紀(jì)晗

摘要：本文首次研究了家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的影響?；诩彝ノ⒂^調(diào)查數(shù)據(jù)的研究結(jié)果表明：經(jīng)濟(jì)社會(huì)生活中的不確定性會(huì)提高家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度；而家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)產(chǎn)生了顯著影響，住房財(cái)富對(duì)消費(fèi)的影響隨著風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度的增大而減弱，較高的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度顯著削弱了正向的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)。這一結(jié)論可以為房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)與微觀主體行為特征間的關(guān)系研究提供更多依據(jù)，并且預(yù)示著提高各項(xiàng)政策的持續(xù)性以降低居民面臨的不確定性，可以有效提升房地產(chǎn)正向財(cái)富效應(yīng)，進(jìn)一步促進(jìn)居民消費(fèi)影響。

關(guān)鍵詞：家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度；房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)；居民消費(fèi)

中圖分類號(hào)：F83248文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000176X（2016）05006207

一、引言

我國(guó)自1998年全面住房體制改革以來(lái)，房地產(chǎn)市場(chǎng)迅速發(fā)展，家庭住房擁有率逐年提高，居民持有的住房資產(chǎn)占居民財(cái)富的總比率也呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。根據(jù)中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）發(fā)布的數(shù)據(jù)，截至2014年3月底，我國(guó)城鎮(zhèn)家庭自有住房擁有率為890%，遠(yuǎn)高于同期美國(guó)的652%，也高于其他發(fā)達(dá)國(guó)家以及發(fā)展中國(guó)家，擁有二套房以上的城鎮(zhèn)家庭比率迅速上升至210%。另外，根據(jù)CHFS在2014年1月公布的調(diào)查報(bào)告結(jié)果，在我國(guó)家庭資產(chǎn)構(gòu)成中，城鎮(zhèn)地區(qū)房產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的652%，農(nóng)村地區(qū)的房產(chǎn)占比為539%，這表明我國(guó)家庭資產(chǎn)中，一半以上的資產(chǎn)以房產(chǎn)的形式存在，住房財(cái)富在家庭財(cái)富構(gòu)成中占有最為重要的地位。而且，我國(guó)居民消費(fèi)不足問(wèn)題由來(lái)已久，2002年起，擴(kuò)大內(nèi)需一直是國(guó)家經(jīng)濟(jì)工作的重點(diǎn)。根據(jù)財(cái)富效應(yīng)理論，家庭財(cái)富情況會(huì)影響家庭消費(fèi)，而住房作為家庭重要財(cái)富，其價(jià)值的增加與積累會(huì)對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。因此，在我國(guó)經(jīng)濟(jì)依舊面臨消費(fèi)不足的情況下，如何使房地產(chǎn)市場(chǎng)有效發(fā)揮其財(cái)富效應(yīng)，擴(kuò)大內(nèi)需以拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，依然是政府與學(xué)術(shù)界關(guān)注的重要問(wèn)題，因此研究我國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)的影響具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

自2014年以來(lái)，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)入調(diào)整期，地區(qū)間市場(chǎng)分化情況日益凸顯。由于房?jī)r(jià)在過(guò)去長(zhǎng)期處于整體上漲態(tài)勢(shì)，那么當(dāng)面臨未來(lái)房?jī)r(jià)走勢(shì)的不確定性時(shí)，居民的心理狀態(tài)與主觀態(tài)度可能會(huì)受到房地產(chǎn)市場(chǎng)下行風(fēng)險(xiǎn)的影響。因此，關(guān)注房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)在不同類別家庭之間的表現(xiàn)特征，尤其是家庭主觀態(tài)度對(duì)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的影響，是我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)在當(dāng)前形勢(shì)下的一個(gè)重要議題。本文將基于家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的基本表現(xiàn)以及家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)其的影響進(jìn)行研究，并試圖為如下三個(gè)問(wèn)題的回答提供參考。第一，家庭住房財(cái)富在總體上對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生了怎樣的影響？第二，家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度主要受哪些因素的影響？第三，不同的家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度會(huì)使得房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)表現(xiàn)出怎樣的不同？對(duì)于上述問(wèn)題的回答，可以為針對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的宏觀調(diào)控提供理論依據(jù)和政策建議，以使房地產(chǎn)在提振國(guó)內(nèi)消費(fèi)上發(fā)揮更好的作用。

