家庭加杠杆的资产配置效应研究

陈洋林 张学勇 李波

一、引言

资产配置不仅事关家庭财富积累与福利水平提高，还影响宏观经济增长与风险。目前，资产配置已成为家庭金融研究的重要内容。2016年中国家庭追踪调查(China Family Panel Survey，简称CFPS)显示，我国居民资产配置单一。第一，持有股票等风险金融资产的家庭比例较低，持有现金与银行存款的家庭比例相对较高。数据显示，73.26%的家庭持有一定数量的现金与银行存款，仅有5.9%的家庭持有股票、债券等风险金融资产。第二，持有实物资产的家庭比例较高，且房地产是实物资产的主要形式。数据显示，持有住房、经营性资产的家庭占比分别为90.12%与10.51%，其中19.66%的家庭持有两套以上住房。由此可见，中国家庭金融市场参与率并不高，实物资产是多数家庭资产配置的主要形式。同时，数据亦显示，23.32%的家庭向银行、亲戚朋友以及其他经济组织借款，通过加杠杆购买住房、扩大经营性资产。那么，究竟是哪些因素导致中国家庭资产配置呈现以上特征，加杠杆对家庭资产配置效应如何？这是本文的研究出发点。

现有研究认为，家庭资产结构单一源自资产配置决策失当(Campbell，2006[1])，而影响资产配置决策的重要因素是金融可得性(尹志超等，2015[2])。金融可得性不仅包括金融资产与金融负债的可得性，还包括金融负债向金融资产转换机制的可得性。现有文献对前者研究较多，对负债向资产转换机制的研究较少。事实上，如果家庭对某种资产预期收益较高，且负债向该资产转化的机制顺畅，家庭就会通过加杠杆来增持该资产，减少其他资产。在城市化和住房价格上涨预期的推动下，家庭可以通过加杠杆增持住房资产。在创新创业政策激励下，家庭可以通过加杠杆增加经营性资产。此外，受利率低位徘徊困扰，家庭亦会将低收益的金融资产(如现金和银行存款)作为加杠杆的基础，增加预期收益较高的其他资产。因而，加杠杆可能导致我国家庭资产结构发生深刻变化。本文结合2016年中国家庭追踪调查(CFPS)的数据，首先运用倾向得分匹配法(Propensity Score Matching，简称PSM)实证考察加杠杆家庭与未加杠杆家庭资产配置的差异。研究发现：加杠杆对家庭实物资产配置具有激励效应，对金融资产配置具有显著的挤出效应；加杠杆对投资性实物资产配置的激励效应更为明显，对非投资性实物资产配置的激励效应略显不足；加杠杆对不同种类金融资产的挤出效应具有非对称性，对现金与银行存款的挤出效应尤为明显。进一步地，为解决家庭加杠杆与资产配置之间的内生性，本文运用工具变量法考察家庭提高杠杆率对资产配置的影响。研究发现，家庭提高杠杆率会推动其增持经营性资产与耐用消费品，减持金融资产。本文提供的启示是，加杠杆的资产配置效应对经济具有双重影响，相关部门在合理推动家庭加杠杆以促进居民消费与投资增长、带动资金回归实体、提高资源配置效率、促进宏观经济增长的同时，不仅要加快金融市场改革以理顺投融资体系，也要合理引导居民预期以培养适当的投资与消费理念，还要预防家庭流动性风险和宏观经济风险。

