戶籍屬性、住房擁有與家庭金融資產選擇

紀祥裕 盧萬青

（廣東外語外貿大學金融學院，廣東 廣州 510006）

戶籍屬性、住房擁有與家庭金融資產選擇

紀祥裕 盧萬青

（廣東外語外貿大學金融學院，廣東 廣州 510006）

本文采用2011年中國家庭金融調查數據（CHFS），分析了戶籍屬性與住房擁有對家庭金融資產選擇的影響。研究表明：擁有本地戶籍顯著提高了家庭擁有住房率，并且對家庭參與風險資產市場的可能性和風險資產比重產生顯著正向影響。這一結果在控制了家庭經濟條件、人口學特征和投資風險態度等因素后仍然穩健。住房擁有對家庭風險資產市場參與、參與程度產生正效應，但是統計上不顯著。進一步探討戶籍地位的城鄉差異效應后發現，農業戶籍地位會顯著降低家庭風險資產的投資傾向。

戶籍屬性；住房擁有；家庭金融；風險資產

一、引言

隨著中國金融市場化的推進，中國家庭投資組合呈現多樣化的趨勢，越來越多的家庭參與股票市場、債券市場等金融市場。然而，根據中國家庭金融調查數據顯示（甘犁等，2012），中國家庭金融市場仍存在風險資產市場參與率和風險資產比重均偏低等問題。研究家庭如何配置金融資產具有現實意義：一方面有助于驗證經典投資理論在中國的應用；另一方面為資本與金融市場開發新產品提供借鑒，促進金融體系改革與市場效率的提高（吳衛星等，2011）。

近年來，關于中國居民資產選擇的調查數據日漸豐富與完善，學者基于此對家庭金融資產選擇的影響因素進行了大量研究并指出，諸如家庭收入、家庭規模、受教育程度、戶主年齡、信貸約束狀況以及風險態度等均為家庭金融資產選擇的影響因素。然而，國內文獻大多忽略了戶籍屬性與住房擁有對家庭金融資產選擇的影響，將戶籍屬性、住房擁有與家庭金融資產配置納入同一理論框架的文獻更是有限。

戶籍制度是一項包含公民基本信息的法律制度，仍是目前我國大部分公民就業、教育和社會保障等權益的重要保障。隨著經濟社會的發展，作為生產要素之一的勞動力在區域間加劇流動，越來越多的居民到非戶籍所在地工作并長期居留。然而，擁有本地戶籍是享有本地公共服務與社會保障的前提，非本地戶籍居民在勞動力市場更容易受到“歧視”。戶籍地位差異帶來的不平等造成了本地戶籍居民與非本地戶籍居民間的社會分割（汪匯等，2009）。這種社會分割與“歧視”會否給家庭金融資產配置情況帶來變化呢？

另一個需要重視的問題是家庭擁有住房對于家庭金融資產選擇的影響。安居樂業是中國傳統文化之一，擁有住房是大多數中國家庭的意愿。一方面，沒有住房的家庭，特別是年輕家庭往往通過住房貸款才能獲得住房。風險承受能力偏低可能導致這部分家庭不參與風險資產市場，即住房對家庭投資風險資產行為產生了擠出效應。另一方面，擁有住房的家庭往往收入水平更高，能同時承擔參與風險資產市場與房產市場的成本，即財富效應比擠出效應占優。本文關心的問題是，利用中國家庭微觀調查數據進行分析，驗證國外傳統文獻相關結論是否在中國適用。

本文強調中國轉型期結構因素對于居民家庭金融資產選擇行為的影響。更具體地說，我們關注于不同戶籍地位與是否擁有住房所導致的家庭金融資產選擇異質性。本文利用中國家庭金融調查數據（CHFS）的實證分析，能一定程度上為這一領域提供新的經驗證據。

二、文獻綜述

（一）研究戶籍屬性與住房擁有、家庭金融資產選擇的文獻大都關注經濟、社會和個人特征因素

所謂經濟因素，一般包括家庭收入、收入不確定性和信貸約束。也有不少學者關注家庭規模、婚姻狀況、地區差異等因素對于家庭金融資產選擇的影響，這給后續研究提供了借鑒。然而，據我們所知，從戶籍屬性層面與住房擁有角度研究家庭金融資產配置行為的文獻并不多。現階段中國處于“三期疊加”的轉型時期，戶籍制度改革尚未成功，轉型期和戶籍制度約束下家庭收入不確定性上升，社會保障體系不完善均有可能對非本地戶籍家庭金融資產投資產生負向的影響。