二、文獻(xiàn)綜述與理論模型

1文獻(xiàn)綜述

財(cái)富效應(yīng)最早是指實(shí)際貨幣余額變動(dòng)會(huì)對(duì)消費(fèi)造成影響，隨著社會(huì)的發(fā)展，居民家庭所持有的財(cái)富逐漸多樣化，財(cái)富價(jià)值的變化不只來(lái)源于貨幣余額的改變，以金融資產(chǎn)和房地產(chǎn)為代表的資產(chǎn)價(jià)值的改變也可以帶來(lái)個(gè)人或家庭財(cái)富水平的變動(dòng)。經(jīng)濟(jì)學(xué)家在后續(xù)對(duì)于消費(fèi)變動(dòng)的研究中認(rèn)為，由于儲(chǔ)蓄和借貸的存在，居民可以根據(jù)其全部財(cái)富進(jìn)行消費(fèi)，那么消費(fèi)者在進(jìn)行消費(fèi)決策時(shí)不僅會(huì)考慮當(dāng)前面臨的狀況，還要依據(jù)對(duì)未來(lái)狀況的預(yù)期來(lái)進(jìn)行規(guī)劃。這些研究以Ando和Modigliani [1]提出的生命周期假說(shuō)（LCH）以及Friedman [2]提出的持久收入假說(shuō)（PIH）為主要代表，他們的重要貢獻(xiàn)之一是將家庭財(cái)富作為重要變量納入到消費(fèi)行為分析中。Hall [3]在LCH和PIH的基礎(chǔ)之上進(jìn)行了修正和擴(kuò)充，在消費(fèi)分析中引入理性預(yù)期假說(shuō)和動(dòng)態(tài)優(yōu)化理論，逐漸發(fā)展為多時(shí)期最大化方法下的消費(fèi)決策理論，即“生命周期—持久收入”（LC-PIH）假說(shuō)，這一假說(shuō)成為后續(xù)大部分財(cái)富效應(yīng)實(shí)證研究的理論出發(fā)點(diǎn)。自21世紀(jì)初互聯(lián)網(wǎng)泡沫破滅開(kāi)始，房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)受到了西方學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注，大量相關(guān)實(shí)證研究在總體上驗(yàn)證了發(fā)達(dá)國(guó)家正向財(cái)富效應(yīng)的存在，而財(cái)富效應(yīng)在不同國(guó)家和地區(qū)的表現(xiàn)差異也得到了考察。同時(shí)，房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)在異質(zhì)性家庭之間有差別，Sinai和Souleles[4]認(rèn)為，家庭的預(yù)期生命跨度、遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)、擁有房產(chǎn)套數(shù)以及未來(lái)住房規(guī)模改變計(jì)劃等都會(huì)對(duì)這一效應(yīng)的發(fā)揮產(chǎn)生影響，而通過(guò)直接財(cái)富效應(yīng)（消費(fèi)函數(shù)所揭示的消費(fèi)—財(cái)富關(guān)系）、流動(dòng)性約束和預(yù)防性儲(chǔ)蓄這三種基本渠道的共同傳導(dǎo)，房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)在不同類型家庭的最終表現(xiàn)可能存在不確定性。Campbell和Cocco[5] 、Li和Yao[6]以及Gan[7] 基于家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)從家庭年齡和家庭收入兩個(gè)方面進(jìn)行實(shí)證研究，為這一問(wèn)題提供了更多的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

另一方面，少有文獻(xiàn)討論家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的影響。行為經(jīng)濟(jì)學(xué)研究發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)人們的決策行為存在顯著影響，那么不同風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度的家庭，其消費(fèi)受房地產(chǎn)財(cái)富變動(dòng)的影響程度可能不同。個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度由諾依曼—摩根斯坦效用函數(shù)的凹度界定，Pratt[8]、Arrow[9]認(rèn)為財(cái)富的邊際效用彈性的組合（即（-W） u″（W）/u′ （W））可以對(duì)相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)進(jìn)行度量。房地產(chǎn)由于其價(jià)格的波動(dòng)性，應(yīng)被歸為風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，根據(jù)風(fēng)險(xiǎn)的Pratt-Arrow度量，一個(gè)具有更高風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度的家庭通常有一個(gè)更凹的效用函數(shù)。那么，具有不同風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度（即不同凹度的效用函數(shù)）的家庭，從相同的房地產(chǎn)財(cái)富增加中能夠獲得的預(yù)期邊際效用也不相同，這就導(dǎo)致對(duì)于某一家庭的最優(yōu)跨期消費(fèi)計(jì)劃對(duì)其他家庭并不最優(yōu)。因此，直覺(jué)上家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度會(huì)影響消費(fèi)決策。Liao等 [10]把風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度引入到房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的研究中，檢驗(yàn)了家庭不同的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度對(duì)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的影響。他們使用美國(guó)消費(fèi)支出調(diào)查數(shù)據(jù)（CEX）檢驗(yàn)了房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)與家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度之間的關(guān)系， 在理論上和實(shí)證上討論了家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的重要性。其結(jié)果表明，風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度較小的家庭房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)更為顯著，當(dāng)家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度較強(qiáng)時(shí)，消費(fèi)與住房財(cái)富之間的正向關(guān)系被削弱。