本文的后续安排为：第二部分是文献综述；第三部分是研究思路，数据来源与变量选择；第四部分是实证分析；第五部分是结论与政策建议。

二、文献综述

家庭资产配置是家庭金融研究的重要内容。其中，家庭资产配置的影响因素是研究家庭金融资产配置的起点，家庭资产结构变动因事关消费、投资与金融风险，备受研究者关注。

一方面，部分文献从风险与家庭微观特征角度探讨了家庭资产配置的影响因素。首先，经典理论指出家庭投资受风险偏好影响，现有研究则对经典理论进行了实证检验。Barasinska等(2011)[3]使用SOEP的微观数据揭示了德国家庭风险偏好和金融投资之间的关系，研究发现，厌恶风险的家庭更加偏好无风险资产。尹志超等(2014)[4]采用CHFS的数据验证经典理论，指出偏好风险的居民会增加风险资产配置。上述学者的研究结论如出一辙，然而何兴强等(2009)[5]通过考察2006年中国9城市投资者行为，认为风险偏好对居民投资没有显著影响。李涛和郭杰(2009)[6]认为居民风险偏好对股票投资的影响在不同群体间存在差异，并从社会学角度对这种差异做出了解释。其次，随着金融市场发展，学者们开始探索教育、收入等个体因素对家庭金融市场参与的影响。Agnew和Szykman(2005)[7]、Mouna和Jarboui(2005)[8]发现金融知识积累会推动家庭参与金融市场，投资规模扩大有利于资产多元化。张学勇和贾琛(2010)[9]运用河北省的调研数据研究家庭投资行为，认为户主性别、年龄、教育、职业与收入水平影响了居民金融资产结构。尹志超(2014)[4]、周弘(2015a,2015b)[10][11]分别运用CHFS与中国城市家庭消费金融调查的微观数据进行实证分析，指出居民收入上升、风险偏好增强、教育水平提高会促使家庭购买风险资产。再次，还有一部分学者另辟蹊径，从社会学角度考察居民资产配置。李涛和郭杰(2009)[6]指出居民社会互动频率提高，可以降低其对股票投资风险的主观感受，进而增加风险资产配置，这为风险态度与资产配置之间的不同关系做出了较为合理的解释。尹志超等(2014)[12]指出家庭风险资产投资比例，尤其是股票投资比例会随着投资经验积累而提高。Mouna和Jarboui(2015)[8]通过研究新兴市场投资者行为，指出过度自信会抑制其资产多元化。

另一方面，部分文献考察了家庭资产结构变动的效应。首先，现有文献指出不同种类资产具有替代效应，尤其是房产与其他资产之间替代关系更明显。Cocco(2005)[13]指出房地产挤出了家庭风险资产购买，吴卫星和齐天翔(2007)[14]、何兴强等(2009)[15]亦得出了大致相当的结论。不过，吴卫星等(2015)[16]指出房地产虽挤出了其他风险资产投资，但使家庭的投资组合更有效。周弘(2015c)[17]通过对CFPS数据的考察，指出按揭贷款减少了家庭金融资产。其次，另一部分学者研究了家庭杠杆变动对消费与投资的影响。李涛和陈斌开(2014)[18]通过家庭微观数据，研究了家庭固定资产和非住房性资产对居民消费的影响，指出住房主要呈消费品属性。潘敏和刘知琪(2018)[19]则认为家庭杠杆会显著抑制家庭总支出增长，且家庭杠杆率提高对城乡居民消费影响具有异质性。

综上所述，现有研究主要基于微观数据，考察影响家庭资产配置的因素以及居民资产配置结构如何变动，这为本文提供了坚实的研究基础。但现有研究尚存可待完善之处：第一，现有研究更多地将资产局限于金融资产，即使有文献将资产范围拓展至实物资产，也较多局限于房地产，鲜有文献考虑到经营性资产。近年来，在大众创业、万众创新政策激励下，经营性资产成为家庭资产配置的重要组成部分。因而，拓展资产范畴是对家庭资产配置研究的深化与扩展。第二，家庭资产结构变动往往是加杠杆的结果。但是，绝大多数文献误将家庭资产配置视为随机现象。因而，建立于家庭资产配置是随机现象假设上的结论可能有失偏颇，需要采用新的方法对现有研究的结论进行修正。第三，政策是推动家庭行为变动的工具，既然建立于假设家庭资产配置是随机现象之上的结论有失偏颇，那么据此结论来评判政策效果也有失公正。因而，通过客观考察家庭行为变化，可以更准确推断政策的激励效果。

基于此，本文将经营性资产与耐用消费品均纳入家庭资产配置范畴，以资产配置是家庭自选择行为的结果为假设，考察家庭加杠杆的资产配置效应。具体而言：第一，为促进经济增长、提高居民生活水平与平滑居民消费，政府推出了一系激励措施，但是否通过加杠杆来增加消费是家庭的自选择行为。第二，资金短缺是中小企业发展与创新创业的瓶颈，政府通过构建普惠金融体系，实施贴息、担保、优惠利率等一系列激励措施解决创新创业与中小企业发展中的融资难题。然而，是否通过加杠杆来增加经营性资产却是家庭的自选择行为。第三，在金融创新日新月异的背景下，“薪金贷”等一系列产品通过不断降低家庭财务约束，带动家庭调整杠杆来优化资产配置。因而，金融市场日益成为家庭加杠杆的领地。由此可见，家庭资产配置是其加杠杆选择的结果。通过比较加杠杆家庭与非加杠杆家庭的资产配置差异不仅可以考察家庭加杠杆的资产配置效应，还可以检验政府相关政策是否达到了预期目标。

三、研究设计、数据来源与变量选择

(一)研究设计

1.家庭加杠杆与资产结构变动。

按照CFPS设计，家庭主要持有两类资产：一类是实物资产，包括房地产、耐用消费品与经营性资产；另一类是金融资产，包括现金与银行存款、股票、债券以及别人未归还的借款。加杠杆之所以引起家庭资产配置结构变动，是因为以下几点。

