吳衛(wèi)星，高申瑋

（對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 金融學(xué)院，北京 100029）

房產(chǎn)投資擠出了哪些家庭的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資？

吳衛(wèi)星，高申瑋

（對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 金融學(xué)院，北京 100029）

本文基于2009年和2012年中國居民家庭投資狀況，探究房產(chǎn)投資對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的具體影響。結(jié)果表明：總體上，房產(chǎn)投資占比較高的家庭更傾向于不參與或少參與股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資。同時(shí)，房產(chǎn)投資對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的“擠出效應(yīng)”具有非線性特征，當(dāng)房產(chǎn)投資相對(duì)于財(cái)富占比較高，或流動(dòng)性資產(chǎn)相對(duì)于財(cái)富占比較低時(shí)，房產(chǎn)投資顯著降低了股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資比例；當(dāng)房產(chǎn)投資相對(duì)于財(cái)富占比較低，或流動(dòng)性資產(chǎn)相對(duì)于財(cái)富占比較高時(shí)，房產(chǎn)投資對(duì)股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的“擠出效應(yīng)”并不顯著。其中，流動(dòng)性資產(chǎn)占比是影響“擠出效應(yīng)”顯著性的主導(dǎo)因素。此外，相對(duì)于其它年齡段，老年家庭的房產(chǎn)投資占據(jù)了家庭大量財(cái)富，流動(dòng)性資產(chǎn)占比較低，房產(chǎn)投資對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的“擠出效應(yīng)”最為強(qiáng)烈，而對(duì)于中年家庭來說，家庭房產(chǎn)投資的“擠出效應(yīng)”程度較小。①

家庭資產(chǎn)配置；房產(chǎn)投資；擠出效應(yīng)；流動(dòng)性資產(chǎn)

一、引　言

居民家庭的資產(chǎn)配置行為對(duì)居民家庭乃至整個(gè)社會(huì)的福利都有著重要而深遠(yuǎn)的影響，甚至對(duì)貨幣政策的實(shí)施效果和金融體系的穩(wěn)定都有不可忽視的影響。正如Campell所說，以家庭為單位的投資行為研究逐漸得到業(yè)界和學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注［1］。實(shí)踐證明，相較于以個(gè)人為單位的研究模式，以家庭為單位更能體現(xiàn)生命周期各個(gè)階段的需求特質(zhì)，從而更透徹地了解家庭金融資產(chǎn)配置行為和投資規(guī)律。

房產(chǎn)投資，既是滿足家庭居住需求的消費(fèi)品，也是具有升值潛力的投資標(biāo)的。作為幾乎絕大多數(shù)國家的家庭資產(chǎn)配置中的最重要組成部分，房產(chǎn)投資無疑影響著家庭對(duì)股票、基金等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資。在中國，房產(chǎn)更是中國家庭資產(chǎn)配置中重中之重的組成。在中國家庭注重自有房產(chǎn)的大背景下，近年來的房?jī)r(jià)高漲著實(shí)加重了家庭負(fù)擔(dān)。因此，房產(chǎn)對(duì)股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置或存在顯著的負(fù)向影響，即“擠出效應(yīng)”。但從另一方面來說，房產(chǎn)屬于另類投資標(biāo)的，與股票、債券等傳統(tǒng)金融投資品的相關(guān)性較小，有較好的風(fēng)險(xiǎn)分散作用。因此，在其他條件允許的情況下，擁有房產(chǎn)投資的家庭，或許會(huì)更多得投資于股票等高風(fēng)險(xiǎn)的金融資產(chǎn)。同時(shí)，持有房產(chǎn)可以滿足家庭基本的住房需求，也為股票等風(fēng)險(xiǎn)投資提供了基礎(chǔ)保障。再者，中國家庭對(duì)房產(chǎn)的投資方式也較為單一，大多通過直接購買房產(chǎn)享受投資收益，變現(xiàn)能力較弱，產(chǎn)品流動(dòng)性較差。而依據(jù)國外經(jīng)驗(yàn)，許多創(chuàng)新金融產(chǎn)品可以在保證產(chǎn)品流動(dòng)性的同時(shí)，達(dá)到獲取房產(chǎn)投資收益的目的，例如房地產(chǎn)信托投資基金（REITs）以及主要投資于REITs的公募基金產(chǎn)品等。

另一方面，目前中國家庭對(duì)股票市場(chǎng)的長(zhǎng)期參與率仍有很大的提升空間，參與程度也有望隨著金融市場(chǎng)開放和產(chǎn)品創(chuàng)新而有所增加，股票作為被家庭所熟知的基礎(chǔ)性風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，其在家庭資產(chǎn)配置中的投資邏輯以及作用極具研究?jī)r(jià)值。最后，雖然現(xiàn)階段中國家庭的投資種類較為單一，但從風(fēng)險(xiǎn)收益匹配和風(fēng)險(xiǎn)分散的角度來說，多元化投資類別能夠?qū)崿F(xiàn)家庭資產(chǎn)配置的優(yōu)化。因此，綜合多類別資產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)投資研究，符合大類資產(chǎn)配置的趨勢(shì)所向。

