房產(chǎn)持有視角下家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資影響因素分析
——基于CHFS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

葉德珠 魏樂樂 周麗燕

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·國民經(jīng)濟(jì)·

房產(chǎn)持有視角下家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資影響因素分析
——基于CHFS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

葉德珠 魏樂樂 周麗燕

相比發(fā)達(dá)國家，我國資本市場(chǎng)一直受“有限參與”的困擾。與此同時(shí)，我國房地產(chǎn)市場(chǎng)卻發(fā)展迅速，居民對(duì)房產(chǎn)的投資是否制約了資本市場(chǎng)的發(fā)展？采用2011年中國居民家庭金融調(diào)查與研究中心(CHFS)的數(shù)據(jù)，側(cè)重于從房產(chǎn)持有角度對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。實(shí)證結(jié)果表明：房產(chǎn)持有對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響存在一個(gè)5%的臨界值，即房產(chǎn)持有對(duì)5%以下的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資有促進(jìn)作用，而對(duì)5%以上的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響呈顯著的負(fù)效應(yīng)，這個(gè)結(jié)論即使在控制了許多傳統(tǒng)解釋變量之后依然成立。

房產(chǎn)持有； 家庭金融； 風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資； 非線性關(guān)系； 臨界值

一 引 言

隨著我國居民家庭財(cái)富的增長(zhǎng)，家庭對(duì)資產(chǎn)保值增值的需求也日漸增大。風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)作為一種重要的投資手段，對(duì)其影響因素進(jìn)行研究既有助于家庭財(cái)富增長(zhǎng)，也能為國家資本市場(chǎng)調(diào)控政策的制定提供一定的理論依據(jù)。近幾年來我國資本市場(chǎng)發(fā)展迅速，但資本市場(chǎng)的“有限參與”一直困擾著政府當(dāng)局。據(jù)CHFS的調(diào)查數(shù)據(jù)，截至2011年底，我國股市的開戶率在8.84%左右，相對(duì)于發(fā)達(dá)國家這一比例顯然較低。相對(duì)于資本市場(chǎng)的“有限參與”，近幾年我國房地產(chǎn)市場(chǎng)卻一片火熱，居民購置房產(chǎn)不僅僅是為了滿足居住需求，也是為了滿足投資需求。由此引發(fā)的一個(gè)問題是：居民對(duì)房產(chǎn)的投資影響了其對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資能力嗎？

自2006年Compbell提出家庭金融的概念后，國內(nèi)掀起了一股研究家庭金融的熱潮，但由于微觀家庭金融數(shù)據(jù)可得性方面的限制，國內(nèi)關(guān)于家庭金融的研究仍處于起步階段。2011年中國家庭金融調(diào)查與研究中心(CHFS)的調(diào)查數(shù)據(jù)彌補(bǔ)了我國在這方面的空白。本文正是基于CHFS的數(shù)據(jù)，側(cè)重從房產(chǎn)持有角度對(duì)居民家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。

本文的研究結(jié)果表明，房產(chǎn)持有與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資存在非線性關(guān)系，當(dāng)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比例低于臨界值5%時(shí)，房產(chǎn)持有與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資呈正相關(guān)，表現(xiàn)出財(cái)富效應(yīng)；但隨著家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資比例的提高，當(dāng)比例高于5%時(shí)，由于房產(chǎn)投資的“擠出效應(yīng)”，二者顯著負(fù)相關(guān)。

本文的主要?jiǎng)?chuàng)新點(diǎn)是考慮到房產(chǎn)持有對(duì)我國居民風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響可能存在非線性關(guān)系，因此，在風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與程度上對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比例進(jìn)行了分段處理，以此考察房產(chǎn)持有對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響機(jī)制。

接下來的章節(jié)安排：第二部分是文獻(xiàn)綜述；第三部分是數(shù)據(jù)、模型設(shè)計(jì)及變量定義；第四部分是實(shí)證結(jié)果及分析；第五部分是結(jié)論與政策啟示。

