（金融学专业论文）财富与家庭投资组合关系的实证分析.pdf

摘要 针对家庭投资组合具有异质性的特点，借鉴k i n g ( 1 9 9 8 ) 引入一个具有内 在转移性的条件资产需求模型，分析家庭投资组合。家庭对资产j 的需求依赖于 其所选择的特定组合k ，随着对k 的改变，资产j 的需求也在改变。p r o b i t 、t o b i t 模型回归的结果显示，中国的家庭投资组合财富效应显著、生命周期效应并不显 著，住房对股票投资具有挤出效应，住房和储蓄之间呈此消彼长的关系，储蓄有 向基金“搬家”的可能。特别地，中国家庭投资者总体上不具有常相对风险厌恶 ( c r r a ) 特征，但高财富家庭具有c r r a 特征，财富弹性分析表明，低财富家庭 对风险资产的财富弹性较之高财富家庭高，而高财富家庭储蓄的财富弹性较低财 富家庭高。 关键词：投资组合异质性，内在转移性，条件资产需求，财富弹性，c r r a a b s t r a c t i nt h el i g h to fh e t e r o g e n e i t yi nh o u s e h o l dp o r t f o l i oa l l o c a t i o n s ，t h ep a p e ri n t r o d u c t am o d e lo fa s s e td e m a n d sc o n d i t i o n a lu p o no w n e r s h i pw i t he n d o g e n o u ss w i t c h i n g r e f e r i n g t o k i n g ( 19 9 8 ) t h ed e m a n df o r a s s e tjd e p e n d su p o nt h ep a r t i c u l a r c o m b i n a t i o n ( k ) o fa s s e t s ( o t h e rt h a nj ) t h a ta r ep r e s e n ti nt h eh o u s e h o l d sp o r t f o l i o ，a n d t h ed e m a n dc h a n gw i t ht h ec h a n g eo fk p r o b i t ，t o b i tr e g r e s s i o nm o d e ls h o w e dt h a t c h i n e s eh o u s e h o l dp o r t f o l i oh a ss i g n i f i c a n tw e a l t he f f e c t ，i n s i g n i f i c a n tl i f e - c y c l e e f f e c t t h es h i f tb e t w e e nh o u s i n ga n ds a v i n g s ，a n dt h e ”m o v i n g ”f o r ms a v i n g st o f u n d s p e c i a l l y , w e a l t he l a s t i c i t ya n a l y s i ss h o w e dt h a tc h i n e s eh o u s e h o l di n v e s t o r s h a v en o tc r r a ，b u to p p o s i t l yi nt h eh i g h e r - w e a l t hf a m i l i e s i nt h el o w e r - w e a l t h f a m i l i e s ，t h ee l a s t i c i t yo fd e m a n df o rt h er i s k ya s s e t sw a sh i g h e rt h a ni t i nt h e h i g h e r - w e a l t hf a m i l i e s ，b u tt h ee l a s t i c i t yo fd e m a n df o rt h es a f ea s s e t sw a se x a c t l y t h e o p p o s i t e k e y w o r d s ：h e t e r o g e n e i t y i nh o u s e h o l dp o r t f o l i oa l l o c a t i o n s ，e n d o g e n o u ss w i t c h i n g ， a s s e td e m a n d sc o n d i t i o n a lu p o no w n e r s h i p ，w e a l t he l a s t i c i t y ，c r r a 学位论文原创性声明 本人郑重声明：所呈交的学位论文，是本人在导师的指导下， 独立进行研究工作所取得的成果。