居民心理預期與家庭風險資產(chǎn)配置

童 昊，何啟志

(1.淮北師范大學 經(jīng)濟與管理學院，安徽 淮北 235000；2.浙江工商大學 統(tǒng)計與數(shù)學學院，浙江 杭州 310018)

經(jīng)典資產(chǎn)組合理論認為，家庭居民應同時持有無風險資產(chǎn)和風險資產(chǎn)，在有效分散風險的同時，使得投資收益最大化。然而現(xiàn)實中很多家庭可能并不會選擇持有股票等風險資產(chǎn)。隨著我國經(jīng)濟社會的不斷發(fā)展，居民家庭收入水平的不斷提高，人們越來越希望通過盈余資金的配置，獲得除工資性收入以外的收益。在家庭資產(chǎn)配置的過程中，居民總希望利用有限的信息和資金，使自己的資產(chǎn)組合效率最大化，以實現(xiàn)財富增值。盡管我國經(jīng)濟長期向好的基本面沒變，但在經(jīng)濟發(fā)展的新常態(tài)趨勢下，尤其是風險資產(chǎn)市場的波動性較強，居民對未來心理預期的差異性，使得心理預期因素對家庭資產(chǎn)選擇具有不可忽視的作用。

國內(nèi)外已有較多文獻研究了家庭金融資產(chǎn)配置問題，Guiso et al.(1996)、[1]Hochgürtel(1997)[2]認為家庭持有風險資產(chǎn)的份額會隨著未來收入不確定性增加而減少。Yamashita(2003)、[3]吳衛(wèi)星和齊天翔(2007)[4]認為住房投資對家庭的股票資產(chǎn)投資具有擠占作用。

Haliassos和Bertaut(1995)[5]發(fā)現(xiàn)，教育對家庭持股情況具有正向作用。Vissing-Jorgensen(2002)[6]認為，教育水平提升能豐富居民金融知識，從而增加居民的股市參與程度。近年來該方向的研究逐漸增多，主要集中于探究社會互動對家庭參與風險金融市場的影響。Ellison 和 Fudenberg(1995)、[7]Hong et al(2004)[8]認為，社會互動能有效促進家庭參與風險市場。李濤和郭杰(2009)[9]將社會互動參與程度分成高低兩組，發(fā)現(xiàn)社會互動程度較低的家庭，風險態(tài)度的敏感性較強，但風險態(tài)度本身對股市參與的影響并不顯著。周銘山等(2011)[10]探究了不同收入分布集中度下居民社會互動程度與股市參與程度的關(guān)系。劉宏和馬文瀚(2017)[11]指出線上互動能使居民獲得更多信息，增加居民證券和房產(chǎn)投資的參與度。

現(xiàn)有研究對居民家庭資產(chǎn)配置進行了有益地探討，其中基于主觀態(tài)度視角的研究也越來越多，但是都沒有考慮心理預期因素的作用。在世界經(jīng)濟一體化不斷深化和中國經(jīng)濟戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型大背景下，國際經(jīng)濟形勢和國內(nèi)宏微觀經(jīng)濟形勢的不確定性在增加，居民個人對未來經(jīng)濟發(fā)展趨勢的預期，勢必影響著家庭參與風險金融市場的決策和風險資產(chǎn)持有比重。作為對以前研究的補充，本文基于居民個人心理預期視角，運用中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)(CHFS)實證分析家庭的資產(chǎn)配置情況，并提出針對性建議，不僅有很強的理論意義，也在實踐上為家庭未來優(yōu)化資產(chǎn)配置，提高資金使用效率提供指導作用。

一、機理分析

從20世紀30年代凱恩斯發(fā)表《通論》以來，人們就開始高度重視預期因素對消費、投資等宏觀經(jīng)濟運行指標的影響。居民心理預期也影響微觀主體決策行為，即家庭追求效用最大化目標下的跨期資產(chǎn)配置和消費選擇。居民在進行家庭資產(chǎn)配置時，會基于自身已掌握的信息，對未來經(jīng)濟狀況、未來資產(chǎn)價格和物價等一些經(jīng)濟指標產(chǎn)生一定程度的自我預期，而這些預期會對居民資產(chǎn)配置產(chǎn)生重要影響。

