徐梅

[摘 要] 居民家庭金融資產(chǎn)在不同時期風(fēng)險的聚集可能會引發(fā)宏觀金融風(fēng)險，甚至導(dǎo)致金融危機。因此，文章試圖測算家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險并描述其變動特點。首先構(gòu)建家庭金融資產(chǎn)組合的Copula函數(shù)，然后計算其VaR值，并比較分析VaR值與各金融資產(chǎn)收益的變動關(guān)系，發(fā)現(xiàn)當(dāng)金融資產(chǎn)中高風(fēng)險資產(chǎn)的收益低于VaR值下限時，家庭金融資產(chǎn)風(fēng)險不斷積聚并達(dá)到高點，而這個過程與金融危機發(fā)生的時間相契合。家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險和資產(chǎn)中的風(fēng)險資產(chǎn)收益會影響未來的利率和CPI的變化。

[關(guān)鍵詞]居民家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險；Copula函數(shù)；在險價值VaR；風(fēng)險積聚

[中圖分類號]F832.332 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A [文章編號]1673-0461（2014）07-0071-05

一、引 言

居民家庭金融資產(chǎn)指居民擁有的能夠帶來一定收益的以價值形態(tài)存在的資產(chǎn)。根據(jù)《中國人民銀行年報》統(tǒng)計口徑，我國居民的金融資產(chǎn)主要由手持現(xiàn)金、儲蓄存款、有價證券、保險準(zhǔn)備金四大類組成。其中，現(xiàn)金主要滿足居民家庭日常交易需求，這部分資產(chǎn)不但沒有收益，相反還存在機會成本；儲蓄存款作為居民對銀行儲蓄這種金融資產(chǎn)的投資額來考慮；有價證券可以分為債券和股票，這兩者的風(fēng)險差別很大，債券具有儲蓄功能，風(fēng)險小，而股票市場投機性強，風(fēng)險較大；在居民家庭金融資產(chǎn)總量中保險準(zhǔn)備金所占比重較小，而且由于保險存在的概率賠付問題使得整個保險市場的收益率不好確定。一般而言，在居民家庭金融資產(chǎn)中，儲蓄存款和國債屬于無風(fēng)險金融資產(chǎn)，股票屬于高風(fēng)險金融資產(chǎn)。各類金融產(chǎn)品在居民家庭金融資產(chǎn)中的配置情況，稱為居民家庭金融資產(chǎn)組合。在不同時期，居民的家庭金融資產(chǎn)組合中的資產(chǎn)類型持有比例是不同的，以應(yīng)對外部經(jīng)濟環(huán)境變化的影響。本文試圖測算居民家庭金融資產(chǎn)組合的風(fēng)險，觀察其在不同時期風(fēng)險的變化情況，同時分析各自不同類型的金融資產(chǎn)對宏觀經(jīng)濟變動的敏感程度，為政府制定宏觀經(jīng)濟政策以引導(dǎo)居民進(jìn)行合理的消費和投資提供研究依據(jù)。

金融資產(chǎn)風(fēng)險測算一直是過去半個世紀(jì)來國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的焦點和前沿研究領(lǐng)域之一。1997年，J. P. Morgen集團公布了其內(nèi)部使用的全面估計金融風(fēng)險的方法、數(shù)據(jù)和模型，其核心技術(shù)就是風(fēng)險價值（Value at Risk，簡稱VaR）計算方法。VaR值就是在一定的持有期及一定的置信度內(nèi)，某金融投資工具或投資組合所面臨的潛在的最大損失金額（Jorion，1997）。它已被巴塞爾委員會推薦為一種允許金融機構(gòu)使用、作為內(nèi)部風(fēng)險管理模型來決定資產(chǎn)監(jiān)管要求的新方法，并明確建議其作為風(fēng)險度量的標(biāo)準(zhǔn)。但是，度量單種風(fēng)險因子的度量法，例如：市場風(fēng)險因子度量法、信用風(fēng)險度量法等，一般都不適用于集成風(fēng)險的度量。因為單個資產(chǎn)所面臨的這些風(fēng)險形態(tài)多樣且相互關(guān)聯(lián)、交叉、滲透，并共同作用于資產(chǎn)組合，對資產(chǎn)組合所面臨的集成風(fēng)險具有疊加、放大的效應(yīng)，一些學(xué)者開始探討如何將各種不同風(fēng)險、收益的資產(chǎn)組合起來，度量其集成風(fēng)險。Sklar（1959）首先以“Copula”命名一類函數(shù)，此類函數(shù)能夠把一維邊緣分布函數(shù)連接在一起，形成聯(lián)合分布函數(shù)。Embrechts et al.（1999， 2002）率先把Copula函數(shù)引入到資產(chǎn)組合的金融風(fēng)險管理中。張明恒（2004）研究了多金融資產(chǎn)風(fēng)險價值的Copula計量模型和計算方法，吳振翔等（2006）使用了Copula-Garch模型來分析投資組合風(fēng)險。

