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摘要

本文從北京市居民家庭金融資產投資的影響因素入手，對居民家庭的可支配收入、消費支出和風險這三個宏觀影響因素進行了重點分析。通過回歸分析，研究了收入和消費對金融資產投資的影響，并采用鄒氏檢驗法確定了2002年前后北京市居民家庭收入、消費與金融資產投資之間的關系發生了結構性變化；同時通過計量模型研究了不同收入水平對金融資產投資的不同影響，并從平均傾向和邊際傾向的角度分析了家庭消費和金融資產投資的關系；繼而研究了金融資產投資的平均風險投資傾向和邊際風險投資傾向；最后分析了家庭收入、消費增長率與金融資產投資增長率的關系。研究發現，家庭金融資產投資與收入正相關，與消費負相關，而且不同收入水平對家庭金融資產投資的影響差異也很大；而風險因素研究發現，北京市居民家庭金融資產投資比較保守，重安全輕收益的投資意識仍然較強，這導致了家庭投資效率低下。從增長率的角度來看，家庭收入的增長速度對金融資產投資的增長速度有促進作用，而消費的增長速度卻有抑制作用。

關鍵詞：金融資產投資可支配收入消費支出風險

一、引言

（一）研究背景

隨著市場經濟的不斷深化，我國經濟持續高速增長，經濟貨幣化程度不斷提高，同時金融市場迅猛發展，我國居民金融資產的總量急劇增加。而且隨著人民生活水平的提高，居民家庭收入也越來越高，投資理財逐漸成為家庭的重要經濟活動。如何使手中的資金得到保值和增值，日益受到人們的關注。近年來，我國居民家庭手持現金比重大幅下降，儲蓄存款仍是我國居民家庭的主要投資手段。隨著我國金融市場體系的不斷完善，家庭投資從實物資產轉向金融資產，居民家庭在收入不斷提高，資產規模不斷擴大的同時，必然要求更廣闊的投資空間。當前，發達國家的金融創新和發展中國家的金融深化使金融資產的種類、形式日益龐雜，不同金融資產之間的界限越來越模糊，金融資產的流動性不斷提高，并越來越表現出個性化、自由化和國際化的特征。金融資產和金融市場的這些發展對家庭產生了很強的投資吸引力，各種金融資產業已成為私人持有財富的主要形式。在世界金融業最為發達的美國，家庭金融資產比例呈逐年上升的趨勢。

在我國，隨著家庭收入水平提高、儲蓄傾向的增強，以及金融市場的發展，家庭持有的各種金融資產比重也不斷上升。目前，各商業銀行和金融機構在此狀況下相繼推出了多種家庭投資產品，如人民幣投資理財產品、外幣投資理財產品、銀行卡、基金、債券、股票、保險等，這些都是金融資產投資品種。

隨著居民家庭理財投資的發展，居民家庭投資理財已經不僅僅是一個家庭問題，同時也是一個社會問題。家庭的金融資產投資行為越來越受到經濟學研究的關注。與此同時，作為我國的首都，我國政治文化和國內國際交流的中心，北京掌握著中國經濟發展的命脈，不僅是全中國第二大的工業基地，同時也是一個重要的金融中心。改革開放三十年間，北京市的經濟發展不斷躍上新臺階，無論是北京市居民家庭的生活還是居民家庭的投資，都經歷了一個穩步發展的過程。因此，選取北京居民家庭分析具有典型性。

當前形勢下，金融資產投資對家庭來說顯得越來越重要，因此對家庭金融資產影響因素的研究越來越受到人們的關注。金融資產在家庭總資產的比重越來越大，家庭對其重視程度也越來越高，必然會考慮到其風險的影響，所以，研究金融資產投資的影響因素意義重大。

（二）研究意義

居民家庭投資理財不僅關系著家庭的經濟收入，也影響著社會的經濟發展。因此，重視和引導家庭投資理財是當今社會不可回避的問題。只有了解了影響居民家庭理財投資的因素，才可以更好的實現對居民家庭理財投資的引導。因此，本文重點對北京市居民家庭金融資產投資影響因素進行分析，從收入、支出以及風險這三者與金融資產投資的關系出發，分析了它們對居民家庭金融資產投資的影響，并利用北京市居民家庭典型調查數據，分別對北京市居民家庭金融資產投資與收入、消費關系的結構性進行檢驗，從而考察不同時期的投資特點。這為北京市居民家庭的投資選擇以及政府的相關政治決策提供了相關依據，具有一定的實用性意義。

（三）國內外研究現狀

國外學者對居民家庭金融資產投資的研究大都基于微觀數據，這主要得益于國外多年詳細且易獲得的有關家庭資產調查的微觀數據庫。國外學者大都從金融資產風險的角度出發，研究風險及不確定性對家庭金融資產投資的影響，同時，探討了性別、年齡、收入等其他影響因素。

Bertaut（2003），Aizcorbe（2003）根據SCF數據，認為90%的美國家庭進行不同類型的金融投資，25%的家庭擁有5種以上的不同金融資產，持有安全性資產和較安全資產的比重與以往相比沒有多大變化，但風險資產占金融總資產的比例在上升，持有股票的趨勢在不同年齡、收入、教育群體中都有表現。

Uhler，Cragg（1971）利用密歇根大學調查研究中心的抽樣數據建立Logit模型發現，財富、年齡和家庭規模對家庭金融資產總量有顯著影響，而收入對其影響卻不顯著，研究還發現，在考慮年齡、性別及收入的影響后，個人財富的增長與居民對風險資產的偏好呈正相關關系，家庭收入與家庭財富中金融資產的持有比重也呈正相關關系，受教育程度高的投資行業從業者更注重家庭金融資產的分散化管理。Shorrocks（1982）利用英國家庭數據研究發現，性別、年齡和擁有的總財富價值顯著影響居民在各種資產上的財富分配。TokuoIwaisako，OliviaS.Mitchell，

