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

葉德珠 魏樂樂 周麗燕

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·國民經(jīng)濟·

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

葉德珠 魏樂樂 周麗燕

相比發(fā)達國家，我國資本市場一直受“有限參與”的困擾。與此同時，我國房地產(chǎn)市場卻發(fā)展迅速，居民對房產(chǎn)的投資是否制約了資本市場的發(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)持有角度對家庭風險金融資產(chǎn)投資的影響因素進行實證分析。實證結(jié)果表明：房產(chǎn)持有對家庭風險金融資產(chǎn)投資的影響存在一個5%的臨界值，即房產(chǎn)持有對5%以下的風險金融資產(chǎn)投資有促進作用，而對5%以上的風險金融資產(chǎn)投資的影響呈顯著的負效應(yīng)，這個結(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； 風險金融資產(chǎn)投資； 非線性關(guān)系； 臨界值

一 引 言

隨著我國居民家庭財富的增長，家庭對資產(chǎn)保值增值的需求也日漸增大。風險金融資產(chǎn)作為一種重要的投資手段，對其影響因素進行研究既有助于家庭財富增長，也能為國家資本市場調(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發(fā)展迅速，但資本市場的“有限參與”一直困擾著政府當局。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，相對于發(fā)達國家這一比例顯然較低。相對于資本市場的“有限參與”，近幾年我國房地產(chǎn)市場卻一片火熱，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)的一個問題是：居民對房產(chǎn)的投資影響了其對風險金融資產(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)持有角度對居民家庭風險金融資產(chǎn)投資的影響因素進行實證分析。

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

本文的主要創(chuàng)新點是考慮到房產(chǎn)持有對我國居民風險金融資產(chǎn)投資的影響可能存在非線性關(guān)系，因此，在風險金融資產(chǎn)參與程度上對風險金融資產(chǎn)的投資比例進行了分段處理，以此考察房產(chǎn)持有對家庭風險金融資產(chǎn)投資的影響機制。

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

二 文獻綜述

關(guān)于家庭金融的研究，早期學者主要基于馬克維茨的投資組合理論對家庭如何進行資產(chǎn)配置進行探究，近年來國內(nèi)外學者的研究主要集中在探討家庭風險資產(chǎn)選擇的影響因素上，而對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兩個角度出發(fā)。本文研究的重點變量是房產(chǎn)持有，因此，本部分的文獻綜述主要對房產(chǎn)持有對家庭風險金融投資影響進行提煉總結(jié)。

(一)傳統(tǒng)金融變量的解釋

傳統(tǒng)金融變量如家庭財富水平、社會人口統(tǒng)計學特征、健康狀況等是家庭進行風險金融投資決策的重要考慮因素。

家庭風險金融資產(chǎn)的投資比例會隨著家庭財富的增長而提高，對此國內(nèi)外學者有比較一致的結(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富存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

關(guān)于年齡對風險金融資產(chǎn)投資的影響，學術(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而提高；鄒紅和喻開志(2009)[4]發(fā)現(xiàn)年齡對股票投資的比例呈倒“U”型；吳衛(wèi)星和齊天翔(2007)[2]則認為年齡對家庭資產(chǎn)選擇沒有生命周期效應(yīng)。

關(guān)于性別對風險金融資產(chǎn)投資的影響，Barber和Odean(2001)[5]研究認為，相比女性投資者，男性投資者投資股票的比例更高；何興強等(2009)[6]的研究發(fā)現(xiàn)，在考慮了背景風險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。

資本市場的投資品種含金量高，進入該市場需具備一定的專業(yè)知識，因此國內(nèi)外學者一致認為投資者接受的教育程度與風險金融資產(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。

婚姻狀況影響一個家庭的穩(wěn)定性，會對風險金融資產(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險資產(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個等級，分別賦值1-5，對資產(chǎn)組合影響因素進行的實證研究表明，健康狀況不好的投資者投資風險性金融資產(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保險或購買商業(yè)保險作為衡量健康狀況的一個重要指標，指出享有社保或購買了商業(yè)保險的投資者參與風險資產(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險市場的決定，但會顯著影響風險金融資產(chǎn)的投資比重，當健康狀況不佳時，投資者對風險資產(chǎn)投資的比重會降低。

