勞動(dòng)收入與中國(guó)城鎮(zhèn)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置研究

宋煒，蔡明超

（上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上?！?00030）

勞動(dòng)收入與中國(guó)城鎮(zhèn)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置研究

宋煒，蔡明超

（上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海200030）

勞動(dòng)收入是家庭金融領(lǐng)域中背景風(fēng)險(xiǎn)理論的重要內(nèi)容，由于國(guó)內(nèi)家庭金融研究起步較晚，理論上針對(duì)勞動(dòng)收入與家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置、股市參與的研究還很少。本文在Campbell&Viceira（2002）研究的基礎(chǔ)上構(gòu)建了引入勞動(dòng)收入的居民資產(chǎn)配置模型，深入分析了與勞動(dòng)收入相關(guān)的3個(gè)變量對(duì)居民資產(chǎn)配置的影響?；谥袊?guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）2011年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用Probit模型和Tobit模型實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：我國(guó)城鎮(zhèn)家庭預(yù)期收入增長(zhǎng)率對(duì)家庭股市參與和參與程度有顯著的積極影響，家庭勞動(dòng)收入的自有風(fēng)險(xiǎn)與家庭股市參與和參與程度顯著地負(fù)相關(guān)，而勞動(dòng)收入的協(xié)方差風(fēng)險(xiǎn)對(duì)股市參與的影響并不顯著。

勞動(dòng)收入；股市參與；股市參與程度

一、引言

勞動(dòng)收入是背景風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)理論的重要內(nèi)容之一。勞動(dòng)收入對(duì)于長(zhǎng)期投資者的資產(chǎn)組合與資產(chǎn)配置來說是非常重要的。因?yàn)橛泄ぷ鞯耐顿Y者還擁有人力資本這樣一項(xiàng)特殊的資產(chǎn)，其股息等于他們的勞動(dòng)收入。人力資本是一項(xiàng)不可交易的財(cái)富，因此投資者不能夠把它賣掉。然而，他們?cè)谶M(jìn)行資產(chǎn)配置時(shí)，需要考慮自己固有的人力資本，然后對(duì)自身持有的金融資產(chǎn)做出相應(yīng)的調(diào)整。

國(guó)內(nèi)家庭金融研究起步較晚，理論上針對(duì)勞動(dòng)收入與家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置、股市參與的研究還比較缺乏，實(shí)證方面使用微觀層面數(shù)據(jù)的研究很少，部分是因?yàn)槿狈ξ⒂^家庭金融數(shù)據(jù)，同時(shí)估計(jì)家庭層面背景風(fēng)險(xiǎn)存在一定困難。本文將以勞動(dòng)收入形成的人力資本這一背景資產(chǎn)作為切入點(diǎn)，構(gòu)建引入勞動(dòng)收入的居民風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置模型，進(jìn)一步討論與勞動(dòng)收入相關(guān)的預(yù)期勞動(dòng)收入增長(zhǎng)率、勞動(dòng)收入的自有風(fēng)險(xiǎn)、勞動(dòng)收入的協(xié)方差風(fēng)險(xiǎn)對(duì)居民風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的影響。由于目前我國(guó)家庭持有的風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)仍較為單一，主要是以股票為主，本文將以股票作為代表性風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)來實(shí)證檢驗(yàn)勞動(dòng)收入對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)家庭股市參與的影響。

二、文獻(xiàn)綜述與理論基礎(chǔ)

（一）勞動(dòng)收入與居民風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的相關(guān)研究