第一，未來經(jīng)濟預期對居民家庭風險資產(chǎn)配置的影響。居民對于未來宏觀經(jīng)濟面有著整體的預期把握，未來經(jīng)濟預期對居民家庭風險資產(chǎn)配置既有正向影響又有反向影響。一方面，未來經(jīng)濟預期向好，意味著風險資本市場的盈利能力向好，家庭可能會為了獲得將來的收益而增加對風險資本市場的參與。另一方面，在整個居民的生命周期背景和家庭財富效應影響下，居民的消費和投資決策，不僅考慮當期收入水平限制，而且考慮當前財富水平與未來預期收入，做出使得家庭效用最大化的決策。當居民普遍預期未來經(jīng)濟向較好的方向發(fā)展時，會同時伴隨著未來就業(yè)機會、收入等上升的預期，在這些預期作用下，居民會增加當期消費，減少風險資產(chǎn)投資。與此同時，對于具有不同風險態(tài)度的微觀主體而言，宏觀經(jīng)濟面的向好預期，實體經(jīng)濟的繁榮，一方面會使得一部分風險厭惡者反而會減少風險資產(chǎn)投資，增加實物資產(chǎn)投資，產(chǎn)生實物資產(chǎn)投資對風險資產(chǎn)投資的預期擠出效應，另一方面一部分風險偏好家庭可能會維持風險資產(chǎn)投資行為，從而造成未來經(jīng)濟預期微弱作用于居民家庭資產(chǎn)配置。

第二，未來物價預期對居民家庭風險資產(chǎn)配置的影響。未來物價預期對居民家庭風險資產(chǎn)配置既有正向影響又有反向影響。一方面，為了防御現(xiàn)金貶值，居民可能會增加風險資產(chǎn)投資，以獲得未來的現(xiàn)金流收入。另一方面，物價上漲會引發(fā)宏觀政策從緊，進而抑制股票等資產(chǎn)價格的上漲，會促使居民減少風險資產(chǎn)投資。

第三，未來房價預期對居民家庭風險資產(chǎn)配置的影響。未來房價預期對居民家庭風險資產(chǎn)配置既有正向影響又有反向影響，但是以反向為主。房產(chǎn)投資對股市等風險資本投資具有重要的溢出效益，居民預期未來房價上漲，會促使居民增加房地產(chǎn)投資，減少風險資產(chǎn)投資，但在特殊情形下，也可能出現(xiàn)居民被動投資風險資本市場的情況。具體而言，居民房產(chǎn)投資可以分為投機型、投資型和自住型。對投機型和投資型而言，居民預期未來房價上漲，可能會增加房產(chǎn)投資而減少風險資產(chǎn)投資，從而表現(xiàn)為未來房價預期對居民家庭風險資產(chǎn)配置有負向作用。對于自住型住房而言，居民預期房價上漲，既可能為避免以后以較高價格購買住房而提前購買住房，這會對風險資產(chǎn)投資產(chǎn)生溢出效應，也可能由于受到收入等約束，無法即期購買住房，這樣又可能會有兩種行為：一是進行針對未來購房的預防性儲蓄，這會減少風險資產(chǎn)投資，二是被動投資風險市場，以積累資金在未來購房，在這種情形下，未來房價預期上漲與居民風險資本市場參與可能是正向關(guān)系。

總之，上述三個預期對居民家庭風險資產(chǎn)配置的影響效應是雙向的，而且這三個預期互有關(guān)聯(lián)，對家庭資產(chǎn)選擇影響程度可能會產(chǎn)生累加或者削弱效果。那么這三個預期對我國居民風險資產(chǎn)參與情況到底影響幾何？需要基于中國的實際數(shù)據(jù)進行實證分析，探究上述三個居民預期對我國居民風險資產(chǎn)配置的影響情況。

