□ 陳 蕾

金融約束理論主要是指通過對存、貸款利率加以控制，對資本市場的競爭加以限制，從而為金融部門和生產(chǎn)部門創(chuàng)造租金機(jī)會，也為這些部門提供必要的激勵。傳統(tǒng)金融約束的手段有政府控制存貸款利率，使得實(shí)際利率為正；限制競爭，包括市場準(zhǔn)入限制、限制資本市場競爭、限制居民將正式金融部門中的存款轉(zhuǎn)化為其他資產(chǎn)、定向信貸配給等。傳統(tǒng)的金融約束政策只論及銀行融資市場，但在中國股市中，金融約束政策早已發(fā)生了實(shí)質(zhì)性的影響，本文將這些政策歸納為價(jià)格型政策和數(shù)量型政策兩大類。

一、價(jià)格型金融約束政策影響家庭資產(chǎn)配置的一般分析

價(jià)格型政策主要指控制存貸款利率使之維持在一個較低的水平，如果考慮進(jìn)通貨膨脹的影響，中國的實(shí)際利率在很長一段時間內(nèi)一直處于負(fù)值。

（一）低利率對家庭房地產(chǎn)投資偏好的影響

家庭對房地產(chǎn)的投資除了滿足自住的需求以外，還有投資的需求，當(dāng)人們預(yù)期房價(jià)有上漲的趨勢的時候就會選擇投資房地產(chǎn)。房價(jià)預(yù)期上漲可能主要源于兩個方面的原因：一是收入增長和城市化導(dǎo)致的住房租金的上漲，二是實(shí)際利率太低。理論上房價(jià)等于未來租金流的貼現(xiàn)值。給定未來租金流，實(shí)際利率通過影響貼現(xiàn)率而影響房價(jià)。

由于房價(jià)租金比對實(shí)際利率非常敏感（證明過程可向作者索要），中國現(xiàn)階段的實(shí)際情況是：官定的名義利率水平偏低且變化幅度小，通貨膨脹率的上漲速度較快且波動幅度大，所以實(shí)際利率基本上由通貨膨脹率反向決定，一直處于一個較低的水平，且經(jīng)常為負(fù)值。因此，通貨膨脹率的大幅波動導(dǎo)致實(shí)際利率的大幅波動，最終房價(jià)大幅波動。在當(dāng)前的形勢下，家庭對通貨膨脹的預(yù)期在相當(dāng)長的一段時間內(nèi)都會維持在一個較高的水平，因此低實(shí)際利率甚至負(fù)實(shí)際利率將會保持相當(dāng)長的一段時間， 形成房價(jià)上漲的穩(wěn)定預(yù)期。投資房地產(chǎn)的預(yù)期收益率較高，房地產(chǎn)投資成為家庭資產(chǎn)組合的首選也就不足為奇了。

（二）低利率對家庭股票投資偏好的影響

1.低利率導(dǎo)致發(fā)行定價(jià)偏高，家庭投資成本上升。

企業(yè)價(jià)值或企業(yè)的資本實(shí)值

=企業(yè)的年盈利額/貨幣資本基準(zhǔn)收益率(R0)

=（企業(yè)凈資產(chǎn)×凈資產(chǎn)收益率(R1)）/貨幣資本基準(zhǔn)收益率(R0)

