社會保障對家庭金融資產(chǎn)選擇的影響
——基于CHFS數(shù)據(jù)的實證研究

張 軍，成川南

(重慶理工大學(xué) 經(jīng)濟金融學(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)的一個研究分支，現(xiàn)已成為與資產(chǎn)定價、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認為，家庭制定投資決策應(yīng)以其對資產(chǎn)成本收益特征的估計及自身風(fēng)險承受能力為依據(jù)，并且家庭應(yīng)持有一定比重的風(fēng)險資產(chǎn)[2]。Campbell同樣認為所有家庭都應(yīng)當(dāng)持有一定比例溢價為正的風(fēng)險資產(chǎn)[1]。中國家庭金融調(diào)查顯示，我國家庭在總資產(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，我國家庭金融市場存在著參與率低、金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)單一、風(fēng)險金融資產(chǎn)比重過低等問題，同時也反映了我國民眾的家庭理財意識較為淡薄。因此，正確地認識和理解居民家庭資產(chǎn)選擇行為，有助于改善我國家庭金融市場參與及資產(chǎn)組合現(xiàn)狀，幫助居民提高財富水平。相關(guān)文獻已從家庭人口結(jié)構(gòu)、健康狀況及金融知識和投資經(jīng)驗等視角對我國家庭資產(chǎn)選擇問題進行了探討，本文則嘗試從社會保障角度分析家庭金融資產(chǎn)選擇行為。

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

二、文獻回顧及作用路徑

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)典投資理論認為家庭風(fēng)險資產(chǎn)所占比重與家庭財富總量、家庭成員年齡沒有關(guān)系，僅僅和家庭成員的風(fēng)險態(tài)度有密切的聯(lián)系[7-8]。但由于其結(jié)論與現(xiàn)實相悖，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、家庭財富總量、住房、成員健康及收入等變量。Guiso等對意大利家庭的實證研究表明，收入風(fēng)險、交易成本及借貸約束預(yù)期會導(dǎo)致家庭降低風(fēng)險金融資產(chǎn)持有比重[9]。Heaton等對背景風(fēng)險與家庭資產(chǎn)選擇的關(guān)系研究發(fā)現(xiàn)，相比背景風(fēng)險小的家庭，背景風(fēng)險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等對澳大利亞家庭影響風(fēng)險資產(chǎn)持有因素的研究表明，不確定的勞動力市場，較差的身體狀況以及對風(fēng)險的厭惡態(tài)度會負向抑制家庭風(fēng)險資產(chǎn)持有，但住房資產(chǎn)及金融知識對家庭風(fēng)險資產(chǎn)持有則存在正向促進作用[11]。Berkowitz等則從家庭成員身體健康狀況的視角對家庭資產(chǎn)選擇進行了分析，發(fā)現(xiàn)家庭成員的健康狀況對居民家庭非金融資產(chǎn)與金融資產(chǎn)選擇的影響是非對稱的，其中對家庭非金融資產(chǎn)選擇的影響更為不明顯[12]。Cocco在研究家庭資產(chǎn)選擇的影響因素時引入家庭住房變量，實證表明房屋資產(chǎn)對年輕人和窮人家庭的股票資產(chǎn)存在“擠出效應(yīng)”[13]。