第一，在住房制度改革以及城市化推动下，住房与汽车、家电等耐用消费品已经成为家庭生活必需品。这些产品支出庞大，仅有少数家庭能够通过全款购买该类产品。为稳步推进住房制度改革，提高人民生活水平，促使家庭平滑消费，金融机构推出了住房与耐用消费品按揭贷款。同时，多数家庭即使手头有足够资金，在通过财务比较后，也愿意通过按揭贷款购买这些产品。因而，家庭加杠杆有利于家庭增持这些资产。

然而，由于制度等原因，农村住房与城市住房价格不可同日而语，不同城市的住房价格也因区位差异而有天壤之别，且CFPS通过估测方式计算家庭房地产价值。此外，房贷按照贷款年份测算，房产价值按照调查年份测算。因而，运用历史负债与当期资产价值考察家庭加杠杆的住房资产配置效应难以得出令人信服的结论，故本文没有分析加杠杆对住房资产配置的影响。

第二，为打破中小企业与创业者融资瓶颈，解决中小企业融资难与融资贵问题，以及鼓励创新创业，政府推出了一系列贷款优惠政策。同时，金融机构为达到“三个不低于”目标，也乐意为中小企业与创业者融资。因而，个体户与经营中小企业的家庭亦愿意通过加杠杆增加经营性资产。

第三，无论居民通过按揭来增持房产与耐用消费品，还是通过贷款增加经营性资产，都需要家庭筹足首付款。近年来，我国首套房首付比例在30%上下波动、汽车贷款大约在50%上下波动，家电首付比例不一。为筹足首付款，家庭会相应减持现金与银行存款，以及股票与债券等金融产品。因而，家庭在加杠杆增持这些资产的同时，也挤出了其持有的现金、银行存款、股票与债券等金融资产。

2.测度家庭加杠杆金融资产配置效应的方法。

为考察家庭加杠杆的资产配置效应，本文实证研究分两部分进行。

第一部分，将样本家庭按照是否加杠杆分成加杠杆(控制)组与未加杠杆(对照)组，运用PSM考察两类家庭之间资产配置的差异。运用PSM考察居民加杠杆与资产配置效应的优点，在于其解决了变量之间的内生性，可以得出加杠杆对居民资产配置的“净影响”。[17]

测度资产结构变动是评价家庭加杠杆效应的关键，但在考察家庭资产结构变动时，存在“反事实框架”。本文以虚拟变量Di={0,1}表示家庭是否加杠杆，1表示家庭加杠杆，0表示不加杠杆，以yi测度资产配置。因而对某家庭而言，yi取决于Di。当Di=1时，记yi=y1i，表示家庭选择加杠杆时持有某项资产的比例；当Di=0时，记yi=y0i，表示家庭不加杠杆时持有某项资产的比例。但是，家庭只能在“加杠杆”与“不加杠杆”两者之间选择其一。当我们观测到一种选择的结果y1i时，无法观察到与之对立的另一种选择结果y0i，因而需要设法测度(y1i-y0i)，进而评估家庭加杠杆的资产配置效应。同时，是否加杠杆(Di)是家庭集体决策的结果。在家庭集体决策过程中，户主决策往往起主导性作用，而户主决策是其综合考量自身年龄、收入、健康等一系列变量的结果，记这些变量为xi。可见，加杠杆的潜在结果(y1i，y0i)独立于Di，此即可忽略假定。在满足可忽略假定的条件下，计量经济学运用倾向得分值匹配法(Propensity Score Matching，简记PSM)考察居民选择行为的效应。因而，PSM可以科学研究家庭加杠杆的资产配置效应。该方法包括以下几步：第一步，搜寻影响家庭加杠杆决策的变量xi，使(y1i，y0i)⊥Di|xi；第二步，利用logit或probit模型，以xi为自变量，计算家庭加杠杆的概率，即PS得分，本文用logit模型；第三步，选择加杠杆组与未加杠杆组中PS相同或者在一定范围内接近的样本进行匹配；第四步，计算匹配后加杠杆组与未加杠杆组的均值之差，以此衡量居民加杠杆的资产配置效应。

第二部分，结合工具变量法，以加杠杆家庭为样本，运用多元回归考察杠杆率对资产配置的影响。同时，加杠杆家庭的资产配置与杠杆率之间可能因以下原因而存在内生性：一是家庭杠杆率与资产配置之间的相互影响；二是家庭杠杆率与家庭资产配置可能同时受到外生变量的共同影响。为解决内生性问题，本文参阅了尹志超等(2015)[2]、潘敏和刘知琪(2018)[19]等的研究，将居民所在地区的城镇化比率作为家庭杠杆率的内生性变量考察加杠杆的资产配置效应。一方面，居民所在地城镇化比率越高，经济相对发达，金融供给相对充足，居民提高杠杆率可能性越大。另一方面，家庭资产配置不会对所在地区城镇化比率产生直接影响。

