戶籍屬性、住房擁有與家庭金融資產(chǎn)選擇

紀(jì)祥裕 盧萬(wàn)青

（廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)金融學(xué)院，廣東 廣州 510006）

戶籍屬性、住房擁有與家庭金融資產(chǎn)選擇

紀(jì)祥裕 盧萬(wàn)青

（廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)金融學(xué)院，廣東 廣州 510006）

本文采用2011年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS），分析了戶籍屬性與住房擁有對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇的影響。研究表明：擁有本地戶籍顯著提高了家庭擁有住房率，并且對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)的可能性和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比重產(chǎn)生顯著正向影響。這一結(jié)果在控制了家庭經(jīng)濟(jì)條件、人口學(xué)特征和投資風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度等因素后仍然穩(wěn)健。住房擁有對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)參與、參與程度產(chǎn)生正效應(yīng)，但是統(tǒng)計(jì)上不顯著。進(jìn)一步探討戶籍地位的城鄉(xiāng)差異效應(yīng)后發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)戶籍地位會(huì)顯著降低家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資傾向。

戶籍屬性；住房擁有；家庭金融；風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)

一、引言

隨著中國(guó)金融市場(chǎng)化的推進(jìn)，中國(guó)家庭投資組合呈現(xiàn)多樣化的趨勢(shì)，越來(lái)越多的家庭參與股票市場(chǎng)、債券市場(chǎng)等金融市場(chǎng)。然而，根據(jù)中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)顯示（甘犁等，2012），中國(guó)家庭金融市場(chǎng)仍存在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)參與率和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比重均偏低等問題。研究家庭如何配置金融資產(chǎn)具有現(xiàn)實(shí)意義：一方面有助于驗(yàn)證經(jīng)典投資理論在中國(guó)的應(yīng)用；另一方面為資本與金融市場(chǎng)開發(fā)新產(chǎn)品提供借鑒，促進(jìn)金融體系改革與市場(chǎng)效率的提高（吳衛(wèi)星等，2011）。

近年來(lái)，關(guān)于中國(guó)居民資產(chǎn)選擇的調(diào)查數(shù)據(jù)日漸豐富與完善，學(xué)者基于此對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇的影響因素進(jìn)行了大量研究并指出，諸如家庭收入、家庭規(guī)模、受教育程度、戶主年齡、信貸約束狀況以及風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度等均為家庭金融資產(chǎn)選擇的影響因素。然而，國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)大多忽略了戶籍屬性與住房擁有對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇的影響，將戶籍屬性、住房擁有與家庭金融資產(chǎn)配置納入同一理論框架的文獻(xiàn)更是有限。

戶籍制度是一項(xiàng)包含公民基本信息的法律制度，仍是目前我國(guó)大部分公民就業(yè)、教育和社會(huì)保障等權(quán)益的重要保障。隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展，作為生產(chǎn)要素之一的勞動(dòng)力在區(qū)域間加劇流動(dòng)，越來(lái)越多的居民到非戶籍所在地工作并長(zhǎng)期居留。然而，擁有本地戶籍是享有本地公共服務(wù)與社會(huì)保障的前提，非本地戶籍居民在勞動(dòng)力市場(chǎng)更容易受到“歧視”。戶籍地位差異帶來(lái)的不平等造成了本地戶籍居民與非本地戶籍居民間的社會(huì)分割（汪匯等，2009）。這種社會(huì)分割與“歧視”會(huì)否給家庭金融資產(chǎn)配置情況帶來(lái)變化呢？

另一個(gè)需要重視的問題是家庭擁有住房對(duì)于家庭金融資產(chǎn)選擇的影響。安居樂業(yè)是中國(guó)傳統(tǒng)文化之一，擁有住房是大多數(shù)中國(guó)家庭的意愿。一方面，沒有住房的家庭，特別是年輕家庭往往通過(guò)住房貸款才能獲得住房。風(fēng)險(xiǎn)承受能力偏低可能導(dǎo)致這部分家庭不參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)，即住房對(duì)家庭投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)行為產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。另一方面，擁有住房的家庭往往收入水平更高，能同時(shí)承擔(dān)參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)與房產(chǎn)市場(chǎng)的成本，即財(cái)富效應(yīng)比擠出效應(yīng)占優(yōu)。本文關(guān)心的問題是，利用中國(guó)家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，驗(yàn)證國(guó)外傳統(tǒng)文獻(xiàn)相關(guān)結(jié)論是否在中國(guó)適用。

本文強(qiáng)調(diào)中國(guó)轉(zhuǎn)型期結(jié)構(gòu)因素對(duì)于居民家庭金融資產(chǎn)選擇行為的影響。更具體地說(shuō)，我們關(guān)注于不同戶籍地位與是否擁有住房所導(dǎo)致的家庭金融資產(chǎn)選擇異質(zhì)性。本文利用中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS）的實(shí)證分析，能一定程度上為這一領(lǐng)域提供新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）研究戶籍屬性與住房擁有、家庭金融資產(chǎn)選擇的文獻(xiàn)大都關(guān)注經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和個(gè)人特征因素

