家庭金融翻譯

1、Household Finance家庭金融John Y. Campbell摘要家庭金融的研究正日益受到挑戰(zhàn)，因為家庭的行為很難衡量，并且家庭還受到論文中的模型之外的限制。參與（participation）、分散化（diversification）和抵押貸款再融資（mortgage refinance）的證據(jù)表明許多家庭的投資很有效率，但是還有少數(shù)家庭的投資面臨著重大失誤。這些家庭比較貧窮，并且受教育程度不高。有證據(jù)表明，家庭意識到這些問題，并試著避免他們不擅長的金融策略。一些金融產(chǎn)品涉及從不高明家庭到精明家庭的交叉補貼（cross-subsidy），這會抑制能提高社會福利的金融創(chuàng)新。家庭金融研

2、究的是家庭如何使用金融產(chǎn)品來實現(xiàn)其目的。家庭金融問題有其特有的特征：家庭金融的計劃必須是長期而有限的；他們擁有重要的非交易資產(chǎn)即人力資本；他們持有非流動性資產(chǎn)即房產(chǎn)；他們面臨購買力的約束；他們不得不面對稅收問題。當然，家庭資產(chǎn)的需求對資產(chǎn)定價也很重要。本文中，富裕的并且容忍風險的家庭對均衡的資產(chǎn)回報有著不成比例的影響。金融研究可以是實證的或規(guī)范的（positive or normative）。實證分析描述了經(jīng)濟主體實際在做什么，而規(guī)范分析描述了他們應該做什么。經(jīng)濟學家曾經(jīng)假定實際和理想的行為一致，或通過選擇一個適當模型使其一致。家庭金融提出了新的挑戰(zhàn)。許多家庭從金融規(guī)劃師或其他專家那里尋求建議

3、，然而一些家庭制定的決策很難和這些建議或標準模型一致。一種方法是保持實際和理想行為會一致的假定不變，考慮帶有偏好的非標準行為模型，該模型包含了損失厭惡和心理賬戶。另一個方法是考慮家庭非最優(yōu)偏好。我采取第二種方法。我比較了我們所知的家庭實際做什么實證的家庭金融和我們了解的家庭應該怎樣做規(guī)范的家庭金融。這種比較不是一無是處。第一，實證的家庭金融要求高質量數(shù)據(jù)，這很難獲得。第二，規(guī)范的家庭金融要求超出教科書上的金融理論。我認為對于多數(shù)家庭，觀察到的和理想的行為之間的差異相對不大，可以通過被標準金融理論忽略的小摩擦而使其合理化。對于少數(shù)家庭，特別是貧困的和受教育水平低的家庭，這種差異較大。我認為這些差

4、異，或投資失誤，才是家庭金融研究領域的核心?？紤]到金融規(guī)劃問題的復雜性和令人迷惑的金融產(chǎn)品，一些家庭會出現(xiàn)投資失誤。一個重要的問題是什么決定了金融產(chǎn)品。該領域被稱作是均衡家庭金融。我認為金融創(chuàng)新被向家庭宣傳的成本拖累了，以及金融產(chǎn)品專利保護的無力。如果家庭的投資失誤，金融學家要為之努力以減少這種情況。我呼吁廣泛的金融教育。本文的結構如下。第I節(jié)總結了研究者研究家庭金融要面臨的經(jīng)驗的和理論上的兩個挑戰(zhàn)。第II節(jié)討論了家庭參與和資產(chǎn)分配決策，第III節(jié)研究了風險資產(chǎn)持有的多樣化。第IV節(jié)使用抵押貸款的選擇，即家庭必須做的一個最重要的金融決策，來說明家庭金融的主題。第V節(jié)考慮了創(chuàng)新的障礙，第VI節(jié)是

5、結論。I.家庭金融的兩個挑戰(zhàn)A測量家庭金融的實證分析研究的是家庭實際怎樣投資，難點在于數(shù)據(jù)難于收集。一個原因出于家庭保護隱私的目的，并且許多家庭的金融決策很復雜，他們在不同的金融機構開立不同的賬戶。對家庭金融進行實證分析的理想數(shù)據(jù)庫至少要具有五個特征。對美國金融財富進行的研究最理想的數(shù)據(jù)庫是SCF（Survey of Consumer Finance美國消費者金融調查），但SCF也有缺陷。因此有些文獻對數(shù)據(jù)進行了處理，或者采用替代的數(shù)據(jù)來源。（略）。B建模家庭金融的規(guī)范分析研究的是家庭應該如何投資。這個問題比較難回答，因為實際的家庭決策還包含一些被經(jīng)典理論忽略的問題。其中最明顯的是，家庭的金融

6、策略必須是長期的。Merton (1971, 1973)提出了在隨著時間變化的投資機會下的長期金融規(guī)劃，他認為長期投資者不僅要考慮財富風險，還要考慮財富生產(chǎn)率的風險，即再投資財富的回報率。因為Merton的理論比傳統(tǒng)的投資組合選擇的均值-方差分析更難，直到20世紀90年代，Merton模型得以才實現(xiàn)。該相關文獻的一個分支主要研究對實際利率的沖擊，假定風險溢價是不變的(Campbell and Viceira (2001), Wachter (2003)。另一分支集中研究股權溢價（equity premium），并假定其服從外生時間序列過程如AR（1）(Kim and Omberg (1996)

7、, Campbell and Viceira (1999)。這些模型的一個顯著特征是他們能夠解釋均值-方差分析的預測結果和對家庭金融規(guī)劃的建議之間的顯著差異。例如Canner, Mankiw, andWeil (1997)指出，與Tobin (1958)提出的共同基金理論不同，金融規(guī)劃師一般建議保守的投資者持有大量債券和少量股票。這些文獻的一個重要主旨是實際權重與名義權重之差。例如，長期名義債券的風險主要依賴于對通過膨脹的觀察。如果通貨膨脹被控制了，則名義債券對長期投資者而言是安全資產(chǎn)，否則這些資產(chǎn)具有高度風險。因為通貨膨脹的沖擊是持續(xù)不斷的，從長期來看，實際債券和名義債券之間的差異更重要。M