《中華人民共和國戶口登記條例》實施以來，戶籍管理逐漸與住房、教育、就業和社會保障等公民權益相掛鉤（Zhu，2003）。戶籍制度的存在對于家庭生活質量、收入水平與投資決策都產生了重要的影響。在1998年房改后，住房屬性由員工福利轉為商品屬性，住房市場基本實現供給市場化。然而保障性住房的出現與始于2010年全國46個主要城市實施的限購令成為兩個例外，不難發現兩項政策的最大共同點就是對非本地戶籍家庭擁有房產的限制。當然，戶籍地位對家庭擁有房產的影響絕不限于此，戶籍制度給本地戶籍家庭與非本地戶籍家庭之間帶來的不平等與社會分割，往往起著更長久與深刻的作用。同時，我們相信，這種不平等與社會分割也會影響家庭金融資產投資決策。

居民能否享受到當地公共服務和社會保障，一般取決于家庭是否擁有本地戶籍。非本地戶籍人口較難享受到當地的城鎮居民社會保障體系，以及保障性住房、住房公積金等本地戶籍居民享受的政策。一定程度上，本地戶籍家庭更傾向于擁有住房。社會保障體系能夠減少家庭受到的不確定性沖擊，從而家庭愿意減少預防性儲蓄、提高風險資產的投資。

在勞動力市場上，非本地戶籍居民也易受到兩類“歧視”：一類為“工資歧視”，即出現與本地戶籍勞動力相比“同工不同酬”的現象（Song，2014）。另一類為“雇傭歧視”，即在相同勞動生產率的情況下，本地戶籍居民更傾向于獲得同一份工作的機會。“工資歧視”較容易被觀測到，并在個人可支配收入中有所反映。“雇傭歧視”則難以被觀測，而且更具有意義。因為容易被收入更為穩定、福利待遇更好的企業所拒絕，非本地戶籍家庭面臨著更高的收入風險與未來的不確定性。較低的收入使得家庭無法承擔購房成本，從而無法擁有住房。同時，較低的風險承受能力使得家庭的風險資產投資傾向降低。

不同戶籍地位還可以通過社會網絡影響家庭金融資產選擇。中國人歷來重視“社會關系”，處于同一社會網絡的居民擁有信息優勢，從而更容易獲得融資，同時受到監督而不敢輕易違約（馬光榮等，2011；曹揚，2015）。社會網絡降低了居民的投資信息成本，同時處于社會網絡中的居民也會受到其他內部成員投資決策的影響，使其更傾向于持有風險資產。非本地戶籍居民由于語言不通、生活習俗不相近等原因，容易受到本地人不友好的對待（蔡昉等，2001；陳釗和陸銘，2008），無法融入當地的社會網絡之中。加之可能受到的政策性歧視，非本地戶籍居民會降低對當地的社會信任與公共信任（汪匯等，2011），從而更加惡化了社會網絡。

戶籍制度也是影響中國居民人力資本的重要因素。大多數居民在接受高等教育之前規定于戶籍所在地附近上學，跨市、跨省擇校則需付出較高的成本。然而中國教育資源分配不均問題十分嚴重。一般來說，非本地戶籍家庭大多來自教育水平落后的農村地區，居留地大多是經濟發展水平更高、教育資源更好的城鎮。Wu和Trieman（2004）發現，在既定條件下，在14歲時擁有本地戶籍的人比在14歲時沒有本地戶籍的人在教育年限上多半年。風險市場存在著固定信息成本。在既定條件下，隨著受教育程度的提高，家庭更有能力獲取并處理信息，積累金融知識與理解金融系統復雜性，從而更有可能持有風險資產。

