劉雪穎

(中國人民大學(xué)國家發(fā)展與戰(zhàn)略研究院,北京，100872)

一、引言

提高財產(chǎn)性收入水平是增加居民收入不可或缺的渠道，也是實現(xiàn)共同富裕的重要路徑。黨的二十大報告提出“多渠道增加城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)性收入”“規(guī)范財富積累機制”[1]，體現(xiàn)了增加居民財產(chǎn)性收入的緊迫性與重要性。合理而有效的金融資產(chǎn)組合是家庭獲取財產(chǎn)性收入、實現(xiàn)財富積累的關(guān)鍵。然而，當(dāng)前我國居民家庭主要持有現(xiàn)金、存款等無風(fēng)險資產(chǎn)，在資產(chǎn)配置方面存在風(fēng)險金融市場有限參與、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)單一等問題。由2019年中國家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，CHFS)數(shù)據(jù)計算可知，88.5%的家庭持有現(xiàn)金、活期存款、定期存款等無風(fēng)險資產(chǎn)，僅有3.70%的家庭持有股票，持有兩種及以上風(fēng)險金融資產(chǎn)的家庭比例不足5%。金融市場的有限參與和單一的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)降低了家庭投資效率[2]，不僅不利于穩(wěn)定和增加居民財產(chǎn)性收入，還會影響金融市場的健康發(fā)展和共同富裕戰(zhàn)略目標(biāo)的實現(xiàn)。因此，研究家庭金融資產(chǎn)配置行為，尤其是如何提升家庭金融資產(chǎn)的配置效率，對增加居民財產(chǎn)性收入、推動金融市場健康發(fā)展，進而促進全體人民共同富裕意義重大。

關(guān)于家庭資產(chǎn)配置效率問題，學(xué)者們分別從人口學(xué)變量、資產(chǎn)水平、社會資本、借貸約束等方面進行了分析[3-7]，從養(yǎng)老保險視角展開分析的研究較為匱乏。在我國人口老齡化加劇的背景下，作為保障老年生活的重要制度，養(yǎng)老保險對家庭經(jīng)濟決策的影響愈發(fā)重要。在家庭金融資產(chǎn)配置方面，學(xué)者們普遍認為參與養(yǎng)老保險的家庭更可能參與金融市場，并且持有更多的風(fēng)險金融資產(chǎn)[8-9]。但是，鮮有文章探討?zhàn)B老保險對家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響。理論上說，養(yǎng)老保險可能會通過影響家庭的儲蓄行為和風(fēng)險態(tài)度，進而對家庭金融資產(chǎn)配置效率產(chǎn)生影響。一是產(chǎn)生儲蓄替代效應(yīng)。養(yǎng)老保險制度能夠為居民的老年生活提供收入保障。根據(jù)生命周期理論和預(yù)防性儲蓄理論，參與養(yǎng)老保險的家庭會減少工作時期的儲蓄，增加消費。風(fēng)險金融資產(chǎn)投資行為屬于金融消費的范疇，因此參與養(yǎng)老保險的家庭，有可能會增加風(fēng)險金融資產(chǎn)投資。與無風(fēng)險金融資產(chǎn)相比，風(fēng)險金融資產(chǎn)帶來的回報較高。如果家庭增加風(fēng)險金融資產(chǎn)投資，其更可能獲得高額收益，從而家庭的資產(chǎn)配置效率提高。二是產(chǎn)生風(fēng)險偏好效應(yīng)。養(yǎng)老保險作為社會保障制度的重要組成部分，能夠有效降低家庭未來面臨的收入不確定性，進而會影響家庭的風(fēng)險態(tài)度[10]，同時養(yǎng)老保險能夠提升家庭的風(fēng)險承擔(dān)水平，從而有助于提高家庭資產(chǎn)配置效率。

基于以上分析，本文使用2019年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)，嘗試從養(yǎng)老保險的角度剖析我國居民家庭金融資產(chǎn)配置效率問題，以期豐富該領(lǐng)域的研究。本文有以下可能的創(chuàng)新之處。其一，分析了養(yǎng)老保險制度對家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響，補充了已有關(guān)于養(yǎng)老保險微觀經(jīng)濟效應(yīng)的研究。目前，已有研究集中于分析養(yǎng)老保險對家庭消費、儲蓄和資產(chǎn)選擇的影響，對資產(chǎn)配置效率方面的研究相對匱乏。其二，豐富了家庭資產(chǎn)配置領(lǐng)域的相關(guān)研究。現(xiàn)有研究對家庭投資行為的考察，大多從金融市場參與可能性、參與程度以及投資多樣性的視角展開，關(guān)于家庭資產(chǎn)配置效率的研究有待豐富。其三，在厘清養(yǎng)老保險對家庭金融資產(chǎn)配置效率影響的基礎(chǔ)上，本文從儲蓄替代效應(yīng)和風(fēng)險偏好效應(yīng)兩個渠道檢驗二者間的作用機制，回答了養(yǎng)老保險如何作用于家庭金融資產(chǎn)配置效率這一關(guān)鍵性問題，并進一步分析養(yǎng)老保險影響家庭資產(chǎn)配置效率的城鄉(xiāng)差異和群體差異，在豐富研究內(nèi)容的同時，也有助于為政府制定更具針對性的政策提供參考。

