張 軍，成川南

(重慶理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)金融學(xué)院， 重慶 400054)

一、引言

近年來，家庭金融受到越來越多的關(guān)注。家庭金融作為金融學(xué)的一個(gè)研究分支，現(xiàn)已成為與資產(chǎn)定價(jià)、公司金融并立的金融學(xué)研究領(lǐng)域，具有廣闊的研究前景，而家庭金融研究的核心問題之一就是家庭金融市場(chǎng)參與、家庭資產(chǎn)選擇及其影響因素[1]。經(jīng)典理論代表人物Dow認(rèn)為，家庭制定投資決策應(yīng)以其對(duì)資產(chǎn)成本收益特征的估計(jì)及自身風(fēng)險(xiǎn)承受能力為依據(jù)，并且家庭應(yīng)持有一定比重的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)[2]。Campbell同樣認(rèn)為所有家庭都應(yīng)當(dāng)持有一定比例溢價(jià)為正的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)[1]。中國(guó)家庭金融調(diào)查顯示，我國(guó)家庭在總資產(chǎn)構(gòu)成方面，金融資產(chǎn)占比較低，其中城市家庭占比僅為4.5%、農(nóng)村家庭占比僅為8.2%；并且在金融資產(chǎn)構(gòu)成方面，銀行存款的占比最大，為57.8%，現(xiàn)金占比為17.9%，股票占比為15.45%，其他形式的金融資產(chǎn)占比均較小[3]。由此可以看出，我國(guó)家庭金融市場(chǎng)存在著參與率低、金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)單一、風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比重過低等問題，同時(shí)也反映了我國(guó)民眾的家庭理財(cái)意識(shí)較為淡薄。因此，正確地認(rèn)識(shí)和理解居民家庭資產(chǎn)選擇行為，有助于改善我國(guó)家庭金融市場(chǎng)參與及資產(chǎn)組合現(xiàn)狀，幫助居民提高財(cái)富水平。相關(guān)文獻(xiàn)已從家庭人口結(jié)構(gòu)、健康狀況及金融知識(shí)和投資經(jīng)驗(yàn)等視角對(duì)我國(guó)家庭資產(chǎn)選擇問題進(jìn)行了探討，本文則嘗試從社會(huì)保障角度分析家庭金融資產(chǎn)選擇行為。

袁志剛等認(rèn)為，高收益往往與高風(fēng)險(xiǎn)并存，由于金融市場(chǎng)的不健全，會(huì)出現(xiàn)金融資產(chǎn)面臨風(fēng)險(xiǎn)與收益的失衡，進(jìn)而導(dǎo)致家庭資產(chǎn)選擇更加偏好低風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)品，金融市場(chǎng)將出現(xiàn)低風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)品驅(qū)逐高風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)品的局面，我國(guó)家庭長(zhǎng)期以來的高儲(chǔ)蓄率是這一現(xiàn)象的最佳例證[4]。然而，社會(huì)保障制度恰好起源于風(fēng)險(xiǎn)的存在及變化，其可以為社會(huì)成員提供風(fēng)險(xiǎn)保障，降低未來不確定性帶來的沖擊、提升家庭未來財(cái)產(chǎn)等方面的安全感，若沒有風(fēng)險(xiǎn)，社會(huì)保障也就失去了存在的價(jià)值[5]。那么，我國(guó)社會(huì)保障通過為參保家庭構(gòu)建風(fēng)險(xiǎn)屏障，對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置有何影響？是否有助于改善我國(guó)長(zhǎng)期以來高儲(chǔ)蓄率的局面？是否能夠提高家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的參與程度？此外，若社會(huì)保障對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇存在顯著影響，鑒于我國(guó)的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，社會(huì)保障城鄉(xiāng)失衡[6]，社會(huì)保障對(duì)城鄉(xiāng)家庭資產(chǎn)配置的影響又是否存在顯著差異呢？因此，從社會(huì)保障角度探討其對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇的影響具有重要的現(xiàn)實(shí)意義，這有助于引導(dǎo)我國(guó)家庭進(jìn)行合理投資決策。