(二)行為金融變量的解釋

隨著行為金融的發(fā)展，越來越多的學者開始從行為金融角度，如風險態(tài)度、社會互動等探討其對家庭風險金融資產(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)，居民對風險的規(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)，社會互動程度高的投資者有更多的機會與周圍的群眾交流投資經(jīng)驗及分享信息，因而參與股票投資的機率也更高；李濤(2006)[15]基于廣東省的調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，社會互動推動了投資者的股市參與；李濤和郭杰(2009)[16]研究發(fā)現(xiàn)，由于社會互動可不同程度地影響居民對風險的主觀感受程度，因而風險態(tài)度對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，風險態(tài)度、社會互動都會對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)持有與家庭風險金融資產(chǎn)投資

在房產(chǎn)持有對家庭風險金融資產(chǎn)投資影響的研究上，目前也有較多的文獻積累，綜合國內(nèi)外研究成果來看，關(guān)于房產(chǎn)持有對風險金融資產(chǎn)投資的影響，學術(shù)界大致有兩種觀點：

第一種觀點認為，房產(chǎn)持有與風險金融資產(chǎn)投資兩者負相關(guān)。Yamishita(2003)[17]、Cocco(2005)[18]、Sinai和Souleles(2005)[19]，以及吳衛(wèi)星和齊天翔(2007)[2]、何興強等(2009)[6]的研究都發(fā)現(xiàn)，由于家庭中房產(chǎn)持有對風險金融資產(chǎn)投資存在“擠出效應(yīng)”，兩者呈明顯的負相關(guān)。

另一種觀點則認為，房產(chǎn)持有與風險金融資產(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)會增加其風險金融資產(chǎn)的投資比例，因為擁有房產(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行風險金融資產(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)對不確定性的能力更強，因此風險金融資產(chǎn)的投資比重也相對較高。王聰和田存志(2012)[9]動態(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，國外文獻尤其是以美國為對象的研究結(jié)果與擠出效應(yīng)較為吻合，而對中國市場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)，對此議題進行分析。 因為當前文獻中有關(guān)房產(chǎn)持有與風險資產(chǎn)投資的關(guān)系有正(財富效應(yīng))有負(擠出效應(yīng))，我們猜測二者之間可能存在非線性的相關(guān)關(guān)系，因此我們通過對風險金融資產(chǎn)投資進行分段設(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年對我國除西藏、新疆、內(nèi)蒙古和港澳臺地區(qū)外的25個省、80個縣、320個社區(qū)展開金融數(shù)據(jù)調(diào)查，覆蓋面廣，共收集了8438個家庭關(guān)于家庭收入財富狀況、資產(chǎn)負債狀況、風險金融資產(chǎn)投資狀況、社會保障與保險、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險金融資產(chǎn)投資的影響因素提供了有力的數(shù)據(jù)支持。

(二)計量模型的設(shè)定

在對家庭風險金融資產(chǎn)投資的影響因素進行實證研究時，根據(jù)風險金融資產(chǎn)投資額占家庭總資產(chǎn)比例的數(shù)據(jù)特征，我們將風險金融資產(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)置四個虛擬變量risk_0、risk_1、risk_5、risk_10，按如下模型對其進行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是隨機誤差項。

(三)變量描述

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

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

社會互動水平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)?shù)來衡量；

家庭財富水平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數(shù)來衡量；

健康狀況health(Berkowitz和Qiu，2006)[11]，使用家庭是否享有社保或購買商業(yè)保險的虛擬變量來衡量，當居民享有社保或購買商業(yè)保險時賦值為“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”受教育時間為16年，“大專”為14年，“中專-高中”為12年，“初中”為9年，“小學”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)計性描述