我國(guó)學(xué)者對(duì)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的研究，早期主要集中于分析房?jī)r(jià)與消費(fèi)之間關(guān)系的作用機(jī)制[16]。后續(xù)的實(shí)證研究中，駱祚炎[11]、況偉大[12]使用宏觀數(shù)據(jù)對(duì)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的具體存在性進(jìn)行了檢驗(yàn)。而近年來(lái)隨著微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)的逐漸豐富，針對(duì)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)在不同類型家庭之間的表現(xiàn)差異，以黃靜和屠梅曾[13]為代表的基于微觀數(shù)據(jù)的研究也逐漸涌現(xiàn)?？傮w來(lái)講，我國(guó)有關(guān)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)實(shí)證研究的文獻(xiàn)并不十分豐富，且基于宏觀數(shù)據(jù)對(duì)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)存在性和方向性的檢驗(yàn)結(jié)果存在分歧。另外，基于微觀數(shù)據(jù)的研究主要集中于對(duì)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)在不同年齡、收入及所在地區(qū)的家庭之間表現(xiàn)差異的探討，缺乏對(duì)于家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的關(guān)注。本文將基于上述兩個(gè)問(wèn)題展開(kāi)后續(xù)的實(shí)證研究，通過(guò)理論模型改進(jìn)和基于家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證研究對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，并重點(diǎn)關(guān)注家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度及其對(duì)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的影響，使本文的研究結(jié)論具有更豐富的現(xiàn)實(shí)意義。

2理論模型

近年來(lái)，對(duì)國(guó)內(nèi)外房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的研究中，應(yīng)用最為廣泛的是Blanchard和Fischer [14]構(gòu)建的生命周期—持久收入假說(shuō)（LC-PIH）模型，模型中效用函數(shù)被設(shè)定為二次型形式，且假定家庭時(shí)間偏好率等于資產(chǎn)回報(bào)率。這樣的模型設(shè)置可以最終推導(dǎo)出簡(jiǎn)潔的消費(fèi)函數(shù)形式，并且其中家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度也不會(huì)對(duì)資產(chǎn)和收入的彈性系數(shù)造成影響。考慮到現(xiàn)實(shí)中資本市場(chǎng)并不完全有效，資產(chǎn)回報(bào)率可能不會(huì)與家庭時(shí)間偏好率相等，這里將放松Blanchard和Fischer [14]建立的模型，并以此為基礎(chǔ)研究我國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的基本表現(xiàn)，以及家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的影響。假設(shè)一個(gè)家庭可以存續(xù)T期。在時(shí)期t（0≤t≤T），用β表示不變的家庭時(shí)間偏好率，Ct表示家庭消費(fèi)，At表示家庭財(cái)富，Yt表示家庭收入，r表示不變的資產(chǎn)收益率，并將即期效用函數(shù)設(shè)為常相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)形式，θ表示其風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)，則家庭的效用最大化問(wèn)題可以表示為：