二、文獻(xiàn)回顧及作用路徑

學(xué)術(shù)界關(guān)于家庭金融資產(chǎn)選擇領(lǐng)域的研究由來已久[1]。經(jīng)典投資理論認(rèn)為家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)所占比重與家庭財(cái)富總量、家庭成員年齡沒有關(guān)系，僅僅和家庭成員的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度有密切的聯(lián)系[7-8]。但由于其結(jié)論與現(xiàn)實(shí)相悖，后來學(xué)者在探討影響家庭金融資產(chǎn)選擇的因素分析中逐漸加入了年齡、受教育程度、家庭財(cái)富總量、住房、成員健康及收入等變量。Guiso等對(duì)意大利家庭的實(shí)證研究表明，收入風(fēng)險(xiǎn)、交易成本及借貸約束預(yù)期會(huì)導(dǎo)致家庭降低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有比重[9]。Heaton等對(duì)背景風(fēng)險(xiǎn)與家庭資產(chǎn)選擇的關(guān)系研究發(fā)現(xiàn)，相比背景風(fēng)險(xiǎn)小的家庭，背景風(fēng)險(xiǎn)大的家庭中股票占其金融資產(chǎn)總額的比重明顯較小[10]。Cardak等對(duì)澳大利亞家庭影響風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有因素的研究表明，不確定的勞動(dòng)力市場(chǎng)，較差的身體狀況以及對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的厭惡態(tài)度會(huì)負(fù)向抑制家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有，但住房資產(chǎn)及金融知識(shí)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有則存在正向促進(jìn)作用[11]。Berkowitz等則從家庭成員身體健康狀況的視角對(duì)家庭資產(chǎn)選擇進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)家庭成員的健康狀況對(duì)居民家庭非金融資產(chǎn)與金融資產(chǎn)選擇的影響是非對(duì)稱的，其中對(duì)家庭非金融資產(chǎn)選擇的影響更為不明顯[12]。Cocco在研究家庭資產(chǎn)選擇的影響因素時(shí)引入家庭住房變量，實(shí)證表明房屋資產(chǎn)對(duì)年輕人和窮人家庭的股票資產(chǎn)存在“擠出效應(yīng)”[13]。

相比國(guó)外，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)居民家庭金融資產(chǎn)配置的研究較為滯后，主要有以下成果。史代敏等以四川省為例，從微觀角度探討了居民金融資產(chǎn)形成的原因及影響家庭金融資產(chǎn)組合規(guī)模和結(jié)構(gòu)的因素，結(jié)果表明由于我國(guó)金融市場(chǎng)產(chǎn)品單一，導(dǎo)致居民金融資產(chǎn)選擇具有強(qiáng)制性[14]。吳衛(wèi)星等通過構(gòu)建Probit和Tobit模型對(duì)影響我國(guó)居民股票市場(chǎng)參與及投資組合的因素分析時(shí)發(fā)現(xiàn)，不流動(dòng)性資產(chǎn)對(duì)居民家庭股票市場(chǎng)的參與及投資組合存在顯著的“擠出效應(yīng)”，并且隨著家庭財(cái)富增加，家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的參與的可能性也將增加[15]。并且，從生命周期效應(yīng)及住房等角度研究我國(guó)家庭資產(chǎn)組合變化的影響因素時(shí)同樣表明，我國(guó)居民家庭的住房等流動(dòng)性較差的投資對(duì)流動(dòng)性較好的投資同樣存在顯著的“擠出效應(yīng)”[16]，結(jié)果同先前研究較為一致。對(duì)于金融知識(shí)、投資經(jīng)驗(yàn)對(duì)家庭資產(chǎn)選擇的研究結(jié)果表明，金融知識(shí)的增加會(huì)推動(dòng)家庭參與金融市場(chǎng)，而在家庭參與金融市場(chǎng)后，投資經(jīng)驗(yàn)的積累又將促使家庭提高風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)尤其是股票資產(chǎn)的比重[17]。對(duì)于健康對(duì)家庭資產(chǎn)選擇的影響，吳衛(wèi)星等認(rèn)為家庭成員的健康狀況對(duì)其參與以股票為代表的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)的決策影響不顯著，但對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有比重存在顯著影響，較差的健康狀況會(huì)造成家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比下降[18]；吳榕榕等認(rèn)為家庭成員健康狀況會(huì)顯著影響農(nóng)村家庭資產(chǎn)組合的多樣性，相比健康狀況較差的家庭，健康較好的家庭持有的資產(chǎn)種類更豐富，投資組合多樣性程度更高[19]。從家庭人口結(jié)構(gòu)角度，藍(lán)嘉俊等發(fā)現(xiàn)，家庭老年人口占比上升會(huì)降低家庭對(duì)金融市場(chǎng)的參與及風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的比重，而少兒人口占比上升則會(huì)提高其對(duì)金融市場(chǎng)的參與及風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置比重[20]。此外，肖忠意等還研究了主觀幸福感與農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)組合的關(guān)系，結(jié)果顯示主觀幸福感會(huì)與風(fēng)險(xiǎn)偏好產(chǎn)生相互作用，進(jìn)而對(duì)農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)選擇產(chǎn)生影響[21]。就社會(huì)保障與家庭金融資產(chǎn)配置之間的研究，周欽等利用中國(guó)居民家庭收入調(diào)查(CHIPS)數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果顯示醫(yī)療保險(xiǎn)會(huì)顯著改變城市和農(nóng)村的資產(chǎn)選擇，參保家庭會(huì)更加偏好高風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)[22]。此外，宗慶慶等的實(shí)證研究表明，參保家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的可能性及風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有比重明顯高于未參保家庭[23]。綜上所述，雖然國(guó)內(nèi)外學(xué)者從多個(gè)不同的角度對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇進(jìn)行了深入研究，但是社會(huì)保障對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置影響的研究相對(duì)較少，且存在著不足之處：一是僅考慮了社會(huì)保障的某個(gè)方面，忽略了社會(huì)保障的整體性；二是已有研究主要通過實(shí)證對(duì)社會(huì)保障與家庭金融資產(chǎn)選擇進(jìn)行分析，忽略了對(duì)內(nèi)在機(jī)制的研究。因此，本文將從社會(huì)保障整體出發(fā)，探討其對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇的影響，并對(duì)其影響的內(nèi)在機(jī)制進(jìn)行分析。