8、erton的模型傳統(tǒng)上假定所有財富都以流動的，易交易的形式存在。然而，對于大多數(shù)家庭來說，財富的絕大部分是不能交易的人力資本。換言之，家庭獲得勞動收入，但不能出售該收入的要求權。如果勞動收入和交易資產(chǎn)一致，并且家庭能賣空這些資產(chǎn)，那么家庭能規(guī)避勞動收入風險(Bodie, Merton, and Samuelson (1992)。實際上，勞動收入風險很大部分具有異質性，因此是不可規(guī)避的。該風險有效增加了風險厭惡程度，從而導致家庭的投資更謹慎(Heaton and Lucas (2000), Viceira (2001)。另一方面，對較差的投資回報，一些家庭在一定程度上能增加勞動供給，如延長勞動時

9、間或推遲退休，這種增加的可變性使得家庭愿意冒金融風險 (Bodie, Merton, and Samuelson (1992), Farhi and Panageas (2005) 。關于勞動收入風險屬性一直很有爭議。一些作者發(fā)現(xiàn)勞動收入能刺激對風險資產(chǎn)的投資(Cocco, Gomes, and Maenhout (2005)；另一些作者認為勞動收入和資本收入在長期會共同變化（covary）(Benzoni, Collin-Dufresne, and Goldstein (2005),或者異質的勞動收入風險的變動和股票收入的變化相反(Lynch and Tan (2004), Storesle

10、tten, Telmer, and Yaron (2004)，從而導致勞動收入替代股票市場的投資。房屋對中產(chǎn)家庭來說很重要。房屋是長期資產(chǎn)，能提供給所有者一系列的住房服務；在這種意義下，房屋和長期債券很像，并能用于規(guī)避房屋價格的變化和非房屋消費(Pelizzon and Weber (2005), Sinai and Souleles (2005)。但房屋也是非流動資產(chǎn)，因此房屋所有者發(fā)現(xiàn)，根據(jù)經(jīng)濟波動來調整住房服務的消費很貴。這種非流動性會抑制房屋所有者的所有權和風險。家庭金融的另一個重要方面是借貸限制（borrowing constraints）。家庭必須考慮到他們未來的消費不僅取決于他們

11、的財富和投資機會，同樣還取決于他們的凈未來收入。與那些已經(jīng)積累了退休儲蓄的年長家庭相比，借貸限制對年輕的家庭更重要。家庭金融的生命周期使得標準理論更加復雜，因為一個人不可能使用固定的長期的模型，相反地，隨著家庭年齡的增長和金融資產(chǎn)的累積，要使用更復雜的、符合金融策略變化的、有限時間的模型。最后，家庭決策必須要考慮稅收的復雜性和非中立性。包括針對名義利率而不是實際利率的稅收，稅收優(yōu)惠的退休金賬戶的有效性，抵押貸款利率的稅收可推斷性，資本獲得的稅收等。一個典型的例子是可調利率抵押貸款（ARM）和固定利率抵押貸款（FRM）的選擇。可調利率抵押貸款實際上是家庭發(fā)行的浮動利率票據(jù)，而固定利率抵押貸款是長

12、期的名義債券，擁有著看漲期權使得家庭按照面值償還借款，并且在利率的變動允許的前提下可以進行轉按揭貸款。在金融理論中，浮動利率票據(jù)比起長期名義債券是一個更安全的工具；其擁有的固定值幾乎不會受利率變動的影響，而長期債券值對利率很敏感。然而金融規(guī)劃者一般把ARM看做是具有風險的。解決該矛盾可以通過家庭金融問題的兩個特征進行。第一，家庭的計劃要是長期的。如果實際利率變動，ARM就會使家庭要面臨實際購買成本上升的風險。家庭可以通過使用長期固定利率抵押貸款規(guī)避該風險。實現(xiàn)該目的的理想工具是通貨膨脹指數(shù)抵押貸款（inflation-indexed mortgage），但是如果通貨膨脹的風險適中，F(xiàn)RM也是一

13、個合適的選擇。第二，如果未來收入暫時性地減少，家庭會愿意借貸；如果未來房屋價格下降，則家庭就不會這樣做。如果考慮到未來的借貸限制，即使實際利率不變，ARM也會變得有風險。為了說明此觀點，考慮當預期未來通貨膨脹上升會發(fā)生什么。名義利率上升，因此對ARM的月度付款也上升，即使價格水平還沒有上升。還款的加速上升補償了借款人因為未來通貨膨脹而造成的損失。這對那些通過借款還款ARM的家庭沒有影響，但是會降低具有借貸限制的家庭的消費。Campbell and Cocco (2003)解出了一個家庭抵押貸款選擇的模型，認為當通貨膨脹的風險和實際利率風險相關時，ARM對沒有限制的家庭具有吸引力；對有潛在借貸限

14、制的和低風險厭惡度的家庭，ARM也有吸引力。對風險厭惡的有借貸限制的家庭不具有吸引力，特別是那些與收入相比擁有高抵押貸款債務的家庭。本文中，附錄A提出一個簡單的分析模型，該模型中有類似的觀點。規(guī)范分析面臨的一個基本的議題是如何界定家庭效用函數(shù)。通常假定家庭擁有時間分離式冪效用（time-separable power utility）或Epstein-Zin (1989) utility，因此他們的相對風險厭惡不隨他們的財富變動。然而一些證據(jù)表明，相對風險厭惡隨著財富的增加而減少。例如Carroll(2002)提出一個模型，在模型中遺贈效用比消費效用的曲度更低，因此隨著家庭不斷積累財富，風險厭

15、惡降低。習慣構成（habit formation）模型(Campbell and Cochrane (1999)或消費承諾（consumption commitments）(Chetty and Szeidl (2005)模型說明風險厭惡隨著財富短期波動而變動。II.參與和資產(chǎn)分配家庭在現(xiàn)金市場、債券、股票、房產(chǎn)等方面該如何分配他們的資產(chǎn)？具體地說：有多少家庭參與到這些市場中？如果他們決定參與，他們會給每個類別分配多少資產(chǎn)？并且隨著年齡、財富等特征的不同，家庭的投資行為該如何變化？根據(jù)Bertaut and Starr-McCluer (2002), Haliassos and Bertaut

