【摘要】以贛州市居民的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為樣本，對(duì)贛州市居民家庭金融資產(chǎn)持有狀況進(jìn)行調(diào)研和分析，論述了影響居民家庭風(fēng)險(xiǎn)型金融資產(chǎn)選擇行為的主要因素及其作用機(jī)理，構(gòu)建了基于Probit的居民家庭風(fēng)險(xiǎn)型金融資產(chǎn)選擇行為回歸模型并進(jìn)行了實(shí)證研究。研究結(jié)果顯示，家庭決策者文化水平、決策者職業(yè)、家庭收入和家庭房產(chǎn)持有狀況四個(gè)因素是居民家庭風(fēng)險(xiǎn)型金融資產(chǎn)持有行為的重要影響因素；決策者年齡和家庭人口數(shù)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)型金融資產(chǎn)持有行為影響不夠顯著。房產(chǎn)投資對(duì)居民家庭風(fēng)險(xiǎn)型金融資產(chǎn)持有行為存在正向作用，對(duì)居民家庭風(fēng)險(xiǎn)型金融資產(chǎn)投資不存在“擠出效應(yīng)”。

【關(guān)鍵詞】風(fēng)險(xiǎn)型金融資產(chǎn) 金融資產(chǎn)選擇 Probit模型

一、引言

隨著金融市場(chǎng)發(fā)展，居民投資理財(cái)意識(shí)不斷增強(qiáng)，越來越多的家庭開始通過股票、基金、理財(cái)?shù)冉鹑诠ぞ邔?shí)現(xiàn)財(cái)富的保值增值。居民金融資產(chǎn)總量增速早已遠(yuǎn)高于國(guó)民生產(chǎn)總值和居民可支配收入的增速，并在居民生活和宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行

中發(fā)揮著重要作用。微觀來看，研究居民家庭金融資產(chǎn)選擇問題，能夠引導(dǎo)居民家庭合理規(guī)劃金融資產(chǎn)投資，為金融產(chǎn)品創(chuàng)新提供重要依據(jù)；宏觀來看，通過分析家庭的金融資產(chǎn)選擇特點(diǎn)，了解家庭參與金融市場(chǎng)的程度以及相關(guān)傳導(dǎo)機(jī)制，對(duì)于優(yōu)化我國(guó)家庭金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、推動(dòng)我國(guó)金融市場(chǎng)改革、調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)具有重要的指導(dǎo)意義。

與過去研究相比本文具有如下特點(diǎn)：1）從研究層面來看，以家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，克服了以往研究由于微觀數(shù)據(jù)缺乏而導(dǎo)致研究只停留于宏觀層面的不足；2）在指標(biāo)選取方面，將房產(chǎn)加入組合選擇模型，考慮了房產(chǎn)消費(fèi)對(duì)居民家庭金融資產(chǎn)持有行為的影響；3）從評(píng)估方法來看，采用定性分析與定量評(píng)價(jià)相結(jié)合的分析方法，對(duì)變量的刻畫更加精細(xì)，評(píng)價(jià)結(jié)果更加準(zhǔn)確。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）家庭金融資產(chǎn)選擇行為影響因素研究

Heaton（2001）[1]研究發(fā)現(xiàn)股市參與度與年齡呈現(xiàn)弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系，與收入、教育呈現(xiàn)強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。Guiso，Sapienza and Zingales（2004）[1]發(fā)現(xiàn)對(duì)外界社會(huì)、金融機(jī)構(gòu)等信任度高的家庭更情愿投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。Puri and Robinson（2005）研究發(fā)現(xiàn)對(duì)未來持有樂觀預(yù)期的家庭更多地投資于風(fēng)險(xiǎn)較大的股票。Guven（2013）[2]認(rèn)為房產(chǎn)的投資與消費(fèi)的雙重性質(zhì)使家庭金融投資呈現(xiàn)隨生命周期變化的特點(diǎn)，對(duì)房產(chǎn)的過度投資會(huì)減少對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的需求。于蓉（2006）考慮到消費(fèi)者預(yù)期、信任度、社會(huì)互動(dòng)、投資者情緒等行為特征對(duì)股票市場(chǎng)投資的影響。雷曉燕，周月剛（2010）[3]研究發(fā)現(xiàn)，健康狀況變差會(huì)使其減少風(fēng)險(xiǎn)型金融資產(chǎn)的持有，并將資產(chǎn)向安全性較高的生產(chǎn)性資產(chǎn)和房產(chǎn)轉(zhuǎn)移。王剛貞，左騰飛（2015）[4]認(rèn)為投資者的風(fēng)險(xiǎn)偏好與投資經(jīng)驗(yàn)、文化水平、性格特征、財(cái)富水平正相關(guān)與年齡負(fù)相關(guān)性。