除文中已经注明引用的内容 外，本论文不含任何其他个人或集体已经发表或撰写过的作品成 果。对本文所涉及的研究工作做出重要贡献的个人和集体，均已 在文中以明确方式标明。本人完全意识到本声明的法律责任由本 人承担。 特此声明 学位论文作者签名： 黼穗 2 0 0 9 年4 月2 7 日 学位论文版权使用授权书 本人完全了解对外经济贸易大学关于收集、保存、使用学位 论文的规定，同意如下各项内容：按照学校要求提交学位论文的 印刷本和电子版本；学校有权保存学位论文的印刷本和电子版， 并采用影印、缩印、扫描、数字化或其它手段保存论文；学校有 权提供目录检索以及提供本学位论文全文或部分的阅览服务；学 校有权按照有关规定向国家有关部门或者机构送交论文；在以不 以赢利为目的的前提下，学校可以适当复制论文的部分或全部内 容用于学术活动。保密的学位论文在解密后遵守此规定。 学位论文作者签名： 导师签名： 99 舅唆 狨嗜 7 年毕其一e t p 7 年牛月7 日 第1 章引言 1 1 选题背景 十七大报告提出“增加人民群众的财产性收入 。2 0 0 5 2 0 0 8 年中国股市、楼 市经历了空前的暴涨、暴跌行情；2 0 0 7 年美国次贷危机掀起全球金融j x l 暴，经 济步入萧条。研究家庭投资组合选择行为，对于探索资产市场价格暴涨暴跌背后 的家庭经济体层次的原因、认识家庭投资需求推动机构提高金融创新能力、制定 刺激消费改善经济基本面的政策措施，具有重要的现实意义。 经典的投资组合选择理论研究，如m a r k o w i t z ( 1 9 5 2 ) ，s a m u e l s o n ( 1 9 6 9 ) 和 m e r t o n ( 1 9 6 9 ，1 9 7 1 ) 认为：经济人应该将财富按一定的比例投资于所有的风险资 产：所有经济人对风险资产的最优投资组合是相同的；经济人按照自己的风险厌 恶程度将财富在无j x l 险资产和最优资产组合之间进行分配。最优投资组合独立于 个人财富。 然而大多数实证研究都表明：经济人的最优投资组合并不相同，存在异质性； 对于风险资产市场还存在不参与现象；对于风险资产市场的参与性与个人财富相 关联。这些都有悖于经典理论。研究家庭财富与投资组合选择的关系，对于解释 这一现实悖于理论的现象，具有一定的理论意义。 1 2 文献综述 1 2 1 投资组合异质性 按照经典理论，经济人应该将财富投资于一定的风险资产，然而 c a m p b e l l ( 2 0 0 6 ) 对s c f 2 0 0 1 年数据分析，发现股票投资会随着家庭财富的上升而 增加，但是即使是在家庭财富水平比较高的家庭中，也有不投资股票的情况。类 似的研究还有m a n k i w 和z e l d e s ( 1 9 9 1 ) 、b e r t a u t ( 1 9 9 4 ) 、g u o ( 2 0 0 1 ) 、s t e p h a n i e c u r c u r u ( 2 0 0 6 ) 、李涛( 2 0 0 6 a ) 等。 按照经典理论，经济人的风险资产的最优组合是相同的，然而实证结果却与 此大相径庭。h o c h g u e r t e l ，a l e s s i ea n dv a ns o e s t ( 2 0 0 0 ) 运用对荷兰家庭的组合数据 进行分析，结果显示户主年龄较大、财富较多的家庭风险资产持有比例较高，持 有风险性资产的家庭的风险资产比例会随着家庭财富的上升而上升。类似研究还 有c u o c oa n dl i u ( 2 0 0 0 ) 、吴卫星和齐天翔( 2 0 0 6 ) 。 为了解释传统经典理论难以说明的现象，学者们采用因素分析法，从劳动收 入、房产投资等背景j x l 险方面 m e r t o na n ds a m u e l s o n ( 1 9 9 2 ) 、f l a v i na n d y a m a s h i t a ( 2 0 0 2 ) 】：证券交易成本、税收、信息搜寻成本、时问成本等方面 h o c h g u e r t e l ，a l e s s i ea n d v a ns o e s t ( 2 0 0 0 ) 、c o c c o ( 2 0 0 1 ) 、汪伟( 2 0 0 8 ) ；人口统计 特征方面 史代敏( 2 0 0 5 ) 、g u i s o ( 2 0 0 1 ) ；风险偏好及生命周期、社会心理方面 第1 页共4 0 页 c a r r o l l ( 2 0 0 2 ) 、w a c h t e r 和y o g o ( 2 0 0 7 ) 、李涛( 2 0 0 6 a ) 】。 1 2 2 财富效应 最早研究家庭投资财富效应的足c o h ne ta 1 ( 1 9 7 5 ) 、f r i e n da n db l u m e ( 1 9 7 5 ) ，他们的实证研究表明股票占总财富的比例随着财富的增长而增长。 