綜上所述，國內(nèi)外有關(guān)金融風(fēng)險的研究方法，從單個金融資產(chǎn)到金融資產(chǎn)組合風(fēng)險的測算，已經(jīng)比較成熟。但是這些方法大多只是用于宏觀的金融風(fēng)險的測量，尤其是股市風(fēng)險的測量。對于家庭金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)風(fēng)險的測量方面尚缺乏相關(guān)的研究。本文試圖通過構(gòu)建Copula函數(shù)，將家庭金融資產(chǎn)中的風(fēng)險資產(chǎn)和無風(fēng)險資產(chǎn)結(jié)合起來，形成聯(lián)合分布函數(shù)，并通過計算VaR來度量居民家庭金融資產(chǎn)在不同時期的結(jié)構(gòu)風(fēng)險。Copula函數(shù)運用于資產(chǎn)組合的集成風(fēng)險度量有兩個優(yōu)勢：①可以刻畫單個資產(chǎn)收益率分布的非正態(tài)性質(zhì)，即“尖峰厚尾”特征；②可以描述不同資產(chǎn)收益率之間復(fù)雜的相互關(guān)系。這樣，Copula函數(shù)能夠把具有非正態(tài)性質(zhì)、相互關(guān)聯(lián)的多個風(fēng)險因子“連接”起來，構(gòu)建由多個風(fēng)險因子驅(qū)動的資產(chǎn)組合收益率的聯(lián)合分布，并利用VaR方法度量資產(chǎn)組合的集成風(fēng)險。

二、構(gòu)建Copula函數(shù)測算金融資產(chǎn)組合風(fēng)險VaR

在Sklar定理的基礎(chǔ)上，測算金融資產(chǎn)組合風(fēng)險的步驟如下：①首先計算資產(chǎn)組合中單個風(fēng)險因子的分布；②找到風(fēng)險因子之間的Copula函數(shù)；③運用單個風(fēng)險因子分布和Copula函數(shù)刻畫資產(chǎn)組合的集成風(fēng)險因子分布；④使用VaR方法度量資產(chǎn)組合的集成風(fēng)險。

（一）Copula函數(shù)的概念

Copula函數(shù)可看成一個多維分布函數(shù)C：[0，1]n→[0，1]，其邊緣分布F1，…，F(xiàn)n為區(qū)間（0，1）上的均勻分布。Sklar（1956）提出了Sklar定理：令F為具有邊緣分布F1（·），…，F(xiàn)N（·）的聯(lián)合分布函數(shù)，那么，存在一個Copula函數(shù)C，滿足：

F（x1，…xn，…，xN）=

C（F1（x1），…，F(xiàn)n（xn），…，F(xiàn)N（xN）） （1）

其中C就是一個Copula函數(shù)，若F1（·），…，F(xiàn)N（·）連續(xù)，則C唯一確定；反之，若F1（·），…，F(xiàn)N（·）為一元分布，那么由式（1）定義的函數(shù)F是邊緣分布F1（·），…，F(xiàn)N（·）的聯(lián)合分布函數(shù)。

（二）Copula函數(shù)的分類

1. 多元正態(tài)Copula函數(shù)（multivariate gaussian Copula-MVN）

Nelsen（1999）給出了多元正態(tài)Copula函數(shù)的定義，多元正態(tài)Copula分布函數(shù)的表達(dá)式為：

C（u1，…un，…，uN；ρ）=

Φρ（Φ-1（u1），…，Φ-1（un），…，Φ-1（uN）） （2）endprint

其中ρ為對角線上的元素為1的對稱正定矩陣，ρ表示與矩陣ρ相對應(yīng)的行列式的值，Φρ（·）表示相關(guān)系數(shù)矩陣為ρ的標(biāo)準(zhǔn)多元正態(tài)分布，Φ-1（·）表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布函數(shù)的逆函數(shù)。多元正態(tài)Copula函數(shù)適合刻畫對稱相依性、不具有厚尾特征的多維風(fēng)險因子。