社會(huì)保障對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇的影響，就其作用路徑而言，國(guó)內(nèi)外學(xué)者存在一定分歧。如果將風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資當(dāng)作一種特殊的金融消費(fèi)，那么社會(huì)保障繳費(fèi)可能通過收入效應(yīng)和替代效應(yīng)對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇產(chǎn)生影響。其中，Thaler的研究表明，社會(huì)保障繳費(fèi)會(huì)導(dǎo)致居民可支配收入下降，如果居民由于自我約束性儲(chǔ)蓄或者目標(biāo)性儲(chǔ)蓄而不愿意減少儲(chǔ)蓄，則有可能導(dǎo)致風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資減少[24]，在后續(xù)的研究中，Carroll[25]及Samwick[26]得出了同樣的結(jié)論。然而，還有一種觀點(diǎn)，Hubbard等認(rèn)為社會(huì)保障能夠增強(qiáng)居民安全感，減少由于未來收入波動(dòng)及其他不確定性事件所帶來的沖擊，進(jìn)而降低人們的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，即社會(huì)保障在某種程度上與儲(chǔ)蓄存在一定的替代關(guān)系[27](國(guó)內(nèi)學(xué)者龔敏等對(duì)我國(guó)社會(huì)保障繳費(fèi)對(duì)居民儲(chǔ)蓄行為影響的研究中驗(yàn)證了該結(jié)論[28])，而這種替代關(guān)系可能會(huì)促進(jìn)居民增加對(duì)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資。然而，這兩種效應(yīng)在某種程度上具有相互抵消的作用，最終社會(huì)保障對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇的影響方向取決于這兩種效應(yīng)的大小關(guān)系。因此，社會(huì)保障對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇的影響路徑可理解為：社會(huì)保障主要通過降低家庭未來的不確定性轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)，增強(qiáng)家庭的風(fēng)險(xiǎn)承受能力，導(dǎo)致家庭改變預(yù)防性儲(chǔ)蓄水平等，進(jìn)而對(duì)家庭資產(chǎn)選擇產(chǎn)生影響，但是影響的方向值得進(jìn)一步檢驗(yàn)。本文接下來將利用我國(guó)微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)此進(jìn)行實(shí)證，以檢驗(yàn)?zāi)壳拔覈?guó)社會(huì)保障是否會(huì)影響居民家庭金融資產(chǎn)選擇以及影響作用究竟有多大，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析社會(huì)保障對(duì)城鄉(xiāng)家庭金融資產(chǎn)選擇的影響是否存在顯著差異。由此，本文提出如下假設(shè)：(1)我國(guó)社會(huì)保障能夠顯著提高居民家庭金融市場(chǎng)參與度及風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比重；(2)由于我國(guó)社會(huì)保障城鄉(xiāng)不協(xié)調(diào)，金融市場(chǎng)發(fā)達(dá)程度不一致，因此社會(huì)保障對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)家庭的資產(chǎn)配置存在明顯差異。