JohnPiggott（2005）研究日本家庭一生的資產配置結構發現，老人更喜歡證券和房地產，年齡與所持有的非權益金融資產和社保基金量成正比，收入增加時，實物資產比證券更具吸引力，交易水平、妻子是否工作等因素也對家庭資產結構和總量產生影響。

Guiso（2002）認為美國居民家庭同樣存在股票有限參與現象，據統計，2001年投資股票的美國家庭僅占總數的一半，美國普通家庭一般只持有三種金融資產：交易賬戶、儲蓄賬戶和退休賬戶。Guiso（2002），Haliassos（2002）通過家庭金融資產概況的國際比較，發現美國家庭持有的風險資產比例明顯高于歐洲各國，英國、荷蘭是居民家庭持股量較多的國家，而德國和意大利的家庭則持有較多的安全性資產。

M.Friedman是在凱恩斯之后最早嘗試對不確定性與消費者行為之間關系進行實證分析的學者，他從收入的非預期性下降與支出的非預期性增加的角度來理解不確定性。此后，HayneE.Leland（1968）發現，未來收入不確定程度的上升會提高未來消費的預期邊際效用，從而吸引居民進行更多的儲蓄，他的這一發現被人們稱為預防性儲蓄假說。Hall（1978）通過引入理性預期，將消費理論從確定性條件推進到不確定性條件，使得消費行為理論具有了現代形式，他提出了消費的隨機過程理論，即隨機游走假說。

與英美等國相比，我國學者對居民家庭金融資產投資狀況的研究就沒有這么優越的微觀數據條件了，學者在這方面的研究數據，主要采用我國統計年鑒或中國人民銀行的時間序列數據或截面數據。國內學者有的從金融資產多元化的角度，分析金融資產日益多元化的影響因素，還有的學者考慮風險意識的前提下，探討了性別、年齡、職業、收入等因素對金融資產結構的影響。

陳玉光（1996）指出居民收入水平的提高是促成居民儲蓄持續高增長的重要因素。李建軍等（2001）認為收入水平、可供選擇的金融資產的多少直接影響居民金融資產的多元化，未來幾年我國居民金融資產結構將進一步優化。天津財經大學課題組（2007）在天津城市居民金融資產風險意識調研報告中指出，年齡、教育程度、職業的差異會導致戶主不同的風險意識，但家庭人均收入水平對居民金融資產風險意識無顯著影響，同時指出性別、年齡、學歷、職業、收入對居民金融資產結構均會產生影響。柴曼瑩（2003）認為當前家庭金融資產總量不斷增長、結構日趨多元化，其決定因素主要是收入、實際經濟和居民家庭金融資產增長傾向等，而收入分配的貢獻率較小。吳霞（2005）提出影響居民金融資產選擇的因素有三個：居民總體收入水平、居民的預期行為以及投資渠道的多少。

通過分析和借鑒國內外研究學者的研究情況，本文從消費、收入和風險三個宏觀因素出發，采用回歸分析、結構性檢驗等計量方法研究這些因素對金融資產投資的不同影響。

二、居民家庭金融資產投資影響因素的實證研究

鑒于收據的可搜集性和北京市作為首都的典型代表性，本文選取了北京市1978年-2007年的金融資產、可支配收入和消費支出數據，數據如下：

表1收入、消費和金融資產投資數據單位：元/人/年

年份可支配收入金融資產投資消費性支出

1978365.428.03359.86

197941530.21408.66

1980501.435.76490.44

1981514.129.05511.43

1982561.135.92534.82

1983590.543.85574.06

1984693.760.85666.75

1985907.788.43923.32

19861067.599.181067.38

19871181.9119.551147.6

19881437120.181455.55

19891597.1170.931520.41

19901787.1183.031646.05

19912040.4179.661860.17

19922363.7294.622134.65

19933296479.292939.6

19944731.2793.444134.12

19955868.4894.865019.76

19966885.51073.65729.45

19977813.1944.256531.81

199884721355.066970.83

19999182.81240.17498.48

200010349.714168494

200111577.819318923

200212463.9182110286

200313882.6377311124

200415637.8423312200

200517653508113244

200619978585414825

200721989834415330

資料來源：根據《北京市統計年鑒》相關年份數據摘錄整理、計算而得。

首先對家庭的收入、消費和金融資產投資三項數據指標進行相關分析，觀察指標間是否具有很強的相關性，從而進行下面的研究分析。分析結果如下：

表2三項指標的相關分析

金融資產投資可支配收入消費支出

金融資產投資10.9420.917

可支配收入0.94210.997

消費支出0.9170.9971

由表2金融資產投資與可支配收入、消費支出三項指標間的相關分析結果可以看出，三項指標間的相關程度很高。對居民家庭來說，收入是居民家庭資產積累的前提，不同收入的居民家庭，其金融資產的投資行為也是不同的。居民家庭首先將其可支配收入用于家庭的日常消費性支出以及家庭固定資產投資，其次才將剩余的可支配收入用于金融資產的投資。一般地我們有，居民家庭可支配收入與家庭金融資產之間存在正相關關系，也就是說，居民家庭可支配收入越多，則家庭金融資產投資量就越大。而消費與金融資產投資之間的關系和收入與金融資產投資之間的關系有所不同，后者是正相關關系，而前者則是此消彼長的負相關關系，即對每個家庭來說，用于消費的支出越高，則其金融資產投資額將會相應地有所減少。