2. 多元t-Copula函數(shù)（multivariate Student's Copula-MVT）

Nelsen（1999）給出了多元t-Copula函數(shù)的定義，多元t-Copula分布函數(shù)的表達(dá)式為：

C（u1，…un，…，uN；ρ，v）=Tρ，v（tv-1（u1），…，

tv-1（un），…，tv-1（uN）） （3）

其中ρ為對角線上的元素為1的對稱正定矩陣，ρ表示與矩陣ρ相對應(yīng)的行列式的值，Tρ，v（·）表示相關(guān)系數(shù)矩陣為ρ，自由度為v的標(biāo)準(zhǔn)多元t分布，tv-1（·）為自由度為v的一元t分布的逆函數(shù)。多元t-Copula函數(shù)適合刻畫對稱相依性、一定厚尾特征的多維風(fēng)險因子。

3. Archimedean Copula函數(shù)

Clayton-Copula、Gumbel-Copula和Frank-Copula函數(shù)，它們只能用于二維的變量的分析：

Clayton-Copula：C■■=max[（u-α+v-α-1）-1/α，0]，其中，α？綴[-1，∞]＼{0}

Gumbel-Copula：C■■=exp[-[（-lnu）α+

（-lnv）α]1/α]，其中，α？綴[-∞，∞]

Frank-Copula：C■■=-■ln[1+■]其中，α？綴[1，∞]

Archimedean Copula函數(shù)中的Clayton-Copula函數(shù)和Gumbel-Copula函數(shù)適合刻畫不對稱相依性的多維風(fēng)險因子，其中Clayton-Copula函數(shù)一般用來刻畫具有較強下厚尾的特征，Gumbel-Copula函數(shù)則常用來刻畫較強上厚尾的特征。而Frank-Copula函數(shù)適合刻畫對稱相依性、在中心和上下尾部分布均勻的多維風(fēng)險因子。

（三）計算金融資產(chǎn)組合的VaR值

以包含兩種金融資產(chǎn)的金融資產(chǎn)組合為例，兩種金融資產(chǎn)的權(quán)重分別為w1和w2，并且w1+w2=1滿足。使用X和Y分別代表資產(chǎn)1和資產(chǎn)2的對數(shù)收益率，P■■，P■■為t期價格，定義對數(shù)收益率為：X=ln（P■■/P■■），Y=ln（P■■/P■■），則資產(chǎn)組合的收益率定義為：R=ln（w1eX+w2eY）。對應(yīng)的風(fēng)險價值（VaR）值是：Pr（R

具體計算過程如下：①使用各類Copula函數(shù)，產(chǎn)生相依的二維隨機樣本；②通過各邊緣分布函數(shù)經(jīng)過逆概率變換為對數(shù)收益率X和Y；③把兩者代入資產(chǎn)組合收益率公式中，得到資產(chǎn)組合收益率R的樣本；④計算資產(chǎn)組合收益率樣本的分位數(shù)，即為一定置信度下的VaR值。

三、測算中國居民家庭金融資產(chǎn)組合的集成風(fēng)險

（一）數(shù)據(jù)的選取和說明

通過對中國居民家庭金融資產(chǎn)中手持現(xiàn)金、儲蓄存款、債券、股票和保險準(zhǔn)備金這五種金融資產(chǎn)在資產(chǎn)組合中所占比重進(jìn)行計算發(fā)現(xiàn)，中國居民家庭的儲蓄存款所占的比重一直比較高，在家庭金融總資產(chǎn)中占了一半以上，并且有緩慢上升的趨勢。居民的手持現(xiàn)金比例在持續(xù)快速下降，從1978年的40%多，下降到2008年的10%，期間有一些波動，從圖1上看，周期性并不明顯。居民持有的債券比例在20世紀(jì)90年代期間比較高，到2000年以后逐年下降。居民持有的股票比例雖然比較低，但是變動卻比較明顯，反映出明顯的周期性。我國居民的保險準(zhǔn)備金比例雖然有上升的趨勢，但是比重仍然比較低（見圖1）。