二 文獻(xiàn)綜述

關(guān)于家庭金融的研究，早期學(xué)者主要基于馬克維茨的投資組合理論對(duì)家庭如何進(jìn)行資產(chǎn)配置進(jìn)行探究，近年來國內(nèi)外學(xué)者的研究主要集中在探討家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)選擇的影響因素上，而對(duì)影響因素的考量則主要從傳統(tǒng)金融變量與行為金融變量?jī)蓚€(gè)角度出發(fā)。本文研究的重點(diǎn)變量是房產(chǎn)持有，因此，本部分的文獻(xiàn)綜述主要對(duì)房產(chǎn)持有對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融投資影響進(jìn)行提煉總結(jié)。

(一)傳統(tǒng)金融變量的解釋

傳統(tǒng)金融變量如家庭財(cái)富水平、社會(huì)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、健康狀況等是家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融投資決策的重要考慮因素。

家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比例會(huì)隨著家庭財(cái)富的增長(zhǎng)而提高，對(duì)此國內(nèi)外學(xué)者有比較一致的結(jié)論：Bertaut和Starr-MacCluer(2000)[1]通過美國的調(diào)查數(shù)據(jù)、吳衛(wèi)星和齊天翔(2007)[2]通過中國的調(diào)查數(shù)據(jù)都發(fā)現(xiàn)居民參與股市的程度與家庭財(cái)富存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

關(guān)于年齡對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響，學(xué)術(shù)界并無定論：Cardak和Wilkins(2009)[3]的研究表明，家庭參與股票投資的比例隨著家庭投資決策者年齡的增長(zhǎng)而提高；鄒紅和喻開志(2009)[4]發(fā)現(xiàn)年齡對(duì)股票投資的比例呈倒“U”型；吳衛(wèi)星和齊天翔(2007)[2]則認(rèn)為年齡對(duì)家庭資產(chǎn)選擇沒有生命周期效應(yīng)。

關(guān)于性別對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響，Barber和Odean(2001)[5]研究認(rèn)為，相比女性投資者，男性投資者投資股票的比例更高；何興強(qiáng)等(2009)[6]的研究發(fā)現(xiàn)，在考慮了背景風(fēng)險(xiǎn)后男性投資股票的概率低于女性，但這一結(jié)果并不穩(wěn)健。

資本市場(chǎng)的投資品種含金量高，進(jìn)入該市場(chǎng)需具備一定的專業(yè)知識(shí)，因此國內(nèi)外學(xué)者一致認(rèn)為投資者接受的教育程度與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資正相關(guān)，如Campbell(2006)[7]、吳衛(wèi)星和齊天翔(2007)[2]、何興強(qiáng)等(2009)[6]都得出兩者之間正相關(guān)的研究結(jié)論。

婚姻狀況影響一個(gè)家庭的穩(wěn)定性，會(huì)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資產(chǎn)生影響：Agnew等(2003)[8]研究發(fā)現(xiàn)，戶主已婚的家庭參與股票投資的概率更高；王聰和田存志(2012)[9]則發(fā)現(xiàn)婚姻狀況對(duì)家庭是否參與股市和參與程度的影響不顯著。

健康狀況是影響居民風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的重要因素，Rosen和Wu(2004)[10]將投資者的健康狀況分為很好到很不好5個(gè)等級(jí)，分別賦值1-5，對(duì)資產(chǎn)組合影響因素進(jìn)行的實(shí)證研究表明，健康狀況不好的投資者投資風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的可能性更小；Berkowitz和Qiu(2006)[11]、Cardak和Wilkins(2009)[3]用居民是否享有社會(huì)保險(xiǎn)或購買商業(yè)保險(xiǎn)作為衡量健康狀況的一個(gè)重要指標(biāo)，指出享有社?；蛸徺I了商業(yè)保險(xiǎn)的投資者參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的比例更高；吳衛(wèi)星等(2011)[12]發(fā)現(xiàn)投資者的健康狀況不顯著影響其參與風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)的決定，但會(huì)顯著影響風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比重，當(dāng)健康狀況不佳時(shí)，投資者對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的比重會(huì)降低。

(二)行為金融變量的解釋

隨著行為金融的發(fā)展，越來越多的學(xué)者開始從行為金融角度，如風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、社會(huì)互動(dòng)等探討其對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響。