二、文獻綜述與假說提出

(一)文獻綜述

分析家庭資產(chǎn)配置效率，首先要確定如何量化投資組合的有效性。一些學(xué)者基于有效前沿衡量家庭投資組合有效性[11]，也有學(xué)者通過計算投資組合的夏普比率反映投資組合的有效性[12-13]。另外，在投資組合范圍方面，一些學(xué)者考察了僅包含金融資產(chǎn)的組合有效性。對流動資產(chǎn)投資組合的有效性進行分析，發(fā)現(xiàn)只投資部分資產(chǎn)并不意味著投資組合是無效的[14]。杜朝運和丁超選取風(fēng)險金融資產(chǎn)組合為分析對象，以夏普比率衡量家庭的金融資產(chǎn)配置效率，并進一步分析金融資產(chǎn)配置效率的影響因素[15]。也有學(xué)者認為需衡量包含房產(chǎn)的投資組合有效性。Pelizzon和Weber發(fā)現(xiàn)，考慮房產(chǎn)后家庭的投資組合有效性會發(fā)生顯著變化[16]。吳衛(wèi)星等構(gòu)建了包含房產(chǎn)和流動性資產(chǎn)的夏普比率，在此基礎(chǔ)上進一步分析影響我國居民家庭資產(chǎn)配置效率的因素[17]。

在家庭資產(chǎn)配置效率的影響因素方面，已有研究主要從收入、財富、金融素養(yǎng)、流動性約束、社會資本以及人口統(tǒng)計學(xué)特征方面進行了分析。家庭財富和收入水平、金融素養(yǎng)水平都與家庭資產(chǎn)組合有效性正相關(guān)[18-20]。臧日宏和王春燕發(fā)現(xiàn)，信貸約束對家庭投資組合有效性有顯著的負向影響，并且這種影響存在顯著的城鄉(xiāng)差異[21]。柴時軍發(fā)現(xiàn)，社會資本顯著提高了家庭資產(chǎn)配置的效率[22]。齊明珠和張成功研究了年齡與家庭資產(chǎn)配置有效性的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)年齡與資產(chǎn)回報率之間呈現(xiàn)雙峰型關(guān)系[23]。周聰發(fā)現(xiàn)，年齡與家庭投資組合有效性之間存在倒U型關(guān)系[24]。

(二)假說提出

養(yǎng)老保險可能會通過以下兩個方面對家庭金融資產(chǎn)配置效率產(chǎn)生影響。

一是養(yǎng)老保險通過儲蓄替代效應(yīng)，提高家庭金融資產(chǎn)配置效率。首先，基于生命周期理論，理性的消費者會根據(jù)效用最大化原則合理地安排工作和退休時期的儲蓄和消費，從而實現(xiàn)整個生命周期內(nèi)消費的最佳配置[25]。具體來說，將人的一生分為工作和退休兩個階段，在工作階段有穩(wěn)定收入來源，在退休階段沒有工作收入。那么為了維持退休后的消費水平，人們就會在有穩(wěn)定收入來源的工作階段進行儲蓄。養(yǎng)老保險能夠為退休后的人們提供穩(wěn)定的養(yǎng)老金收入，所以參與養(yǎng)老保險的人們就會在工作階段減少養(yǎng)老儲蓄，增加消費。其次，基于預(yù)防性儲蓄假說，因為不確定性的存在，人們會產(chǎn)生預(yù)防性儲蓄動機，參與養(yǎng)老保險后，人們未來面臨的不確定性降低，預(yù)防性儲蓄隨之減少[26]。從上述理論可以發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老保險和儲蓄之間存在替代關(guān)系，同樣，實證研究也證明養(yǎng)老保險制度對個人儲蓄率的負向影響[27]。金融資產(chǎn)投資行為屬于金融消費的范疇，與無風(fēng)險金融資產(chǎn)相比，風(fēng)險金融資產(chǎn)具有更高的潛在回報。養(yǎng)老保險制度會降低家庭的儲蓄水平，促進家庭投資風(fēng)險金融資產(chǎn)，從而促進家庭投資組合的優(yōu)化、提升投資收益。

二是養(yǎng)老保險能夠改善家庭風(fēng)險態(tài)度，提升家庭風(fēng)險承擔(dān)能力，從而提高家庭金融資產(chǎn)配置效率。相關(guān)研究表明，家庭投資組合有效性與風(fēng)險投資態(tài)度相關(guān)，風(fēng)險投資偏好程度越高的家庭，風(fēng)險承受能力越高，其資產(chǎn)配置效率越高。早期，Markowitz通過“均值—方差”分析，發(fā)現(xiàn)居民資產(chǎn)配置效率與其風(fēng)險偏好程度有關(guān)[28]。之后，Hong 等研究發(fā)現(xiàn)風(fēng)險投資態(tài)度與股票投資概率之間存在正向關(guān)系[29]。風(fēng)險態(tài)度是影響家庭資產(chǎn)配置效率的重要因素：風(fēng)險厭惡會影響資產(chǎn)分配，進而影響資產(chǎn)配置效率[30]；相比于風(fēng)險厭惡的家庭，偏好風(fēng)險的家庭的資產(chǎn)配置會更有效[31]。養(yǎng)老保險作為社會保障制度的重要組成部分，能夠降低家庭未來面對的不確定性，進而會影響家庭的風(fēng)險態(tài)度[32]。因此，養(yǎng)老保險制度能夠分擔(dān)家庭在養(yǎng)老方面的風(fēng)險，降低家庭的風(fēng)險厭惡程度，提高家庭的風(fēng)險承擔(dān)能力，從而有助于提升資產(chǎn)配置效率。