因此，居民家庭如何在房地產(chǎn)投資和股票等金融資產(chǎn)投資之間進(jìn)行權(quán)衡是我們要著力研究的問題，而且文獻(xiàn)中提到的房地產(chǎn)投資對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的擠出效應(yīng)對(duì)哪個(gè)居民家庭群體更為顯著更是值得關(guān)心的話題，同時(shí)這一話題的研究結(jié)果也對(duì)未來相關(guān)金融政策實(shí)施效果的評(píng)價(jià)有重要意義。

二、文獻(xiàn)評(píng)析與研究假設(shè)

關(guān)于房產(chǎn)投資對(duì)股票投資的影響，國內(nèi)外學(xué)者多從資產(chǎn)配置效應(yīng)和“擠出效應(yīng)”兩方面展開研究。“資產(chǎn)配置效應(yīng)”是指當(dāng)家庭房產(chǎn)投資相對(duì)于財(cái)富的比例逐漸提高，股票投資相對(duì)于流動(dòng)性資產(chǎn)的比例也隨之提高。Flavin、Yamashita利用PSID調(diào)查數(shù)據(jù)，肯定了房產(chǎn)投資是家庭有效的投資工具，具備資產(chǎn)配置效應(yīng)［2］。Yao、Zhang將租房市場(chǎng)引入到生命周期模型中，當(dāng)持有房產(chǎn)和租房無明顯差異時(shí)，同樣證實(shí)了房產(chǎn)投資對(duì)家庭股票投資的資產(chǎn)配置效應(yīng)［3］?！皵D出效應(yīng)”通常意義上是指，隨著家庭持有房產(chǎn)占凈財(cái)富之比增加，股票投資占財(cái)富之比或股票占金融資產(chǎn)之比相應(yīng)減少。Brueckner區(qū)分了房產(chǎn)投資的消費(fèi)目的和投資目的，并研究了消費(fèi)型房產(chǎn)持有以及投資型房產(chǎn)持有的互動(dòng)影響。研究表明，當(dāng)為實(shí)現(xiàn)消費(fèi)作用而持有的房產(chǎn)投資規(guī)模大于為實(shí)現(xiàn)投資目的房產(chǎn)持有規(guī)模時(shí)，從均值-方差角度上，房產(chǎn)持有會(huì)降低整個(gè)投資組合有效性。即在既定風(fēng)險(xiǎn)下，房產(chǎn)投資降低了投資收益，約束了投資者的資產(chǎn)配置有效性。同樣以均值-方差模型為基礎(chǔ)，F(xiàn)lavin、Yamashita結(jié)合PSID調(diào)查數(shù)據(jù)，在住房需求約束下研究家庭最優(yōu)資產(chǎn)配置的問題［2］。該研究發(fā)現(xiàn)，隨著家庭財(cái)富不斷積累，其房產(chǎn)占凈財(cái)富之比逐漸下降，住房需求約束對(duì)股票、債券的配置影響呈現(xiàn)生命周期特征。具體來說，青年人多數(shù)選擇舉債買房，杠桿致使投資組合整體風(fēng)險(xiǎn)偏高，因此相對(duì)于股票投資，他們更偏好購買債券或者盡快償還住房抵押貸款。而隨著財(cái)富總值的不斷累積，老年人則偏向于增加股票投資，即房產(chǎn)投資的“擠出效應(yīng)”對(duì)年輕人更加顯著。Yao、Zhang則通過建立生命周期模型，來研究家庭資產(chǎn)配置、住房、抵押貸款決策等一系列問題，并結(jié)合數(shù)據(jù)模擬證實(shí)了持有房產(chǎn)對(duì)股票投資的“擠出效應(yīng)”［3］。此外，研究還指出決定家庭住房投資和股票投資的主要因素是流動(dòng)性財(cái)富，房產(chǎn)對(duì)股票參與和股票參與程度均有“擠出效應(yīng)”，但這種“擠出效應(yīng)”隨著家庭財(cái)富值的變化而變化。Cocco也證實(shí)了房產(chǎn)投資對(duì)股票、債券參與的“擠出效應(yīng)”，并指出由于年輕人和窮人的財(cái)富約束更緊，“擠出效應(yīng)”對(duì)財(cái)富值相對(duì)較低的家庭更為明顯［4］。此外，研究還表明抵押貸款數(shù)量與股票投資規(guī)模存在顯著的正向關(guān)系，這主要?dú)w因于未來勞動(dòng)收入的影響。在對(duì)標(biāo)準(zhǔn)生命周期模型進(jìn)行校準(zhǔn)的基礎(chǔ)上，Hu引入了市場(chǎng)交易摩擦和租房市場(chǎng)，證實(shí)了持有房產(chǎn)對(duì)股票投資的“擠出效應(yīng)”，并認(rèn)為房產(chǎn)投資是導(dǎo)致青年人股票市場(chǎng)參與不足的重要原因，因?yàn)橄鄬?duì)于股票，債券投資既保持了組合流動(dòng)性，又貼合償還住房抵押貸款的現(xiàn)金流需求，或許是更契合的投資標(biāo)的［5］。更多的研究認(rèn)為房產(chǎn)價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)是家庭背景風(fēng)險(xiǎn)的來源之一［6］。Kullmann、Siegel的研究支持了這一結(jié)論，并結(jié)合1984-2001的PSID面板數(shù)據(jù)指出，雖然房產(chǎn)持有者相對(duì)于租房者更愿意參與股票市場(chǎng)，但其股票投資占金融資產(chǎn)之比更低［7］。同時(shí)，房產(chǎn)持有不但對(duì)股票參與有“擠出效應(yīng)”，還顯著地降低了其他風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資比例。特別的，研究指出了房產(chǎn)投資降低股票投資的途徑，即由于房產(chǎn)投資會(huì)占用家庭的大規(guī)模可用資金，顯著降低了對(duì)股票市場(chǎng)的參與程度，同時(shí)，房產(chǎn)投資的變現(xiàn)能力較差，無形中增加了投資股票的參與成本，從而加劇了“擠出效應(yīng)”。

