房產(chǎn)投資擠出了哪些家庭的風(fēng)險資產(chǎn)投資？

吳衛(wèi)星，高申瑋

（對外經(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)險資產(chǎn)投資？

吳衛(wèi)星，高申瑋

（對外經(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)投資對家庭風(fēng)險資產(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)險資產(chǎn)的投資。同時，房產(chǎn)投資對風(fēng)險資產(chǎn)投資的“擠出效應(yīng)”具有非線性特征，當(dāng)房產(chǎn)投資相對于財富占比較高，或流動性資產(chǎn)相對于財富占比較低時，房產(chǎn)投資顯著降低了股票等風(fēng)險資產(chǎn)的投資比例；當(dāng)房產(chǎn)投資相對于財富占比較低，或流動性資產(chǎn)相對于財富占比較高時，房產(chǎn)投資對股票等風(fēng)險資產(chǎn)的“擠出效應(yīng)”并不顯著。其中，流動性資產(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)了家庭大量財富，流動性資產(chǎn)占比較低，房產(chǎn)投資對風(fēng)險資產(chǎn)投資的“擠出效應(yīng)”最為強(qiáng)烈，而對于中年家庭來說，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)；流動性資產(chǎn)

一、引　言

居民家庭的資產(chǎn)配置行為對居民家庭乃至整個社會的福利都有著重要而深遠(yuǎn)的影響，甚至對貨幣政策的實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］。實踐證明，相較于以個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股票、基金等風(fēng)險資產(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，近年來的房價高漲著實加重了家庭負(fù)擔(dān)。因此，房產(chǎn)對股票等風(fēng)險資產(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，或許會更多得投資于股票等高風(fēng)險的金融資產(chǎn)。同時，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)險投資提供了基礎(chǔ)保障。再者，中國家庭對房產(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)品流動性較差。而依據(jù)國外經(jīng)驗，許多創(chuàng)新金融產(chǎn)品可以在保證產(chǎn)品流動性的同時，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，目前中國家庭對股票市場的長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價值。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)險收益匹配和風(fēng)險分散的角度來說，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)險投資研究，符合大類資產(chǎn)配置的趨勢所向。

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)投資對風(fēng)險資產(chǎn)的擠出效應(yīng)對哪個居民家庭群體更為顯著更是值得關(guān)心的話題，同時這一話題的研究結(jié)果也對未來相關(guān)金融政策實施效果的評價有重要意義。

二、文獻(xiàn)評析與研究假設(shè)

關(guān)于房產(chǎn)投資對股票投資的影響，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?！百Y產(chǎn)配置效應(yīng)”是指當(dāng)家庭房產(chǎn)投資相對于財富的比例逐漸提高，股票投資相對于流動性資產(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，同樣證實了房產(chǎn)投資對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)占凈財富之比增加，股票投資占財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)持有的互動影響。研究表明，當(dāng)為實現(xiàn)消費(fèi)作用而持有的房產(chǎn)投資規(guī)模大于為實現(xiàn)投資目的房產(chǎn)持有規(guī)模時，從均值-方差角度上，房產(chǎn)持有會降低整個投資組合有效性。即在既定風(fēng)險下，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)，隨著家庭財富不斷積累，其房產(chǎn)占凈財富之比逐漸下降，住房需求約束對股票、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)險偏高，因此相對于股票投資，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)模擬證實了持有房產(chǎn)對股票投資的“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性財富，房產(chǎn)對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)”隨著家庭財富值的變化而變化。Cocco也證實了房產(chǎn)投資對股票、債券參與的“擠出效應(yīng)”，并指出由于年輕人和窮人的財富約束更緊，“擠出效應(yīng)”對財富值相對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，這主要歸因于未來勞動收入的影響。在對標(biāo)準(zhǔn)生命周期模型進(jìn)行校準(zhǔn)的基礎(chǔ)上，Hu引入了市場交易摩擦和租房市場，證實了持有房產(chǎn)對股票投資的“擠出效應(yīng)”，并認(rèn)為房產(chǎn)投資是導(dǎo)致青年人股票市場參與不足的重要原因，因為相對于股票，債券投資既保持了組合流動性，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)價格風(fēng)險是家庭背景風(fēng)險的來源之一［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)持有者相對于租房者更愿意參與股票市場，但其股票投資占金融資產(chǎn)之比更低［7］。同時，房產(chǎn)持有不但對股票參與有“擠出效應(yīng)”，還顯著地降低了其他風(fēng)險資產(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)投資會占用家庭的大規(guī)?？捎觅Y金，顯著降低了對股票市場的參與程度，同時，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)顯著降低了家庭對流動性資產(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)投資相對于財富占比對股票投資相對于金融資產(chǎn)占比的影響呈現(xiàn)非線性特征，對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，并且參與比例也更大，這與國外研究保持一致［10］。但房產(chǎn)價值占比對其市場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方法分析“中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查”數(shù)據(jù)，研究指出使用住房貸款的家庭會更少地配置金融資產(chǎn)總量，但未對貸款具體數(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)投資對風(fēng)險資產(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)，對風(fēng)險資產(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：流動性資產(chǎn)比例越低，家庭房產(chǎn)投資比例與股票等風(fēng)險資產(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，家庭對股票市場的參與程度會呈現(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)驗法則是：“最優(yōu)的股票配置比例應(yīng)該等于100減去年齡”。對此，學(xué)術(shù)界也利用家庭金融的微觀數(shù)據(jù)，試圖檢驗經(jīng)驗法則的實踐性。對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也證實了年齡與風(fēng)險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)險資產(chǎn)。周月如、劉茂彬在投資約束和風(fēng)險偏好的共同作用下對居民資產(chǎn)配置情況進(jìn)行分析，認(rèn)為隨著年齡增長，家庭對于風(fēng)險資產(chǎn)的投資比例有倒“U”型的非線性特征［14］。但對房產(chǎn)“擠出效應(yīng)”生命周期變化的研究卻很少。朱濤等利用“中國家庭收入項目調(diào)查”2002年的調(diào)查數(shù)據(jù)，證實了房產(chǎn)持有在年輕家庭中具有顯著的“擠出效應(yīng)”，對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)險資產(chǎn)占比之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系較弱。

