中山大學新華學院 劉晟

我國城鎮(zhèn)家庭金融風險資產(chǎn)配置對消費的影響實證分析

中山大學新華學院 劉晟

自改革開放以來，我國社會經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展，居民的消費水平也在不斷提升，越來越多的城鎮(zhèn)居民在金融市場中進行投資，以獲取資產(chǎn)保值。當前，我國學術界關于城鎮(zhèn)家庭金融風險資產(chǎn)配置與消費水平關系的研究存在著一定的缺陷。而在本文中，筆者克服了這種缺陷，引入了家庭資產(chǎn)的結構與家庭信貸約束，利用中國家庭金融調(diào)查微觀數(shù)據(jù)（CHFS），針對金融風險資產(chǎn)對城鎮(zhèn)居民消費水平的影響進行了實證分析。結果顯示，金融風險資產(chǎn)與消費水平之間存在著一定的替代關系。

城鎮(zhèn)家庭 金融風險 資產(chǎn)配置 消費 實證分析

1　引言

自20世紀90年代開始，我國的金融投資環(huán)境得到了有效的改善，因此，許多城鎮(zhèn)居民都在金融市場進行投資從而使得資產(chǎn)獲取有效的保值。在城鎮(zhèn)居民家庭當中，其所持有的金融資產(chǎn)的結構是家庭所持有資產(chǎn)差異的最直接體現(xiàn)。同時，資產(chǎn)的組合結構也會對家庭帶來不同的金融風險、對等的回報，并會影響到城鎮(zhèn)居民家庭的風險承擔能力與消費水平。從現(xiàn)階段我國的家庭微觀視閾來分析家庭資產(chǎn)組合配置與消費水平之間的關系能夠很好地解釋我國總體的低消費狀況，從而為我國的經(jīng)濟發(fā)展提供一定的理論依據(jù)。

當前階段我國的學術界在關于金融風險資產(chǎn)配置與消費的影響方面的研究尚處于起步階段，同時也存在著一定的缺陷，大部分的研究都是放在實證研究方面，主要包含以下兩個方面的內(nèi)容。一方面是研究對于房地產(chǎn)投資與消費之間的影響。由于房地產(chǎn)投資也并不僅僅具有投資的性質(zhì)，同時也帶有消費的性質(zhì)，因此，在這方面的實證分析當中，存在著一定的不足。另一方面則是關于風險資產(chǎn)的研究，例如股票等，但是對于風險資產(chǎn)與消費水平之間的關系并沒有得到有效的論證。

在本文當中，筆者對上文中所提到的問題進行了分析，并通過修正Valentino Dardanoni的消費者最優(yōu)選擇模型，引入家庭信貸約束與家庭資產(chǎn)結構狀況，很好地避免了上述問題。同時利用CHIF的相關數(shù)據(jù)進行研究，對當前階段的城鎮(zhèn)家庭金融資產(chǎn)對消費水平的財富與風險效應進行了分析，進而探討中國金融市場與金融環(huán)境的發(fā)展是否能夠促進家庭擴張消費的動機，檢驗金融體系拉動家庭消費支出的效率。

2　理論模型

在筆者所建立的模型當中，創(chuàng)造性地引入了家庭信用約束與家庭金融風險資產(chǎn)配置兩個重要變量，并分析了家庭消費的最優(yōu)方式［1］。

在模型當中，筆者首先假定，家庭在存在信用約束的前提之下，并不能從任何渠道獲取零風險的資金來用于消費，在這樣的前提之下，家庭動態(tài)預算如下所示：

在上式當中，我們可以將Zit看成家庭的所有資金，同時根據(jù)以上所有公式我們將引用約束帶入重新考慮家庭的動態(tài)預算，如下所示：

在充分考慮家庭的信用約束與家庭資產(chǎn)配置時，決策者需要考慮的問題如下：

上述的公式（4a）與（4b）一起對家庭的消費與決策的過程進行了描述，而公式（5）家庭的收入狀況呈現(xiàn)出明顯的隨機分布的特點。聯(lián)立預算與信用約束方程以及Bellman方程可得如下的結果：

進一步將C*（Z i）定義為家庭的最優(yōu)消費，則其一階必要條件如下所示：

將C*（Z i）帶入到公式（6），并進行微分可以得到如下所示的結果：

將上面的兩個公式進行對比與分析之后，我們可以得出：

為了求出上述微分方程的解，同時要求其解是閉合的，我們需要假定代表性家庭i的用函數(shù)具有常對數(shù)風險規(guī)避系數(shù)。即如下所示：

對兩邊去自然對數(shù)可得如下所示的結果：

由于假定了εi+1服從正態(tài)分布（0，θ2）則可以得出如下公式：

從上文中我們可以發(fā)現(xiàn)，在家庭的最優(yōu)消費當中一共存在著6個不同的影響因素，分別為家庭收入、家庭負債、家庭信用約束程度、家庭財富、預防性儲蓄以及消費時間偏好因素［2］。