國內(nèi)現(xiàn)有研究多從“擠出效應(yīng)”入手，近年來也有部分學(xué)者開始探究房產(chǎn)投資對(duì)股票投資的非線性影響。吳衛(wèi)星等運(yùn)用奧爾多2007年的家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)持有房產(chǎn)顯著降低了家庭對(duì)流動(dòng)性資產(chǎn)的配置［8］。錢錦曄初步探索了房產(chǎn)“擠出效應(yīng)”的非線性特征。研究結(jié)果顯示，房產(chǎn)投資相對(duì)于財(cái)富占比對(duì)股票投資相對(duì)于金融資產(chǎn)占比的影響呈現(xiàn)非線性特征，對(duì)于需要償還住房抵押貸款的家庭來說，“擠出效應(yīng)”更為明顯［9］。張亞慧的研究結(jié)果表明，擁有自有房屋的家庭更愿意參與股票市場(chǎng)，并且參與比例也更大，這與國外研究保持一致［10］。但房產(chǎn)價(jià)值占比對(duì)其市場(chǎng)參與率的影響卻相反，文章給出的解釋是：房產(chǎn)投資的比重越大，家庭的收入約束和財(cái)富約束越為明顯。在房貸的償還壓力下，家庭趨于減少股票等資產(chǎn)的配置。周弘運(yùn)用傾向得分匹配估計(jì)方法分析“中國家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查”數(shù)據(jù)，研究指出使用住房貸款的家庭會(huì)更少地配置金融資產(chǎn)總量，但未對(duì)貸款具體數(shù)量的影響進(jìn)行深入分析［11］。目前國內(nèi)也有少數(shù)研究關(guān)注到了房產(chǎn)投資的資產(chǎn)配置效應(yīng)，吳衛(wèi)星等提出，房產(chǎn)投資對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與或兼具“擠出效應(yīng)”和“資產(chǎn)配置效應(yīng)”［12］。具體來說，家庭的第一套房產(chǎn)顯著降低了股票等資產(chǎn)的投資比例，但當(dāng)房產(chǎn)數(shù)量逐漸增加，房產(chǎn)的投資屬性加強(qiáng)，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的“擠出效應(yīng)”逐漸減弱，資產(chǎn)配置效應(yīng)或?qū)⒅鲗?dǎo)。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：家庭房產(chǎn)投資規(guī)模占比越高，股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資占比則越低。

假設(shè)2：房產(chǎn)投資比例越高，家庭房產(chǎn)投資比例與股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資比例之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系越強(qiáng)。

假設(shè)3：流動(dòng)性資產(chǎn)比例越低，家庭房產(chǎn)投資比例與股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資比例之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系越強(qiáng)。

此外，越來越多的研究表明，隨著年齡的不斷增長(zhǎng)，家庭對(duì)股票市場(chǎng)的參與程度會(huì)呈現(xiàn)規(guī)律性的變化，但其投資規(guī)律的具體表現(xiàn)尚未達(dá)成一致。包括華爾街在內(nèi)的金融投資業(yè)內(nèi)普遍流傳著的投資經(jīng)驗(yàn)法則是：“最優(yōu)的股票配置比例應(yīng)該等于100減去年齡”。對(duì)此，學(xué)術(shù)界也利用家庭金融的微觀數(shù)據(jù)，試圖檢驗(yàn)經(jīng)驗(yàn)法則的實(shí)踐性。對(duì)于家庭在不同生命周期階段的金融資產(chǎn)配置問題，國內(nèi)外學(xué)者多從年齡入手，研究不同年齡段家庭的股票投資占比變化。Marianna、Costanza也證實(shí)了年齡與風(fēng)險(xiǎn)投資之間的非線性關(guān)系［13］。中年家庭傾向于配置更多的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。周月如、劉茂彬在投資約束和風(fēng)險(xiǎn)偏好的共同作用下對(duì)居民資產(chǎn)配置情況進(jìn)行分析，認(rèn)為隨著年齡增長(zhǎng)，家庭對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資比例有倒“U”型的非線性特征［14］。但對(duì)房產(chǎn)“擠出效應(yīng)”生命周期變化的研究卻很少。朱濤等利用“中國家庭收入項(xiàng)目調(diào)查”2002年的調(diào)查數(shù)據(jù)，證實(shí)了房產(chǎn)持有在年輕家庭中具有顯著的“擠出效應(yīng)”，對(duì)中年家庭則無此特征，但導(dǎo)致“擠出效應(yīng)”非線性影響的成因還需要深入探究［15］。故本文提出假設(shè)：

假設(shè)4：對(duì)于中年家庭來說，家庭房產(chǎn)投資的“擠出效應(yīng)”程度較小，即其與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系較弱。

