預期、風險態度與居民資產配置的有限參與
——來自30個大中城市房地產市場調查

2016-08-09 08:38:42李偉軍

山東工商學院學報 2016年4期

邢　芳,李偉軍

(安徽工業大學 a.商學院;b. 經濟學院,安徽馬鞍山 243000)

經濟管理研究

預期、風險態度與居民資產配置的有限參與
——來自30個大中城市房地產市場調查

邢芳a,李偉軍b

(安徽工業大學 a.商學院;b. 經濟學院,安徽馬鞍山 243000)

[摘要]資產配置的有限參與是世界普遍現象,也是導致金融市場羊群行為的重要原因?；贑RRA模型,從行為金融理論出發,分別討論了預期和風險態度影響有限參與的傳導機制。結果表明:中國30個大中城市的6 000多份調查問卷顯示,中國居民家庭資產配置存在有限參與特征。其中,風險態度通過跨期替代彈性影響著有限參與的程度,而預期通過影響資產的方向,決定著有限參與的方向。為避免過度的有限參與,決策層應該高度關注并引導市場預期,一方面通過供給側改革加大中國金融市場上的資產供給,消除資產短缺,另一方面合理地運用稅收、貨幣等宏觀政策引導市場預期走向,避免因羊群行為而引發的金融市場動蕩。

[關鍵詞]房地產預期;風險偏好;資產配置;有限參與

一、引言

傳統投資理論認為,理性人的投資行為應遵循分散組合原則,即“將雞蛋裝入不同籃子里”,以實現風險最優隔離。然而一些學者調查發現,現實中很多居民家庭資產配置卻并非如此,往往存在投資組合單一、比重過于集中的問題。這與馬克維茨的分散化投資理論[1,2]相悖,被學術界定義為資產配置的“有限參與”[3-6]。

實際上,資產配置“有限參與”在世界范圍內廣泛存在。根據日本央行2014年的研究和統計部門報告,對美國、日本和歐元區等三個國家地區的比較調查表明,美國、日本和歐元區的家庭資產配置都呈現出“有限參與”特征,即并非分散化或者均勻,而是偏重于某個特定領域。其中,日本和歐元區國家的“有限參與”相對明顯,約70%左右的資產配置在現金、儲蓄類資產、保險和養老金儲備門類中,呈現典型風險規避趨勢。相較而言,美國家庭資產配置門類相對多元和分散,其中對激進類的股票配置也達到了30%水平,這可能與美國資本市場的價值型投資理念有關。綜上,世界主要發達國家和地區的居民家庭資產配置都在不同程度上表現出非分散化、非均勻化的“有限參與”趨勢,且總體具備風險規避特征。

中國改革開放30余年來,隨著綜合國力與日俱增、居民家庭資產規模迅速攀升。據中國銀行業協會統計,截至2015年上半年,銀行業類金融機構資管規模接近33萬億元,與GDP占比高達50%。其中國內銀行理財規模已突破18.4萬億元,信托資產管理規模為14.4萬億元,此外還有大量資金沉淀在房地產、基金等投資渠道。實際上,近年來中國金融市場上一些主要資產價格泡沫與價格波動,不僅反映出居民資產配置中的跟風和羊群行為偏好,也同時表現出非分散化、均勻化的有限參與特征。這些現象在房地產市場、股票市場上普遍存在。2000年后,中國房地產市場的繁榮催生出全民住房投資熱潮,一時間“限購”“搖號”“房叔”等成為熱門詞語,房地產的投資屬性逐步放大,進一步引發市場泡沫化、投機化、過度投資[7]。股票市場同樣如此,2015年伊始,A股市場迎來交易井噴,伴隨著新增投資不斷涌入,短短時間內滬市綜指從3 000點急速攀升至5 000余點,然而與歷次“非理性繁榮”景象一致,市場最終以去杠桿、擠泡沫和財富蒸發畫上句號。這些事實充分表明,現階段中國居民家庭的資產配置行為并未符合馬科維茨提出的風險分散化原則,而是受“羊群行為”影響,在資產選擇和配置上表現出“一致性”。