Hong等(2004)[13]基于美國的調(diào)查數(shù)據(jù)、Guiso等(2007)[14]基于意大利的調(diào)查數(shù)據(jù)均發(fā)現(xiàn)，居民對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的規(guī)避程度越高，其參與股市的可能性越低；Hong等(2004)[13]研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)互動(dòng)程度高的投資者有更多的機(jī)會(huì)與周圍的群眾交流投資經(jīng)驗(yàn)及分享信息，因而參與股票投資的機(jī)率也更高；李濤(2006)[15]基于廣東省的調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)互動(dòng)推動(dòng)了投資者的股市參與；李濤和郭杰(2009)[16]研究發(fā)現(xiàn)，由于社會(huì)互動(dòng)可不同程度地影響居民對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的主觀感受程度，因而風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)居民股市參與的影響不顯著；王聰和田存志(2012)[9]的研究表明，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、社會(huì)互動(dòng)都會(huì)對(duì)居民是否參與股市及參與程度產(chǎn)生顯著的影響。

(三)房產(chǎn)持有與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資

在房產(chǎn)持有對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資影響的研究上，目前也有較多的文獻(xiàn)積累，綜合國內(nèi)外研究成果來看，關(guān)于房產(chǎn)持有對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響，學(xué)術(shù)界大致有兩種觀點(diǎn)：

第一種觀點(diǎn)認(rèn)為，房產(chǎn)持有與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資兩者負(fù)相關(guān)。Yamishita(2003)[17]、Cocco(2005)[18]、Sinai和Souleles(2005)[19]，以及吳衛(wèi)星和齊天翔(2007)[2]、何興強(qiáng)等(2009)[6]的研究都發(fā)現(xiàn)，由于家庭中房產(chǎn)持有對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資存在“擠出效應(yīng)”，兩者呈明顯的負(fù)相關(guān)。

另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為，房產(chǎn)持有與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資正相關(guān)，Cardark和Wilkins(2009)[3]基于澳大利亞的調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，居民擁有房產(chǎn)會(huì)增加其風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比例，因?yàn)閾碛蟹慨a(chǎn)的投資者更容易從銀行獲得抵押貸款，從而有更多的資金進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資。史代敏和宋艷(2005)[20]研究表明，擁有房產(chǎn)的家庭應(yīng)對(duì)不確定性的能力更強(qiáng)，因此風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比重也相對(duì)較高。王聰和田存志(2012)[9]動(dòng)態(tài)考察了股市參與的影響因素，發(fā)現(xiàn)在2007年，房產(chǎn)持有比例對(duì)股市參與有顯著的正向影響，而2012年卻沒有顯著影響。

總體來看，國外文獻(xiàn)尤其是以美國為對(duì)象的研究結(jié)果與擠出效應(yīng)較為吻合，而對(duì)中國市場(chǎng)的研究則與擠出效應(yīng)不一致，且結(jié)論較為雜亂，這可能與學(xué)者使用的數(shù)據(jù)不一致有關(guān)。有鑒于此，本文采用新近發(fā)布的、較為權(quán)威的、數(shù)據(jù)量大的CHFS數(shù)據(jù)，對(duì)此議題進(jìn)行分析。 因?yàn)楫?dāng)前文獻(xiàn)中有關(guān)房產(chǎn)持有與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的關(guān)系有正(財(cái)富效應(yīng))有負(fù)(擠出效應(yīng))，我們猜測(cè)二者之間可能存在非線性的相關(guān)關(guān)系，因此我們通過對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資進(jìn)行分段設(shè)定來全面揭示二者之間的關(guān)聯(lián)。

三 數(shù)據(jù)、模型設(shè)計(jì)及變量定義

(一)樣本數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)均來源于CHFS數(shù)據(jù)庫。中國家庭金融調(diào)查與研究中心2011年對(duì)我國除西藏、新疆、內(nèi)蒙古和港澳臺(tái)地區(qū)外的25個(gè)省、80個(gè)縣、320個(gè)社區(qū)展開金融數(shù)據(jù)調(diào)查，覆蓋面廣，共收集了8438個(gè)家庭關(guān)于家庭收入財(cái)富狀況、資產(chǎn)負(fù)債狀況、風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資狀況、社會(huì)保障與保險(xiǎn)、人口特征等方面的相關(guān)信息，為本文從微觀角度探討家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響因素提供了有力的數(shù)據(jù)支持。

