徐淑一

一、引 言

隨著我國資本市場(chǎng)的不斷完善和房地產(chǎn)市場(chǎng)的迅速發(fā)展，證券市場(chǎng)和房地產(chǎn)市場(chǎng)日益成為我國家庭兩個(gè)最重要的投資選擇。然而，中國股票市場(chǎng)仍然存在著“有限參與”之謎，2002年中國城市居民股票參與率只有5.36%（李濤，2006），到2011年中國家庭的股票市場(chǎng)參與率也僅為8.84%（甘犁等，2012）。中國家庭金融調(diào)查與研究中心2016年發(fā)布的《中國家庭金融資產(chǎn)配置風(fēng)險(xiǎn)報(bào)告》顯示：2015年牛市中我國投資股票的家庭為31.6%，僅為美國家庭（63.2%）的一半①《中國家庭金融資產(chǎn)配置風(fēng)險(xiǎn)報(bào)告》顯示，2015年超過一半的投資股票家庭面臨虧損，盈利家庭僅占26.5%。。

近十幾年來，隨著房?jī)r(jià)的不斷攀升，房?jī)r(jià)不斷上漲的預(yù)期以及中國家庭傳統(tǒng)的買房置業(yè)的觀念，使得房產(chǎn)成為家庭最為重要的一類資產(chǎn)，在家庭總財(cái)富中占據(jù)相當(dāng)大的比重。《中國家庭金融資產(chǎn)配置風(fēng)險(xiǎn)報(bào)告》的數(shù)據(jù)顯示，2016年中國家庭戶均資產(chǎn)水平為103.4萬元，其中房產(chǎn)占比高達(dá)68.8%。相比而言，美國家庭資產(chǎn)的房產(chǎn)配置比重相對(duì)我國較低，在2013年該比重為36.0%，可投資資產(chǎn)中的投資性房產(chǎn)占比僅為15.5%，而2015年中國家庭可投資資產(chǎn)中投資性房產(chǎn)占比已經(jīng)高達(dá)71.5%。家庭作為社會(huì)中最基礎(chǔ)也是最重要的經(jīng)濟(jì)單位，其資產(chǎn)配置對(duì)整個(gè)社會(huì)的財(cái)富積累和分布有著深刻而長(zhǎng)遠(yuǎn)的影響。而房產(chǎn)作為家庭財(cái)產(chǎn)中非常重要的一部分，又極大地影響著家庭參與金融市場(chǎng)的愿意程度及其資金配置模式。要使家庭從房產(chǎn)投資的慣性中回歸理性、推動(dòng)資本回歸實(shí)體經(jīng)濟(jì)，房?jī)r(jià)預(yù)期是關(guān)鍵。

本文后面的內(nèi)容安排如下：第二部分是文獻(xiàn)回顧；第三部分是理論模型的構(gòu)建與推導(dǎo)，并建立本文的研究假設(shè)；第四部分介紹本文實(shí)證數(shù)據(jù)的來源與變量描述；第五部分進(jìn)行實(shí)證分析以及穩(wěn)健估計(jì)；第六部分是本文的結(jié)論與啟示。

二、文獻(xiàn)回顧

房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響，在很大程度上受到家庭房產(chǎn)持有量的影響。本文文獻(xiàn)回顧從兩個(gè)方面展開，一是房產(chǎn)持有量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響；二是房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)資產(chǎn)配置影響的現(xiàn)有研究。

（一）房產(chǎn)持有與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置

國外對(duì)家庭持有房產(chǎn)對(duì)其金融市場(chǎng)中風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與的影響研究中，主要基于擠出效應(yīng)的分析框架。一方面，擁有房產(chǎn)越多的家庭，擠出效應(yīng)的主導(dǎo)程度就越明顯。比如，F(xiàn)lavin&Yamashita（2002）針對(duì)住房約束對(duì)家庭金融資產(chǎn)最優(yōu)持有量的影響研究，利用均值—方差方法研究發(fā)現(xiàn)過度投資房產(chǎn)會(huì)降低（即擠出）家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的需求。Kullman&Siegel（2005）考察多年的數(shù)據(jù)也得到了類似的結(jié)論，認(rèn)為房產(chǎn)存在價(jià)格波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)降低股票及其他風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有。另一方面，從投資的角度來看，同時(shí)持有房產(chǎn)和其他金融資產(chǎn)可以實(shí)現(xiàn)分散風(fēng)險(xiǎn)，房產(chǎn)投資不應(yīng)該擠出股票投資（Yao&Zhang，2005）。同時(shí)，考慮到房產(chǎn)抵押貸款是較為容易獲得信貸資金的正規(guī)渠道，可以間接地為家庭參與金融市場(chǎng)提供一定的流動(dòng)性支持，等價(jià)于提高了家庭整體投資的杠桿比率，降低家庭所面臨流動(dòng)性約束帶來的負(fù)面效應(yīng)（Campbell，2006），因此，擁有住房的家庭流動(dòng)資產(chǎn)中股票的比例要明顯高于租房家庭（Yao&Zhang，2005）。因而房產(chǎn)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的影響可能并不是總表現(xiàn)為擠出效應(yīng)占主導(dǎo)。