除此以外，作為一項投資，金融資產在其投資過程中或多或少帶有一定的風險，因此風險這一不確定性因素必然影響著居民家庭的金融資產投資行為。顯然，較高的風險對應著較高的收益，因此，風險和收益的權衡決定了居民家庭所投資的金融產品種類和數額。

（一）收入與居民家庭金融資產投資

本節首先對收入與家庭金融資產投資進行了回歸分析，然后對金融資產投資和收入的關系進行結構性檢驗，最后研究了不同收入水平對金融資產投資的影響。

1、居民家庭收入規模對金融資產投資的影響分析

本文居民家庭金融資產主要是指：居民家庭存入儲蓄款、購買有價證券、購買彩票、儲蓄性保險支出和財產性支出等五項支出。搜集到的北京市居民家庭金融資產投資與可支配收入原始數據以及北京市居民消費價格指數等數據如表1所示。對應的可支配收入和金融資產投資折線圖如圖1所示。

從表1數據和圖1可以看到，北京市居民家庭的金融資產投資額在逐年遞增；并且其占可支配收入的比重也基本呈逐年增長的趨勢，該比重從1978年的7.67%增長到了2007年的37.95%，已接近四成的比例。從圖1容易看出，2003年北京市居民家庭金融資產投資的比重較2002年有了較大幅度的增長，事實上，該值從2002年的14.61%增加到了2003年的27.18%，并且此后每年都保持在一個較高的水平上。

圖1北京市居民家庭可支配收入與金融資產投資示意圖

以下建立計量經濟學線性回歸模型，考察北京市居民家庭金融資產投資與可支配收入之間的數量關系。由于金融資產、收入和消費都是時間序列數據，因此利用價格指數消除不同年份價格因素的影響；此外，為了消除異方差和趨勢因素，所以收入和金融資產數據均采用對數形式，令表示消除了價格因素的金融資產投資，表示消除了價格因素的可支配收入，設定模型如下：

（1）

利用北京市居民家庭調查數據，對模型進行估計，估計結果如下：

表3模型估計結果

變量名參數估計值標準誤t統計量相伴概率

常數項-7.2319220.349944-20.665910.0000

1.7441630.05026634.698840.0000

可決系數0.977273F統計量1204.009

DW值1.266400相伴概率0.000000

表4殘差自相關檢驗

殘差一階自相關檢驗F統計量2.617327相伴概率0.117327

LM統計量2.651144相伴概率0.103475

殘差二階自相關檢驗F統計量1.430356相伴概率0.257432

LM統計量2.973639相伴概率0.226091

模型擬合結果如下：

由表3可以看出，截據項和斜率項t檢驗的相伴概率都小于0.05，說明在5%的顯著性水平下都通過了檢驗。此外，F統計量的值為1204.009，相伴概率為0.000000，表明方程總體線性顯著。可決系數為0.977273，表明可支配收入解釋了金融資產投資中的97.7273%，且二者呈正相關（斜率項系數大于零），即金融資產投資與可支配收入同向變動。由表4可以看出，殘差不存在一階和高階自相關，模型整體擬合效果很好。解釋變量系數為1.744163，表明可支配收入每增加1％，家庭金融資產投資將增加1.744163％，這進一步體現了北京市居民家庭的金融資產投資熱情是非常高漲的。

2、居民家庭金融資產投資和收入關系的結構性檢驗

我們建立模型時往往希望模型的參數是穩定的，即模型結構不變。一般情況下，當回歸模型涉及時間序列數據時，被解釋變量和解釋變量之間可能會出現轉折點，即它們之間的關系可能發生結構性變化。轉折點出現的原因可能是由于社會制度、經濟政策的變化或社會動蕩等。而且通過考察1978年以來至今的金融資產投資與收入的關系，有時并不能很好的反應當前的關系，因此需要對居民家庭金融資產投資和收入關系進行結構性檢驗，找出轉折點，分析近期家庭金融資產投資和收入的關系，以期更好的刻畫近期家庭收入對金融資產的影響，從而預測未來的變化。

由圖1容易看出，北京市居民家庭金融資產投資額在2002年前后有較明顯的變化。為了考察家庭的金融資產投資與可支配收入關系在2002年前后是否發生變化，我們可以采用鄒氏參數穩定性檢驗法來檢驗金融資產投資與收入之間關系的結構性變化。

首先簡要介紹鄒氏參數檢驗的基本原理。假設需要建立的模型為：

在兩個連續的時間序列（）和（）中，相應的模型分別為

合并兩個時間序列為（），則可以寫出相應的無約束回歸模型。如果，表示沒有發生結構變化，因此可針對如下原假設進行檢驗：

在接受以上原假設的情況下，可以寫出相應的受約束回歸模型。檢驗的統計量為：

其中，和分別為對應于無約束模型與受約束模型的殘差平方和。記和為前述兩時間序列對應的回歸模型在各自時間段上分別回歸后所得的殘差平方和。容易驗證：

于是，統計量可寫為：

上述參數穩定性檢驗要求，即第二個時間段中樣本數不能小于待估參數的個數。如果出現，則往往進行鄒氏預測檢驗，此時進行約束有效性檢驗的統計量為：

如果計算的值大于相應的臨界值，即，則拒絕原假設，認為發生了結構變化，參數是非穩定的。

綜上所述，鄒氏參數穩定性檢驗主要分為三個步驟：首先，分別以兩連續時間序列作為兩個樣本進行回歸，得到相應的殘差平方和和；其次，將兩個序列并為一個大樣本后進行回歸，得到大樣本下的殘差平方和；最后計算統計量的值，與臨界值進行比較。如果值大于臨界值，則拒絕原假設，認為發生了結構變化，參數是非穩定的。

