邢　芳,李偉軍

(安徽工業(yè)大學(xué) a.商學(xué)院;b. 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,安徽 馬鞍山 243000)

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經(jīng)濟(jì)管理研究

預(yù)期、風(fēng)險態(tài)度與居民資產(chǎn)配置的有限參與
——來自30個大中城市房地產(chǎn)市場調(diào)查

邢芳a,李偉軍b

(安徽工業(yè)大學(xué) a.商學(xué)院;b. 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,安徽 馬鞍山 243000)

[摘要]資產(chǎn)配置的有限參與是世界普遍現(xiàn)象,也是導(dǎo)致金融市場羊群行為的重要原因?；贑RRA模型,從行為金融理論出發(fā),分別討論了預(yù)期和風(fēng)險態(tài)度影響有限參與的傳導(dǎo)機(jī)制。結(jié)果表明:中國30個大中城市的6 000多份調(diào)查問卷顯示,中國居民家庭資產(chǎn)配置存在有限參與特征。其中,風(fēng)險態(tài)度通過跨期替代彈性影響著有限參與的程度,而預(yù)期通過影響資產(chǎn)的方向,決定著有限參與的方向。為避免過度的有限參與,決策層應(yīng)該高度關(guān)注并引導(dǎo)市場預(yù)期,一方面通過供給側(cè)改革加大中國金融市場上的資產(chǎn)供給,消除資產(chǎn)短缺,另一方面合理地運用稅收、貨幣等宏觀政策引導(dǎo)市場預(yù)期走向,避免因羊群行為而引發(fā)的金融市場動蕩。

[關(guān)鍵詞]房地產(chǎn)預(yù)期;風(fēng)險偏好;資產(chǎn)配置;有限參與

一、引言

傳統(tǒng)投資理論認(rèn)為,理性人的投資行為應(yīng)遵循分散組合原則,即“將雞蛋裝入不同籃子里”,以實現(xiàn)風(fēng)險最優(yōu)隔離。然而一些學(xué)者調(diào)查發(fā)現(xiàn),現(xiàn)實中很多居民家庭資產(chǎn)配置卻并非如此,往往存在投資組合單一、比重過于集中的問題。這與馬克維茨的分散化投資理論[1,2]相悖,被學(xué)術(shù)界定義為資產(chǎn)配置的“有限參與”[3-6]。

實際上,資產(chǎn)配置“有限參與”在世界范圍內(nèi)廣泛存在。根據(jù)日本央行2014年的研究和統(tǒng)計部門報告,對美國、日本和歐元區(qū)等三個國家地區(qū)的比較調(diào)查表明,美國、日本和歐元區(qū)的家庭資產(chǎn)配置都呈現(xiàn)出“有限參與”特征,即并非分散化或者均勻,而是偏重于某個特定領(lǐng)域。其中,日本和歐元區(qū)國家的“有限參與”相對明顯,約70%左右的資產(chǎn)配置在現(xiàn)金、儲蓄類資產(chǎn)、保險和養(yǎng)老金儲備門類中,呈現(xiàn)典型風(fēng)險規(guī)避趨勢。相較而言,美國家庭資產(chǎn)配置門類相對多元和分散,其中對激進(jìn)類的股票配置也達(dá)到了30%水平,這可能與美國資本市場的價值型投資理念有關(guān)。綜上,世界主要發(fā)達(dá)國家和地區(qū)的居民家庭資產(chǎn)配置都在不同程度上表現(xiàn)出非分散化、非均勻化的“有限參與”趨勢,且總體具備風(fēng)險規(guī)避特征。