三、數(shù)據(jù)、變量設(shè)定及實(shí)證模型

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所用的數(shù)據(jù)來源是中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心組織管理的“中國(guó)家庭金融調(diào)查”項(xiàng)目(CHFS)。該數(shù)據(jù)覆蓋了29個(gè)省市，共訪問28 141戶家庭，其中含城鎮(zhèn)家庭19 209戶和農(nóng)村家庭8 932戶，涉及內(nèi)容包括家庭在2013年度的人口統(tǒng)計(jì)特征、資產(chǎn)與負(fù)債、保險(xiǎn)與保障、收入與支出等信息。

為了探討家庭所擁有的社會(huì)保障對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇的影響，本文將從社會(huì)保障對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與、風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有比重以及金融資產(chǎn)組合多樣性的影響3個(gè)維度進(jìn)行分析，因此本文的因變量分別為居民家庭是否參加風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)、家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有比重及家庭金融資產(chǎn)組合指數(shù)，核心解釋變量為家庭社會(huì)保障狀況。

(二)變量選擇及說明

1.金融資產(chǎn)組合多樣性變量

資產(chǎn)組合多樣性通常表現(xiàn)為擁有資產(chǎn)種類的數(shù)量，但由于擁有資產(chǎn)種類相同的家庭資產(chǎn)持有比重可能存在差異，而這反映了資產(chǎn)組合多樣性。為了兼顧家庭持有資產(chǎn)種類及各種資產(chǎn)的比重，本文構(gòu)建了一個(gè)金融資產(chǎn)組合指數(shù)[29]，公式如下：

(1)

其中：N表示居民家庭持有金融資產(chǎn)種類數(shù)，Wi表示居民家庭第i種金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)總額的份額。Markowitz提出了多元化的投資組合能降低風(fēng)險(xiǎn)[30]，而本文中家庭的金融資產(chǎn)組合多樣性在一定程度上確實(shí)更能夠降低風(fēng)險(xiǎn)，但是家庭從持有無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)轉(zhuǎn)向持有高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的過程很大程度上會(huì)增加家庭金融資產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)性。因此，本文中家庭金融資產(chǎn)組合指數(shù)(index_div)的高低，主要用于反映家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)程度的高低。家庭金融資產(chǎn)組合指數(shù)的取值范圍為[0,1)，當(dāng)數(shù)值為0時(shí)，表示該居民家庭僅持有一種資產(chǎn)；數(shù)值越大表示家庭金融資產(chǎn)組合多樣性的程度越高，同時(shí)也反映出家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與程度越高。

CHFS調(diào)查數(shù)據(jù)中包括現(xiàn)金、活期存款、定期存款、股票、債券、基金、理財(cái)產(chǎn)品、金融衍生品、非人民幣及貴金屬等系列金融資產(chǎn)。為方便研究，本文將家庭持有的現(xiàn)金、活期存款和定期存款視為無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)；又鑒于持有非人民幣以及貴金屬等資產(chǎn)的家庭數(shù)量極少，本文的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)僅包括股票、債券、基金、理財(cái)產(chǎn)品和金融衍生品。

2.社會(huì)保障狀況變量

本文以家庭為單位分析金融資產(chǎn)的選擇，假定由戶主對(duì)居民家庭金融資產(chǎn)選擇進(jìn)行決策，則家庭社會(huì)保障狀況的衡量標(biāo)準(zhǔn)為戶主參與養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)、工傷保險(xiǎn)、生育保險(xiǎn)、失業(yè)保險(xiǎn)及住房公積金的種類數(shù)[31]。結(jié)合問卷，本文又將是否參與養(yǎng)老保險(xiǎn)的判斷依據(jù)設(shè)定為是否擁有城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)、新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)、農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)及城鄉(xiāng)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)中的一種，而是否擁有醫(yī)療保險(xiǎn)僅代表是否持有社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)，不包括商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)等。

3.其他控制變量

由于家庭金融資產(chǎn)配置還和其他許多家庭特征密切相關(guān)，因此需要增加控制變量以降低估計(jì)偏誤。參考以往文獻(xiàn)，本文選擇的控制變量分別為戶主受教育程度、家庭規(guī)模、戶主年齡、戶主的健康狀況、家庭收入、婚姻狀況、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度等。此外，部分學(xué)者認(rèn)為投資行為具有生命周期效應(yīng)，本文還加入了年齡的平方。表1對(duì)本文主要變量進(jìn)行了具體說明。