b e r t a u t 和s t a r r - m c c l u e r ( 2 0 0 1 ) 对美国市场进行研究发现，财富与股票市场， 储蓄存款市场，家庭住房市场以及私人产业的参与都是f 相关的例如，财富量 最低的一部分人的股票市场参与率仅为4 4 ，而财富量最高的一部分人股票市场 的参与率则高达8 6 7 。；投资者持有的；x l l 硷资产份额也随着财富的上升而上升。 c a m p b e l l ( 2 0 0 6 ) 运用美国的数掘进行分析发现，流动性资产和汽车是穷人主 要的投资对象，房产是中产阶级主要的投资对象，而富人的主要投资对象则为权 益资产。财富与风险资产参与成正比。c a r r o l l ( 2 0 0 2 ) 对欧洲国家的实证分析也 发现了同样的现象。 吴卫星和齐天翔( 2 0 0 6 ) 对中国市场的研究发现财富的增加显著地增加了居 民参加股市的概率以及参与深度。史代敏和宋艳( 2 0 0 5 ) 发现中国居民投资的储蓄 存款和股票所占的份额会随着财富的增加而增加，但是财富对于储蓄性保险持有 比例的影响是不显著的。 在财富效应的解释方面，c o h ne ta 1 ( 1 9 7 5 ) 认为财富效应是由于递减的相对 风险厌恶系数，j o e lp e r e s s ( 2 0 0 4 ) 通过引入获耿股票信息的可能性，以及获取 股票信息需要成本，认为财富效应是由于递减的绝对风险厌恶系数。 w a c h t e r 和y o g o ( 2 0 0 7 ) 通过引入一个具有非同质效用函数生命周期模型，认 为随着财富的增加，家庭会更倾向于消费奢侈品而减少基本品的消费。其中暗含 着递减的相对风险厌恶系数，从而随着财富的增加会加大对风险资产的投资。 s u l ea l a n ( 2 0 0 6 ) 研究了美国股市的有限参号晴况，通过引入成本限制，解 ，释了财富额很小的投资者只持有风险较低的资产，股票持有集中在富有投资者手 中。 下文安排：第2 章引进条件资产需求模型；第3 章数据介绍、变量说明及其 描述性统计；由于资产需求是在拥有i 资产的条件下的资产需求，因而在对资产 需求模型回归前，第4 章先对资产的概率模型回归并分析；第5 章条件资产需求 模型及其回归分析；第6 章根据第4 章、第5 章的回归分析结果检验中国家庭是 否为c r r a ，以及计算各项资产的财富弹性；第7 章结论及政策建议。 第2 负共4 0 页 第2 章资产参与概率模型及条件资产需求模型 本文沿用以往家庭投资组合实证研究的经典分析方法，一分为二，将资产需 求分解为：资产参与概率x 条件资产需求，有所不同的是，本文认为家庭在选择 某资产j 之前，首先选择其特定的最优组合k 。 2 1 资产参与的概率模型 家庭的组合k 的选择依赖于家庭特征，包括：财富、收入、年龄、性别、地 理位置等等因素，因此家庭选择k 的该率p r o ( k ) 依赖于这些特征，而家庭选择 资产j 的概率可以描述为： p r o ( j ) = 剧，e 。p r o ( k ) 因此参与资产j 的概率依赖于包括财富、收入、年龄、 性别、地理位置等等的因素。将财富、收入等等家庭特征x 6 线形结合起来，得 x p ，p r o ( j ) 依赖于x p ，考虑其它因素g ，g n ( 0 ，1 ) ，则p r o ( j ) 依赖于x “+ s ， 记j ，：= x “+ 占6 则p r o ( j ) = f ( y ：) 则其概率可表示如下： 味 万，= l f ( u ) d u ( 1 ) y i = x hl b + 6 h 2 2 条件资产需求模型 由于每个家庭的特征不同，包括财富、人口统计特征以及背景风险等因素， 出现家庭投资组合的相异性，家庭的投资选择并非按照经典的投资组合理论。 k i n g ( 1 9 9 8 ) 提出了一个具有内在转移性的资产需求模型，本文对其模型加以改 进，剔除原模型中税率、利率变量，保留了其模型的内在转移性特征，允许家庭 不按照经典理论配置组合，来分析家庭投资选择特征。 这里的条件资产需求是指拥有某资产j 条件下，资产j 的需求。假设家庭投 资组合效用m a r k o w i t z 效用函数： u 6 ( ) = u ( y h , ( 仃6 ) 2 ) 2 6 一寿( 万6 ) 2 2 ) 其中彳“为家庭h 的绝对风险厌恶系数的倒数，“为家庭h 的投资组合的收 益，仃6 为家庭h 的投资组合标准差。 家庭h 的投资组合收益、方差z “、仃6 为： z 6 = j 口y 6 ，+ 足e ，h ( 3 ) ( 仃“) 2 = ，影彬c c f ( 4 ) e ；为家庭h 对组合j 的配置金额，口h r 为无风险资产配置金额，资产j 的 第3 页共4 0 页 收益率，r 为无风险资产收益率，c 。为资产i 、j 收益率的协疗差矩阵，为对称 的f 定矩阵。e “= ( p ? ，e ：，e ，h ) 7 ，u = ( z l r ，2 一r ，k ，l 一尺) ，孝= ( 1 ， 1 ，1 ) 家庭h 的预算约束为： e ：+ e “= w 6 ( 5 ) 在不允诩：卖空、借贷约束下 e ? ，e ；0w ，h ( 6 ) 我们知道每个家庭由于包括财富、人口统计特征以及背景风险等在内的原 因，其最优投资组合是不一致的，如果有j 种资产，理论上，最优组合数k _ 2 7 一l ( - 1 是因为不能没有任何资产) 。