所謂經(jīng)濟(jì)因素，一般包括家庭收入、收入不確定性和信貸約束。也有不少學(xué)者關(guān)注家庭規(guī)模、婚姻狀況、地區(qū)差異等因素對(duì)于家庭金融資產(chǎn)選擇的影響，這給后續(xù)研究提供了借鑒。然而，據(jù)我們所知，從戶籍屬性層面與住房擁有角度研究家庭金融資產(chǎn)配置行為的文獻(xiàn)并不多。現(xiàn)階段中國(guó)處于“三期疊加”的轉(zhuǎn)型時(shí)期，戶籍制度改革尚未成功，轉(zhuǎn)型期和戶籍制度約束下家庭收入不確定性上升，社會(huì)保障體系不完善均有可能對(duì)非本地戶籍家庭金融資產(chǎn)投資產(chǎn)生負(fù)向的影響。

《中華人民共和國(guó)戶口登記條例》實(shí)施以來(lái)，戶籍管理逐漸與住房、教育、就業(yè)和社會(huì)保障等公民權(quán)益相掛鉤（Zhu，2003）。戶籍制度的存在對(duì)于家庭生活質(zhì)量、收入水平與投資決策都產(chǎn)生了重要的影響。在1998年房改后，住房屬性由員工福利轉(zhuǎn)為商品屬性，住房市場(chǎng)基本實(shí)現(xiàn)供給市場(chǎng)化。然而保障性住房的出現(xiàn)與始于2010年全國(guó)46個(gè)主要城市實(shí)施的限購(gòu)令成為兩個(gè)例外，不難發(fā)現(xiàn)兩項(xiàng)政策的最大共同點(diǎn)就是對(duì)非本地戶籍家庭擁有房產(chǎn)的限制。當(dāng)然，戶籍地位對(duì)家庭擁有房產(chǎn)的影響絕不限于此，戶籍制度給本地戶籍家庭與非本地戶籍家庭之間帶來(lái)的不平等與社會(huì)分割，往往起著更長(zhǎng)久與深刻的作用。同時(shí)，我們相信，這種不平等與社會(huì)分割也會(huì)影響家庭金融資產(chǎn)投資決策。

居民能否享受到當(dāng)?shù)毓卜?wù)和社會(huì)保障，一般取決于家庭是否擁有本地戶籍。非本地戶籍人口較難享受到當(dāng)?shù)氐某擎?zhèn)居民社會(huì)保障體系，以及保障性住房、住房公積金等本地戶籍居民享受的政策。一定程度上，本地戶籍家庭更傾向于擁有住房。社會(huì)保障體系能夠減少家庭受到的不確定性沖擊，從而家庭愿意減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄、提高風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資。

在勞動(dòng)力市場(chǎng)上，非本地戶籍居民也易受到兩類“歧視”：一類為“工資歧視”，即出現(xiàn)與本地戶籍勞動(dòng)力相比“同工不同酬”的現(xiàn)象（Song，2014）。另一類為“雇傭歧視”，即在相同勞動(dòng)生產(chǎn)率的情況下，本地戶籍居民更傾向于獲得同一份工作的機(jī)會(huì)。“工資歧視”較容易被觀測(cè)到，并在個(gè)人可支配收入中有所反映。“雇傭歧視”則難以被觀測(cè)，而且更具有意義。因?yàn)槿菀妆皇杖敫鼮榉€(wěn)定、福利待遇更好的企業(yè)所拒絕，非本地戶籍家庭面臨著更高的收入風(fēng)險(xiǎn)與未來(lái)的不確定性。較低的收入使得家庭無(wú)法承擔(dān)購(gòu)房成本，從而無(wú)法擁有住房。同時(shí)，較低的風(fēng)險(xiǎn)承受能力使得家庭的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資傾向降低。

不同戶籍地位還可以通過(guò)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)影響家庭金融資產(chǎn)選擇。中國(guó)人歷來(lái)重視“社會(huì)關(guān)系”，處于同一社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的居民擁有信息優(yōu)勢(shì)，從而更容易獲得融資，同時(shí)受到監(jiān)督而不敢輕易違約（馬光榮等，2011；曹揚(yáng)，2015）。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)降低了居民的投資信息成本，同時(shí)處于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的居民也會(huì)受到其他內(nèi)部成員投資決策的影響，使其更傾向于持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。非本地戶籍居民由于語(yǔ)言不通、生活習(xí)俗不相近等原因，容易受到本地人不友好的對(duì)待（蔡昉等，2001；陳釗和陸銘，2008），無(wú)法融入當(dāng)?shù)氐纳鐣?huì)網(wǎng)絡(luò)之中。加之可能受到的政策性歧視，非本地戶籍居民會(huì)降低對(duì)當(dāng)?shù)氐纳鐣?huì)信任與公共信任（汪匯等，2011），從而更加惡化了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。

戶籍制度也是影響中國(guó)居民人力資本的重要因素。大多數(shù)居民在接受高等教育之前規(guī)定于戶籍所在地附近上學(xué)，跨市、跨省擇校則需付出較高的成本。然而中國(guó)教育資源分配不均問題十分嚴(yán)重。一般來(lái)說(shuō)，非本地戶籍家庭大多來(lái)自教育水平落后的農(nóng)村地區(qū)，居留地大多是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更高、教育資源更好的城鎮(zhèn)。Wu和Trieman（2004）發(fā)現(xiàn)，在既定條件下，在14歲時(shí)擁有本地戶籍的人比在14歲時(shí)沒有本地戶籍的人在教育年限上多半年。風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)存在著固定信息成本。在既定條件下，隨著受教育程度的提高，家庭更有能力獲取并處理信息，積累金融知識(shí)與理解金融系統(tǒng)復(fù)雜性，從而更有可能持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。