16、 (1995), and Tracy, Schneider, and Chan (1999)，我現(xiàn)在對與這些問題相關的2001年SCF的數(shù)據(jù)進行概括性總結。圖1描述的是財富分布圖。圖1圖1中橫坐標代表把家庭總資產(chǎn)按從小到大排列后的百分位分布。縱坐標代表的是對美元取對數(shù)后的結果。圖中有三條線分別代表總資產(chǎn)、金融資產(chǎn)、資本凈值?？傎Y產(chǎn)包括金融資產(chǎn)和非金融資產(chǎn)（總資產(chǎn)包括耐用品、房產(chǎn)、私人企業(yè)股票等，不包括養(yǎng)老金和人力資本）。資本凈值是總資產(chǎn)減去負債（包括抵押借款、住房貸款、信用卡負債等）。從該圖可以看出大部分的家庭只持有少量的金融資產(chǎn)（因為該線在最下面）。即使是中等財富水平的家庭只有35000美元

17、的金融資產(chǎn)，而資本凈值有86000美元，總資產(chǎn)是135000美元。該圖還說明了財富分布是極度偏斜。圖右端的那些富裕的家庭在統(tǒng)計上有舉足輕重的影響。這些家庭和中等富裕的家庭的行為非常不同，我們無法得出一般家庭的金融決策：同樣地，富裕家庭的行為對資產(chǎn)定價模型有著重要影響，而家庭金融更關心的是一般家庭的行為和福利。A.財富效應圖2圖2表示擁有不同財富水平的家庭的參與決策。橫坐標如上圖，縱坐標表示參與投資某特定資產(chǎn)的家庭的比例。這里把SCF中的資產(chǎn)分為安全資產(chǎn)（safe assets）、汽車（vehicles）、房產(chǎn)（real estate）、公開股權（public equity）、私人企業(yè)資產(chǎn)（pr

18、ivate business assets）和債券（bonds）。該圖的左邊是貧窮的家庭，該圖左面的家庭持有的金融資產(chǎn)較少，這些較貧窮的家庭很少參與投資風險金融市場。標準金融理論預測家庭應該至少持有一部分具有正期望收益的風險資產(chǎn)，但是該結論忽略了參與的固定成本，在財富水平不高的情況下，固定成本輕易就會超過從參與中獲得的收益。圖2說明了在財富分布1/4以下大部分的家庭只持有流動資產(chǎn)和汽車，只有少量家庭投資房產(chǎn)。沿著圖2向右移動，隨著總財富的增加，持有公開股權的家庭比例增加。參與風險市場也還不夠普遍，甚至是那些比較富裕的家庭。該現(xiàn)象被Mankiw and Zeldes (1991), Halias

19、sos and Bertaut (1995), and Heaton and Lucas(2000)所證實。富裕家庭的有限參與對金融理論提出了挑戰(zhàn)，是家庭金融的一個普遍現(xiàn)象。在圖1看出，在財富分布的第80百分位處，一個典型家庭持有大約200000美元的金融資產(chǎn)。而從圖2看出，持有公開股權的家庭大約有80%，20%的家庭不持有公開股權。很多富裕的家庭都持有大量的私人企業(yè)資產(chǎn)。Gentry and Hubbard (2004)提出，私人企業(yè)主持有40%的總凈資產(chǎn)，即使他們只占總人口的10%。這說明這些家庭對資產(chǎn)需求和資產(chǎn)定價都很重要。從圖2看出，從第80百分位處，私人企業(yè)資產(chǎn)的持有比例從22%一直

20、上升至70%。Heaton and Lucas (2000)證明在富裕的家庭投資組合中私人企業(yè)資產(chǎn)可以替代公開股權。在第80百分位處，既不持有私人企業(yè)資產(chǎn)也不持有公開股權的家庭比例小于10%。因此私人企業(yè)資產(chǎn)能夠解釋富裕家庭不參與公開股權市場的原因，但是還有很多家庭不原意冒任何類型的股權風險。圖3圖3說明了不同財富水平的家庭的資產(chǎn)分配決策。橫坐標如前面所示，縱坐標表示某種資產(chǎn)在總投資組合中所占的權重。該圖說明了流動資產(chǎn)和汽車對于窮人很重要，房產(chǎn)主要是所有人占有的房屋對中等富裕水平的家庭很重要。公開股權對中等水平的家庭也比較重要，但從圖的右半部分看出，公開股權成為富裕家庭投資組合的最大部分。圖3

21、還說明了富裕家庭在投資上更愿意冒風險。這一部分上是富裕家庭廣泛參與風險資產(chǎn)的結果，但是也是參與的家庭的高投資組合的結果。Carroll (2002)證明了該現(xiàn)象，并在一些歐洲國家得到了相似的結論。B人口統(tǒng)計效應財富不是影響家庭金融特征（可以預測他們冒金融風險的意愿）的唯一因素，收入、年齡、種族、受教育程度、對風險的態(tài)度也很重要，它們統(tǒng)稱為人口統(tǒng)計效應。在理解這些效應的相對重要性之前，我們必須面對一個基本的識別問題（Heckman and Robb (1985), Ameriks and Zeldes (2004)）。在任意時刻t，一個人出生在b年，則他是at歲，at=t-b。因此不可能單獨識別

22、年齡效應、時間效應和世代（出生年份）效應（cohort effects）對投資組合選擇的影響。理論表明，隨著時間的變化，如果家庭觀察到風險資產(chǎn)的風險和預期超額收益的變動，則在投資組合選擇上存在時間效應。理論還表明，如果投資機會隨時間而變化，或相對于金融財富，年老的投資者比年輕的投資者擁有較少的人力財富，則在投資組合選擇上存在年齡效應 (Bodie, Merton, and Samuelson (1992), Campbell andViceira (2002) 。因此，在研究投資者選擇時很難區(qū)分時間效應和年齡效應。世代效應更是如此。世代效應主要由不同的勞動市場經(jīng)驗引起的，該勞動市場經(jīng)驗影響人們

23、在每個世代持有的金融財富的比例，但該效應在美國現(xiàn)代社會中不太明顯。世代效應也可以由不同的偏好所引起，或由不同的資產(chǎn)市場經(jīng)驗引起。在某種程度上該效應不能被未經(jīng)建模的數(shù)據(jù)識別（或年齡效應和時間效應）。因此，我參考Heaton and Lucas (2000)以及其他人的文獻，把世代效應設置為0，在該假定下，年齡效應就可以被估計了。在表I中，我根據(jù)2001年SCF的相關數(shù)據(jù)分析了這些人口因素對資產(chǎn)分配的影響。表格的左邊面板反映了不同資產(chǎn)類型的參與對家庭收入、財富和人口特征的邏輯回歸。表格的右邊面板反映了在參與的條件下，投資組合對這些變量的回歸。在每個面板中，第一個回歸是關于公開股權的（包括在退休金賬