max E∑Nt=01（1+β）tu（Ct）（1）

stCt+At+1=At（1+r）+Yt

對(duì)最大化問(wèn)題求解，可得消費(fèi)、資產(chǎn)與收入間的關(guān)系如下：

由于篇幅所限，具體模型推導(dǎo)過(guò)程沒(méi)有列出，可向作者索要。

∑Tt=01+r1+βtθ1（1+r）tC0=A0+∑Tt=0φ1+rtY0（2）

整理可得：

C0=β1A0+β2Y0（3）

其中，資產(chǎn)與收入前系數(shù)的具體表達(dá)為：

β1=1∑Tt=01+r1+βtθ1（1+r）t，

β2=∑Tt=0φ1+rt∑Tt=01+r1+βtθ1（1+r）t（4）

由式（3）可知，修改后的模型依舊得出了與Blanchard和Fischer [14]模型相似的消費(fèi)函數(shù)表達(dá)形式，即消費(fèi)是資產(chǎn)和收入的函數(shù)。此外，根據(jù)式（4），當(dāng)β不等于r時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)θ會(huì)通過(guò)影響效用函數(shù)，對(duì)財(cái)富的邊際消費(fèi)傾向產(chǎn)生影響。當(dāng)資產(chǎn)回報(bào)率大于時(shí)間偏好率時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)越大，資產(chǎn)的消費(fèi)彈性系數(shù)越大，即財(cái)富效應(yīng)在風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度較高的家庭表現(xiàn)更明顯；反之，當(dāng)資產(chǎn)回報(bào)率小于時(shí)間偏好率時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)越大，資產(chǎn)的消費(fèi)彈性系數(shù)越小，則財(cái)富效應(yīng)在風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度較低的家庭表現(xiàn)更明顯。由于不同類型資產(chǎn)在流動(dòng)性、其他社會(huì)屬性以及所有者對(duì)價(jià)值變化的敏感性等方面不同。因此，不同類型的財(cái)富對(duì)家庭消費(fèi)行為的影響也存在不同。那么對(duì)于金融資產(chǎn)和房地產(chǎn)的價(jià)值變動(dòng)，居民消費(fèi)水平在現(xiàn)實(shí)中可能表現(xiàn)出不同的反應(yīng)，即房產(chǎn)財(cái)富和金融財(cái)富往往并不具有相同的邊際消費(fèi)傾向。作為我國(guó)家庭的主要財(cái)富，與金融資產(chǎn)相比，住房資產(chǎn)兼具消費(fèi)品和投資品雙重屬性，在價(jià)值上具有較強(qiáng)的不可分割性。此外，其流動(dòng)性較差，變現(xiàn)難度更大且成本高，在交易過(guò)程中需承擔(dān)更高的稅負(fù)，而由于信息不對(duì)稱，家庭對(duì)于住房財(cái)富具體價(jià)值及其變動(dòng)的判斷也不及金融財(cái)富準(zhǔn)確及時(shí)。綜合上述原因，家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度在住房財(cái)富—消費(fèi)關(guān)系中應(yīng)當(dāng)發(fā)揮了更為重要的作用，也更值得關(guān)注。下文將以此為參考，使用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，重點(diǎn)對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)與家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，進(jìn)一步確定風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)消費(fèi)彈性系數(shù)的具體影響方向。

三、基于家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析

1數(shù)據(jù)來(lái)源與指標(biāo)描述

本文選用中國(guó)家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，CHFS）數(shù)據(jù)庫(kù)2011年調(diào)查結(jié)果作為經(jīng)驗(yàn)分析數(shù)據(jù)來(lái)源。CHFS在2011年首次開(kāi)展，共調(diào)查了8 438個(gè)家庭的詳細(xì)信息，所選樣本覆蓋了我國(guó)25個(gè)省及直轄市。首先利用調(diào)查結(jié)果對(duì)家庭消費(fèi)、收入、各類資產(chǎn)價(jià)值以及描述家庭特征的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量等進(jìn)行測(cè)算和設(shè)定。（1）家庭消費(fèi)，包括食品、日用品、服裝、休閑娛樂(lè)支出以及除留學(xué)外的教育支出等非耐用品消費(fèi)以及其他耐用品消費(fèi)。（2）家庭收入，包括工資收入、經(jīng)營(yíng)收入、利息及分紅收入。（3）家庭財(cái)富，包括住房財(cái)富、金融財(cái)富和實(shí)物財(cái)富。家庭總住房財(cái)富價(jià)值由被訪者自報(bào)；金融財(cái)富包括活期存款、定期存款、股票、債券、基金、衍生品、金融理財(cái)產(chǎn)品、非人民幣資產(chǎn)、黃金、現(xiàn)金以及借出款；實(shí)物財(cái)富包括農(nóng)商業(yè)生產(chǎn)資產(chǎn)、車(chē)輛以及古玩字畫(huà)等有價(jià)資產(chǎn)。（4）家庭地理位置屬性，包括經(jīng)濟(jì)地域和城鄉(xiāng)劃分。本文將最終樣本覆蓋的25個(gè)省及直轄市分為東、中、西三個(gè)地區(qū)；按國(guó)家統(tǒng)計(jì)局對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)區(qū)域的劃分，北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、山東和廣東屬于東部地區(qū)；山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南屬于中部地區(qū)；重慶、四川、貴州、云南、陜西、廣西、甘肅和青海屬于西部地區(qū)。并使用虛擬變量對(duì)城市家庭和農(nóng)村家庭進(jìn)行區(qū)分。（5）家庭人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征，包括戶主的年齡、性別、工作類型、婚姻狀況、受教育年限以及家庭規(guī)模。其中，性別以虛擬變量來(lái)區(qū)分男女；戶主工作類型分為有工作和無(wú)工作兩類；婚姻狀況分為有配偶和無(wú)配偶兩類；戶主受教育年限代表了其受教育程度，具體年限設(shè)定方法參考了黃靜和屠梅曾 [13]的做法；家庭規(guī)模即家庭人口，不包括家庭的暫住人口和外來(lái)人口。

