蹇濱徽 徐婷婷

摘 ? 要：在人口老齡化程度加深和金融市場快速發(fā)展的背景下，研究家庭人口年齡結(jié)構(gòu)、家庭成員參加養(yǎng)老保險情況和家庭資產(chǎn)配置三者之間的關(guān)系有重要意義。通過運用中國家庭金融調(diào)查2011年數(shù)據(jù)，分析家庭人口年齡結(jié)構(gòu)老化程度對家庭成員參加基本養(yǎng)老保險情況的影響，以及二者對家庭金融資產(chǎn)配置的影響。研究表明：家庭人口年齡結(jié)構(gòu)老化程度越高，家庭成員參加養(yǎng)老保險的比例越高，該效應(yīng)城市高于農(nóng)村;家庭人口年齡結(jié)構(gòu)老化程度越高，家庭持有金融資產(chǎn)的概率和比重越低;養(yǎng)老保險對家庭金融資產(chǎn)產(chǎn)生收入效應(yīng)和替代效應(yīng)，家庭收入較低時，替代效應(yīng)較大。

關(guān)鍵詞：家庭人口年齡結(jié)構(gòu);養(yǎng)老保險;家庭金融資產(chǎn)配置

中圖分類號：F830 ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A ?文章編號：1674-2265（2019）06-0032-08

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2019.06.004

改革開放以來，我國老齡化程度不斷加深，致使養(yǎng)老支出增加，養(yǎng)老保險基金和醫(yī)療保險基金收支平衡面臨考驗（左學(xué)金，2001;鄧大松和楊紅燕，2003），并擠占了其他公共財政支出（劉窮志和何奇，2013）;導(dǎo)致勞動力供給下降，資本形成減少，技術(shù)進(jìn)步和制度創(chuàng)新速度放緩（齊傳鈞，2010）;隨著人均壽命延長，老年負(fù)擔(dān)效應(yīng)增強(qiáng)，促使儲蓄率下降（汪偉和艾春榮，2015）。不僅如此，人口老齡化對微觀家庭層面也有重要影響：家庭人口年齡結(jié)構(gòu)老化，致使家庭金融資產(chǎn)配置的約束條件發(fā)生改變，進(jìn)而影響家庭金融資產(chǎn)配置策略：一方面，家庭面臨更大的養(yǎng)老風(fēng)險①和不確定性，直接影響資產(chǎn)配置策略;另一方面，家庭會采取諸如購買養(yǎng)老保險、增加儲蓄等措施以規(guī)避養(yǎng)老風(fēng)險，這會降低不確定性，間接對家庭金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響。因此，在人口老齡化程度不斷加深的背景下探討家庭金融資產(chǎn)配置行為有重要意義。本文探究家庭人口年齡結(jié)構(gòu)的老化程度對家庭金融資產(chǎn)配置的影響，并引入養(yǎng)老保險，探究其對家庭金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生的收入效應(yīng)和替代效應(yīng)，系統(tǒng)地分析家庭人口年齡結(jié)構(gòu)、養(yǎng)老保險與家庭金融資產(chǎn)配置三者之間的關(guān)系。

一、文獻(xiàn)梳理

20世紀(jì)50年代，哈里·馬科維茨（Markowitz H，1952）提出了投資組合理論，該理論在投資者為風(fēng)險規(guī)避的假定下，構(gòu)建均值方差分析框架研究投資者如何選擇投資組合的問題。家庭金融資產(chǎn)配置的研究在這一理論基礎(chǔ)上不斷拓展與完善。經(jīng)典理論認(rèn)為，風(fēng)險資產(chǎn)的最優(yōu)持有比重僅與投資者的風(fēng)險態(tài)度有關(guān)，但近年來，眾多實證研究表明家庭投資決策存在“異質(zhì)性”和“有限參與之謎”。