三、實證模型構(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，以及家庭資產(chǎn)、負(fù)債等各項情況。該調(diào)查的對象范圍廣泛，涉及的城市數(shù)量超過40個。調(diào)查問卷主要由四部分組成：家庭成員的基本信息、家庭財務(wù)狀況、家庭投資選擇、家庭的風(fēng)險態(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)計缺失和明顯錯誤后，共計5724條數(shù)據(jù)。表1是本文所使用的變量釋義和說明。在實證分析中，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對家庭資產(chǎn)的分類［16］，本文按資產(chǎn)流動性將金融資產(chǎn)進(jìn)一步細(xì)分，其中房產(chǎn)投資屬于非流動性金融資產(chǎn)［17］，而除房產(chǎn)以外的金融資產(chǎn)屬于流動性金融資產(chǎn)“l(fā)iquidfinancialassets”［3］。在流動性金融資產(chǎn)中，沿用吳衛(wèi)星等對風(fēng)險資產(chǎn)的分類方式，根據(jù)風(fēng)險水平大小對資產(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)險資產(chǎn)［8］。在樣本觀測期內(nèi)，家庭對于風(fēng)險資產(chǎn)的投資均以股票為主，股票投資平均占風(fēng)險資產(chǎn)的近六成，參與率也最高。參考吳衛(wèi)星等的研究方法［14］，在本文的實證部分中，首先以股票投資作為家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資的代表，在穩(wěn)健性檢驗中，本文再對包含股票、基金、外匯、期貨在內(nèi)的風(fēng)險資產(chǎn)投資進(jìn)行驗證。

2.控制變量

相較于之前的研究，本文實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)險因素，還考慮了包括家庭自由住房數(shù)量、保險購買情況、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。實事證明，這些變量確實影響了家庭股票投資，也確實能夠提升模型的解釋能力。在實證部分相關(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方面對家庭的資產(chǎn)配置進(jìn)行分析。本文也將延續(xù)上述思路，從多角度對房產(chǎn)投資的影響展開討論。對于房產(chǎn)投資對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模型對應(yīng)系數(shù)的邊際效應(yīng)。對于房產(chǎn)投資對家庭股票投資比例，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，驗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門限轉(zhuǎn)換的顯著性進(jìn)行實證，并保證樣本充足。

（三）實證結(jié)果與數(shù)據(jù)分析

1.房產(chǎn)投資對股票市場參與率的影響

為探究房產(chǎn)投資對股票參與率的影響，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。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)投資對股票投資的“擠出效應(yīng)”

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

銀行貸款對家庭的股票市場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)充了家庭流動性資產(chǎn)。相比而言，來源于親屬的借款對股票市場參與的影響并不穩(wěn)定；

從年齡的系數(shù)來看，與股票市場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，會更加傾向于投資股票資產(chǎn)。但年齡的平方項顯著為負(fù)，即雖然家庭年齡的增長會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并配置更多的股票資產(chǎn)；

教育程度也對家庭股票投資比例產(chǎn)生顯著的作用。從實證結(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)；

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

風(fēng)險厭惡程度的系數(shù)表明，當(dāng)風(fēng)險厭惡程度越低，家庭會傾向于配置股票，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家庭股票市場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參與的聯(lián)系。