剔除包含統(tǒng)計(jì)填報(bào)錯(cuò)誤和數(shù)據(jù)不全的樣本觀測(cè)值，表1列示了關(guān)鍵指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)，在整體上反映了CHFS在2011年的調(diào)查樣本中我國(guó)居民家庭消費(fèi)、收入、財(cái)富以及其他情況的基本信息。其中“是否擁有住房”和“戶主性別”兩個(gè)指標(biāo)為虛擬變量，前者以擁有住房為1，不擁有為0；后者以男性為1，女性為0。數(shù)據(jù)顯示家庭總消費(fèi)與總收入均值分別為3372萬(wàn)元和5301萬(wàn)元，家庭擁有平均住房數(shù)量為1073套，住房擁有率為0909，住房平均價(jià)值為42406萬(wàn)元，最高值達(dá)1 110000萬(wàn)元。其他類型財(cái)富中，金融財(cái)富均值為6678萬(wàn)元，實(shí)物財(cái)富均值為8040萬(wàn)元。家庭平均人數(shù)為3478人，戶主平均年齡為49798歲，戶主平均受教育年限為9316年，0734比例的家庭為男性戶主。

2家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度

在風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的度量上，由于家庭在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上的投資是可觀察的，而相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)與家庭向風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)中的配置份額負(fù)相關(guān)，因而經(jīng)驗(yàn)研究中經(jīng)常使用家庭資產(chǎn)組合中風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的占比來(lái)區(qū)分家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，但實(shí)際中有相當(dāng)大比率的家庭并不擁有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，這給家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的度量帶來(lái)了難度。這一情況可能是由于股票市場(chǎng)的固定進(jìn)入成本造成的，在金融學(xué)相關(guān)文獻(xiàn)中被稱為“有限市場(chǎng)參與”，而是否參與的決策主要由投資者支付固定進(jìn)入成本的意愿決定，該意愿可以通過(guò)使用類似于像年齡和受教育程度等統(tǒng)計(jì)人口學(xué)變量、收入與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)回報(bào)以及對(duì)于資產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)等變量來(lái)預(yù)測(cè)。Morin和Suarez[15]發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)與總財(cái)富的比率顯著地依賴于家庭成員年齡。另外，相當(dāng)多的研究驗(yàn)證了家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量之間的關(guān)系，這也從另一個(gè)側(cè)面暗示了家庭人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征會(huì)影響房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的大小。Liao等[10]的研究中，由于所用數(shù)據(jù)并未提供關(guān)于家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的直接信息，因而他們先使用兩步Heckman校準(zhǔn)模型，根據(jù)微觀數(shù)據(jù)中的統(tǒng)計(jì)人口學(xué)信息和家庭流動(dòng)資產(chǎn)構(gòu)成來(lái)估計(jì)家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，再通過(guò)估計(jì)所得結(jié)果對(duì)樣本家庭進(jìn)行分組，對(duì)比各組的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)系數(shù)，以研究房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)與風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度之間的關(guān)系。

本文直接以CHFS在2011年調(diào)查問(wèn)卷中關(guān)于“如果您有一筆資產(chǎn)，您愿意選擇哪種投資項(xiàng)目”的回答結(jié)果來(lái)度量家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度。對(duì)該問(wèn)題的回答有5個(gè)選項(xiàng)，包括“高風(fēng)險(xiǎn)高回報(bào)”、“略高風(fēng)險(xiǎn)略高回報(bào)”、“平均風(fēng)險(xiǎn)平均回報(bào)”、“略低風(fēng)險(xiǎn)略低回報(bào)”以及“不愿承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)”，分別被賦值為1—5。即家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度是一個(gè)離散變量，風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度隨著其取值的升高而增大。在具體的數(shù)值分布上，取值為1—5的家庭分別占總樣本數(shù)量的0061、0073、0262、0173以及0431?？梢?jiàn)，CHFS在2011年的調(diào)查結(jié)果整體呈現(xiàn)出我國(guó)家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度較高，最高風(fēng)險(xiǎn)厭惡等級(jí)的家庭占總家庭數(shù)的0431，在數(shù)量上遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)其他風(fēng)險(xiǎn)等級(jí)組別，而風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度處于1、2級(jí)別的家庭相對(duì)較少，一共只占到總樣本的0134。

進(jìn)一步檢驗(yàn)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的影響，由于家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度變量為離散變量，這里使用離散選擇模型進(jìn)行研究。另外，由于風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度有5個(gè)選項(xiàng)，而各選項(xiàng)之間存在排序關(guān)系（風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度有大小之分），因此，最終選取排序多元Logit模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表2所示。