家庭投資決策的“異質(zhì)性”源于居民偏好和家庭環(huán)境的異質(zhì)性。家庭環(huán)境的異質(zhì)性包括年齡、健康、信貸、房產(chǎn)等多方面（劉進(jìn)軍，2015），家庭環(huán)境的異質(zhì)性會產(chǎn)生背景風(fēng)險，進(jìn)而導(dǎo)致家庭增加預(yù)防性儲蓄，以實現(xiàn)風(fēng)險防范，即產(chǎn)生節(jié)制行為（Kimball，1991）。這種行為在一定程度上可以糾正家庭金融資產(chǎn)配置的偏差（Baptista，2008）。約翰·希頓和黛博拉·盧卡斯（2000）研究表明來自勞動和自營收入的背景風(fēng)險會影響家庭的股票持有情況;約翰·Y·坎貝爾證實健康風(fēng)險加劇會影響家庭勞動收入，進(jìn)而對投資決策產(chǎn)生影響。國內(nèi)學(xué)者也基于家庭微觀數(shù)據(jù)對家庭金融資產(chǎn)配置及其影響因素進(jìn)行了研究，吳衛(wèi)星和齊天翔（2007）對房地產(chǎn)、婚姻、地區(qū)差異、教育程度因素進(jìn)行了分析;何興強(qiáng)等（2009）探究了勞動收入風(fēng)險、健康狀況、醫(yī)療保險的影響;朱濤等（2012）就商業(yè)保險對金融資產(chǎn)配置的影響進(jìn)行了分析。

傳統(tǒng)的資產(chǎn)配置理論認(rèn)為，理性人的投資決策是“將雞蛋放在不同籃子中”，但實際情況是家庭金融資產(chǎn)配置呈現(xiàn)出組合較為集中、比重單一的情況，即資產(chǎn)配置的有限參與（孟亦佳，2014）。關(guān)于“有限參與”的研究主要集中在兩個方面。一是市場參與問題，即哪些因素影響了家庭投資決策。財富水平（Vissingjorgensen，2002）、受教育程度（Bayer等，2009）等都是影響家庭參與市場投資的因素。在生命周期的框架下，年齡增長與勞動收入增加會導(dǎo)致家庭金融資產(chǎn)更多地配置于風(fēng)險資產(chǎn)之上;隨著退休期臨近，家庭金融資產(chǎn)則更多地配置于國債等風(fēng)險性較低的金融資產(chǎn)（Cocco等，2005）。性別也是影響投資決策的因素之一（Poterba，2003）。二是對市場參與程度研究，即不同金融資產(chǎn)配置比例問題。收入風(fēng)險對家庭的資產(chǎn)選擇有顯著影響，高的和可變的收入家庭相對于低的和穩(wěn)定的收入家庭，風(fēng)險資產(chǎn)的持有比重更低（Heaton，2000）。不可保的收入風(fēng)險會降低風(fēng)險資產(chǎn)的配置比例（Guiso等，1996）。勞動收入風(fēng)險對風(fēng)險資產(chǎn)投資率有負(fù)向影響（Cocco等，2005），對醫(yī)療保險或商業(yè)健康保險配置有正向影響（何興強(qiáng)等，2009）。

綜上所述，影響家庭金融資產(chǎn)配置的因素眾多，家庭的“異質(zhì)性”和“有限參與”與傳統(tǒng)的投資理論并不完全相符。面對現(xiàn)實的養(yǎng)老問題，家庭金融資產(chǎn)配置可能會向養(yǎng)老保險傾斜，以降低養(yǎng)老風(fēng)險產(chǎn)生的不確定性，進(jìn)而影響家庭的投資決策。就國外經(jīng)驗來看，社會保障體系的不完善，會促使老年人增加儲蓄（Chamon等，2010），保險深度和社會保障覆蓋率對股票市場的參與率有明顯的正向影響（Gormley，2010）。但是目前，中國的社會保障體制有待完善，未富先老問題已經(jīng)顯現(xiàn)，家庭人口年齡結(jié)構(gòu)的變化，是否會影響?zhàn)B老保險的參與率，進(jìn)而對家庭金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響，有待定性和定量分析。本文在此基礎(chǔ)上，分析家庭人口結(jié)構(gòu)老化程度對家庭金融資產(chǎn)配置的影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）家庭及其應(yīng)對老年風(fēng)險的機(jī)理