我們將1978～2007年數據分成兩段：1978～2001年和2003～2007年。利用分段數據對模型（1）式進行估計得：

1978～2001年：

2003～2007年：

用拉格朗日乘數法檢驗法進行序列相關性檢驗易知，兩個估計結果均已不存在序列相關性；此外，容易檢驗得知該估計已通過了檢驗和檢驗。同樣地，2003～2007年的估計也通過了檢驗和檢驗。

前文已得到1978～2007年：

根據前述公式計算統計量得：，查表得，從而有。因此拒絕原假設，即參數是非穩定的，可以認為2002年前后北京市居民家庭金融資產投資與收入之間的關系發生了結構性變化，表明收入對金融資產投資的影響程度在2002年前后有顯著的差異。同時，由表5的鄒氏斷點檢驗輸出結果也可以看出，在2002年前后收入對金融資產投資的影響程度發生了結構性變化。鄒氏斷點檢驗，檢驗結果如下：

表5鄒氏斷點檢驗結果

F統計量3.212939相伴概率0.056632

LR統計量6.625810相伴概率0.036410

通過以上分析及表5結果可以看出，北京市居民家庭金融資產投資和收入的回歸方程在兩個不同時期是顯著不同的。在1978～2001年間，居民家庭收入每增加一個單位，金融資產增加1.636個單位；而在2003～2007年間，居民家庭收入每增加一個單位，金融資產則增加1.693個單位。可以看出，2002年之后，隨著北京市居民家庭收入的增加，他們更加重視金融資產的投資，收入對其金融資產投資的影響更加顯著，也就是說2002年后，隨著收入的增加，居民家庭更愿意把資金花在金融資產投資上，投資熱情更高漲。

3、居民家庭的不同收入水平對金融資產投資的影響分析

對于不同收入水平的家庭來說，其金融資產投資狀況可能不同。我們首先按家庭可支配收入由低到高對受訪家庭進行排序，再將排序后的樣本戶五等分為低收入戶、中低收入戶、中等收入戶、中高收入戶和高收入戶五組，其中每組家庭數均占總樣本數的20%。以下利用北京市居民家庭2002～2007年的數據考察不同收入水平家庭的金融資產投資狀況。數據如下：

表6北京市居民家庭可支配收入和金融資產投資單位：元/人/年

年份樣本量（戶）低收入戶20%中低收入戶20%中等收入戶20%中高收入戶20%高收入戶20%

可支配收入金融資產投資可支配收入金融資產投資可支配收入金融資產投資可支配收入金融資產投資可支配收入金融資產投資

200210006057.583.48941.2123.711315.8183.914210.7206.923349.3500.9

200310007314.191.510343.8103.812896.3194.116010.6499.224767.1101

200420007400.981.310960.8156.714245.1247.518454.5427.329634.61494

200520008580.9103.112485.236616062.8255.320812.9421.732967.7603.8

20062000979866144391711836929823095501366161090

2007300010435208156502551988334725353541406562860

資料來源：根據《北京市統計年鑒》2003～2008年數據摘錄整理、計算而得。

根據表6數據及其對應示意圖，從年份的角度看，五組居民家庭的可支配收入呈現逐年穩步增長的趨勢，而金融資產投資則正負增長并存，沒有明顯的變化趨勢。從分組的角度看，北京市居民家庭的可支配收入從低收入戶到高收入戶呈現比較規律的緩慢增長趨勢；而在金融資產投資部分則表現出了較大的差距，除2005年外，高收入組的金融資產投資都占了總投資的很大一部分，其中2007年該組的金融資產投資則超過了總投資的一半，這表明，北京市金融資產大部分集中在高收入家庭中，這在一定程度上也體現出了我國貧富差距仍然很懸殊，不利于社會的穩定與發展。

對應表6的簇狀柱形圖如下：

圖2北京市居民家庭可支配收入

圖3北京市居民家庭金融資產投資

以下通過建立計量經濟學線性回歸模型，考察北京市不同收入水平家庭的金融資產投資與可支配收入之間的數量關系。這里我們主要考察斜率的變化情況，因此以乘法方式引入虛擬變量，設定模型如下：

其中，表示消除了價格因素的金融資產投資，表示消除了價格因素的可支配收入，且：

利用北京市居民家庭2002～2007年的微觀調查數據擬合該模型得：

其中括號內為各參數估計對應的值。從值看，查表知模型整體線性顯著，但各虛擬變量前的系數均未通過顯著性檢驗。用拉格朗日乘數法對其進行序列相關性檢驗發現，該模型存在嚴重的2階序列相關性，滯后2階的拉格朗日乘數為，顯然其值0.0012遠小于0.05的顯著性水平，說明模型存在2階序列相關性。2階廣義差分的估計結果為：

其中，和前的參數值即為隨機干擾項的1階和2階序列相關系數。容易驗證，變換后的模型已不存在序列相關性，并且方程整體線性顯著，各變量前的系數也都通過了顯著性水平為0.05的檢驗，模型的擬合優度也有所提高。

根據擬合結果可以看出，從低收入戶到高收入戶，各組居民家庭可支配收入前的系數分別為1.079、1.1108、1.1109、1.138和1.173，即隨著各組居民家庭可支配收入的增加，該系數逐次增加，也就是說，人均年可支配收入每增加1％，將會帶動低收入戶金融資產投資增加1.079％，帶動高收入戶金融資產投資增加1.173％。可見對于不同收入水平的北京市居民家庭來說，收入的增加對其金融資產投資增加的刺激作用有一定的差異，這種差異表現得并不明顯。