通過(guò)上述分析，我們認(rèn)為戶籍地位對(duì)于家庭就業(yè)、社會(huì)保障、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和人力資本具有重大的意義，從而可能會(huì)對(duì)家庭的投資決策產(chǎn)生重要的影響。

（二）住房擁有與家庭金融資產(chǎn)選擇

房產(chǎn)在中國(guó)家庭資產(chǎn)中占有相當(dāng)大的比重，而且房產(chǎn)兼具投資與消費(fèi)雙重功能，對(duì)于大多數(shù)中國(guó)家庭的重要性不言而喻。

Cooco（2004）發(fā)現(xiàn)，住房使得家庭，特別是年輕家庭更少地持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。Kullman和Siegel（2003）通過(guò)行為金融學(xué)分析理性人的心理賬戶認(rèn)為，當(dāng)一種資產(chǎn)占據(jù)家庭大部分財(cái)富時(shí)，其他資產(chǎn)所獲得的家庭投入就會(huì)相應(yīng)減少。Chetty和Szeidi（2012）發(fā)現(xiàn)，當(dāng)把房產(chǎn)加入家庭資產(chǎn)配置決策中，會(huì)極大地影響家庭的資產(chǎn)選擇行為，并且資產(chǎn)組合之間的比例也會(huì)發(fā)生變化。

不難發(fā)現(xiàn)，國(guó)外研究成果大多認(rèn)為住房對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。與歐美發(fā)達(dá)國(guó)家相比，國(guó)內(nèi)房地產(chǎn)市場(chǎng)起步較晚，金融體系仍不完善，國(guó)外傳統(tǒng)文獻(xiàn)的相關(guān)結(jié)論在中國(guó)是否適用，在財(cái)富效應(yīng)與擠出效應(yīng)二者之間，哪個(gè)起著主導(dǎo)作用呢？目前國(guó)內(nèi)缺乏相關(guān)研究成果。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)與變量說(shuō)明

本部分和下文將根據(jù)戶籍屬性、住房擁有與家庭金融資產(chǎn)選擇的理論機(jī)制進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究。本文所用數(shù)據(jù)來(lái)源于2011年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS），其分布于全國(guó)25個(gè)省（市、自治區(qū)）的80個(gè)縣中的320個(gè)村（居）委會(huì)，共由8438個(gè)家庭的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)匯總而成，涉及中國(guó)家庭資產(chǎn)負(fù)債狀況和經(jīng)濟(jì)決策的微觀層面信息，具有很強(qiáng)的代表性。

本文主要目標(biāo)是分析家庭金融資產(chǎn)配置狀況，被解釋變量用指標(biāo)“股票參與”、“股票資產(chǎn)比重”、“風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與”和“風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比重”來(lái)表示。“股票參與”由家庭是否擁有股票的虛擬變量表示，反映了家庭參與股票市場(chǎng)的可能性（Hong等，2004）。當(dāng)家庭持有股票則賦值為1，否則取0。“股票資產(chǎn)比重”衡量股票資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)比重，反映了家庭參與股票市場(chǎng)的程度（Guiso等，2002）。居民家庭仍可能持有除股票外的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，如債券、基金、金融衍生品、理財(cái)產(chǎn)品、黃金以及非人民幣資產(chǎn)等，與家庭股市參與指標(biāo)類似，“風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與”由家庭是否擁有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的虛擬變量表示，當(dāng)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)時(shí)賦值為1，否則取0。“風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比重”衡量家庭金融資產(chǎn)中風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)所占比重，反映家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)的程度。

解釋變量方面，戶籍屬性變量由家庭是否持有本地戶籍的虛擬變量表示。當(dāng)家庭持有本地戶籍則賦值為1，否則取0；住房擁有變量由家庭是否擁有住房的虛擬變量表示，當(dāng)家庭擁有住房賦值為1，否則取0。

根據(jù)家庭投資決策的收入效應(yīng)、生命周期、人力資本等傳統(tǒng)理論，本文引入以下控制變量：

家庭收入。更高的家庭收入意味著居民更有能力進(jìn)行金融消費(fèi)和享受金融服務(wù)，因此可能與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)參與正相關(guān)（Guiso等，2002；Devlin等，2005）。在實(shí)證分析中采用對(duì)數(shù)形式。

受教育程度。已有研究認(rèn)為，教育程度的提高有助于居民以更低的成本參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)（Rosen和Wu，2004），本文參考尹志超等（2014）的做法，以教育年限 作為受教育程度的代理指標(biāo)。

戶主年齡。已有研究發(fā)現(xiàn)，年齡對(duì)家庭參與股票市場(chǎng)、持有股票比重均呈“倒U形”效應(yīng)（Shum和Faig，2006）。本文參考王聰?shù)龋?015）的做法，引入戶主年齡、年齡二次項(xiàng)以捕獲年齡與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資之間可能存在的非線性關(guān)系。