家庭是以具有血緣、姻緣和收養(yǎng)關(guān)系成員為基礎(chǔ)而構(gòu)成的親屬團(tuán)體，親屬成員之間具有撫育、贍養(yǎng)責(zé)任和義務(wù)，并有共同的經(jīng)濟(jì)行為和生存依托（王躍生，2016）。作為基本經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)和生活單位，家庭也是應(yīng)對風(fēng)險的基本單位。家庭成員的逐漸衰老，會提高一系列喪失事件疊加發(fā)生的概率，由此形成養(yǎng)老風(fēng)險的集中爆發(fā)（穆光宗，2002、2014），并轉(zhuǎn)嫁到整個家庭上。盡管越來越精細(xì)的社會化分工使原本由家庭承擔(dān)的一部分照料慰藉服務(wù)社會化，但這部分服務(wù)的經(jīng)濟(jì)承擔(dān)者仍然是家庭。家庭資產(chǎn)配置決策基于家庭不同的收入水平、消費需求、人口負(fù)擔(dān)等實際狀況以及未來可能的狀況而定。從家庭人口年齡結(jié)構(gòu)來看，家庭老年人占比越高，家庭面臨的老年風(fēng)險越大，其消費投資行為面臨的約束將與年輕型的家庭大不相同，這將迫使家庭在金融資產(chǎn)配置上做出相應(yīng)的調(diào)整。即家庭老年人比例較高時，家庭面臨的老年風(fēng)險加劇，家庭收入的不確定性增加，家庭金融資產(chǎn)配置將更為保守。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)1：家庭人口年齡結(jié)構(gòu)越老化，家庭資產(chǎn)配置到風(fēng)險金融資產(chǎn)的可能性和比重越低。

當(dāng)養(yǎng)老風(fēng)險增大、未來不確定性較強(qiáng)時，消費者會更加謹(jǐn)慎，產(chǎn)生較強(qiáng)的防御性動機(jī)，從而增加儲蓄以應(yīng)對未來的不確定性風(fēng)險（Hayne E. Lelan，1968;袁志剛和宋錚，2000;魏先華等，2013;胡翠和許召元，2014）。參加養(yǎng)老保險是應(yīng)對養(yǎng)老風(fēng)險的措施，基于大數(shù)法則的養(yǎng)老保險通過生命周期內(nèi)收入的平滑分配，使家庭成員在年老時能夠獲得一筆相對穩(wěn)定的收入，從而減少老年風(fēng)險帶來的不確定性，增強(qiáng)家庭應(yīng)對老年風(fēng)險的能力。因此，當(dāng)家庭面臨的養(yǎng)老風(fēng)險更高時，更有可能參加養(yǎng)老保險。據(jù)此，本文進(jìn)一步提出：

假設(shè)2：家庭人口年齡結(jié)構(gòu)越老化，參加養(yǎng)老保險的可能性更大。

（二）養(yǎng)老保險與家庭金融資產(chǎn)配置

養(yǎng)老保險會減少養(yǎng)老風(fēng)險帶來的不確定性，進(jìn)而影響家庭金融資產(chǎn)配置。但養(yǎng)老保險本身也是一種金融資產(chǎn)。因此，它對家庭金融資產(chǎn)的配置可產(chǎn)生兩種效應(yīng)——收入效應(yīng)和替代效應(yīng)。