（二）消費與居民家庭金融資產投資

消費與金融資產投資之間的關系和收入與金融資產投資之間的關系有所不同，后者是正相關關系，而前者則是此消彼長的負相關關系，即對每個家庭來說，用于消費的支出越高，則其金融資產投資額將會相應地有所減少。本節首先通過計算北京市居民家庭的平均消費傾向、平均投資傾向、邊際消費傾向和邊際投資傾向，找出消費對北京市居民家庭金融資產投資的影響；最后對金融資產投資與消費關系的結構性進行檢驗。

1、平均消費傾向與平均金融資產投資傾向

為了進一步研究消費與金融資產投資之間的關系，我們引出平均消費傾向、平均投資傾向的概念。

平均消費傾向（）用于描述居民家庭消費總量與收入總量間的關系，以表示，即平均消費傾向表示居民家庭的消費支出占家庭可支配收入的比重；同理，平均投資傾向表示居民家庭投資支出占家庭可支配收入的比重，用于描述居民家庭投資總量與收入總量之間的關系。由于居民家庭的消費額與投資額的總和等于家庭可支配收入，因此理論上有。本文所研究的金融資產投資只是家庭總投資當中的一部分。為了簡化起見，以下令表示居民家庭的平均金融資產投資傾向，因此從理論上來說，應該有。但由于居民家庭金融資產投資中的儲蓄存款除了當期儲蓄金額，可能還包含滯后一期、二期甚至更早期居民家庭尚未取出的銀行儲蓄存款，因此在實際中可能存在的情況。

表8給出了北京市居民家庭1978～2007年的平均消費傾向、平均金融資產投資傾向數據。

表8平均（邊際）消費傾向與平均（邊際）金融資產投資傾向

年份平均消費傾向平均金融資產投資傾向邊際消費傾向邊際金融資產投資傾向

19780.980.08----

19790.980.070.980.04

19800.980.070.950.06

19810.990.061.65-0.53

19820.950.060.500.15

19830.970.071.330.27

19840.960.090.900.16

19851.020.101.200.13

19861.000.090.900.07

19870.970.100.700.18

19881.010.081.210.00

19890.950.110.410.32

19900.920.100.660.06

19910.910.090.85-0.01

19920.900.120.850.36

19930.890.150.860.20

19940.870.170.830.22

19950.860.150.780.09

19960.830.160.700.18

19970.840.120.86-0.14

19980.820.160.670.62

19990.820.140.74-0.16

20000.820.140.850.15

20010.770.170.350.42

20020.830.151.54-0.12

20030.800.270.591.38

20040.780.270.610.26

20050.750.290.520.42

20060.740.290.680.33

20070.700.380.251.24

數據來源：根據《北京市統計年鑒》1979～2008年數據摘錄整理、計算而得。

根據表8中的平均消費傾向和平均金融資產投資傾向數據，做出百分比堆積圓柱圖如下圖4所示。

由表8數據和圖4可以看出，與平均消費傾向比起來，平均金融資產投資傾向較低，由此可見，北京市居民家庭在金融資產投資方面尚處于起步階段，在家庭支出中，消費支出仍然起著主導的作用，而且由表8可以看到，1985年、1986年和1988年的平均消費傾向大于1，表明在這三年里，北京市居民家庭出現了入不敷出的消費狀況，用于消費的金額超出了家庭的可支配收入額；不過從三十年來的增長趨勢看，北京市居民家庭的金融資產投資比重穩中有升，表明金融資產投資仍然存在一定的發展空間。

圖4北京市居民家庭平均消費傾向、平均金融資產投資傾向百分比堆積圓柱圖

2、邊際消費傾向與邊際金融資產投資傾向

在這一部分，我們進一步引出邊際消費傾向和邊際投資傾向的概念。

邊際消費傾向（）用于描述居民家庭消費增量與收入增量之間的關系，以表示，即邊際消費傾向等于居民家庭的消費增量與收入增量之比；邊際投資傾向等于居民家庭投資增量與收入增量之比，即，用于描述居民家庭投資增量與收入增量之間的關系。

如前所述，由于居民家庭的消費額與投資額的總和等于家庭可支配收入，因此理論上有。此外，令表示居民家庭的邊際金融資產投資傾向，則理論上應有，但實際中可能存在的情況。

表8給出了北京市居民家庭1979～2007年的邊際消費傾向、邊際金融資產投資傾向數據。根據表中數據做出堆積圓柱圖如圖5所示。

從表8數據和圖5來看，北京市居民家庭的邊際消費傾向始終為正，表明收入增量與消費增量是朝同一方向變動的，即收入的增加將帶動消費的增加，不過增加的幅度有所不同。如1981年和2002年的邊際消費傾向分別高達1.65和1.54，也就是說該年度北京市居民家庭人均年收入增量每增加1元，將帶動人均年消費增量分別增加1.65元和1.54元，這表明1981年和2002年北京市家庭的消費熱情較為高漲；而2007年的邊際消費傾向僅為0.25，即該年度北京市居民家庭人均年收入增量每增加1元，將帶動人均年消費增量增加0.25元，表明2007年北京市居民家庭對消費市場不太看好。從邊際金融資產投資傾向來看，1981年、1991年、1997年、1999年和2002年為負值，表明收入的增加并沒有對金融資產投資起到帶動作用；其它年份的邊際金融資產投資傾向均為正值，其中2003年和2007年的值分別為1.38和1.24，說明這兩年人均年收入增量每增加1元，將分別帶動金融資產投資增量人均年增加1.38元和1.25元。

圖5北京市居民家庭邊際消費傾向、邊際金融資產投資傾向堆積圓柱圖

縱觀各年份情況，在2003年和2007年，收入增量的增加，分別使得金融資產投資增量增加了1.38元和1.25元，而消費增量僅增加了0.59和0.25元，說明在這兩年對于北京市居民家庭來說，金融資產投資市場較為活躍，而消費市場則處于較為低迷的狀態。這也在一定程度上體現了金融資產投資和消費之間此消彼長的關系。