表2的中的系數(shù)符號(hào)及相應(yīng)的p值，可解讀各解釋變量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的影響方向及顯著性。在各解釋變量中，戶主性別、婚姻狀況、工作情況、所在地區(qū)以及村居類型為虛擬變量，具體參照組設(shè)定為：戶主性別以女性為參照；婚姻狀況以無(wú)配偶為參照；工作情況以無(wú)工作為參照；所在地區(qū)以西部地區(qū)為參照；村居類型以城鎮(zhèn)家庭為參照。由表2可知，家庭收入、家庭規(guī)模、戶主性別、年齡、受教育年限以及婚姻狀況都會(huì)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度產(chǎn)生顯著影響：家庭收入的提高、家庭規(guī)模的擴(kuò)大以及戶主受教育年限的提升會(huì)降低家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度，而男性戶主比女性戶主具有更低的風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)。年長(zhǎng)家庭更加厭惡風(fēng)險(xiǎn)，而婚姻生活也會(huì)顯著地提高家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度。戶主是否有工作對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度沒(méi)有顯著影響。在家庭的地理分布上，城鄉(xiāng)家庭之間的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度無(wú)顯著差異，而與西部地區(qū)相比，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度相對(duì)較高的東部地區(qū)家庭具有更高的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度。以上結(jié)果從總體上說(shuō)明，當(dāng)家庭面臨更多經(jīng)濟(jì)生活和家庭生活的不確定性時(shí)，其風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度通常會(huì)提高，當(dāng)然，一些自然屬性如性別和年齡的差異，也會(huì)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度構(gòu)成影響。

3家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的影響

根據(jù)前述的理論模型推導(dǎo)結(jié)果，在家庭消費(fèi)決策中，財(cái)富與收入是影響消費(fèi)水平的最重要因素，而家庭主要財(cái)富分為住房財(cái)富、金融財(cái)富和實(shí)物財(cái)富。另外，由于異質(zhì)家庭之間存在偏好差異，家庭消費(fèi)水平還受到家庭特征變量的影響。因此，為了考察我國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的具體表現(xiàn)，建立如下基本計(jì)量模型：

lnC=α0+α1lnY+α2lnHW+α3lnFW+α4lnMW+∑α5iXi+ε（5）

其中，lnC、lnY、lnHW、lnFW和lnMW分別表示家庭總消費(fèi)、收入、房地產(chǎn)財(cái)富、金融財(cái)富和實(shí)物財(cái)富的對(duì)數(shù)。Xi表示所控制的家庭人口學(xué)特征以及地區(qū)和城鄉(xiāng)指標(biāo)，具體包括：家庭規(guī)模、戶主年齡、性別、工作類型、婚姻狀況、受教育年限、地區(qū)以及村居類型等。

進(jìn)一步根據(jù)家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度各取值的統(tǒng)計(jì)結(jié)果將全部樣本家庭分為三組：將選擇“高風(fēng)險(xiǎn)高回報(bào)”和“略高風(fēng)險(xiǎn)略高回報(bào)”的家庭劃入低風(fēng)險(xiǎn)厭惡組；將選擇“平均風(fēng)險(xiǎn)平均回報(bào)”和“略低風(fēng)險(xiǎn)略低回報(bào)”的家庭劃入中等風(fēng)險(xiǎn)厭惡組；將選擇“不愿承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)”的家庭劃入高風(fēng)險(xiǎn)厭惡組。進(jìn)而根據(jù)這一分組，以高風(fēng)險(xiǎn)厭惡組為參照，設(shè)定虛擬變量risk1和risk2，分別代表低風(fēng)險(xiǎn)厭惡組和中等風(fēng)險(xiǎn)厭惡組，與lnHW相乘形成交叉項(xiàng)，以檢驗(yàn)不同風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度的家庭在房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)方面的表現(xiàn)是否存在差異。在式（5）的基礎(chǔ)上進(jìn)行修正，計(jì)量模型設(shè)定如下：

lnC=α0+α1lnY+α2lnHW+α3lnHW×risk1+α4lnHW×risk2+α5lnFW+α6lnMW+∑α7iXi+ε（6）

根據(jù)式（5）和式（6），以家庭消費(fèi)為被解釋變量，以家庭收入、住房財(cái)富、金融財(cái)富和實(shí)物財(cái)富為解釋變量，同時(shí)控制了家庭人口特征和地區(qū)城鄉(xiāng)因素進(jìn)行分析。為了檢驗(yàn)橫截面數(shù)據(jù)可能存在的異方差問(wèn)題，對(duì)微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行懷特異方差檢驗(yàn)，結(jié)果顯示本文使用的數(shù)據(jù)存在異方差。因此，使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差模型對(duì)這一問(wèn)題進(jìn)行修正，最終分析結(jié)果如表3所示。