当家庭选择了某些资产组成的组合k 时，其它 资产配置为o 。 此时，效用函数为：u 6 ( ) = 形“尺+ “彰一虿( 砟) r 露，当效用最大化 时，面d u = 。，其中为组合k 中所包含资产的收益率协方差矩阵，e ：为k 组合 中各资产配置会额的列向量，则p ：= 彳“r 家庭h 的在选择组合k 条件下的资产配置为：g ? = 彳“7 ( 7 ) 在选择k 组合条件下，对单个资产j 而言，其需求函数为： 秽= a h 触( ，一r ) v 扩 ( 8 ) 其中为组合k 中资产i 与j 的收益率协方差，彤表示在家庭h 拥有资产 j 条件下，对资产j 的需求金额。则j 的需求比例为： p h = ( 参) m ( , u i - - r ) ，f ， ( 9 ) 对( 9 ) 两边取自然对数，有 l n p ；= 口( 后) 一l n ，6 ( 1 0 疗 其中r “= 刍为相对风险厌恶系数的倒数，它依赖于包括财富、人e l 统计特 形” 征以及背景风险等在内的观测特征，假设它是家庭特征的线性函数，则有 i n r “= x “+ s “ ( 1 1 ) 进而i np ? = 口，( 七) + x “+ ? ( 1 2 ) 其中? - - - n ( o ，仃2 ) ，它表示其它未观测到的因素。 第4 页共4 0 页 而口，( 七) = l n 越( 以- r ) v 扩】依赖于家庭的组合k 中除了j 资产以外的其它 资产的组合方式，用d ? 表示k 中的其它资产的组合方式，并假设口，( 七) 是钟的线 性函数，口( 尼) = 竺。口业d ? ，n 表示k 组合的可能个数。则资产j 的条件需求 函数( 在拥有资产j 的条件下) 为： i n p ；= ：。口业d ：+ x 6 + ? ( 1 3 ) 口业揭示家庭特定最优组合的选择，对资产j 需求的影响，内在转移性资产 模型的特点就体现在系数口业上。 第5 页共4 0 页 第3 章数据、变量及其描述性统计 3 1 数据及变量 数据来自奥尔多投资咨询中心2 0 0 5 年所进行的“投资者行为调查”的数据 变量的构造来自调畲问卷的相关问题。该问卷调查的对象是北京、上海、南宁、 成都、兰州、海i a 、沈阳、珠海、武汉、天津、温州、长沙等1 2 个城市的1 5 2 6 户城市居民。主要变量： 现金、储莆存款、外汇、股票、债券、期货、基金、借出款、做生意占用资 金、住房公积会、保险会、收藏品、自有房产、个人理财产品、财富总量( 总资 产) 依次表示为c a s h 、d e p o s i t 、f e x c h 、s t o c k 、b o n d 、f u t u r e 、f u n d 、l e n d 、b u s i n e s s 、 a c c u m i n a l ，i n s u r e ，c o l l e c t i v e ， r e s t a t e ，p e r f i n a n c i a l ，f i n a n c e 。 是否参与各个资产市场的虚拟变量，为c a s h i f , d e p o s i t i f 一，以是否参与股 票市场s t o c k i f 为例，s t o c k i f = - i 表示参与股票市场，s t o c k i f = o 表示没有参与股票 市场。 资产持有比例：以股票为例，股票持有比例表示为s t o c k o f f i n a n c e ，表示股 票市值占总资产的比例，如果股票市值或总资产为0 ，该比例记为0 。l n p s t o c k 表示s t o c k o t t i n a n c e 的自然对数。其它资产持有比例表示依次类推。 金融资产：l n f i n a n c e l ( 会融资产的自然对数) 、l n f i n a n c e 2 ( 金融资产自然对 数平方) 。引入资产对数是为了避免极值对回归结果的影响。引入平方为了捕捉 可能的其它非线性关系。 家庭收入：i n c o m e l 、i n c o m e 2 ，分别表示家庭总收入及其平方。高收入意味 着，较高的未来现金流入，从而可以对持有高风险资产有j 下向作用。 户主年龄：有两组变量，第一组为虚拟变量，a g e 3 ，( 3 5 岁以下) 、哟 卯( 3 5 5 0 岁) 、 a g e 5 0 一6 5 ( 5 0 一6 0 岁) 、a g e 6 5 ( 6 5 岁以上) ，以a g e 3 5 为例，a g e 3 5 = 1 表示户 主年龄3 5 岁以下， a g e ，；= o 表示其它年龄。另一组变量为a g e 、a g e 2 ，其中a g e 2 为了捕捉年龄对组合的非线性影响。 