相比國外，國內(nèi)學(xué)者對居民家庭金融資產(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)果表明由于我國金融市場產(chǎn)品單一，導(dǎo)致居民金融資產(chǎn)選擇具有強制性[14]。吳衛(wèi)星等通過構(gòu)建Probit和Tobit模型對影響我國居民股票市場參與及投資組合的因素分析時發(fā)現(xiàn)，不流動性資產(chǎn)對居民家庭股票市場的參與及投資組合存在顯著的“擠出效應(yīng)”，并且隨著家庭財富增加，家庭對風(fēng)險資產(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家庭資產(chǎn)組合變化的影響因素時同樣表明，我國居民家庭的住房等流動性較差的投資對流動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。對于金融知識、投資經(jīng)驗對家庭資產(chǎn)選擇的研究結(jié)果表明，金融知識的增加會推動家庭參與金融市場，而在家庭參與金融市場后，投資經(jīng)驗的積累又將促使家庭提高風(fēng)險資產(chǎn)尤其是股票資產(chǎn)的比重[17]。對于健康對家庭資產(chǎn)選擇的影響，吳衛(wèi)星等認為家庭成員的健康狀況對其參與以股票為代表的風(fēng)險資產(chǎn)市場的決策影響不顯著，但對家庭風(fēng)險資產(chǎn)持有比重存在顯著影響，較差的健康狀況會造成家庭風(fēng)險資產(chǎn)占比下降[18]；吳榕榕等認為家庭成員健康狀況會顯著影響農(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，藍嘉俊等發(fā)現(xiàn)，家庭老年人口占比上升會降低家庭對金融市場的參與及風(fēng)險金融資產(chǎn)的比重，而少兒人口占比上升則會提高其對金融市場的參與及風(fēng)險金融資產(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與風(fēng)險偏好產(chǎn)生相互作用，進而對農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)選擇產(chǎn)生影響[21]。就社會保障與家庭金融資產(chǎn)配置之間的研究，周欽等利用中國居民家庭收入調(diào)查(CHIPS)數(shù)據(jù)進行了實證分析，結(jié)果顯示醫(yī)療保險會顯著改變城市和農(nóng)村的資產(chǎn)選擇，參保家庭會更加偏好高風(fēng)險資產(chǎn)[22]。此外，宗慶慶等的實證研究表明，參保家庭對風(fēng)險金融資產(chǎn)的可能性及風(fēng)險金融資產(chǎn)的持有比重明顯高于未參保家庭[23]。綜上所述，雖然國內(nèi)外學(xué)者從多個不同的角度對家庭金融資產(chǎn)選擇進行了深入研究，但是社會保障對家庭金融資產(chǎn)配置影響的研究相對較少，且存在著不足之處：一是僅考慮了社會保障的某個方面，忽略了社會保障的整體性；二是已有研究主要通過實證對社會保障與家庭金融資產(chǎn)選擇進行分析，忽略了對內(nèi)在機制的研究。因此，本文將從社會保障整體出發(fā)，探討其對家庭金融資產(chǎn)選擇的影響，并對其影響的內(nèi)在機制進行分析。

社會保障對家庭金融資產(chǎn)選擇的影響，就其作用路徑而言，國內(nèi)外學(xué)者存在一定分歧。如果將風(fēng)險金融資產(chǎn)投資當(dāng)作一種特殊的金融消費，那么社會保障繳費可能通過收入效應(yīng)和替代效應(yīng)對家庭金融資產(chǎn)選擇產(chǎn)生影響。其中，Thaler的研究表明，社會保障繳費會導(dǎo)致居民可支配收入下降，如果居民由于自我約束性儲蓄或者目標(biāo)性儲蓄而不愿意減少儲蓄，則有可能導(dǎo)致風(fēng)險金融資產(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，Hubbard等認為社會保障能夠增強居民安全感，減少由于未來收入波動及其他不確定性事件所帶來的沖擊，進而降低人們的預(yù)防性儲蓄，即社會保障在某種程度上與儲蓄存在一定的替代關(guān)系[27](國內(nèi)學(xué)者龔敏等對我國社會保障繳費對居民儲蓄行為影響的研究中驗證了該結(jié)論[28])，而這種替代關(guān)系可能會促進居民增加對風(fēng)險資產(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，最終社會保障對家庭金融資產(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，社會保障對家庭金融資產(chǎn)選擇的影響路徑可理解為：社會保障主要通過降低家庭未來的不確定性轉(zhuǎn)移風(fēng)險，增強家庭的風(fēng)險承受能力，導(dǎo)致家庭改變預(yù)防性儲蓄水平等，進而對家庭資產(chǎn)選擇產(chǎn)生影響，但是影響的方向值得進一步檢驗。本文接下來將利用我國微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)對此進行實證，以檢驗?zāi)壳拔覈鐣Ｕ鲜欠駮绊懢用窦彝ソ鹑谫Y產(chǎn)選擇以及影響作用究竟有多大，并在此基礎(chǔ)上進一步分析社會保障對城鄉(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)我國社會保障能夠顯著提高居民家庭金融市場參與度及風(fēng)險金融資產(chǎn)比重；(2)由于我國社會保障城鄉(xiāng)不協(xié)調(diào)，金融市場發(fā)達程度不一致，因此社會保障對我國城鄉(xiāng)家庭的資產(chǎn)配置存在明顯差異。

三、數(shù)據(jù)、變量設(shè)定及實證模型

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所用的數(shù)據(jù)來源是中國家庭金融調(diào)查與研究中心組織管理的“中國家庭金融調(diào)查”項目(CHFS)。該數(shù)據(jù)覆蓋了29個省市，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)計特征、資產(chǎn)與負債、保險與保障、收入與支出等信息。