(三)描述性分析

表2概括了樣本家庭各類金融資產(chǎn)的參與狀況及持有額度，結(jié)果顯示總樣本家庭持有無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)與持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的比例分別為99.92%和15.16%，表明我國(guó)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的參與率較低，反映了風(fēng)險(xiǎn)厭惡家庭占比較高。對(duì)比城鎮(zhèn)及農(nóng)村家庭發(fā)現(xiàn)，無風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與率較為接近，但是城鎮(zhèn)家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的參與率遠(yuǎn)高于農(nóng)村家庭，顯示我國(guó)居民家庭在資產(chǎn)組合方面存在顯著差異。觀察風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)還發(fā)現(xiàn)，不管是城鎮(zhèn)家庭還是農(nóng)村家庭，對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)金融產(chǎn)品的參與率最高的是股票，這可能與我國(guó)金融市場(chǎng)的相關(guān)政策傾向有關(guān)。

表1 主要變量說明

表2 居民家庭各類金融資產(chǎn)持有狀況

表3為主要變量的描述性分析結(jié)果。通過表3可以看出，樣本家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)所占比重均值僅為8%左右；家庭金融資產(chǎn)組合多樣性指數(shù)均值為0.22，表明我國(guó)家庭金融資產(chǎn)多樣性程度較低；家庭社會(huì)保障種數(shù)總樣本均值為3.06,顯示出我國(guó)社會(huì)保障水平仍存在較大的上升空間；風(fēng)險(xiǎn)厭惡態(tài)度均值為3.77，反映了多數(shù)家庭承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)投資的意愿較低。比較農(nóng)村和城鎮(zhèn)家庭可以發(fā)現(xiàn)，對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的參與、持有比重以及金融資產(chǎn)組合指數(shù)，城鎮(zhèn)家庭遠(yuǎn)高于農(nóng)村家庭；在社會(huì)保障種數(shù)方面，城鎮(zhèn)家庭的均值比農(nóng)村家庭大1，即城鎮(zhèn)家庭平均比農(nóng)村家庭多參加一種社會(huì)保障，某種程度上反映了我國(guó)社會(huì)保障水平存在城鄉(xiāng)不均衡；對(duì)于受教育程度，城鎮(zhèn)家庭受教育程度明顯高于農(nóng)村家庭，結(jié)合調(diào)查問卷，城鎮(zhèn)家庭平均文化程度為高中至大專水平，而農(nóng)村平均文化程度僅為初中水平。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(四)實(shí)證模型與內(nèi)生性處理

1.模型設(shè)定

本文先用Probit模型對(duì)社會(huì)保障狀況與家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證，然后用Tobit模型分析社會(huì)保障狀況對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有比重及家庭金融資產(chǎn)組合多樣性的影響。Probit模型為：

(2)

由于未持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的家庭，我們所觀察到的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比重取值都為0，并且家庭僅持有一種金融資產(chǎn)時(shí)家庭金融資產(chǎn)組合指數(shù)取值也為0，可看作是截?cái)嗟?censored)。因此，本文將選擇Tobit模型來分析社會(huì)保障狀況對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比及家庭金融資產(chǎn)組合多樣性的影響。具體模型為：

(3)

(4)

2.內(nèi)生性處理

實(shí)證研究越來越重視核心解釋變量的內(nèi)生性問題，嚴(yán)重的內(nèi)生性通常會(huì)導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)的不一致，從而導(dǎo)致統(tǒng)計(jì)推斷結(jié)果不可靠，而以上模型回歸中家庭社會(huì)保障狀況的內(nèi)生性便是一個(gè)潛在的問題。家庭社會(huì)保障種數(shù)與不可觀測(cè)的家庭異質(zhì)性或者說家庭特征密切相關(guān)，而這些因素又同時(shí)影響著家庭金融資產(chǎn)配置決策，倘若忽略這些可能會(huì)造成估計(jì)偏差。本文選擇用工具變量法(IV)去解決存在的內(nèi)生性問題。工具變量法要求所選擇的替代變量與原解釋變量高度相關(guān)且與誤差項(xiàng)不相關(guān)，即本文所要尋找的變量需要和家庭社會(huì)保障種數(shù)高度相關(guān)且與家庭金融資產(chǎn)配置行為獨(dú)立的變量。對(duì)于工具變量的選取，本文參考宗慶慶等[23]的做法，將組群內(nèi)其他家庭的平均社會(huì)保障種數(shù)作為工具變量來矯正內(nèi)生性帶來的偏誤。在使用該方法進(jìn)行工具變量的構(gòu)造時(shí)，最為重要的是分組變量的確定，分組變量要求滿足外生性等條件。本文以地區(qū)(東部、中部和西部)作為分組變量，將中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)分為3個(gè)組。對(duì)于每組內(nèi)的第n個(gè)家庭，首先計(jì)算出其所在組內(nèi)的其他家庭的平均社會(huì)保障數(shù)作為工具變量，并使用IV-Probit模型和IV-Tobit模型進(jìn)行估計(jì)[32]。而對(duì)于回歸結(jié)果，本文采用Wooldridge[33]提出的檢驗(yàn)方法(Wald Test of Exogeneity)來檢驗(yàn)社會(huì)保障與家庭金融資產(chǎn)選擇之間的內(nèi)生性。若檢驗(yàn)結(jié)果反映社會(huì)保障與家庭金融資產(chǎn)選擇之間存在內(nèi)生性，則接受IV-Probit模型和IV-Tobit的回歸結(jié)果；若結(jié)果證實(shí)不存在內(nèi)生性，就接受Probit模型和Tobit的回歸結(jié)果。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