關(guān)于勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)投資的影響，學(xué)界還未達(dá)成一致的觀點(diǎn)。國(guó)外學(xué)者（Guiso et al.，2008；Vissing-Jorgensen，2002；Cardak and Wilkins，2009）基于意大利、美國(guó)和澳大利亞的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭的風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資的影響為負(fù)，還有學(xué)者（Alessie et al.，2000；Arrondel和Mansson，2002）基于荷蘭和法國(guó)的數(shù)據(jù)得出相反的觀點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭的風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資沒有影響甚至為正的影響。Angerer和Lam（2009）利用美國(guó)NLSY79數(shù)據(jù)庫(kù)實(shí)證研究時(shí)把勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)拆解為持久性收入風(fēng)險(xiǎn)和暫時(shí)性收入風(fēng)險(xiǎn)，持久性的收入風(fēng)險(xiǎn)會(huì)顯著地降低家庭資產(chǎn)組合中風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的份額，但是暫時(shí)性的收入風(fēng)險(xiǎn)則不會(huì)。Dimmock（2012）發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)等背景風(fēng)險(xiǎn)也會(huì)影響機(jī)構(gòu)投資者的資產(chǎn)配置。Palia，Qi和Wu（2014）發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)收入波動(dòng)率會(huì)顯著地降低家庭股市參與和持股比例，家庭的勞動(dòng)收入與股票收益高度正相關(guān)時(shí)，投資股票的可能性較小。

國(guó)內(nèi)方面，針對(duì)勞動(dòng)收入與家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的研究還比較少，何興強(qiáng)、史衛(wèi)和周開國(guó)（2009）利用2006年的投資者行為調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)大居民進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資的可能性更低。離退休居民的投資參與對(duì)勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)具有更強(qiáng)的敏感性，就業(yè)狀況對(duì)投資參與的影響不顯著。朱濤、盧建、朱甜和韓湜（2012）發(fā)現(xiàn)人力資本對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資具有“財(cái)富效應(yīng)”，人力資本風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)投資具有“替代效應(yīng)”，人力資本風(fēng)險(xiǎn)的波動(dòng)降低了家庭參與股票市場(chǎng)的積極性。陳瑩、武志偉和顧鵬（2014）根據(jù)江蘇某銀行提供的客戶信息研究發(fā)現(xiàn)收入風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的影響隨著收入水平的變化呈現(xiàn)非線性的關(guān)系。

（二）勞動(dòng)收入與居民風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的理論分析

1．不考慮勞動(dòng)收入的居民風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置模型

假設(shè)投資者的財(cái)富只是易于交易的金融資產(chǎn)，投資者具有一定量的金融財(cái)富Wt，在t期做出資產(chǎn)組合的決策，在t+1期消費(fèi)資產(chǎn)組合的變現(xiàn)價(jià)值Wt+1。投資者有兩種資產(chǎn)可以投資：無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)具有常數(shù)收益率Rf，且rf=log（Rf）；風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)具有簡(jiǎn)單的隨機(jī)收益率Rt+1，且rt+1=log（Rt+1），Etrt+1和σu2分別表示投資者根據(jù)第t期的信息而建立的均值和方差。Wt在t+1期獲得的收益率為Rp，t+1=αt（Rt+1-Rf）+Rf，其中αt表示t期Wt中投資于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比例，rp，t+1=log（Rp，t+1），投資者在t期選擇αt以最大化在t+1期消費(fèi)Ct+1的期望效用，投資者具有標(biāo)準(zhǔn)效用函數(shù)決定的消費(fèi)偏好，投資者風(fēng)險(xiǎn)厭惡，風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)為常數(shù)γ，t+1期的折現(xiàn)系數(shù)為δ，因此投資者面臨下面的問題：

可以求得風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)最優(yōu)配置比例為：

其中μ=Etrt+1-rf

2.考慮有風(fēng)險(xiǎn)勞動(dòng)收入的居民風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置模型

當(dāng)勞動(dòng)收入有風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，預(yù)期勞動(dòng)收入增長(zhǎng)率g將發(fā)生變化，人力資本Ht將變得不穩(wěn)定，結(jié)合之前的模型，在初始狀態(tài)下，投資者具有一定量的金融財(cái)富Wt，在t期做出資產(chǎn)組合的決策，在t+1期消費(fèi)資產(chǎn)組合的變現(xiàn)價(jià)值Wt+1以及非負(fù)且隨機(jī)變動(dòng)勞動(dòng)收入Lt+1，Lt+1=log（Lt+1）~N（l，σl2），投資者不能將t+1期的勞動(dòng)收入資本化并利用所得用于t期的投資，勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)不可通過保險(xiǎn)予以化解。投資者仍然有兩種資產(chǎn)可以投資：無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)具有常數(shù)收益率Rf，且rf=log（Rf）；風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)具有簡(jiǎn)單的隨機(jī)收益率Rt+1，且rt+1=log（Rt+1）。Wt在t+1期獲得的總收益為Rp，t+1=αt（Rt+1-Rf）+Rf，其中αt表示t期Wt中投資于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比例，rp，t+1=log（Rp，t+1），此時(shí)投資者面臨的問題變?yōu)椋?/p>