（二）家庭金融資產(chǎn)選擇行為分析方法的研究

國(guó)外研究方面，Markowiz（1952）提出均值——方差模型，提供了一種尋求風(fēng)險(xiǎn)與收益的最佳配比的金融資產(chǎn)選擇方法。Angerer（2010）通過構(gòu)建資產(chǎn)定價(jià)模型，把住房的雙重屬性都考慮在內(nèi)，討論住房——消費(fèi)這一資產(chǎn)定價(jià)模型對(duì)預(yù)期股票的回報(bào)率產(chǎn)生的影響。史代敏和宋艷（2005）運(yùn)用四川省2002年城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)調(diào)查數(shù)據(jù)，采用Tobit模型對(duì)居民家庭金融資產(chǎn)選擇進(jìn)行實(shí)證研究。盧家昌，顧金宏（2010）[5]構(gòu)建出家庭金融資產(chǎn)投資決策的結(jié)構(gòu)方程模型，對(duì)影響家庭金融資產(chǎn)選擇的各個(gè)變量之間的邏輯關(guān)系和內(nèi)在機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證研究。竇婷婷（2013）運(yùn)用因子分析法結(jié)合Logistic回歸模型分析了家庭選擇證券類、保險(xiǎn)類貨幣類、這三類金融投資品種的影響因素及其作用程度。張兵等（2015）利用Heckman兩階段模型分析了宏觀經(jīng)濟(jì)情況和地區(qū)特征對(duì)我國(guó)家庭證券類金融資產(chǎn)選擇行為的影響。

通過對(duì)過去學(xué)者在家庭金融資產(chǎn)選擇行為研究的分析可知，其不足之處有如下三點(diǎn)：1）在研究視角方面，數(shù)據(jù)來源多為宏觀統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，研究主要停留在宏觀層面，對(duì)于家庭微觀層面的研究存在較大的不足；2）在研究方法方面，較多的是采用描述性統(tǒng)計(jì)分析，評(píng)價(jià)結(jié)果較為粗糙，對(duì)變量間關(guān)系刻畫不夠精確；3）在指標(biāo)的選取方面，較少有考慮到房產(chǎn)投資對(duì)居民風(fēng)險(xiǎn)型金融資產(chǎn)選擇行為的影響。

三、數(shù)據(jù)來源與樣本統(tǒng)計(jì)性描述

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國(guó)人民銀行贛州市中心支行組織的“2016年贛州市城鎮(zhèn)居民金融資產(chǎn)負(fù)債基本情況調(diào)查”。合計(jì)發(fā)放問卷1076份，剔除無效問卷后篩選出有效問卷1043份。

（二）問卷設(shè)計(jì)

由于城鎮(zhèn)居民的金融資產(chǎn)存量和金融投資活動(dòng)要明顯多于農(nóng)村居民，本次問卷調(diào)查重點(diǎn)選擇城鎮(zhèn)居民。在調(diào)查問卷中，主要設(shè)計(jì)了家庭成員、年齡、受教育程度、職業(yè)、收入水平、房產(chǎn)持有數(shù)。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