由于居民家庭金融資產(chǎn)組合中現(xiàn)金并不能產(chǎn)生收益，保險準(zhǔn)備金持有比例比較低，所以本文只測算家庭金融資產(chǎn)中儲蓄存款、債券和股票。將儲蓄存款和債券通過居民持有的比例合并為家庭無風(fēng)險金融資產(chǎn)，股票代表家庭的風(fēng)險資產(chǎn)。以1990年到2010年中國居民家庭的無風(fēng)險資產(chǎn)和風(fēng)險資產(chǎn)作為原始數(shù)據(jù)，按照測算金融資產(chǎn)組合風(fēng)險的步驟，首先計算家庭無風(fēng)險資產(chǎn)和風(fēng)險資產(chǎn)的對數(shù)收益率；然后，通過構(gòu)建Copula函數(shù)計算家庭金融資產(chǎn)組合的聯(lián)合分布函數(shù)；最后，計算家庭金融資產(chǎn)組合的VaR值。

（二）構(gòu)建Copula函數(shù)計算家庭金融資產(chǎn)組合的VaR值

計算居民家庭無風(fēng)險金融資產(chǎn)和風(fēng)險資產(chǎn)的對數(shù)收益率，并對其對數(shù)收益率數(shù)列進(jìn)行正態(tài)Jarque-Bera檢驗，它們都服從服從正態(tài)分布，其中無風(fēng)險金融資產(chǎn)對數(shù)收益率是右偏的，而風(fēng)險資產(chǎn)對數(shù)收益率是左偏的（見表1所示）。

為了便于分析，我們選擇多元正態(tài)Copula函數(shù)構(gòu)建聯(lián)合分布函數(shù)。然后根據(jù)VaR計算公式，在險價值VaR的上下限區(qū)間為：VaR=R+σZα，其中R在這里為正態(tài)Copula分布函數(shù)值，為正態(tài)Copula函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差，如果取顯著性水平為，查表得正態(tài)分布的分位數(shù)。得到正態(tài)Copula函數(shù)和VaR值如表2和圖2所示。

（三）家庭金融資產(chǎn)風(fēng)險分析

家庭金融資產(chǎn)風(fēng)險的特點是： 第一，居民家庭金融資產(chǎn)VaR值在各年間呈現(xiàn)波狀變動，其中1991～1993年、1998年、2002年、2007年均達(dá)到高點，尤其以2007年VaR值最大。我們知道，1997年爆發(fā)過東南亞金融危機，而2008年全球金融危機并最終導(dǎo)致了持續(xù)幾年的經(jīng)濟危機。家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險在1997年東南亞金融危機后才達(dá)到高點，而在2008年全球金融危機之前則達(dá)到了最高點。由此的解釋應(yīng)該是，1997年的東南亞金融危機只是區(qū)域性的危機，而2008年之前全球經(jīng)濟與金融風(fēng)險積聚，經(jīng)濟泡沫隨時都會破滅。反映到微觀的居民家庭金融資產(chǎn)投資上，風(fēng)險已累積到了高點。第二，居民家庭金融資產(chǎn)組合的風(fēng)險值VaR與無風(fēng)險金融資產(chǎn)的波動幅度、波動時間是一致的。主要是因為無風(fēng)險金融資產(chǎn)在居民家庭金融資產(chǎn)中占有比較大的比重。居民家庭金融資產(chǎn)中風(fēng)險資產(chǎn)的波動與資產(chǎn)組合的風(fēng)險值VaR的波動幅度、波動時間完全不一致。而且，風(fēng)險資產(chǎn)的收益波動與資產(chǎn)組合的風(fēng)險值呈反向關(guān)系。其中，1997年、2002年和2007年的風(fēng)險資產(chǎn)收益均低于VaR的下限值，也就是說，居民在這些年份中的總投資是虧損的。有意思的是，1997年風(fēng)險資產(chǎn)的收益達(dá)到低點，隨后1998年家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險值達(dá)到了高點；2002年和2007年的風(fēng)險資產(chǎn)收益達(dá)到低點，同年家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險風(fēng)險值達(dá)到了高點。