該模型得不出精確的解析解，但通過運(yùn)用線性對(duì)數(shù)方法進(jìn)行拓展分析，可以得到近似的解析解：

其中，消費(fèi)的財(cái)富彈性：

當(dāng)σlu=0時(shí)，

通過鏈?zhǔn)椒▌t求微分，可得到：

當(dāng)γ＞(1/ρ)＞1時(shí)，（鄣rp/鄣αt）＞0，從而可以得到：

本研究關(guān)注勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)的兩方面：勞動(dòng)收入的變動(dòng)性、勞動(dòng)收入與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)收益率的相關(guān)性。首先來考慮勞動(dòng)收入的自有風(fēng)險(xiǎn)，假設(shè)σlu=0，即勞動(dòng)收入與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率無關(guān)。由（1）可知，無論自有風(fēng)險(xiǎn)有多大，擁有勞動(dòng)收入的投資者都將使其資產(chǎn)組合更加傾向于風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。由（2）可知，當(dāng)勞動(dòng)收入的波動(dòng)率增加時(shí)，對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資傾向會(huì)減少。在極端情況下，當(dāng)勞動(dòng)收入變化無常時(shí)，投資者的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置將與無勞動(dòng)收入的退休投資者相同。此外，人力資本H與消費(fèi)財(cái)富彈性的倒數(shù)（1/ρ）和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)最優(yōu)配置比例αt正相關(guān)。

再考慮勞動(dòng)收入與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率的相關(guān)性σlu≠0，這將進(jìn)一步影響風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的最優(yōu)配置比例，當(dāng)二者正相關(guān)時(shí)，將進(jìn)一步減少最優(yōu)配置狀態(tài)下的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)數(shù)量。當(dāng)二者負(fù)相關(guān)時(shí)，將會(huì)增加最優(yōu)配置狀態(tài)下的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)數(shù)量。在極端情況下，當(dāng)勞動(dòng)收入與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率完全正相關(guān)時(shí)，勞動(dòng)收入則成為一種隱形的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資，投資者將減少資產(chǎn)組合中的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)來抵消這部分投資。

三、數(shù)據(jù)樣本、分析變量和實(shí)證方法

表1　研究變量定義及預(yù)期符號(hào)

（一）數(shù)據(jù)來源和樣本選擇

本文的數(shù)據(jù)來自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭調(diào)查與研究中心發(fā)起的中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS），該中心分別于2011年和2013年進(jìn)行了2輪全國(guó)調(diào)查，目前僅有2011年的數(shù)據(jù)公開發(fā)布。本文的數(shù)據(jù)樣本選擇的是2011年調(diào)查數(shù)據(jù)中的4988戶城鎮(zhèn)家庭。

（二）分析變量

1.因變量

本文選用兩個(gè)指標(biāo)來度量中國(guó)城鎮(zhèn)家庭的股市參與：一是股市參與率（Stockpaticipation），這是一個(gè)0-1虛擬變量，1表示家庭參與股市，0表示不參與。二是股市參與程度（Stockshare），即持有的股票市值占家庭總金融資產(chǎn)的比例。