二、變量選取與模型構(gòu)建

(一)變量選取與數(shù)據(jù)處理

根據(jù)已有文獻 ，[10][11]確定影響居民家庭風險資產(chǎn)選擇的因素主要包括以下幾類，下面就這些變量進行具體說明：

被解釋變量。本文研究居民未來心理預期對家庭資產(chǎn)配置的影響，關(guān)于家庭資產(chǎn)配置，分別基于居民家庭是否參與風險資本市場，以及風險資產(chǎn)持有比重兩個視角。本文的家庭金融風險資產(chǎn)包括股票、債券(不含政府債券)、基金、金融衍生品、金融理財產(chǎn)品和黃金；家庭無風險金融資產(chǎn)包括現(xiàn)金、定期存款、活期存款、政府債券。具體而言，在Probit模型中，因變量是家庭是否參與風險金融市場，若參與則取值為1，若不參與則取值為0，在Tobit模型中，因變量是家庭風險金融資產(chǎn)占金融總資產(chǎn)的比重。

心理預期指標。心理預期是居民基于已有信息，根據(jù)自身掌握的知識技能，結(jié)合宏觀經(jīng)濟形勢和未來政策趨勢而進行的主觀判斷，其難以直接測度，CHFS數(shù)據(jù)庫有針對居民未來預期的調(diào)查數(shù)據(jù)，本文根據(jù)居民家庭的回答，合成三個有代表性的預期變量：未來經(jīng)濟預期、未來物價預期和未來房價預期。關(guān)于未來經(jīng)濟預期，調(diào)查問卷中的問題為：“中國未來三到五年的經(jīng)濟形勢”，有5個回答，居民若回答1或者2表明居民預期未來經(jīng)濟向好，該種情形下取值為1，其他情形下則取值為0，這樣就可以構(gòu)造一個反映居民對未來經(jīng)濟狀況判斷的預期指標。同理，也可以分別構(gòu)造反映居民對未來房價和物價形勢主觀判斷的預期指標。

家庭控制變量。家庭資產(chǎn)配置不僅受居民心理預期因素的影響，還受其他因素的影響，為充分反映居民家庭資產(chǎn)配置的影響因素，本文還從家庭人口統(tǒng)計學、家庭財富、財政支出、保險和保障視角分別選取相應控制變量。對于家庭人口統(tǒng)計學視角，本文選取戶主年齡、婚姻狀態(tài)、受教育年限這三個指標，在實際調(diào)查問卷中戶主出生日期有陽歷與農(nóng)歷之分，為保持一致性，本文均視戶主的年齡數(shù)據(jù)由陽歷出生日期得出；問卷中戶主的婚姻狀態(tài)包括已婚、同居、離異等狀態(tài)，本文將戶主已婚的家庭視作一類，并取值為1，其余狀態(tài)的家庭取值為0；戶主的受教育年限越長，尤其是本科以上的學歷或多或少的涉及經(jīng)管類知識，可能對家庭風險資產(chǎn)參與有重要影響，按照我國目前的學制，分別將沒上過學的戶主受教育年限取值為0，上過小學、初中、高中(中專)、大專(高職)、本科、碩士以及博士的受教育年限分別取值6、9、12、15、16、19、22年。對于家庭財富視角，本文選取家庭年收入、是否擁有住房，這兩個指標。家庭年收入就采用家庭實際年收入的具體數(shù)值；關(guān)于是否擁有住房這個指標，擁有住房的家庭取值為1，沒有住房的家庭取值為0。對于財政支出視角，本文選取家庭是否擁有教育負債這個指標，回答擁有教育負債的該類家庭取值為1，其余家庭取值為0。對于保險和保障視角，本文選取是否擁有醫(yī)療保險這個指標，回答擁有醫(yī)療保險的該類家庭取值為1，其余家庭取值為0。