通過上述分析，我們認為戶籍地位對于家庭就業、社會保障、社會網絡和人力資本具有重大的意義，從而可能會對家庭的投資決策產生重要的影響。

（二）住房擁有與家庭金融資產選擇

房產在中國家庭資產中占有相當大的比重，而且房產兼具投資與消費雙重功能，對于大多數中國家庭的重要性不言而喻。

Cooco（2004）發現，住房使得家庭，特別是年輕家庭更少地持有風險資產。Kullman和Siegel（2003）通過行為金融學分析理性人的心理賬戶認為，當一種資產占據家庭大部分財富時，其他資產所獲得的家庭投入就會相應減少。Chetty和Szeidi（2012）發現，當把房產加入家庭資產配置決策中，會極大地影響家庭的資產選擇行為，并且資產組合之間的比例也會發生變化。

不難發現，國外研究成果大多認為住房對家庭金融資產配置產生了擠出效應。與歐美發達國家相比，國內房地產市場起步較晚，金融體系仍不完善，國外傳統文獻的相關結論在中國是否適用，在財富效應與擠出效應二者之間，哪個起著主導作用呢？目前國內缺乏相關研究成果。

三、研究設計

（一）數據與變量說明

本部分和下文將根據戶籍屬性、住房擁有與家庭金融資產選擇的理論機制進行經驗研究。本文所用數據來源于2011年中國家庭金融調查數據（CHFS），其分布于全國25個省（市、自治區）的80個縣中的320個村（居）委會，共由8438個家庭的抽樣調查數據匯總而成，涉及中國家庭資產負債狀況和經濟決策的微觀層面信息，具有很強的代表性。

本文主要目標是分析家庭金融資產配置狀況，被解釋變量用指標“股票參與”、“股票資產比重”、“風險資產參與”和“風險資產比重”來表示。“股票參與”由家庭是否擁有股票的虛擬變量表示，反映了家庭參與股票市場的可能性（Hong等，2004）。當家庭持有股票則賦值為1，否則取0。“股票資產比重”衡量股票資產占家庭金融資產比重，反映了家庭參與股票市場的程度（Guiso等，2002）。居民家庭仍可能持有除股票外的風險資產，如債券、基金、金融衍生品、理財產品、黃金以及非人民幣資產等，與家庭股市參與指標類似，“風險資產參與”由家庭是否擁有風險資產的虛擬變量表示，當家庭持有風險資產時賦值為1，否則取0。“風險資產比重”衡量家庭金融資產中風險資產所占比重，反映家庭參與風險資產市場的程度。

解釋變量方面，戶籍屬性變量由家庭是否持有本地戶籍的虛擬變量表示。當家庭持有本地戶籍則賦值為1，否則取0；住房擁有變量由家庭是否擁有住房的虛擬變量表示，當家庭擁有住房賦值為1，否則取0。

根據家庭投資決策的收入效應、生命周期、人力資本等傳統理論，本文引入以下控制變量：

家庭收入。更高的家庭收入意味著居民更有能力進行金融消費和享受金融服務，因此可能與風險資產市場參與正相關（Guiso等，2002；Devlin等，2005）。在實證分析中采用對數形式。

受教育程度。已有研究認為，教育程度的提高有助于居民以更低的成本參與風險資產市場（Rosen和Wu，2004），本文參考尹志超等（2014）的做法，以教育年限 作為受教育程度的代理指標。

戶主年齡。已有研究發現，年齡對家庭參與股票市場、持有股票比重均呈“倒U形”效應（Shum和Faig，2006）。本文參考王聰等（2015）的做法，引入戶主年齡、年齡二次項以捕獲年齡與風險資產投資之間可能存在的非線性關系。

風險態度。一般而言，風險偏好的家庭有更高的風險資產投資傾向，而風險厭惡的家庭傾向于持有低風險資產。本文參考段軍山和崔蒙雪（2016）的做法，以風險中性為參照組，引入風險偏好和風險厭惡兩個虛擬變量衡量家庭風險態度②。

信貸約束。已有研究發現，信貸約束會對家庭風險資產需求產生負效應（Guiso等，1996）。參考段軍山和崔蒙雪（2016）的做法，引入“信貸約束”虛擬變量以衡量家庭信貸約束狀況③。