風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度。一般而言，風(fēng)險(xiǎn)偏好的家庭有更高的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資傾向，而風(fēng)險(xiǎn)厭惡的家庭傾向于持有低風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。本文參考段軍山和崔蒙雪（2016）的做法，以風(fēng)險(xiǎn)中性為參照組，引入風(fēng)險(xiǎn)偏好和風(fēng)險(xiǎn)厭惡兩個(gè)虛擬變量衡量家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度②。

信貸約束。已有研究發(fā)現(xiàn)，信貸約束會(huì)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)需求產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)（Guiso等，1996）。參考段軍山和崔蒙雪（2016）的做法，引入“信貸約束”虛擬變量以衡量家庭信貸約束狀況③。

另外，本文還控制了戶主的健康狀況、性別、婚姻狀況、家庭規(guī)模以及家庭是否自營(yíng)工商業(yè)。健康水平變量中，健康處于好或非常好時(shí)賦值為1，否則為0；戶主性別變量中，男性賦值為1，女性為0；戶主婚姻狀況變量中，已婚賦值為1，否則為0；家庭規(guī)模變量以家庭總?cè)丝跀?shù)衡量；已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，自營(yíng)工商業(yè)具有較高的商業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇產(chǎn)生擠出效應(yīng)（尹志超等，2014），家庭有自營(yíng)工商業(yè)則賦值為1，沒有則為0。

在回歸前對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理：首先剔除掉戶主年齡不在16—90周歲范圍內(nèi)的家庭樣本，其次刪除存在關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失或明顯異常的家庭樣本。

（二）實(shí)證模型

在考察戶籍屬性、住房擁有對(duì)家庭是否參與股市與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)的影響時(shí)，由于因變量“是否持有股票”和“是否持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)”為虛擬變量，我們采用概率單位回歸模型進(jìn)行估計(jì)（Probit模型）。具體地說(shuō)，簡(jiǎn)化實(shí)證模型如下：

決定的潛變量或無(wú)法觀測(cè)變量。同時(shí)有：

其中，y1i為可觀察到的變量，表示虛擬變量“是否持有股票”或“是否持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)”；向量表示影響家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的各種因素，包括戶籍屬性、住房擁有以及上文設(shè)定的一系列控制變量組合；εi表示獨(dú)立同分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

當(dāng)考察股票或風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比重的影響因素時(shí)，由于只能觀測(cè)到風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重為正的家庭，對(duì)于投資組合中并沒有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的家庭，觀測(cè)值為0，即數(shù)據(jù)被截取了，因此我們使用Tobit模型進(jìn)行回歸。簡(jiǎn)化實(shí)證模型如下：

其中y2i表示變量“股票資產(chǎn)比重”或“風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比重”；向量表示影響家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比重的各種因素，包括上文設(shè)定的核心解釋變量以及一系列控制變量。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

表1給出了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。可以看出，中國(guó)家庭金融市場(chǎng)存在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)參與率低和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比重偏低的現(xiàn)象。股票市場(chǎng)參與率與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)參與率分別為0.088和0.115，處于較低水平。股票資產(chǎn)占比和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比分別為0.042和0.060，參與程度不高。相比而言，歐美國(guó)家居民在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)的表現(xiàn)更為活躍。美國(guó)與英國(guó)的股票資產(chǎn)占金融財(cái)富比重分別達(dá)到71.6%和56.7%④。

本市戶籍家庭占所有樣本家庭比重為0.926，90.8%的樣本家庭擁有住房。59.7%左右的家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度為風(fēng)險(xiǎn)厭惡，多數(shù)家庭不愿意“冒險(xiǎn)”。12.9%左右的家庭因?yàn)楸痪芙^辦理信用卡或者擔(dān)心被拒絕而不申請(qǐng)信用卡，受到信貸約束。約有13.3%的家庭自營(yíng)工商業(yè)，45.3%左右的戶主認(rèn)為自身健康狀況為好或非常好。

表1：變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析

上文理論分析了戶籍屬性可能對(duì)家庭住房與金融資產(chǎn)決策產(chǎn)生的影響，也分析了家庭金融資產(chǎn)投資中可能存在的住房效應(yīng)。在實(shí)證部分，首先對(duì)家庭住房擁有率的影響因素使用Probit模型進(jìn)行實(shí)證分析，以驗(yàn)證戶籍地位是否為家庭住房擁有率的顯著影響因素。然后，使用Probit模型和Tobit模型分析戶籍屬性與住房擁有是否對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資決策產(chǎn)生顯著影響。最后，對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（一）家庭住房擁有率的影響因素分析

我們首先分析戶籍屬性是否為家庭住房擁有的顯著影響因素。這部分中，因變量為“家庭是否擁有住房”虛擬變量，故我們采用Probit模型進(jìn)行回歸。模型設(shè)定與式（1）和式（2）類似，此處不再贅述。值得注意的是，不同地區(qū)可能存在不盡一致的戶籍制度，同時(shí)居民也可能通過(guò)高學(xué)歷“積分落戶”或者與當(dāng)?shù)厝私Y(jié)婚進(jìn)而持有當(dāng)?shù)貞艏陨弦蛩乜赡軐?duì)于戶籍屬性對(duì)家庭住房擁有率的解釋力度帶來(lái)干擾，因此本文在家庭住房擁有率的決定方程中逐步控制地區(qū)差異、受教育程度與婚姻狀況這三個(gè)變量。回歸結(jié)果如表2所示。