收入效應(yīng)指養(yǎng)老保險會增加家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的比例。養(yǎng)老保險會降低養(yǎng)老風(fēng)險，減少老年收入不確定性，這種不確定性的減少會產(chǎn)生穩(wěn)定性預(yù)期。同一家庭在風(fēng)險偏好不變時，在更高穩(wěn)定性預(yù)期下會持有更多風(fēng)險金融資產(chǎn)。替代效應(yīng)指養(yǎng)老保險會減少家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的比例。養(yǎng)老保險本身可被視為風(fēng)險較低的金融資產(chǎn)，當(dāng)購買養(yǎng)老保險時，用于風(fēng)險金融資產(chǎn)的額度或比例會被其直接擠占。因此，從理論上看，養(yǎng)老保險對家庭金融資產(chǎn)配置的影響取決于替代效應(yīng)和收入效應(yīng)。進(jìn)一步看，這取決于養(yǎng)老保險繳費占家庭收入比重狀況。當(dāng)養(yǎng)老保險費用占比較大，則繳費負(fù)擔(dān)較重，家庭資產(chǎn)配置策略當(dāng)側(cè)重當(dāng)期消費和安全性，此時替代效應(yīng)會大于收入效應(yīng)。反之，資產(chǎn)配置對安全性的要求較低，此時收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)。

（三）實證的前提分析和基本假設(shè)

目前，我國養(yǎng)老保險體系可大致可分為三層次：一是基本社會養(yǎng)老保險，包括城鎮(zhèn)職工社會養(yǎng)老保險和城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險;二是企業(yè)年金或者職業(yè)年金;三是個人購買的商業(yè)養(yǎng)老保險。其中基本社會養(yǎng)老保險在制度上實現(xiàn)了全覆蓋;城鎮(zhèn)職工社會養(yǎng)老保險、企業(yè)年金或者職業(yè)年金與工作掛鉤;城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險原則上自愿參加，商業(yè)保險自愿購買。

本文采用家庭成員參加社會基本養(yǎng)老保險的比例來衡量家庭養(yǎng)老保障程度。當(dāng)前，基本養(yǎng)老保險已經(jīng)實現(xiàn)制度全覆蓋，若采用當(dāng)前數(shù)據(jù)，則難以體現(xiàn)不同家庭狀況下養(yǎng)老保障水平。因此，本文采用2011年家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，該年數(shù)據(jù)反映的是2010年信息。在2010年，基本養(yǎng)老保險制度尚未形成全覆蓋，我國尚未建立城鎮(zhèn)居民社會養(yǎng)老保險，新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險處于試點階段，且采取自愿參保形式。人力資源和社會保障部數(shù)據(jù)顯示，2010年底，參加城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險人數(shù)為25707萬人，新農(nóng)保試點參保人數(shù)達(dá)到1.03億人，兩者合計不到4億人。2010年，職工工資在社會平均工資的60%—300%之間，個人基本養(yǎng)老保險繳費水平為個人工資的8%。通常企業(yè)會按照個人最低工資水平為繳費基數(shù)，這使得個人基本養(yǎng)老保險繳費水平實際上低于個人實際工資的8%。新農(nóng)保繳費水平更低，每年的繳費標(biāo)準(zhǔn)可低至100元，且有政府補(bǔ)助。因此，從個人角度而言，該項基本養(yǎng)老保險繳費負(fù)擔(dān)并不重。結(jié)合上文分析，可以推論：在養(yǎng)老保險對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)的影響上，收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)。據(jù)此，本文假設(shè)：

假設(shè)3：家庭養(yǎng)老保險參保程度越高，家庭資產(chǎn)配置到風(fēng)險金融資產(chǎn)上的可能性和比重越高。

三、實證分析

（一）數(shù)據(jù)、變量與描述性統(tǒng)計

本文所用數(shù)據(jù)為西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心公布的2011年數(shù)據(jù)。該項調(diào)查基于全國25個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），80個縣（區(qū)、市），320個社區(qū)共8438個家庭的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)匯總而成。該數(shù)據(jù)包括了微觀家庭人口統(tǒng)計學(xué)特征、就業(yè)、社會保障、保險、收入、資產(chǎn)、負(fù)債等相關(guān)信息，數(shù)據(jù)具有較強(qiáng)的代表性。