基于上述分析，提出如下研究假說。

假說1：養(yǎng)老保險能夠提高家庭金融資產(chǎn)配置效率。

假說2：養(yǎng)老保險能夠通過降低家庭儲蓄水平，提高家庭金融資產(chǎn)配置效率。

假說3：養(yǎng)老保險能夠通過改善家庭風(fēng)險態(tài)度，提升家庭風(fēng)險承擔(dān)能力，從而提高家庭金融資產(chǎn)配置效率。

中國城鄉(xiāng)發(fā)展不均衡問題突出，表現(xiàn)為城鄉(xiāng)在經(jīng)濟發(fā)展水平、居民收入、金融市場發(fā)展程度、社會保障制度等方面有較大差距。城鄉(xiāng)發(fā)展失衡可能導(dǎo)致養(yǎng)老保險對家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響存在城鄉(xiāng)差異。已有研究表明，與城鎮(zhèn)家庭相比，養(yǎng)老保險對農(nóng)村家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響很小且在統(tǒng)計上不顯著[33]。從財富水平來看，資產(chǎn)水平對家庭金融資產(chǎn)配置具有財富效應(yīng)，資產(chǎn)水平越高的家庭能夠用于風(fēng)險金融資產(chǎn)投資的資金越多。家庭資產(chǎn)會影響以收入風(fēng)險和流動性約束水平為代表的背景風(fēng)險，進而影響家庭的風(fēng)險厭惡程度[34]。因此，隨著資產(chǎn)的增加，家庭面臨的背景風(fēng)險和風(fēng)險厭惡程度均下降，家庭金融資產(chǎn)配置效率會提高。很多關(guān)于家庭金融資產(chǎn)配置效率的實證研究均證實了資產(chǎn)水平對資產(chǎn)配置效率具有促進效應(yīng)[35]。另外，戶主受教育程度的高低決定家庭對金融市場信息的消化吸收和處理能力，與家庭金融素養(yǎng)高度相關(guān)，而金融素養(yǎng)是影響家庭投資決策和資產(chǎn)組和有效性的重要因素[36]。因此，戶主受教育程度越高的家庭處理信息能力越強，更有可能做出正確的金融決策，資產(chǎn)配置會更有效。

基于以上分析，本文提出第三個假說：

假說4：養(yǎng)老保險對城鄉(xiāng)家庭、不同資產(chǎn)水平家庭、不同教育水平家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響存在差異。

三、變量選取與模型設(shè)計

CHFS數(shù)據(jù)全面記錄了家庭微觀層面的信息，主要包括家庭人口特征、收入、消費、資產(chǎn)、社保等信息。CHFS自2011年開展基線調(diào)查，之后每兩年進行一次全國范圍內(nèi)的隨機抽樣調(diào)查，本文使用的是2019年的CHFS數(shù)據(jù)。此次調(diào)查覆蓋全國29個省(自治區(qū)、直轄市)，343個區(qū)縣，1360個村(居)委會，樣本規(guī)模達34643戶，數(shù)據(jù)具有代表性。本文將對數(shù)據(jù)進行預(yù)處理，刪除戶主年齡不在16～60歲或者戶主已經(jīng)離退休的樣本家庭，刪除主要變量存在缺失值以及家庭收入小于0的樣本，最終用于實證分析的樣本量為15997個。

(一)變量選取

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為家庭金融資產(chǎn)配置效率。運用家庭金融資產(chǎn)組合的夏普比率(Sharpe Ratioi)度量家庭金融資產(chǎn)配置效率。在CHFS問卷中，金融資產(chǎn)包括活期存款、定期存款、股票、債券、基金、衍生品、理財產(chǎn)品、非人民幣資產(chǎn)、黃金、現(xiàn)金等類型。參照已有文獻[37]，并綜合家庭金融資產(chǎn)的參與情況、持有比重以及收益率數(shù)據(jù)可得性等因素，本文選取股票類、債券類和存款三類資產(chǎn)，計算投資組合的夏普比率。其中股票類資產(chǎn)包括股票、股票型基金、衍生品、非人民幣資產(chǎn)、黃金等風(fēng)險較高的產(chǎn)品，債券類資產(chǎn)包括債券、債券型基金、銀行理財產(chǎn)品和互聯(lián)網(wǎng)理財產(chǎn)品，存款類資產(chǎn)即指家庭擁有的定期存款。