三、實(shí)證模型構(gòu)建

（一）變量選擇

本文選用的樣本來源于北京奧爾多投資咨詢中心2009年、2012年的兩次家庭調(diào)查。調(diào)查問卷以家庭為單位，內(nèi)容涉及家庭人口數(shù)量、性別、教育等背景風(fēng)險(xiǎn)，以及家庭資產(chǎn)、負(fù)債等各項(xiàng)情況。該調(diào)查的對(duì)象范圍廣泛，涉及的城市數(shù)量超過40個(gè)。調(diào)查問卷主要由四部分組成：家庭成員的基本信息、家庭財(cái)務(wù)狀況、家庭投資選擇、家庭的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度以及主觀感受。本文將兩年的樣本數(shù)據(jù)合并，剔除統(tǒng)計(jì)缺失和明顯錯(cuò)誤后，共計(jì)5724條數(shù)據(jù)。表1是本文所使用的變量釋義和說明。在實(shí)證分析中，股票參與率、股票參與程度為被解釋變量，房產(chǎn)投資占財(cái)富比例為解釋變量，其余為控制變量。

1.被解釋變量

參考Heaton、Lucas對(duì)家庭資產(chǎn)的分類［16］，本文按資產(chǎn)流動(dòng)性將金融資產(chǎn)進(jìn)一步細(xì)分，其中房產(chǎn)投資屬于非流動(dòng)性金融資產(chǎn)［17］，而除房產(chǎn)以外的金融資產(chǎn)屬于流動(dòng)性金融資產(chǎn)“l(fā)iquidfinancialassets”［3］。在流動(dòng)性金融資產(chǎn)中，沿用吳衛(wèi)星等對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的分類方式，根據(jù)風(fēng)險(xiǎn)水平大小對(duì)資產(chǎn)類別進(jìn)行進(jìn)一步劃分，將股票、基金、外匯和期貨四類資產(chǎn)歸為風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)［8］。在樣本觀測(cè)期內(nèi)，家庭對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資均以股票為主，股票投資平均占風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的近六成，參與率也最高。參考吳衛(wèi)星等的研究方法［14］，在本文的實(shí)證部分中，首先以股票投資作為家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的代表，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文再對(duì)包含股票、基金、外匯、期貨在內(nèi)的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資進(jìn)行驗(yàn)證。

2.控制變量

相較于之前的研究，本文實(shí)證分析試圖選取范圍更加廣泛的控制變量，不僅包括戶主年齡、性別、教育、婚姻等家庭背景風(fēng)險(xiǎn)因素，還考慮了包括家庭自由住房數(shù)量、保險(xiǎn)購買情況、家庭成員數(shù)量等在內(nèi)的可能影響家庭資產(chǎn)配置的各種因素。實(shí)事證明，這些變量確實(shí)影響了家庭股票投資，也確實(shí)能夠提升模型的解釋能力。在實(shí)證部分相關(guān)模型的描述中，本文將用X代替所有控制變量。

表1　模型變量釋義和說明

（二）實(shí)證模型

現(xiàn)有文獻(xiàn)多從家庭是否參與股票投資以及股票投資比例兩個(gè)方面對(duì)家庭的資產(chǎn)配置進(jìn)行分析。本文也將延續(xù)上述思路，從多角度對(duì)房產(chǎn)投資的影響展開討論。對(duì)于房產(chǎn)投資對(duì)家庭是否參與股票投資的影響的研究，由于被解釋變量為虛擬變量，本文采用Probit模型，下文中列示的數(shù)值均是Probit模型對(duì)應(yīng)系數(shù)的邊際效應(yīng)。對(duì)于房產(chǎn)投資對(duì)家庭股票投資比例，即參與深度的影響，由于被解釋變量受限，故本文采用Tobit模型。

在上述模型的研究基礎(chǔ)上，本文還將著重探究房產(chǎn)投資對(duì)股票投資影響的非線性特征。為了比較各類家庭之間影響效果的區(qū)別性，本文將借鑒Hansen、Bruce在門限回歸中采用的方程形式［18］，引入交叉項(xiàng)，驗(yàn)證非線性影響的顯著性，模型結(jié)構(gòu)為：

模型以整體樣本為基礎(chǔ)進(jìn)行回歸，根據(jù)qi與γ的相對(duì)大小，也可以得到邊際作用系數(shù)θ、θ+δ。與基于樣本分組的模型相比，門限回歸的優(yōu)點(diǎn)在于，其在應(yīng)用過程中可以控制可變系數(shù)的數(shù)量，能夠?qū)勺兿禂?shù)進(jìn)行自由選擇，最重要的是，門限回歸模型可以對(duì)門限轉(zhuǎn)換的顯著性進(jìn)行實(shí)證，并保證樣本充足。

（三）實(shí)證結(jié)果與數(shù)據(jù)分析

1.房產(chǎn)投資對(duì)股票市場(chǎng)參與率的影響

為探究房產(chǎn)投資對(duì)股票參與率的影響，本文采用以下Probit回歸方程，回歸結(jié)果見表2。

從模型（1）的回歸結(jié)果上看，房產(chǎn)投資對(duì)股票投資參與具有顯著的“擠出”作用，即房產(chǎn)投資占比較多的家庭，更多地選擇不參與股票市場(chǎng)。其他控制變量的系數(shù)顯著性大多與現(xiàn)有家庭金融的研究結(jié)果相符：