國內(nèi)大部分學(xué)者認(rèn)為房產(chǎn)持有與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資之間是負(fù)相關(guān)關(guān)系，房產(chǎn)對(duì)股票等風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資有很強(qiáng)的替代性，如吳衛(wèi)星和齊天翔（2007）、何興強(qiáng)等（2009）。而且，住房資產(chǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)的參與以及風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置均存在顯著的擠出效應(yīng)（高玉強(qiáng)等，2020）。但也有個(gè)別研究認(rèn)為房產(chǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置應(yīng)該是具有正面促進(jìn)效應(yīng)，主要依靠放松流動(dòng)性約束和降低風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度等渠道實(shí)現(xiàn)。如黃凌靈和劉志新（2009）通過建立動(dòng)態(tài)模型，發(fā)現(xiàn)住房的引入改變了中國居民投資組合風(fēng)險(xiǎn)和收益的均衡關(guān)系，住房占家庭資產(chǎn)的比重越大，居民住房抵押貸款額度越高，家庭資產(chǎn)的整體風(fēng)險(xiǎn)和收益水平就越高。此外，李濤等（2011）的研究認(rèn)為房產(chǎn)持有還可以提高家庭的幸福水平，從而可以降低風(fēng)險(xiǎn)感受，提高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與度。

（二）房?jī)r(jià)預(yù)期與家庭資產(chǎn)配置

Poterba et.al.（1995）認(rèn)為資產(chǎn)價(jià)格作為經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的指示器，其價(jià)格的趨勢(shì)性變動(dòng)反應(yīng)了未來收入預(yù)期與價(jià)格預(yù)期的變動(dòng)趨勢(shì)。Case&Shiller（2004）發(fā)現(xiàn)人們對(duì)未來房?jī)r(jià)的預(yù)期具有強(qiáng)烈的延續(xù)性，基于心理學(xué)理論，這種延續(xù)的房?jī)r(jià)上漲預(yù)期會(huì)通過一種反饋機(jī)制或社會(huì)傳染機(jī)制讓人們相信房地產(chǎn)是一個(gè)重要的投資機(jī)會(huì)，導(dǎo)致家庭財(cái)富向房地產(chǎn)的傾斜。Pavlov&Wachter（2006）的研究則發(fā)現(xiàn)當(dāng)人們普遍預(yù)期房?jī)r(jià)上漲時(shí)，放貸者愿意增加基于房產(chǎn)價(jià)值的放貸，帶來整個(gè)社會(huì)的信貸繁榮，大大降低居民資產(chǎn)配置所面臨的流動(dòng)性約束。國內(nèi)一些學(xué)者也逐漸發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)居民生活的影響。首先房?jī)r(jià)預(yù)期會(huì)深刻影響居民的消費(fèi)行為，房?jī)r(jià)預(yù)期的上升將帶來未來住房支出的上漲，帶來家庭對(duì)于未來面臨流動(dòng)性約束的擔(dān)憂，導(dǎo)致居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)增強(qiáng)（郭英彤和張屹山，2004）。房?jī)r(jià)的長(zhǎng)時(shí)間上升使得人們對(duì)房產(chǎn)投資收益率形成了比較高的預(yù)期，導(dǎo)致人們?cè)谶呺H上更傾向于將資金投資于房產(chǎn)，而不是用來其他風(fēng)險(xiǎn)投資活動(dòng)（吳曉瑜等，2014）。例如，邢芳和李偉軍（2016）通過對(duì)30個(gè)大中城市房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)查發(fā)現(xiàn)，當(dāng)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)預(yù)期樂觀時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者與風(fēng)險(xiǎn)偏好者均將家庭資金轉(zhuǎn)移到房地產(chǎn)市場(chǎng)。

縱觀國內(nèi)外房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)家庭資產(chǎn)配置的研究，第一，國內(nèi)有關(guān)房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)家庭資產(chǎn)配置影響的研究仍相當(dāng)不足。房?jī)r(jià)預(yù)期是影響家庭資產(chǎn)配置的重要因素之一，但現(xiàn)有少量研究基本上都在圍繞房產(chǎn)持有量的財(cái)富效應(yīng)和擠出效應(yīng)進(jìn)行討論，缺乏探究房?jī)r(jià)預(yù)期變化對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的動(dòng)態(tài)影響。而且對(duì)于房?jī)r(jià)預(yù)期是如何影響風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置方式的，理論分析及相應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)都還比較缺乏。第二，房產(chǎn)持有對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置影響的不同結(jié)論，很可能與預(yù)期有關(guān)。由于不同研究采用的數(shù)據(jù)不同，樣本區(qū)間也不同，因而面臨的經(jīng)濟(jì)周期也不同，居民對(duì)市場(chǎng)的預(yù)期可能存在較大差異。

三、理論模型與研究假設(shè)

本文將家庭的房?jī)r(jià)預(yù)期導(dǎo)入到LC-PIH模型約束條件中，在適應(yīng)性房?jī)r(jià)預(yù)期框架下建立家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置模型，并解決一個(gè)關(guān)鍵問題：在多期動(dòng)態(tài)規(guī)劃中，考慮家庭對(duì)未來房?jī)r(jià)的預(yù)期狀況和家庭投資決策者本身的特質(zhì)，家庭資產(chǎn)如何在消費(fèi)、房產(chǎn)和風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)中配置。

假設(shè)家庭自身擁有的財(cái)富為A，并且可以在金融市場(chǎng)上借貸得到D，則家庭可用于投資的總預(yù)算為B=A+D?？傤A(yù)算可以在金融資產(chǎn)（F）和房產(chǎn)（H）上進(jìn)行投資分配。假設(shè)家庭先做投資決策再做消費(fèi)決策，其用于金融資產(chǎn)投資的財(cái)富F可以在風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)（P）和無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)（B）上做分配。假設(shè)無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)（B）的回報(bào)率滿足dRB=sdt，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)（P）的回報(bào)率滿足dRP=adt+σdz。其中dz為布朗運(yùn)動(dòng)z的增量，s、a和σ為正常數(shù)。假設(shè)家庭投資占風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的比例為θ，那么家庭投資在風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)和無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)上的財(cái)富分別為θF和(1-θ)F，若家庭選擇的消費(fèi)水平為c，家庭的預(yù)算約束方程可以表示為：