2.房產(chǎn)投資對股票市場參與程度的影響

為探究房產(chǎn)投資對家庭股票投資規(guī)模的影響，本文采用以下Tobit模型，實證結(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，證實了“假設(shè)1”。其他背景風(fēng)險控制變量，如家庭財富、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)投資占財富比的平方項，重新對樣本進(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)投資一次項與房產(chǎn)投資平方項前的系數(shù)均顯著為負(fù)，意味著隨著家庭房產(chǎn)投資占比的上升，其對股票投資的“擠出效應(yīng)”也逐步增加，即房產(chǎn)投資對股票投資具有非線性“擠出效應(yīng)”，本文后續(xù)將對此展開深入探討。其他背景風(fēng)險控制變量，如家庭財富、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總樣本進(jìn)行再次檢驗［18］。首先按家庭房產(chǎn)投資占財富比大小進(jìn)行分組，模型（5）的實證結(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)占財富比例小于等于0.4時，房產(chǎn)投資對股票投資的作用系數(shù)為α1；當(dāng)房產(chǎn)占財富比例大于0.4時，房產(chǎn)投資對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，且絕對值大于α1，即對于房產(chǎn)占財富比較高的家庭，房產(chǎn)投資對股票投資的“擠出效應(yīng)”更大，證實了“假設(shè)2”。

其次，根據(jù)流動性資產(chǎn)占財富比的大小，對樣本進(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)流動性資產(chǎn)占財富比例大于0.4時，房產(chǎn)投資對股票投資的作用系數(shù)為α1；當(dāng)流動性資產(chǎn)占財富比例小于等于0.4時，房產(chǎn)投資對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，意味著對于流動性資產(chǎn)占比高的家庭，房產(chǎn)投資并沒有對股票資產(chǎn)參與產(chǎn)生明顯的影響。而β2在1%水平下顯著為負(fù)值，即對于流動性資產(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，證實了“假設(shè)3”。

5.非線性影響的主導(dǎo)因素

以上實證推論顯示，以房產(chǎn)投資占比和流動性資產(chǎn)占比為標(biāo)準(zhǔn)，對總樣本進(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)投資對股票投資的“擠出效應(yīng)”是通過降低家庭流動性資產(chǎn)實現(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，更多的流動性財富會為股票市場波動提供了有效緩沖，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——流動性資產(chǎn)減少——股票投資減少”。為了對上述影響機(jī)制進(jìn)行驗證，確定流動性資產(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，對于三個子樣本數(shù)據(jù)，當(dāng)且僅當(dāng)條件1成立時，房產(chǎn)投資對家庭股票投資的“擠出效應(yīng)”均為顯著（實證結(jié)果省略）。然而，當(dāng)加入條件2后，對于新的子樣本數(shù)據(jù)，“擠出效應(yīng)”不再顯著，其對應(yīng)的回歸結(jié)果如下：

表5的回歸結(jié)果表明，當(dāng)子樣本同時滿足條件1和條件2時，房產(chǎn)投資對股票投資的“擠出效應(yīng)”不再顯著。這意味著即使家庭房產(chǎn)投資的絕對水平或相對水平處于較高位置，只要家庭的流動性資產(chǎn)占比維持在較高水平，房產(chǎn)投資便不會顯著降低股票市場參與程度。由此可見，流動性資產(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)占比和流動性資產(chǎn)占比均較高的家庭的“擠出效應(yīng)”

從上述實證結(jié)論來看，房產(chǎn)投資對家庭股票市場參與程度的“擠出效應(yīng)”呈現(xiàn)非線性特征。非線性特征具體表現(xiàn)為，對于房產(chǎn)投資占比低的家庭，以及流動性資產(chǎn)占比高的家庭，“擠出效應(yīng)”不顯著或程度很小。對于房產(chǎn)投資占比高的家庭，以及流動性資產(chǎn)占比低的家庭，“擠出效應(yīng)”尤為顯著，程度也更大?；谝陨霞僭O(shè)，本文將進(jìn)一步探討在各個年齡段家庭中，房產(chǎn)投資對股票投資“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)險資產(chǎn)投資，對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，實證并沒有針對老年家庭的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實證，另一方面，文章也沒有解釋房產(chǎn)“擠出效應(yīng)”在各個年齡段家庭中表現(xiàn)不同的可能原因。