表2　房產(chǎn)投資對(duì)股票投資的“擠出效應(yīng)”

財(cái)富效應(yīng)顯著，家庭財(cái)富的一次項(xiàng)系數(shù)顯著大于零，平方項(xiàng)系數(shù)顯著小于零，說明家庭的財(cái)富水平越高，就越傾向于持有股票資產(chǎn)，但是邊際影響卻是遞減的；

銀行貸款對(duì)家庭的股票市場(chǎng)參與率和參與程度都有顯著的正向影響，該結(jié)果與國外文獻(xiàn)的研究結(jié)論基本一致，銀行貸款或在一定程度上補(bǔ)充了家庭流動(dòng)性資產(chǎn)。相比而言，來源于親屬的借款對(duì)股票市場(chǎng)參與的影響并不穩(wěn)定；

從年齡的系數(shù)來看，與股票市場(chǎng)參與度有著顯著的正向關(guān)系，即隨著家庭成員年齡的增長(zhǎng)，會(huì)更加傾向于投資股票資產(chǎn)。但年齡的平方項(xiàng)顯著為負(fù)，即雖然家庭年齡的增長(zhǎng)會(huì)促使其投資更多的股票，但遞增程度是逐漸減弱的；

性別系數(shù)顯著為負(fù)，說明在其他變量不變的前提下，戶主為女性的家庭更偏向于參與股票市場(chǎng)并配置更多的股票資產(chǎn)；

教育程度也對(duì)家庭股票投資比例產(chǎn)生顯著的作用。從實(shí)證結(jié)果中看出，在其他條件相同的前提下，當(dāng)教育程度的增加，家庭更愿意進(jìn)行股票投資并愿意配置更多的股票資產(chǎn)；

保險(xiǎn)購買情況與股票市場(chǎng)參與呈顯著的同向作用。家庭購買的保險(xiǎn)種類越多，則更有可能參與股票市場(chǎng)并配置更多股票資產(chǎn)；

風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度的系數(shù)表明，當(dāng)風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度越低，家庭會(huì)傾向于配置股票，這與已有文獻(xiàn)的結(jié)論相符；

房屋數(shù)的系數(shù)顯著為正，意味著家庭擁有的房屋的數(shù)量越多，更傾向于配置股票資產(chǎn)；

健康程度和收入水平對(duì)家庭股票市場(chǎng)參與的影響并不顯著，因此，從本文數(shù)據(jù)中并不能證明健康狀況、收入水平與家庭股票市場(chǎng)參與的聯(lián)系。

2.房產(chǎn)投資對(duì)股票市場(chǎng)參與程度的影響

為探究房產(chǎn)投資對(duì)家庭股票投資規(guī)模的影響，本文采用以下Tobit模型，實(shí)證結(jié)果見表2。

從回歸結(jié)果上看，房產(chǎn)投資占比越多的家庭，股票投資占比越低，前者顯著擠占了后者，證實(shí)了“假設(shè)1”。其他背景風(fēng)險(xiǎn)控制變量，如家庭財(cái)富、年齡、教育、投保情況等的影響基本與模型（1）類似。

3.房產(chǎn)投資對(duì)股票參與比例的非線性影響

從模型（1）和模型（2）中可以發(fā)現(xiàn)，房產(chǎn)投資在總體上降低了家庭股票投資，“擠出效應(yīng)”顯著。但越來越多的研究發(fā)現(xiàn)，房產(chǎn)投資的“擠出效應(yīng)”呈現(xiàn)非線性特征，為此，本文在上述模型的基礎(chǔ)上，加入房產(chǎn)投資占財(cái)富比的平方項(xiàng)，重新對(duì)樣本進(jìn)行Tobit回歸，模型（3）和模型（4）的回歸結(jié)果見表2。

從方程（4）的回歸結(jié)果上看，房產(chǎn)投資一次項(xiàng)與房產(chǎn)投資平方項(xiàng)前的系數(shù)均顯著為負(fù)，意味著隨著家庭房產(chǎn)投資占比的上升，其對(duì)股票投資的“擠出效應(yīng)”也逐步增加，即房產(chǎn)投資對(duì)股票投資具有非線性“擠出效應(yīng)”，本文后續(xù)將對(duì)此展開深入探討。其他背景風(fēng)險(xiǎn)控制變量，如家庭財(cái)富、年齡、教育、投保情況等的影響基本與模型（1）和模型（2）類似。

4.非線性“擠出效應(yīng)”的顯著性分析

為了檢驗(yàn)上述非線性“擠出效應(yīng)”的顯著性，本文借鑒Hansen、Bruce門限回歸的方程形式對(duì)總樣本進(jìn)行再次檢驗(yàn)［18］。首先按家庭房產(chǎn)投資占財(cái)富比大小進(jìn)行分組，模型（5）的實(shí)證結(jié)果如下（表3）。

其中

模型（5）通過設(shè)置指示變量D1（r）來體現(xiàn)“擠出效應(yīng)”的非線性影響。當(dāng)房產(chǎn)占財(cái)富比例小于等于0.4時(shí)，房產(chǎn)投資對(duì)股票投資的作用系數(shù)為α1；當(dāng)房產(chǎn)占財(cái)富比例大于0.4時(shí)，房產(chǎn)投資對(duì)股票投資的作用系數(shù)為α1+β1。根據(jù)表3的歸回結(jié)果來看，α1僅在10%的水平下顯著，而β1在1%水平下顯著為負(fù)值，且絕對(duì)值大于α1，即對(duì)于房產(chǎn)占財(cái)富比較高的家庭，房產(chǎn)投資對(duì)股票投資的“擠出效應(yīng)”更大，證實(shí)了“假設(shè)2”。