=企業(yè)凈資產(chǎn)×（凈資產(chǎn)收益率(R1)/貨幣資本基準(zhǔn)收益率(R0)）

不論是股票首發(fā)還是增發(fā),發(fā)行價(jià)都應(yīng)該等于原有股東每股所包含的企業(yè)價(jià)值或資本實(shí)值，或者說，應(yīng)該等于原有股份每股凈資產(chǎn)與R1/R0的乘積。發(fā)行價(jià)的定價(jià)方式，一般有市場競價(jià)法和市盈率定價(jià)法。市場競價(jià)法和市盈率定價(jià)法的理論前提都是“證券市場理性投資市盈率倍數(shù)”，理性市盈率倍數(shù)等于“投入企業(yè)的貨幣資本基準(zhǔn)收益率”的倒數(shù)，如果用無風(fēng)險(xiǎn)的銀行存款利率代替投入企業(yè)的貨幣資本基準(zhǔn)收益率，則偏低的銀行存款利率導(dǎo)致用市場競價(jià)法決定的首發(fā)價(jià)格嚴(yán)重偏高于上述公平發(fā)行價(jià)。金融約束下的低利率和審批制共同導(dǎo)致了中國股票市場的高溢價(jià)發(fā)行。高溢價(jià)并不代表股票的高成長，當(dāng)公司的實(shí)際成長不如預(yù)期時，將出現(xiàn)個股的市場表現(xiàn)遜于大盤。而股票的普遍高溢價(jià)發(fā)行導(dǎo)致股價(jià)的普遍性下跌，投資者的投資積極性大大挫傷。

2．低利率降低了配股的門檻，市場無法為家庭篩選優(yōu)質(zhì)企業(yè)。

在中國，對上市公司配股有比較嚴(yán)格的規(guī)定，中國證監(jiān)會在1993 年12 月17 日所發(fā)布的《證監(jiān)會關(guān)于上市公司配股的暫行規(guī)定》中，要求必須“連續(xù)兩年盈利”。以后對配股的要求作了修訂，但都以凈資產(chǎn)收益率達(dá)到一定的數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)。

凈資產(chǎn)收益率是一定時期內(nèi)企業(yè)的收益與其相應(yīng)凈資產(chǎn)的比，我們用ROE 表示，ROE＝Y(jié)/E，其中Y 表示收益，表示凈資產(chǎn)?？傎Y產(chǎn)收益率是另一個衡量企業(yè)收益能力的指標(biāo)，用ROA 表示，ROA＝Y(jié)/A，其中A 為企業(yè)的總資產(chǎn)，如果用D表示企業(yè)的負(fù)債，那么A＝D+E，可以得到：

ROE＝Y(jié)/E＝(Y/A)(A/E)＝ROA×L

L＝A/E 表示財(cái)務(wù)杠桿。當(dāng)企業(yè)沒有負(fù)債，也即企業(yè)的資產(chǎn)全部由權(quán)益組成時，L 取其最小值1；而當(dāng)企業(yè)運(yùn)用了非權(quán)益的外部資金，即有一定的負(fù)債時，L 大于1。

根據(jù)ROA 的定義，它是支付利息和稅金后所得收益與總資產(chǎn)之比：

其中T 為企業(yè)的平均稅率，I 為支付的全部利息，i 為企業(yè)資產(chǎn)的平均利率，EBIT 為企業(yè)的息稅前收益。EBIT/A 為企業(yè)息稅前收益與總資產(chǎn)之比，它表示全部資產(chǎn)創(chuàng)造收益的能力，用EP 表示，于是有：

從上式可以看出當(dāng)L＞1 時, 利率越低，ROE越容易滿足配股所要求的10%的凈資產(chǎn)收益率。也就是說，利率越低，能進(jìn)行配股的上市公司平均質(zhì)量越低。

3．低利率不利于上市公司業(yè)績的改善，不利于家庭進(jìn)行長期投資。

利率管制使得債權(quán)人不能運(yùn)用利率機(jī)制來有效控制資金的借入數(shù)量，這樣很容易導(dǎo)致過度負(fù)債，這恐怕是許多上市公司一步步滑入ST，再由ST 進(jìn)入PT 的一個重要原因。