本部分將對(duì)實(shí)證模型估計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析，由于模型回歸系數(shù)本身的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義較小，因此進(jìn)一步計(jì)算更有實(shí)際意義的平均邊際效應(yīng)。

(一)社會(huì)保障對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與的影響：全樣本分析

表4為社會(huì)保障對(duì)家庭是否參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的影響估計(jì)結(jié)果。結(jié)果表明，家庭社會(huì)保障對(duì)家庭是否參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)具有顯著的促進(jìn)作用，在控制家庭特征后，每增加一種社會(huì)保障，家庭參加風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的可能性將提高12.84%。分析如下：相比模型1及模型2，模型3及模型4考慮了社會(huì)保障的內(nèi)生性，并運(yùn)用兩步法(twostep)對(duì)模型進(jìn)行回歸(1)相比模型1和模型2而言，模型3和模型4考慮了社會(huì)保障的內(nèi)生性，并運(yùn)用兩步法(twostep)對(duì)模型進(jìn)行回歸，以下回歸結(jié)果相同，將不再闡釋。。根據(jù)模型3及模型4的回歸結(jié)果，利用Wooldridge檢驗(yàn)方法[33]對(duì)模型內(nèi)生性進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)WALD檢驗(yàn)在10%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)，即模型在一定程度上確實(shí)存在內(nèi)生性。因此，對(duì)于社會(huì)保障對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響回歸結(jié)果中，應(yīng)選擇接受IV-Probit(模型3、模型4)的估計(jì)結(jié)果。另外，使用工具變量必須以工具變量的有效性為前提，為此本文給出了第一階段的F值[34]，以判斷工具變量的有效性，回歸結(jié)果表明本文所采用的工具變量不存在弱工具變量的問題。而模型3結(jié)果表明，社會(huì)保障對(duì)家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的影響系數(shù)為0.249 2，并在1%的水平上顯著，也即家庭每增加一種社會(huì)保障，家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率平均會(huì)提高24.92%。模型4為控制家庭特征后社會(huì)保障對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的影響結(jié)果，其系數(shù)的大小及顯著性仍然保持穩(wěn)定，社會(huì)保障對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的邊際效應(yīng)為12.84%。也就是說，家庭社會(huì)保障一定程度上保證了家庭未來的確定性，進(jìn)而也增進(jìn)了家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有概率。

根據(jù)模型回歸結(jié)果，對(duì)其他控制變量的解釋如下：第一，年齡的系數(shù)為正，表明年齡的增加會(huì)提高家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與的可能性，但是年齡平方系數(shù)為負(fù)則又表明年齡增加對(duì)推動(dòng)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的概率是先增后減的；第二，家庭收入對(duì)數(shù)及受教育程度系數(shù)為正，表明家庭收入越高或者受教育程度越高，家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的概率越大；第三，風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度取值越大，風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度越高，而回歸結(jié)果系數(shù)為負(fù)，符合居民家庭越厭惡風(fēng)險(xiǎn)越不可能參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的現(xiàn)實(shí)狀況。

表4 社會(huì)保障對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與的影響

注: ***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)數(shù)值為Delta方法計(jì)算的標(biāo)準(zhǔn)差；表中匯報(bào)的結(jié)果為平均邊際效應(yīng)