另外，本文還控制了戶主的健康狀況、性別、婚姻狀況、家庭規模以及家庭是否自營工商業。健康水平變量中，健康處于好或非常好時賦值為1，否則為0；戶主性別變量中，男性賦值為1，女性為0；戶主婚姻狀況變量中，已婚賦值為1，否則為0；家庭規模變量以家庭總人口數衡量；已有文獻發現，自營工商業具有較高的商業風險，會對家庭金融資產選擇產生擠出效應（尹志超等，2014），家庭有自營工商業則賦值為1，沒有則為0。

在回歸前對數據進行預處理：首先剔除掉戶主年齡不在16—90周歲范圍內的家庭樣本，其次刪除存在關鍵變量數據缺失或明顯異常的家庭樣本。

（二）實證模型

在考察戶籍屬性、住房擁有對家庭是否參與股市與風險資產市場的影響時，由于因變量“是否持有股票”和“是否持有風險資產”為虛擬變量，我們采用概率單位回歸模型進行估計（Probit模型）。具體地說，簡化實證模型如下：

決定的潛變量或無法觀測變量。同時有：

其中，y1i為可觀察到的變量，表示虛擬變量“是否持有股票”或“是否持有風險資產”；向量表示影響家庭是否持有風險資產的各種因素，包括戶籍屬性、住房擁有以及上文設定的一系列控制變量組合；εi表示獨立同分布的隨機誤差項。

當考察股票或風險資產比重的影響因素時，由于只能觀測到風險資產占金融資產比重為正的家庭，對于投資組合中并沒有風險資產的家庭，觀測值為0，即數據被截取了，因此我們使用Tobit模型進行回歸。簡化實證模型如下：

其中y2i表示變量“股票資產比重”或“風險資產比重”；向量表示影響家庭持有風險資產比重的各種因素，包括上文設定的核心解釋變量以及一系列控制變量。

（三）描述性統計

表1給出了各變量的描述性統計。可以看出，中國家庭金融市場存在風險資產市場參與率低和風險資產比重偏低的現象。股票市場參與率與風險資產市場參與率分別為0.088和0.115，處于較低水平。股票資產占比和風險資產占比分別為0.042和0.060，參與程度不高。相比而言，歐美國家居民在風險資產市場的表現更為活躍。美國與英國的股票資產占金融財富比重分別達到71.6%和56.7%④。

本市戶籍家庭占所有樣本家庭比重為0.926，90.8%的樣本家庭擁有住房。59.7%左右的家庭風險態度為風險厭惡，多數家庭不愿意“冒險”。12.9%左右的家庭因為被拒絕辦理信用卡或者擔心被拒絕而不申請信用卡，受到信貸約束。約有13.3%的家庭自營工商業，45.3%左右的戶主認為自身健康狀況為好或非常好。

表1：變量的描述性統計

四、實證分析

上文理論分析了戶籍屬性可能對家庭住房與金融資產決策產生的影響，也分析了家庭金融資產投資中可能存在的住房效應。在實證部分，首先對家庭住房擁有率的影響因素使用Probit模型進行實證分析，以驗證戶籍地位是否為家庭住房擁有率的顯著影響因素。然后，使用Probit模型和Tobit模型分析戶籍屬性與住房擁有是否對家庭風險資產投資決策產生顯著影響。最后，對實證結果進行穩健性檢驗。

（一）家庭住房擁有率的影響因素分析

我們首先分析戶籍屬性是否為家庭住房擁有的顯著影響因素。這部分中，因變量為“家庭是否擁有住房”虛擬變量，故我們采用Probit模型進行回歸。模型設定與式（1）和式（2）類似，此處不再贅述。值得注意的是，不同地區可能存在不盡一致的戶籍制度，同時居民也可能通過高學歷“積分落戶”或者與當地人結婚進而持有當地戶籍，以上因素可能對于戶籍屬性對家庭住房擁有率的解釋力度帶來干擾，因此本文在家庭住房擁有率的決定方程中逐步控制地區差異、受教育程度與婚姻狀況這三個變量。回歸結果如表2所示。