中國改革開放30余年來,隨著綜合國力與日俱增、居民家庭資產(chǎn)規(guī)模迅速攀升。據(jù)中國銀行業(yè)協(xié)會統(tǒng)計,截至2015年上半年,銀行業(yè)類金融機(jī)構(gòu)資管規(guī)模接近33萬億元,與GDP占比高達(dá)50%。其中國內(nèi)銀行理財規(guī)模已突破18.4萬億元,信托資產(chǎn)管理規(guī)模為14.4萬億元,此外還有大量資金沉淀在房地產(chǎn)、基金等投資渠道。實際上,近年來中國金融市場上一些主要資產(chǎn)價格泡沫與價格波動,不僅反映出居民資產(chǎn)配置中的跟風(fēng)和羊群行為偏好,也同時表現(xiàn)出非分散化、均勻化的有限參與特征。這些現(xiàn)象在房地產(chǎn)市場、股票市場上普遍存在。2000年后,中國房地產(chǎn)市場的繁榮催生出全民住房投資熱潮,一時間“限購”“搖號”“房叔”等成為熱門詞語,房地產(chǎn)的投資屬性逐步放大,進(jìn)一步引發(fā)市場泡沫化、投機(jī)化、過度投資[7]。股票市場同樣如此,2015年伊始,A股市場迎來交易井噴,伴隨著新增投資不斷涌入,短短時間內(nèi)滬市綜指從3 000點急速攀升至5 000余點,然而與歷次“非理性繁榮”景象一致,市場最終以去杠桿、擠泡沫和財富蒸發(fā)畫上句號。這些事實充分表明,現(xiàn)階段中國居民家庭的資產(chǎn)配置行為并未符合馬科維茨提出的風(fēng)險分散化原則,而是受“羊群行為”影響,在資產(chǎn)選擇和配置上表現(xiàn)出“一致性”。

本文目的在于,從預(yù)期、風(fēng)險態(tài)度等行為金融理論入手討論資產(chǎn)配置中的“有限參與”問題,通過理論模型討論導(dǎo)致居民資產(chǎn)配置有限參與的傳導(dǎo)機(jī)制,并通過微觀調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗。本文理論模型推導(dǎo)和實證研究表明:預(yù)期和風(fēng)險態(tài)度是導(dǎo)致居民資產(chǎn)配置有限參與行為的重要原因;其中,預(yù)期是導(dǎo)致居民家庭資產(chǎn)配置的外在環(huán)境,決定了資產(chǎn)配置方向,而風(fēng)險態(tài)度是影響居民家庭資產(chǎn)配置的內(nèi)在屬性,進(jìn)而決定了資產(chǎn)配置的風(fēng)險偏好特征。本文貢獻(xiàn)主要在于:將預(yù)期、風(fēng)險態(tài)度納入居民資產(chǎn)配置行為的理論分析框架,通過跨期替代彈性刻畫了居民資產(chǎn)配置的選擇、替代及其有限參與機(jī)制,并通過我國30個大中城市的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)對上述理論進(jìn)行實證檢驗。

二、文獻(xiàn)綜述

人們對家庭資產(chǎn)配置的關(guān)注由來已久[3,8-13]。Shume 和 Faig基于1992～2001年美國SCF調(diào)研數(shù)據(jù)對居民家庭參與股市展開研究,得出財富、年齡等與家庭參與股市呈正相關(guān);自主經(jīng)營企業(yè)則呈負(fù)相關(guān)[14]。Wachter 和Yogo發(fā)現(xiàn)財富正向促進(jìn)風(fēng)險資產(chǎn)的持有,與風(fēng)險厭惡負(fù)相關(guān)[15]。尹志超等研究發(fā)現(xiàn),金融知識的增加能夠提高家庭金融市場參與率,特別是提高高風(fēng)險資產(chǎn)比如股票的投資比例[16]。Hochguertel認(rèn)為家庭收入存在不確定性,進(jìn)而導(dǎo)致風(fēng)險資產(chǎn)持有率隨預(yù)防性動機(jī)而降低[17]。Cardak和Wilkins通過建模不僅證明家庭收入風(fēng)險等風(fēng)險因素對風(fēng)險資產(chǎn)持有率存在影響,同時基于澳大利亞HILDA數(shù)據(jù)研究得出,居民風(fēng)險資產(chǎn)持有率與家庭勞動收入風(fēng)險顯著負(fù)相關(guān)[18]。此外,Rosen與Wu提出居民是否持有風(fēng)險性資產(chǎn)、持有規(guī)模與健康狀況呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[19]。吳衛(wèi)星等也得出家庭資產(chǎn)中風(fēng)險資產(chǎn)比重受到投資者健康狀況的顯著影響[20]。Fratantoni通過對美國SCF調(diào)研數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),家庭風(fēng)險資產(chǎn)持有受到信貸約束的負(fù)向影響[21]。Yamishita經(jīng)研究發(fā)現(xiàn),凈資產(chǎn)中房產(chǎn)所占比重對股票投資存在明顯擠出效應(yīng)[22]。