表2表明，在逐步控制了地區(qū)效應(yīng)、戶主受教育程度和婚姻狀況變量后，所有模型中“本市戶籍”的回歸系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著。由第（4）列結(jié)果可以看出，若持有本市戶籍，則家庭擁有住房的概率將提高0.0855，這表明本地戶籍屬性對(duì)家庭擁有住房產(chǎn)生了正效應(yīng)，與預(yù)期理論一致。與非本市戶籍居民相比，本市戶籍居民擁有更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，享受當(dāng)?shù)厣鐣?huì)保險(xiǎn)與公積金等福利待遇，享有更優(yōu)惠的購(gòu)房按揭比率，本市戶籍屬性鼓勵(lì)著家庭購(gòu)買住房。對(duì)于有子女在當(dāng)?shù)厣蠈W(xué)的非本市戶籍家庭而言，擁有住房概率將可能更低。非本市戶籍地位使得這部分家庭在擇校費(fèi)、寄讀費(fèi)等教育費(fèi)用上花費(fèi)甚多，更是降低了其對(duì)高昂購(gòu)房成本的承受能力。另外，還可能存在一種解釋就是，非本市戶籍家庭具有更強(qiáng)的流動(dòng)意愿或者回鄉(xiāng)傾向，因而擁有更低的購(gòu)房意愿（張路等，2016）。

表2：家庭住房擁有率的影響因素分析：Probit模型回歸

在控制變量方面，我們發(fā)現(xiàn)：信貸約束對(duì)家庭住房擁有具有顯著的負(fù)向影響，這與段軍山和崔蒙雪（2016）的研究結(jié)論一致。面臨信貸約束的家庭可能無(wú)法得到金融機(jī)構(gòu)的住房按揭貸款，從而降低了購(gòu)房意愿與能力。家庭規(guī)模對(duì)家庭住房擁有具有顯著正效應(yīng)，這與張路等（2016）的研究結(jié)論一致。其他人口特征學(xué)方面，戶主年齡和戶主男性均提高了家庭擁有住房的傾向，而戶主受教育程度與婚姻狀況并不顯著。

（二）家庭金融資產(chǎn)選擇的影響因素分析

本部分的目標(biāo)是考察戶籍屬性與住房擁有是否為家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資決策的穩(wěn)定影響因素。首先采用Probit模型對(duì)家庭是否持有股票和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響因素進(jìn)行分析，結(jié)果由表3的第（1）、（2）列給出。然后采用Tobit模型對(duì)股票資產(chǎn)比重和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比重的影響因素進(jìn)行分析，結(jié)果由表3的第（3）、（4）列給出。

在表3的所有模型中，“本市戶籍”變量的回歸系數(shù)均顯著為正，這表明本地戶籍家庭更傾向于參與股票和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)以及持有更高的股票和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比重。與本地戶籍居民相比，非本地戶籍居民只享有當(dāng)?shù)夭糠稚鐣?huì)保障等福利待遇，未來(lái)不確定性沖擊可能更大，因而他們擁有更強(qiáng)的預(yù)防性動(dòng)機(jī)，不傾向于投資股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。再者，戶籍地位差異導(dǎo)致的“雇傭歧視”與“工資歧視”使得非本地戶籍居民工作機(jī)會(huì)相對(duì)減少。當(dāng)居民面臨的收入風(fēng)險(xiǎn)提高時(shí)，會(huì)減少對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的需求（Guiso等，1996）。還存在一種可能的解釋是，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)通過(guò)內(nèi)部融資、信息共享等途徑有助于降低處于關(guān)系網(wǎng)中居民的投資成本（王聰?shù)龋?015；曹揚(yáng)，2015），與本地戶籍居民相比，非本地戶籍居民因?yàn)檎Z(yǔ)言、生活習(xí)俗等原因較難融入當(dāng)?shù)厣鐣?huì)網(wǎng)絡(luò)，這降低了他們對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資傾向。

在表3所有模型中，住房擁有變量的回歸系數(shù)均為正，但并不顯著。一方面，住房不可分割、交易成本高等特點(diǎn)，使得房產(chǎn)占據(jù)家庭投資組合中相當(dāng)大比重。加之家庭若是通過(guò)住房貸款途徑獲得住房，在進(jìn)行投資決策時(shí)必然考慮償債能力，因而住房會(huì)對(duì)股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)（Flavin和Yamashita，2000；吳衛(wèi)星和齊天翔，2007）。另一方面，房產(chǎn)是居民投資金融產(chǎn)品時(shí)理想的抵押品（Cardak和Wilkins，2009），對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)有很強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)分散作用。若家庭擁有住房且無(wú)房貸負(fù)債壓力，則更有可能參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)和持有更大風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比重，即財(cái)富效應(yīng)對(duì)擠出效應(yīng)占優(yōu)。從統(tǒng)計(jì)角度與事實(shí)層面出發(fā)，我們并沒有足夠證據(jù)說(shuō)明住房擁有與家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)以及參與程度有著穩(wěn)定的正向關(guān)系。