性别：g e n d e r ( 1 、0 ，表示男和女) 婚姻及家庭状况：m a r r i e d ( 1 ，o 表示已婚和其它) 、d i v ( 1 ，o 离婚和丧偶) 、 p o p ( 家庭人口数量) 教育：s e c o n d ( 初中) 、h i g h ( 高中或中专) 、c o l l e ( 大专) 、u g ( 本科及以上) 投资组合虚拟变量：本文依据数据描述性统计结果，从重要性角度，主要按 照储蓄存款、股票、基金、房产分类，c o m 0 12 表示投资组合罩只有储蓄存款、 股票而没有基金、房产( 但可以有除这四项资产以外的其它资产) 。此类虚拟变 第6 页共4 0 页 量还有e o m 0 12 3e o m 0 23e o m 0 23 4c o r n 0 34c o m 0 12 3 4e o m 0 13e o m 0 14 e o m 0 2 4c o m 0 1 2 4e o m 0 1 3 4 。 以及北京、上海等等被调查对象所在地虚拟变量。 考虑到某些调查对象有可能没有认真填写相关内容，做数据回归分析时剔除 其中资产类、收入类均为0 的家庭数据，剩余1 4 5 9 份数据。 3 1 数据及其描述性统计 描述性统计结果分析： 从附录表l 、2 、3 中可以看出房产投资是家庭金融投资的主要形式，占金融 资产的比例平均达到5 6 9 。我国整体财富水平偏低，房产是我国居民最主要的 资产形式。其次为储蓄、现金、股票，分别为2 1 5 、6 、3 7 8 ，占比最小的 为债券、基会，均为1 以下。储蓄较高，除了与中国的节约传统有关以外，当 前城乡居民的住房、医疗、教育等支出项目均要自己负担，为了预防未来的不确 定性，家庭不得不做好长期储蓄的准备。资产市场平均参与率来看，储蓄最高为 8 6 3 ，其次为储蓄、住房、公积会，分别为8 6 、7 7 9 、3 4 6 。被调查对象 的平均总资产4 0 5 9 7 8 元、平均家庭月收入4 6 4 3 元，平均年龄约为4 1 岁，其中 3 5 5 0 岁的居多，占被调查对象的4 1 3 。从学历看，绝大多数为高中以上学历， 其中高中、大专、本科以上学历分别占2 9 8 、2 4 9 、2 8 1 ，小学以下学历只 占1 9 。这些被调查对象7 8 3 已婚，2 。3 离异或丧偶，平均家庭人口为3 人。 从地理位置看主要分稚在北京、沈阳、兰州、成都，分别占到1 6 7 、1 3 1 5 、 1 1 9 2 、1 1 3 7 。 附录表4 、5 、6 中，按金融资产量分位点统计的参与率、参与程度，可以明 显看出随着财富的增长居民对各项资产的参与率在上升，参与程度也呈或升或降 的特征。具体从参与率来看，收藏品、基金、外汇、参与率随着财富的增加，表 现出较快的增长趋势分别为2 2 到1 6 、3 到1 8 、3 6 到1 5 7 ；现金、储 蓄表现的比较平缓；做生意在7 5 分位点前表现比较平缓，平均约为8 ，而在 7 5 分位点后出现跃升，达到1 9 5 ；2 5 分位点下财富者住房参与率较低，为 3 4 ，跃迁至8 7 后升势趋缓；股票参与率按财富分位点统计呈现两头慢、中间 快的特点，2 5 、2 5 5 0 分位点为1 2 1 7 ，到5 0 7 5 分位点则跃升至3 1 ， 之后为3 5 。从参与程度看，随着财富的增加，现金、储蓄的持有比例呈现明显 的下降趋势，分别为1 6 8 到2 、3 8 6 到1 5 ；股票持有比例，呈现先降后升 的u 型趋势，但总体占比并不高在2 7 4 4 之间；住房资产持有比例，呈现先 升后降的倒u 型特点，最低财富者持有比例为2 6 3 ，之后跃升至6 5 8 到7 1 之间；做生意占款和收藏品一样，最高财富拥有者分别持有3 2 、1 4 ，而7 5 财富分位点以下的比例相对不高。 第7 页共4 0 页 附录表7 、8 中按家庭收入分位点统计的参与率、参与程度，也能看出一定 的规律性。从参与率看，随着收入的增加储蓄、现金的参与率呈现下降趋势；股 票、债券、基金、公彩! 会、保险、收藏品，则呈明显的上升趋势，以股票为例， 参与率从1 3 上升至3 3 左右；房产参与率则表现一定的稳定性约为7 4 一8 0 之间。从参与程度看，股票持有比例随着收入的增加呈现明显的上升趋势，从 2 2 到4 9 ；现金呈现明显的下降趋势；储蓄的趋势不明显；房产情况较为稳 定约为5 0 一6 0 之间。 附录表9 、1 0 中按户lt 年龄分位点统计参与率、参与程度。随着年龄的增长 做生意、借出款、收藏品参与率，呈下降趋势，房产则呈上升趋势：在6 5 岁以 上者，储蓄、股票、公积金参与率最低，而现金参与率最高。从参与程度看，储 蓄、公积金呈下降趋势，房产、债券、理财产品则呈上升趋势，房产情况与f l a v i n a n d y a m a s h i t a ( 2 0 0 2 ) 随着年龄的增长而下降相反，表现出非生命周期性。6 5 岁以 上者股市参与程度最低，持有比例约为2 8 。 第8 贞共4 0 页 第4 章资产参与概率模型的p r o b it 回归分析 4 1 模型回归方法 家庭的组合k 的选择依赖于家庭特征，包括：财富、收入、年龄、性别、地 理位置等等因素，因此家庭选择k 的概率p r o ( k ) 依赖于这些特征，而家庭选择 资产i 的概率可以描述为： p r o ( j ) = k , j c kp r o ( k ) 因此参与资产j 的概率依赖于包括财富、收入、年龄、 性别、地理位置等等的因素。