(二)数据来源与变量选择

1.数据来源。

本文数据来自北京大学中国社会科学调查中心执行的中国家庭追踪调查。该项目于2010年开始基线调查，并分别于2012、2014、2016年开展了三轮全样本追踪。基线样本覆盖25个省份，代表了中国95%的人口，采访对象包括14 960户家庭、42 590位个人，涵盖社区、家庭、个人层面的信息，反映了中国经济、社会制度的变迁，是国内第一个如此大规模的、综合的、以学术为目的的社会追踪调查项目。①因而，以此为样本，研究家庭加杠杆的资产配置效应具有较好的代表性。

本文在CFPS(2016)问卷的基础上，删除了数据缺失样本，得到有效样本11 010个。[注]中国家庭追踪调查用户手册(第三版)第1页。

2.变量选择与数据处理。

(1)被解释变量的选择与数据处理。

本文被解释变量为家庭资产配置，以某种资产占比来衡量。为更细致考察加杠杆的效应，对资产做出如下分类：首先，按照资产形态，将资产分成实物资产与金融资产两类，其中，实物资产包括房地产、经营性资产、耐用消费品和农用机械。其次，按照家庭选择资产的目的，将实物资产进一步分成投资性实物资产和非投资性实物资产。其中，投资性实物资产包括经营性资产与投资性房地产，非投资性实物资产包括自住房、耐用消费品与农用机械。再次，将金融资产分成现金与银行存款、股票与债券等风险金融资产、别人未归还的借款三类。

不同资产的风险、收益各异，家庭会根据自身经济、社会因素选择适合自身的资产。为考察居民资产配置，表1列示了不同资产市场的家庭参与状况。

表1不同资产市场的家庭参与状况

由表1知，实物资产深受居民青睐，金融产品是我国家庭资产配置的补充，且以现金和银行存款为主。第一，实物资产是多数家庭资产配置的重点。数据显示，9 922户拥有住房，占比为90.12%；10 640户拥有耐用消费品与农用机械，占比96.64%。第二，非投资性的实物资产是居民资产配置的重要方向，且主要集中于住房。数据显示，仅1 157户拥有经营性资产，占比为10.51%。第三，家庭金融市场参与率较低，现金与银行存款是家庭金融资产配置的重点，股票与债券等风险金融资产市场仅有少量家庭参与。数据显示，8 066户拥有一定量的现金与存款，占比73.26%；650户拥有股票、债券等金融产品，占比5.90%。第四，家庭资产配置不仅仅是经济行为，还反映着一定的社会关系。数据显示，2 169户借款给别人，占比19.70%。

(2)解释变量选择与数据处理。

加杠杆选择是户主综合考察自身多种因素的结果，这些因素构成了家庭加杠杆选择的协变量。参照已有研究，本文协变量包括以下几类：第一，家庭收支规模与结构等经济变量。居民加杠杆不仅受当前收支影响，还受未来自身还款能力制约。通常状况下，家庭人均支出越多，需要加杠杆的可能性越高。消费层次越低，加杠杆可能性越低。家庭人均资产越多、收入越高，则家庭加杠杆可能性越高。本文选取家庭年人均资产、人均收入、人均支出的自然对数以及家庭食品消费支出占比分别测度家庭资产、家庭收入、家庭支出、家庭消费结构。第二，户主的人口特征是影响加杠杆选择的重要变量，这些特征包括年龄、健康、婚姻、学历、性别等。首先，不同年龄段的户主需求结构存在差异，年轻者购房、创业欲望较强，因而加杠杆可能性较大，本文的户主年龄以访谈时年龄为准。其次，加杠杆同时，户主会以自身健康状况为基础，考察自身还款能力。健康状况越好，还款能力越强，加杠杆可能性越高。CFPS将健康状况分为非常健康、很健康、比较健康、一般与不健康5类，本文依次用5、4、3、2、1表示。再次，男性比女性风险偏好强，通过加杠杆配置资产的可能性较高。本文亦将户主性别作为影响家庭加杠杆选择的变量，男性用1表示，女性用0表示。此外，有过婚姻史的户主与没有婚姻史的户主在资产配置方面存在较大差异。在有过婚姻史的户主中，在婚与丧偶的户主、离异的户主因家庭成员数量、债务分配原因，加杠杆选择亦有别。CFPS将家庭成员婚姻状况分成未婚、在婚(有配偶)等5类。据此，本文将户主的婚姻状况分为在婚有配偶、离婚与丧偶、其他三种情况。当户主为在婚有配偶时，婚姻变量赋值为1，否则为0。婚姻为其他类别时，处理原则与此类似。最后，受教育状况不仅影响居民收入，也影响居民理财意识，因而受教育状况也是影响居民加杠杆的重要变量。本文遵从CFPS(2016)建议，以受访者受教育年限测度学历，文盲与半文盲、小学、初中、高中/中专/技校、大专、本科、硕士与博士的受教育年限依次设定为0、6、9、12、15、16、19与22。