實際上,預(yù)期和風(fēng)險偏好一直是影響家庭資產(chǎn)配置的重要原因。況偉大通過建立模型分析了房價受到預(yù)期及投機(jī)的影響機(jī)制[23]。其一,房價理性預(yù)期與房價波動幅度正相關(guān)。其二,消費性需求主導(dǎo),上期房價與房價波動幅度負(fù)相關(guān);投機(jī)性需求主導(dǎo),上期房價與房價波動幅度正相關(guān)。蔡棟梁運用CHFS 2011數(shù)據(jù)分析得出,雖然自有住房與房屋價值能夠通過財富效應(yīng)增加家庭創(chuàng)業(yè),但房價預(yù)期又通過擠出效應(yīng)和替代效應(yīng)抑制家庭創(chuàng)業(yè)[24]。 郭凱研究發(fā)現(xiàn),股票價格變化受到境外NDF市場匯率預(yù)期的引導(dǎo)作用[25]。鄧可斌研究風(fēng)險偏好與資產(chǎn)選擇問題時發(fā)現(xiàn),與發(fā)達(dá)國家相比,我國投資者更傾向于無風(fēng)險資產(chǎn),投資者風(fēng)險規(guī)避系數(shù)較低[26]。同樣,張曉嬌采用中國家庭金融調(diào)查與研究中心的數(shù)據(jù),深入研究了風(fēng)險態(tài)度與家庭金融資產(chǎn)組合的關(guān)系,研究發(fā)現(xiàn)風(fēng)險偏好型偏向于股票等風(fēng)險較高的資產(chǎn),而風(fēng)險規(guī)避型相反[27]。盧亞娟提出,風(fēng)險追求者比風(fēng)險中立者、風(fēng)險規(guī)避者持有更高比例的風(fēng)險資產(chǎn)[28]。值得注意的是,近年來人們對“有限參與”的研究開始升溫。

一些研究嘗試從物質(zhì)資本積累來解釋家庭資產(chǎn)配置的有限參與,另外一些研究則側(cè)重于通過人力資本來討論家庭資產(chǎn)配置的影響因素。該類觀點認(rèn)為,家庭金融投資決策通常需要參與者具有較強的信息收集處理能力,居民受教育程度提高,收集和處理股市相關(guān)信息能力增強,參與股市的可能性就增大。反之,即便家庭物質(zhì)財富水平很高,但如果人力資本水平低下則難以正確處理相關(guān)金融市場信息,更不會直接參與相關(guān)金融資產(chǎn)配置[29,30]。

綜上,學(xué)者們已經(jīng)認(rèn)識到預(yù)期、風(fēng)險偏好等行為金融因素對資產(chǎn)配置產(chǎn)生重要影響,但目前人們對影響“有限參與”的探討尚停留在物質(zhì)資本、人力資本等顯性層面,鮮有對預(yù)期、風(fēng)險態(tài)度等行為金融因素的研究。這成為本文關(guān)注的重點。

三、理論模型

本部分立足于CRRA效用函數(shù)、預(yù)期和跨期替代彈性三個理論模型,綜合討論預(yù)期、風(fēng)險態(tài)度對居民家庭資產(chǎn)配置及其有限參與的運行機(jī)制。

(一)資產(chǎn)配置行為:基于CRRA效用函數(shù)

借鑒Mehra與Sah關(guān)于情緒波動對股票價格波動率影響的研究[31],本文用CRRA效用函數(shù) (the Constant Relative Risk Aversion Utility Function,簡稱CRRA) 刻畫居民資產(chǎn)配置,如下:

(1)

式(1)中,θ是相對風(fēng)險厭惡系數(shù)且獨立于Ct。

Campbell用生活性消費和投資性消費的多維向量方法來刻畫居民跨期決策[32],參照這一做法,有式(2):

(2)

其中,C1代表生活性消費;C2,C3,…,Cn表示投資性消費,比如房產(chǎn),股票,債券,基金等。

依據(jù)效用函數(shù)理論,絕對風(fēng)險規(guī)避程度α為二階導(dǎo)數(shù)與一階導(dǎo)數(shù)的比率,即:

(3)

其中,當(dāng)消費者風(fēng)險偏好時,u″(Ct)>0,u(·)為凸,α<0;當(dāng)消費者風(fēng)險中立時,u″(Ct)=0,即u(·)為線性,α=0;當(dāng)消費者風(fēng)險規(guī)避時,u″(Ct)<0,即u(·)為凹,α>0。

由式(1)和式(3),可得:

(4)

式(4)表明,該效用函數(shù)為常相對風(fēng)險規(guī)避(CRRA)型。

(二)預(yù)期

(5)

當(dāng)expectation(i)>0時,代表預(yù)期樂觀;當(dāng)expectation(i)=0時,代表預(yù)期中性;當(dāng)expectation(i)<0時,代表預(yù)期悲觀。

(三)有限參與模型:基于跨期替代彈性

u′(C1,t)=β(1+rt+1)·u′(C1,t+1) .

(6)

根據(jù)式(1)、式(6),跨期替代彈性可表示為:

(7)

由式(7)可知,跨期替代彈性與相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)θ成反比。進(jìn)一步,基于式(7),得出命題1:當(dāng)居民風(fēng)險態(tài)度相對規(guī)避,即相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)趨向于零(θ→0)時,跨期替代彈性趨向于無窮大(IES→∞)。

命題1的經(jīng)濟(jì)含義是,對于風(fēng)險態(tài)度相對規(guī)避的居民家庭,為實現(xiàn)資產(chǎn)效用的(財富)最大化,居民會在跨期狀態(tài)下盡可能將資產(chǎn)配置于邊際回報更高領(lǐng)域之中,其結(jié)果是造成投資組合過于集中于某個特定門類,即呈現(xiàn)非均衡性而非分散化,最終導(dǎo)致資產(chǎn)配置的“有限參與”。

引理1:α>0,則Cj,t+1-Cj,t>0;α<0,則Cj,t+1-Cj,t<0(其中j表示某風(fēng)險較低的資產(chǎn)市場,Cj,t表示居民t時期在j市場上的資產(chǎn)配置,Cj,t+1表示居民t+1時期在j市場上的資產(chǎn)配置)。

引理1的經(jīng)濟(jì)含義是,風(fēng)險規(guī)避型居民,其資產(chǎn)向風(fēng)險較低的資產(chǎn)市場轉(zhuǎn)移;風(fēng)險偏好型居民,其資產(chǎn)從風(fēng)險較低的資產(chǎn)市場向風(fēng)險較高的資產(chǎn)市場轉(zhuǎn)移。

同時,大量文獻(xiàn)證明,預(yù)期是影響居民資產(chǎn)配置的重要原因。這不僅體現(xiàn)在資本市場[25,35],還同樣存在于房地產(chǎn)市場[23,36,37]。因此,本文進(jìn)一步將預(yù)期因素納入資產(chǎn)配置模型中予以討論,得出引理2:當(dāng)expactation(i)>0時,Ci,t+1-Ci,t>0;反之亦然(其中Ci,t表示居民t時期在i市場上的資產(chǎn)配置,Ci,t+1表示居民t+1時期在i市場上的資產(chǎn)配置)。

引理2的經(jīng)濟(jì)含義是,當(dāng)居民對下一期資產(chǎn)價格預(yù)期樂觀時,則會增加該類資產(chǎn)比重;反之,當(dāng)居民對下一期資產(chǎn)價格預(yù)期悲觀時,則會減少該類資產(chǎn)比重。