将财富、收入等等家庭特征x “线形结合起来，得 x ，p r o ( j ) 依赖于x ，考虑其它因素s ，占n ( 0 ，1 ) ，则p r o ( j ) 依赖于x “+ 占， 记y ：= x “+ 占“则p r o ( j ) = f ( j ，：) 则其概率可表示如下： y ； 万，= i f ( u ) d u y | f = x hp + h 其中j ，：就是下面的p r o b i t 模型罩的隐性值y ，x 表示家庭特征的因素变量， f ( u ) 为标准正态分布概率密度函数。为求得系数，采用p r o b i t 回归模型对资 产参与概率进行描述并回归。 p r o b i t 模型一般形式： 试= x i 8 + u t 乃= 三描 其电订为参与概率，气为自变量向量，为系数矩阵，u ，为残差。 为研究生命周期效应，分别加入两种年龄变量a g e ，、a g e 3 5 - 5 0 、a g e 5 0 - 6 5 、a g e 6 5 和a g e 、a g e 2 ，两组变量分别作为解释变量进行回归。 4 2 回归结果分析( 回归结果详见附录表12 ) ： 本文的p r o b i t 模型使用的累计正态分布函数，用极大似然估计法对模型进行 估计。本文从重要性角度考虑，只分析了储蓄、股票、基金、房产。 总体来看，财富量、收入、地理位置、年龄因素对资产参与的影响很大。储 蓄回归结果表明，房产投资份额对储蓄参与有明显的挤出效应。财富水平、收入 水平显著影响储蓄参与，l n f i n a n c e l 、l n i n c o m e l 系数为正，表面二者对其有正向 作用，l n f i n a n c e 2 、l n i n c o m e 2 系数为负，表明二者对其有负向作用，整体上作用 方向不明显。如果结合描述性统计的结果，我们可以相信，二者均对其有正向作 第9 页共4 0 页 用，也就是说财富水平越高、收入水平越高，家庭参与储蓄的概率越高。简单就 回归系数看，已婚家庭具有消弱储蓄参与的倾向，这个可能是已婚家庭夫妇双方 相互提供保险，增强了抵抗风险的能力，消弱了储蓄抵御风险的动机。受教育程 度、地理位置也对储蓄具有显著的作用。 房产投资回归结果看，储蓄投资份额对其参与有明显的挤出效应。因为房产 本身具有居住消费和投资的双重属性，流动性差，应该要有相应的储蓄等流动性 资产以备不时之需，减小流动性风险。但如果结合储蓄参与概率回归结果也是可 以理解的，储蓄是为了住房、医疗、教育以及其他一些不意外支出，储蓄多了是 为了购买住房；而我国整体财富水平偏低，房产是我国居民最主要的资产形式， 购买了住房，储蓄也就减少了。所以二者之间有相互替代性。房产投资参与的收 入、地理位置系数也很显著的， 股票投资、基会投资回归结果看，储蓄、房产均对其有显著的挤出效应。房 产投资额大，在购买房产后投资者剩余的财富并不多，由于参与股票、基会市场 具有一定的固定成本，所以v i s s i n gj o r g e n s e n ( 2 0 0 2 ) 提出的固定成本效应发挥作 用，减小了股票、基会投资意愿，“挤出了”股票、基金等风险投资。 第1 0 页共4 0 页 第5 章条件资产需求模型的t o b it 回归分析 资产需求模型如( 1 3 ) 式所表示l 玎p ? = ：，口业d ：+ x 6 + ? 其中，钟表示k 中的其它资产的组合方式，口* 揭示家庭特定最优组合的选 择，对资产j 需求的影响，内在转移性资产模型的特点就体现在系数口陆上。 资产需求模型中，k 的组合方式变量d ? 的设定，主要考虑储蓄存款、股票、 基金、自有房产分别汜为1 、2 、3 、4 ，分为4 组考虑其可能的组合选择 ( 2 卜1 一1 ) + ( 2 卜2 一1 ) + ( 2 卜3 一1 ) ，设定1 1 个虚拟变量，即1 1 个钟变量，比如对 储蓄资产需求回归是，对拥有储蓄的同时又拥有股票但没有其它资产的组合可设 置为( c o m 0 1 2 ) ；对股票需求回归时，储蓄、股票、基金( c o m 0 2 1 3 ) 等等。为 消除财富的极值影响，以及出于对弹性需求计算便利性考虑，对财富的设定为 l n f i n a n c e l ，i n f i n a n c e 2 作为备选变量，其它变量主要是家庭特征，主要参考 ( 吴卫星、齐天祥，2 0 0 7 ) ：为研究生命周期效应，分别加入两种年龄变量( 同 p r o b i t 模型变量一样) 。以及其它第一章所提及的家庭特征变量。 5 1 模型估计方法 资产需求方程用t o b i t 模型回归，t o b i t 模型一般形式： 试= t p + u i fy ? 0yt 0 v ：j 乃 川 l0y ? s0 其中一资产需求，为自变量向量，为系数矩阵，u i 为残差。本文中由 于使用的因变量采用了自然对数的形式，所以没有因变量截断，跟没有截断的直 接回归结果一致的。