3、居民家庭金融資產投資和消費關系的結構性檢驗

上一節中，我們對北京市居民家庭金融資產投資和收入關系的結構性進行了檢驗。發現2002年前后家庭金融資產投資與收入的關系發生了結構性的變化，而消費依托于收入，因此研究家庭金融資產投資與消費的關系，其是否發生結構性變化亦需要驗證。

為了考察金融資產投資與消費之間的關系在2002年前后是否發生變化，我們依然采用鄒氏參數穩定性檢驗法來檢查其結構性變化，并將1978～2007年數據分為兩段：1978～2001年以及2003～2007年。

類似地，建立計量經濟學模型：（2）

其中，表示消除了價格因素的金融資產投資，表示消除了價格因素的消費性支出。利用表1數據對模型（2）進行估計得：

1978～2001年：

2003～2007年：

1978～2007年：

由拉格朗日乘數檢驗易知，三個估計結果均已不存在序列相關性；此外，容易驗證，三者都通過了顯著性水平為0.05的檢驗，而且除了2003～2007年估計的截據項之外，其余兩個估計的截據項和斜率項都通過了顯著性水平為0.05的檢驗，但檢驗發現，2003～2007年估計的截據項通過了顯著性水平為0.1的檢驗。

同樣地，我們計算統計量得：，查表得，從而有。因此拒絕原假設，即參數是非穩定的，可以認為2002年前后北京市居民家庭金融資產投資與消費之間的關系發生了結構性變化，表明消費性支出對金融資產投資的影響程度在2002年前后有顯著的差異。同時，由表9鄒氏斷點檢驗結果也顯示2002年前后發生了結構性的變化。也就是說，北京市居民家庭金融資產投資和消費的回歸方程在兩個不同時期是不同的。在1978～2001年之間，居民家庭每增加一個單位的消費性支出，金融資產投資就增加1.921個單位；而在2003～2007年間，居民家庭每增加一個單位的消費性支出，金融資產投資就增加2.342個單位。可以看出，2002年之后，隨著北京市居民家庭消費性支出的增加，他們金融資產投資增加的幅度較2002年以前的增加幅度要大，且1978～2007年間，消費性支出與金融資產投資同向變化。

表9鄒氏斷點檢驗結果

F統計量3.798330相伴概率0.035711

LR統計量7.689906相伴概率0.021387

事實上，這一結論并非說明消費與金融資產投資是正相關關系，從前面的分析我們知道，二者是此消彼長的關系。在這里，二者關系的結構性檢驗得出的結論，體現了收入的增加所帶來的消費和金融資產投資增加的時期差異性。很顯然，收入增加直觀上會同時帶來消費和金融資產投資的增加，只不過金融資產投資的增加幅度較消費的增加幅度要大；這里的鄒氏檢驗結果表明，2003～2007年二者增加幅度的差異較1978～2002年增加幅度的差異要大。這與前面的分析結果并不矛盾。

（三）風險與居民家庭金融資產投資

本文居民家庭金融資產投資包括存入儲蓄款、購買有價證券、購買彩票、儲蓄性保險支出和財產性支出五項。表10給出了北京市居民家庭各項金融資產投資的數據。數據如下：

表10北京市居民家庭各項金融資產投資數據表單位：元/人/年

年份金融資產投資存入儲蓄款購買有價證券購買彩票儲蓄性保險支出財產性支出

197828.0328.03--------

197930.2130.21--------

198035.7635.76--------

198129.0529.05--------

198235.9235.92--------

198343.8543.85--------

198460.8560.45--------

198588.4388.43--------

198699.1899.18--------

1987119.55119.55--------

1988120.18109.859.76--0.57--

1989170.93135.5934.56--0.78--

1990183.03168.8113.60--0.62--

1991179.66168.0510.13--1.48--

1992294.62256.4435.87--2.31--

1993479.29386.0786.03--7.19--

1994793.44675.54111.87--6.03--

1995894.86805.7470.60--18.52--

19961073.60988.6354.82--30.15--

1997944.25833.0784.34--26.84--

19981355.061138.79150.18--66.09--

19991240.101085.0538.86--116.19--

20001416.001185.0070.00--161.00--

20011931.001600.0089.00--242.00--

20021821.001592.0060.0015152.002

20033773.003386.00117.0012245.0013

20044233.003747.00161.0018293.0014

20055081.004710.00142.0015197.0017

20065854.005425.00142.0012265.0010

20078344.007487.00601.0026209.0021

資料來源：數據來源：根據《北京市統計年鑒》相關年份數據摘錄整理、計算而得。

根據投資的風險程度可以將以上五項投資指標分為三類類。由于儲蓄存款往往安全性較高，因此將其歸為低風險金融資產；而由于受到價格波動等各方面的影響，購買有價證券、購買彩票兩項投資往往伴有很大的風險，因此將它們歸為高風險金融資產投資；最后把儲蓄性保險支出和財產性支出視為中等風險金融資產投資。

1、平均風險投資傾向和邊際風險投資傾向

平均低風險投資傾向（）用于描述低風險金融資產投資量與金融資產投資總量之間的關系，用來表示，即平均低風險投資傾向表示居民家庭低風險金融資產投資量占金融資產投資總量的比重。同樣地我們可以定義，平均中等風險投資傾向，表示中等風險金融資產投資量占金融資產投資總量的比重，用于描述中等風險金融資產投資與金融資產投資之間的關系；平均高風險投資傾向表示高風險金融資產投資量占金融資產投資總量的比重，用于描述高風險金融資產投資與金融資產投資之間的關系。