其次，根據(jù)流動(dòng)性資產(chǎn)占財(cái)富比的大小，對(duì)樣本進(jìn)行分組并回歸，模型（6）結(jié)果見表3。

表3　按房產(chǎn)占比、流動(dòng)性占比的高低考察房產(chǎn)投資的“擠出效應(yīng)”

其中

模型（6）通過設(shè)置指示變量D2（r）來體現(xiàn)“擠出效應(yīng)”的非線性影響。當(dāng)流動(dòng)性資產(chǎn)占財(cái)富比例大于0.4時(shí)，房產(chǎn)投資對(duì)股票投資的作用系數(shù)為α1；當(dāng)流動(dòng)性資產(chǎn)占財(cái)富比例小于等于0.4時(shí)，房產(chǎn)投資對(duì)股票投資的作用系數(shù)為α1+β2。根據(jù)表3的歸回結(jié)果來看，α1不顯著，意味著對(duì)于流動(dòng)性資產(chǎn)占比高的家庭，房產(chǎn)投資并沒有對(duì)股票資產(chǎn)參與產(chǎn)生明顯的影響。而β2在1%水平下顯著為負(fù)值，即對(duì)于流動(dòng)性資產(chǎn)占比低的家庭，房產(chǎn)投資顯著擠占了家庭的股票投資規(guī)模，證實(shí)了“假設(shè)3”。

5.非線性影響的主導(dǎo)因素

以上實(shí)證推論顯示，以房產(chǎn)投資占比和流動(dòng)性資產(chǎn)占比為標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)總樣本進(jìn)行分組，均能展現(xiàn)出“擠出效應(yīng)”非線性特征，但哪一個(gè)因素才是“擠出效應(yīng)”的主導(dǎo)因素，決定“擠出效應(yīng)”的顯著性？國外研究認(rèn)為，房產(chǎn)投資對(duì)股票投資的“擠出效應(yīng)”是通過降低家庭流動(dòng)性資產(chǎn)實(shí)現(xiàn)的。首先，房產(chǎn)投資占用大規(guī)模可用資金，變現(xiàn)難度大，無形中增加了投資股票的參與成本，導(dǎo)致“擠出效應(yīng)”顯著［17］。其次，更多的流動(dòng)性財(cái)富會(huì)為股票市場(chǎng)波動(dòng)提供了有效緩沖，降低了“擠出效應(yīng)”的顯著性［3］。即“擠出效應(yīng)”的作用機(jī)制是：“房產(chǎn)投資增加——流動(dòng)性資產(chǎn)減少——股票投資減少”。為了對(duì)上述影響機(jī)制進(jìn)行驗(yàn)證，確定流動(dòng)性資產(chǎn)因素的主導(dǎo)地位，本文選取房產(chǎn)投資水平較高，流動(dòng)性資產(chǎn)占比也較高的家庭子樣本（子樣本選取標(biāo)準(zhǔn)見表4），分別進(jìn)行Tobit回歸，模型形式如下：

首先，對(duì)于三個(gè)子樣本數(shù)據(jù)，當(dāng)且僅當(dāng)條件1成立時(shí)，房產(chǎn)投資對(duì)家庭股票投資的“擠出效應(yīng)”均為顯著（實(shí)證結(jié)果省略）。然而，當(dāng)加入條件2后，對(duì)于新的子樣本數(shù)據(jù)，“擠出效應(yīng)”不再顯著，其對(duì)應(yīng)的回歸結(jié)果如下：

表5的回歸結(jié)果表明，當(dāng)子樣本同時(shí)滿足條件1和條件2時(shí)，房產(chǎn)投資對(duì)股票投資的“擠出效應(yīng)”不再顯著。這意味著即使家庭房產(chǎn)投資的絕對(duì)水平或相對(duì)水平處于較高位置，只要家庭的流動(dòng)性資產(chǎn)占比維持在較高水平，房產(chǎn)投資便不會(huì)顯著降低股票市場(chǎng)參與程度。由此可見，流動(dòng)性資產(chǎn)是影響房產(chǎn)投資“擠出效應(yīng)”顯著性的主導(dǎo)因素，或許是導(dǎo)致該影響的中間變量，這與國外學(xué)者的研究結(jié)論相一致。

6.不同年齡段下的房產(chǎn)“擠出效應(yīng)”

表4　子樣本選取標(biāo)準(zhǔn)

表5　房產(chǎn)占比和流動(dòng)性資產(chǎn)占比均較高的家庭的“擠出效應(yīng)”