（三）低利率對家庭理財(cái)產(chǎn)品投資偏好的影響

在金融約束政策下，中國長期處于低利率的環(huán)境， 儲蓄存款利率不僅遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于民間借貸利率，而且考慮到高通貨膨脹的影響，金融市場中的實(shí)際利率將進(jìn)一步下降甚至為負(fù)，在實(shí)際利率為負(fù)的情況下，存錢就等于賠錢，人們的財(cái)富面臨縮水的威脅，逼迫人們把儲蓄轉(zhuǎn)化為其他能夠保值增值的資產(chǎn)。此時銀行存款的吸引力自然就下降了，而購買理財(cái)產(chǎn)品等正在成為一些家庭尋求資金短期保值與收益的新途徑。許多商業(yè)銀行都面臨存款縮水的壓力，只好通過大量發(fā)行短期理財(cái)產(chǎn)品的方式進(jìn)行高息攬存，在產(chǎn)品起息日前后的發(fā)售期或清算期區(qū)間，理財(cái)產(chǎn)品資金以銀行活期存款的形式存在。因此，近年來在家庭資產(chǎn)配置中，理財(cái)產(chǎn)品占據(jù)的份額越來越大。

二、數(shù)量型金融約束政策影響家庭資產(chǎn)配置的一般分析

數(shù)量型政策主要指股改前的股權(quán)分置制度和股改后的大小限制度，這種制度人為抑制了股票的供給，提高了股價(jià)，為上市公司創(chuàng)造巨額租金。眾所周知，在股市發(fā)展初期，受意識形態(tài)的約束，為了維護(hù)國有經(jīng)濟(jì)的主導(dǎo)地位，規(guī)定國有股和法人股暫時不能流通。在這一制度安排下，2/3的股份不能流通，客觀上導(dǎo)致流通股本規(guī)模小，股市的定價(jià)機(jī)制被扭曲，部分股票流通下的股價(jià)當(dāng)然遠(yuǎn)高于全流通條件下的均衡價(jià)格。二者之間的差額即為租金，其中絕大部分通過股票的高溢價(jià)發(fā)行轉(zhuǎn)移給了上市公司，使上市公司迅速完成了原始資本的積累壯大。及至股改，隨著大小非解禁股的上市，股市經(jīng)歷了一次前所未有的大擴(kuò)容，股市供需關(guān)系被徹底逆轉(zhuǎn)，大小非的瘋狂變現(xiàn)把原來的租金機(jī)會變現(xiàn)，流通股股東遭受了一場空前的大浩劫。股改后的“新老劃斷”并不意味著數(shù)量型金融約束政策的退出，相反這一政策還有強(qiáng)化之勢。因?yàn)槿绻f，股改中的大小非至少還支付了對價(jià)補(bǔ)償才獲得上市流通權(quán)，而“新老劃斷”后的大小限，則無須支付任何對價(jià)就可以上市流通，且其數(shù)量源源不斷，沒有上限。資本市場的基本功能除了籌資以外，還包括資源配置和價(jià)值發(fā)現(xiàn)，片面強(qiáng)調(diào)籌資功能，會使股市變?yōu)椤叭﹀X”的場所，最終家庭在資產(chǎn)配置時將完全排斥股票這一工具。

綜上，金融約束政策影響了中國家庭資產(chǎn)的配置結(jié)構(gòu)，本文分別從價(jià)格型政策和數(shù)量型政策這兩個方面切入，進(jìn)而分析低利率對房地產(chǎn)市場的影響以及低利率對股票市場和理財(cái)市場的影響，得出低利率政策會推高房價(jià)；低利率政策使得股票發(fā)行定價(jià)偏高、降低配股門檻，同時不利于上市公司業(yè)績的改善；在理財(cái)市場中，低利率政策導(dǎo)致理財(cái)產(chǎn)品的“井噴”。數(shù)量型政策主要指股改前的股權(quán)分置制度和股改后的大小限制度，他們扭曲了股票市場的正常利益機(jī)制和價(jià)值判斷。從價(jià)格型政策和數(shù)量型政策對家庭資產(chǎn)配置的影響中可以發(fā)現(xiàn)，由于“買漲不買跌”的市場心理導(dǎo)致房地產(chǎn)資產(chǎn)價(jià)格不斷攀升和股票市場以犧牲投資者利益來為上市公司輸血的傾斜政策使家庭趨向于增加房地產(chǎn)在資產(chǎn)組合中的比重，降低股票的比重。因此，中國家庭資產(chǎn)配置的格局自然而然變?yōu)榉慨a(chǎn)占比高， 風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比過低，理財(cái)產(chǎn)品異軍突起。本文在家庭儲蓄與投資模型的基礎(chǔ)上，增加了金融約束政策的影響，力求通過模型來分析金融約束政策對家庭資產(chǎn)配置的影響。