夏普比率的計算公式如下：

SharpeRatioi= [E(Rpi)-Rf]/σpi

(1)

(2)

(3)

其中，E(Rpi)為投資組合的預(yù)期回報率，Rf為無風(fēng)險利率均值，用一年期定期存款(整存整取)基準(zhǔn)利率表示，σpi為投資組合收益率的標(biāo)準(zhǔn)差,wj為每種資產(chǎn)占投資組合的比重， m是家庭持有金融資產(chǎn)種類數(shù)。σ(Rj,Rk)為各資產(chǎn)收益率之間的協(xié)方差，當(dāng)j=k時，其表示該類資產(chǎn)收益率的方差。本文要衡量家庭投資組合的夏普比率，但是CHFS2019的數(shù)據(jù)只有家庭各類金融資產(chǎn)的參與和持有比重情況，沒有某類金融資產(chǎn)的具體投資產(chǎn)品信息以及每種投資產(chǎn)品的收益率等詳細數(shù)據(jù)。借鑒已有研究[38]，本文采用指數(shù)替代的方式計算各類風(fēng)險金融資產(chǎn)的收益率。對上證指數(shù)、深證成指的年成交額以及收益率，進行加權(quán)計算得到股票類資產(chǎn)的收益率；根據(jù)中證全債指數(shù)的年收益率測算債券類資產(chǎn)收益率；存款類資產(chǎn)的年收益率用一年期定期存款(整存整取)基準(zhǔn)利率代替，收益率標(biāo)準(zhǔn)差設(shè)定為0(1)各類指數(shù)數(shù)據(jù)以及無風(fēng)險利率數(shù)據(jù)均來自RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫。。綜合考慮金融市場運行的周期性和微觀數(shù)據(jù)調(diào)查時間，本文選取2003年1月至2019年12月這一時段內(nèi)各類資產(chǎn)的平均收益率作為2019年家庭各類金融資產(chǎn)收益率。在得到股票、債券和存款類資產(chǎn)的收益率后，結(jié)合家庭持有的各類資產(chǎn)比重數(shù)據(jù)，計算得到相應(yīng)的E(Rpi)以及σpi等值，進一步地計算得出每個家庭金融資產(chǎn)組合的夏普比率。

2.核心解釋變量

本文選取的核心解釋變量是基本養(yǎng)老保險參與情況，戶主參與基本養(yǎng)老保險賦值為1，否則為0。在CHFS2019的問卷調(diào)查中有對受訪者詢問“目前，參加的是下列哪種社會養(yǎng)老保險？”，定義參與政府或事業(yè)單位養(yǎng)老保險、城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險、新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險、城鎮(zhèn)居民社會養(yǎng)老保險、城鄉(xiāng)統(tǒng)一居民社會養(yǎng)老保險中任一項為參與基本養(yǎng)老保險。

3.其他控制變量

參照已有文獻以及結(jié)合本文的研究需要，模型中的控制變量涉及以下三類：一是戶主特征變量，具體包括戶主投資風(fēng)險態(tài)度(2)CHFS調(diào)查問卷中，有關(guān)于風(fēng)險態(tài)度的問題是“如果您有一筆資金用于投資，您愿意選擇哪種投資項目？”，回答選項包括“1.高風(fēng)險、高回報項目”“2.略高風(fēng)險、略高回報的項目”“3.平均風(fēng)險、平均回報的項目”“4.略低風(fēng)險、略低回報的項目”“5.不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險”。本文將選項1和2定義為風(fēng)險偏好，將選項3定義為風(fēng)險中性，將選項4和5定義為風(fēng)險厭惡。風(fēng)險偏好、風(fēng)險中性和風(fēng)險厭惡均為0～1的虛擬變量。、性別(3)戶主性別變量為0～1虛擬變量，當(dāng)戶主為男性時，該變量賦值為1，否則為0。、健康(4)CHFS中，有關(guān)于自評健康狀況的問題是：“與同齡人相比，現(xiàn)在的身體狀況如何？”，回答選項包括“1.非常好”“2.好”“3.一般”“4.不好”“5.非常不好”。回答為1、2時，設(shè)定戶主健康變量=1；回答3、4、5時，設(shè)定戶主健康變量=0。、年齡、受教育年限、婚姻狀況(5)戶主婚姻狀況變量為0～1虛擬變量，當(dāng)戶主已婚時，該變量賦值為1，否則為0。；二是家庭層面的控制變量，主要包括家庭人口結(jié)構(gòu)變量(少兒撫養(yǎng)比、老人撫養(yǎng)比(6)少兒撫養(yǎng)比指家庭中14歲以下孩子人數(shù)占家庭總?cè)丝诘谋壤?；老人撫養(yǎng)比指家庭中65歲以上老人人數(shù)占家庭總?cè)丝诘谋壤?、家庭規(guī)模、家庭收入、家庭是否有負債、是否居住在農(nóng)村；三是地區(qū)經(jīng)濟變量，為了控制地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響，回歸中進一步控制了家庭所在省份人均GDP。