從上述實(shí)證結(jié)論來看，房產(chǎn)投資對(duì)家庭股票市場(chǎng)參與程度的“擠出效應(yīng)”呈現(xiàn)非線性特征。非線性特征具體表現(xiàn)為，對(duì)于房產(chǎn)投資占比低的家庭，以及流動(dòng)性資產(chǎn)占比高的家庭，“擠出效應(yīng)”不顯著或程度很小。對(duì)于房產(chǎn)投資占比高的家庭，以及流動(dòng)性資產(chǎn)占比低的家庭，“擠出效應(yīng)”尤為顯著，程度也更大。基于以上假設(shè)，本文將進(jìn)一步探討在各個(gè)年齡段家庭中，房產(chǎn)投資對(duì)股票投資“擠出效應(yīng)”的特征。隨著家庭主要成員的年齡變化，房產(chǎn)投資的“擠出效應(yīng)”呈現(xiàn)出具有規(guī)律性的特征。國內(nèi)外鮮有將房產(chǎn)投資“擠出效應(yīng)”和生命周期二者相結(jié)合的研究。朱濤等利用“中國家庭收入項(xiàng)目調(diào)查”2002年的調(diào)查數(shù)據(jù)，指出房產(chǎn)持有顯著降低了年輕家庭的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資，對(duì)中年家庭則并不顯著［15］。該研究還有很多亟待改進(jìn)的空間，一方面，實(shí)證并沒有針對(duì)老年家庭的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證，另一方面，文章也沒有解釋房產(chǎn)“擠出效應(yīng)”在各個(gè)年齡段家庭中表現(xiàn)不同的可能原因。

本文將樣本按照各個(gè)年齡段分組，對(duì)不同家庭的房產(chǎn)“擠出效應(yīng)”進(jìn)行探究，Tobit回歸結(jié)果見表6。回歸結(jié)果顯示，對(duì)于所有年齡段的家庭，房產(chǎn)投資都顯著擠占了股票投資，但擠占程度有所區(qū)別。相比而言，老年家庭（65歲及以上）的“擠出效應(yīng)”最為強(qiáng)烈，每增加100萬元的房產(chǎn)投資，相應(yīng)的股票投資會(huì)減少36.47萬元。其次是年輕家庭（17-44歲），每100萬元房產(chǎn)投資擠占的股票投資不到24萬元。而中年家庭（45-54歲）的“擠出效應(yīng)”程度較小，每增加100萬元的房產(chǎn)投資，相應(yīng)的股票投資僅減少8.48萬元。這一結(jié)果符合朱濤等的實(shí)證結(jié)論，與“假設(shè)4”一致。

表6　按年齡分組考察房產(chǎn)投資的“擠出效應(yīng)”

上述回歸結(jié)果可以結(jié)合前文的實(shí)證結(jié)論，用流動(dòng)性資產(chǎn)占比這一因素加以解釋。一方面，不同生命周期階段的家庭，對(duì)房產(chǎn)投資和股票投資的需求不同，另一方面家庭對(duì)股票資產(chǎn)的配置還要考慮投資能力，即家庭流動(dòng)性資產(chǎn)的規(guī)模。表7的數(shù)據(jù)表明，相對(duì)于其他年齡組，老年家庭的房屋投資占財(cái)富比最高，流動(dòng)性資產(chǎn)占比最低。房產(chǎn)投資在老年家庭中之所以大幅降低了股票投資，是因?yàn)榧扔械姆慨a(chǎn)投資規(guī)模占用了大量的家庭流動(dòng)性資產(chǎn)，約束了老年家庭投資股票資產(chǎn)的能力。而中年家庭（45—54歲）房產(chǎn)投資占財(cái)富的比例較低，家庭流動(dòng)性資產(chǎn)充裕，在資金上更有能力參與股票市場(chǎng)。

表7　不同年齡家庭的房產(chǎn)投資占比以及流動(dòng)性資產(chǎn)占比

綜合以上結(jié)論，房產(chǎn)投資對(duì)股票投資的“擠出效應(yīng)”確實(shí)存在非線性特征，其顯著性與流動(dòng)性資產(chǎn)規(guī)模相關(guān)，印證了Kullmann、Siegel的結(jié)論。同時(shí)，基于家庭流動(dòng)性資產(chǎn)的假設(shè)確實(shí)可以解釋“擠出效應(yīng)”在家庭各個(gè)生命周期背景下，作用程度不同的現(xiàn)象。影響家庭各項(xiàng)資產(chǎn)配置比例的因素不僅應(yīng)該從投資需求出發(fā)，還要綜合考慮家庭在每個(gè)階段的實(shí)際投資能力和可行性。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證實(shí)證結(jié)論的穩(wěn)健性，本文將被解釋變量進(jìn)行替換：將家庭股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比替換為家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比，實(shí)證結(jié)論均與上述結(jié)論一致，這里僅選取實(shí)證模型（9）、（10）、（11）的結(jié)果進(jìn)行展示。

，其中

如表8所示，對(duì)于房產(chǎn)投資占比較高、或流動(dòng)性資產(chǎn)占比較低的家庭來說，房產(chǎn)投資對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的“擠出效應(yīng)”明顯，二者呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。但對(duì)于房產(chǎn)投資占比較低、或流動(dòng)性資產(chǎn)占比較高的家庭來說，上述影響并不顯著，即當(dāng)家庭流動(dòng)性資產(chǎn)充足時(shí)，房產(chǎn)投資并沒有顯著減少家庭對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的參與程度。