3　數(shù)據(jù)樣本選擇與實證研究設計

3.1樣本選擇

在本文的實證分析當中，所采用的數(shù)據(jù)樣本是來自于CHFS的統(tǒng)計結果，在該數(shù)據(jù)當中對家庭的資產(chǎn)配置、消費水平以及信用的約束狀況作了詳細的描述。這就是從微觀方面使得本次實證分析具有較高的準確性［3］。在進行樣本數(shù)據(jù)的篩選過程當中，筆者首先取出了收入最低的5%的家庭，主要是因為在該部分家庭中，由于存在著一定的困難，其家庭收入有一部分來自于社會保障，因此，對于本次的實證研究并沒有意義。

同時，只選取年齡在18～65歲之間的戶主作為研究對象，從而避免研究的家庭對象當中存在退休的現(xiàn)象。此外，筆者還將務農(nóng)家庭以及個體戶家庭排除在外。最后，由于我國大部分的農(nóng)村地區(qū)并不具有較好的市場投資環(huán)境，因此，大部分的農(nóng)業(yè)家庭都并不符合此次的實證研究特征，因此，在本次的實證研究當中，筆者采用的是城鎮(zhèn)的家庭，并沒有將農(nóng)村的家庭結構考慮在內(nèi)。筆者通過相關數(shù)據(jù)的篩查最終確定了1344個樣本。

3.2定義變量與模型建立

在本文中的實證分析當中，筆者通過對上文中所篩選的數(shù)據(jù)進行分析，并利用其對家庭的邊際消費傾向與防御性儲蓄進行分析，選取的解釋變量為家庭非日常的生活必需品與上文中公式（13）中所提高的影響因素，回歸方程如下所示：

上式當中，lnCi表示家庭年消費支出，為了使得隨機誤差具有正態(tài)分布的特征，筆者采用了對數(shù)的形式進行表示，年消費支出的主要內(nèi)容包括如下幾個方面：飲食消費、衣物消費、服務消費、交通消費、娛樂消費以及其他類型的消費項目［4］。

上式當中，yi表示家庭的所有非營業(yè)收入的總和，具體是指工資以及資產(chǎn)的收入。Φi表示在家庭當中金融風險資產(chǎn)與家庭資產(chǎn)總額之間的比值，家庭金融風險資產(chǎn)主要包括：黃金、基金、股票、證券以及其他金融類的產(chǎn)品和非人民幣的財產(chǎn)；Wi表示家庭的資產(chǎn)總額；li則表示的是家庭的負債量；σi2表示預期家庭收入方差；bi則反映出了家庭的信貸約束情況；X為人口統(tǒng)計特征等控制變量；β1、β2 是我們需要觀測的主要參數(shù)［5］。

4　結果分析

首先對調(diào)查樣本進行OLS估計，并在其基礎之上，筆者將家庭是否擁有金融風險資產(chǎn)假設成為虛擬變量，并進一步分析家庭是否擁有金融風險資產(chǎn)對家庭消費的影響，同時對比不同家庭在資產(chǎn)的邊際效應以及預防性儲蓄方面是否存在著明顯的差異。在本文的實證分析當中，通過對數(shù)據(jù)的處理我們發(fā)現(xiàn)，相比于沒有金融風險資產(chǎn)的家庭，擁有金融風險資產(chǎn)的家庭在資產(chǎn)邊際的消費方面要明顯較高，同時預防性儲蓄也相對較高［6］。

而在家庭信貸約束方面，我們首先將設定虛擬變量“家庭的凈資產(chǎn)是否大于家庭半年內(nèi)的總收入”。在本次的實證分析結果當中，其估計系數(shù)為0.144，同時擁有信貸約束的家庭相比于無信貸約束的家庭，家庭的總消費支出要大14.4%。但是在實際過程當中，由于許多家庭的凈資產(chǎn)較少，在未來的一段時間之內(nèi)可能并不會存在著明顯的信貸約束，這就導致上述的結論與實際之間必然存在著一定的差異。對于此種情況，我們可以將虛擬變量重新設定為“家庭是否擁有信用卡”，并進行回歸檢驗。檢驗的結果顯示：如果家庭擁有越多的金融風險資產(chǎn)，則其所擁有的家庭預防性儲蓄的量也就越大，從而使得家庭的消費水平下降［7］。