四、實證分析

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于課題組對中國30個大中城市的微觀調(diào)研數(shù)據(jù),共回收問卷6 428份。

(二)變量選取

1. 被解釋變量

居民資產(chǎn)選擇(y),反映居民資產(chǎn)配置的意愿,本文選取“居民短期內(nèi)是否選擇買房”調(diào)研指標(biāo)(二值變量)。

2. 核心解釋變量

(1)預(yù)期(E),用觀察者對未來三年房地產(chǎn)市場判斷表示,并相應(yīng)劃分為樂觀、中性和悲觀三類。

(2)風(fēng)險態(tài)度(T),劃分為風(fēng)險規(guī)避、風(fēng)險中立和風(fēng)險偏好。

3. 相關(guān)控制變量

包括居住地區(qū)、性別、年齡、戶口、家庭人口、受教育程度、政府工作、國企工作、收入等。其中,大多數(shù)控制變量為二值變量,還有部分控制變量是有序分類變量。本文運用賦值法離散化處理了有序分類變量[38]。

(三)描述性統(tǒng)計

表1是本文樣本(樣本數(shù)5 454)的描述性統(tǒng)計。從風(fēng)險態(tài)度來看,風(fēng)險偏好不足12%;風(fēng)險中立約35%;風(fēng)險規(guī)避約占53%。說明居民家庭的資產(chǎn)配置更多趨向于低風(fēng)險的穩(wěn)健投資策略[39]。我國居民家庭資產(chǎn)配置主要以風(fēng)險較低的房地產(chǎn)為主,對風(fēng)險類金融資產(chǎn)存在極大的擠出效應(yīng),導(dǎo)致居民資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)單一,風(fēng)險資產(chǎn)占比較低[40-43]。

表1　樣本變量的描述性統(tǒng)計

(四)中國家庭資產(chǎn)配置有限參與的特征事實

雖然Campbell最早提出“有限參與之謎”,但目前尚無權(quán)威的“有限參與”度量方法,多數(shù)學(xué)者通過各資產(chǎn)配置比例來解釋“有限參與”。表2為本文樣本里抽樣人群對家庭資產(chǎn)配置的有限參與程度(調(diào)研時間為2011.10～2012.4)?？梢?多數(shù)家庭的資產(chǎn)配置意愿仍集中在房地產(chǎn),占比接近53%,而對債券、股票等的偏好較低,股票占比約11.6%,債券約為5.7%。2011年西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)研數(shù)據(jù)顯示,中國家庭資產(chǎn)中房產(chǎn)均值約466 416元,而股票、債券等金融資產(chǎn)占比較低,約61 439元,與本文結(jié)果相對一致。

一些學(xué)者認(rèn)為,東方文化中傳統(tǒng)成家立業(yè)等觀念深厚,使得人們對住房資產(chǎn)具有特殊偏好,自然房地產(chǎn)成為中國居民資產(chǎn)配置的首選[44]。同時,中國大多數(shù)居民的風(fēng)險態(tài)度趨向保守,相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù)低、跨期替代彈性大,一旦對房地產(chǎn)產(chǎn)生樂觀預(yù)期,很容易將大量可支配資金投向房地產(chǎn)市場并同時壓制其他形式的資產(chǎn)配置,最終形成以房地產(chǎn)為主導(dǎo)的中國家庭資產(chǎn)配置的“有限參與”。

表2　中國家庭資產(chǎn)配置有限參與的特征事實

(五)計量模型

針對本文調(diào)研數(shù)據(jù)的二元離散特征,我們選擇logit回歸模型,具體為:

(六)回歸結(jié)果分析

1.預(yù)期、風(fēng)險態(tài)度對資產(chǎn)配置的影響

在通過共線性、異方差檢驗基礎(chǔ)上,實證結(jié)果見表3。計量檢驗過程中,模型1為基準(zhǔn),此后,在模型1基礎(chǔ)上依次納入核心解釋變量預(yù)期、風(fēng)險態(tài)度(即風(fēng)險規(guī)避、風(fēng)險偏好)等。