本文數(shù)據(jù)來源是西南財經(jīng)大學2011年的中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)。為保證研究的可靠性與可行性，本文刪除了無任何金融資產(chǎn)的家庭，這種情況下不存在家庭風險金融資產(chǎn)的配置。[12]在保證變量數(shù)據(jù)一致性的前提下，刪除個別變量數(shù)據(jù)缺失的家庭，以及顯示有明顯錯誤的家庭：若某個家庭回答持有某項資產(chǎn)，但實際統(tǒng)計中該項資產(chǎn)為空白或0的家庭、或者某個家庭回答未持有某項資產(chǎn)，但實際統(tǒng)計中該項資產(chǎn)有具體數(shù)值的家庭。其余回答未持有該資產(chǎn)的家庭，均用0表示家庭該資產(chǎn)的持有量。CHFS數(shù)據(jù)對股票、債券等重要的金融資產(chǎn)進行了插值處理，來彌補數(shù)量的缺失，本文所使用的是經(jīng)過插值處理后的數(shù)據(jù)。

表1描述了各類解釋變量和被解釋變量的統(tǒng)計特征。根據(jù)表1，第一，居民家庭參與風險資產(chǎn)市場的占比不高，僅為12.4%左右，家庭風險金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重較低,大約在6.5%左右，這表明中國家庭參與風險資產(chǎn)市場的意愿不強。第二，社會公眾基本上都預期未來經(jīng)濟、物價以及房價會上漲。第三，接近七成的居民家庭擁有醫(yī)療保險，較少的家庭擁有教育負債。

表1 變量的統(tǒng)計性描述

(二)模型構(gòu)建

本文因變量涉及到概率問題，不能直接用常規(guī)的回歸模型，現(xiàn)有研究居民是否持有風險資產(chǎn)大多數(shù)是基于Probit或Logit模型，研究居民持有比例大多數(shù)是基于Tobit模型，如劉宏和馬文瀚(2017)，[11]宗慶慶等(2015)[12]等。其中Probit和Logit模型差別主要在分布函數(shù)的不同，一般來說兩者沒有顯著的區(qū)別。Tobin (1958)[13]提出的Tobit模型可以有效測度限制因變量的驅(qū)動因素，可以實現(xiàn)多元回歸和概率分析的綜合。本文也分別采用Probit模型、Tobit模型分析居民心理預期因素對家庭是否參與風險金融市場以及風險資產(chǎn)占金融總資產(chǎn)比重的影響。

基于前面分析的因變量、自變量，本文構(gòu)建的Probit模型為(Bliss，1934)：[14]

(1)

U*=αPsychological_Expectation+xχ+e

(2)

該模型是二元離散定性選擇模型，因變量D只可能取兩個值0或者1，取1表示居民家庭參與風險資本市場，取0表示不參與風險資本市場，U*是一個不可觀測的潛在變量或者效用變量，Psychological_Expectation代表居民心理預期變量，x為控制變量，α、χ為待估計的系數(shù)，e是服從正態(tài)分布的殘差。

Probit模型只能反映居民家庭是否參與風險資本市場的概率，不能反映居民家庭持有風險資產(chǎn)的比重多少，為了測度心理預期因素對居民家庭持有風險資產(chǎn)比重的影響，構(gòu)建如下的Tobit模型(Tobin，1958)：[13]

Γ*=μ0+μPsychological_Expectation+νx+ε

(3)

(4)

其中，ε是服從0均值的正態(tài)分布，測度的是居民家庭資產(chǎn)持有行為不能由模型中自變量和因變量取值下限所完全反映的殘差，ξ表示下限為0的因變量，反映的是風險資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重，Γ*表示風險資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重的觀測值，取值范圍是0到1之間；Psychological_Expectation表示居民心理預期變量，x表示其他控制變量，μ0表示常數(shù)項，μ,ν分別表示自變量的系數(shù)。