在1043張有效問卷中，持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的家庭有238戶，占比為22.82%。家庭常住人口均值在3.93，從人口結(jié)構(gòu)上看，主要集中在3人～4人之間。決策者年齡均值為2.91，主要分布于31～40歲及41～50歲兩個(gè)年齡層次。決策者文化水平度均值為4.55，從分布結(jié)構(gòu)上看，學(xué)歷按由高到低排布呈現(xiàn)正態(tài)分布態(tài)勢(shì)。家庭月收入水平均值為4.01，介于5001～10000及10001～20000元兩選項(xiàng)占比合計(jì)達(dá)到68.64%。家庭持有住房套數(shù)主要以1套為主，占比為77.18%，無住房及持有3、4套住房均屬于少數(shù)占比。具體統(tǒng)計(jì)情況見表2。

四、實(shí)證分析

（一）變量的選取及度量

外部金融環(huán)境會(huì)決定家庭金融資產(chǎn)的選擇范圍和配置比例，但即使投資決策者面對(duì)同樣的外部環(huán)境，不同的投資決策者依然會(huì)根據(jù)自身狀況做出不同的投資決策，為了進(jìn)一步探討影響居民家庭金融資產(chǎn)選擇的微觀因素，在借鑒Rosen（2004）[2]、Guiso（2004）[4]、Clark（2012）[6]、于蓉（2006）[8]、李濤（2006）[9]、雷曉燕（2010）[11]、段軍山（2016）[13]等學(xué)者的研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)，選取決策者年齡（age）、決策者文化水平（doe）、決策者職業(yè)（pro）、家庭收入狀況（fme）、家庭人員數(shù)（fp）、持有房產(chǎn)套數(shù)（hn）六個(gè)因素對(duì)贛州市居民家庭金融資產(chǎn)選擇影響因素進(jìn)行分析。相關(guān)變量的度量方法見表1。

（二）居民金融資產(chǎn)選擇行Probit模型的構(gòu)建

研究居民金融資產(chǎn)持有問題，即“持有”和“不持有”風(fēng)險(xiǎn)型金融資產(chǎn)的二元決策問題，故可通過構(gòu)建Probit模型對(duì)該問題進(jìn)行分析。居民金融資產(chǎn)選擇行Probit模型具體表達(dá)形式如下：

式（5）中，εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，服從N（0，1）的標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。因此，居民家庭金融資產(chǎn)選擇行為影響因素的Probit模型可建立為：

式（6）中，prob（Y=1/Xi）是居民“持有金融資產(chǎn)”（即Y=1）的概率。x1，x2，x3…xn為解釋變量。α0為常數(shù)項(xiàng)，β1，β2，β3…βn為對(duì)應(yīng)自變量的Probit回歸系數(shù)，εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，服從N（0，1）分布。根據(jù)前文的分析，選擇了家庭人員數(shù)、年齡、文化水平、決策者職業(yè)、家庭收入狀況、房產(chǎn)持有數(shù)6個(gè)解釋變量研究贛州居民金融資產(chǎn)持有行為并構(gòu)建出probit回歸模型，各變量的具體說明見表1。

（三）Probit回歸結(jié)果

以2016年4月在贛州市對(duì)居民進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)問卷調(diào)查所獲得的1043份有效問卷為數(shù)據(jù)來源，采用Stata11.0軟件的probit運(yùn)算工具對(duì)六個(gè)變量進(jìn)行Probit回歸分析（回歸結(jié)果略），從全變量模型的回歸結(jié)果來看，決策者年齡（age）、決策者職業(yè)（Pro）家庭人員數(shù)（fp）三項(xiàng)解釋變量的P值分別為0.254，0.055，0.175，無法通過變量的顯著性檢驗(yàn)，為進(jìn)一步提高模型和變量的顯著性水平，故采用逐步回歸法對(duì)6個(gè)解釋變量分別進(jìn)行回歸分析，以確定模型最終的解釋變量個(gè)數(shù)，最終Probit模型回歸結(jié)果見表3所示。