(二)計(jì)量模型的設(shè)定

在對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響因素進(jìn)行實(shí)證研究時(shí)，根據(jù)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資額占家庭總資產(chǎn)比例的數(shù)據(jù)特征，我們將風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的比例[0%,1)分為[0%，1%)、[1%，5%)、[5%，10%)及[10%，1)四段，并分別設(shè)置四個(gè)虛擬變量risk_0、risk_1、risk_5、risk_10，按如下模型對(duì)其進(jìn)行Probit回歸。

risk_i=β0+β1estate+β2ara+β3lnsocial+β4lnincome+β5health+β6agri_d+β7male+β8age+β9schooling_year+β10married+εi

其中，risk_i中i的取值為0、1、5、10，βi是變量系數(shù)，εi是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(三)變量描述

1. 風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資(risk_i)。反映居民風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比例，具體方法為：risk_0取“1”時(shí)居民家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例為[0%,1%)，否則取“0”；risk_1取“1”時(shí)，居民家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例為[1%,5%)，否則取“0”；risk_5取“1”時(shí)，居民家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例為[5%,10%)，否則取“0”；risk_10取“1”時(shí)，居民家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例為[10%,1)，否則取“0”。

2. 房產(chǎn)持有狀況estate。參考Faig和Shum(2006)[21]的研究，使用居民家庭房產(chǎn)價(jià)值(自有房產(chǎn))占家庭總資產(chǎn)的比重來衡量，其中房產(chǎn)是包括住宅在內(nèi)的所有房產(chǎn)。

3. 其它控制變量，主要有：

風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度ara(李濤和郭杰，2009)[16]，本文主要采用對(duì)“CHFS”調(diào)查問卷中居民對(duì)如果您有一筆資產(chǎn)您愿意投資哪種項(xiàng)目的回答“高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)的項(xiàng)目”、“略高風(fēng)險(xiǎn)、略高回報(bào)的項(xiàng)目”、“平均風(fēng)險(xiǎn)、平均回報(bào)的項(xiàng)目”、“略低風(fēng)險(xiǎn)、略低回報(bào)的項(xiàng)目”、“不愿承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)”分別賦值為1-5的整數(shù)的方法來衡量投資者的風(fēng)險(xiǎn)容忍度；

社會(huì)互動(dòng)水平social(李濤，2006)[15]，本文主要用“CHFS”調(diào)查問卷中各家庭春節(jié)、節(jié)假日支出及紅白喜事支出的加總?cè)?duì)數(shù)來衡量；

家庭財(cái)富水平income(李濤和郭杰，2009)[16]，本文主要采用家庭年總收入的月平均收入取對(duì)數(shù)來衡量；

健康狀況health(Berkowitz和Qiu，2006)[11]，使用家庭是否享有社?；蛸徺I商業(yè)保險(xiǎn)的虛擬變量來衡量，當(dāng)居民享有社?；蛸徺I商業(yè)保險(xiǎn)時(shí)賦值為“1”，否則賦值為“0”；

居民戶口情況agri_d(周銘山等，2011)[22]，本文用虛擬變量進(jìn)行賦值，其中“1”為農(nóng)業(yè)戶口，“0”為城鎮(zhèn)戶口；

性別male，用虛擬變量來衡量，男性賦值為“1”，女性為“0”；

受教育程度schooling_year(王聰和田存志，2012)[9]，對(duì)家庭投資決策者接受的教育年限賦值，其中“本科及以上”受教育時(shí)間為16年，“大?！睘?4年，“中專-高中”為12年，“初中”為9年，“小學(xué)”為6年；

婚姻狀況married，用虛擬變量衡量，已婚賦值為“1”，未婚、離異或喪偶賦值為“0”。

表1 各變量的具體定義

表2 各變量的統(tǒng)計(jì)性描述

從表2回歸變量的統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果可以看出：有88.7%左右的家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的比例在[0%,1%)，5.08%左右的居民家庭，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重在[1%,5%)之間，4.11%左右的居民家庭，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重處于[5%,10%)區(qū)間，2.77%左右的居民家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的比例超過10%；居民家庭房產(chǎn)持有的比例，均值在67%左右，由此看出，房產(chǎn)是我國居民家庭資產(chǎn)的重要組成部分；居民家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的均值是3.847，居于高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)和不愿冒任何風(fēng)險(xiǎn)的賦值之間，整體來說，居民家庭屬于風(fēng)險(xiǎn)中性型；社會(huì)互動(dòng)支出的均值在5左右；家庭收入對(duì)數(shù)的均值在7左右；健康狀況的均值在0.2左右，由此看出，我國大部分居民家庭沒有享有社?；蛸徺I商業(yè)保險(xiǎn)，這可能是家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資比例較低的一個(gè)重要原因，也是制約資本市場(chǎng)發(fā)展的重要因素；年齡的均值在51左右；受教育程度的均值將近9，按變量的賦值方法其對(duì)應(yīng)的樣本家庭平均文化程度為初中水平；婚姻狀況的均值在0.9左右，由此看出，大部分樣本家庭的受訪者均是已婚狀態(tài)。