從表2回歸變量的統(tǒng)計分析結(jié)果可以看出：有88.7%左右的家庭持有風險金融資產(chǎn)的比例在[0%,1%)，5.08%左右的居民家庭，風險金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重在[1%,5%)之間，4.11%左右的居民家庭，風險金融資產(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險金融資產(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；居民家庭風險態(tài)度的均值是3.847，居于高風險、高回報和不愿冒任何風險的賦值之間，整體來說，居民家庭屬于風險中性型；社會互動支出的均值在5左右；家庭收入對數(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保或購買商業(yè)保險，這可能是家庭風險金融資產(chǎn)投資比例較低的一個重要原因，也是制約資本市場發(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重，可以進行多元回歸分析。

四 實證結(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risk_0、risk_1、risk_5、risk_10與各解釋變量進行回歸分析，回歸結(jié)果如表4所示。

表4 全樣本的實證回歸結(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：***、**、*分別表示檢驗統(tǒng)計量在1%、5%、10%的水平上統(tǒng)計顯著，括號內(nèi)為Z檢驗值，下同。

表4是具體的實證測試結(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。說明當家庭風險金融資產(chǎn)投資比例處于[0%,1%)時，房產(chǎn)持有與風險金融資產(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，家庭風險金融資產(chǎn)的投資比例處于[1%,5%)時，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)顯著為負數(shù)，第(2)列在加入控制變量后結(jié)果仍然顯著，說明當家庭風險金融資產(chǎn)投資處于[5%,10%)時，房產(chǎn)持有與風險金融資產(chǎn)投資兩者負相關(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，第(2)列在加入控制變量后結(jié)果仍然顯著，即當家庭風險金融資產(chǎn)投資處于[10%,1)時，房產(chǎn)持有與風險金融資產(chǎn)投資仍負相關(guān)。由以上回歸結(jié)果可以看出：房產(chǎn)持有對家庭風險金融資產(chǎn)投資的影響存在一個5%的臨界值，超過此臨界值以后，房產(chǎn)持有狀況與家庭風險金融資產(chǎn)投資的關(guān)系由正相關(guān)變?yōu)樨撓嚓P(guān)，并且這種關(guān)系有一個從顯著到不顯著再到顯著逐漸變化的過程。

由實證結(jié)果我們還可以發(fā)現(xiàn)，風險態(tài)度與居民家庭風險金融資產(chǎn)投資顯著負相關(guān)，即居民風險規(guī)避程度越高的投資者，風險金融資產(chǎn)的投資比例越低；社會互動、家庭財富水平、健康狀況、家庭投資決策者的年齡、受教育水平都與家庭風險金融資產(chǎn)投資比例正相關(guān)；性別對家庭風險金融資產(chǎn)投資的影響不穩(wěn)定；投資決策者的婚姻狀況對家庭風險金融資產(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險金融資產(chǎn)投資的比例更高，這與我們的直觀認識一致。

(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)濟體制，城市家庭與農(nóng)村家庭的風險資本市場投資會有較明顯的差別。因此，有必要對城鎮(zhèn)家庭樣本單獨進行實證回歸，回歸結(jié)果如下表：

表5 城市居民家庭子樣本的實證回歸結(jié)果

由表5可以發(fā)現(xiàn)，對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)持有對風險金融資產(chǎn)投資的影響也存在一個5%的臨界值，在5%以下兩者正相關(guān)，超過5%后兩者負相關(guān)，這與我們對整體樣本回歸的測試結(jié)果一致，在一定程度上證實了上述實證結(jié)果的準確性。在控制變量方面，風險態(tài)度、家庭收入、健康狀況、年齡、受教育程度、婚姻狀況與風險金融資產(chǎn)投資關(guān)系的相關(guān)性、顯著性都與整體樣本相一致，而在對城市樣本的回歸結(jié)果中我們發(fā)現(xiàn)社會互動對城市家庭風險金融資產(chǎn)投資的影響不顯著，這與整體樣本回歸的結(jié)果不一致，進一步說明這一因素的影響具有不確定性。