假定家庭消費(fèi)的效用函數(shù)為：

其中b為給定常數(shù)。假設(shè)貼現(xiàn)系數(shù)為r＞0，家庭面臨的問題就是選擇投資在兩種金融資產(chǎn)上的比例和消費(fèi)水平來最大化其期望效用現(xiàn)值。即

給定初始財(cái)富F（0）=F0，采用求解HJB方程的方法，可以得到最優(yōu)性條件方程，進(jìn)而確定家庭最優(yōu)的消費(fèi)水平和金融資產(chǎn)組合的選擇：

從而可以得到家庭以最優(yōu)方式投資于金融資產(chǎn)可以獲得的期望收益率為：

上面式（5）說明在金融資產(chǎn)中最優(yōu)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置比重只與其投資標(biāo)的收益率及風(fēng)險(xiǎn)有關(guān)，而且每一期都將遵循相同的策略，因而我們只需確定家庭分配給金融資產(chǎn)投資的最優(yōu)比重，就能確定風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的最優(yōu)配比。

對(duì)于家庭的另一項(xiàng)資產(chǎn)房產(chǎn)H，考慮到其作為消費(fèi)品、投資品和抵押品的多重屬性，一方面人們對(duì)它會(huì)有一個(gè)預(yù)期的價(jià)值增長(zhǎng)率μ（同時(shí)假設(shè)其價(jià)值變動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)差為ω，與金融資產(chǎn)價(jià)值波動(dòng)的相關(guān)系數(shù)為ρ，0≤ρ≤1），當(dāng)μ增大時(shí)，房產(chǎn)投資的吸引力隨之上升，家庭將可能重新分配其在房產(chǎn)投資與金融資產(chǎn)投資上的財(cái)富從而獲取更高的收益率，即前文提到的替代效應(yīng)。同時(shí)，現(xiàn)實(shí)中人們經(jīng)常會(huì)面臨流動(dòng)性約束，而在當(dāng)前我國金融市場(chǎng)尚不發(fā)達(dá)的情況下，房產(chǎn)抵押貸款渠道是大部分家庭獲取信貸資源的最主要途徑。因此引入一個(gè)借貸約束條件D≤δH來反映這種影響，其中D表示借貸資金，δ表示抵押貸款價(jià)值比率（0＜δ＜1），該約束意味著家庭能獲得的借貸資金不能超過其房產(chǎn)價(jià)值的一定比例。為了簡(jiǎn)化計(jì)算，我們?nèi)ˇ摹洹堞?，使得D=δ′H，從而家庭的總體預(yù)算約束（B）可表示為

考慮風(fēng)險(xiǎn)與收益權(quán)衡常用的效用函數(shù)為U=E(R)-ατ2，其中E（R）為投資組合的期望收益率，α為風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)，τ2為投資組合的方差，綜合兩項(xiàng)資產(chǎn)，將家庭資產(chǎn)配置問題轉(zhuǎn)化為以下最優(yōu)性規(guī)劃問題：

為簡(jiǎn)化計(jì)算，此處假設(shè)α(B)=m-kB=m-k(A+δ′H)，其中m和k均為正常數(shù)，由家庭投資決策者自身的特質(zhì)決定。在此效用函數(shù)中，房?jī)r(jià)預(yù)期指標(biāo)μ會(huì)影響家庭整體投資的收益率，體現(xiàn)了其對(duì)金融資產(chǎn)配置的替代效應(yīng)，而流動(dòng)性約束效應(yīng)則通過總體預(yù)算約束的提高與風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度的下降得以體現(xiàn)。整理得到效用函數(shù)U關(guān)于F的表達(dá)式為：

下面進(jìn)行分類討論：1）當(dāng)Δ≤0時(shí)，U的一階導(dǎo)數(shù)恒不為正，U在其定義域內(nèi)遞減，此時(shí)U的最大值出現(xiàn)在F=0時(shí)，這意味著當(dāng)房產(chǎn)投資經(jīng)過風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整的預(yù)期回報(bào)足夠高時(shí)，它就強(qiáng)優(yōu)于其他金融資產(chǎn)，此時(shí)作為理性的經(jīng)濟(jì)人，在忽略現(xiàn)實(shí)因素的影響情況下他應(yīng)把全部的財(cái)富投入房產(chǎn)投資中才能獲得最大化的效用，說明這種情況下房?jī)r(jià)預(yù)期的擠出效應(yīng)在家庭資產(chǎn)配置中占絕對(duì)主導(dǎo)作用。2）當(dāng)Δ＞0時(shí)，U存在兩個(gè)極值點(diǎn)，若兩個(gè)極值點(diǎn)均為負(fù)，則情況與1）類似，房?jī)r(jià)預(yù)期的擠出效應(yīng)占絕對(duì)主導(dǎo)作用；若兩個(gè)極值點(diǎn)一正一負(fù)，則當(dāng)且僅當(dāng)F取值為：

由此可見，房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響是通過作用方向相反的兩種效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的，因而可以設(shè)想房?jī)r(jià)預(yù)期與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置比例之間并非線性關(guān)系。因此，本文首先建立如下研究假設(shè)：