四、家庭金融資產(chǎn)風(fēng)險與宏觀經(jīng)濟波動的協(xié)動性關(guān)系

本文將正態(tài)Copula分布函數(shù)作為居民家庭金融資產(chǎn)風(fēng)險的測度指標(biāo)，與宏觀經(jīng)濟指標(biāo)GDP增長率、利率和居民消費價格指數(shù)CPI的波動性相比較，分析居民家庭金融資產(chǎn)組合的風(fēng)險變動與宏觀經(jīng)濟指標(biāo)之間的協(xié)動性關(guān)系。

將Copula分布函數(shù)、GDP增長率、CPI和利率做標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后作圖觀察它們的變動情況（如圖3所示）。在圖中，居民家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險的波動要比宏觀經(jīng)濟指標(biāo)更頻繁，90年代初和2010年左右，家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險與宏觀經(jīng)濟指標(biāo)的波動基本是吻合的；而在1994年至2007年期間宏觀經(jīng)濟經(jīng)歷了一次從峰頂?shù)焦鹊自俚椒屙數(shù)淖兓春暧^經(jīng)濟經(jīng)歷了衰退、蕭條、復(fù)蘇的一個經(jīng)濟周期，并且蕭條期持續(xù)了持續(xù)了5、6年之久，而在這一時期，家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險則經(jīng)歷了兩次高位和低位（見圖3）。

為了更好地說明家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險與宏觀經(jīng)濟指標(biāo)之間的協(xié)動性關(guān)系，本文試圖對Copula分布函數(shù)、風(fēng)險資產(chǎn)收益對數(shù)經(jīng)驗分布函數(shù)、無風(fēng)險資產(chǎn)收益對數(shù)經(jīng)驗分布函數(shù)與gdp增長率、利率、CPI之間做格蘭杰因果關(guān)系檢驗。

在做格蘭杰因果關(guān)系檢驗之前，先通過單位根檢驗考察各變量的平穩(wěn)性（如表3所示）。單位根檢驗的結(jié)果表明，除了利率和CPI是一階平穩(wěn)的，其余變量都是0階平穩(wěn)的。

由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗是以變量平穩(wěn)為前提條件的，所以分別在Copula分布函數(shù)、風(fēng)險資產(chǎn)收益對數(shù)經(jīng)驗分布函數(shù)和無風(fēng)險資產(chǎn)收益對數(shù)經(jīng)驗分布函數(shù)與GDP增長率、利率變化量、CPI變化量之間進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。檢驗結(jié)果整理如表4所示，居民家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險的變化會影響未來5年的利率變化量和CPI變化量；居民家庭的風(fēng)險資產(chǎn)收益變動會影響未來2至3年的宏觀利率的變化量。居民家庭金融資產(chǎn)的收益和風(fēng)險與GDP增長率的變化都沒有關(guān)系（見表4）。

五、結(jié) 論

通過建立居民家庭金融資產(chǎn)組合的Copula函數(shù)，并計算資產(chǎn)組合的VaR值，我們得到如下結(jié)論：

●居民家庭金融資產(chǎn)組合VaR值的變動正契合了過去區(qū)域性或全球的金融危機的發(fā)生。因此，VaR風(fēng)險值處于高點時，尤其是資產(chǎn)組合中高風(fēng)險資產(chǎn)的收益低于VaR值的下限時，極易引發(fā)金融危機。

●居民家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險比宏觀經(jīng)濟周期的波動更為頻繁。金融資產(chǎn)中風(fēng)險資產(chǎn)的收益會影響到未來2到3年利率的變化，金融資產(chǎn)組合風(fēng)險的變動則會影響到未來5年的利率和CPI的變化。

●居民家庭金融資產(chǎn)的風(fēng)險與外部經(jīng)濟環(huán)境的波動密切相關(guān)，一般而言，經(jīng)濟擴張時，家庭會傾向于選擇風(fēng)險較大的資產(chǎn)組合，家庭金融資產(chǎn)風(fēng)險的提高會集聚宏觀金融風(fēng)險，嚴(yán)重時引發(fā)經(jīng)濟危機；經(jīng)濟緊縮時，家庭金融資產(chǎn)投資信心不足，也將會延長經(jīng)濟走出低谷的時間。endprint