表3 相關(guān)系數(shù)矩陣

(續(xù)上表)

estatearalnsociallnincomehealthagri_dmaleageschooling_yearmarriedlnsocial10.2290.165-0.102-0.010-0.1800.2050.121lnincome10.293-0.261-0.027-0.2290.3640.092health1-0.274-0.025-0.3080.3680.104agri_d10.1270.068-0.4850.066male10.1170.0640.118age1-0.456-0.229schooling_year10.150married1

從表3的相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各變量之間的相關(guān)程度都較低，多重共線性問題不嚴(yán)重，可以進(jìn)行多元回歸分析。

四 實(shí)證結(jié)果及分析

(一)全樣本的Probit回歸結(jié)果

本文采用的回歸方法主要是Probit回歸，分別對(duì)risk_0、risk_1、risk_5、risk_10與各解釋變量進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如表4所示。

表4 全樣本的實(shí)證回歸結(jié)果

(續(xù)上表)

risk_0(1)(2)risk_1(1)(2)risk_5(1)(2)risk_10(1)(2)age0.009**0.012*** 0.010***? 0.011***(2.363)(4.565)(3.192)?(2.999)male0.135***0.154**0.069?0.098(3.844)(2.551)(0.967)?(1.180)schooling_year0.093***0.087***0.068***?0.077***(8.651)(7.686)(5.125)?(4.915)married0.0850.015-0.054?-0.081(0.476)(0.125)(-0.386)?(-0.507)N83444757834447578344475783444757McFaddenR20.0050.2450.0020.2330.0020.1970.0150.208Prob0.0000.0000.0020.0000.0080.0000.0000.000

注：***、**、*分別表示檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在1%、5%、10%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著，括號(hào)內(nèi)為Z檢驗(yàn)值，下同。

表4是具體的實(shí)證測(cè)試結(jié)果。第一欄第(1)列方程是risk_0與estate的回歸結(jié)果，房產(chǎn)持有狀況的系數(shù)顯著為正。第(2)列是加入控制變量后的回歸結(jié)果，可以看出，加入控制變量后這種顯著正相關(guān)關(guān)系仍然成立。說明當(dāng)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資比例處于[0%,1%)時(shí)，房產(chǎn)持有與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資兩者呈正相關(guān)。第二欄第(1)列方程是risk_1與estate的回歸結(jié)果，家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比例處于[1%,5%)時(shí)，房產(chǎn)持有狀況的系數(shù)顯著為正，而這種顯著正相關(guān)關(guān)系在加入控制變量后變得不顯著。第三欄第(1)列方程是risk_5與estate的回歸結(jié)果，房產(chǎn)持有的系數(shù)顯著為負(fù)數(shù)，第(2)列在加入控制變量后結(jié)果仍然顯著，說明當(dāng)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資處于[5%,10%)時(shí)，房產(chǎn)持有與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資兩者負(fù)相關(guān)。第四欄第(1)列方程是risk_10與estate的回歸結(jié)果，房產(chǎn)持有狀況的系數(shù)顯著為負(fù)，第(2)列在加入控制變量后結(jié)果仍然顯著，即當(dāng)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資處于[10%,1)時(shí)，房產(chǎn)持有與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資仍負(fù)相關(guān)。由以上回歸結(jié)果可以看出：房產(chǎn)持有對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響存在一個(gè)5%的臨界值，超過此臨界值以后，房產(chǎn)持有狀況與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的關(guān)系由正相關(guān)變?yōu)樨?fù)相關(guān)，并且這種關(guān)系有一個(gè)從顯著到不顯著再到顯著逐漸變化的過程。