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。其中，金融資產(chǎn)組合的夏普比率均值為0.071，基本養(yǎng)老保險的參與比例為78.1%，這表明雖然樣本家庭參保比例較高，但距離制度全覆蓋仍有較大差距。從戶主特征變量來看：風(fēng)險偏好的樣本占比較低，約為8.4%，風(fēng)險中性的樣本占比為20.6%，風(fēng)險厭惡的樣本占比最高，約為 70.9%；樣本中79.1%的戶主為男性，這與我國現(xiàn)實情況基本一致；戶主的平均年齡為46.497歲；48.1%的戶主自評健康狀況為好和非常好；從戶主受教育程度指標(biāo)來看，戶主的平均受教育年限為10.426年，僅略高于9年義務(wù)教育年限，表明樣本家庭中平均受教育水平不高；戶主已婚的比例為88.7%。從家庭層面特征變量來看：反映家庭人口結(jié)構(gòu)的少兒撫養(yǎng)比和老人撫養(yǎng)比均值分別為13.4%和4.7%；樣本家庭平均成員數(shù)量為3.446人；家庭收入均值為10.929萬元；約有55.9%的家庭有負債；農(nóng)村家庭占比32.4%。從地區(qū)經(jīng)濟變量來看，各省份人均GDP均值為69722元，根據(jù)該變量的標(biāo)準(zhǔn)差、最大值和最小值可知省份之間經(jīng)濟水平差距較大。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

表2是分樣本家庭金融資產(chǎn)配置效率的描述性統(tǒng)計。根據(jù)是否參與養(yǎng)老保險分組，由金融資產(chǎn)配置效率均值可知，參保家庭的金融資產(chǎn)配置效率高于未參保家庭。按照城鄉(xiāng)地區(qū)屬性分組，由金融資產(chǎn)配置效率均值可知城鎮(zhèn)家庭的金融資產(chǎn)配置效率高于農(nóng)村家庭。按照家庭總資產(chǎn)中位數(shù)將樣本分為低資產(chǎn)和高資產(chǎn)兩組，由金融資產(chǎn)配置效率均值可知高資產(chǎn)家庭的金融資產(chǎn)配置效率明顯高于低資產(chǎn)家庭。按照戶主是否受過高中及以上教育，將樣本家庭低教育水平組和高教育水平組，由金融資產(chǎn)配置效率均值可知高教育水平家庭金融資產(chǎn)配置效率明顯高于低教育水平家庭。

表2 不同特征家庭金融資產(chǎn)配置效率的描述性統(tǒng)計

(二)模型設(shè)定

對于未持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的樣本家庭，夏普比率均取0值，故被解釋變量具有截斷性特點。因此，本文采用Tobit模型對養(yǎng)老保險參與和家庭金融資產(chǎn)配置效率之間的關(guān)系進行驗證，模型設(shè)定如下：

(4)

(5)

由于遺漏變量和反向因果的影響，養(yǎng)老保險變量可能存在潛在的內(nèi)生性問題。首先，家庭成員工作特點、對社保的信任程度等不可觀測因素會影響到家庭養(yǎng)老保險參與情況。另外，養(yǎng)老保險與家庭金融資產(chǎn)配置效率之間也可能存在反向因果關(guān)系，金融資產(chǎn)配置效率更高的家庭，金融資產(chǎn)收益更高，其收入也更高，參與社保的概率和力度通常也更大。為了克服內(nèi)生性問題導(dǎo)致的估計偏誤，本文通過尋找工具變量避免內(nèi)生性帶來的估計偏差。合理的工具變量要與所替代的內(nèi)生性解釋變量高度相關(guān)，同時與模型中的隨機誤差項不相關(guān)。參照已有文獻[39-40]，本文選取家庭所在城市其他家庭的養(yǎng)老保險平均參與率作為工具變量進行內(nèi)生性分析。地區(qū)平均參保率反映了養(yǎng)老保險在地區(qū)的普及程度，由于社會網(wǎng)絡(luò)、信息交流等原因，市級參保率與樣本家庭參保的可能性高度相關(guān)，同時與模型中的隨機誤差項不直接相關(guān)，滿足工具變量的相關(guān)性和外生性要求。

四、實證分析

(一)基準(zhǔn)回歸

在基準(zhǔn)分析中，分別運用OLS和Tobit模型分析基本養(yǎng)老保險對家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響，Tobit模型的估計系數(shù)已經(jīng)轉(zhuǎn)換為邊際效應(yīng)結(jié)果，結(jié)果如表3所示?？梢钥闯觯琌LS和Tobit 模型均顯示基本養(yǎng)老保險估計系數(shù)顯著為正，表明參與基本養(yǎng)老保險能夠提升家庭金融資產(chǎn)配置效率。以Tobit模型為例：(4)列的回歸結(jié)果顯示，在未加入其他控制變量的情況下，相比于未參保家庭，參與養(yǎng)老保險的家庭夏普比率高出約0.0418個單位，結(jié)果在1%水平上顯著；(5)列的回歸結(jié)果顯示，在加入戶主特征變量后，相比于未參保家庭，參與養(yǎng)老保險的家庭夏普比率高出約0.0224個單位，結(jié)果在1%水平上顯著；(6)列的回歸結(jié)果表明，同時加入戶主特征變量和家庭層面控制變量后，相比于未參保家庭，參與養(yǎng)老保險的家庭夏普比率高出約0.0162個單位，結(jié)果在1%水平上顯著。假說1得到了證實。