2.關(guān)注變量

表2　研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)（1）和（2）建立的模型，勞動(dòng)收入的引入對(duì)城鎮(zhèn)家庭股市參與產(chǎn)生重要影響。在分析投資者的最優(yōu)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置比例時(shí)，需要同時(shí)考慮勞動(dòng)收入形成的人力資本的財(cái)富效應(yīng)和替代效應(yīng)。人力資本的財(cái)富效應(yīng)主要通過家庭的年平均收入（Income）和預(yù)期勞動(dòng)收入增長(zhǎng)率（Expectation）來衡量，由于調(diào)查問卷中沒有設(shè)計(jì)對(duì)家庭未來收入或收入增長(zhǎng)率預(yù)期的問題，本文選擇根據(jù)受訪者對(duì)未來3-5年經(jīng)濟(jì)形勢(shì)和現(xiàn)在的比較的回答作為替代，因?yàn)轭A(yù)期未來經(jīng)濟(jì)形勢(shì)好，居民未來收入或收入增長(zhǎng)率將會(huì)增加，按照對(duì)未來經(jīng)濟(jì)的預(yù)期分別賦值1-5表示非常差、較差、幾乎不變、較好和非常好。人力資本風(fēng)險(xiǎn)主要通過2個(gè)變量來度量：一是勞動(dòng)收入的波動(dòng)率（Labordeviation），即勞動(dòng)收入增長(zhǎng)率的方差，由于缺乏家庭的歷史收入數(shù)據(jù)，本文選取了家庭戶主所在行業(yè)的歷史平均工資作為替代，而行業(yè)平均工資來自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局編制的勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒中的2004—2014年分行業(yè)城鎮(zhèn)職工平均工資。二是勞動(dòng)收入與股市收益率的協(xié)方差（Laborcovariance），即行業(yè)年平均工資增長(zhǎng)率和滬深300指數(shù)年收益率之間的協(xié)方差。

（三）實(shí)證方法

實(shí)證研究家庭股市參與可以拆解為兩個(gè)階段，家庭首先決策是否參與股市，其次再?zèng)Q定持股比例，即如何在股票和其他資產(chǎn)之間進(jìn)行配置，本文借鑒Guiso，Jappell和Terlizzese（1996），Hochoguertel（2002）和Cocco（2005）以及吳衛(wèi)星、何興強(qiáng)等國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究方法，針對(duì)第一階段股市參與的決策，本文運(yùn)用Probit模型。而對(duì)于第二階段股市參與程度的決策，本文運(yùn)用Tobit模型來研究。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2中報(bào)告了各研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)，其中4988個(gè)城鎮(zhèn)家庭的平均股市參與率為13.6%，而平均持股比例僅為3%，我國(guó)A股歷史上漲跌幅過大，A股收益率和各行業(yè)的平均工資增長(zhǎng)率的協(xié)方差較小，同時(shí)各行業(yè)的平均工資增長(zhǎng)率的波動(dòng)率也相對(duì)較小，擁有失業(yè)保險(xiǎn)的家庭為15.1%，而有工作編制的則不足10%。住房方面，82.7%的家庭具有自有住房，房產(chǎn)在總資產(chǎn)中占比則高達(dá)72.7%，部分家庭房產(chǎn)幾乎為唯一資產(chǎn)。超過11%的家庭擁有私營(yíng)企業(yè)或者自主創(chuàng)業(yè)，各家庭整體的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度為風(fēng)險(xiǎn)中性偏厭惡。

（二）回歸分析

本文的實(shí)證模型概括如下：

這里為了簡(jiǎn)化表達(dá)式，用Z代替其他變量：

Income，Insurance，Workfeature，Realestate，Entrepreneur，Netasset，Riskaversion，Gender，Age，Agesquare，Education，Marriage，Population，Region。

表3　Probit模型回歸分析結(jié)果（被解釋變量：股市參與率）

表3中模型1研究了不考慮預(yù)期勞動(dòng)收入增長(zhǎng)率和勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)的情況。家庭年平均收入和工作背景因素中的失業(yè)保險(xiǎn)對(duì)家庭股市參與均有顯著的正面影響，但是否有工作編制則影響不顯著。家庭擁有自有住房顯著地增加了參與股市的概率，體現(xiàn)了住房的財(cái)富效應(yīng)。家庭擁有私有企業(yè)或者自主創(chuàng)業(yè)相對(duì)降低了參與股市的概率，但是影響并不顯著。家庭凈資產(chǎn)作為家庭財(cái)富的代理變量對(duì)家庭股市參與影響顯著，家庭凈資產(chǎn)越大，參與股市的概率越高。風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度方面家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度越高，參與股市的概率越低，年齡對(duì)股市參與的影響表現(xiàn)出非線性關(guān)系，這一點(diǎn)和家庭投資的生命周期理論相一致，即年輕人隨著年齡增長(zhǎng)，股市參與概率先增加，但是在步入老年之后，股市參與概率下降。