由實(shí)證結(jié)果我們還可以發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與居民家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資顯著負(fù)相關(guān)，即居民風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度越高的投資者，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比例越低；社會(huì)互動(dòng)、家庭財(cái)富水平、健康狀況、家庭投資決策者的年齡、受教育水平都與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資比例正相關(guān)；性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響不穩(wěn)定；投資決策者的婚姻狀況對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響并不顯著(這可能與本文的樣本家庭大部分是已婚家庭有關(guān))；另外，相比于農(nóng)村家庭而言，城市居民家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的比例更高，這與我們的直觀認(rèn)識(shí)一致。

(二)城市居民家庭子樣本的Probit回歸結(jié)果

由于我國城鄉(xiāng)二元化的經(jīng)濟(jì)體制，城市家庭與農(nóng)村家庭的風(fēng)險(xiǎn)資本市場(chǎng)投資會(huì)有較明顯的差別。因此，有必要對(duì)城鎮(zhèn)家庭樣本單獨(dú)進(jìn)行實(shí)證回歸，回歸結(jié)果如下表：

表5 城市居民家庭子樣本的實(shí)證回歸結(jié)果

由表5可以發(fā)現(xiàn)，對(duì)城市家庭子樣本的回歸結(jié)果與全樣本的回歸結(jié)果基本一致。城市家庭房產(chǎn)持有對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響也存在一個(gè)5%的臨界值，在5%以下兩者正相關(guān)，超過5%后兩者負(fù)相關(guān)，這與我們對(duì)整體樣本回歸的測(cè)試結(jié)果一致，在一定程度上證實(shí)了上述實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性。在控制變量方面，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、家庭收入、健康狀況、年齡、受教育程度、婚姻狀況與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資關(guān)系的相關(guān)性、顯著性都與整體樣本相一致，而在對(duì)城市樣本的回歸結(jié)果中我們發(fā)現(xiàn)社會(huì)互動(dòng)對(duì)城市家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響不顯著，這與整體樣本回歸的結(jié)果不一致，進(jìn)一步說明這一因素的影響具有不確定性。

(三)穩(wěn)健性測(cè)試結(jié)果

為進(jìn)行穩(wěn)健性測(cè)試，本文將風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的范圍限定在股票這一種資產(chǎn)上，對(duì)房產(chǎn)持有狀況與股票資產(chǎn)投資進(jìn)行回歸測(cè)試。由于我國目前資本市場(chǎng)的不完善，大部分投資者對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的選擇都局限在股票這一種資產(chǎn)上，因此用股票資產(chǎn)代替風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)與房產(chǎn)持有狀況進(jìn)行回歸分析在操作上有一定的合理性，具體回歸結(jié)果見表6。

表6 穩(wěn)健性測(cè)試結(jié)果

表6的回歸結(jié)果顯示：estate的系數(shù)變化與表4完全一致，表明本文的實(shí)證結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

綜合表4、表5、表6的回歸結(jié)果得出結(jié)論：房產(chǎn)持有狀況對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響是非線性的，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比例存在一個(gè)5%的臨界值，在臨界值以下兩者正相關(guān)，存在“財(cái)富效應(yīng)”；超過臨界值后隨著房產(chǎn)持有比例的提高，在家庭財(cái)富總量固定的限制條件下家庭的房產(chǎn)投資會(huì)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，兩者的關(guān)系變?yōu)樨?fù)相關(guān)。

五 結(jié)論與政策啟示

本文使用中國家庭金融調(diào)查與研究中心2011年的調(diào)查數(shù)據(jù)，側(cè)重從房產(chǎn)持有角度對(duì)居民家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明，房產(chǎn)持有對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響存在一個(gè)5%的臨界值，當(dāng)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比例低于5%時(shí)，兩者正相關(guān)，而高于5%時(shí)，房產(chǎn)投資的“擠出效應(yīng)”占主導(dǎo)，二者顯著負(fù)相關(guān)；風(fēng)險(xiǎn)偏好型的家庭投資決策者參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的比重更高；另外，家庭風(fēng)險(xiǎn)金融投資的比重與家庭投資決策者的年齡、受教育程度、健康狀況、家庭財(cái)富、社會(huì)互動(dòng)水平正相關(guān)。