從表3可以看出，各模型的最大方差膨脹因子都在3以下，說(shuō)明各自變量之間均不存在嚴(yán)重的多重共線性。從2可知各模型的擬合度較高。家庭收入、住房財(cái)富、金融財(cái)富以及實(shí)物財(cái)富等在各模型中的系數(shù)均為正，且統(tǒng)計(jì)顯著，與理論預(yù)期結(jié)果相符。在具體結(jié)果上，房地產(chǎn)財(cái)富的系數(shù)為正，在1%顯著性水平下顯著，說(shuō)明房產(chǎn)價(jià)值對(duì)消費(fèi)有正向的提升作用。房地產(chǎn)財(cái)富對(duì)消費(fèi)的彈性系數(shù)為0082，表明住房?jī)r(jià)值每增加1%，將導(dǎo)致消費(fèi)增長(zhǎng)0082個(gè)百分點(diǎn)，與黃靜和屠梅曾[13]測(cè)算的0080接近。同時(shí)，金融財(cái)富和實(shí)物財(cái)富的系數(shù)也均為正，且在1%水平下顯著，而家庭總收入的消費(fèi)彈性系數(shù)較高且顯著，說(shuō)明當(dāng)期收入對(duì)當(dāng)期消費(fèi)發(fā)揮著非常重要的作用。從家庭特征來(lái)看，家庭規(guī)模對(duì)消費(fèi)具有顯著的正向影響；戶主年齡和受教育年限對(duì)消費(fèi)具有顯著影響，年輕家庭的消費(fèi)欲和消費(fèi)力強(qiáng)于年長(zhǎng)家庭，而受教育程度越高的家庭對(duì)未來(lái)收入的預(yù)期也越高，家庭消費(fèi)也會(huì)隨之更高；戶主性別和婚姻狀況對(duì)家庭消費(fèi)沒(méi)有顯著影響。此外，在城鄉(xiāng)差異方面，城鎮(zhèn)家庭的總消費(fèi)顯著高于農(nóng)村家庭，說(shuō)明我國(guó)城鄉(xiāng)消費(fèi)之間還存在明顯差異，農(nóng)村家庭消費(fèi)有待進(jìn)一步釋放。

在不同家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度帶來(lái)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)差異性方面，由表3回歸結(jié)果可知，風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度會(huì)對(duì)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)產(chǎn)生顯著影響，不同風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度組之間的住房財(cái)富消費(fèi)彈性系數(shù)不同，隨著風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度的增大而降低。對(duì)于房地產(chǎn)財(cái)富1%的增長(zhǎng)，風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度最高的家庭，其消費(fèi)會(huì)產(chǎn)生0080個(gè)百分點(diǎn)的顯著正向變動(dòng)；中等風(fēng)險(xiǎn)厭惡組的彈性系數(shù)比參照組高出0002，而最低風(fēng)險(xiǎn)厭惡家庭的消費(fèi)會(huì)隨著房地產(chǎn)財(cái)富1%的增加上升0089個(gè)百分點(diǎn)。兩組家庭對(duì)應(yīng)的交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上均是顯著的，說(shuō)明這兩組家庭與最高風(fēng)險(xiǎn)厭惡家庭之間的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)具有顯著差異，家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度會(huì)顯著地影響住房財(cái)富—消費(fèi)關(guān)系。這一實(shí)證結(jié)果與Liao等[10]使用美國(guó)微觀數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)結(jié)果相似，且在一定程度上驗(yàn)證了理論模型中所預(yù)示的可能性，即家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度會(huì)在房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮中起重要作用。說(shuō)明在我國(guó)，當(dāng)家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度較強(qiáng)時(shí)，房地產(chǎn)財(cái)富與消費(fèi)之間的正向關(guān)系也會(huì)被顯著削弱。