本文目的在于,從預期、風險態度等行為金融理論入手討論資產配置中的“有限參與”問題,通過理論模型討論導致居民資產配置有限參與的傳導機制,并通過微觀調研數據進行實證檢驗。本文理論模型推導和實證研究表明:預期和風險態度是導致居民資產配置有限參與行為的重要原因;其中,預期是導致居民家庭資產配置的外在環境,決定了資產配置方向,而風險態度是影響居民家庭資產配置的內在屬性,進而決定了資產配置的風險偏好特征。本文貢獻主要在于:將預期、風險態度納入居民資產配置行為的理論分析框架,通過跨期替代彈性刻畫了居民資產配置的選擇、替代及其有限參與機制,并通過我國30個大中城市的微觀調研數據對上述理論進行實證檢驗。

二、文獻綜述

人們對家庭資產配置的關注由來已久[3,8-13]。Shume 和 Faig基于1992～2001年美國SCF調研數據對居民家庭參與股市展開研究,得出財富、年齡等與家庭參與股市呈正相關;自主經營企業則呈負相關[14]。Wachter 和Yogo發現財富正向促進風險資產的持有,與風險厭惡負相關[15]。尹志超等研究發現,金融知識的增加能夠提高家庭金融市場參與率,特別是提高高風險資產比如股票的投資比例[16]。Hochguertel認為家庭收入存在不確定性,進而導致風險資產持有率隨預防性動機而降低[17]。Cardak和Wilkins通過建模不僅證明家庭收入風險等風險因素對風險資產持有率存在影響,同時基于澳大利亞HILDA數據研究得出,居民風險資產持有率與家庭勞動收入風險顯著負相關[18]。此外,Rosen與Wu提出居民是否持有風險性資產、持有規模與健康狀況呈負相關關系[19]。吳衛星等也得出家庭資產中風險資產比重受到投資者健康狀況的顯著影響[20]。Fratantoni通過對美國SCF調研數據研究發現,家庭風險資產持有受到信貸約束的負向影響[21]。Yamishita經研究發現,凈資產中房產所占比重對股票投資存在明顯擠出效應[22]。

實際上,預期和風險偏好一直是影響家庭資產配置的重要原因。況偉大通過建立模型分析了房價受到預期及投機的影響機制[23]。其一,房價理性預期與房價波動幅度正相關。其二,消費性需求主導,上期房價與房價波動幅度負相關;投機性需求主導,上期房價與房價波動幅度正相關。蔡棟梁運用CHFS 2011數據分析得出,雖然自有住房與房屋價值能夠通過財富效應增加家庭創業,但房價預期又通過擠出效應和替代效應抑制家庭創業[24]。郭凱研究發現,股票價格變化受到境外NDF市場匯率預期的引導作用[25]。鄧可斌研究風險偏好與資產選擇問題時發現,與發達國家相比,我國投資者更傾向于無風險資產,投資者風險規避系數較低[26]。同樣,張曉嬌采用中國家庭金融調查與研究中心的數據,深入研究了風險態度與家庭金融資產組合的關系,研究發現風險偏好型偏向于股票等風險較高的資產,而風險規避型相反[27]。盧亞娟提出,風險追求者比風險中立者、風險規避者持有更高比例的風險資產[28]。值得注意的是,近年來人們對“有限參與”的研究開始升溫。

一些研究嘗試從物質資本積累來解釋家庭資產配置的有限參與,另外一些研究則側重于通過人力資本來討論家庭資產配置的影響因素。該類觀點認為,家庭金融投資決策通常需要參與者具有較強的信息收集處理能力,居民受教育程度提高,收集和處理股市相關信息能力增強,參與股市的可能性就增大。反之,即便家庭物質財富水平很高,但如果人力資本水平低下則難以正確處理相關金融市場信息,更不會直接參與相關金融資產配置[29,30]。

綜上,學者們已經認識到預期、風險偏好等行為金融因素對資產配置產生重要影響,但目前人們對影響“有限參與”的探討尚停留在物質資本、人力資本等顯性層面,鮮有對預期、風險態度等行為金融因素的研究。這成為本文關注的重點。