模型2引入了預(yù)期收入增長(zhǎng)率變量，當(dāng)受訪家庭對(duì)未來經(jīng)濟(jì)預(yù)期越好時(shí)，其參與股市的可能性也越高，這種影響在1%的顯著性水平下顯著，當(dāng)預(yù)期未來經(jīng)濟(jì)向好時(shí)，相應(yīng)的預(yù)期未來勞動(dòng)收入增加或者勞動(dòng)收入增長(zhǎng)率會(huì)增加，投資者的勞動(dòng)收入將會(huì)相應(yīng)增加，從而參與股市的可能性提高，這和理論模型預(yù)測(cè)的結(jié)果基本一致，其他變量對(duì)股市參與的影響基本不變。

模型3再引入了勞動(dòng)收入波動(dòng)率變量和勞動(dòng)收入增長(zhǎng)率與股市收益率的協(xié)方差變量，在控制其他變量之后，勞動(dòng)收入波動(dòng)率越大，股市參與的概率越低，而且在5%的顯著性水平下有顯著影響。勞動(dòng)收入?yún)f(xié)方差對(duì)股市參與有負(fù)面影響，但是這種影響并不顯著，可能是因?yàn)闅v史上A股漲跌幅較大，勞動(dòng)收入增長(zhǎng)率和股市收益率的相關(guān)性較小，居民投資股市時(shí)較少考慮這一因素。

表4　Tobit模型回歸分析結(jié)果（被解釋變量：股市參與程度）

表4中各解釋變量對(duì)股市參與程度和前文中對(duì)股市參與概率影響基本一致，其中預(yù)期未來勞動(dòng)收入增長(zhǎng)率對(duì)家庭的持股比例在1%的顯著性水平下有積極的影響，預(yù)期未來收入或收入增長(zhǎng)率越高，持股比例也相應(yīng)越高。不同點(diǎn)在于家庭年均收入對(duì)持股比例的影響并不顯著，而且勞動(dòng)收入波動(dòng)率僅在10%的顯著性水平下對(duì)股市參與程度有負(fù)面影響。

五、結(jié)論和建議

本文的實(shí)證研究結(jié)論有以下幾點(diǎn)：（1）城鎮(zhèn)家庭預(yù)期收入增長(zhǎng)率對(duì)股市參與和參與程度有顯著的積極影響。股市有限參與和持股比例的巨大差異與家庭之間的異質(zhì)背景風(fēng)險(xiǎn)尤其是勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)有關(guān)。我國(guó)城鎮(zhèn)家庭勞動(dòng)收入波動(dòng)率對(duì)股市參與和參與程度有顯著的負(fù)面影響。（2）家庭擁有失業(yè)保險(xiǎn)時(shí)，家庭成員的工作和收入得到了相應(yīng)的保障，從而在一定程度上降低了家庭的勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)了股市投資，但家庭成員是否有工作編制對(duì)股市投資的影響則并不顯著。對(duì)于多數(shù)家庭而言，擁有自有住房顯著地促進(jìn)了股市參與，房產(chǎn)投資的“財(cái)富效應(yīng)”明顯。（3）在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征等其他方面的影響因素中，戶主年齡與股市參與呈現(xiàn)非線性的倒U型關(guān)系，中國(guó)家庭金融投資存在“生命周期效應(yīng)”。戶主的受教育程度對(duì)家庭股市參與具有顯著的正面影響，戶主的受教育程度越高，具備的股市投資專業(yè)知識(shí)越多，參與股市投資的進(jìn)入成本越低。此外，我國(guó)東部地區(qū)參與股市的概率和持股比例均顯著地高于中西部地區(qū)。