表3表明,預(yù)期、風(fēng)險態(tài)度分別對居民資產(chǎn)配置行為存在顯著性影響。模型4中顯著性結(jié)果與模型2、模型3基本一致。

(1)預(yù)期對居民資產(chǎn)配置的影響。模型2,我國居民對于未來三年房價預(yù)期的系數(shù)為正,且在0.1%水平上顯著。在預(yù)期樂觀時,居民選擇房地產(chǎn)的發(fā)生比為e1.339,值為3.815;反之,亦然。引理2得到驗證。

(2)風(fēng)險態(tài)度對居民資產(chǎn)配置的影響。模型3,在0.1%水平下,風(fēng)險規(guī)避的系數(shù)為正,且在0.1%水平上顯著,即,相比風(fēng)險中立型而言,風(fēng)險規(guī)避者傾向于風(fēng)險較低的房地產(chǎn)市場,買房可能性是不買房的e0.406,值為1.501;而風(fēng)險偏好對是否買房的影響不顯著。引理1部分得到驗證。

2. 預(yù)期與風(fēng)險態(tài)度交叉項對資產(chǎn)配置的影響

為了進(jìn)一步探討預(yù)期、風(fēng)險態(tài)度對資產(chǎn)配置的作用,我們接下來引入預(yù)期與風(fēng)險態(tài)度的交叉項進(jìn)行深入研究,回歸結(jié)果見表4。

模型5中,預(yù)期樂觀與風(fēng)險規(guī)避的交叉項系數(shù)在0.1%水平上顯著為正,發(fā)生率為e1.994,值為7.344。即,預(yù)期樂觀能夠正向促進(jìn)風(fēng)險規(guī)避者買房,此時風(fēng)險規(guī)避者買房可能性為不買房的7.334倍;預(yù)期悲觀與風(fēng)險規(guī)避的交叉項系數(shù)也在0.1%水平上顯著為正,但發(fā)生率降到e0.321,值為1.379。即,預(yù)期悲觀時風(fēng)險規(guī)避者買房可能性是不買房的1.379倍,雖然資金仍向房地產(chǎn)市場轉(zhuǎn)移,但是發(fā)生率明顯低于預(yù)期樂觀時的20%。

模型6中,預(yù)期樂觀與風(fēng)險偏好的交叉項系數(shù)在5%水平上顯著為正,發(fā)生率為e1.606,值為4.983,即,預(yù)期樂觀正向促進(jìn)風(fēng)險偏好者買房,此時風(fēng)險偏好者買房可能性是不買房的4.983倍。預(yù)期悲觀與風(fēng)險規(guī)避的交叉項系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù),發(fā)生率為e-0.241,值為0.786,即預(yù)期悲觀抑制風(fēng)險偏好者買房,此時風(fēng)險偏好的投資者已開始將資金從房地產(chǎn)向其他市場轉(zhuǎn)移。

表3　計量檢驗結(jié)果

注:* 表示p < 0.05, #表示 p < 0.01, +表示p < 0.001,下同。

綜上所述,對房地產(chǎn)市場預(yù)期樂觀,風(fēng)險規(guī)避者與風(fēng)險偏好者均將家庭資金轉(zhuǎn)移到房地產(chǎn)市場;對房地產(chǎn)市場預(yù)期悲觀,無論風(fēng)險規(guī)避者還是風(fēng)險偏好者,都將相對于預(yù)期樂觀時減持投資于房地產(chǎn)的資產(chǎn)。

