences(0.014)(0.014)(0.016)(0.020)(0.030)(0.034)(0.059)(0.058)Control variablesYesYesYesYesYesYesYesYesYear fixed effectsYesYesYesYesYesYesYesYes0.2390.2360.2350.1960.1420.1420.0980.115R2N17,62214,84010,1991

56、1,5606,7145,1221,9412,525數(shù)據(jù)來源：Once bitten, twice shy: The power of personal experiences in risk taking, 我們更進(jìn)一步分析，對于每個資產(chǎn)類別的子類別，受益人保留繼承資產(chǎn)和繼承前資產(chǎn)的決定。我們估計個人經(jīng)歷對保留風(fēng)險資產(chǎn)的決定的影響，以保留的某一子類資產(chǎn)的比例來衡量。我們重點(diǎn)關(guān)注直接持有的股票和共同基金，以及這些資產(chǎn)類別的子類別。使用與前文類似的分析方法，在表 5 中，我們發(fā)現(xiàn)：在直接持有的股票中，銀行股票的比例較低。在共同基金中，第一手經(jīng)驗(yàn)對保留的共同基金比例的影響主要是由銀行管理的基金而不是

57、獨(dú)立基金所驅(qū)動的。這一結(jié)果表明，對銀行的不信任，而不是對整個金融部門的不信任，是推動風(fēng)險承擔(dān)減少的原因。最后，我們指出有第一手經(jīng)驗(yàn)的個人保留的短期債券基金的比例較小。乍一看，這一結(jié)果可能表明，不愿意承擔(dān)風(fēng)險，而不是不信任，是推動我們的結(jié)果。不幸的是，我們樣本中的所有短期債券基金都是由銀行管理的，這使得我們很難區(qū)分這兩種影響。表 6：圍繞遺產(chǎn)的投資組合多元化Dependent variable: active change to Number of risky assets in portfolioInvestment in mutual fundsIdiosyncratic risk in portfolioShare of idiosyncratic risk to total risk in portfolio(1)(2)(3)(4)First-hand0.4730.1450.0010.016experience(0.195)(0.025)(0.004)(0.010)Second-hand0.0260.0050.0030.009experience(0.072)(0.009)(0.004)(0.006)Thi