假設(shè)1：在控制了其他相關(guān)因素的情況下，隨著房?jī)r(jià)預(yù)期的變化，替代效應(yīng)與流動(dòng)性約束效應(yīng)的主導(dǎo)地位會(huì)發(fā)生變化，即房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置比重會(huì)發(fā)生正向促進(jìn)作用與負(fù)向抑制作用的轉(zhuǎn)化。

房產(chǎn)兼具消費(fèi)品和投資品的雙重屬性，理論分析表明：從房產(chǎn)的消費(fèi)屬性來看，無論是首次置業(yè)的剛需還是二次置業(yè)的改善性需求，這些需求均對(duì)房?jī)r(jià)預(yù)期比較敏感，一旦發(fā)生不利變動(dòng)家庭可能推遲或暫時(shí)取消置業(yè)計(jì)劃，此時(shí)房?jī)r(jià)預(yù)期將主要表現(xiàn)為替代效應(yīng)；從房產(chǎn)的投資屬性來看，在滿足了基本的居住需求之后，房產(chǎn)作為優(yōu)質(zhì)的投資品或抵押品進(jìn)入家庭資產(chǎn)配置計(jì)劃里，房?jī)r(jià)預(yù)期流動(dòng)性約束效應(yīng)才能真正發(fā)揮作用，加之始終存在替代效應(yīng)的影響，房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響將取決于兩種效應(yīng)的強(qiáng)弱比較?？疾旆?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響，需要結(jié)合房產(chǎn)的雙重屬性綜合考慮家庭的主導(dǎo)需求，對(duì)家庭擁有的首套房和二（或多）套房進(jìn)行區(qū)分。結(jié)合以上分析，我們提出假設(shè)2：

假設(shè)2：在擁有首套房的情形下，房?jī)r(jià)預(yù)期將主要通過替代效應(yīng)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生負(fù)向的影響，而只有在擁有二（或多）套房的情形下，房?jī)r(jià)預(yù)期的流動(dòng)性約束效應(yīng)才能發(fā)揮作用，并與替代效應(yīng)共同影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置方式。

此外，在家庭多期動(dòng)態(tài)的投資過程中，從風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)最優(yōu)配比方程來看，除了房?jī)r(jià)預(yù)期會(huì)通過替代效應(yīng)和流動(dòng)性約束效應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融投資配置比重產(chǎn)生影響之外，其他決定性的因素還包括各類金融資產(chǎn)的期望收益率、風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度、家庭的財(cái)富水平、家庭投資決策者的特質(zhì)等。

四、數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文研究的數(shù)據(jù)來自于中國家庭金融調(diào)查（CHFS）。CHFS調(diào)查問卷自2011年后便不再涉及受訪者對(duì)未來預(yù)期的問題，因此本文主要使用CHFS2011年的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理并刪去缺省樣本，最終得到6 638個(gè)有效觀測(cè)樣本。從趨勢(shì)上看，2003年以來，全國房地產(chǎn)上行趨勢(shì)未變，因而基于2011年的調(diào)查數(shù)據(jù)依然能夠反映我國居民房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的影響，仍具有時(shí)效?？紤]到房地產(chǎn)持有和變現(xiàn)環(huán)節(jié)較為復(fù)雜，因而房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)資產(chǎn)配置的影響有較長(zhǎng)滯后，本文進(jìn)一步采用2011年房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)CHFS2013年風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的影響進(jìn)行檢驗(yàn)，驗(yàn)證本文的研究假設(shè)。

（二）變量說明

1.風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)

本文參考肖爭(zhēng)艷和劉凱（2012）的做法，用風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)總和與家庭總資產(chǎn)的比值作為反映家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比例的指標(biāo)，用rate_RA表示。其中，總資產(chǎn)包括實(shí)體經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)、銀行存款、股票價(jià)值、債券價(jià)值、消費(fèi)性資產(chǎn)等36個(gè)分項(xiàng)之和，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)總和包括股票、債券、基金、衍生品、理財(cái)產(chǎn)品、外幣資產(chǎn)、黃金和借出資金共8個(gè)分項(xiàng)之和。統(tǒng)計(jì)顯示①為了節(jié)約篇幅，描述性統(tǒng)計(jì)不再列出。，僅有22.6%的家庭配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，城鎮(zhèn)高于全國平均水平，達(dá)到31.7%，而農(nóng)村家庭僅為15.2%，說明在我國風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資普遍存在“有限參與”的現(xiàn)象，在農(nóng)村地區(qū)尤為突出。在風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占全部資產(chǎn)比重方面，全國家庭平均風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置比重僅為2.5%，城鎮(zhèn)家庭為3.9%，農(nóng)村家庭為1.4%，均處于非常低的水平。

2.房?jī)r(jià)預(yù)期

根據(jù)CHFS2011調(diào)查問卷，關(guān)于房?jī)r(jià)預(yù)期的問題是：“未來一年，您預(yù)期房?jī)r(jià)會(huì)如何變化？”，該問題的備選項(xiàng)有五個(gè)：“上升很多”“上升一點(diǎn)”“幾乎不變”“降低一點(diǎn)”和“降低很多”。其中預(yù)期會(huì)上漲的家庭比例達(dá)到了83.52%，考慮到通貨膨脹效應(yīng)的影響，本文將選擇“幾乎不變”“降低一點(diǎn)”和“降低很多”的家庭歸為一類，定義2個(gè)虛擬變量：若受訪戶選擇未來房?jī)r(jià)“上升一點(diǎn)”，則houseprice_1取值為1（占比46.3%），否則為0；若他們選擇未來房?jī)r(jià)“上升很多”，則houseprice_2取值為1（占比24.4%），否則為0。