在控制變量方面，我們發(fā)現(xiàn)了一些與傳統(tǒng)解釋相一致的經(jīng)驗(yàn)結(jié)果：高收入水平家庭，股票和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與概率及參與程度均高于低收入水平的家庭（Guiso等，1996）。與風(fēng)險(xiǎn)厭惡的家庭相比，風(fēng)險(xiǎn)偏好家庭擁有更高的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資傾向。戶主年齡對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)及參與程度均呈“倒U形”效應(yīng)，這與Shum和Faig（2006）、王聰?shù)龋?015）的研究結(jié)論一致。另外，家庭規(guī)模抑制了家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)及參與程度，而受教育程度顯著提高了家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資傾向（Campbell，2006）。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表3：家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資決策的Probit和Tobit模型回歸結(jié)果

表4：家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)決策的Probit和Tobit模型回歸結(jié)果（剔除金融從業(yè)家庭）

為了檢驗(yàn)家庭金融資產(chǎn)決策回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，我們首先剔除了家庭中有從事金融行業(yè)的樣本進(jìn)行再估計(jì)。一般而言，金融從業(yè)者擁有較為豐富的金融知識(shí)，對(duì)金融系統(tǒng)的運(yùn)作方式也更為了解。從事金融業(yè)能降低家庭參與股市與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)的固有信息成本，也有助于提高風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)在家庭金融資產(chǎn)中的比重。未剔除金融從業(yè)家庭可能會(huì)高估戶籍屬性與住房擁有對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇的邊際影響。表4為剔除金融從業(yè)家庭樣本后使用Probit和Tobit模型的回歸結(jié)果。

由表4所有模型結(jié)果可得，“本市戶籍”系數(shù)均顯著為正，“住房擁有”系數(shù)為正，但統(tǒng)計(jì)上不顯著，表明表3的結(jié)果是較為穩(wěn)健的。同時(shí)我們發(fā)現(xiàn)，本市戶籍屬性的邊際影響均略有下降，與理論預(yù)期相一致。

本文還進(jìn)行了以下嘗試：首先，為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定的穩(wěn)健性，我們通過(guò)對(duì)控制變量進(jìn)行增補(bǔ)或剔除，以進(jìn)行敏感性分析，回歸結(jié)果并未對(duì)本文結(jié)論產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的改變；其次，以人均收入代替家庭總收入以衡量家庭收入水平，對(duì)受教育程度和年齡采用虛擬變量賦值，這些嘗試的結(jié)果均表明本文的經(jīng)驗(yàn)結(jié)論是穩(wěn)健的⑤。

五、戶籍效應(yīng)的進(jìn)一步分析：城鄉(xiāng)差異

前面的分析表明，家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的戶籍地位效應(yīng)明顯存在。除了城市與非本城市的差異之外，現(xiàn)階段中國(guó)還存在著城鄉(xiāng)戶籍差異。在同一城市中，城鄉(xiāng)戶籍差異也可能會(huì)對(duì)家庭金融資產(chǎn)投資決策產(chǎn)生影響。

戶籍屬性是居民進(jìn)入農(nóng)村保障體系還是城鎮(zhèn)保障體系的決定因素之一。政府的民生保障支出具有城鎮(zhèn)傾向，農(nóng)村居民的社會(huì)保障往往無(wú)法得到重視（宗慶慶等，2015）。城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民社會(huì)保障水平的差異，以及帶來(lái)的未來(lái)不確定性差異，使得農(nóng)村家庭傾向于增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄，這會(huì)抑制家庭風(fēng)險(xiǎn)的資產(chǎn)投資傾向。再者，現(xiàn)階段中國(guó)教育資源分配不均衡，優(yōu)質(zhì)教育資源更多集中在城市，而農(nóng)村教育資源則相對(duì)匱乏（張浩等，2014），導(dǎo)致了城鄉(xiāng)居民受教育程度的差異。如果農(nóng)村家庭為孩子尋求擁有優(yōu)質(zhì)資源的學(xué)校，則必須付出擇校費(fèi)、寄讀費(fèi)等巨大成本，這將阻礙農(nóng)村家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資。另外值得注意的是，城鄉(xiāng)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)存在著天然的區(qū)別。農(nóng)業(yè)戶籍家庭處于農(nóng)村社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中，他們更傾向于參與非正規(guī)金融市場(chǎng)（曹揚(yáng)，2015），而風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)參與規(guī)模較小。

為了考察城鄉(xiāng)戶籍差異是否為家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)以及參與程度的顯著影響因素，本文分別采用Probit模型和Tobit模型進(jìn)行實(shí)證分析，模型設(shè)定與式（1）—（4）類似。所有變量中，與上文的唯一區(qū)別為，戶籍屬性用“是否為本市農(nóng)業(yè)戶籍”虛擬變量表示，若家庭擁有本市農(nóng)業(yè)戶籍則賦值為1，擁有本市城鎮(zhèn)戶籍則賦值為0。

由表5所有模型結(jié)果可以看出，“本市農(nóng)業(yè)戶籍”回歸系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著為負(fù)，這表明，農(nóng)業(yè)戶籍地位會(huì)對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)以及參與程度產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，這與理論預(yù)期一致。農(nóng)業(yè)戶籍地位導(dǎo)致家庭可能受到更大的未來(lái)不確定性沖擊，面臨更大的收入風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)，因農(nóng)業(yè)戶籍屬性影響的受教育程度將有礙居民金融知識(shí)的學(xué)習(xí)積累，農(nóng)村社會(huì)網(wǎng)絡(luò)更傾向于民間借貸的信息共享，這些均會(huì)降低農(nóng)業(yè)戶籍家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資傾向。