相关变量的描述性统计见表2。

表2变量的描述性统计

从表2可以看出：其一，仅有23.32%的家庭选择加杠杆，数据特征符合PSM要求。样本家庭城乡分布接近1∶1，户主性别比接近1∶1，样本代表性较好。户主的平均年龄为46岁，处于中年阶段。其二，多数户主为在婚有配偶，户主健康水平中等，家庭人口平均为4.05人。结合受访家庭的年龄结构特征、人口规模以及户主健康状况，可推知部分家庭在购房、创业等方面存在加杠杆可能。是否真的如此，将在下文深入考察。其三，家庭资产规模、人均收入与人均支出自然对数的均值分别为12.263 4、9.121 9与8.759 2，家庭平均收支相抵略有结余。其四，74%左右的户主处于工作状态。良好的家庭收支状况与工作状态，为家庭加杠杆奠定了物质基础。

四、实证分析

(一)家庭加杠杆的资产配置效应——基于PSM的实证分析

1.匹配过程中的误差削减情况[注]为节省篇幅，本文仅汇报了匹配后全样本的误差削减情况。匹配后城市家庭和农村家庭的误差均削减至10%以下，读者如果需要，请向作者索取。。

运用PSM考察处理效应，需要检验样本是否满足独立性条件。如果匹配后处理组与控制组在协变量上没有显著差异，则说明样本满足独立性条件，选择偏误对处理效应的影响较小。已有研究说明，只需匹配后的处理组与控制组各协变量的标准化偏差小于20%，则表明匹配效果良好。[20]具体到家庭加杠杆选择的资产配置效应，通过设置独立性条件，可以得到家庭加杠杆对其资产配置的“净效应”。本文对匹配后加杠杆家庭与未加杠杆家庭各协变量进行了均值差异性检验，结果见表3。

表3显示，匹配后所有变量的误差均削减至5%以下，因而控制组与实验组之间没有显著差异，可以进一步分析家庭加杠杆的资产配置效应。

2.家庭加杠杆的资产配置效应。

为考察家庭加杠杆资产配置效应的稳健性，以及家庭加杠杆资产配置效应的差异性，本文将从两方面深入分析。一方面，PSM具有多种匹配方法，各种方法具有各自的优缺点。为更加客观地考察家庭加杠杆的资产配置效应，本文首先依次采用一对四匹配、卡尺内一对四匹配、半径卡尺内匹配、核匹配等六种方法对样本进行匹配。另一方面，现有研究指出居住地域将影响家庭金融服务获取的便利性，进而影响其资产配置。Leyshon和Thrift (1995)[21]指出生活在农村地区以及劣势地区的家庭面临获取金融服务的困难，并将家庭无法获取正规金融服务的现象定义为金融排斥。大量研究表明，我国金融排斥现象较为严重，尤其是农村金融排斥更为突出(许圣道和田霖，2008[22]；董晓林和徐虹，2012[23])。粟芳和方蕾(2016)[24]指出中部农村地区存在最严重的银行排斥和保险排斥，西部农村地区面临着严重的互联网金融排斥。现有研究进一步指出，金融排斥会较大程度地降低家庭对金融的参与和资产配置(孙武军和林慧敏，2018[25])，地区经济环境和金融环境的改善将推动居民参与金融市场，并投资购买风险资产(尹志超等，2014[12])。鉴于此，本文进一步将样本按照城乡分组，进而考察家庭加杠杆的资产配置效应在城乡居民间的差异。

(1)家庭加杠杆的实物资产配置效应与金融资产配置效应。

如前所述，家庭会基于风险偏好、职业特征以及对收益的预期配置资产。但因金融可得性不同，实物资产和金融资产在流动性与风险上的差别，加杠杆对家庭的实物资产配置和金融资产配置存在差异，相应结果见表4。