控制變量方面，風(fēng)險投資態(tài)度顯著影響家庭資產(chǎn)配置效率，風(fēng)險厭惡家庭投資組合效率最低。戶主性別對家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響顯著為負，在關(guān)于養(yǎng)老保險與家庭金融資產(chǎn)配置的研究中有學(xué)者也發(fā)現(xiàn)男性戶主的負向影響[41]，這可能是因為相比于男性戶主，女性戶主做決策時更謹慎，更注重投資回報率。戶主的年齡與家庭投資組合有效性存在倒U型的關(guān)系，表明隨著年齡增大，家庭資產(chǎn)配置效率呈現(xiàn)先上升再下降的趨勢，可能的原因是投資經(jīng)驗累積和認知能力衰退對投資組合有效性產(chǎn)生反向影響，使其形成倒U型的生命周期模式[42]。戶主受教育程度對家庭資產(chǎn)配置效率有顯著的正向影響，表現(xiàn)為受教育年限越長，家庭金融資產(chǎn)配置效率越高。可能的解釋是，受過高等教育的戶主金融知識更加豐富，投資決策也會更合理，因此資產(chǎn)配置效率也會顯著提高。家庭特征變量方面，少兒撫養(yǎng)比對家庭金融資產(chǎn)配置效率有負向影響，而老人撫養(yǎng)比的影響不顯著。家庭收入水平對金融資產(chǎn)配置效率有顯著的正向影響，因為收入水平較高的家庭較少受到流動性約束的限制，能夠更有效率地進行資產(chǎn)配置。與城鎮(zhèn)家庭相比，農(nóng)村家庭的金融資產(chǎn)組合夏普比率較低。此外，家庭所在省份的經(jīng)濟發(fā)展水平與家庭金融資產(chǎn)配置效率正相關(guān)。

表3 基本養(yǎng)老保險與家庭金融資產(chǎn)配置效率

(二)內(nèi)生性分析

以家庭所在城市養(yǎng)老保險平均參保率作為工具變量，IV-2SLS和IV-Tobit的估計結(jié)果如表4所示，其中IV-Tobit模型估計系數(shù)已轉(zhuǎn)換成邊際效應(yīng)。DWH-F值和Wald test均在1%水平上拒絕了外生性假設(shè)，說明養(yǎng)老保險是內(nèi)生變量。一階段F值均大于10，說明本文選取的工具變量是有效的，不存在弱工具變量問題。運用工具變量解決內(nèi)生性問題后，養(yǎng)老保險依然能夠顯著促進家庭金融資產(chǎn)配置效率，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了保證估計結(jié)果的可靠性，本文采用了三種方法進行穩(wěn)健性檢驗。

表4 養(yǎng)老保險與家庭金融資產(chǎn)配置效率—工具變量法

首先，更換核心解釋變量?？紤]到家庭的投資決策并非完全是戶主一人決策的結(jié)果，其他家庭成員也可能對家庭決策產(chǎn)生影響。因此，本文更換核心解釋變量進行檢驗。具體來說，重新定義家庭參保變量：至少有一名成員參加基本養(yǎng)老保險的家庭即為參保家庭。估計結(jié)果(已轉(zhuǎn)換成邊際效應(yīng))如表5前3列所示?？梢钥闯?，IV-Tobit模型的估計系數(shù)均顯著為正，表明即使更換核心解釋變量，參與養(yǎng)老保險仍對家庭金融資產(chǎn)配置效率有顯著的正向作用，本文實證結(jié)果具有一定穩(wěn)健性。

其次，擴大研究樣本。本文將戶主已經(jīng)領(lǐng)取養(yǎng)老金的樣本納入分析，重新估計參與養(yǎng)老保險制度對家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響。估計結(jié)果(已轉(zhuǎn)換成邊際效應(yīng))如表5的(4)～(6)列所示。可以看出，IV-Tobit模型的估計結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，仍然顯示參與養(yǎng)老保險對家庭金融資產(chǎn)配置效率有顯著的正向作用。

最后，更換數(shù)據(jù)。本文使用2017年和2019年CHFS的面板數(shù)據(jù)，檢驗在控制家庭和時間的雙向固定效應(yīng)后養(yǎng)老保險對家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響。由于2017年CHFS數(shù)據(jù)只報告了家庭擁有的基金總市值，未匯報偏債型基金、偏股型基金以及貨幣型基金的市值信息，對此，參照已有文獻做法[43-44]，本文選取股票、債券和基金三種資產(chǎn)，重新計算家庭投資組合的夏普比率。具體來說，股票和債券資產(chǎn)的收益率計算方法與前文保持一致，基金資產(chǎn)收益率則是根據(jù)上證基金指數(shù)的年收益率進行測算。本文使用2003年1月—2017年 12月期間的歷史平均收益率作為2017年家庭各類金融資產(chǎn)收益率；使用 2003年1月—2019 年12月期間的歷史平均收益率作為2019年家庭各類金融資產(chǎn)收益率。計算得到夏普比率數(shù)據(jù)后，本文使用雙向固定效應(yīng)模型檢驗養(yǎng)老保險與家庭金融資產(chǎn)配置效率之間的關(guān)系，估計結(jié)果如表5的(7)～(9)列所示。養(yǎng)老保險的估計系數(shù)均顯著為正，表明在控制了那些不隨時間變化的遺漏變量的影響后，養(yǎng)老保險仍能夠顯著提升家庭金融資產(chǎn)配置效率，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