為了探討家庭所擁有的社會保障對家庭金融資產(chǎn)選擇的影響，本文將從社會保障對家庭風(fēng)險金融市場參與、風(fēng)險金融資產(chǎn)持有比重以及金融資產(chǎn)組合多樣性的影響3個維度進行分析，因此本文的因變量分別為居民家庭是否參加風(fēng)險金融市場、家庭風(fēng)險金融資產(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[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更能夠降低風(fēng)險，但是家庭從持有無風(fēng)險金融資產(chǎn)轉(zhuǎn)向持有高風(fēng)險金融資產(chǎn)的過程很大程度上會增加家庭金融資產(chǎn)的風(fēng)險性。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，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，同時也反映出家庭風(fēng)險金融資產(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)險金融資產(chǎn)僅包括股票、債券、基金、理財產(chǎn)品和金融衍生品。

2.社會保障狀況變量

本文以家庭為單位分析金融資產(chǎn)的選擇，假定由戶主對居民家庭金融資產(chǎn)選擇進行決策，則家庭社會保障狀況的衡量標(biāo)準(zhǔn)為戶主參與養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、工傷保險、生育保險、失業(yè)保險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、城鎮(zhèn)居民社會養(yǎng)老保險、新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險、農(nóng)村社會養(yǎng)老保險及城鄉(xiāng)居民社會養(yǎng)老保險中的一種，而是否擁有醫(yī)療保險僅代表是否持有社會醫(yī)療保險，不包括商業(yè)醫(yī)療保險等。

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偏誤。參考以往文獻，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)險態(tài)度等。此外，部分學(xué)者認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對本文主要變量進行了具體說明。

(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)險金融資產(chǎn)與持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的比例分別為99.92%和15.16%，表明我國家庭風(fēng)險金融市場的參與率較低，反映了風(fēng)險厭惡家庭占比較高。對比城鎮(zhèn)及農(nóng)村家庭發(fā)現(xiàn)，無風(fēng)險金融市場參與率較為接近，但是城鎮(zhèn)家庭對風(fēng)險金融市場的參與率遠高于農(nóng)村家庭，顯示我國居民家庭在資產(chǎn)組合方面存在顯著差異。觀察風(fēng)險金融市場還發(fā)現(xiàn)，不管是城鎮(zhèn)家庭還是農(nóng)村家庭，對于風(fēng)險金融產(chǎn)品的參與率最高的是股票，這可能與我國金融市場的相關(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，表明我國家庭金融資產(chǎn)多樣性程度較低；家庭社會保障種數(shù)總樣本均值為3.06,顯示出我國社會保障水平仍存在較大的上升空間；風(fēng)險厭惡態(tài)度均值為3.77，反映了多數(shù)家庭承擔(dān)風(fēng)險投資的意愿較低。比較農(nóng)村和城鎮(zhèn)家庭可以發(fā)現(xiàn)，對于風(fēng)險金融資產(chǎn)的參與、持有比重以及金融資產(chǎn)組合指數(shù)，城鎮(zhèn)家庭遠高于農(nóng)村家庭；在社會保障種數(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保障，某種程度上反映了我國社會保障水平存在城鄉(xiāng)不均衡；對于受教育程度，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

(四)實證模型與內(nèi)生性處理

1.模型設(shè)定

本文先用Probit模型對社會保障狀況與家庭參與風(fēng)險金融市場的關(guān)系進行驗證，然后用Tobit模型分析社會保障狀況對家庭風(fēng)險金融資產(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)險金融資產(chǎn)的家庭，我們所觀察到的風(fēng)險金融資產(chǎn)比重取值都為0，并且家庭僅持有一種金融資產(chǎn)時家庭金融資產(chǎn)組合指數(shù)取值也為0，可看作是截斷的(censored)。因此，本文將選擇Tobit模型來分析社會保障狀況對家庭風(fēng)險金融資產(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)生性通常會導(dǎo)致參數(shù)估計的不一致，從而導(dǎo)致統(tǒng)計推斷結(jié)果不可靠，而以上模型回歸中家庭社會保障狀況的內(nèi)生性便是一個潛在的問題。家庭社會保障種數(shù)與不可觀測的家庭異質(zhì)性或者說家庭特征密切相關(guān)，而這些因素又同時影響著家庭金融資產(chǎn)配置決策，倘若忽略這些可能會造成估計偏差。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)且與誤差項不相關(guān)，即本文所要尋找的變量需要和家庭社會保障種數(shù)高度相關(guān)且與家庭金融資產(chǎn)配置行為獨立的變量。對于工具變量的選取，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。在使用該方法進行工具變量的構(gòu)造時，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，將中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)分為3個組。對于每組內(nèi)的第n個家庭，首先計算出其所在組內(nèi)的其他家庭的平均社會保障數(shù)作為工具變量，并使用IV-Probit模型和IV-Tobit模型進行估計[32]。而對于回歸結(jié)果，本文采用Wooldridge[33]提出的檢驗方法(Wald Test of Exogeneity)來檢驗社會保障與家庭金融資產(chǎn)選擇之間的內(nèi)生性。若檢驗結(jié)果反映社會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)果證實不存在內(nèi)生性，就接受Probit模型和Tobit的回歸結(jié)果。