四、家庭金融資產(chǎn)風(fēng)險與宏觀經(jīng)濟波動的協(xié)動性關(guān)系

本文將正態(tài)Copula分布函數(shù)作為居民家庭金融資產(chǎn)風(fēng)險的測度指標(biāo)，與宏觀經(jīng)濟指標(biāo)GDP增長率、利率和居民消費價格指數(shù)CPI的波動性相比較，分析居民家庭金融資產(chǎn)組合的風(fēng)險變動與宏觀經(jīng)濟指標(biāo)之間的協(xié)動性關(guān)系。

將Copula分布函數(shù)、GDP增長率、CPI和利率做標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后作圖觀察它們的變動情況（如圖3所示）。在圖中，居民家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險的波動要比宏觀經(jīng)濟指標(biāo)更頻繁，90年代初和2010年左右，家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險與宏觀經(jīng)濟指標(biāo)的波動基本是吻合的；而在1994年至2007年期間宏觀經(jīng)濟經(jīng)歷了一次從峰頂?shù)焦鹊自俚椒屙數(shù)淖兓春暧^經(jīng)濟經(jīng)歷了衰退、蕭條、復(fù)蘇的一個經(jīng)濟周期，并且蕭條期持續(xù)了持續(xù)了5、6年之久，而在這一時期，家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險則經(jīng)歷了兩次高位和低位（見圖3）。

為了更好地說明家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險與宏觀經(jīng)濟指標(biāo)之間的協(xié)動性關(guān)系，本文試圖對Copula分布函數(shù)、風(fēng)險資產(chǎn)收益對數(shù)經(jīng)驗分布函數(shù)、無風(fēng)險資產(chǎn)收益對數(shù)經(jīng)驗分布函數(shù)與gdp增長率、利率、CPI之間做格蘭杰因果關(guān)系檢驗。

在做格蘭杰因果關(guān)系檢驗之前，先通過單位根檢驗考察各變量的平穩(wěn)性（如表3所示）。單位根檢驗的結(jié)果表明，除了利率和CPI是一階平穩(wěn)的，其余變量都是0階平穩(wěn)的。

由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗是以變量平穩(wěn)為前提條件的，所以分別在Copula分布函數(shù)、風(fēng)險資產(chǎn)收益對數(shù)經(jīng)驗分布函數(shù)和無風(fēng)險資產(chǎn)收益對數(shù)經(jīng)驗分布函數(shù)與GDP增長率、利率變化量、CPI變化量之間進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。檢驗結(jié)果整理如表4所示，居民家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險的變化會影響未來5年的利率變化量和CPI變化量；居民家庭的風(fēng)險資產(chǎn)收益變動會影響未來2至3年的宏觀利率的變化量。居民家庭金融資產(chǎn)的收益和風(fēng)險與GDP增長率的變化都沒有關(guān)系（見表4）。

五、結(jié) 論

通過建立居民家庭金融資產(chǎn)組合的Copula函數(shù)，并計算資產(chǎn)組合的VaR值，我們得到如下結(jié)論：

●居民家庭金融資產(chǎn)組合VaR值的變動正契合了過去區(qū)域性或全球的金融危機的發(fā)生。因此，VaR風(fēng)險值處于高點時，尤其是資產(chǎn)組合中高風(fēng)險資產(chǎn)的收益低于VaR值的下限時，極易引發(fā)金融危機。

●居民家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險比宏觀經(jīng)濟周期的波動更為頻繁。金融資產(chǎn)中風(fēng)險資產(chǎn)的收益會影響到未來2到3年利率的變化，金融資產(chǎn)組合風(fēng)險的變動則會影響到未來5年的利率和CPI的變化。

●居民家庭金融資產(chǎn)的風(fēng)險與外部經(jīng)濟環(huán)境的波動密切相關(guān)，一般而言，經(jīng)濟擴張時，家庭會傾向于選擇風(fēng)險較大的資產(chǎn)組合，家庭金融資產(chǎn)風(fēng)險的提高會集聚宏觀金融風(fēng)險，嚴(yán)重時引發(fā)經(jīng)濟危機；經(jīng)濟緊縮時，家庭金融資產(chǎn)投資信心不足，也將會延長經(jīng)濟走出低谷的時間。endprint