表5 基本養(yǎng)老保險與家庭金融資產(chǎn)配置效率——穩(wěn)健性檢驗

五、進一步分析

(一)機制分析

實證結(jié)果顯示，養(yǎng)老保險能夠顯著提升居民家庭的金融資產(chǎn)配置效率，那么養(yǎng)老保險影響家庭金融資產(chǎn)配置效率的具體機制如何？在理論分析部分，本文提出養(yǎng)老保險會通過儲蓄替代和風(fēng)險偏好效應(yīng)，對家庭金融資產(chǎn)配置效率產(chǎn)生影響，本節(jié)將對這兩個影響機制進行檢驗。檢驗的基本思路是，分別考察養(yǎng)老保險對家庭儲蓄水平和風(fēng)險態(tài)度的影響。如果養(yǎng)老保險對機制變量沒有顯著影響，則該機制不成立。如果養(yǎng)老保險對機制變量影響顯著，則進一步考察在基準(zhǔn)回歸模型中加入機制變量后，養(yǎng)老保險對家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響。如果機制變量對家庭金融資產(chǎn)配置效率有顯著影響，同時養(yǎng)老保險的回歸系數(shù)發(fā)生了較大變化，則作用機制成立。

1.儲蓄替代效應(yīng)

基于生命周期理論、預(yù)防性儲蓄理論，前文分析認為養(yǎng)老保險能夠降低家庭儲蓄水平，增加風(fēng)險金融資產(chǎn)投資，進而有助于提升家庭金融資產(chǎn)配置效率。為了驗證這一假設(shè)，選取家庭儲蓄率作為機制變量進行檢驗。參照已有文獻[45]，定義家庭儲蓄率=(家庭總收入-家庭消費支出)/家庭總收入，結(jié)合80%以上中國家庭的儲蓄都來自預(yù)防性動機的研究結(jié)論[46]，本文認為家庭儲蓄率能夠較好地反映家庭儲蓄行為，尤其是預(yù)防性儲蓄水平。從表6的(1)列可以看出，養(yǎng)老保險顯著提升家庭金融資產(chǎn)組合的夏普比率。(2)列的估計結(jié)果顯示，養(yǎng)老保險顯著降低了家庭儲蓄率。在(3)列同時加入養(yǎng)老保險和儲蓄率變量后，儲蓄率系數(shù)顯著為負，養(yǎng)老保險的估計系數(shù)仍顯著為正，但與(1)列相比，養(yǎng)老保險的估計系數(shù)有所下降，表明養(yǎng)老保險能夠降低家庭儲蓄水平，進而提升家庭金融資產(chǎn)配置效率，假說2得到了驗證。

2.風(fēng)險偏好效應(yīng)

風(fēng)險態(tài)度是影響家庭資產(chǎn)配置效率的重要因素，居民資產(chǎn)配置效率與風(fēng)險偏好程度相關(guān)[47-48]。養(yǎng)老保險作為社會保障制度的重要組成部分，能夠分擔(dān)家庭在養(yǎng)老方面的風(fēng)險，降低家庭未來面對的不確定性，改善家庭的風(fēng)險態(tài)度，從而可能有助于優(yōu)化家庭金融資產(chǎn)配置。為了驗證這一假設(shè)，以風(fēng)險偏好作為中介變量進行機制檢驗，當(dāng)家庭風(fēng)險厭惡時，風(fēng)險偏好變量賦值為0，否則為1。從表6中(4)列的結(jié)果可以看出，養(yǎng)老保險能夠顯著提升家庭金融資產(chǎn)組合的夏普比率。(5)列結(jié)果顯示，養(yǎng)老保險能夠顯著改善家庭風(fēng)險態(tài)度，提升家庭風(fēng)險承擔(dān)能力。在(6)列同時加入養(yǎng)老保險和風(fēng)險偏好變量后，養(yǎng)老保險和風(fēng)險偏好的估計系數(shù)均顯著為正，并且養(yǎng)老保險的估計系數(shù)有所下降，表明養(yǎng)老保險通過提升家庭風(fēng)險偏好程度，提高了家庭金融資產(chǎn)配置效率，假說3得到了驗證。

表6 影響機制分析——IV-2SLS估計結(jié)果

(二)異質(zhì)性分析

由于家庭異質(zhì)性的存在，養(yǎng)老保險對家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響可能存在一定的城鄉(xiāng)差異和群體差異。因而本部分運用IV-Tobit模型進行分組回歸，進一步探究養(yǎng)老保險對家庭金融資產(chǎn)配置效率的異質(zhì)性影響，結(jié)果如表7所示。從回歸結(jié)果可以看出，絕大部分回歸通過了弱工具變量檢驗和內(nèi)生性檢驗，說明工具變量估計結(jié)果更準(zhǔn)確。