表2表明，在逐步控制了地區效應、戶主受教育程度和婚姻狀況變量后，所有模型中“本市戶籍”的回歸系數均在1%的顯著性水平下顯著。由第（4）列結果可以看出，若持有本市戶籍，則家庭擁有住房的概率將提高0.0855，這表明本地戶籍屬性對家庭擁有住房產生了正效應，與預期理論一致。與非本市戶籍居民相比，本市戶籍居民擁有更多的就業機會，享受當地社會保險與公積金等福利待遇，享有更優惠的購房按揭比率，本市戶籍屬性鼓勵著家庭購買住房。對于有子女在當地上學的非本市戶籍家庭而言，擁有住房概率將可能更低。非本市戶籍地位使得這部分家庭在擇校費、寄讀費等教育費用上花費甚多，更是降低了其對高昂購房成本的承受能力。另外，還可能存在一種解釋就是，非本市戶籍家庭具有更強的流動意愿或者回鄉傾向，因而擁有更低的購房意愿（張路等，2016）。

表2：家庭住房擁有率的影響因素分析：Probit模型回歸

在控制變量方面，我們發現：信貸約束對家庭住房擁有具有顯著的負向影響，這與段軍山和崔蒙雪（2016）的研究結論一致。面臨信貸約束的家庭可能無法得到金融機構的住房按揭貸款，從而降低了購房意愿與能力。家庭規模對家庭住房擁有具有顯著正效應，這與張路等（2016）的研究結論一致。其他人口特征學方面，戶主年齡和戶主男性均提高了家庭擁有住房的傾向，而戶主受教育程度與婚姻狀況并不顯著。

（二）家庭金融資產選擇的影響因素分析

本部分的目標是考察戶籍屬性與住房擁有是否為家庭風險資產投資決策的穩定影響因素。首先采用Probit模型對家庭是否持有股票和風險資產的影響因素進行分析，結果由表3的第（1）、（2）列給出。然后采用Tobit模型對股票資產比重和風險資產比重的影響因素進行分析，結果由表3的第（3）、（4）列給出。

在表3的所有模型中，“本市戶籍”變量的回歸系數均顯著為正，這表明本地戶籍家庭更傾向于參與股票和風險資產市場以及持有更高的股票和風險資產比重。與本地戶籍居民相比，非本地戶籍居民只享有當地部分社會保障等福利待遇，未來不確定性沖擊可能更大，因而他們擁有更強的預防性動機，不傾向于投資股票等風險資產。再者，戶籍地位差異導致的“雇傭歧視”與“工資歧視”使得非本地戶籍居民工作機會相對減少。當居民面臨的收入風險提高時，會減少對風險資產的需求（Guiso等，1996）。還存在一種可能的解釋是，社會網絡通過內部融資、信息共享等途徑有助于降低處于關系網中居民的投資成本（王聰等，2015；曹揚，2015），與本地戶籍居民相比，非本地戶籍居民因為語言、生活習俗等原因較難融入當地社會網絡，這降低了他們對風險資產的投資傾向。

在表3所有模型中，住房擁有變量的回歸系數均為正，但并不顯著。一方面，住房不可分割、交易成本高等特點，使得房產占據家庭投資組合中相當大比重。加之家庭若是通過住房貸款途徑獲得住房，在進行投資決策時必然考慮償債能力，因而住房會對股票等風險資產投資產生擠出效應（Flavin和Yamashita，2000；吳衛星和齊天翔，2007）。另一方面，房產是居民投資金融產品時理想的抵押品（Cardak和Wilkins，2009），對風險資產有很強的風險分散作用。若家庭擁有住房且無房貸負債壓力，則更有可能參與風險資產市場和持有更大風險資產比重，即財富效應對擠出效應占優。從統計角度與事實層面出發，我們并沒有足夠證據說明住房擁有與家庭參與風險資產市場以及參與程度有著穩定的正向關系。

在控制變量方面，我們發現了一些與傳統解釋相一致的經驗結果：高收入水平家庭，股票和風險資產參與概率及參與程度均高于低收入水平的家庭（Guiso等，1996）。與風險厭惡的家庭相比，風險偏好家庭擁有更高的風險資產投資傾向。戶主年齡對家庭參與風險資產市場及參與程度均呈“倒U形”效應，這與Shum和Faig（2006）、王聰等（2015）的研究結論一致。另外，家庭規模抑制了家庭參與風險資產市場及參與程度，而受教育程度顯著提高了家庭風險資產投資傾向（Campbell，2006）。