本文研究的目標(biāo)主要是解釋家庭人口年齡結(jié)構(gòu)老化是否對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)持有和持有比重產(chǎn)生影響，以及社會養(yǎng)老保險是否會改變這種影響。無風(fēng)險家庭金融資產(chǎn)包括現(xiàn)金、定期存款及利息、活期存款及利息、股票現(xiàn)金余額、借出款的總和。風(fēng)險家庭金融資產(chǎn)包括股票、基金、債券、期貨、權(quán)證、其他衍生品、理財產(chǎn)品、非人民幣資產(chǎn)和黃金市值的總和。

本文的被解釋變量為家庭是否持有風(fēng)險金融資產(chǎn)和持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的比重。當(dāng)家庭持有上述風(fēng)險金融資產(chǎn)的一種或幾種時，便表示其持有風(fēng)險金融資產(chǎn)，否則表示未持有風(fēng)險金融資產(chǎn)。持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的比重為風(fēng)險金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比例。

主要解釋變量為家庭人口年齡結(jié)構(gòu)老化程度和家庭成員參加基本養(yǎng)老保險（基本養(yǎng)老保險包括社會基本養(yǎng)老保險、新農(nóng)保和離退休金）的比例。其中家庭年齡人口結(jié)構(gòu)老化程度用家庭老年占比來表示，即等于家庭60歲及以上老齡人口占家庭總?cè)丝诘谋戎亍Ｆ渌刂谱兞堪彝糁髂挲g、家庭戶主性別、家庭戶主受教育程度、戶主婚姻狀況、家庭是否自有住房、城鄉(xiāng)、家庭總收入、戶主風(fēng)險態(tài)度。其中家庭總收入包含了工資薪金收入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入、工商業(yè)收入、投資性收入和轉(zhuǎn)移性收入五部分，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和工商業(yè)經(jīng)營凈收入可能為負(fù)，從而造成家庭總收入可能為負(fù)。 在回歸分析前，本文將未持有任何金融資產(chǎn)的樣本全部刪除，另外刪除變量缺失值和選項異常值，最終使用的家庭樣本是7774個。

變量描述統(tǒng)計特征如表2所示，持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的家庭占11.14%;風(fēng)險金融資產(chǎn)比重較低，平均為4.79%。老人占家庭總?cè)藬?shù)比例平均為20.71%，家庭15歲以下幼兒比例平均為11.97%。從這一數(shù)據(jù)看，微觀家庭人口結(jié)構(gòu)的老化程度與宏觀社會人口結(jié)構(gòu)老化程度相呼應(yīng)。2011年家庭中參加社會基本養(yǎng)老保險人數(shù)占家庭人口總數(shù)的比例平均為30.74%，該比例較低。原因可能有兩點：一是在2010年，新農(nóng)保正在試點階段，還未全面推開;二是城鎮(zhèn)居民基本養(yǎng)老保險還未建立，大多數(shù)沒有正式工作的城鎮(zhèn)居民未被納入基本養(yǎng)老保險范圍。另外，戶主平均年齡為49.63歲;受教育程度為9.4年;戶主風(fēng)險態(tài)度均值為2.9，偏風(fēng)險規(guī)避;經(jīng)濟(jì)預(yù)期均值為1.29，預(yù)期偏好。

（二）實證模型與內(nèi)生性處理

在研究我國家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置行為時，我們用[Probit]模型考察家庭是否持有風(fēng)險金融資產(chǎn)，模型為：

其中，[μ?N（0，σ2）]，[Pension]和[Agestructure]是所關(guān)注的解釋變量——養(yǎng)老保險參與情況和家庭結(jié)構(gòu)老化程度;[X]為一系列其他控制變量。[Y]是啞變量，1表示持有風(fēng)險金融資產(chǎn)，0表示未持有風(fēng)險金融資產(chǎn)。

由于風(fēng)險金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重這一變量是截斷的，使用[Tobit]模型來分析家庭金融資產(chǎn)配置比例更為有效。[Tobit]模型為：