本文將樣本按照各個年齡段分組，對不同家庭的房產(chǎn)“擠出效應(yīng)”進(jìn)行探究，Tobit回歸結(jié)果見表6?；貧w結(jié)果顯示，對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)合前文的實證結(jié)論，用流動性資產(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，對房產(chǎn)投資和股票投資的需求不同，另一方面家庭對股票資產(chǎn)的配置還要考慮投資能力，即家庭流動性資產(chǎn)的規(guī)模。表7的數(shù)據(jù)表明，相對于其他年齡組，老年家庭的房屋投資占財富比最高，流動性資產(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，是因為既有的房產(chǎn)投資規(guī)模占用了大量的家庭流動性資產(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)投資占財富的比例較低，家庭流動性資產(chǎn)充裕，在資金上更有能力參與股票市場。

表7　不同年齡家庭的房產(chǎn)投資占比以及流動性資產(chǎn)占比

綜合以上結(jié)論，房產(chǎn)投資對股票投資的“擠出效應(yīng)”確實存在非線性特征，其顯著性與流動性資產(chǎn)規(guī)模相關(guān)，印證了Kullmann、Siegel的結(jié)論。同時，基于家庭流動性資產(chǎn)的假設(shè)確實可以解釋“擠出效應(yīng)”在家庭各個生命周期背景下，作用程度不同的現(xiàn)象。影響家庭各項資產(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階段的實際投資能力和可行性。

四、穩(wěn)健性檢驗

為了驗證實證結(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)險資產(chǎn)占比，實證結(jié)論均與上述結(jié)論一致，這里僅選取實證模型（9）、（10）、（11）的結(jié)果進(jìn)行展示。

，其中

如表8所示，對于房產(chǎn)投資占比較高、或流動性資產(chǎn)占比較低的家庭來說，房產(chǎn)投資對風(fēng)險資產(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。但對于房產(chǎn)投資占比較低、或流動性資產(chǎn)占比較高的家庭來說，上述影響并不顯著，即當(dāng)家庭流動性資產(chǎn)充足時，房產(chǎn)投資并沒有顯著減少家庭對于風(fēng)險資產(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)的年份對實證結(jié)果有顯著影響，2009年和2012年的家庭在風(fēng)險資產(chǎn)的投資行為上有所差異，故本文對2009年子樣本重新展開了實證，實證結(jié)論與前述結(jié)論相符（實證結(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（實證結(jié)果省略）。據(jù)此認(rèn)為，上述模型實證得到的結(jié)論具備較好的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與啟示

表8　房產(chǎn)投資對風(fēng)險投資的非線性“擠出效應(yīng)”

本文探究房產(chǎn)投資對家庭股票等風(fēng)險投資的具體影響，得到了如下結(jié)論：首先，房產(chǎn)投資對股票資產(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。其次，上述“擠出效應(yīng)”具有非線性屬性，對于房產(chǎn)占財富比較高的家庭來說，房產(chǎn)投資對股票投資的擠占程度更大；對于房產(chǎn)占財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，流動性資產(chǎn)或為中間因素，畢竟當(dāng)家庭用于投資股票的資金多來源于流動性高的資產(chǎn)時，股票市場的參與成本更低，應(yīng)對股市波動的緩沖能力較強(qiáng)。模型結(jié)果表明，流動性資產(chǎn)水平較高的家庭，擁有足夠的可動用資金投資于股票等，故房產(chǎn)投資對股票資產(chǎn)的影響并不顯著。而對于流動性資產(chǎn)規(guī)模水平較低的家庭來說，房產(chǎn)投資難免會擠占其流動性資產(chǎn)的份額，相應(yīng)地減少其對股票市場的參與程度。

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)投資對家庭風(fēng)險資產(chǎn)的“擠出效應(yīng)”或是通過影響流動性資產(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。年輕家庭在既定財富的約束下，會因為房屋居住基本需求，顯著減少股票市場參與程度；對于中年家庭，流動性資產(chǎn)充裕，會更加注重各類資產(chǎn)的配置，房產(chǎn)投資對股票投資的擠占程度較低。對于老年家庭，雖然購房需求很低，但既有房產(chǎn)投資占據(jù)了家庭大量財富，流動性資產(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股票市場的參與程度，對流動性資產(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，創(chuàng)新推廣房地產(chǎn)信托投資基金（REITs）等金融產(chǎn)品，同時滿足家庭對于房產(chǎn)投資以及資產(chǎn)流動性水平的需求，或許能在一定程度上減弱房產(chǎn)投資對于風(fēng)險資產(chǎn)的擠占影響，從而促進(jìn)家庭對股票等風(fēng)險資產(chǎn)的配置。此外，針對擁有房產(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，保持房產(chǎn)投資的多樣性和流動性，勢必會使得家庭流動性約束得到改善，或許將促進(jìn)家庭對于股票等風(fēng)險投資的參與程度。

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F224

A

1671-511X（2016）04-0056-11

2016-03-08

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

吳衛(wèi)星（1974—），男，對外經(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。