（三）穩健性檢驗

表3：家庭風險資產投資決策的Probit和Tobit模型回歸結果

表4：家庭風險資產決策的Probit和Tobit模型回歸結果（剔除金融從業家庭）

為了檢驗家庭金融資產決策回歸結果的穩健性，我們首先剔除了家庭中有從事金融行業的樣本進行再估計。一般而言，金融從業者擁有較為豐富的金融知識，對金融系統的運作方式也更為了解。從事金融業能降低家庭參與股市與風險資產市場的固有信息成本，也有助于提高風險資產在家庭金融資產中的比重。未剔除金融從業家庭可能會高估戶籍屬性與住房擁有對家庭金融資產選擇的邊際影響。表4為剔除金融從業家庭樣本后使用Probit和Tobit模型的回歸結果。

由表4所有模型結果可得，“本市戶籍”系數均顯著為正，“住房擁有”系數為正，但統計上不顯著，表明表3的結果是較為穩健的。同時我們發現，本市戶籍屬性的邊際影響均略有下降，與理論預期相一致。

本文還進行了以下嘗試：首先，為了檢驗模型設定的穩健性，我們通過對控制變量進行增補或剔除，以進行敏感性分析，回歸結果并未對本文結論產生實質性的改變；其次，以人均收入代替家庭總收入以衡量家庭收入水平，對受教育程度和年齡采用虛擬變量賦值，這些嘗試的結果均表明本文的經驗結論是穩健的⑤。

五、戶籍效應的進一步分析：城鄉差異

前面的分析表明，家庭風險資產投資的戶籍地位效應明顯存在。除了城市與非本城市的差異之外，現階段中國還存在著城鄉戶籍差異。在同一城市中，城鄉戶籍差異也可能會對家庭金融資產投資決策產生影響。

戶籍屬性是居民進入農村保障體系還是城鎮保障體系的決定因素之一。政府的民生保障支出具有城鎮傾向，農村居民的社會保障往往無法得到重視（宗慶慶等，2015）。城鎮居民與農村居民社會保障水平的差異，以及帶來的未來不確定性差異，使得農村家庭傾向于增加預防性儲蓄，這會抑制家庭風險的資產投資傾向。再者，現階段中國教育資源分配不均衡，優質教育資源更多集中在城市，而農村教育資源則相對匱乏（張浩等，2014），導致了城鄉居民受教育程度的差異。如果農村家庭為孩子尋求擁有優質資源的學校，則必須付出擇校費、寄讀費等巨大成本，這將阻礙農村家庭進行風險資產投資。另外值得注意的是，城鄉社會網絡存在著天然的區別。農業戶籍家庭處于農村社會網絡中，他們更傾向于參與非正規金融市場（曹揚，2015），而風險資產市場參與規模較小。

為了考察城鄉戶籍差異是否為家庭參與風險資產市場以及參與程度的顯著影響因素，本文分別采用Probit模型和Tobit模型進行實證分析，模型設定與式（1）—（4）類似。所有變量中，與上文的唯一區別為，戶籍屬性用“是否為本市農業戶籍”虛擬變量表示，若家庭擁有本市農業戶籍則賦值為1，擁有本市城鎮戶籍則賦值為0。

由表5所有模型結果可以看出，“本市農業戶籍”回歸系數均在1%的顯著性水平下顯著為負，這表明，農業戶籍地位會對家庭參與風險資產市場以及參與程度產生負效應，這與理論預期一致。農業戶籍地位導致家庭可能受到更大的未來不確定性沖擊，面臨更大的收入風險。同時，因農業戶籍屬性影響的受教育程度將有礙居民金融知識的學習積累，農村社會網絡更傾向于民間借貸的信息共享，這些均會降低農業戶籍家庭風險資產的投資傾向。