三、實證分析

分別在包含心理預期和不包含心理預期因素情形下，基于Probit模型和Tobit模型研究我國居民家庭是否參與風險資本市場以及風險資產(chǎn)持有比率情況，檢驗結(jié)果見表2。為較好地分析預期變量的單位變動對家庭參與風險金融市場的概率和風險資產(chǎn)持有比重的影響程度，表2中所列數(shù)據(jù)均是對模型回歸后系數(shù)進行處理后的邊際值，系數(shù)測度的是驅(qū)動因素變動一個單位，居民參與風險資本市場的概率以及風險資本占比的變化大小。

表2 居民心理預期下的家庭風險資產(chǎn)選擇估計結(jié)果

(一)居民心理預期對家庭風險資產(chǎn)配置的影響

從表2中可以看出，第一，無論是基于Probit模型還是Tobit模型，引入居民心理預期變量都可以提高模型的估計效果。第二，對于中國而言，未來經(jīng)濟預期對居民家庭風險資產(chǎn)配置主要起著負向的影響。當居民預期未來經(jīng)濟狀況向好時，居民家庭會減少風險資產(chǎn)持有比重，居民未來經(jīng)濟預期每上升一個單位，家庭參與風險資產(chǎn)市場的概率下降0.039，家庭持有風險資產(chǎn)的比重減少0.017。正如前面機理分析部分所述，當居民預期未來經(jīng)濟向好時，不僅會增加實物資產(chǎn)投資，同時會增加當期消費，這些因素可能會對居民風險資產(chǎn)參與和持有產(chǎn)生負面沖擊。第三，對于中國而言，未來房價預期對居民家庭風險資產(chǎn)配置主要起著負向的影響。當居民預期未來房價上漲時，居民家庭會減少風險資產(chǎn)持有比重，居民未來房價預期每上升一個單位，家庭參與風險資產(chǎn)市場的概率下降0.040，家庭持有風險資產(chǎn)的比重減少0.017。正如前面機理分析部分所述，未來房價預期上升，對于房屋自住型居民，既可能為了降低購房成本而提前購買房屋，也有可能進行預防性儲蓄，對于投資和投機型居民，為了獲得將來房價上漲的超額利潤，可能會增加對房屋的投資，這些行為都會對居民參與風險資產(chǎn)投資產(chǎn)生溢出效應。第四，未來物價預期對居民風險資本市場參與以及持有比重沒有顯著影響。正如前面機理分析述，未來物價預期對居民風險資產(chǎn)投資既有正向影響又有負向影響，從保值視角來說，未來物價上漲，居民可能會增加風險資本市場參與，但是物價上漲可能會引致從緊宏觀政策，從而影響企業(yè)的盈利能力，增加宏觀經(jīng)濟波動風險，為了規(guī)避風險，居民可能會減少風險資本市場參與，其正負作用大致相當，可能會相互抵消。另外，居民未來物價預期的作用可能通過未來經(jīng)濟預期、未來房價預期得到間接反映。

(二)其他控制變量對家庭風險資產(chǎn)配置的影響

居民家庭風險資產(chǎn)配置，不僅受居民心理預期的影響，還受人口統(tǒng)計、財富、支出、保障等因素的影響。對于人口統(tǒng)計因素中遴選的三個指標：戶主年齡、婚姻狀態(tài)、受教育年限，只有受教育年限對居民參與風險資本市場以及持有風險資產(chǎn)比重具有顯著正向影響，這說明居民受教育程度越高，越側(cè)重于參與風險資本市場，婚姻狀態(tài)以及戶主年齡都對居民風險市場參與沒有顯著影響。對于財富因素的兩個指標：家庭年收入和是否擁有住房，對居民風險市場參與都有顯著正向影響，居民收入越高，居民可用于投資的節(jié)余資金會越多，其風險承受能力也會變強、風險資本市場的投資經(jīng)驗也會更豐富，這樣高收入家庭更傾向于投資風險資本市場。擁有住房的家庭才更有意愿進行風險資本投資，而沒有住房的家庭，一方面可能資金缺乏，另一方面要積累資金購買住房，這樣參與風險資本市場的意愿和能力都受到限制，這就表現(xiàn)為居民家庭的住房擁有，對居民家庭是否持有風險資產(chǎn)以及持有比率有顯著的正向影響。教育負債對居民是否持有風險資產(chǎn)以及持有比率具有顯著的負向作用。教育負債是家庭比較重要的債務負擔，阻礙了家庭對風險資產(chǎn)市場的參與以及風險資產(chǎn)持有比重。是否擁有醫(yī)療保險對居民的風險資產(chǎn)持有沒有顯著的影響。