在模型估计方面可以使用极大似然法估计，也可以使用加入 p r o b i t 回归的机会率( h a z a r d ) l a m a d a 作为解释变量的二阶段回归。但由于后 者包含异方差，所以一般的t 检验是有偏的。本文中使用极大似然估计的方法估 计模型。 5 2 回归结果分析( 回归结果详见附录表13 ) 总体来看，投资需求的财富效应很明显，婚姻状况、地理位置等因素的影响 也比较显著。所有的回归发现居民的生命周期效应不明显，另一组年龄指标 a g e ，、a g e 3 ，枷、a g e ，o 埘、a g e 6 5 的回归也不明显，说明中国家庭投资不符合生命 周期理论。值得注意的是组合特征对投资需求的影响更普遍、更显著。 储蓄的财富效应显著，已婚或者离异、丧偶家庭，储蓄有减少倾向。已婚家 庭夫妻双方相互提供保险，增强了抵御风险能力，减少储蓄。而离异丧偶家庭， 第l l 页共4 0 页 一般年龄较大，日常丌支较多：如医疗、子女教育等丌支，边际消费倾向高，储 蓄减少。按照生命周期理论，年轻人的储蓄较多，以备未来的大额购房、医疗、 予女：教育以及养老支出。教育水平对储蓄投资有显著的正作用，初中、高中、大 专、大学学历的系数显著水平均在9 5 以上。北京、兰州、武汉、天津等城市都 有湿著的正的储蓄倾向。股票、基金、房产等都对储蓄有显著的挤出作用。 表1 4 t o b i t 回归结果中组合变量系数情况( 摘自附录表1 3 ) v a r i b l el n p d e p o s i t 1 n s t o c k l n f u n dl n p r e s t a t e - 0 5 0 7 6 4 7 3一o 5 8 1 8 7 6 6 c o m ol2 ( 0 1 6 6 6 8 8 1 )( 0 3 8 5 2 0 5 4 ) 0 0 0 2 ：i ：水木 0 1 3 2 0 6 1 6 0 0 4 3 0 6 8 8 6 0 6 8 c o m o l3 ( 0 2 9 1 4 3 3 ) ( 0 5 9 9 6 8 9 2 ) 0 0 3 5 料 0 2 5 4 一1 4 4 8 7 8 1一0 1 6 6 2 4 8 4 c o r n o l4( o 1 l l l 0 4 )( 0 0 3 4 6 6 9 4 ) 0 牢术术 0 0 0 1 术术宰 - 0 7 4 7 3 7 9 7一0 9 0 8 8 3 4 60 2 7 5 7 7 3 3 c o m o l2 3( 0 3 0 3 3 9 5 7 )( 0 4 7 5 8 9 0 8 )( 0 5 5 7 5 4 5 i ) 0 0 1 4 料 0 0 5 7 木 0 6 2 2 - 1 4 2 4 3 4 8 一1 6 2 2 0 3 一0 3 4 3 4 9 0 5 c o m o l2 4 ( o 1 2 8 3 2 3 8 ) ( 0 3 9 5 6 3 0 3 ) ( 0 0 4 1 6 9 4 6 ) 0 木丰木 0 木木牢 0 木木木 - 1 1 6 5 4 1 8 一0 1 5 2 7 2 2 9一0 3 8 5 1 8 3 9 c o m o l3 4( 0 1 8 1 7 9 9 2 ) ( 0 4 5 0 8 7 9 7 )( 0 0 6 0 9 9 6 9 ) 0 木爿c 木 0 7 3 6 0 木木木 一1 4 3 7 3 7- 1 6 1 8 6 6 6一0 2 5 6 1 3 8 6一0 3 9 5 6 1 4 c o m 0 12 3 4( 0 1 7 5 3 8 4 4 )( 0 4 1 8 0 4 1 3 )( 0 4 5 6 8 1 5 3 )( 0 0 5 8 1 5 4 4 ) o 术，l c 木 0 术木木 0 5 7 6 o 2 3 9 0 2 2 8 4 0 1 8 一0 6 4 9 8 1 8 l c o m 0 23 ( 1 0 6 2 8 0 8 )( 1 1 2 4 4 4 3 ) o 8 3 0 5 6 5 3 - 1 2 8 5 6 3 l - 0 1 0 5 1 9 9 1 c o m 0 24( 0 4 4 6 0 9 0 1 ) ( o 0 8 1 6 2 7 9 ) o 0 0 4 ：i = 术：l ： 0 1 9 8 - 1 2 1 5 0 5 4一o 1 8 1 8 2 2 l一0 2 1 0 9 9 6 3 c o m 0 23 4( 1 0 7 1 6 3 9 )( 1 2 3 0 6 1 7 )( 0 3 3 7 8 1 7 ) 0 2 5 8 0 8 8 3 0 0 0 2 丰丰木 注：木料、水术、木分别标示9 9 、9 5 、9 0 置信水平，( ) 内为t 值， 为p 值 股票的回归结果显示，财富效应不明显，北京、海口、武汉等城市有较显著 的地域效应。c o m o l 一2 系数为负说明储蓄对股票投资有负向作用，但不显著。 第1 2 页共4 0 页 c o m 0 2 4 为负且有9 9 的置信度，房产投资对股票参与有显著的挤出效应。 c o m 0 2 3 系数为正，说明基金投资并没有挤出股票投资，偏好基金投资的，同时 也参与股票投资，但该结果不显著。