1.城鄉(xiāng)分組

由于我國特殊的城鄉(xiāng)二元化結(jié)構(gòu)，城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭在收入與資產(chǎn)水平、獲取信息渠道以及社會保障程度等方面差距較大。由此，本文分城鎮(zhèn)家庭樣本和農(nóng)村家庭樣本討論養(yǎng)老保險對家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響，結(jié)果(匯報的均是邊際系數(shù))如表7的(1)～(2)列所示。可以看出，養(yǎng)老保險對家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響存在顯著的城鄉(xiāng)差異。養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)家庭投資組合夏普比率的影響顯著為正，但是對農(nóng)村家庭的影響在統(tǒng)計上并不顯著，說明養(yǎng)老保險制度不是決定農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置效率的主要因素?？赡艿脑蚴?，養(yǎng)老保險多軌制導(dǎo)致各種養(yǎng)老保險制度的保障水平之間存在較大差距。保障水平偏低的新型農(nóng)村養(yǎng)老保險制度無法有效發(fā)揮降低儲蓄和釋放風(fēng)險的作用，因而無法有效促進農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置效率。

2.資產(chǎn)水平分組

根據(jù)家庭總資產(chǎn)中位數(shù)將樣本分為低資產(chǎn)和高資產(chǎn)兩組，考察養(yǎng)老保險對家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響是否存在資產(chǎn)異質(zhì)性，結(jié)果如表7的(3)～(4)列所示?？芍?，組間差異檢驗結(jié)果不顯著，表明養(yǎng)老保險對不同資產(chǎn)水平家庭的金融資產(chǎn)配置效率均有顯著的正向影響。

3.教育水平分組

為了驗證養(yǎng)老保險對家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響是否存在教育異質(zhì)性，本文按照戶主是否受過高中及以上教育將樣本家庭低教育水平組和高教育水平組，實證回歸結(jié)果見表7的(5)～(6)列。結(jié)果顯示，養(yǎng)老保險對低教育水平和高教育水平家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響均顯著為正。通過比較分組估計系數(shù)，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險對高教育水平家庭的影響更大。對此的解釋是，相對于低教育水平家庭，高教育水平家庭具有更高水平的金融素養(yǎng)，獲取信息渠道的更廣，能運用相關(guān)金融知識進行更精準(zhǔn)的判斷，因此其資產(chǎn)配置更有效率。

上述異質(zhì)性分析結(jié)果表明，養(yǎng)老保險對城鄉(xiāng)家庭、不同教育水平家庭的金融資產(chǎn)配置效率的影響存在差異，但對不同資產(chǎn)水平家庭的影響差異不顯著。

表7 養(yǎng)老保險與家庭金融資產(chǎn)配置效率—異質(zhì)性分析(IV-Tobit)

六、結(jié)論及建議

基于2019年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)，本文運用OLS模型、Tobit模型以及工具變量法等研究方法檢驗了養(yǎng)老保險對家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果顯示，養(yǎng)老保險能夠顯著提升家庭金融資產(chǎn)配置效率。運用工具變量法控制內(nèi)生性問題后，這一促進作用依然顯著，表明本文結(jié)果穩(wěn)健可靠。機制分析表明，養(yǎng)老保險能夠降低家庭儲蓄水平和改善家庭風(fēng)險態(tài)度，進而提升家庭金融資產(chǎn)配置效率。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老保險對城鎮(zhèn)家庭、高教育水平家庭金融資產(chǎn)配置效率的促進作用更大。此外，戶主的性別、年齡、受教育程度、收入水平等因素都會影響家庭資產(chǎn)配置效率。

為進一步發(fā)揮養(yǎng)老保險對居民家庭金融資產(chǎn)配置效率的促進作用，本文提出如下建議。首先，應(yīng)該進一步提高養(yǎng)老保險覆蓋率，穩(wěn)步推進養(yǎng)老保險由制度全覆蓋向人群全覆蓋轉(zhuǎn)變。其次，切實提高農(nóng)村居民養(yǎng)老保險制度的保障水平。本文研究結(jié)果表明，養(yǎng)老保險多軌制導(dǎo)致的養(yǎng)老保障水平的巨大差異可能是造成養(yǎng)老保險無法有效提升農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置效率的重要原因。未來，政府部門應(yīng)繼續(xù)推進社保制度改革，縮小不同養(yǎng)老保險制度之間的待遇差距，切實提高農(nóng)村地區(qū)養(yǎng)老保險制度的保障水平，以實現(xiàn)養(yǎng)老保險制度對農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置效率的正向作用。最后，進一步提高國民受教育水平。教育也是影響家庭金融資產(chǎn)配置效率的一個重要因素，未來相關(guān)部門可以采取提高義務(wù)教育年限、提高教育質(zhì)量等方式提升國民整體受教育水平。