四、實證結(jié)果及分析

本部分將對實證模型估計結(jié)果進行分析，由于模型回歸系數(shù)本身的經(jīng)濟學(xué)含義較小，因此進一步計算更有實際意義的平均邊際效應(yīng)。

(一)社會保障對家庭風(fēng)險金融市場參與的影響：全樣本分析

表4為社會保障對家庭是否參與風(fēng)險金融市場的影響估計結(jié)果。結(jié)果表明，家庭社會保障對家庭是否參與風(fēng)險金融資產(chǎn)具有顯著的促進作用，在控制家庭特征后，每增加一種社會保障，家庭參加風(fēng)險金融市場的可能性將提高12.84%。分析如下：相比模型1及模型2，模型3及模型4考慮了社會保障的內(nèi)生性，并運用兩步法(twostep)對模型進行回歸(1)相比模型1和模型2而言，模型3和模型4考慮了社會保障的內(nèi)生性，并運用兩步法(twostep)對模型進行回歸，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檢驗方法[33]對模型內(nèi)生性進行檢驗，發(fā)現(xiàn)WALD檢驗在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存在內(nèi)生性。因此，對于社會保障對家庭金融市場參與的影響回歸結(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，社會保障對家庭是否持有風(fēng)險金融資產(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保障，家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的概率平均會提高24.92%。模型4為控制家庭特征后社會保障對家庭風(fēng)險金融資產(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，社會保障對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)的邊際效應(yīng)為12.84%。也就是說，家庭社會保障一定程度上保證了家庭未來的確定性，進而也增進了家庭對風(fēng)險金融資產(chǎn)的持有概率。

根據(jù)模型回歸結(jié)果，對其他控制變量的解釋如下：第一，年齡的系數(shù)為正，表明年齡的增加會提高家庭對風(fēng)險金融市場參與的可能性，但是年齡平方系數(shù)為負則又表明年齡增加對推動家庭參與風(fēng)險金融市場的概率是先增后減的；第二，家庭收入對數(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)險金融市場的概率越大；第三，風(fēng)險態(tài)度取值越大，風(fēng)險厭惡程度越高，而回歸結(jié)果系數(shù)為負，符合居民家庭越厭惡風(fēng)險越不可能參與風(fēng)險金融市場的現(xiàn)實狀況。

表4 社會保障對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)參與的影響

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

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

表5為社會保障對家庭金融資產(chǎn)持有比重的影響估計結(jié)果。結(jié)果表明，家庭社會保障程度越高風(fēng)險金融資產(chǎn)比重就越大，即每增加一種社會保障，家庭對風(fēng)險金融資產(chǎn)的持有比重平均將提高9.4%。分析如下：根據(jù)Wooldridge方法對內(nèi)生性進行檢驗，結(jié)果表明應(yīng)選擇接受IV-Totit(模型7和模型8)的估計結(jié)果。而模型7回歸結(jié)果則顯示社會保障對家庭風(fēng)險金融資產(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，雖然家庭社會保障對家庭風(fēng)險金融資產(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，即每增加一種社會保障，家庭對風(fēng)險金融資產(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，家庭對風(fēng)險金融資產(chǎn)的持有比重也將增加，但是年齡平方系數(shù)為負，表明當(dāng)年齡到達某一取值后，家庭對風(fēng)險金融資產(chǎn)的持有比重將會有所下降；受教育程度及家庭收入對家庭金融資產(chǎn)的持有比重均有顯著的正向促進作用，而風(fēng)險態(tài)度對風(fēng)險金融資產(chǎn)持有比重則存在反向的抑制作用，符合實際情況；值得注意的是，家庭規(guī)模系數(shù)為負，說明家庭人口越多家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)占比越大，可能是因為家庭人口數(shù)越大，生活負擔(dān)及成本越大，安全感相對較小，對風(fēng)險的厭惡程度就越大。