表4家庭加杠杆的实物资产配置效应与金融资产配置效应

由表4知，首先，家庭加杠杆对实物资产配置的激励效应在所有样本中均显著高于8，对金融资产配置具有显著的挤出效应，且挤出效应基本相当。理论上，加杠杆对实物资产的激励效应等于加杠杆对金融资产的挤出效应。然而，此处的金融资产未包括家庭涉入非正规金融市场而持有的民间借贷。同时，实物资产价值按照家庭自报价或者调查员根据市场价的估测核算，因而难以确保实物资产增加与金融资产减少完全一致。该结论与尹志超等(2014)[12]、Cocco(2005)[13]、吴卫星和齐天翔(2007)[14]、何兴强等(2009)[15]的研究结果具有较强的相似性，但本文发现加杠杆是家庭实物资产配置对金融资产配置产生挤出效应的重要机制。加杠杆之所以对金融资产配置存在挤出效应，是因为：第一，一定时点上，家庭资产配置存在此消彼长的关系。在实物资产增加的同时，金融资产必定减少。第二，一定数量的首付是家庭耐用消费品与经营资产的门槛。为达到此门槛，家庭自然需要将金融资产变现。其次，城市家庭加杠杆对实物资产配置激励效应更高，对金融资产配置的挤出效应也相应更高。潜在原因为：第一，城乡住房在产权流动机制上的差异。城市住房在产权属性上优于农村住房，城市家庭可以较为便利地通过住房按揭贷款购买住房。但是，多数农村家庭只能通过银行贷款建造住房。城市家庭为了达到按揭贷款的首付标准，现金与银行存款等金融资产自然被挤出更多。第二，城市家庭住房购置增加也可能带来耐用消费品需求同步增长，进而促进实物资产配置增加和金融资产配置减少。第三，城市家庭较少受到金融排斥的影响，金融意识较强，善于运用金融杠杆来投资，进而优化其福利水平。

上述结论具有重要的宏观和微观意义。在宏观上，一方面说明在经济增长乏力背景下，创新创业支持措施，以及农用机械、耐用消费品(如汽车、家电)分期付款政策有力拉动了城乡家庭消费与投资，这有利于经济增长。另一方面，加杠杆对金融资产的挤出效应有利于将资源从金融领域引入到经营与投资领域，促使金融回归本源，更好地服务于实体经济。在微观上，一方面说明家庭财富受限时，加杠杆有力推动了家庭耐用消费品与经营性资产购置。另一方面，也说明加杠杆对金融资产的挤出效应可以带动家庭盘活低收益资产，从而增加未来财产性收入。总之，加杠杆带动了家庭资源跨期配置，促进了消费平滑与福利水平提高。

家庭加杠杆的实物资产激励效应会对经济产生积极影响，但若加杠杆导致实物资产配置过于集中，则个体理性会演变为集体非理性，进而有可能引发宏观经济泡沫，已有研究就指出美国居民资产配置的失当是本轮金融危机的肇源。同时，加杠杆对部分金融资产的挤出效应也可能对宏观经济产生较强的负面影响。因而，加杠杆对家庭实物资产与金融资产配置结构的影响亦不容忽视，客观分析加杠杆对实物资产与金融资产配置结构的影响有利于识别宏观经济风险。鉴于此，本文接着讨论加杠杆对家庭不同实物资产与金融资产配置的影响。

(2)加杠杆对家庭实物资产配置效应的进一步分析。

按照家庭持有实物资产的动机，可将其实物资产分为投资性实物资产和非投资性实物资产。CFPS问卷中，家庭实物资产包括住房、耐用消费品与农用机械、经营资产；经营资产包括个体工商户资产与个体/私营企业中属于家庭的资产。上文指出，将房地产价值纳入家庭当期资产配置来考察家庭加杠杆的资产配置效应存在不合理性，且现有研究指出家庭住房资产主要呈现消费品属性(李涛和陈斌开，2014[18])。同时，对家庭而言，家电与汽车等耐用消费品购置往往与住房配套，因而运用耐用消费品占比可以间接考察居民非投资性实物资产配置，运用经营性资产占比考察投资性资产配置较为合理，相应的结果见表5。

表5家庭加杠杆的实物资产配置效应

由表5可知，加杠杆对家庭耐用消费品与农用机械购置以及经营资产购置具有显著的激励效应，说明在宏观经济增长乏力背景下，政府促进居民消费升级与投资拉动的效果开始显现。然而，加杠杆并未有效带动城市家庭耐用消费品增加，原因在于随着收入增长，城市家庭耐用消费品基本饱和。为有效促进城市消费增长，需要另辟蹊径。其次，家庭加杠杆显著促进了家庭经营资产配置增加，说明近年来政府为支持创新创业以及促进小微企业发展的一系列政策的效果开始显现，这有利于宏观经济增长与资源配置效率提高。