24、戶中持有的股權），第二個回歸是關于私人企業(yè)資產(chǎn)的。標準差在每個系數(shù)下面表示出來，顯著性水平小于等于10%的系數(shù)用*號標注。為了說明邏輯回歸中每種效應在數(shù)量上是重要的，該表還反映了一個參照家庭的參與概率，每個虛擬變量從0變到1，或每個連續(xù)變量的每一標準差的變動都會引起該概率的變動該表格說明了在2001年的美國，年齡效應對公開股權市場的參與有微弱的負影響。這大概是由于在上世紀90年代年輕家庭參與的數(shù)量上升，以及財富和收入的回歸控制對中等年齡的家庭較高的原因。因此，那些聲稱不能容忍投資風險的家庭不太可能持有公開股權。并且受教育程度、收入、財富對公開股權的參與都具有正效應。對私人企業(yè)資產(chǎn)而言，結果稍有

25、不同。年齡效應呈駝峰形，反映了年輕家庭購買而年老家庭出售私人企業(yè)資產(chǎn)的趨勢。收入效應對私人企業(yè)所有權影響呈現(xiàn)U形，最小收入是250000美元，財富也有巨大的呈平方增長的效應，但是估計得不夠精確。這些變量反映了最富裕和收入水平最高的家庭持有私人企業(yè)的強烈趨勢。白種人家庭更愿意擁有私人企業(yè)，但是關于受教育程度效應不明顯?？紤]參與者的投資組合股份，主要影響是財富。公開股權和私人企業(yè)資產(chǎn)都呈二次形式，公開股權最低份額為70000美元，私人企業(yè)最低份額為85000美元。該形式反映了如果低財富水平的家庭參與風險市場，他們愿意持有大量的投資組合股份，但在財富分布的右半部分，投資組合股份顯著上升。白種人和受良

26、好教育的家庭與其他家庭相比，在公開股權上擁有更高的投資組合股份數(shù)額。表I的回歸忽略了其它文獻中認為很重要的一些變量。Bertaut and Starr-McCluer (2002)證明養(yǎng)老金領取權增加了對風險資產(chǎn)的分配，自我雇傭減少了該項投資。根據(jù)Rosen and Wu (2004)的健康和退休的研究，健康狀況不好的家庭會減少風險資產(chǎn)的分配。這些效應在參與決策中起到很大的作用，在一定程度上在參與的條件下對資產(chǎn)分配也有作用。Poterba and Samwick (2003)認為擁有高邊際稅率的家庭更愿意持有稅收優(yōu)惠的資產(chǎn)，例如股票和免稅債券，并愿意在延期繳稅的賬戶中持有資產(chǎn)。這些結果描述了在

27、某一時點的家庭資產(chǎn)分配。但是我不再介紹隨著時間的推移，家庭的資產(chǎn)分配會如何演變。一些近期的研究文獻發(fā)現(xiàn)了資產(chǎn)分配慣性的證據(jù)。退休金儲蓄計劃的參與者很少改變他們貢獻的分配或投資組合的再權衡，違約選擇權對投資組合也有長時間的效應(Agnew, Balduzzi, and Sunden (2003), Ameriks and Zeldes (2004), Choi, Laibson, Madrian, and Metrick (2002, 2004b), Madrian and Shea (2001)。Brunnermeier and Nagel (2005)研究了美國的調查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，資本利得和損失

28、同樣很少會引起這種再權衡。C解釋說明我們?nèi)绾卫斫馍鲜鼋Y果？教科書上的金融理論暗示了所有的家庭，無論對風險的態(tài)度是怎樣的，需要持有一些股權，只要股權溢價是正的。股權市場的有限參與一定是由于某一標準假定的錯誤。一個可能是一些家庭沒有意識到股票作為一種資產(chǎn)形式的存在：據(jù)報道，超過35%的意大利家庭直到上世紀90年代才知曉股票(Guiso and Jappelli (2006)；然而，該比例在美國更小。家庭具有非標準的偏好或可能面臨著固定成本的存在，例如一次進入成本或持續(xù)的參與成本。固定成本能夠解釋參與者為什么會隨著財富的增加而增多，因為一個大的投資組合更有可能證實一個固定成本的支付會增加回報。一次進

29、入成本意味著正的年齡效應，因為一旦一個固定的參與成本已經(jīng)支付了，那么家庭會繼續(xù)參與；持續(xù)的參與成本導致具有弱年齡效應的有限參與。Haliassos and Bertaut (1995) and Vissing-Jorgensen (2003)認為適中的持續(xù)參與成本能夠解釋許多美國家庭的不參與，盡管不是最富裕的家庭。固定參與成本可以從以下幾點來解釋。一個是考慮為了投資于股票市場而必須支付的時間和金錢的固定成本。例如Vissing-Jorgensen (2003)指出股權所有權常常使稅收回報準備變得復雜化。而固定成本可能是經(jīng)濟學家對心理因素的描述，該心理因素使得某些家庭對股權所有權感到不適。例如，

30、Hong, Kubik, and Stein (2004)發(fā)現(xiàn)交往不多的家庭不太可能持有股票，這說明了家庭愿意和別人共同參與金融實踐。同樣地，Guiso, Sapienza, and Zingales (2005)發(fā)現(xiàn)那些不愿意信任別人的家庭也不太可能持有股票。據(jù)此，不參與被認為是一種投資失誤，一個擁有較高固定成本的家庭更容易犯的錯誤。兩種解釋都必須面臨教育對股權所有權的重要影響。表I說明了教育可以直接預測股權所有權，即使是控制了年齡、收入和財富。Guiso, Sapienza, and Zingales (2005)認為信任效應對股權所有權的影響對受教育家庭比較弱。這說明了受教育的家庭知道不