3.房產(chǎn)擁有情況

參考李濤等（2011）的做法，在衡量家庭的自有房產(chǎn)情況時(shí)，我們根據(jù)家庭自有房產(chǎn)的產(chǎn)權(quán)類型和數(shù)量進(jìn)行區(qū)分，定義兩組變量：（1）estate1和estate1_N，受訪家庭如果擁有大產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)，則賦值estate1為1，否則為0；estate1_N對(duì)應(yīng)著家庭所擁有的大產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)的數(shù)量。（2）estate2和estate2_N，如果家庭擁有小產(chǎn)權(quán)住房，則賦值estate2為1，否則為0；estate2_N對(duì)應(yīng)著家庭所擁有的小產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)的數(shù)量。

為更加直觀的反映受訪家庭中的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置情況和擁有大產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)的數(shù)量情況，本文增設(shè)兩個(gè)虛擬變量：have_RA和estate1_overone，當(dāng)rate_RA＞0時(shí)have_RA取值為1，否則為0；當(dāng)estate1＞1時(shí)estate1_overone取值為1，否則為0。

4.控制變量

（1）風(fēng)險(xiǎn)偏好與經(jīng)濟(jì)預(yù)期

本文用家庭對(duì)經(jīng)濟(jì)狀況預(yù)期判斷和利率預(yù)期判斷等因素來體現(xiàn)家庭對(duì)各類資產(chǎn)的期望收益與風(fēng)險(xiǎn)的權(quán)衡。因此，本文納入如下控制因素：

風(fēng)險(xiǎn)厭惡指標(biāo)。根據(jù)CHFS調(diào)查問卷中的問題：“如果您有一筆資產(chǎn)，您愿意選擇哪種投資項(xiàng)目？”，該問題的備選項(xiàng)有五個(gè)：高風(fēng)險(xiǎn)、略高風(fēng)險(xiǎn)、平均風(fēng)險(xiǎn)、略低風(fēng)險(xiǎn)、不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)。本文通過對(duì)五個(gè)選項(xiàng)分別賦值為1—5的方法來衡量投資者的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度，用risk_aversion表示。

經(jīng)濟(jì)狀況預(yù)期指標(biāo)和利率預(yù)期指標(biāo)。本文用兩個(gè)指標(biāo)用來反映家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的收益與風(fēng)險(xiǎn)權(quán)衡，問卷中的問題為：“您預(yù)期中國未來三到五年的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)與現(xiàn)在比較會(huì)如何變化？”“未來一年，您預(yù)期利率會(huì)如何變化？”。與房?jī)r(jià)預(yù)期指標(biāo)的處理方式類似，本文定義相應(yīng)的虛擬變量。

（2）經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位變量與人口學(xué)特征

除了上述風(fēng)險(xiǎn)偏好和經(jīng)濟(jì)預(yù)期因素，借鑒國內(nèi)外家庭金融的研究，實(shí)證中考慮如下控制因素：家庭特征，包括家庭財(cái)富水平、社會(huì)互動(dòng)水平；戶主的特征，包括性別、健康狀況、受教育年限、年齡、婚姻狀況。我們認(rèn)為家庭投資決策者就是該家庭的戶主，這是為了控制家庭投資決策者特質(zhì)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)選擇的影響。參考吳衛(wèi)星和齊天翔（2007），為排除數(shù)量級(jí)不同的影響，本文采用家庭年總收入的月平均值取自然對(duì)數(shù)作為對(duì)家庭財(cái)富水平的衡量。參考李濤（2006），本文采用各家庭春節(jié)、節(jié)假日支出和紅白喜事支出的總和，然后取自然對(duì)數(shù)來衡量家庭社會(huì)互動(dòng)水平。CHFS調(diào)查問卷中對(duì)受訪者自身健康狀況的主觀評(píng)價(jià)設(shè)置了五個(gè)等級(jí)，本文將“非常好”“好”和“一般”的定義為身體健康人群，選擇“差”和“非常差”的定義為身體欠佳人群。對(duì)家庭投資決策者接受的教育年限賦值，定義“沒上過學(xué)”受教育時(shí)間為0年，“小學(xué)”為6年，“初中”為9年，“中專－高中”為12年，“大?！睘?4年，“本科及以上”為16年。根據(jù)我國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征，以及東部、中部、西部區(qū)域間的差異，有必要將城鄉(xiāng)和區(qū)域因素納入我國家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的研究中。

五、實(shí)證分析

（一）模型設(shè)定

為驗(yàn)證房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響，本文以家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)之比作為被解釋變量建立計(jì)量模型。考慮到進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置行為的家庭占受訪家庭的比例并不高（約五分之一），為避免實(shí)證估計(jì)偏誤，我們分別建立Tobit模型和Heckman兩階段模型進(jìn)行實(shí)證研究。Tobit模型設(shè)定如下：

其中houseprice包含houseprice_1和houseprice_2兩個(gè)變量；estate的兩組變量分別納入模型（一組是es?tate1和estate2；第二組是estate1_N和estate2_N），Control為控制變量。盡管Tobit模型考慮了數(shù)據(jù)截?cái)鄦栴}，但如果居民家庭對(duì)于是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)存在自我選擇行為，而且影響這種選擇行為的不可觀測(cè)的因素（如個(gè)人喜好或者其它原因）可能和風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)方程中的不可觀測(cè)因素相關(guān)，因此本文同時(shí)建立Heckman兩階段模型進(jìn)行計(jì)量分析。

（二）實(shí)證估計(jì)