(三)社會保障與家庭金融資產(chǎn)組合多樣性：全樣本分析

表6為社會保障對家庭金融資產(chǎn)組合多樣性影響的估計結(jié)果。結(jié)果表明，家庭社會保障狀況越好，家庭金融資產(chǎn)組合越豐富，家庭參與風(fēng)險金融市場程度越高。分析如下：由于內(nèi)生性檢驗結(jié)果顯示在10%的顯著性水平上未通過檢驗，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，社會保障對金融資產(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)險金融市場程度越高。其他控制變量回歸結(jié)果與前文大致相同，不再贅述。

表5 社會保障對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)持有比重的影響

注：同表4

表6 社會保障對家庭金融資產(chǎn)組合多樣性的影響

注：同表4

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

由于我國城鄉(xiāng)居民在社會保障水平上存在巨大的差異，本文又分別對城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭社會保障對家庭金融資產(chǎn)配置的影響進行了探討，表7、表8及表9給出了估計結(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結(jié)果類似，限于篇幅，其余控制變量的估計結(jié)果略去。。表7為城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭社會保障對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)參與的影響估計，內(nèi)生性檢驗顯示支持IV-Probit(模型14及模型16)回歸結(jié)果。對比城鄉(xiāng)家庭發(fā)現(xiàn)，社會保障對城鎮(zhèn)及農(nóng)村家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)的參與均存在顯著影響，但是社會保障對農(nóng)村家庭風(fēng)險金融資產(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)村家庭社會保障對家庭風(fēng)險資產(chǎn)的影響結(jié)果，內(nèi)生性檢驗表明，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)估計結(jié)果。對比分析可得，不管是城鎮(zhèn)家庭還是農(nóng)村家庭，社會保障對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)比重均存在顯著的影響，但是社會保障對農(nóng)村家庭風(fēng)險金融資產(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)村家庭社會保障對家庭金融資產(chǎn)組合影響的結(jié)果，內(nèi)生性檢驗表明城鄉(xiāng)家庭都應(yīng)該選擇Tobit(模型21及模型23)估計結(jié)果。結(jié)果表明，社會保障對城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭的金融資產(chǎn)組合均存在顯著影響，但社會保障對城鄉(xiāng)家庭的金融資產(chǎn)組合的影響存在不對稱性，其對農(nóng)村家庭的金融資產(chǎn)組合影響更大。

經(jīng)過上文分別對城鄉(xiāng)家庭回歸結(jié)果對比發(fā)現(xiàn)，無論是家庭風(fēng)險金融市場參與還是家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)持有比重及金融資產(chǎn)組合多樣性，社會保障對農(nóng)村家庭的邊際效應(yīng)都遠大于城鎮(zhèn)家庭。原因可能是農(nóng)村家庭相對城鎮(zhèn)家庭的社會保障程度及金融市場參與程度都較低，而根據(jù)邊際效應(yīng)遞減規(guī)律，當(dāng)社會保障達到某一水平之后，其對居民家庭產(chǎn)生的影響將會逐漸下降，進而導(dǎo)致社會保障對農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)選擇的影響遠大于城鎮(zhèn)家庭。對于其他控制變量，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結(jié)果類似，在此不再贅述。

表7 社會保障與家庭風(fēng)險金融資產(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，括號內(nèi)為Delta方法計算的標(biāo)準(zhǔn)差；表中匯報的結(jié)果為平均邊際效應(yīng)

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

注：同表7

表9 社會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

本文從社會保障視角分別探討了其對家庭金融市場參與、家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)持有比重及家庭金融資產(chǎn)組合多樣性的影響。實證結(jié)果表明社會保障對我國家庭金融市場參與度、家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)比重及家庭金融資產(chǎn)組合多樣性均存在顯著促進作用，而在控制了家庭收入、風(fēng)險態(tài)度以及人口特征等因素后，社會保障對家庭風(fēng)險金融市場參與、家庭風(fēng)險金融資產(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%，社會保障對城鄉(xiāng)家庭金融資產(chǎn)選擇的影響存在非對稱性，社會保障對農(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)社會保障是影響家庭是否參與風(fēng)險金融市場、家庭風(fēng)險金融資產(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，社會保障通過轉(zhuǎn)移金融風(fēng)險降低家庭未來的不確定性，顯著提高了我國居民家庭對金融市場參與及風(fēng)險金融資產(chǎn)投資的可能性。因此，在社會保障體系建設(shè)的同時，若能積極引導(dǎo)居民家庭合理地選擇金融資產(chǎn)，必將推動我國金融市場的多元化發(fā)展。

(2)由于城鄉(xiāng)家庭對于金融資產(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社會保障城鄉(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，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)計社會保障制度時，需要更多地照顧農(nóng)村地區(qū)，提高農(nóng)村的社會保障水平，同時加大農(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。