31、參與是一個投資失誤，或者正如Haliassos and Bertaut (1995)指出的，“教育和信息的免費獲取在克服由于無知和觀察失誤造成的股票持有障礙方面很重要?！倍撜摂嗫赡苁钦_的、合理的，因為教育降低了股票市場參與的客觀成本。因此，在下一節(jié)中我將介紹瑞典受教育的家庭會更高效地多樣化他們的投資組合，以期獲得參與的單位風險的高額回報。一個有趣的問題是股票市場的參與者與不參與者相比是否是更加偏好風險的。如果不參與者是相對的風險厭惡型的，那么少量的固定成本就足以使他們不參與。Carroll (2002)提出一個模型，在該模型中所有的主體都有一個共同的效用函數(shù)和傾斜的相對風險厭惡，作者認為該

32、模型解釋了富裕家庭的高參與率和激進的資產(chǎn)分配。然而，Haliassos and Michaelides (2003) and Gomes and Michaelides (2005)提出風險厭惡的家庭擁有強烈的預防儲蓄動機，這會導致他們積累更多的財富。如果風險厭惡中存在外生的橫截面方差，預防儲蓄效應就很強烈，這些富裕的家庭足以能夠支付股票市場參與的固定成本，參與比不參與家庭更加厭惡風險。數(shù)據(jù)的另外一些特征可以由投資組合選擇的背景風險效應來解釋。自我雇傭的家庭和有大量私人企業(yè)資產(chǎn)的家庭要承擔私人企業(yè)風險，這會增加他們的有效風險厭惡度，即使對于公開交易股權的回報是不正確的。如果對于公開股權風險來說

33、是非常正確的，那么私人企業(yè)風險對股權所有權有更強烈的阻礙效應。當我把公開股權參與回歸中的私人企業(yè)所有權虛擬變量加入表I的模型中，發(fā)現(xiàn)該變量的影響是負的，并且不顯著。健康狀況差對資產(chǎn)分配的影響也可以被理解為背景風險效應；在本文中風險將要消耗需求而不是收入。III分散化家庭金融中的另一個重要的話題是家庭如何運用各類資產(chǎn)構成資產(chǎn)組合。精確測量在這部分內(nèi)容中顯得尤為重要，因為理想上我們想要測量各個資產(chǎn)的持有量，而且調查數(shù)據(jù)不會給出這些量的詳情。但是，大量具有獨創(chuàng)性的實證文獻從調查（例如，關于任意一支股票的持有決策和持有數(shù)量）、納稅申報單（列出了公司支付的紅利進而顯示了單支股票的持有量）和證券公司的賬戶

34、中提取信息進而探討了家庭股票組合的構成。這些文獻的主要的結論如下：首先，對多數(shù)家庭而言，直接持有的股票數(shù)量相對較少。通過對SCF（消費者財務狀況調查）的分析發(fā)現(xiàn)，對于那些直接持股的家庭，其股票持有個數(shù)的中位數(shù)為2，直到2001年才增加到3（Blume and Friend (1975), Kelly (1995), Polkovnichenko (2006)）。當然，很多的家庭并不是直接擁有股票而是通過公共基金或者退休賬戶，并且這些間接投資更趨于分散化 Curcuru, Heaton, Lucas, and Moore (2004)定義如果家庭在一個證券公司賬戶中持有的證券的50%以上小于10

35、支股票，則該家庭的投資是單一的。根據(jù)SCF的數(shù)據(jù)，他們發(fā)現(xiàn)單一投資家庭的比例在下降，從1989年占持股家庭總數(shù)的1/3下降為2001年的14%，擁有的股份也從21%降為12%。Polkovnichenko (2005) 也強調了在家庭投資組合中購買公共基金與直接投資個別股票的共存性。因此，直接投資的集中化（只投資于個別股票）對家庭投資組合風險是否會產(chǎn)生較大的影響尚不清楚。第二，在綜合數(shù)據(jù)中發(fā)現(xiàn)了對于地方公債的區(qū)域性偏差或偏好（French and Poterba (1991), Cooper and Kaplanis (1994)）。這種區(qū)域性偏差或偏好同樣在家庭層面上的數(shù)據(jù)中顯示出來，相比于

36、外國投資投資者更傾向與國內(nèi)投資，而相對于外地的公司更傾向投資本地公司。Huberman (2001) 使用公司記錄發(fā)現(xiàn)，個體投資者偏好持有當?shù)氐碾娦殴?。運用證券公司賬戶的數(shù)據(jù)，Zhu (2002)發(fā)現(xiàn)那些不持有國際股票的投資者表現(xiàn)出更明顯的區(qū)域性偏差，這說明在兩種形式的區(qū)域性偏差之間存在聯(lián)系。Feng and Seasholes (2004)則發(fā)現(xiàn)中國投資者不僅過多持有當?shù)毓镜墓善?，還包括那些在當?shù)亟灰姿鲜械墓镜墓善?，他們認為熟悉導致了區(qū)域性偏差。第三，很多美國家庭持有大量所在公司的股票，尤其是在他們的401(k)退休儲蓄賬戶中（Mitchell and Utkus (2003)）。B

37、enartzi (2001)發(fā)現(xiàn)，盡管某些人的這一行為是由于公司管理層的政策導致的，但是相比分散化的可選方案，仍然有大量不受公司政策限制的員工會買入自己公司的股票。當所在公司的股票比過去10年都要表現(xiàn)良好時這一結論就會尤為明顯，這說明家庭會外推雇主過去的表現(xiàn) 但是 Choi, Laibson, Madrian, and Metrick (2004a) 發(fā)現(xiàn)， 401(k) 計劃的參與者通過賣出股價上漲的公司股票再分配他們的組合，這與與處置效應一致。第四，打折證券公司的顧客交易更頻繁（Odean (1999) ,Barber and Odean (2000)）。這一發(fā)現(xiàn)與在退休儲蓄計劃研究中找到

38、的在資產(chǎn)分配上的慣性相反，這可能是因為打折證券公司的顧客更具有股票交易的特殊愛好。證券公司的顧客也表現(xiàn)出處置效應，也即他們具有變現(xiàn)收益持有損失的傾向。Odean (1998)指出證券公司的顧客認識到收益的傾向遠大于認識到損失，除了在12月的時候為避稅而變現(xiàn)投資虧損的行為逆轉了上述關系。變現(xiàn)收益可能是一種使得過分集中的投資組合重新分散化的方式，但是對持有損失卻很難給出合理的解釋。這種不合理不僅是因為持有損失會導致稅收無效率（多繳稅）而且就股價的動量效應這個方面上來說持有損失會繼續(xù)降低稅前的收益。最后，各個家庭表現(xiàn)出來的這些效應的強度具有異質性。例如，Puri and Robinson (2005