邊際低風險投資傾向（）用于描述低風險金融資產的投資增量與金融資產投資總增量之間的關系，用來表示，即邊際低風險投資傾向等于低風險金融資產投資增量與金融資產投資總增量之比。同樣地，邊際中等風險投資傾向等于中等風險金融資產投資增量與金融資產投資總增量之比，即，用于描述中等風險金融資產投資增量與金融資產投資總增量之間的關系；邊際高風險投資傾向等于高風險金融資產投資增量與金融資產投資總增量之比，即，用于描述高風險金融資產投資增量與金融資產投資總增量之間的關系。

由于金融資產是由低風險金融資產、中等風險金融資產和高風險金融資產三部分構成，因此理論上有，。

2、居民家庭風險投資傾向分析

表11列出了北京市居民家庭1988～2007年的、、以及1989～2007年的、、數據。

表11北京市居民家庭平均（邊際）風險投資傾向

年份平均低風險投資傾向

平均中等風險投資傾向

平均高風險投資傾向

邊際低風險投資傾向

邊際中等風險投資傾向

邊際高風險投資傾向

19880.9140.0050.081------

19890.7930.0050.2020.5070.0040.489

19900.9220.0030.0742.745-0.013-1.732

19910.9350.0080.0560.226-0.2551.030

19920.8700.0080.1220.7690.0070.224

19930.8060.0150.1790.7020.0260.272

19940.8510.0080.1410.921-0.0040.082

19950.9000.0210.0791.2840.123-0.407

19960.9210.0280.0511.0230.065-0.088

19970.8820.0280.0891.2030.026-0.228

19980.8400.0490.1110.7440.0960.160

19990.8750.0940.0310.467-0.4360.968

20000.8370.1140.0490.5680.2550.177

20010.8290.1250.0460.8060.1570.037

20020.8740.0850.0410.0730.8000.127

20030.8970.0680.0340.9190.0530.028

20040.8850.0730.0420.7850.1070.109

20050.9270.0420.0311.136-0.110-0.026

20060.9270.0470.0260.9250.079-0.004

20070.8970.0280.0750.828-0.0180.190

數據來源：根據表10數據計算得到。

以下根據表11數據分別作平均投資傾向與邊際投資傾向的堆積柱形圖，如圖6和圖7所示。

由表11和圖6可以看出，二十年來，北京市居民家庭的平均中等風險投資傾向和平均高風險投資傾向遠遠低于平均低風險投資傾向，這說明北京市居民家庭的金融資產投資仍然比較保守，大部分的資金用于儲蓄存款這類安全系數較高的投資，其投資比例普遍在80%以上，最高的時候達到了93.5%，最低的時候也有79.3%。雖然低風險資產投資的安全系數遠高于中高風險資產投資的安全系數，但是另一方面，低風險資產的投資收益則相對而言要低很多。由此可見，北京市居民家庭金融資產投資的效率是很低的，居民家庭中普遍存在重安全輕收益的投資意識。

圖6北京市居民家庭平均金融資產投資傾向

圖7北京市居民家庭邊際金融資產投資傾向

從邊際投資傾向看，由表11和圖7可見，對各類資產來說，其各年的增量變化都有較大波動。1991年和1999年的邊際高風險投資傾向分別為1.03和0.968，比同期邊際低風險投資傾向（分別為0.226和0.467）要大，而對應的邊際中等風險投資傾向則為負值，這表明1991年和1999年北京市居民家庭高風險金融資產投資增量的變化是金融資產投資總增量變化的主要原因，并且二者呈正相關關系。2002年邊際中等風險投資傾向為0.8，遠高于同期的邊際低風險投資傾向（0.073）和高風險投資傾向（0.127），說明該年度北京市居民家庭金融資產投資增量的變化主要取決于中等風險金融資產投資增量的變化，而對應的儲蓄增量變化則非常小。1990年、1995～1997年和2005年的邊際低風險投資傾向都大于1，其中1990年的值更是達到了2.745，表明在這幾年之中，家庭金融資產投資增量的變化主要是由于家庭大幅度地增加了儲蓄存款金額，而相應地削減了其它安全系數較小資產的投資力度；可見在這幾年里，北京市居民家庭的投資選擇比其它年份更注重安全性。從二十年的整體變化來看，北京市居民家庭金融資產投資增量的變化仍然是以低風險資產投資增量的變化為主，且二者朝同一方向變動，即邊際低風險投資傾向均為正值。

由以上風險與金融資產投資之間關系的分析可以看出，北京市居民家庭在金融資產投資過程中，仍然比較看重投資項目的安全性，他們規避投資風險的意識依然較強，這導致了其投資效率的低下。

（四）金融資產投資增長率與收入、消費增長率的關系

我們從家庭收入、消費和金融資產投資增長率的角度分析北京市居民家庭消費與金融資產投資的聯系。以下表12給出了1979～2007年北京市居民家庭的可支配收入增長率、消費增長率、金融資產投資增長率數據。