(二)社會(huì)保障與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有比重的影響：全樣本分析

表5為社會(huì)保障對(duì)家庭金融資產(chǎn)持有比重的影響估計(jì)結(jié)果。結(jié)果表明，家庭社會(huì)保障程度越高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比重就越大，即每增加一種社會(huì)保障，家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有比重平均將提高9.4%。分析如下：根據(jù)Wooldridge方法對(duì)內(nèi)生性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明應(yīng)選擇接受IV-Totit(模型7和模型8)的估計(jì)結(jié)果。而模型7回歸結(jié)果則顯示社會(huì)保障對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比存在顯著的影響。在控制家庭特征后，模型8回歸結(jié)果表明，雖然家庭社會(huì)保障對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有比重影響系數(shù)降至0.094，但仍在1%的水平上顯著，即每增加一種社會(huì)保障，家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有比重平均將提高9.4%。

根據(jù)模型回歸結(jié)果，對(duì)其他控制變量解釋如下:年齡系數(shù)為正，同樣表明隨著年齡增加，家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有比重也將增加，但是年齡平方系數(shù)為負(fù)，表明當(dāng)年齡到達(dá)某一取值后，家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有比重將會(huì)有所下降；受教育程度及家庭收入對(duì)家庭金融資產(chǎn)的持有比重均有顯著的正向促進(jìn)作用，而風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有比重則存在反向的抑制作用，符合實(shí)際情況；值得注意的是，家庭規(guī)模系數(shù)為負(fù)，說明家庭人口越多家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比越大，可能是因?yàn)榧彝ト丝跀?shù)越大，生活負(fù)擔(dān)及成本越大，安全感相對(duì)較小，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的厭惡程度就越大。

(三)社會(huì)保障與家庭金融資產(chǎn)組合多樣性：全樣本分析

表6為社會(huì)保障對(duì)家庭金融資產(chǎn)組合多樣性影響的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果表明，家庭社會(huì)保障狀況越好，家庭金融資產(chǎn)組合越豐富，家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)程度越高。分析如下：由于內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果顯示在10%的顯著性水平上未通過檢驗(yàn)，故應(yīng)選擇接受Tobit(模型9及模型10)回歸結(jié)果。而模型9及模型10結(jié)果顯示，社會(huì)保障對(duì)金融資產(chǎn)組合多樣性的影響在1%的水平上顯著，且模型10給出的平均邊際效應(yīng)為0.012 3，即每增加一種社會(huì)保障，家庭金融資產(chǎn)組合多樣性程度將提高1.23%。這說明家庭社會(huì)保障狀況越好，家庭金融資產(chǎn)組合越豐富，家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)程度越高。其他控制變量回歸結(jié)果與前文大致相同，不再贅述。

表5 社會(huì)保障對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有比重的影響

注：同表4

表6 社會(huì)保障對(duì)家庭金融資產(chǎn)組合多樣性的影響

注：同表4

(四)社會(huì)保障與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)選擇：城鎮(zhèn)差異分析

由于我國(guó)城鄉(xiāng)居民在社會(huì)保障水平上存在巨大的差異，本文又分別對(duì)城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭社會(huì)保障對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響進(jìn)行了探討，表7、表8及表9給出了估計(jì)結(jié)果(2)由于回歸結(jié)果在影響方向和顯著性上同全樣本分析估計(jì)結(jié)果類似，限于篇幅，其余控制變量的估計(jì)結(jié)果略去。。表7為城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭社會(huì)保障對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與的影響估計(jì)，內(nèi)生性檢驗(yàn)顯示支持IV-Probit(模型14及模型16)回歸結(jié)果。對(duì)比城鄉(xiāng)家庭發(fā)現(xiàn)，社會(huì)保障對(duì)城鎮(zhèn)及農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的參與均存在顯著影響，但是社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與的影響比城鎮(zhèn)家庭大1倍以上。表8為城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭社會(huì)保障對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的影響結(jié)果，內(nèi)生性檢驗(yàn)表明，農(nóng)村家庭應(yīng)接受Tobit(模型17)回歸結(jié)果，而城鎮(zhèn)家庭則應(yīng)該接受IV-Tobit(模型20)估計(jì)結(jié)果。對(duì)比分析可得，不管是城鎮(zhèn)家庭還是農(nóng)村家庭，社會(huì)保障對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比重均存在顯著的影響，但是社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比重的影響同樣比城鎮(zhèn)大1倍以上。表9為城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭社會(huì)保障對(duì)家庭金融資產(chǎn)組合影響的結(jié)果，內(nèi)生性檢驗(yàn)表明城鄉(xiāng)家庭都應(yīng)該選擇Tobit(模型21及模型23)估計(jì)結(jié)果。結(jié)果表明，社會(huì)保障對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭的金融資產(chǎn)組合均存在顯著影響，但社會(huì)保障對(duì)城鄉(xiāng)家庭的金融資產(chǎn)組合的影響存在不對(duì)稱性，其對(duì)農(nóng)村家庭的金融資產(chǎn)組合影響更大。