1.全樣本估計(jì)

表1是全樣本數(shù)據(jù)回歸結(jié)果，（1）—（5）列是納入是否擁有各類房產(chǎn)虛擬變量回歸的結(jié)果，（6）—（10）列是納入擁有各類房產(chǎn)數(shù)量的回歸結(jié)果。Heckman回歸模型估計(jì)結(jié)果和Tobit模型類似，而Heck?man兩階段模型的逆米爾斯比在統(tǒng)計(jì)上不顯著，說明采用Tobit模型足夠①不作特別說明，本文后面的實(shí)證均只列出Tobit模型估計(jì)結(jié)果。。

（1）房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響

從表1的第（1）—（5）列可以看出，房?jī)r(jià)預(yù)期指標(biāo)houseprice_1和houseprice_2對(duì)rate_RA的影響在加入各類控制變量后依然顯著為負(fù)，系數(shù)變化也很小，僅在第（4）列和第（5）列系數(shù)絕對(duì)值略有下降。這表明，一方面，房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置確實(shí)存在著非常顯著的影響，房?jī)r(jià)上漲的預(yù)期降低了風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置；另一方面，房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響不受房產(chǎn)擁有情況和經(jīng)濟(jì)預(yù)期的影響，僅受到收入等個(gè)人特征的微弱影響。此外，各列估計(jì)均顯示houseprice_2的系數(shù)的絕對(duì)值大于houseprice_1的系數(shù)的絕對(duì)值，說明當(dāng)房?jī)r(jià)預(yù)期漲幅變大時(shí)，家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置比重將減少得更多。這就意味著當(dāng)房?jī)r(jià)預(yù)期上漲時(shí)，替代效應(yīng)將起到主導(dǎo)作用，而且隨著房?jī)r(jià)預(yù)期漲幅的增大，替代效應(yīng)愈顯強(qiáng)烈，流動(dòng)性約束效應(yīng)起到的正向促進(jìn)作用在此過程沒有得到體現(xiàn)。

表1的第（6）—（10）列是采用家庭擁有大、小產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)的數(shù)量作為解釋變量的模型估計(jì)結(jié)果。同樣，房?jī)r(jià)預(yù)期指標(biāo)houseprice_1和houseprice_2系數(shù)顯著為負(fù)，這種高度顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系在加入各控制變量之后仍然成立。而且，各列結(jié)果均顯示houseprice_2的系數(shù)的絕對(duì)值也都明顯大于houseprice_1的系數(shù)的絕對(duì)值，進(jìn)一步印證了替代效應(yīng)的主導(dǎo)地位。而房產(chǎn)擁有情況變量estate1_N和estate2_N隨著各控制變量的加入逐漸變得不顯著。

綜上，房?jī)r(jià)預(yù)期指標(biāo)與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置比重呈現(xiàn)一種負(fù)相關(guān)的關(guān)系，說明了在房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置影響過程中，替代效應(yīng)起到了絕對(duì)主導(dǎo)作用，流動(dòng)性約束效應(yīng)發(fā)揮的作用非常有限，本文假設(shè)1基本得到驗(yàn)證，而其中兩種效應(yīng)的轉(zhuǎn)化并沒有得到實(shí)證體現(xiàn)。究其原因，中國房?jī)r(jià)的長(zhǎng)期上漲通過以下兩方面原因進(jìn)一步強(qiáng)化了房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的替代效應(yīng)。一方面，人們對(duì)于房產(chǎn)投資的信任和偏好隨著房?jī)r(jià)的持續(xù)上升快速提升。房?jī)r(jià)持續(xù)上漲，投資者得自于房地產(chǎn)的收益由暫時(shí)性收入轉(zhuǎn)化為持久性收入，從而增強(qiáng)了他們對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的信心，加之部分家庭通過房產(chǎn)投資獲得巨額收益所產(chǎn)生的示范效應(yīng)，人們購房炒房的動(dòng)機(jī)得以大大增強(qiáng)。當(dāng)購房的期望回報(bào)率超過一般投資的回報(bào)率時(shí)會(huì)擠出其他投資行為（吳曉瑜等2014）。另一方面，從家庭投資的心態(tài)來看，在房?jī)r(jià)上漲預(yù)期下，家庭普遍存在“晚買不如早買”心理，強(qiáng)烈的購房需求進(jìn)一步拉動(dòng)了房產(chǎn)的交易量和房?jī)r(jià)的繼續(xù)上漲。加之部分家庭在投資活動(dòng)中會(huì)存在“買漲不買跌”的心理，房?jī)r(jià)預(yù)期越高，反而造成更多資金流向房地產(chǎn)市場(chǎng)，進(jìn)一步放大了房?jī)r(jià)預(yù)期的替代效應(yīng)（況偉大，2010）。