(三)穩(wěn)健性測試結(jié)果

為進行穩(wěn)健性測試，本文將風險金融資產(chǎn)的范圍限定在股票這一種資產(chǎn)上，對房產(chǎn)持有狀況與股票資產(chǎn)投資進行回歸測試。由于我國目前資本市場的不完善，大部分投資者對風險金融資產(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)代替風險金融資產(chǎn)與房產(chǎn)持有狀況進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)持有狀況對風險金融資產(chǎn)投資的影響是非線性的，風險金融資產(chǎn)的投資比例存在一個5%的臨界值，在臨界值以下兩者正相關(guān)，存在“財富效應(yīng)”；超過臨界值后隨著房產(chǎn)持有比例的提高，在家庭財富總量固定的限制條件下家庭的房產(chǎn)投資會對風險金融資產(chǎn)的投資產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，兩者的關(guān)系變?yōu)樨撓嚓P(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)持有角度對居民家庭風險金融資產(chǎn)投資的影響因素進行了實證研究。結(jié)果表明，房產(chǎn)持有對家庭風險金融資產(chǎn)投資的影響存在一個5%的臨界值，當風險金融資產(chǎn)的投資比例低于5%時，兩者正相關(guān)，而高于5%時，房產(chǎn)投資的“擠出效應(yīng)”占主導(dǎo)，二者顯著負相關(guān)；風險偏好型的家庭投資決策者參與風險資產(chǎn)投資的比重更高；另外，家庭風險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、家庭財富、社會互動水平正相關(guān)。

2011年我國政府出臺了一系列主要針對一、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樓市的投資熱情。從全國來看，2011年房地產(chǎn)市場增速放緩，但仍然呈價量齊升的態(tài)勢，并且這種態(tài)勢主要集中在三、四線城市，三、四線城市的銷售面積同比增長了12.6%，房價漲幅11.8%*數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。。而2011年也是我國資本市場的熊市，全年滬指跌幅達21.68%，居全球主要股指跌幅榜第二*數(shù)據(jù)來源于新浪財經(jīng)網(wǎng)。。這在某種程度上與本文的實證結(jié)果一致：投資者對房產(chǎn)的投資在一定程度上制約了其對風險金融資產(chǎn)的投資。

本文的實證結(jié)果有較強的政策啟示作用。鑒于目前國內(nèi)資本市場有限參與的現(xiàn)象，由于房產(chǎn)持有狀況會顯著影響居民風險金融資產(chǎn)的投資情況，因此相關(guān)部門應(yīng)加強在全國范圍內(nèi)調(diào)控樓市、整頓房地產(chǎn)市場的力度，若能將房價控制在合理范圍之內(nèi)，將對促進我國資本市場發(fā)展有重要意義。由于居民的健康狀況也會顯著影響其參與風險金融資產(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，從而降低居民未來的醫(yī)療風險支出以減少其參與資本市場的后顧之憂。同時，由于受教育程度與風險金融資產(chǎn)投資正相關(guān)，要促進居民家庭參與股票等風險金融資產(chǎn)投資，應(yīng)加強投資者教育以培養(yǎng)和提高投資者金融方面的知識和技能，使其有能力對投資信息進行相關(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)對家庭風險金融資產(chǎn)投資的影響因素進行實證回歸分析，不能動態(tài)考察居民家庭風險金融資產(chǎn)投資的影響因素。同時，由于該數(shù)據(jù)庫沒有直接給出居民家庭總資產(chǎn)、風險金融資產(chǎn)總投資、家庭總收入這些數(shù)據(jù)，因此，本文對這些數(shù)據(jù)的采集主要通過對已有的數(shù)據(jù)加總獲得，在加總過程中可能會出現(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)持有視角下家庭風險金融資產(chǎn)投資影響因素分析——基于CHFS數(shù)據(jù)的實證研究[J].產(chǎn)經(jīng)評論,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，暨南大學經(jīng)濟學院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向為公司金融；魏樂樂，暨南大學經(jīng)濟學院金融系碩士研究生，研究方向為公司金融；周麗燕，暨南大學經(jīng)濟學院金融系碩士研究生，研究方向為公司金融、文化金融。

F202

A

1674-8298(2015)02-0137 -11

[責任編輯：余 英]

10.14007/j.cnki.cjpl.2015.02.013