表5：城鄉戶籍屬性效應的Probit和Tobit模型回歸

六、結論與啟示

本文利用中國家庭金融調查數據（CHFS）研究了戶籍屬性、住房擁有與家庭金融資產選擇的關系，主要結論如下：本地戶籍屬性顯著提高了家庭住房擁有率；戶籍屬性是影響家庭金融資產投資決策的重要因素，本地戶籍地位能顯著地促進家庭參與股市與風險資產市場，同時帶動家庭持有更大股票資產比重和風險資產比重，且結論是穩健的。住房擁有對家庭風險資產參與和參與程度均產生正向影響，但統計上均不顯著。進一步對同一城市內城鄉戶籍地位效應分析發現，農業戶籍屬性會顯著降低家庭對風險金融資產的投資傾向。

中國金融市場的發展離不開個體或家庭的參與，而家庭金融資產投資決策與現行戶籍制度具有重要聯系。因此，解決戶籍地位差異帶來的一系列不平等問題，有利于居民家庭，特別是非本地戶籍家庭與農業戶籍家庭廣泛參與金融消費與風險資產投資，這對于推動中國金融市場健康發展具有重大意義。

注：

①問卷中受教育程度選項分別為：沒上過學、小學、初中、高中、中專、大專、大學本科、碩士研究生和博士研究生，將其依次折算為0、6、9、12、13、15、16、19、22。

②CHFS問卷：“如果您有一筆資產，將選擇哪種投資項目？1.高風險，高回報項目；2.略高風險，略高回報項目；3.平均風險，平均回報項目；4.略低風險，略低回報項目；5.不愿意承擔任何風險。”根據已有文獻做法，將選項1和2界定為風險偏好，將選項4和5界定為風險厭惡，以選項3界定的風險中性為參照組，引入風險偏好和風險厭惡兩個虛擬變量。

③在CHFS問卷：“為什么沒有信用卡?1.喜歡現金消費；2.不了解信用卡；3.沒有還款能力；4.愿意使用，但申請被拒；5.其他。”將選項3和4界定為家庭存在信貸約束，賦值為1；若出現其他選項，或者在問題：“您家有信用卡嗎?（未激活的信用卡不包括在內）1.有；2.沒有”中選1的，則該家庭不存在信貸約束，賦值為0。

④數據來源：2007年美國消費者金融調查（SCF）；2007年英國FRS數據庫。

⑤限于篇幅，以上穩健性檢驗結果未予給出，備索。

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Hukou Status，Housing Ownership and Household Financial Portfolio Choice

Ji Xiangyu Lu Wanqing
（School of Economics and Finance，Guangdong University of Foreign Studies，Guangdong Guangzhou 510006）

In this paper，the 2011 China Household Financial Survey Data（CHFS）is used to analyze the impact of Hukou status and housing ownership on household financial portfolio choice.Studies have shown that having local Hukou significantly increases household ownership and has a significant positive impact on the likelihood of family participation in risky asset markets and the proportion of risk assets.This result is still robust after controlling factors such as family economic conditions，demographic characteristics and investment risk attitudes.Housing ownership has a positive effect on the participation and participation of household risk assets，but it is not statistically significant.And after further exploration about the difference between urban and rural status of Hukou，the paper found that the status of agricultural Hukou will significantly reduce the investment tendency of household risk assets.This shows that the inequality caused by Hukou needs to be solved，the role of non-local Hukou households and agricultural hukou households in stimulating financial consumption remains to be improved.

hukou status，housing ownership，household financial，risky assets

F832.48

A

1674-2265（2017）09-0010-08

2017-06-27

教育部重大課題攻關項目“培育我國國際競爭新優勢、建設貿易強國的戰略路徑研究”（項目編號：16JZD018）；廣東外語外貿大學粵商研究中心粵商研究專項經費項目“全球價值鏈與廣東產業轉型研究”（項目編號：218-61020012）；廣東大學生科技創新培育專項基金項目“地區金融發展與產業結構高級化、合理化”（項目編號：PDJH2017B0185）；廣東外語外貿大學研究生科研創新項目“城市房價與金融發展對產業結構升級影響的實證研究”（項目編號：17GWCXXM-18）。

紀祥裕，男，廣東普寧人，廣東外語外貿大學金融學院，研究方向為家庭金融與投資學；盧萬青，男，廣東韶關人，廣東外語外貿大學金融學院教授，研究方向為國際金融與投資學。

（責任編輯 耿 欣；校對 SJ，GX）