39、)指出，那些對預期壽命持樂觀態(tài)度的家庭會為直接購股安排一個很高的組合權重，盡管證券在他們的投資組合中沒有占很高的權重。更深層次的，Graham,Harvey, and Huang (2005)發(fā)現(xiàn)，那些宣稱對投資產(chǎn)品感到舒服的投資者也會傾向于更頻繁的交易而且在全球范圍內(nèi)更加分散化自己的投資。學者們對投資組合的表現(xiàn)進行了積極的辯論。Odean (1999)發(fā)現(xiàn)，證券公司的客戶購買的股票的表現(xiàn)不如這些家庭賣出的股票。Zhu (2002)則提出那些區(qū)域性偏差相對較弱的即擁有更高的收入和專業(yè)背景的家庭的表現(xiàn)優(yōu)于那些區(qū)域性偏差較強的家庭。另一方面，Ivkovi´c and Weisbenner

40、 (2003)發(fā)現(xiàn)家庭對當?shù)氐耐顿Y的表現(xiàn)優(yōu)于他們的外地投資，而Ivkovi´c, Sialm, and Weisbenner (2004)則發(fā)現(xiàn)對于那些富有的家庭而言，盡管集中化的投資具有更高的風險和更低的夏普比率，但是比起分散化投資仍然具有更高的平均收益。所有這些研究使用的都是來自證券公司的賬戶層面的數(shù)據(jù)。A.瑞典家庭的風險暴露無法直接度量家庭風險暴露是本文的一個缺陷。調查問卷無法識別個股或者共同基金，而證券公司的賬戶不會透露全部的組合。在與Laurent Calvet和Paolo Sodini的合作研究（Calvet, Campbell, and Sodini (2006)）中，

41、我們使用了瑞典的數(shù)據(jù)以便更直接的觀察瑞典家庭投資組合的非系統(tǒng)風險。我們認為系統(tǒng)風險能夠被收益補償，而非系統(tǒng)風險則不能，因此承擔非系統(tǒng)風險是一種投資錯誤。由于我們手頭資料的時間區(qū)間較短，我們無法直接度量瑞典家庭的投資組合的表現(xiàn)。瑞典的數(shù)據(jù)與美國的數(shù)據(jù)在資產(chǎn)分配方面廣泛的一致：宏觀方面，房地產(chǎn)占家庭資產(chǎn)的70%以上，銀行存款和貨幣市場基金占11%，直接持有的股票和基金各占6%，剩余的是債券、衍生品和資本保險產(chǎn)品。在2002年底，62%的家庭通過持有除銀行存款和貨幣市場基金以外的金融資產(chǎn)參與金融市場。我們構建了一個包括100000個家庭的樣本并且度量了2002年底他們的投資組合的組成，一直分解到股票

42、和共同基金的水平。我們通過估計瑞典家庭持有的股票和共同基金的收益的方差-協(xié)方差矩陣，進而計算出了這些組合的風險屬性。如果一個家庭h擁有組合權重向量，那么該家庭投資組合的收益的方差則為。這一過程計算出了家庭投資組合在某一時點的風險，并且沒有跟蹤該家庭在一年內(nèi)的交易決策。樣本中，家庭風險資產(chǎn)的標準差的中位數(shù)為21%，其中部分來自于全球的產(chǎn)權投資市場的系統(tǒng)風險暴露，另一部分則源于非系統(tǒng)風險。作為一種系統(tǒng)風險的度量，我們用每一個家庭投資組合收益對以美元記的MSCI世界指數(shù)的超額收益進行了回歸，進而計算出擬合值的標準差。對中間的家庭來說，該系統(tǒng)的標準差為14%，殘差的標準差對非系統(tǒng)風險進行了度量為16%

43、。這說明超過一半的瑞典家庭的投資組合的方差是異質的。盡管瑞典家庭在進行國際投資時，可以通過對沖他們的匯率風險暴露來獲得國際股票的美元超額收益，但是這可能是一種不切實際的基準，因為在瑞典被廣泛推廣的國際股票基金并沒有被外匯對沖。如果我們使用以瑞典克朗計算的對MSCI世界指數(shù)的超額收益重復上述的計算，我們發(fā)現(xiàn)接近一半的瑞典家庭的投資組合的方差是異質的。盡管家庭風險組合收益的標準差的中位數(shù)為21%，各個家庭的該項數(shù)據(jù)還是有很大的不同。一些家庭主要持有債券基金，從而承擔低風險；另一些則承擔高風險。95%的家庭的風險組合的標準差小于51%， 99%的家庭小于70%。風險位于該水平的投資組合通產(chǎn)具有大于1

44、的beat值，但他們所具有的異質風險相對系統(tǒng)風險而言同樣比例極高。采用典型的對稱模型，即家庭h的投資組合中的所有資產(chǎn)擁有相同的異方差和相關關系數(shù)，對分析組合中的非系統(tǒng)風險是有利的。該模型能夠直接給出家庭投資組合的異方差，只要滿足 （1）其中是對所有組合的集中化程度的度量。令表示對人口的平均值，則 。令且，將公式（1）對數(shù)線性展開得 （2）分解以后將非系統(tǒng)的組合標準差的對數(shù)值與組合中資產(chǎn)的非系統(tǒng)標準差的平均值的對數(shù)值、組合的集中化程度以及組合資產(chǎn)間的相關系數(shù)的均值聯(lián)系起來。上述分析中對組合中的所有資產(chǎn)不論股票還是共同基金均平等對待。另一種發(fā)法是假設共同基金是完全分散化的，其非系統(tǒng)風險為0。令表示