三、金融約束影響家庭資產(chǎn)配置的理論模型

（一）模型的構(gòu)建

1．前提與假設(shè)。

行為人是風(fēng)險(xiǎn)厭惡者，且具有理性預(yù)期；金融市場中存在無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，行為人購買這兩種資產(chǎn)不存在障礙；交易成本為零；行為人隨時能夠買到所需要的實(shí)物商品，商品市場不存在配給的方式；不考慮銀行信貸對家庭資產(chǎn)配置的影響。

2．家庭效用的目標(biāo)函數(shù)。

常絕對效用函數(shù)（CARA）假定風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避與財(cái)富無關(guān)，與現(xiàn)實(shí)情況不符，相比之下，常相對效用函數(shù)（CRRA）更接近于現(xiàn)實(shí)，其風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)隨著財(cái)富的增加而減少， 而相對風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)不變。但是CRRA 無法求出消費(fèi)的精確解析解，只能求出近似的解析解。本文采用CRRA 型效用函數(shù)，并引入金融約束政策對家庭消費(fèi)與投資模型進(jìn)行拓展，進(jìn)而分析金融約束政策對家庭消費(fèi)和投資行為的影響。個體跨期效用函數(shù)為：

δ 為折算因子，表示行為人的時間偏好率。γ為相對風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)（γ＞0）。

3．金融約束政策的假定。

家庭每期都可能面臨兩種狀態(tài)，有金融約束的狀態(tài)和無金融約束的狀態(tài)（有金融約束的概率為pe，無金融約束的概率為pu，pu+pe＝1）。在無金融約束的狀態(tài)下，家庭的財(cái)富不會受到租金的侵蝕，在有金融約束的狀態(tài)下，家庭的財(cái)富中部分被租金占用，假設(shè)t 期的租金為Rentt。

金融約束政策可以分為價(jià)格型政策和數(shù)量型政策。價(jià)格型政策主要指控制存貸款利率使之維持在一個較低的水平，那么市場上的無風(fēng)險(xiǎn)利率和儲蓄利率在金融約束政策的影響下處于偏低的位置。利率的低水平使得股票市場的定價(jià)機(jī)制扭曲，從而失去投資價(jià)值。數(shù)量型政策指的是股權(quán)分置制度和股改中的對價(jià)補(bǔ)償過低，造成流通股股東的損失?？傊瑑r(jià)格型政策和數(shù)量型政策都造成了股票的收益率下降，股票是風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)中很重要的一個品種，可以得出結(jié)論——風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率也會受到金融約束政策的影響，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的收益率與無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)收益率之間的差值被稱為超額收益率，超額收益率的均值為μ，方差為σɑ2。風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)超額收益率與金融約束政策的沖擊之間的相關(guān)系數(shù)為cov（rentt+1,rɑ,t+1）=σrent,ɑ。本文將金融約束政策的沖擊理解為家庭財(cái)富中被攫取的租金風(fēng)險(xiǎn)，因此，金融約束政策的沖擊意味著家庭財(cái)富中可能被攫取的租金增加，金融約束政策的放松意味著家庭可能被攫取的租金減少。