(3)加杠杆对家庭金融资产配置效应的进一步分析。

金融资产结构优化不仅有利于家庭风险分散，也有利于其财产的保值与增值。因而，探索加杠杆对家庭金融资产结构的影响是研究家庭资产配置效应的题中之义。本部分着力分析加杠杆对家庭现金与银行存款、股票与债券等金融资产持有的影响，相应结果见表6。

表6家庭加杠杆的金融资产配置效应

由前文知，加杠杆总体上挤出了家庭的金融资产配置。不仅如此，表6还显示，家庭加杠杆对金融资产存在不对称的挤出效应。第一，加杠杆对家庭所持现金与银行存款的挤出效应显著，对股票与债券等风险金融资产的挤出效应不显著。第二，加杠杆对城市家庭所持现金与存款的挤出效应更明显。第三，加杠杆对城市家庭股票与债券等金融资产的挤出效应显著，但对农村家庭影响不显著。第四，加杠杆对城市家庭和农村家庭持有的别人未归还借款的影响相反。上述现象与金融资产性质以及不同地区金融市场完善程度不一相关。首先，我国金融市场尚不健全，现金与银行存款仍是居民重要的金融资产。为达到实物资产配置的首付门槛，家庭自然需降低其现金与银行存款持有，甚至收回借给亲戚朋友的款项。其次，近年来证券市场的剧烈波动，以及家庭对房地产价格上涨的预期也助推了加杠杆对股票与债券等金融资产的挤出效应。加杠杆对城乡居民股票与债券挤出效应的非对称性反映了我国城乡金融发展二元性。城市金融机构完善、金融服务健全，因而家庭获取金融服务较为便利，其金融资产持有相对丰富。为了满足实物资产增持所需，城市家庭可以较多地降低股票与债券等金融资产持有，而农村家庭难以如此。再次，加杠杆对家庭持有的他人未归还借款的挤出效应不显著，且该效应在城乡家庭之间并不一致。笔者认为原因如下：一是居民仍继承着中华民族同舟共济的优良传统，当别人出现不测之需时，多数亲戚朋友都会慷慨解囊。因而，即使需要将资产配置到盈利性领域，人们依旧会拿出一定资金帮助亲朋。二是居民“身份”往往随着经营性资产与投资性资产增加而上升，部分居民迫于“面子”，更愿意帮助亲友分忧解难，只是比例可能下降。三是城市家庭拥有更为宽广的投资与加杠杆渠道，少数城市居民可能在正规金融市场借贷，然后进入非正规金融市场套利。

家庭加杠杆对其金融资产与实物资产配置的效应具有共生关系。因而，家庭加杠杆的金融资产配置效应对宏观经济产生的影响与家庭加杠杆的实物资产配置效应对宏观经济产生的影响相似。然而，加杠杆对金融资产配置的挤出效应对家庭经济平稳运行不容低觑。按照凯恩斯的货币需求理论，现金与银行存款是居民满足日常消费的交易载体。但是，加杠杆却挤出了家庭现金与银行存款，因此可能会进一步减少家庭投资与消费。同时，加杠杆对耐用消费品购置的激励效应也有可能因此削减，这对微观主体福利改善与宏观经济增长具有不利影响。更为严重的是，家庭可能因预期逆转而面临货币需求难以满足，进而出现流动性危机。在极端情况下，家庭为应付流动性危机进行的投资性资产抛售可能引发经济不稳定。

(二)家庭杠杆率提高与资产配置

为深入考察家庭加杠杆的资产配置效应，文章在接下部分运用负债/资产测度家庭杠杆率，并且运用工具变量法，通过多元回归考察提高家庭杠杆率对资产配置的影响。

表7家庭杠杆率与居民资产配置

续前表

变量名称经营性资产耐用消费品现金与存款金融产品亲友借款工作状态0.011 8*0.023 1**0.020 5***-0.000 70.005 4常数项-0.165 8***0.112 2*0.153 3***-0.042 0***-0.035 4N2 4782 4782 4782 4782 478R20.023 6 0.058 0 0.043 9 0.043 80.012 0