（2）房產(chǎn)擁有情況的影響

表1的（1）—（5）列顯示estate1和estate2的系數(shù)估計(jì)均顯著為負(fù)，隨著控制變量的加入，依然顯著為負(fù)。這表明相比于未擁有產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)的家庭而言，擁有大（或小）產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)的家庭普遍配置更少的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，意味著無論是擁有大產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)還是小產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)，對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置都有顯著的負(fù)向影響，這可能是由于房產(chǎn)占用了家庭大部分的財(cái)富導(dǎo)致風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)被擠出所致，本質(zhì)上也是一種替代效應(yīng)在起作用。表1第（5）—（10）列結(jié)果中，在加入收入、社會(huì)互動(dòng)以及戶主等個(gè)人特征信息后，房產(chǎn)擁有數(shù)量指標(biāo)的估計(jì)結(jié)果由顯著變?yōu)椴伙@著，這很可能說明擁有首套房和二（或多）套房的家庭面對(duì)房?jī)r(jià)預(yù)期變化，其風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置行為的影響并不是很大。也就是說，擁有房產(chǎn)相對(duì)于沒有房產(chǎn)的家庭來說，房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置有顯著的負(fù)的影響，對(duì)已經(jīng)擁有房產(chǎn)的家庭而言，預(yù)期的影響則不再重要。這和本文研究假設(shè)1相符，即房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)僅擁有一套房和擁有二（或多）套房家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置有不同的影響，為了繼續(xù)驗(yàn)證這一假設(shè)，本文把樣本劃分為家庭擁有大產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)不超過一套和超過一套的兩個(gè)子樣本分別進(jìn)行實(shí)證分析。

表1 全樣本Tobit模型實(shí)證回歸結(jié)果

2.按是否擁有多套大產(chǎn)權(quán)房分組回歸

表2列出了分樣本的實(shí)證結(jié)果?？梢钥闯觯瑢?duì)于最多一套大產(chǎn)權(quán)房的家庭來說（（1）—（5）列），實(shí)證結(jié)果與全樣本回歸結(jié)果中比較一致，這表明，對(duì)于最多僅有一套大產(chǎn)權(quán)房的家庭而言，房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響是強(qiáng)烈的，替代效應(yīng)起到了絕對(duì)主導(dǎo)作用。正如本文理論分析所示，首套房往往用于滿足基本居住需求，其抵押和置換作用相對(duì)較弱，流動(dòng)性約束效應(yīng)發(fā)揮的作用比較有限。而表2的（6）—（10）列的結(jié)果出現(xiàn)了明顯的差異：雖然房?jī)r(jià)預(yù)期指標(biāo)的系數(shù)仍然在各組回歸中為負(fù)，但顯著性水平卻隨著控制變量的加入而逐漸降低。這意味著在擁有超過一套大產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)的家庭中，家庭應(yīng)對(duì)房?jī)r(jià)預(yù)期上漲時(shí)在風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置上做出的反應(yīng)不是很強(qiáng)烈。另外值得注意的是，大產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)數(shù)量指標(biāo)estate1_N系數(shù)顯著為正，而小產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)數(shù)量指標(biāo)estate2_N卻變得不再顯著。對(duì)于擁有超過一套大產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)的家庭而言，擁有的大產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)數(shù)量越多，家庭越傾向于配置更多的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，在這過程中很可能是流動(dòng)性約束效應(yīng)發(fā)揮了其正向促進(jìn)的作用。而小產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)因抵押和出售難度較大而阻礙了流動(dòng)性約束效應(yīng)的發(fā)揮，無法產(chǎn)生顯著的影響。因此，本文假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表2 分擁有首套和二（或多）套大產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)家庭子樣本Tobit模型實(shí)證回歸結(jié)果

3.城鄉(xiāng)子樣本回歸分析

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，本文所研究的變量具有明顯的城鄉(xiāng)差異，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平占優(yōu)的城鎮(zhèn)家庭在家庭財(cái)富水平、風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置程度、大產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)擁有量等多個(gè)指標(biāo)上遠(yuǎn)遠(yuǎn)領(lǐng)先于農(nóng)村家庭。因此，有必要分開城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭子樣本各自進(jìn)行實(shí)證回歸，結(jié)果列在表3中。結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)家庭子樣本各類回歸的結(jié)果與全樣本相應(yīng)的回歸結(jié)果比較一致，這說明城鎮(zhèn)家庭基于房?jī)r(jià)預(yù)期做出的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置決策模式與全體家庭的還是比較一致的。但農(nóng)村家庭子樣本各類回歸的結(jié)果則表現(xiàn)為系數(shù)顯著性較差，房?jī)r(jià)預(yù)期與房產(chǎn)擁有情況對(duì)農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響比較不穩(wěn)定，這可能與我國農(nóng)村地區(qū)證券市場(chǎng)參與度普遍偏低有關(guān)。換言之，較高的房?jī)r(jià)預(yù)期可以部分解釋我國整體及城鎮(zhèn)地區(qū)股票市場(chǎng)“有限參與”之謎，但對(duì)農(nóng)村地區(qū)的解釋性較弱。

（三）穩(wěn)健估計(jì)

為進(jìn)一步驗(yàn)證本文研究假說和前述實(shí)證結(jié)果，本文從以下兩個(gè)角度進(jìn)行穩(wěn)健檢驗(yàn)：一是改變風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)定義，二是研究房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)未來房產(chǎn)持有情況的影響。

1.改變風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)定義

由于目前我國金融市場(chǎng)尚不完善，對(duì)大部分家庭而言其可選擇的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)種類還比較局限，因此本文參考李昂和廖俊平（2016）的做法，結(jié)合CHFS問卷特點(diǎn)，使用股票、債券、基金和理財(cái)產(chǎn)品這4類居民比較容易接觸到的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)代替全部風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)與各解釋變量進(jìn)行回歸分析①為節(jié)約篇幅，穩(wěn)健估計(jì)結(jié)果不再列出。。結(jié)果顯示：房?jī)r(jià)預(yù)期的兩個(gè)指標(biāo)在全樣本回歸及最多擁有一套大產(chǎn)權(quán)房子樣本回歸中均顯著為負(fù)，而在擁有多套大產(chǎn)權(quán)房子樣本仍然為負(fù)但顯著性水平下降，且houseprice_2的系數(shù)絕對(duì)值都比houseprice_1的大；是否擁有大小產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)指標(biāo)在全樣本回歸及最多擁有一套大產(chǎn)權(quán)房子樣本回歸均顯著為負(fù)；而擁有大產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)數(shù)量指標(biāo)estate1_N在全樣本回歸及擁有多套大產(chǎn)權(quán)房子樣本回歸中則變?yōu)榱瞬伙@著為正。這些變量的系數(shù)正負(fù)情況以及顯著性水平情況均與采用原風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)定義的回歸結(jié)果比較一致，表明本文的實(shí)證結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