經(jīng)過上文分別對(duì)城鄉(xiāng)家庭回歸結(jié)果對(duì)比發(fā)現(xiàn)，無論是家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與還是家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有比重及金融資產(chǎn)組合多樣性，社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村家庭的邊際效應(yīng)都遠(yuǎn)大于城鎮(zhèn)家庭。原因可能是農(nóng)村家庭相對(duì)城鎮(zhèn)家庭的社會(huì)保障程度及金融市場(chǎng)參與程度都較低，而根據(jù)邊際效應(yīng)遞減規(guī)律，當(dāng)社會(huì)保障達(dá)到某一水平之后，其對(duì)居民家庭產(chǎn)生的影響將會(huì)逐漸下降，進(jìn)而導(dǎo)致社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)選擇的影響遠(yuǎn)大于城鎮(zhèn)家庭。對(duì)于其他控制變量，由于回歸結(jié)果在影響方向和顯著性上同全樣本分析估計(jì)結(jié)果類似，在此不再贅述。

表7 社會(huì)保障與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與：城鎮(zhèn)差異分析

注: ***、 **和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為Delta方法計(jì)算的標(biāo)準(zhǔn)差；表中匯報(bào)的結(jié)果為平均邊際效應(yīng)

表8 社會(huì)保障與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有比重：城鄉(xiāng)差異分析

注：同表7

表9 社會(huì)保障與家庭金融資產(chǎn)組合多樣性：城鎮(zhèn)差異分析

注：同表7

五、結(jié)論與政策建議

本文從社會(huì)保障視角分別探討了其對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與、家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有比重及家庭金融資產(chǎn)組合多樣性的影響。實(shí)證結(jié)果表明社會(huì)保障對(duì)我國(guó)家庭金融市場(chǎng)參與度、家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比重及家庭金融資產(chǎn)組合多樣性均存在顯著促進(jìn)作用，而在控制了家庭收入、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度以及人口特征等因素后，社會(huì)保障對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與、家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有比重和家庭金融資產(chǎn)組合多樣性的邊際效應(yīng)分別為12.84%、9.4%和1.32%，社會(huì)保障對(duì)城鄉(xiāng)家庭金融資產(chǎn)選擇的影響存在非對(duì)稱性，社會(huì)保障對(duì)農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)選擇的影響是城鎮(zhèn)家庭的2倍以上。

根據(jù)以上結(jié)論，本文提出如下政策建議：

(1)社會(huì)保障是影響家庭是否參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)、家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有比重及家庭金融資產(chǎn)組合多樣化程度的重要因素之一，社會(huì)保障通過轉(zhuǎn)移金融風(fēng)險(xiǎn)降低家庭未來的不確定性，顯著提高了我國(guó)居民家庭對(duì)金融市場(chǎng)參與及風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的可能性。因此，在社會(huì)保障體系建設(shè)的同時(shí)，若能積極引導(dǎo)居民家庭合理地選擇金融資產(chǎn)，必將推動(dòng)我國(guó)金融市場(chǎng)的多元化發(fā)展。

(2)由于城鄉(xiāng)家庭對(duì)于金融資產(chǎn)的選擇存在著巨大的差異，而存在這種差異的原因之一在某種程度上可能是由我國(guó)社會(huì)保障城鄉(xiāng)不均衡所導(dǎo)致。有研究表明，城市和農(nóng)村投資模式的差異是造成我國(guó)貧富差距加大的重要原因之一[35-37]；此外，也有研究表明，隨著政策支持和農(nóng)村金融扶貧力度的加大，農(nóng)民收入顯著增長(zhǎng)，貧困人口顯著減少，城鄉(xiāng)收入結(jié)構(gòu)差異不斷縮小[38-39]。因此，若要縮小城鄉(xiāng)收入差距，相關(guān)部門在設(shè)計(jì)社會(huì)保障制度時(shí)，需要更多地照顧農(nóng)村地區(qū)，提高農(nóng)村的社會(huì)保障水平，同時(shí)加大農(nóng)村地區(qū)金融扶貧力度，加快農(nóng)村普惠金融發(fā)展，提高農(nóng)村家庭金融可及性以滿足農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)組合多樣性需求，縮小城鄉(xiāng)居民在致富渠道上的差異。