4.分期預(yù)算約束。

分期預(yù)算約束函數(shù)采用：

At+1=(At-Ct){(1+rat)α+（1+rft）(1-α)}

其中At和At+1表示家庭期初和期末的財(cái)富，Ct表示消費(fèi)。由于本文的研究目標(biāo)是考察金融約束政策對家庭最優(yōu)投資組合的影響，沒有考慮家庭收入的作用，因此在預(yù)算約束中省略家庭收入的因素，家庭可支配資產(chǎn)表示為(At-Ct)。在本文的模型中將家庭的所有資產(chǎn)只分為無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)兩種，無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)包括了儲蓄存款和國債等無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。rft和rat分別表示無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的收益率。其中α 和(1-α)是投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比重。

當(dāng)金融市場中不存在金融約束政策時，rftu和ratu分別表示無金融約束時無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的收益率，Ctru表示無金融約束時家庭的消費(fèi)，αu表示無金融約束時家庭投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比重。

當(dāng)金融市場中存在金融約束政策時，rfte和rate分別表示有金融約束時無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的收益率，Cte表示有金融約束時家庭的消費(fèi)，αe表示無金融約束時家庭投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比重。

（二）模型的求解

1.無金融約束政策存在的家庭最優(yōu)投資組合模型求解。

為了處理方便， 假設(shè)消費(fèi)—財(cái)富比率為常數(shù)， 得到無金融約束下最優(yōu)消費(fèi)水平的近似方程：Cut=+bu1At,其中，bu0和bu1為待定系數(shù)，Rup,t+1表示無金融約束狀態(tài)下資產(chǎn)組合的收益率。

聯(lián)立方程得到：

于是，在無金融約束政策下家庭最優(yōu)的投資組合規(guī)則，即風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資比率為：

αU*表示均衡的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資比率，它不會隨著時間的變化而變化。

2.有金融約束政策存在的家庭最優(yōu)投資組合模型求解。

金融約束政策的存在會以“租金”的形式從家庭部門攫取財(cái)富，通過目標(biāo)的財(cái)富—收入比率的平衡，消費(fèi)和財(cái)富扣除“租金”后在長期中會保持在一個固定的水平，因此得到有金融約束下最優(yōu)消費(fèi)水平的近似方程：

其中，be0和be1為待定系數(shù)，Rentt表示t 期金融約束政策發(fā)生時個體被攫取的租金。

有金融約束的概率為pu，無金融約束的概率為pe，pu+pe=1。

在有金融約束政策下家庭最優(yōu)的投資組合規(guī)則，即風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資比率為：

其中：

αe*表示均衡的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資比率，它不會隨著時間的變化而變化。

（三）影響家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比重的各變量分析

1．家庭對風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度影響家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比重。由于μ、σa、γ 和b－

1都是恒大于零的，所以也就是說，家庭越厭惡風(fēng)險(xiǎn)，對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的持有比例越小。當(dāng)家庭面臨一個不確定的投資環(huán)境的時候，為了規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，將尋求一種穩(wěn)定的風(fēng)險(xiǎn)低的金融資產(chǎn)投資方式——無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)或者儲蓄存款。中國的家庭資產(chǎn)配置是在金融約束的框架下進(jìn)行，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資環(huán)境受制于國家影響力，價(jià)值規(guī)律作用甚微，因此，家庭的投資風(fēng)格較保守，資產(chǎn)更多的配置在儲蓄存款和無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上。

2．風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)對數(shù)超額收益率影響家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比重。

在其他條件不變的情況下，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)對數(shù)超額收益率的均值μ 越大，投入到該風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)中的比例越高。

3．金融約束政策沖擊與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)對數(shù)超額收益率的協(xié)方差影響家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比重。

σrent,ɑ與家庭投入風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比例負(fù)相關(guān)，即金融約束政策沖擊對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)對數(shù)超額收益率的影響越大，家庭對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的持有比例越小。