在各次回歸結(jié)果中，year2012變量前的系數(shù)多為顯著，說明調(diào)查數(shù)據(jù)的年份對(duì)實(shí)證結(jié)果有顯著影響，2009年和2012年的家庭在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資行為上有所差異，故本文對(duì)2009年子樣本重新展開了實(shí)證，實(shí)證結(jié)論與前述結(jié)論相符（實(shí)證結(jié)果省略）。最后，將回歸模型（5）和回歸模型（6）的分組閾值以±0.1進(jìn)行調(diào)整后，仍可以得到相似的結(jié)論（實(shí)證結(jié)果省略）。據(jù)此認(rèn)為，上述模型實(shí)證得到的結(jié)論具備較好的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與啟示

表8　房產(chǎn)投資對(duì)風(fēng)險(xiǎn)投資的非線性“擠出效應(yīng)”

本文探究房產(chǎn)投資對(duì)家庭股票等風(fēng)險(xiǎn)投資的具體影響，得到了如下結(jié)論：首先，房產(chǎn)投資對(duì)股票資產(chǎn)的參與大體上呈現(xiàn)“擠出效應(yīng)”，即隨著房產(chǎn)投資比例的增加，家庭更傾向于不參與或少參與股票等市場(chǎng)。其次，上述“擠出效應(yīng)”具有非線性屬性，對(duì)于房產(chǎn)占財(cái)富比較高的家庭來說，房產(chǎn)投資對(duì)股票投資的擠占程度更大；對(duì)于房產(chǎn)占財(cái)富比較低的家庭來說，上述影響則不顯著。

在房產(chǎn)投資影響股票參與程度的作用過程中，流動(dòng)性資產(chǎn)或?yàn)橹虚g因素，畢竟當(dāng)家庭用于投資股票的資金多來源于流動(dòng)性高的資產(chǎn)時(shí)，股票市場(chǎng)的參與成本更低，應(yīng)對(duì)股市波動(dòng)的緩沖能力較強(qiáng)。模型結(jié)果表明，流動(dòng)性資產(chǎn)水平較高的家庭，擁有足夠的可動(dòng)用資金投資于股票等，故房產(chǎn)投資對(duì)股票資產(chǎn)的影響并不顯著。而對(duì)于流動(dòng)性資產(chǎn)規(guī)模水平較低的家庭來說，房產(chǎn)投資難免會(huì)擠占其流動(dòng)性資產(chǎn)的份額，相應(yīng)地減少其對(duì)股票市場(chǎng)的參與程度。

總而言之，家庭用于股票投資的資金多來源于流動(dòng)性資產(chǎn)等可以自由支配的、變現(xiàn)能力較強(qiáng)的資產(chǎn)。房產(chǎn)投資對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的“擠出效應(yīng)”或是通過影響流動(dòng)性資產(chǎn)占比進(jìn)而影響家庭的資產(chǎn)配置行為。該理論有效解釋了“擠出效應(yīng)”隨家庭年齡變化而變化的現(xiàn)象。雖然“擠出效應(yīng)”在各個(gè)年齡段家庭中普遍存在，但擠占的程度不盡相同。年輕家庭在既定財(cái)富的約束下，會(huì)因?yàn)榉课菥幼』拘枨螅@著減少股票市場(chǎng)參與程度；對(duì)于中年家庭，流動(dòng)性資產(chǎn)充裕，會(huì)更加注重各類資產(chǎn)的配置，房產(chǎn)投資對(duì)股票投資的擠占程度較低。對(duì)于老年家庭，雖然購房需求很低，但既有房產(chǎn)投資占據(jù)了家庭大量財(cái)富，流動(dòng)性資產(chǎn)占比很低，導(dǎo)致房產(chǎn)投資顯著降低了家庭股票投資。綜上所述，房產(chǎn)投資的增加顯著降低了家庭對(duì)股票市場(chǎng)的參與程度，對(duì)流動(dòng)性資產(chǎn)占比水平較低的家庭，擠占程度尤為顯著。

根據(jù)本文結(jié)論，若能借鑒國外經(jīng)驗(yàn)，創(chuàng)新推廣房地產(chǎn)信托投資基金（REITs）等金融產(chǎn)品，同時(shí)滿足家庭對(duì)于房產(chǎn)投資以及資產(chǎn)流動(dòng)性水平的需求，或許能在一定程度上減弱房產(chǎn)投資對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的擠占影響，從而促進(jìn)家庭對(duì)股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置。此外，針對(duì)擁有房產(chǎn)的老年家庭，還可以通過逆向年金抵押貸款（RAMs）的方式，逐步實(shí)現(xiàn)房產(chǎn)投資的變現(xiàn)。這些金融產(chǎn)品大多通過資產(chǎn)證券化的方式，重組現(xiàn)金流，達(dá)到維持一定流動(dòng)性水平的目的。若中國家庭可以通過這些創(chuàng)新金融產(chǎn)品，在參與房產(chǎn)投資的同時(shí)，保持房產(chǎn)投資的多樣性和流動(dòng)性，勢(shì)必會(huì)使得家庭流動(dòng)性約束得到改善，或許將促進(jìn)家庭對(duì)于股票等風(fēng)險(xiǎn)投資的參與程度。

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F224

A

1671-511X（2016）04-0056-11

2016-03-08

國家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目“金融市場(chǎng)參與行為對(duì)財(cái)富分布的影響及其政策模擬研究”（71373043）和國家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“中國居民家庭金融行為和財(cái)富不平等研究”（14AZD121）階段性成果。

吳衛(wèi)星（1974—），男，對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)金融學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：金融經(jīng)濟(jì)學(xué)、家庭金融。