其中：[Y]表示家庭風(fēng)險資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重;[y*]表示風(fēng)險資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重在[（0，1）]之間的觀測值;[Pension]和[Agestructure]是所關(guān)注的解釋變量——社會養(yǎng)老保險參與情況和家庭結(jié)構(gòu)老化程度;[X]為一系列其他控制變量。

家庭參加養(yǎng)老保險人數(shù)比例可能存在內(nèi)生性問題。由于家庭的某種異質(zhì)性，既可能對參加社會養(yǎng)老保險的家庭人數(shù)占比有影響，同時也對家庭金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響。本文借鑒宗慶慶等（2015）關(guān)于內(nèi)生性的處理方法，按受教育程度（是否接受過本科及以上學(xué)歷的教育）和省份分組，然后計算每組的家庭平均參保比例，以此作為家庭參加基本養(yǎng)老保險人數(shù)比例的工具變量，采用[IVProbit]模型和[IVTobit]模型進(jìn)行估計。

（三）實證結(jié)果

由于回歸系數(shù)的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義不大，因此本文計算了邊際效應(yīng)。[Probit]模型下，邊際效應(yīng)表示解釋變量變化1單位引起家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)概率的變化。[Tobit]模型中，本文計算了平均邊際效應(yīng)，表示解釋變量變化1單位所引起的被解釋變量的變化量。

1. 家庭老年人比例對家庭成員基本養(yǎng)老保險參保情況的影響。為驗證家庭人口年齡老化程度與家庭基本養(yǎng)老保險保障程度之間的關(guān)系，本文以家庭成員參加基本養(yǎng)老保險的比例為被解釋變量，家庭60歲及以上老年人占比為解釋變量，運用Tobit模型進(jìn)行回歸，并控制了家庭人口學(xué)特征、城鄉(xiāng)、地域等變量，結(jié)果如表3所示。回歸結(jié)果表明，家庭老年人比例越高，家庭成員參加基本養(yǎng)老保險的比例越高。這一邊際效應(yīng)為0.0771，在1%水平上顯著。控制變量方面，家庭幼兒比例對家庭參保比例的邊際效應(yīng)較大，且呈反向關(guān)系。這有兩種可能：一方面，家庭幼兒沒有被納入基本養(yǎng)老保險之中，其比例越高，家庭成員參保比例越低;另一方面，家庭幼兒撫養(yǎng)費用擠占了參保費用。農(nóng)村地區(qū)相比于城市地區(qū)，其參保比例更低;中西部地區(qū)參保比例低于東部地區(qū)。偏好風(fēng)險規(guī)避的戶主家庭，參保比例更高，這說明參加養(yǎng)老保險是居民規(guī)避風(fēng)險的一項選擇。其他控制變量中，除戶主經(jīng)濟(jì)預(yù)期和家庭年收入外，都與家庭參保比例呈正向關(guān)系，且在統(tǒng)計意義上顯著。

2. 家庭老年人口比例和基本養(yǎng)老保險參保比例對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置的影響。如表4所示，家庭老年人口比例對家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)與否有影響，老年人口比例的邊際效應(yīng)為-0.0231，在10%的水平上顯著。這說明家庭老年人口比例越大，家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的可能性越小。家庭老年人口比例對風(fēng)險金融資產(chǎn)比重也有影響，其邊際效應(yīng)為-0.0135，在5%水平上顯著。即家庭老年人比例越高，家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)的比重越低。這驗證了假設(shè)1。

家庭成員參加基本養(yǎng)老保險的比例對持有風(fēng)險金融資產(chǎn)與否和風(fēng)險金融資產(chǎn)占比有正向作用，其對二者的邊際效應(yīng)分別為0.0529和.0269，皆在1%水平上顯著。這說明家庭基本養(yǎng)老保險保障程度越高，家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的可能性越高，持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的比重也越高。