五、結(jié)論

（1）在六個(gè)設(shè)定的主要模型影響因素中，決策者年齡、家庭人口數(shù)兩個(gè)變量在回歸模型中不顯著，予以剔除，決策者文化水平、決策者職業(yè)、家庭收入狀況、房產(chǎn)持有數(shù)四個(gè)變量回歸效果較為顯著，是居民家庭風(fēng)險(xiǎn)型金融資產(chǎn)持有行為的主要影響因素。

（2）在決策者文化水平方面，變量Z統(tǒng)計(jì)值達(dá)到-5.11，顯著性檢驗(yàn)通過且系數(shù)為負(fù)（注：文化水平越高，評(píng)分越低），即戶主受教育水平越高，居民持有風(fēng)險(xiǎn)型金融資產(chǎn)需求的可能性就越大。可能的解釋是文化水平高的戶主其個(gè)人素質(zhì)和能力均較高，具備較強(qiáng)的接受新事物、風(fēng)險(xiǎn)辨識(shí)和學(xué)習(xí)新技術(shù)的能力，能幫助他們?cè)诳刂骑L(fēng)險(xiǎn)的基礎(chǔ)上獲取收益，故而有較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)型金融資產(chǎn)持有需求。

（3）在決策者職業(yè)方面，指標(biāo)的Z統(tǒng)計(jì)值為-2.01，模型的顯著性檢驗(yàn)通過，其系數(shù)為負(fù)（注：職業(yè)穩(wěn)定性越高，評(píng)分越低）。說明職業(yè)越穩(wěn)定的決策者，其持有風(fēng)險(xiǎn)型金融資產(chǎn)需求的可能性越大。究其原因，職業(yè)穩(wěn)定性越高的職業(yè)收入的穩(wěn)定性越高，對(duì)金融資產(chǎn)的抗風(fēng)險(xiǎn)能力更強(qiáng)，因此對(duì)風(fēng)險(xiǎn)型金融資產(chǎn)的持有概率更高。

（4）在家庭收入水平方面，指標(biāo)Z統(tǒng)計(jì)值為2.91，模型顯著性檢驗(yàn)通過，指標(biāo)系數(shù)為正，說明隨著家庭收入的增加，居民的風(fēng)險(xiǎn)型金融資產(chǎn)的持有需求呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)。原因很大程度是由于隨著收入水平的增加，家庭可支配收入更多，居民對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)投資的需求逐步上升所導(dǎo)致。

（5）在房產(chǎn)持有量方面，指標(biāo)的Z統(tǒng)計(jì)值為4.02，模型的顯著性檢驗(yàn)通過，且其系數(shù)為正，說明家庭房產(chǎn)持有行為對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資存在正相關(guān)性，即房產(chǎn)投資并沒有對(duì)家庭的風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”?？赡艿慕忉層袃牲c(diǎn)：首先，居民在持有房產(chǎn)后，購(gòu)房壓力降低，家庭可支配收入增加，促進(jìn)了金融投資行為；其次，持有房產(chǎn)越多，居民家庭財(cái)富積累越大，家庭金融資產(chǎn)投資活動(dòng)的抗風(fēng)險(xiǎn)能力提高，使該類家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)金融資產(chǎn)投資需求增加。

參考文獻(xiàn)

[1]Guiso，L.，P.Sapienza & L.Zingales.the Role of Social Capital in Financial Development[J].American Economic Review，2004（94）：526-556.

[2]Guven C..Reversing the Question：Does Happiness Affect Consumption and Savings Behavior[J].Journal of Economics is Psychology，2012，33 （4）：29-36.

[3]雷曉燕，周月剛.中國(guó)家庭的資產(chǎn)組合選擇：健康狀況與風(fēng)險(xiǎn)偏好[J].金融研究，2010，（1）：31-45.

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[5]盧家昌，顧金宏.城鎮(zhèn)家庭金融資產(chǎn)選擇研究——基于結(jié)構(gòu)方程模型的分析[J].金融理論與實(shí)踐，2010：77-83.

作者簡(jiǎn)介：劉德林（1969-），男，漢族，江西贛州人，任職于中國(guó)人民銀行贛州市中心支行副行長(zhǎng)，研究方向：金融學(xué)。