四、家庭金融資產(chǎn)風(fēng)險與宏觀經(jīng)濟波動的協(xié)動性關(guān)系

本文將正態(tài)Copula分布函數(shù)作為居民家庭金融資產(chǎn)風(fēng)險的測度指標(biāo)，與宏觀經(jīng)濟指標(biāo)GDP增長率、利率和居民消費價格指數(shù)CPI的波動性相比較，分析居民家庭金融資產(chǎn)組合的風(fēng)險變動與宏觀經(jīng)濟指標(biāo)之間的協(xié)動性關(guān)系。

將Copula分布函數(shù)、GDP增長率、CPI和利率做標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后作圖觀察它們的變動情況（如圖3所示）。在圖中，居民家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險的波動要比宏觀經(jīng)濟指標(biāo)更頻繁，90年代初和2010年左右，家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險與宏觀經(jīng)濟指標(biāo)的波動基本是吻合的；而在1994年至2007年期間宏觀經(jīng)濟經(jīng)歷了一次從峰頂?shù)焦鹊自俚椒屙數(shù)淖兓春暧^經(jīng)濟經(jīng)歷了衰退、蕭條、復(fù)蘇的一個經(jīng)濟周期，并且蕭條期持續(xù)了持續(xù)了5、6年之久，而在這一時期，家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險則經(jīng)歷了兩次高位和低位（見圖3）。

為了更好地說明家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險與宏觀經(jīng)濟指標(biāo)之間的協(xié)動性關(guān)系，本文試圖對Copula分布函數(shù)、風(fēng)險資產(chǎn)收益對數(shù)經(jīng)驗分布函數(shù)、無風(fēng)險資產(chǎn)收益對數(shù)經(jīng)驗分布函數(shù)與gdp增長率、利率、CPI之間做格蘭杰因果關(guān)系檢驗。

在做格蘭杰因果關(guān)系檢驗之前，先通過單位根檢驗考察各變量的平穩(wěn)性（如表3所示）。單位根檢驗的結(jié)果表明，除了利率和CPI是一階平穩(wěn)的，其余變量都是0階平穩(wěn)的。

由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗是以變量平穩(wěn)為前提條件的，所以分別在Copula分布函數(shù)、風(fēng)險資產(chǎn)收益對數(shù)經(jīng)驗分布函數(shù)和無風(fēng)險資產(chǎn)收益對數(shù)經(jīng)驗分布函數(shù)與GDP增長率、利率變化量、CPI變化量之間進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。檢驗結(jié)果整理如表4所示，居民家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險的變化會影響未來5年的利率變化量和CPI變化量；居民家庭的風(fēng)險資產(chǎn)收益變動會影響未來2至3年的宏觀利率的變化量。居民家庭金融資產(chǎn)的收益和風(fēng)險與GDP增長率的變化都沒有關(guān)系（見表4）。

五、結(jié) 論

通過建立居民家庭金融資產(chǎn)組合的Copula函數(shù)，并計算資產(chǎn)組合的VaR值，我們得到如下結(jié)論：

●居民家庭金融資產(chǎn)組合VaR值的變動正契合了過去區(qū)域性或全球的金融危機的發(fā)生。因此，VaR風(fēng)險值處于高點時，尤其是資產(chǎn)組合中高風(fēng)險資產(chǎn)的收益低于VaR值的下限時，極易引發(fā)金融危機。

●居民家庭金融資產(chǎn)組合風(fēng)險比宏觀經(jīng)濟周期的波動更為頻繁。金融資產(chǎn)中風(fēng)險資產(chǎn)的收益會影響到未來2到3年利率的變化，金融資產(chǎn)組合風(fēng)險的變動則會影響到未來5年的利率和CPI的變化。

●居民家庭金融資產(chǎn)的風(fēng)險與外部經(jīng)濟環(huán)境的波動密切相關(guān)，一般而言，經(jīng)濟擴張時，家庭會傾向于選擇風(fēng)險較大的資產(chǎn)組合，家庭金融資產(chǎn)風(fēng)險的提高會集聚宏觀金融風(fēng)險，嚴(yán)重時引發(fā)經(jīng)濟危機；經(jīng)濟緊縮時，家庭金融資產(chǎn)投資信心不足，也將會延長經(jīng)濟走出低谷的時間。endprint