從上文的論述中我們可以發(fā)現(xiàn)，盡管采用了不同的衡量變量，但是家庭信貸約束與家庭金融風險結構在回歸方程當中都顯示出家庭融資風險資產(chǎn)對家庭的消費支出存在著雙面的影響——風險效應與財富效應，風險效應越明顯，則家庭的消費水平就越低，而如果財富效應越明顯，則家庭的消費水平就越高［8］。

此外，筆者還根據(jù)不同的年齡段對樣本當中的家庭進行分類，具體方式是以18、30、40、50、65為界限，將所有的樣本分為四組，同時對家庭金融風險的結構與消費的影響進行組間的比較，并進行回歸檢驗，通過檢驗我們可以發(fā)現(xiàn)，隨著年齡的增長，家庭金融風險資產(chǎn)的財富效應就越明顯，其消費的水平也就越高［9］。而在不同年齡段當中，家庭金融風險資產(chǎn)的風險效應呈現(xiàn)出明顯的拋物線分布，即在30歲以下與50歲以上的家庭樣本當中，金融風險資產(chǎn)的風險效應相比于30～50歲之間的家庭樣本要高，導致這一現(xiàn)象的主要原因在于30～50歲之間的家庭樣本承擔的信貸約束最大。

通過以上分析我們可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段家庭金融風險資產(chǎn)的配置對消費的影響呈現(xiàn)出明顯的財富效應與風險效應，同時二者之間是一種相互替代的關系，但是在不同的年齡段當中，存在著明顯的差異，老年戶主家庭的金融風險資產(chǎn)持有權重對預防性儲蓄與資產(chǎn)的邊際消費傾向的影響都最高，而對于年輕戶主家庭，金融風險資產(chǎn)對家庭消費支出影響主要體現(xiàn)在風險效用，財富效應的影響有限［10］。

5　結語

在本文當中，由于筆者在查閱相關文獻過程中，發(fā)現(xiàn)了現(xiàn)階段的研究大都具有一定的缺陷，因此，為了避免這些缺陷筆者采用了從消費最優(yōu)路徑入手，假定家庭存在著信貸約束，同時家庭收入也并不是穩(wěn)定的，從而對家庭金融風險資產(chǎn)配置對消費的影響進行分析，并提出了相關的理論，在此之后，筆者又利用了CHIF的調(diào)查數(shù)據(jù)進行了實證分析，并在此基礎之上得出了相關的結論。

而文中筆者所提出的理論與實證分析的模型都同時表明了家庭金融風險資產(chǎn)的配置對消費的影響存在著天然的聯(lián)系，家庭所持有的金融風險資產(chǎn)越多，其進行預防性儲蓄的概率也就越大，由此可見，在我國的金融市場當中，無法有效地促進家庭的消費，而當前階段我國正面臨著產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整與擴大內(nèi)需的需要，因此，需要對金融市場進行進一步改革。

［1］ 宗慶慶，劉沖，周亞虹.社會養(yǎng)老保險與我國居民家庭風險金融資產(chǎn)投資——來自中國家庭金融調(diào)查（CHFS）的證據(jù)［J］.金融研究，2015（10）.

［2］ 羅娟，文琴.城鎮(zhèn)居民家庭金融資產(chǎn)配置影響居民消費的實證研究［J］.消費經(jīng)濟，2016（01）.

［3］ 宋煒，蔡明超.勞動收入與中國城鎮(zhèn)家庭風險資產(chǎn)配置研究［J］.西北人口，2016（03）.

［4］ 韓立巖，杜春越.城鎮(zhèn)家庭消費金融效應的地區(qū)差異研究［J］.經(jīng)濟研究，2011（S1）.

［5］ 徐麗鶴.中國農(nóng)戶私人借貸與農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展問題研究［D］.西南財經(jīng)大學，2014.

［6］ 王書華，楊有振.城鄉(xiāng)居民家庭金融資產(chǎn)配置與收入差距的動態(tài)影響機制——基于狀態(tài)空間系統(tǒng)的估計［J］.上海財經(jīng)大學學報，2015（02）.

［7］ 吳衛(wèi)星，王治政，吳錕.家庭金融研究綜述——基于資產(chǎn)配置視角［J］.科學決策，2015（04）.

［8］ 程蘭芳.中國城鎮(zhèn)居民家庭經(jīng)濟結構研究［D］.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學，2004.

［9］ 崔惠芳.開放式基金投資者的資產(chǎn)配置實證研究［D］.復旦大學，2007.

［10］ 劉乾坤.城鎮(zhèn)居民資產(chǎn)財富對于消費的影響［D］.復旦大學，2011.

F831.5

A

2096-0298（2016）09（b）-060-03

劉晟（1995-），男，廣東深圳人，中山大學新華學院學士，主要從事金融工程方面的研究。