45、直接持股占持有風險組合的比例，并且令，表示組合中股票所占的份額。那么 （3）其中下標s表示組合中直接持有的股票的特征。此種分解方法把非系統(tǒng)風險歸因于組合中股票的比例大于基金、不穩(wěn)定的股票、集中化程度較高的股票組合以及同時持有相互關聯(lián)的股票。在瑞典的數(shù)據(jù)中，我們發(fā)現(xiàn)了非系統(tǒng)風險高的投資組合中直接持股的比例較高，直接持有的組合通常集中在一到兩只不穩(wěn)定的股票上。但是，集中化程度是一個很容易使人誤解的統(tǒng)計值；很多擁有較低非系統(tǒng)風險的組合也會包括一兩只直接購買的股票，但是這些組合受控于共同基金并且直接持股的比例非常小。這說明僅僅觀察組合中直接持股的數(shù)量，而忽略了股票的持股人這一更廣泛的內(nèi)容是危險的。組合

46、中股票間的相關系數(shù)對研究瑞典家庭組合的截面風險模式的貢獻很小。為了評估家庭福利分散化后的結果，我們假設股票和共同基金的平均收益都服從一個國際性的資產(chǎn)定價模型（CAPM或者Fama-French (1993)提出的三因素模型均可，以美元為單位）。該假設避免了估計較短的歷史時間序列內(nèi)單只股票和共同基金收益的均值時的諸多麻煩，并且能夠畫出一個瑞典家庭投資組合的均值-標準差圖形。借助該假設，所有的組合必須降到有效前沿以下，就國際上通用的CAPM模型而言有效前沿是一條連接零風險利率和對MSCI世界指數(shù)外匯對沖后的收益的直線。我們發(fā)現(xiàn)，很多家庭的投資組合接近沒有對沖的世界指數(shù)的夏普比率（我們估計是35%）

47、，但是也沒有達到外匯對沖后的世界指數(shù)的有效夏普比率，我們估計為45%。瑞典家庭的權益指數(shù)位于家庭組合分布的中間，估計其夏普比率為27%。在這一框架下，有若干方法度量組合的無效。一種是計算家庭組合的夏普比率與基準指數(shù)的夏普比率的差異的百分比。第二種方法是給定組合的標準差，計算由家庭組合的低夏普比率造成的損失，其中表示風險資產(chǎn)的組合權重，是家庭風險投資組合的收益的標準差，則是其平均值。第三種方法是計算能正確認識自己的夏普比率并且在給定風險厭惡下選擇最小風險，但是無法理解高夏普比率會提高投資效用的家庭的效用損失。效用的損失與無風險利率降低等價。根據(jù)第一種方法度量的組合無效率，如果使用國際性的CAPM

48、組合，中位數(shù)的家庭放棄了略大于夏普比率最大效率的1/3， 如果使用Fama-French三因素模型則略小于1/3。這一差異源于瑞典家庭的組合傾向于小股票和價值股，而這類股票在Fama-French三因素模型中具有更高的投資回報（比起CAPM）。如果我們使用以瑞典克朗為單位的世界指數(shù)為基準，放棄原先使用的外匯對沖后的世界指數(shù)，那么夏普比率耗損將減少超過一半。中間的瑞典家庭的夏普比率高于瑞典權益指數(shù)的。這說明很多瑞典家庭持有全球性的共同基金。如果家庭進行適當?shù)耐顿Y，夏普利率的減少對組合收益的影響很小。第二種度量組合無效的方法即收益損失，為低夏普比率的高風險投資賦予較高的權重。即便通過乘以投資組合總

49、市值轉換為美元，也是一樣?；贑APM模型，中間的瑞典家庭損失了接近1.2%的收益率或者說相對于外匯對沖后的世界指數(shù)損失大約每年130美元，而相對于沒有外匯對沖的世界指數(shù)僅僅損失了1/4。沒有分散化的投資組合對瑞典家庭只能產(chǎn)生適度的影響。這些數(shù)據(jù)也會因家庭而異。位于收益損失分布曲線的右尾部的家庭，他們的損失很大。相對于外匯對沖后的世界指數(shù)95%的家庭損失的收益小于5%，相對于外匯對沖后的世界指數(shù)95%的家庭損失的收益小于50%。如果以美元為單位，95%的家庭相對于外匯對沖后的世界指數(shù)損失小于每年2200美元，即便沒有外匯對沖，也要850美元每年。這些數(shù)據(jù)說明了沒有分散化僅僅存在于小部分家庭中。

50、自然地我們接下來要問，無效率的投資使得哪些家庭損失最多。如果采用CAPM模型，全部的收益損失可以用三種家庭特征和一個市場層面的變量來表示： （4）其中，是家庭投資組合中風險資產(chǎn)占的比例，是風險資產(chǎn)相對于基準組合的beat值，是對相關的夏普比率的變向測量，而是對全球市場組合的期望超額收益。在Calvet, Campbell, and Sodini (2006)一文中我們將方程兩邊對數(shù)化，然后用收益損失的對數(shù)值和家庭特征變量對家庭的人口統(tǒng)計特征進行回歸。我們發(fā)現(xiàn)了收益損失的抵消效應。一方面，那些具有較高的可支配收入、財富、受教育水平、私人養(yǎng)老金和金融債務的經(jīng)驗豐富的家庭傾向于高風險投資。他們將財富

51、的很大一部分投資于高beat值的風險資產(chǎn)。另一方面，這些家庭也傾向于更有效率的投資，這一點與Goetzmann and Kumar (2004)用美國證券公司賬戶的數(shù)據(jù)得到的結論一致。在瑞典數(shù)據(jù)中，我們發(fā)現(xiàn)第一種效應占優(yōu)勢，因此金融投資經(jīng)驗老到的家庭實際上損失了更高的收益 我們也發(fā)現(xiàn)了投資表現(xiàn)的年齡效應。與Korniotis and Kumar (2006)使用美國證券公司賬戶數(shù)據(jù)得到的結論一致，年老的家庭投資更為謹慎但同時效率也更低。這兩種效應相互抵消，通常情況下幾乎能完全抵消，因此從總體上看，收益率的損失并不隨年齡的變化而變化。這些結論有兩個局限。第一，他們假設投資者的共同基金的收益服從C