(七)穩(wěn)健性檢驗

表4　預(yù)期與風(fēng)險偏好交叉項計量回歸

為了確保前文實證研究結(jié)果的可靠性,本文通過替換變量來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。以已有文獻(xiàn)為基礎(chǔ),我們將變量民間借款替換變量風(fēng)險規(guī)避,變量正規(guī)信貸替換變量風(fēng)險偏好。丁冬、何大安及前人經(jīng)研究認(rèn)為,中國古往今來一直是關(guān)系型社會,社會網(wǎng)絡(luò)尤為重要,民間借款能夠抵御風(fēng)險、平滑消費[45,46]。此外,民間借貸與正規(guī)信貸最大不同在于貸款用途與時間長度等方面更加靈活。基于以上幾點,風(fēng)險規(guī)避型居民一般會選擇民間借款來緩解資金壓力。龐新軍認(rèn)為,對農(nóng)戶信貸研究表明,風(fēng)險偏好程度越高,投資意愿越強,尋找更多投資機(jī)會;同時,風(fēng)險偏好越強,對未來預(yù)期越樂觀,對改善生活品質(zhì)、提高生活質(zhì)量欲望越強,生活改善性信貸需求提高[47]。借鑒上述思想,本文選取將融資意愿中傾向于民間借款的樣本來表示代表風(fēng)險規(guī)避,而選擇正規(guī)信貸的代表風(fēng)險偏好。

檢驗結(jié)果如表5所示。對比前文回歸檢驗結(jié)果,顯然穩(wěn)健性較好。其中,預(yù)期樂觀與民間借款、預(yù)期悲觀與民間借款的交叉項系數(shù)均顯著為正,但后者交叉項系數(shù)明顯小于前者,與模型5結(jié)論一致。預(yù)期樂觀與正規(guī)信貸的交叉項系數(shù)顯著為正,預(yù)期悲觀與正規(guī)信貸的交叉項系數(shù)顯著為負(fù),與模型6的結(jié)論一致。

五、結(jié)論與啟示

本文基于2011年中國30個大中城市微觀調(diào)研數(shù)據(jù),選擇恰當(dāng)?shù)挠嬃磕Ｐ?實證研究了市場預(yù)期、風(fēng)險態(tài)度對居民資產(chǎn)配置的作用,得出主要結(jié)論如下:第一,對中國30個大中城市的6 000多份調(diào)查問卷結(jié)果顯示,中國居民家庭資產(chǎn)配置存在有限參與特征,這與美國、日本等國際經(jīng)驗相吻合。第二,基于CRRA模型推理及實證研究的結(jié)論可得:預(yù)期與風(fēng)險態(tài)度是影響家庭資產(chǎn)配置的重要原因。其中,風(fēng)險態(tài)度是決策者的自身屬性,通過跨期替代彈性決定著有限參與的程度;而預(yù)期則是影響決策者選擇何種資產(chǎn)的外在因素,決定著資金的配置方向。兩者共同導(dǎo)致資產(chǎn)配置有限參與的結(jié)果和方向。進(jìn)一步,本文的政策含義在于:受人類行為金融因素影響,家庭資產(chǎn)配置的有限參與成為世界普遍現(xiàn)象,也是導(dǎo)致資產(chǎn)價格泡沫和市場波動的重要原因。為避免過度的有限參與,決策層應(yīng)該高度關(guān)注并引導(dǎo)市場預(yù)期,一方面通過供給側(cè)改革加大中國金融市場上的資產(chǎn)供給,消除資產(chǎn)短缺,另一方面綜合運用貨幣、稅收等宏觀政策合理引導(dǎo)市場預(yù)期走向,避免因羊群行為而引發(fā)的金融市場動蕩[48]。

表5　穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

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[責(zé)任編輯:陳宇涵]

doi:10.3969/j.issn.1672-5956.2016.04.013

[收稿日期]2016-05-03

[基金項目]國家社科基金青年項目(12CJY018);安徽工業(yè)大學(xué)研究生創(chuàng)新研究基金(2014121)

[作者簡介]邢芳,1991年生,女,安徽馬鞍山人,安徽工業(yè)大學(xué)碩士生,研究方向為產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué),(電子信箱)xingfangedu@sina.com。李偉軍,1976年生,男,河南鄭州人,安徽工業(yè)大學(xué)副教授,碩士生導(dǎo)師,研究方向為房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)與金融、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)。

[中圖分類號]F299.27;F832.2

[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A

[文章編號]1672-5956(2016)04-0083-09