表3 城鄉(xiāng)樣本Tobit模型回歸結(jié)果

2.采用CHFS2013年數(shù)據(jù)的估計(jì)

本文的實(shí)證分析采用2011年數(shù)據(jù)進(jìn)行，受訪家庭對(duì)未來房?jī)r(jià)的預(yù)期對(duì)家庭資產(chǎn)配置的影響應(yīng)該有一定的滯后性，在未來房地產(chǎn)配置中顯現(xiàn)。因此，盡管2013年的CHFS調(diào)查問卷中不涉及受訪家庭預(yù)期的問題，仍可以采用追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)分析2011年的未來房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)未來（2013年）家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響。選取2013年和2011年調(diào)查的追蹤家庭樣本（刪去缺省值和異常值后，共獲得6 631個(gè)有效追蹤樣本），估計(jì)預(yù)期對(duì)未來家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響。和前面實(shí)證分析一樣，分別進(jìn)行了全樣本估計(jì)、按照是否擁有多套大產(chǎn)權(quán)房分組的子樣本估計(jì)，結(jié)果表明，除了擁有超過一套大產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)的家庭子樣本中擁有小產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)的家庭數(shù)量太少而導(dǎo)致系數(shù)為0的情況外，房?jī)r(jià)預(yù)期指標(biāo)、房產(chǎn)擁有情況變量的系數(shù)正負(fù)情況以及顯著性情況均與采用CHFS2011年數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果比較一致，房?jī)r(jià)預(yù)期的兩個(gè)指標(biāo)在各次回歸中均顯著為負(fù)，且每個(gè)回歸中houseprice_2的系數(shù)絕對(duì)值都比houseprice_1的大；而擁有大產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)指標(biāo)（estate1或estate1_N）仍然表現(xiàn)為在前三次回歸中顯著為負(fù)，而擁有多套大產(chǎn)權(quán)房子樣本回歸中不顯著為正。這也進(jìn)一步說明本文的實(shí)證結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與啟示

本文研究表明，房?jī)r(jià)預(yù)期指標(biāo)與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置比重之間確實(shí)存在一種顯著的負(fù)相關(guān)的關(guān)系，而且這種負(fù)相關(guān)關(guān)系隨著房?jī)r(jià)預(yù)期上漲的幅度增加而不斷增強(qiáng)，說明在房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置影響過程中，替代效應(yīng)發(fā)揮的作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了流動(dòng)性約束效應(yīng)。而這種影響在家庭只擁有不超過一套大產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)時(shí)仍然成立，但當(dāng)家庭擁有二（或多）套大產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)時(shí)，影響就變得不再穩(wěn)定，流動(dòng)性約束效應(yīng)的作用明顯增強(qiáng)，與替代效應(yīng)相互抗衡共同左右著家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置決策。房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響機(jī)制對(duì)農(nóng)村家庭的解釋性則比較弱。

房?jī)r(jià)預(yù)期變化對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響呈現(xiàn)如此復(fù)雜的特征，一方面可能是替代效應(yīng)與流動(dòng)性約束效應(yīng)相互抗衡共同作用的結(jié)果，另一方面也可能是由我國當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)與社會(huì)現(xiàn)狀以及人們的投資心理與傳統(tǒng)觀念所決定的。長(zhǎng)期的房?jī)r(jià)上漲，強(qiáng)化了人們對(duì)房產(chǎn)投資的信任和偏好，放大了房?jī)r(jià)預(yù)期的替代效應(yīng)。鑒于我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在明顯的城鄉(xiāng)差異，農(nóng)村地區(qū)在收入水平、金融知識(shí)水平等方面均遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于城鎮(zhèn)，因而影響機(jī)制失去其適用性。

根據(jù)本文研究，筆者得到的啟示是，第一，我國房地產(chǎn)市場(chǎng)已經(jīng)經(jīng)歷了十幾年的飛速發(fā)展，導(dǎo)致人們對(duì)房?jī)r(jià)上漲的強(qiáng)烈預(yù)期。為了促進(jìn)居民配置資產(chǎn)的理性行為并推動(dòng)房地產(chǎn)市場(chǎng)的健康發(fā)展，政府應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)房產(chǎn)的消費(fèi)品屬性，落實(shí)“房子是拿來住的，不是用來炒的”的理念，重視居民的居住需要（包括改善性需求），加強(qiáng)保障性住房建設(shè)。第二，房地產(chǎn)調(diào)控政策措施的制定與實(shí)施需要有區(qū)別性和針對(duì)性，以征稅為例，具體可以根據(jù)家庭房產(chǎn)持有狀況區(qū)別對(duì)待。此外，還應(yīng)積極拓展居民的投資渠道，普及金融市場(chǎng)投資知識(shí)，引導(dǎo)居民逐步轉(zhuǎn)變過分謹(jǐn)慎保守的資產(chǎn)配置思維，幫助廣大家庭優(yōu)化資產(chǎn)配置，推動(dòng)資本市場(chǎng)的健康、穩(wěn)定和有序發(fā)展。