從邊際效應系數(shù)大小來看，作用最大的是家庭是否擁有教育負債，從邊際系數(shù)顯著性大小來看，未來經(jīng)濟預期、未來房價預期、戶主受教育年限、家庭年收入、是否擁有住房都對居民是否持有風險資產(chǎn)以及持有比率具有非常顯著的作用。

在未加入居民心理預期變量情形下，戶主受教育年限每增加一年，家庭參與風險資產(chǎn)市場的概率上升0.025，風險資產(chǎn)持有比重增加0.01，在加入居民心理預期變量情形下，戶主受教育年限每增加一年，家庭參與風險資產(chǎn)市場的概率上升0.023，風險資產(chǎn)持有比重增加0.009。在未加入居民心理預期變量情形下，家庭年收入每上升一個單位，家庭參與風險市場概率上升1.38*10-7，風險資產(chǎn)持有比重上升4.54*10-8，在加入居民心理預期變量情形下，家庭年收入每上升一個單位，家庭參與風險市場概率上升1.34*10-7，風險資產(chǎn)持有比重上升4.31*10-8。在未加入居民心理預期變量情形下，是否擁有教育負債每上升一個單位，家庭參與風險市場概率下降0.091，風險資產(chǎn)持有比重下降0.052，在加入居民心理預期變量情形下，是否擁有教育負債每上升一個單位，家庭參與風險市場概率下降0.085，風險資產(chǎn)持有比重下降0.051。

在加入居民心理預期因素后，戶主受教育年限、家庭年收入、居民家庭是否有教育負債，對居民家庭是否參與風險資產(chǎn)市場，以及持有比率的影響程度都有所降低，這說明這些因素的作用通過居民心理預期有所反映。

為了避免心理預期變量可能存在的內(nèi)生性問題，我們也采用工具變量法進行回歸。工具變量的選擇是一個關(guān)鍵問題，一般要符合2個要求，一方面所選擇的工具變量要與心理預期變量高度相關(guān)，另一方面所選擇的工具變量要與模型殘差不相關(guān)?，F(xiàn)實中完全符合這兩個要求的工具變量很難選到，我們借鑒宗慶慶、劉沖和周亞虹(2015)[12]的做法，通過將樣本按照年齡(小于45歲、大于等于45歲且小于60歲、大于60歲)，受教育程度(本科以下、本科及以上)和地區(qū)(東部、中部和西部)進行分組，一共分成18個組。用每組中其他家庭的心理預期變量的平均值來代替該家庭的心理預期值，將18個組合成一個新的變量，將該變量作為心理預期變量的工具變量，檢驗結(jié)果見表3。

表3 考慮內(nèi)生性情形下的居民心理預期對風險資產(chǎn)配置的影響

表3中的內(nèi)生性的Wald檢驗值表明，原來模型存在內(nèi)生性問題，為了檢驗工具變量的有效性，我們進一步計算判斷工具變量是否有效性的F檢驗值。檢驗結(jié)果表明，本文所選取的工具變量是有效的。通過對比表3和表2，在考慮內(nèi)生性、采取工具變量后，居民未來經(jīng)濟預期、未來房價預期對居民是否參與風險資產(chǎn)市場以及風險資產(chǎn)市場占比的邊際影響因素大幅提高，但是作用方向和顯著性保持一致，除居民心理預期變量之外的其他變量沒有實質(zhì)性變化，不影響邊際影響效應的顯著性。這說明居民心理預期因素對居民是否參與風險資產(chǎn)市場，以及風險資產(chǎn)市場占比具有顯著而且穩(wěn)定的影響作用，雖然可能存在內(nèi)生性問題，但是沒有實質(zhì)性影響。