三、理論模型

本部分立足于CRRA效用函數、預期和跨期替代彈性三個理論模型,綜合討論預期、風險態度對居民家庭資產配置及其有限參與的運行機制。

(一)資產配置行為:基于CRRA效用函數

借鑒Mehra與Sah關于情緒波動對股票價格波動率影響的研究[31],本文用CRRA效用函數 (the Constant Relative Risk Aversion Utility Function,簡稱CRRA) 刻畫居民資產配置,如下:

(1)

式(1)中,θ是相對風險厭惡系數且獨立于Ct。

Campbell用生活性消費和投資性消費的多維向量方法來刻畫居民跨期決策[32],參照這一做法,有式(2):

(2)

其中,C1代表生活性消費;C2,C3,…,Cn表示投資性消費,比如房產,股票,債券,基金等。

依據效用函數理論,絕對風險規避程度α為二階導數與一階導數的比率,即:

(3)

其中,當消費者風險偏好時,u″(Ct)>0,u(·)為凸,α<0;當消費者風險中立時,u″(Ct)=0,即u(·)為線性,α=0;當消費者風險規避時,u″(Ct)<0,即u(·)為凹,α>0。

由式(1)和式(3),可得:

(4)

式(4)表明,該效用函數為常相對風險規避(CRRA)型。

(二)預期

(5)

當expectation(i)>0時,代表預期樂觀;當expectation(i)=0時,代表預期中性;當expectation(i)<0時,代表預期悲觀。

(三)有限參與模型:基于跨期替代彈性

u′(C1,t)=β(1+rt+1)·u′(C1,t+1) .

(6)

根據式(1)、式(6),跨期替代彈性可表示為:

(7)

由式(7)可知,跨期替代彈性與相對風險規避系數θ成反比。進一步,基于式(7),得出命題1:當居民風險態度相對規避,即相對風險規避系數趨向于零(θ→0)時,跨期替代彈性趨向于無窮大(IES→∞)。

命題1的經濟含義是,對于風險態度相對規避的居民家庭,為實現資產效用的(財富)最大化,居民會在跨期狀態下盡可能將資產配置于邊際回報更高領域之中,其結果是造成投資組合過于集中于某個特定門類,即呈現非均衡性而非分散化,最終導致資產配置的“有限參與”。

引理1:α>0,則Cj,t+1-Cj,t>0;α<0,則Cj,t+1-Cj,t<0(其中j表示某風險較低的資產市場,Cj,t表示居民t時期在j市場上的資產配置,Cj,t+1表示居民t+1時期在j市場上的資產配置)。

引理1的經濟含義是,風險規避型居民,其資產向風險較低的資產市場轉移;風險偏好型居民,其資產從風險較低的資產市場向風險較高的資產市場轉移。

同時,大量文獻證明,預期是影響居民資產配置的重要原因。這不僅體現在資本市場[25,35],還同樣存在于房地產市場[23,36,37]。因此,本文進一步將預期因素納入資產配置模型中予以討論,得出引理2:當expactation(i)>0時,Ci,t+1-Ci,t>0;反之亦然(其中Ci,t表示居民t時期在i市場上的資產配置,Ci,t+1表示居民t+1時期在i市場上的資產配置)。

引理2的經濟含義是,當居民對下一期資產價格預期樂觀時,則會增加該類資產比重;反之,當居民對下一期資產價格預期悲觀時,則會減少該類資產比重。

四、實證分析

(一)數據來源

本文數據來源于課題組對中國30個大中城市的微觀調研數據,共回收問卷6 428份。

(二)變量選取

1. 被解釋變量

居民資產選擇(y),反映居民資產配置的意愿,本文選取“居民短期內是否選擇買房”調研指標(二值變量)。

2. 核心解釋變量

(1)預期(E),用觀察者對未來三年房地產市場判斷表示,并相應劃分為樂觀、中性和悲觀三類。

(2)風險態度(T),劃分為風險規避、風險中立和風險偏好。

3. 相關控制變量

包括居住地區、性別、年齡、戶口、家庭人口、受教育程度、政府工作、國企工作、收入等。其中,大多數控制變量為二值變量,還有部分控制變量是有序分類變量。本文運用賦值法離散化處理了有序分類變量[38]。