當(dāng)σrent,ɑ＝0 時，

因?yàn)?＜b－1＜1，所以，αte*＝αe*＜αtu*＝αu*，也就是說，當(dāng)家庭處于金融約束政策影響下的資本市場時，即使沒有任何的金融約束政策發(fā)生，家庭還是會不自覺的減少對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的持有。

當(dāng)σrent,ɑ＞0 時，市場上發(fā)生金融約束政策的沖擊與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的對數(shù)超額收益率呈同向變動，對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置比例下降；當(dāng)σrent,ɑ＜0 時，市場上發(fā)生的金融約束政策的沖擊與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的對數(shù)超額收益率呈反向變動，對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置比例上升。

5．消費(fèi)的金融財(cái)富彈性影響家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比重。σrent,ɑ＝0 的時候，為正。候，式子的前后兩個部分都為負(fù)，則為負(fù)，即的符號取決于σrent,ɑ， 當(dāng)σrent,ɑ＜0 的時金融約束政策的沖擊與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)對數(shù)超額收益率呈反向變動的時候，消費(fèi)的金融財(cái)富彈性也反向影響家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比重；當(dāng)σrent,ɑ＝0 的時候，為負(fù)；當(dāng)σrent,ɑ＞0 的時候，式子前半部分為負(fù)，后半部分為正，的符號無法判斷。

總之，家庭的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度、風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的對數(shù)超額收益率、風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)對數(shù)超額收益率的標(biāo)準(zhǔn)差、金融約束政策的沖擊和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)對數(shù)超額收益率之間的相關(guān)性、金融約束政策的發(fā)生概率和消費(fèi)的金融財(cái)富彈性共同影響著家庭對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置。在后四個因素的影響路徑中，金融約束政策的沖擊都發(fā)揮了直接或者間接的作用。有金融約束政策存在的金融市場中，家庭會不自覺的減少對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的持有；當(dāng)σrent,ɑ＞0 時，即金融約束政策的沖擊與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)對數(shù)收益率呈正向變動，家庭對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置比例下降；當(dāng)σrent,ɑ＜0 時，即金融約束政策的沖擊與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)對數(shù)收益率呈反向變動，通過影響風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)對數(shù)收益率的標(biāo)準(zhǔn)差，使得家庭對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的持有比例下降。另外，金融約束政策發(fā)生的概率、消費(fèi)的金融財(cái)富彈性也會影響家庭對風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的持有比例。然而，由于金融約束政策影響家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的渠道很多，所以無法就影響方向得出一致性的結(jié)論，還必須綜合考慮家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡度、風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)超額收益率等因素。

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［4］劉楹：《家庭金融資產(chǎn)配置行為研究》，社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社2007 年版。

［5］劉郁蔥：《中國金融約束政策對居民消費(fèi)需求增長的影響：理論與實(shí)證研究》，廈門大學(xué)出版社2014 年5 月版。

［6］熊海斌：《創(chuàng)業(yè)利潤實(shí)質(zhì)、計(jì)量方法與股票發(fā)行價(jià)評價(jià)》，《廣東商學(xué)院學(xué)報(bào)》2005 年第2 期。

［7］徐建國：《低利率推高房價(jià)：來自中國、美國和日本的證據(jù)》，《上海金融》2011 年第12 期。

［8］ 晏艷陽：《我國上市公司資本結(jié)構(gòu)與企業(yè)價(jià)值研究》，《財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐》2002 年第7 期。

［9］袁志剛,馮俊，羅長遠(yuǎn)：《居民儲蓄與投資選擇:金融資產(chǎn)發(fā)展的含義》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2005 年第1期。

［10］趙曉英，曾令華：《我國城鎮(zhèn)居民投資組合選擇的動態(tài)模擬研究》，《金融研究》2007 年第4 期。

［11］周晉，勞蘭君：《醫(yī)療健康問題對居民資產(chǎn)配置的影響》，《金融研究》2012 年第2 期。