性别变量系数不显著。c o m 0 1 2 3 、c o m 0 1 2 4 等组合都对股票投资有显著的挤出。 基金回归结果显示，财富效应明显。离异指标d i v 系数为一2 1 5 ( 显著水平 为9 5 ) ，表明，离异家庭倾向于少投资基金。基金属于中等风险投资，离异家 庭对风险表现出一定的规避特征。c o m 0 13 系数为0 6 8 9 ，说明储蓄高的家庭偏 向于更多基金投资。结合储蓄回归c o m 0 1 3 系数一0 6 1 6 看，储蓄有转移到基金 投资的倾向。这可能是由于基会的流动性较强、收益较高、风险较小的，高储蓄 家庭为在增加投资的收益，分流一部分资会买进基会。另外一方面，基会一般在 银行柜台办理申购、赎回，很便捷，对于中国高储蓄家庭习惯于银行打交道，当 然他们购买基金倾向自然偏高。基金的性别变量g e n d e r 系数为- 0 4 4 7 ( 9 5 置信 水平) ，说明男性不偏好基会投资，可能是男性比较自信，倾向于自己直接投资 股票市场，对基金这些问接入市的品种则不太青睐。基会的其他组合虚拟变量回 归系数或正或负，但并不显著。 房产回归结果显示，房产的财富效应、收入效应很显著。与储蓄回归结果相 反，房产回归的m a r r i e d 、d i v 指标为诈，具有9 5 以上的显著性。与储蓄结果 的解释类似，已婚家庭一般来说都有房产，中国传统上是先购房后结婚，自然已 婚或者离异、丧偶家庭房产投资自然偏高一些。另外离异丧偶家庭年龄偏大，而 房产投资是年龄大的家庭的主要的投资形式。房产的性别变量g e n d e r 系数为正 且有9 5 置信水平，这个可能是男性的购买力更强一些，另外就是社会原因，传 统上都是男性购房。部分城市变量也比较显著。c o m 0 1 4 系数为负，结合储蓄投 资的分析我们这样来分析，中国家庭投资的最主要形式为房产、储蓄，储蓄很大 程度上是为了购房，而购房有大量消耗储蓄，两者是一种此消彼长的关系。房产 c o m 0 24 系数为负，但比股票的c o m 0 24 系数要小一些，而且显著性不高。这个 可能是房产投资额度大，股票投资额度小，所以股票对房产的投资的挤出可以忽 略不计。c o m 0 12 4 、c o m 0 13 4 、c o m 0 23 4 均显著为负。 第1 3 页共4 0 页 第6 章财富弹性分析 由资产的参与概率模型( 1 ) 知j 资产持有概率为 p ： 7 r = j ( “) d u 而由p r o b i t 回归方程知 y 岛l n w + f 1 2 ( 1 n w ) 2 + y ” 则有，持有概率的财富弹性为： 班( 2 刚吲等 兰盟记为l 锄a d a ，也就是i m r ，有时被称为机会率( h a z a r dr a t e ) a j 由方程( 1 4 ) 易得资产需求的财富弹性为 夕= 纂- 1 + a u + 2 a z j i n 总需求弹性t = 石w 掣d w = g + 劈 死ipi 表1 5 ：常相对风险厌恶( c r r a ) 检验表 ( 1 4 ) ( 1 5 ) p r o b i tt o b i t 资产 财富系数检验财富系数检验 显著 类别 样本 水平 c h i 2 p 值f 值p 值 总体6 8 6 9o1 9 5 6o 木宰木 d e p o s f f 5 0 分位点以下 5 2 6 90l o 0 30 0 0 0 1 木宰宰 5 0 分位点以上3 8 30 1 4 7 2 2 1 2 0 1 2 1 2 总体5 1 1 403 4 20 0 3 3 9 木木 s t o c k 5 0 分位点以下 1 9 8 8o1 6 40 2 0 0 2 5 0 分位点以上 1 o l 0 6 0 2 4 1 1 4 0 3 2 2 3 总体2 7 7 603 0 90 0 5 奉术 f u n d 5 0 分位点以下5 4 7 0 0 6 4 9o 0 6 0 9 4 6 8 5 0 分位点以上3 7 60 1 5 2 7 o 5 6 0 5 7 2 3 总体1 7 0 7 2o1 7 0 5o 木木木 r e s t a t e 5 0 分位点以下 11 9 9 609 6 9 0 0 0 0 1 丰术木 5 0 分位点以上4 40 1 1 0 81 8 8 4o 注：，i c 料、宰木分别表示9 9 、9 5 置信水平，拒绝c r r a 的原假设，即回归方程 中财富系数为0 的原假设。表示接受c r r a 的原假设。 第1 4 页共4 0 页 6 1 常相对风险厌恶( o r r a ) 检验 很多文献将风险资产随着财富的增加而增加归因于，c r r a 或者递减的绝对 风险厌恶、相对风险厌恶，有的文献里直接假设c r r a ，这里我们将对中国投资 者是否具有c r r a 进行检验。如果投资者为常柏对风险厌恶( c 耻认) 型，那么 其资产投资的财富弹性应该为l ，那么就要求( 1 3 ) ( 1 4 ) 式中的届，尼，口，口2 ，均 为0 ，我们可以分别对p r o b i t 模型和t o b i