其他解釋變量方面：戶主性別有一定影響，若戶主是女性，則家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)概率提高，持有風(fēng)險金融資產(chǎn)比重也提高;戶主受教育程度越高，家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的概率和比重都更高;風(fēng)險規(guī)避的戶主家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的概率和比重更低;農(nóng)村家庭顯著低于城市家庭;中西部家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的概率和比重低于東部;自有住房的家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的概率和比重更高;家庭金融資產(chǎn)總額與持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的概率和比重呈正向關(guān)系。

表5顯示了考慮內(nèi)生性后的回歸結(jié)果。Wald內(nèi)生性檢驗拒絕了原假設(shè)，表明原模型確實存在內(nèi)生性。相比表4，回歸結(jié)果表明家庭老年人口比例對家庭是否持有風(fēng)險金融資產(chǎn)和持有風(fēng)險金融資產(chǎn)比重的邊際效應(yīng)有很大提高，且在統(tǒng)計意義上更顯著（二者均在1%水平上顯著）;家庭成員參保比例的邊際效應(yīng)也大幅提升。

3.養(yǎng)老保險對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)的收入效應(yīng)和替代效益分析。為了探尋養(yǎng)老保險對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置的收入效應(yīng)和替代效應(yīng)，本文以家庭年收入上四分位數(shù)為分界點，將家庭分為高年收入家庭組和低年收入家庭組，然后分別對其分析家庭成員參保比例對持有風(fēng)險金融資產(chǎn)與否和風(fēng)險金融資產(chǎn)占比的影響。根據(jù)上文理論分析可推斷，家庭年收入越高，養(yǎng)老保險繳費占家庭收入比例越小，替代效應(yīng)變小。表6顯示，低年收入家庭組家庭成員參保比例對持有風(fēng)險金融資產(chǎn)與否的影響小于高年收入家庭組的影響，兩者都在1%水平上顯著。家庭成員參保比例對風(fēng)險金融資產(chǎn)占比的影響不顯著，但高年收入家庭組的邊際效應(yīng)高于低年收入家庭組。由此可見，養(yǎng)老保險對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)的配置存在著收入效應(yīng)和替代效應(yīng)。隨著家庭年收入的增加，替代效應(yīng)變小，從而使得養(yǎng)老保險對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)的正向影響更大。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為避免指標(biāo)定義差異對實證結(jié)果的影響，本文通過對關(guān)鍵變量進(jìn)行重新定義來做敏感性分析。在分析家庭人口年齡結(jié)構(gòu)對家庭參保人數(shù)比例的影響時，我們將老人標(biāo)準(zhǔn)由60歲提高到65歲，因此老年人口的比例為“家庭65歲及以上人口占家庭總?cè)丝诘谋壤?，然后采用[Tobit]模型進(jìn)行回歸。在分析家庭老年人口年齡結(jié)構(gòu)對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)持有的概率和比重的影響時，首先將老年人口的比例采用“家庭65歲及以上人口占家庭總?cè)丝诘谋壤敝笜?biāo);其次在衡量家庭養(yǎng)老保障程度時，由于新農(nóng)保在2010年剛剛試點，且保障水平十分低，因此我們采用問卷里的社會基本養(yǎng)老保險和離退休金代替前文所定義的社會養(yǎng)老保險，由此得出家庭參加基本養(yǎng)老保險人數(shù)比例。然后進(jìn)行[IVProbit]和[IVTobit]回歸，結(jié)果如表7所示。表7顯示：家庭老人比例對家庭參保程度的影響，家庭老人比例和家庭成員參保比例對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)持有概率和比重的影響，與前面結(jié)論基本一致，由此可見本文的實證具有一定的穩(wěn)健性。