2011年我國政府出臺(tái)了一系列主要針對(duì)一、二線大城市的房產(chǎn)調(diào)控政策，但政策效果卻沒有像預(yù)期那樣降低投資者對(duì)樓市的投資熱情。從全國來看，2011年房地產(chǎn)市場(chǎng)增速放緩，但仍然呈價(jià)量齊升的態(tài)勢(shì)，并且這種態(tài)勢(shì)主要集中在三、四線城市，三、四線城市的銷售面積同比增長(zhǎng)了12.6%，房?jī)r(jià)漲幅11.8%*數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局。。而2011年也是我國資本市場(chǎng)的熊市，全年滬指跌幅達(dá)21.68%，居全球主要股指跌幅榜第二*數(shù)據(jù)來源于新浪財(cái)經(jīng)網(wǎng)。。這在某種程度上與本文的實(shí)證結(jié)果一致：投資者對(duì)房產(chǎn)的投資在一定程度上制約了其對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資。

本文的實(shí)證結(jié)果有較強(qiáng)的政策啟示作用。鑒于目前國內(nèi)資本市場(chǎng)有限參與的現(xiàn)象，由于房產(chǎn)持有狀況會(huì)顯著影響居民風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資情況，因此相關(guān)部門應(yīng)加強(qiáng)在全國范圍內(nèi)調(diào)控樓市、整頓房地產(chǎn)市場(chǎng)的力度，若能將房?jī)r(jià)控制在合理范圍之內(nèi)，將對(duì)促進(jìn)我國資本市場(chǎng)發(fā)展有重要意義。由于居民的健康狀況也會(huì)顯著影響其參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的程度，因此相關(guān)部門應(yīng)完善社保體制，大力發(fā)展商業(yè)保險(xiǎn)，從而降低居民未來的醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)支出以減少其參與資本市場(chǎng)的后顧之憂。同時(shí)，由于受教育程度與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資正相關(guān)，要促進(jìn)居民家庭參與股票等風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資，應(yīng)加強(qiáng)投資者教育以培養(yǎng)和提高投資者金融方面的知識(shí)和技能，使其有能力對(duì)投資信息進(jìn)行相關(guān)的分析和處理。

本文的不足之處在于，由于CHFS只提供了2011年的數(shù)據(jù)，因此本文只能用2011年的截面數(shù)據(jù)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響因素進(jìn)行實(shí)證回歸分析，不能動(dòng)態(tài)考察居民家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響因素。同時(shí)，由于該數(shù)據(jù)庫沒有直接給出居民家庭總資產(chǎn)、風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)總投資、家庭總收入這些數(shù)據(jù)，因此，本文對(duì)這些數(shù)據(jù)的采集主要通過對(duì)已有的數(shù)據(jù)加總獲得，在加總過程中可能會(huì)出現(xiàn)由于信息滲漏而導(dǎo)致的偏誤。

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[引用方式]葉德珠,魏樂樂,周麗燕.房產(chǎn)持有視角下家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資影響因素分析——基于CHFS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].產(chǎn)經(jīng)評(píng)論,2015,6(2):137-147.

[收稿日期]2014-12-31

The Factors Influencing Household Risk Financial Asset Investment from the Perspective of House Holdings——Evidence From CHFS

YE De-zhu WEI Le-le ZHOU Li-yan

Compared with the developed countries, the“l(fā)imited participation”exists in Chinese capital market. With the real estate market developing rapidly in recent years, does the residents’ investment in the real estate restrict the development of capital market? Based on 2011 CHFS survey data, we do an empirical research focusing on the house holdings perspective to study the influencing factors of risk financial asset investment. We find that，in the aspect of house holdings’ influence on household risk financial asset investment, risk financial asset share has a 5% critical point, and below which, there is a positive correlation between them, while on the contrary, the relation turns negative. This conclusion is valid and steady even after we control most of the traditional explanatory variables.

house holdings; household finance; risk financial asset investment; non-linear relationship; critical point

2015-01-08

葉德珠，暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)楣窘鹑?；魏樂樂，暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院金融系碩士研究生，研究方向?yàn)楣窘鹑?；周麗燕，暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院金融系碩士研究生，研究方向?yàn)楣窘鹑?、文化金融?/p>

F202

A

1674-8298(2015)02-0137 -11

[責(zé)任編輯：余 英]

10.14007/j.cnki.cjpl.2015.02.013