由于我國(guó)家庭的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度普遍較高，總樣本中有431%的家庭處于最高風(fēng)險(xiǎn)厭惡等級(jí)之中，那么將近一半家庭的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)由于過(guò)高的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度而受到了抑制。這說(shuō)明我國(guó)住房財(cái)富對(duì)消費(fèi)的提振作用還有很大的提升空間，相當(dāng)大比例家庭基于住房財(cái)富的消費(fèi)潛能有待釋放。除年齡、性別等自然因素外，家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度顯著受到家庭收入、戶主受教育年限以及家庭面臨經(jīng)濟(jì)生活不確定性等因素的影響。那么，在當(dāng)前我國(guó)處于政治、經(jīng)濟(jì)、文化三重轉(zhuǎn)型期的背景下，切實(shí)提高居民收入、改善教育條件、提高社會(huì)經(jīng)濟(jì)政策持續(xù)性以及完善社會(huì)保障制度等措施可以有效降低家庭面臨的經(jīng)濟(jì)生活不確定性，顯著降低家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度，促進(jìn)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)在居民家庭中的有效發(fā)揮，為刺激社會(huì)消費(fèi)提供更強(qiáng)的力量。根據(jù)前文的理論模型，本文的結(jié)果暗示了我國(guó)資產(chǎn)回報(bào)率在整體上小于居民時(shí)間偏好率的可能性，這可能是由于我國(guó)投資渠道不足所導(dǎo)致的居民資產(chǎn)回報(bào)率較低，也可能源自于我國(guó)轉(zhuǎn)型期社會(huì)中，不確定性的增加所導(dǎo)致的居民更為強(qiáng)烈的“人生不耐”心理。

四、結(jié)論

本文以放松假設(shè)后的LC-PIH模型為理論分析框架，基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)討論了家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度及其在發(fā)揮我國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)中的重要性。已有相關(guān)文獻(xiàn)通常忽視了家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的影響，將家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度差異引入到我國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的研究中，為房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)與微觀主體行為特征之間的關(guān)系研究提供了新的視角和更多依據(jù)。主要得出如下結(jié)論：一是家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度顯著受到家庭特征的影響，當(dāng)家庭面臨更多經(jīng)濟(jì)生活和家庭生活的不確定性時(shí)，其風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度通常會(huì)提高。二是在總體上，住房財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)水平有顯著的正向影響，城市家庭的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)大于農(nóng)村家庭；而家庭人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征如家庭規(guī)模、戶主年齡以及受教育程度等也對(duì)消費(fèi)具有顯著影響。三是房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)在具有不同風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的家庭之間存在顯著差異，住房財(cái)富對(duì)消費(fèi)的影響隨著風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度的增大而減弱，較高的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度顯著削弱了正向的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)。

我國(guó)正處于三重轉(zhuǎn)型期，而房改以來(lái)快速發(fā)展的房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)產(chǎn)生了重要的影響，在當(dāng)前消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)不足、房地產(chǎn)市場(chǎng)處于調(diào)整期的背景下，如何通過(guò)房地產(chǎn)市場(chǎng)拉動(dòng)內(nèi)需、在保證經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的前提下促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是經(jīng)濟(jì)社會(huì)生活中的重要議題。根據(jù)本文研究結(jié)論，更高的家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度會(huì)抑制房地產(chǎn)正向財(cái)富效應(yīng)，那么在當(dāng)前社會(huì)轉(zhuǎn)型的背景下，營(yíng)造可降低居民風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度的經(jīng)濟(jì)社會(huì)環(huán)境，可以使房地產(chǎn)財(cái)富增值更好地發(fā)揮促進(jìn)消費(fèi)的作用。因此，維護(hù)房地產(chǎn)市場(chǎng)及其配套金融制度和金融市場(chǎng)的平穩(wěn)發(fā)展，提高各項(xiàng)政策的持續(xù)性，促進(jìn)居民家庭形成財(cái)富穩(wěn)定增值的預(yù)期，并切實(shí)提高社會(huì)福利，完善社會(huì)保障制度，以降低居民在經(jīng)濟(jì)社會(huì)生活中面臨的不確定性，進(jìn)而降低居民的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度，可以提升全社會(huì)房地產(chǎn)正向財(cái)富效應(yīng)程度，進(jìn)而有效釋放潛在消費(fèi)力，為促進(jìn)居民消費(fèi)帶來(lái)積極影響。

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Household Risk Attitude and Its Impact on Housing Wealth Effect

JI Han

（Interdisciplinary Center for Social & Behavioral Studies， Dongbei University of Finance & Economics，

Dalian 116025， China）

Abstract：This article studies the impact of household risk attitude on housing wealth effect at first timeBased on household micro data，empirical results show that the uncertainty of economic and social life will increase the degree of household risk aversionMeanwhile，risk attitude has a significant impact on housing wealth effectThe housing wealth effect on consumption weakens with the increase of the degree of risk aversionThe higher degree of risk aversion significantly weakens the positive housing wealth effectThis conclusion provides a new perspective and more evidence for research of housing wealth effect and its relationship with micro agent behavior characteristicWhats more，it implies that the improvement of policy sustainability can enhance the positive wealth effects of real estate by reducing uncertainty that residents face in the economic and social life，and finally the social consumption will be promoted

Key words： household risk attitude； housing wealth effect； resident consumption

（責(zé)任編輯：巴紅靜）