四、結(jié)論與政策建議

隨著金融市場不斷發(fā)展，引導(dǎo)居民家庭參與風(fēng)險金融市場，不僅有利于增加居民家庭收入，還利于整個社會資源的優(yōu)化配置。家庭是應(yīng)對養(yǎng)老風(fēng)險的基本單元，不同家庭人口結(jié)構(gòu)面臨的養(yǎng)老風(fēng)險具有差異，致使家庭面臨不同的風(fēng)險不確定性和未來預(yù)期，進(jìn)而影響家庭金融資產(chǎn)配置策略。家庭人口年齡結(jié)構(gòu)越老化，金融資產(chǎn)配置策略越保守。養(yǎng)老保險能在一定程度上減少未來不確定性，穩(wěn)定預(yù)期，從而緩和保守的家庭金融資產(chǎn)配置策略。文章根據(jù)2011年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，運用[Probit]模型和[Tobit]模型在控制了家庭人口學(xué)特征、地域、城鄉(xiāng)等變量的情況下，實證分析了家庭老年人口比例對家庭成員參加基本養(yǎng)老保險比例的影響，家庭老年人口比例和參加基本養(yǎng)老保險人口比例對家庭風(fēng)險金融市場參與和風(fēng)險金融資產(chǎn)比重的影響。通過研究，本文得出以下結(jié)論：

第一，家庭老年人口比例越高，參加基本養(yǎng)老保險的比例越高。而這種影響農(nóng)村家庭弱于城市地區(qū)，中西部家庭弱于東部家庭。

第二，家庭老年人口比例越高，持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的概率和比重越低;參加基本養(yǎng)老保險人口的比例越高，家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的概率和比重越高。

第三，養(yǎng)老保險對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)的收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)，但在低收入家庭，替代效應(yīng)相對較強(qiáng)。在控制變量方面，戶主年齡越高、戶主越是風(fēng)險規(guī)避、幼兒占比越低、金融資產(chǎn)總額越少，其持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的概率和比重越低;沒有住房的家庭其持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的概率和比重更低。

以上研究給我們?nèi)缦聠⑹荆?/p>

第一，家庭人口年齡結(jié)構(gòu)老化程度深刻影響家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)的配置。家庭人口年齡結(jié)構(gòu)越老化，家庭參與風(fēng)險金融市場的程度越低。在人口老齡化不斷加深的背景下，引導(dǎo)居民參與風(fēng)險金融市場需要更多的社會政策予以協(xié)同。

第二，養(yǎng)老保險能有效減少未來收入不確定性，進(jìn)而提高家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)的比例。因此，完善多層次養(yǎng)老保險制度，促進(jìn)企業(yè)年金和商業(yè)養(yǎng)老保險的發(fā)展可以進(jìn)一步減少未來收入不確定性，有利于提高家庭參與風(fēng)險金融市場程度。另外，家庭人口年齡結(jié)構(gòu)老化程度對家庭參保比例的影響中，農(nóng)村要弱于城市，中西部弱于東部。因此在完善我國養(yǎng)老保險體系進(jìn)程中，政策和資源需要適度向中西部和農(nóng)村傾斜，鼓勵農(nóng)村居民參加養(yǎng)老保險，提高養(yǎng)老保障程度。

注：

①養(yǎng)老風(fēng)險指人在老年時，因缺乏基本的生活保障而可能遭受生存危險的意外性和不確定性，包括風(fēng)險發(fā)生與否以及危害程度大小的不確定性。具體來說，可包含經(jīng)濟(jì)保障、生活照料、精神慰藉等多個維度。

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Abstract：In the context of the deepening of population aging and the rapid development of financial markets，it is of great significance to study the relationship between the age structure of family members，the participation of family members in pension insurance and the allocation of family assets. Using CHFS in 2011，the paper analyzes the impact of the age structure of the family population on the participation of family members in the basic pension insurance，and the impact of the two on the allocation of family financial assets. The research shows that the higher the age structure of the family population，the higher the proportion of family members participating in the pension insurance，and the higher the effect of the city than the rural area;the higher the age structure of the family population，the lower the probability and proportion of the family holding financial assets;endowment insurance has an income effect and a substitution effect on household financial assets，that is，when household income is low，the substitution effect is large.

Key Words：family age structure，pension，household financial asset allocation

（責(zé)任編輯 ? ?耿 ? 欣;校對 ? MM，GX）