(三)描述性統計

表1是本文樣本(樣本數5 454)的描述性統計。從風險態度來看,風險偏好不足12%;風險中立約35%;風險規避約占53%。說明居民家庭的資產配置更多趨向于低風險的穩健投資策略[39]。我國居民家庭資產配置主要以風險較低的房地產為主,對風險類金融資產存在極大的擠出效應,導致居民資產配置結構單一,風險資產占比較低[40-43]。

表1　樣本變量的描述性統計

(四)中國家庭資產配置有限參與的特征事實

雖然Campbell最早提出“有限參與之謎”,但目前尚無權威的“有限參與”度量方法,多數學者通過各資產配置比例來解釋“有限參與”。表2為本文樣本里抽樣人群對家庭資產配置的有限參與程度(調研時間為2011.10～2012.4)。可見,多數家庭的資產配置意愿仍集中在房地產,占比接近53%,而對債券、股票等的偏好較低,股票占比約11.6%,債券約為5.7%。2011年西南財經大學中國家庭金融調研數據顯示,中國家庭資產中房產均值約466 416元,而股票、債券等金融資產占比較低,約61 439元,與本文結果相對一致。

一些學者認為,東方文化中傳統成家立業等觀念深厚,使得人們對住房資產具有特殊偏好,自然房地產成為中國居民資產配置的首選[44]。同時,中國大多數居民的風險態度趨向保守,相對風險規避系數低、跨期替代彈性大,一旦對房地產產生樂觀預期,很容易將大量可支配資金投向房地產市場并同時壓制其他形式的資產配置,最終形成以房地產為主導的中國家庭資產配置的“有限參與”。

表2　中國家庭資產配置有限參與的特征事實

(五)計量模型

針對本文調研數據的二元離散特征,我們選擇logit回歸模型,具體為:

(六)回歸結果分析

1.預期、風險態度對資產配置的影響

在通過共線性、異方差檢驗基礎上,實證結果見表3。計量檢驗過程中,模型1為基準,此后,在模型1基礎上依次納入核心解釋變量預期、風險態度(即風險規避、風險偏好)等。

表3表明,預期、風險態度分別對居民資產配置行為存在顯著性影響。模型4中顯著性結果與模型2、模型3基本一致。

(1)預期對居民資產配置的影響。模型2,我國居民對于未來三年房價預期的系數為正,且在0.1%水平上顯著。在預期樂觀時,居民選擇房地產的發生比為e1.339,值為3.815;反之,亦然。引理2得到驗證。

(2)風險態度對居民資產配置的影響。模型3,在0.1%水平下,風險規避的系數為正,且在0.1%水平上顯著,即,相比風險中立型而言,風險規避者傾向于風險較低的房地產市場,買房可能性是不買房的e0.406,值為1.501;而風險偏好對是否買房的影響不顯著。引理1部分得到驗證。

2. 預期與風險態度交叉項對資產配置的影響

為了進一步探討預期、風險態度對資產配置的作用,我們接下來引入預期與風險態度的交叉項進行深入研究,回歸結果見表4。

模型5中,預期樂觀與風險規避的交叉項系數在0.1%水平上顯著為正,發生率為e1.994,值為7.344。即,預期樂觀能夠正向促進風險規避者買房,此時風險規避者買房可能性為不買房的7.334倍;預期悲觀與風險規避的交叉項系數也在0.1%水平上顯著為正,但發生率降到e0.321,值為1.379。即,預期悲觀時風險規避者買房可能性是不買房的1.379倍,雖然資金仍向房地產市場轉移,但是發生率明顯低于預期樂觀時的20%。