52、APM模型，如果共同基金持有的股票股從CAPM模型，并且他們向投資者收取手續(xù)費，那么共同基金將會出現(xiàn)alpha為負的收益，反應費用拖累收益的現(xiàn)象。正如Hortacsu and Syverson (2004)報告所說，權益基金的平均手續(xù)費在S&P500指數(shù)基金的100個基點到全球及國際基金的225個基點之間變動，該效應很顯著且各基金之間的費率差異很大。未來研究的一個重要方向是，那就是度量瑞典投資者可購買的各支共同基金支付的手續(xù)費以及其對家庭投資組合表現(xiàn)的作用。第二，我將金融組合從金融資產(chǎn)常常被用來對沖家庭勞動收入風險這一可能性中抽象出來看成一個孤立體。Massa and Simonov

53、(2006)研究了這一現(xiàn)象發(fā)現(xiàn)投資者通常會持有與勞動收入正相關的股票，可能是因為他們熟悉這些股票，但是富人則更偏好持有負相關的股票，以便對沖他們的勞動收入風險。Massa和Simonov得到的結論與本文的主旨一致，即經(jīng)驗老到的投資者的策略更接近于標準金融理論推薦的投資策略。另一個重要的問題是，瑞典家庭的行為在多大程度上能夠推廣到其他的國家。存在一些理由認為比之其他國家的家庭，瑞典家庭的投資可能更加分散。第一，瑞典是一個擁有高素質人口的國家，而且該國的股票市場參與率較高。第二，瑞典是一個小國家，因此瑞迪的投資者常常持有一種觀點，就是他們必須要全球性的分散投資。第三，在20世紀90年代作為養(yǎng)老金體

54、制改革的一部分，瑞典家庭曾經(jīng)參與了全民金融教育活動。未來研究的另一個重要方向是試圖理解投資的不分散化對財富分布的影響現(xiàn)象的意義。這可能有助于解開Venti and Wise (2001)發(fā)現(xiàn)的美國退休賬戶中財富分布的離散之謎。Venti和Wise認為一生的收入或者資產(chǎn)分配上的差異不足以解釋這種離散，而是儲蓄傾向上的差異導致的。但是，不良的分散化股票投資也能夠解釋大部分的離散。B.分散化和參與瑞典的組合非有效性人口統(tǒng)計學預測指標明顯與美國和瑞典的非參與性和謹慎投資人口統(tǒng)計學預測指標類似。（見表）。這說明一些家庭可能會在股票投資上失利，或者非常謹慎的投資于股票市場，部分的原因是這些投資者意識到自己

55、缺乏有效投資的技能。他們在知道自身投資技巧的前提下，可以正確估計由于參與到市場中所損失的福利大小，或者他們能簡單的感覺到參與一個自己沒有充分準備的活動不舒服（這可以被理解為參與到市場中所導致的一種高昂的心理上的固定成本）。為了說明表上的第一塊，Calvet、 Campbell和Sodini計算了一個具備不參與市場的家庭的典型人口統(tǒng)計學特征的家庭參與股票市場能夠獲得的超額收益，前提是假設該家庭借助人口統(tǒng)計學上的回歸得到的投資效率進行投資。這種情況下，參與到股票市場中所能帶來的組合收益的增長略低于以照瑞典家庭平均效率投資的家庭，而相對于投資完全有效率的家庭只有其增長的一半。換句話說，阻礙參與的固定

56、成本小于當家庭正視自己作為投資者的局限性時的固定成本。還有另一種更為直接的證據(jù)證明技能、知識和投資者行為間的關系。Lusardi and Mitchell (2006)發(fā)現(xiàn)那些不能正卻回答投資的簡單問題的投資者更不愿意為退休做準備，而Graham, Harvey, and Huang (2005)則發(fā)現(xiàn)那些宣稱對自己“理解金融產(chǎn)品、可選方案和機會的能力”感到滿意的人，交易更加頻繁而且全球分散化更高。當然，投資活動與對投資的理解也肯能存在反向的因果關系，但無法解釋Benjamin and Shapiro (2005)發(fā)現(xiàn)的結論，即那些那些年輕時受過標準測試，被認為認識能力較低的人更少參與金融市場

57、或者更少在他們隨后的生活中積累資產(chǎn)。在這篇演講的后面一部分，我使用人口統(tǒng)計學特征來討論技能和知識在通過抵押貸款為房屋籌資的問題中也非常的重要。III 分散投資 家庭金融中第二個重要的話題就是家庭如何在每一類資產(chǎn)中構建組合。在這方面要想精確地進行度量是非常困難的，我們當然希望度量出每一種資產(chǎn)的持有狀況，但是調查數(shù)據(jù)給不了這么詳細的信息。盡管如此，還是有不少文獻抽取了來自調查數(shù)據(jù)（例如，關于持有個股的決策，以及持有個股數(shù)量的決策）、納稅申報表（從納稅人的股息中窺知其持有的個股）、經(jīng)紀賬戶的信息，巧妙地對家庭中股票資產(chǎn)的組成，進行了實證研究。這些文獻的主要結論列舉如下。 第一，很多家庭擁有相對較少的

58、個股。對“消費者財務狀況調查”的分析發(fā)現(xiàn)，在那些直接持有個股的家庭中，持有個股種數(shù)的中位數(shù)在2001年前是2種，2001年時增加到3種（(Blume and Friend (1975), Kelly (1995), Polkovnichenko (2006)。當然，還有不少家庭是通過共同基金或退休帳戶來間接持有股票的，這些間接持有就要分散得多。因此，我們并不能確定集中的個股持有對家庭資產(chǎn)風險有較大影響。 第二，在匯總數(shù)據(jù)（aggregate data）中發(fā)現(xiàn)的對本地股票的本地偏差或偏好(French and Poterba (1991), Cooper and Kaplanis (1994) ，在關于國內(nèi)Vs國外投資以及地區(qū)VS非地區(qū)公司（regional vs. nonregional companies）的家庭層面的數(shù)據(jù)中也發(fā)現(xiàn)這一偏差。Huberman（2001）采用公司的記錄，發(fā)現(xiàn)個體投資者喜歡購買本地電信公司的股票。Zhu（2002）采用經(jīng)紀賬戶的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)地區(qū)偏差在那些未擁有他國股票的投資者中尤為明顯，這說明了本地偏差的兩種形式間有一定的聯(lián)系。Feng和Seasholes（2004）發(fā)現(xiàn)中國投資者不僅過渡重視本地公司，也重視那些在本地交易所交易的公司，同樣表明本地偏差是由熟悉度引起的。第三，很多美國家庭都持有大量的自己所在公司的股票，尤其是