表5：城鄉(xiāng)戶籍屬性效應(yīng)的Probit和Tobit模型回歸

六、結(jié)論與啟示

本文利用中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS）研究了戶籍屬性、住房擁有與家庭金融資產(chǎn)選擇的關(guān)系，主要結(jié)論如下：本地戶籍屬性顯著提高了家庭住房擁有率；戶籍屬性是影響家庭金融資產(chǎn)投資決策的重要因素，本地戶籍地位能顯著地促進(jìn)家庭參與股市與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)，同時(shí)帶動(dòng)家庭持有更大股票資產(chǎn)比重和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比重，且結(jié)論是穩(wěn)健的。住房擁有對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與和參與程度均產(chǎn)生正向影響，但統(tǒng)計(jì)上均不顯著。進(jìn)一步對(duì)同一城市內(nèi)城鄉(xiāng)戶籍地位效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)戶籍屬性會(huì)顯著降低家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資傾向。

中國(guó)金融市場(chǎng)的發(fā)展離不開個(gè)體或家庭的參與，而家庭金融資產(chǎn)投資決策與現(xiàn)行戶籍制度具有重要聯(lián)系。因此，解決戶籍地位差異帶來(lái)的一系列不平等問題，有利于居民家庭，特別是非本地戶籍家庭與農(nóng)業(yè)戶籍家庭廣泛參與金融消費(fèi)與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資，這對(duì)于推動(dòng)中國(guó)金融市場(chǎng)健康發(fā)展具有重大意義。

注：

①問卷中受教育程度選項(xiàng)分別為：沒上過(guò)學(xué)、小學(xué)、初中、高中、中專、大專、大學(xué)本科、碩士研究生和博士研究生，將其依次折算為0、6、9、12、13、15、16、19、22。

②CHFS問卷：“如果您有一筆資產(chǎn)，將選擇哪種投資項(xiàng)目？1.高風(fēng)險(xiǎn)，高回報(bào)項(xiàng)目；2.略高風(fēng)險(xiǎn)，略高回報(bào)項(xiàng)目；3.平均風(fēng)險(xiǎn)，平均回報(bào)項(xiàng)目；4.略低風(fēng)險(xiǎn)，略低回報(bào)項(xiàng)目；5.不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)。”根據(jù)已有文獻(xiàn)做法，將選項(xiàng)1和2界定為風(fēng)險(xiǎn)偏好，將選項(xiàng)4和5界定為風(fēng)險(xiǎn)厭惡，以選項(xiàng)3界定的風(fēng)險(xiǎn)中性為參照組，引入風(fēng)險(xiǎn)偏好和風(fēng)險(xiǎn)厭惡兩個(gè)虛擬變量。

③在CHFS問卷：“為什么沒有信用卡?1.喜歡現(xiàn)金消費(fèi)；2.不了解信用卡；3.沒有還款能力；4.愿意使用，但申請(qǐng)被拒；5.其他。”將選項(xiàng)3和4界定為家庭存在信貸約束，賦值為1；若出現(xiàn)其他選項(xiàng)，或者在問題：“您家有信用卡嗎?（未激活的信用卡不包括在內(nèi)）1.有；2.沒有”中選1的，則該家庭不存在信貸約束，賦值為0。

④數(shù)據(jù)來(lái)源：2007年美國(guó)消費(fèi)者金融調(diào)查（SCF）；2007年英國(guó)FRS數(shù)據(jù)庫(kù)。

⑤限于篇幅，以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未予給出，備索。

[1]Bertaut C.，Starr-McCluer M.2002.Household Portfolio in the United States[M].MIT Press，Cambridge.

[2]Campbell J.2006.Household Finance[J].Journal of Finance，61.

[3]Cardak B.，Wilkins R.2009.The Determinants of Household Risky Asset Holdings[J].Journal of Banking and Finance，33.

[4]Chetty R.，Szeidl A.2012.The Effect of Housing on Portfolio Choice[R].NBER Working Papers，No.15998.

[5]Cocco J.F.2004.Portfolio Choice in the Presence of Housing[J].Review of Financial Studies，18.

[6]Devlin J.2005.A Detailed Study of Financial Exclusion in the UK[J].Journal of Consumer Policy，28.

[7]Fan E.，Zhao R.2009.Health Status and Portfolio Choice：Causality or Heterogeneity?[J].Journal of Banking and Finance，33.

[8]Flavin M.，Yamashita T.2000.Owner-Occupied Housing and the Composition of the Household Portfolio[J].American Economic Review.

[9]Grinblatt M.，Keloharju M.，Linnainmaa J.2011.IQ and Stock Market Participation[J].Journal of Finance，66.

[10]Guiso L.，Haliassos M.，Jappelli T.2002.Household Portfolio[M].MIT Press，Cambridge.

[11]Guiso L.，Jappelli T.，Terlizzese D.1996.Income Risk，Borrowing Constraints and Portfolio Choice[J].The American Economic Review，1.

[12]Hong H.，Kubik J.D.，Stein J.C.2004.Social Interaction and Stock-Market Participation[J].Journal of Finance，59.

[13]Kullman C.，Stephen S.2003.Real Estate and its Role in Household Portfolio Choice[R].Working paper，University of British Columbia.