四、穩(wěn)健性檢驗

為增強實證檢驗效果的穩(wěn)健性，防止變量選取和定義的特殊性對實證結(jié)果造成影響，我們嘗試用風險市場中參與人數(shù)最多、最具代表性的股票市場作為被解釋變量，考察居民心理預期對股票市場參與和股票資產(chǎn)持有比重的影響。

無論是系數(shù)大小還是顯著性水平，表4與表2、表3中的估計結(jié)果都比較接近，居民心理預期因素對居民家庭是否參與風險資本市場、是否參參與股票市場具有幾乎相同的影響。居民心理預期因素對居民家庭風險資產(chǎn)持有比率、對股票資產(chǎn)持有比率具有幾乎相同的影響。這說明我們的實證檢驗結(jié)果是比較穩(wěn)健的，具有較高程度的可信性。

表4 基于股票市場的回歸分析

五、結(jié)論與政策涵義

基于西南財經(jīng)大學2011年中國家庭金融微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，實證研究了居民心理預期下的家庭風險資產(chǎn)市場參與和風險資產(chǎn)持有比重情況，并通過全國居民與城鎮(zhèn)居民、風險資本市場與股票市場的對比進行了穩(wěn)健性檢驗，通過實證檢驗主要得到如下結(jié)論：

第一，心理預期因素對居民家庭風險資本是否持有以及持有比率具有顯著的作用。加入居民心理預期變量可以提高居民是否持有風險資產(chǎn)以及持有比率測度模型的估計效果；戶主受教育年限、家庭年收入、居民家庭是否有教育負債對居民家庭是否參與風險資產(chǎn)市場以及持有比率的影響，可以部分通過居民心理預期得到反映。第二，受教育年限、家庭年收入、是否擁有住房、是否擁有教育負債對居民家庭的風險資本市場參與具有顯著的影響。受教育年限、家庭年收入、是否擁有住房對居民家庭是否參與風險資產(chǎn)以及持有比率具有顯著的正向影響，是否擁有教育負債具有顯著的反向影響。從邊際系數(shù)大小來看，是否擁有教育負債具有最大的影響效果。第三、戶主年齡、婚姻狀況、是否擁有醫(yī)療保險對居民家庭的風險資本市場參與不具有顯著影響。這三個變量的系數(shù)在10%顯著性水平下都不顯著，說明戶主年齡大小、結(jié)婚與否、是否擁有醫(yī)療保險并不對居民的風險資本市場參與產(chǎn)生顯著影響。

基于以上研究結(jié)論，結(jié)合實際情況給出以下相關(guān)建議：第一政府應維持宏觀經(jīng)濟運行健康平穩(wěn)發(fā)展，盡量減少風險金融市場波動性，為居民提供一個可預測的環(huán)境，減小居民對未來預期與經(jīng)濟現(xiàn)實的差異性，減少系統(tǒng)性風險導致的家庭資產(chǎn)配置的非效率。第二，國家應大力普及義務教育，廣泛宣傳金融市場知識，通過多種途徑增加居民家庭收入，減少家庭教育負債。第三，居民應提升自身金融知識水平，積累投資經(jīng)驗，提高運用所得到的信息進行資產(chǎn)合理配置的能力。另外，居民應增加對經(jīng)濟金融信息的關(guān)注程度，對未來經(jīng)濟形勢做出正確的預期，提高家庭風險資產(chǎn)配置效率。