表12北京市居民家庭收入、消費、金融資產投資年增長率表（單位：%）

年份可支配收入增長率消費增長率金融資產投資增長率

197913.5713.567.78

198020.8220.0118.37

19812.534.28-18.76

19829.144.5723.65

19835.247.3422.08

198417.4816.1538.77

198530.8538.4845.32

198617.615.612.16

198710.727.5220.54

198821.5826.830.53

198911.144.4642.23

199011.98.267.08

199114.1713.01-1.84

199215.8414.7663.99

199339.4437.7162.68

199443.5440.6465.54

199524.0421.4212.78

199617.3314.1419.97

199713.4714-12.05

19988.436.7243.51

19998.397.57-8.48

200012.7113.2814.18

200111.875.0536.37

20027.6515.28-5.7

200311.388.15107.19

200412.649.6812.19

200512.898.5620.03

200613.1711.9415.21

200710.073.4142.54

平均增長率15.514.2224.41

對應的折線圖如下：

圖8北京市居民家庭收入、消費、金融資產投資年增長率折線圖

從表11中的統計數據來看，1979年以來，北京市居民家庭可支配收入的年平均增長率為15.50%；而消費的年平均增長率為14.22%，比收入年均增長率低了1.28個百分點，這為金融資產投資的增長提供了可能。金融資產投資的年均增長率為24.41%，遠遠高于收入與消費的年均增長率。從各年度的增長率情況來看，除少數幾個年份的金融資產投資增長率為負值以外，大多數年份的增長率都為正數，但增長幅度各異，其中2003年達到了107.19%的大幅增長率，而同期消費增長率則相對較低，僅為8.15%。這在一定程度上體現出，與2002年相比，2003年北京市居民家庭對消費市場不大看好，而更愿意把資金放入投資市場。

而從對應的折線圖8可以看出，1979年到2007年間，北京市居民家庭的可支配收入增長率和消費增長率都為正值，表明家庭可支配收入和消費都呈穩步增長的趨勢；而金融資產投資的浮動則比較大，某些年份甚至還出現了負增長的情況。

以下通過建立回歸模型，分析消費、收入增長率與金融資產投資增長率的關系，回歸模型進行估計，結果如下：

變量名參數估計值標準誤t統計量相伴概率

收入增長率4.1049901.1654113.5223540.0015

消費增長率-2.7773551.203085-2.3085280.0289

模型如下：

從模型估計結果可以看出，金融資產投資增長率與可支配收入增長率成正比，與消費支出增長率成反比，且可支配收入增長率每增長1%，金融資產投資增長4.105%，而消費支出增長率每增長1%，金融資產投資增長速度降低2.777%，也就是說可支配收入和金融資產投資是同向增長，但金融資產投資增長速度明顯快于可支配收入增長速度，而消費支出和金融資產投資時逆向增長，而且金融資產投資的速度也快于可支配收入的速度。這與現實的實際情況非常吻合，收入的增加必然導致財富積累的增加，金融資產投資就是最有效的一種積累財富的方式，鑒于目前北京市的生活條件而言，收入增加的部分基本用于投資或儲蓄，對物質生活方面的需求已經基本滿足，支出的增加也就不是那么明顯，因此金融資產投資增長的速度必然快于收入增長的速度。而消費支出的增加，必然導致金融資產投資的減少，因為總的收入是一定的。

四、結論

本文對北京市居民家庭金融資產投資進行研究，文中選取了收入、消費、風險三個宏觀影響因素對家庭金融資產投資進行了定量分析。

家庭收入與金融資產投資的關系研究中發現金融資產投資隨著收入的增加而增加，增長速度明顯大于收入的增長速度，而且家庭金融資產投資與收入的關系在2002年發生了結構性的變化，同時發現不同收入水平對家庭金融資產投資的影響是有差異的，隨著收入水平的提高，其對家庭金融資產投資的促進作用也就越大。

通過家庭金融資產投資與消費的關系研究，發現家庭金融資產投資與消費呈現負相關，當前金融資產市場比較活躍，而消費市場則相對低迷，這也體現了金融資產投資與消費此消彼長的關系。而家庭金融資產投資與消費的關系在2002年前后也發生了結構性的變化，同時發現家庭金融資產投資和消費都隨著收入的增加而增加，但家庭金融資產投資的增長速度大于消費的增長速度。與此同時，金融資產的投資比重穩中有升，仍然存在一定的發展空間。

風險對金融資產投資的影響也不容忽視，研究發現北京市居民家庭的金融資產投資還比較保守，投資方式主要是安全系數較高的低風險投資，投資效率很低。這也說明了，北京市居民在金融資產投資方面規避風險的意識較強，比較注重投資的安全性。

國民理財是經濟社會發展的必然趨勢，現財的實質是投資，這一市場行為必然伴隨著風險。要想促進和保障國民理財健康發展，并使它貢獻于經濟、造福于民生，從政府主管部門到金融理財機構再到相關社會團體，都有責任從國計民生和社會安定大局出發，加強對國民理財的正確導向和組織管理，引導國民科學理財、理智投資，規避風險、防止損失，以保障國民資產增值，維護民生和社會穩定。理智的投資者越多，國民理財就會越健康、有益，保持經濟平穩快速發展。

從本文的研究可以發現，北京市居民家庭在金融資產投資上依然比較保守，主要偏向于安全系數較高的投資方式，如儲蓄存款。事實上，這在一定程度上代表了我國城鎮居民的投資模式，居民家庭依然有很高的規避風險傾向。造成這一局面的主要原因是我們缺乏“理智的投資者”。因此，政府及有關部門應重視發揮媒體和書籍的教化、引導作用。例如，不僅經濟類專業報紙應開辟“理財專刊”并及時上市企業經營信息、金融市場動向和不動產行情，一般綜合類報紙也應根據受眾的特點和需求，考慮開辟“理財專版”和專欄，為理財者分析形勢、指點迷津，以引導理性投資；電視臺特別是經濟頻道更應充分發揮其受眾面廣、滲透力強的優勢，以專家訪談、現身說法或各種寓教于樂的方式向大眾傳授投資理財之道，為家庭投資理財提供依據。強化對居民家庭投資理財的引導和服務，是有效防止和減少家庭盲目跟風、隨意投資的最佳方式。各金融機構如商業銀行，應積極設立家庭理財專口或專線，熱情為客戶答疑解難，提供周到的咨詢服務，引導居民家庭根據自身的實際情況建立合理的投資組合。以使家庭的資金得到更好的保值和增值，達到家庭投資效益最大化的目的。

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