[14]Mankiw，N.G.，Zeldes，S.1991.The Consumption of Stockholders and Nonstockholders[J].Journal of Financial Economics，29.

[15]Poterba J.M.，Samwick A.1997.Household Portfolio Allocation over the Life Cycle[R].NBER Working Paper，No.W6185.

[16]Rosen H.S.，Wu S.2001.Health Status and Portfolio Choice[J].Journal of Financial Economics，72.

[17]Shum P.，F(xiàn)aig M.2006.What Explains Household Stock Holdings[J].Journal of Banking and Finance，30.

[18]Song Y.2015.Hukou-based Labor Market Discrimination and Ownership Structure in Urban China[J].Urban Studies，3.

[19]Vissing-Jorgensen A.2002.Towards an Explanation of Household Portfolio Choice Heterogeneity：Nonfinancial Income and Participation Cost Structures[R].NBER Working Paper，No.W8884.

[20]Wu X.，Treiman J.D.2004.The Household Registration System and Social Stratification in China：1955—1996[J].Demography，41.

[21]甘犁，尹志超，賈男，徐舒，馬雙.中國(guó)家庭金融調(diào)查報(bào)告·2012 M].西南財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2012.

[22]吳衛(wèi)星，榮蘋果，徐芊.健康與家庭資產(chǎn)選擇[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011，（1）.

[23]汪匯，陳釗，陸銘.戶籍、社會(huì)分割與信任：來(lái)自上海的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].世界經(jīng)濟(jì)，2009，（10）.

[24]段軍山，崔蒙雪.信貸約束、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與家庭資產(chǎn)選擇[J].統(tǒng)計(jì)研究，2016，（6）.

[25]李濤，郭杰.風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與股票投資[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009，（2）.

[26]馬光榮，楊恩艷.社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，非正規(guī)金融與創(chuàng)業(yè)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011，（3）.

[27]陳釗，陸銘.從分割到融合：城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與社會(huì)和諧的政治經(jīng)濟(jì)學(xué)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2008，（1）.

[28]孫從海，李慧.互聯(lián)網(wǎng)金融下家庭金融資產(chǎn)調(diào)整趨勢(shì)與效應(yīng)分析[J].西南金融，2014，（6）.

[29]尹志超，宋全云，吳雨.金融知識(shí)、投資經(jīng)驗(yàn)與家庭資產(chǎn)選擇[J].經(jīng)濟(jì)研究，2014，（4）.

[30]張路，龔剛，李江一.移民、戶籍屬性與城市家庭住房擁有率[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2016，（4）.

[31]吳衛(wèi)星，齊天翔.流動(dòng)性、生命周期與投資組合相異性[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007，（2）.

[32]宗慶慶，劉沖，周亞虹.社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與我國(guó)居民家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資[J].金融研究，2015，（6）.

Hukou Status，Housing Ownership and Household Financial Portfolio Choice

Ji Xiangyu Lu Wanqing
（School of Economics and Finance，Guangdong University of Foreign Studies，Guangdong Guangzhou 510006）

In this paper，the 2011 China Household Financial Survey Data（CHFS）is used to analyze the impact of Hukou status and housing ownership on household financial portfolio choice.Studies have shown that having local Hukou significantly increases household ownership and has a significant positive impact on the likelihood of family participation in risky asset markets and the proportion of risk assets.This result is still robust after controlling factors such as family economic conditions，demographic characteristics and investment risk attitudes.Housing ownership has a positive effect on the participation and participation of household risk assets，but it is not statistically significant.And after further exploration about the difference between urban and rural status of Hukou，the paper found that the status of agricultural Hukou will significantly reduce the investment tendency of household risk assets.This shows that the inequality caused by Hukou needs to be solved，the role of non-local Hukou households and agricultural hukou households in stimulating financial consumption remains to be improved.

hukou status，housing ownership，household financial，risky assets

F832.48

A

1674-2265（2017）09-0010-08

2017-06-27

教育部重大課題攻關(guān)項(xiàng)目“培育我國(guó)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)新優(yōu)勢(shì)、建設(shè)貿(mào)易強(qiáng)國(guó)的戰(zhàn)略路徑研究”（項(xiàng)目編號(hào)：16JZD018）；廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)粵商研究中心粵商研究專項(xiàng)經(jīng)費(fèi)項(xiàng)目“全球價(jià)值鏈與廣東產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型研究”（項(xiàng)目編號(hào)：218-61020012）；廣東大學(xué)生科技創(chuàng)新培育專項(xiàng)基金項(xiàng)目“地區(qū)金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化、合理化”（項(xiàng)目編號(hào)：PDJH2017B0185）；廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)研究生科研創(chuàng)新項(xiàng)目“城市房?jī)r(jià)與金融發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)影響的實(shí)證研究”（項(xiàng)目編號(hào)：17GWCXXM-18）。

紀(jì)祥裕，男，廣東普寧人，廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)金融學(xué)院，研究方向?yàn)榧彝ソ鹑谂c投資學(xué)；盧萬(wàn)青，男，廣東韶關(guān)人，廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)金融學(xué)院教授，研究方向?yàn)閲?guó)際金融與投資學(xué)。

（責(zé)任編輯 耿 欣；校對(duì) SJ，GX）