注：少数变量系数较小，按照保留四位小数的原则，记为0。

由表7知，第一，家庭杠杆率每提高1个百分点将会促使其增加经营性资产0.77个百分点。一般而言，从事经营活动的家庭往往已经积累了一定数量的财富，且已有一定比例的经营资产。这部分家庭以现有财富(包括经营资产)为基础，通过增加负债来增加经营资产也较为常见，因而其杠杆率的提高有利于经营性资产比例提高。此外，从调查数据来看，具有经营性资产的家庭仅占10%左右，因而对样本家庭经营性资产的影响相对有限。第二，家庭杠杆率每提高1个百分点将会促使家庭耐用消费品增加9.3个百分点。由调查数据知，家庭通过负债增加的耐用消费品一般是汽车与大型家电。总体而言，通过贷款购买这类资产的家庭一般资产总量有限，因而提高杠杆率对该资产占比的影响相对较大。第三，家庭杠杆率的提高挤出了金融资产配置。其中，对现金与银行存款挤出效应最高，对股票与债券等金融产品挤出效应次之，对给亲戚与朋友的贷款不减反增，该结论与上文分析一致。其原因有两方面，一是大多数的负债(部分亲戚朋友之间的借款除外)都需付息，且贷款利率高于存款利率，因而家庭在通过提高杠杆来增加某种资产之前，往往首先动用自身存款。二是为满足住房、耐用消费品购置的首付需求，家庭需减少现金持有或变现银行存款。

在控制变量中，家庭经济特征变量对家庭资产配置的影响最大。第一，家庭收入、资产总量对家庭资产配置的影响最为显著。家庭收入增长几乎对文中所考察的各类资产配置均具有正向激励效应，尤其对耐用消费品及现金与存款的激励效应最大，这种现象符合经典理论。按照凯恩斯的货币需求理论与消费理论，收入增长会增加居民的流动性需求，也会提高居民消费水平。第二，户主参加工作会显著增加家庭对经营性资产和耐用消费品的配置，但会降低其股票与债券等金融资产的持有。其原因有以下方面，一是工作收入增长会降低居民对风险金融资产收益的依赖；二是参加工作会减少居民从事金融产品投资的时间；三是工作收入与风险金融资产相比，风险较低；四是户主往往参与到家庭企业当中。上述结论符合预期，也印证了本文变量描述性统计部分推断的正确性。

此外，以居民所在地的城镇化比率作为工具变量研究家庭加杠杆资产配量效应后，发现变量系数符号未发生明显变化，这再次验证了前文的研究结论。为节省篇幅，仅在表7中列示了城镇化率的系数与显著性。

五、结论与政策建议

本文结合CFPS(2016)的数据，运用PSM与多元回归考察家庭加杠杆的资产配置效应。研究发现：第一，加杠杆对家庭实物资产配置具有显著的激励效应，对金融资产配置具有显著的挤出效应；第二，加杠杆对经营性实物资产配置的激励效应更为明显，对耐用消费品的激励效应略低；第三，加杠杆对不同种类金融资产的挤出效应存在非对称性，对现金与银行存款挤出效应最为明显。上述结论具有重要的启示意义：

第一，家庭加杠杆对其实物资产配置的正向激励效应在微观上有利于家庭跨期配置资源，改善福利水平；在宏观上有利于促进资金回归本源，带动金融服务于实体经济。因而，政府需要对居住性住房、耐用消费品予以信贷支持，需要继续优化创新创业的政策体系，不仅要保证现有激励政策的稳定性，还要在放权、让利、降费方面进一步改革，为创新创业活动提供宽松的外部环境。当然，在鼓励家庭合理提高杠杆的同时，一定需要加强资金监管，杜绝资金“过桥”而增加宏观经济成本与加剧宏观经济风险。

第二，家庭加杠杆对投资性资产配置的激励具有双重意义。积极方面，首先，加杠杆可以引导家庭的现金与银行存款等低收益资产进入盈利性领域，这有利于盘活经济中的低效资产，促进闲散资金回归实体经济。其次，家庭加杠杆对耐用消费品配置效应不高，说明尚存通过货币政策拉动经济增长的空间。因而，金融机构开发满足消费需求的产品，带动家庭在消费领域适当加杠杆，将有利于宏观经济持续增长与消费结构升级。消极方面，加杠杆可能导致投资性资产高度集中于房地产，因而需要未雨绸缪。一是需要以“房子是用来住的，而不是用来炒的”为指导原则，帮助居民树立正确的投资理念，促进房地产居住属性回归。二是在保障居住性房地产需求得以满足的同时，需将房地产作为金融风险防范与治理的重点，遏制投机性资金进入，加强风险预警与防范，保障房地产市场平稳发展。

第三，加杠杆对金融资产的挤出效应为我国金融体系改革与发展提供了方向。首先，加杠杆导致居民资产配置的高度集中说明我国居民投资渠道狭窄，投融资机制存在扭曲。因而金融机构需要开发适合家庭不同需求层级的金融产品，拓宽家庭投资渠道，矫正扭曲的投融资机制，为家庭分散金融风险、优化投资方式创造条件。其次，加杠杆对居民手持现金、银行存款的挤出效应启示宏观部门要加强家庭预期的引导，帮助家庭树立良好的消费与投资理念，引导家庭合理配置资源，预防不利经济形势引发家庭流动性风险。