模型6中,預期樂觀與風險偏好的交叉項系數在5%水平上顯著為正,發生率為e1.606,值為4.983,即,預期樂觀正向促進風險偏好者買房,此時風險偏好者買房可能性是不買房的4.983倍。預期悲觀與風險規避的交叉項系數在5%水平上顯著為負,發生率為e-0.241,值為0.786,即預期悲觀抑制風險偏好者買房,此時風險偏好的投資者已開始將資金從房地產向其他市場轉移。

表3　計量檢驗結果

注:* 表示p < 0.05, #表示 p < 0.01, +表示p < 0.001,下同。

綜上所述,對房地產市場預期樂觀,風險規避者與風險偏好者均將家庭資金轉移到房地產市場;對房地產市場預期悲觀,無論風險規避者還是風險偏好者,都將相對于預期樂觀時減持投資于房地產的資產。

(七)穩健性檢驗

表4　預期與風險偏好交叉項計量回歸

為了確保前文實證研究結果的可靠性,本文通過替換變量來進行穩健性檢驗。以已有文獻為基礎,我們將變量民間借款替換變量風險規避,變量正規信貸替換變量風險偏好。丁冬、何大安及前人經研究認為,中國古往今來一直是關系型社會,社會網絡尤為重要,民間借款能夠抵御風險、平滑消費[45,46]。此外,民間借貸與正規信貸最大不同在于貸款用途與時間長度等方面更加靈活。基于以上幾點,風險規避型居民一般會選擇民間借款來緩解資金壓力。龐新軍認為,對農戶信貸研究表明,風險偏好程度越高,投資意愿越強,尋找更多投資機會;同時,風險偏好越強,對未來預期越樂觀,對改善生活品質、提高生活質量欲望越強,生活改善性信貸需求提高[47]。借鑒上述思想,本文選取將融資意愿中傾向于民間借款的樣本來表示代表風險規避,而選擇正規信貸的代表風險偏好。

檢驗結果如表5所示。對比前文回歸檢驗結果,顯然穩健性較好。其中,預期樂觀與民間借款、預期悲觀與民間借款的交叉項系數均顯著為正,但后者交叉項系數明顯小于前者,與模型5結論一致。預期樂觀與正規信貸的交叉項系數顯著為正,預期悲觀與正規信貸的交叉項系數顯著為負,與模型6的結論一致。

五、結論與啟示

本文基于2011年中國30個大中城市微觀調研數據,選擇恰當的計量模型,實證研究了市場預期、風險態度對居民資產配置的作用,得出主要結論如下:第一,對中國30個大中城市的6 000多份調查問卷結果顯示,中國居民家庭資產配置存在有限參與特征,這與美國、日本等國際經驗相吻合。第二,基于CRRA模型推理及實證研究的結論可得:預期與風險態度是影響家庭資產配置的重要原因。其中,風險態度是決策者的自身屬性,通過跨期替代彈性決定著有限參與的程度;而預期則是影響決策者選擇何種資產的外在因素,決定著資金的配置方向。兩者共同導致資產配置有限參與的結果和方向。進一步,本文的政策含義在于:受人類行為金融因素影響,家庭資產配置的有限參與成為世界普遍現象,也是導致資產價格泡沫和市場波動的重要原因。為避免過度的有限參與,決策層應該高度關注并引導市場預期,一方面通過供給側改革加大中國金融市場上的資產供給,消除資產短缺,另一方面綜合運用貨幣、稅收等宏觀政策合理引導市場預期走向,避免因羊群行為而引發的金融市場動蕩[48]。

表5　穩健性檢驗結果

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[責任編輯:陳宇涵]

doi:10.3969/j.issn.1672-5956.2016.04.013

[收稿日期]2016-05-03

[基金項目]國家社科基金青年項目(12CJY018);安徽工業大學研究生創新研究基金(2014121)

[作者簡介]邢芳,1991年生,女,安徽馬鞍山人,安徽工業大學碩士生,研究方向為產業經濟學,(電子信箱)xingfangedu@sina.com。李偉軍,1976年生,男,河南鄭州人,安徽工業大學副教授,碩士生導師,研究方向為房地產經濟與金融、產業經濟學。