本文研究結(jié)論的政策含義：（1）在加強(qiáng)資本市場(chǎng)制度層面建設(shè)，做好引導(dǎo)投資者進(jìn)行價(jià)值投資，切實(shí)保護(hù)中小投資者權(quán)益的同時(shí)，逐步提高基本工資標(biāo)準(zhǔn)，穩(wěn)定增加家庭收入和增長(zhǎng)率，采取多種形式不斷擴(kuò)大就業(yè)降低失業(yè)率，擴(kuò)大社會(huì)保險(xiǎn)特別是失業(yè)保險(xiǎn)的覆蓋范圍等來減小家庭收入的不確定性和波動(dòng)性，將有利于我國(guó)提高家庭參與積極性和相應(yīng)的持股比例。（2）房地產(chǎn)業(yè)經(jīng)歷過去十年的黃金發(fā)展期后近幾年略有下滑，但是引導(dǎo)房地產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展，改善居民家庭的住房條件，提高家庭的住房擁有率，發(fā)揮自有住房的“財(cái)富效應(yīng)”，也將促進(jìn)家庭的股市參與。（3）考慮到家庭投資的“生命周期效應(yīng)”和股市的進(jìn)入門檻，加強(qiáng)家庭居民特別是年輕的投資者的入市教育，提高金融專業(yè)知識(shí)，引導(dǎo)投資者做好基本面分析，從而做出合理的投資決策。

本文的不足之處和未來的研究方向：由于缺乏樣本家庭的歷史收入數(shù)據(jù)，采用了戶主所在行業(yè)的歷史平均工資來作為替代，進(jìn)而計(jì)算有關(guān)勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)的2個(gè)指標(biāo)，這沒有考慮到樣本家庭的特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)也沒有考慮與勞動(dòng)者相關(guān)的其他收入，這樣計(jì)算出來的勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)存在高估或者低估家庭實(shí)際收入風(fēng)險(xiǎn)的傾向，當(dāng)然這有待于獲取更加詳盡的家庭微觀金融數(shù)據(jù)來進(jìn)一步完善。箏

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特別申明本刊已許可中國(guó)學(xué)術(shù)期刊（光盤版）電子雜志社在中國(guó)知網(wǎng)及其系列數(shù)據(jù)庫(kù)產(chǎn)品中以數(shù)字化方式復(fù)制、匯編、發(fā)行、信息網(wǎng)絡(luò)傳播本刊全文。該社著作權(quán)使用費(fèi)與本刊稿酬一并支付。作者向本刊提交文章發(fā)表的行為即視為同意我社上述聲明。

Labor Income and Risk Asset Allocation of China’s Urban Households

SONG Wei，CAI Min-chao
（Antai College of Economics&Management，Shanghai Jiao Tong University，Shanghai 200030）

Labor income is an important part of background risk theory in the field of family finance.Domestic research on family finance started late.Theoretical study on labor income，household assets allocation and stock market participation is rare.Based on the study of Campbell&Viceira（2002），we constructed residents asset allocation model including labor income.We analyzed the impact of three variables associated with labor income on residents asset allocation.Then with the CHFS research data collected in 2011 we uesd Probit model and Tobit model to conduct the empirical study and found that urban households expectation of income growth have a significant positive impact on the stock market participation.Labor income risk has a significant negative relationship with stock market participation.The impact of labor incomes covariance risk on stock market participation is not significant.

labor income；stock market participation；depth of stock market participation

F832.5

A

1007-0672（2016）03-0026-06

2015-11-29

國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目“引入背景風(fēng)險(xiǎn)理論的主權(quán)財(cái)富基金戰(zhàn)略資產(chǎn)配置”（項(xiàng)目編號(hào)：71271135）的階段性研究成果。

宋煒，男，湖南張家界人，上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院研究生，研究方向：資產(chǎn)組合管理；蔡明超，男，上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院研究生教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：資產(chǎn)組合管理。