我國居民養(yǎng)老金融資產(chǎn)配置的影響因素研究

陳曦 江世銀

摘 ? 要：養(yǎng)老金養(yǎng)老和住房養(yǎng)老成為我國居民養(yǎng)老模式最普遍的兩種選擇，但以投資金融市場方式養(yǎng)老的參與度較低、發(fā)展空間有限。本文基于CHFS2017年的數(shù)據(jù)，采用二元Logistic模型和OLS回歸模型，從居民的家庭情況、經(jīng)濟(jì)狀況、行為特征三個方面對我國居民養(yǎng)老金融資產(chǎn)配置的影響因素進(jìn)行了實證分析與研究。結(jié)果顯示，居民不同的個體特征對其養(yǎng)老金融產(chǎn)品的持有與投資回報均具有顯著的影響。其中，受教育程度和收入水平的提高有助于居民持有養(yǎng)老金融資產(chǎn)并提高盈利水平，現(xiàn)金與活期存款、定期存款等，對養(yǎng)老金融產(chǎn)品的持有及投資回報也具有正向作用。養(yǎng)老保險持有的影響不顯著，子女?dāng)?shù)量、家庭健康狀況屬于無關(guān)變量。

關(guān)鍵詞：養(yǎng)老金融;投資回報;Logistic模型;OLS回歸;CHFS

中圖分類號：F830.9 ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：B ?文章編號：1674-2265（2020）03-0065-07

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2020.03.011

一、引言

據(jù)國家統(tǒng)計局（2018）發(fā)布的人口數(shù)據(jù)顯示，我國60周歲及以上的老齡人口達(dá)到2.5億人，占人口總數(shù)的17.90%，相比2017年末增長了0.60%，老齡化增速加快。美國經(jīng)濟(jì)咨商局發(fā)布的全球GDP和人均GDP數(shù)據(jù)顯示，發(fā)達(dá)國家步入老齡化社會時人均GDP約10000美元，而我國2001年步入老齡化社會時人均GDP只有1000美元左右。由此可見，盡管我國已是世界第二大經(jīng)濟(jì)體，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和老齡化程度嚴(yán)重不匹配，在老齡化背景下出現(xiàn)了“未富先老”“未備先老”現(xiàn)象。

據(jù)《中國健康與養(yǎng)老報告》（2015）顯示，我國城鎮(zhèn)50—60歲即將退休的老年人養(yǎng)老資產(chǎn)的構(gòu)成中，“以養(yǎng)老金養(yǎng)老”和“以房養(yǎng)老”成為我國居民養(yǎng)老模式最普遍的兩種選擇，占比共計達(dá)到80%?！吨袊彝ソ鹑谫Y產(chǎn)配置風(fēng)險報告》（2015）顯示，中國家庭資產(chǎn)配置中，金融資產(chǎn)占比僅1成左右，用于養(yǎng)老的金融資產(chǎn)更是少之又少。由此可以看出，居民以現(xiàn)有資產(chǎn)配置方式養(yǎng)老，可使用的資源太少、消費能力太弱、增值空間有限。因此，發(fā)展金融服務(wù)養(yǎng)老亟須提上日程。

學(xué)術(shù)界對養(yǎng)老金融的關(guān)注度雖然逐漸提升，但很多是從宏觀層面研究我國養(yǎng)老金融模式的發(fā)展與不足，微觀層面也很少針對養(yǎng)老方面進(jìn)行深入研究。本文在借鑒已有成果的基礎(chǔ)上，擬從我國居民養(yǎng)老金融資產(chǎn)配置的影響因素著手，深入研究居民個體特征對養(yǎng)老金融產(chǎn)品持有的影響，并篩選出顯著變量研究居民異質(zhì)性對其養(yǎng)老金融產(chǎn)品投資回報額的影響。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)綜述

“養(yǎng)老金金融”最早出現(xiàn)在Blake（2006）的著作《養(yǎng)老金金融學(xué)》一書中。他認(rèn)為，“養(yǎng)老金金融” 主要研究養(yǎng)老基金投資與金融資產(chǎn)、不動產(chǎn)、衍生工具和另類投資的關(guān)系。在這一認(rèn)知基礎(chǔ)上，國內(nèi)外學(xué)者提出了含義更為廣闊的“養(yǎng)老金融”的概念。鄭秉文（2012）將“養(yǎng)老金融”定義為以“銀發(fā)族”為服務(wù)的目標(biāo)群體，以老年服務(wù)為產(chǎn)品開發(fā)特征，以老齡化為引領(lǐng)的、潛力巨大的金融服務(wù)產(chǎn)業(yè)。楊燕綏（2012）等人提出，養(yǎng)老金融源自個人財富的積累和家庭養(yǎng)老的理財規(guī)劃：個人財富是人力資本投入產(chǎn)出的剩余，家庭養(yǎng)老理財規(guī)劃是對這個剩余的風(fēng)險管理。張佩和毛茜（2014）認(rèn)為，養(yǎng)老金融不僅包括基本養(yǎng)老保險的發(fā)展，還包括養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)的金融創(chuàng)新與支持，以及為老年人提供相應(yīng)的養(yǎng)老金融產(chǎn)品和服務(wù)。江世銀（2018）等總結(jié)認(rèn)為，養(yǎng)老金融學(xué)主要是研究銀行、證券、保險、信托、基金等各類金融機(jī)構(gòu)如何積極應(yīng)對老齡化社會發(fā)展要求、滿足養(yǎng)老人群美好生活需要、增強養(yǎng)老領(lǐng)域金融服務(wù)能力的新興金融學(xué)科。

1. 養(yǎng)老金融資產(chǎn)的界定。養(yǎng)老金融資產(chǎn)是指單位或個人所擁有的用于養(yǎng)老目的的、以價值形態(tài)存在的資產(chǎn)。蔡逢敏（2006）通過整理資料發(fā)現(xiàn)，雖然為老年人提供退休收入的形式有社會養(yǎng)老保障體系、家庭或社區(qū)支持、公司養(yǎng)老金計劃、個人投資等多種，但個人在金融資產(chǎn)上的投資仍是十分重要的一環(huán)?！娥B(yǎng)老金融藍(lán)皮書：中國養(yǎng)老金融發(fā)展報告》（2017）將養(yǎng)老金融劃分為三類：養(yǎng)老金金融、涉老服務(wù)金融和養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)金融。養(yǎng)老金融的實施主體主要是與養(yǎng)老有關(guān)的儲蓄類金融機(jī)構(gòu)、保險機(jī)構(gòu)、證券類機(jī)構(gòu)等?！吨袊B(yǎng)老金融調(diào)查報告》（2017）顯示，銀行存款或銀行理財依舊是被調(diào)查者養(yǎng)老資產(chǎn)配置方式的首選，其次是商業(yè)養(yǎng)老產(chǎn)品，購買股票或者基金方式只占13.20%，購買房產(chǎn)方式只占比10.00%。王嘉怡（2019）通過總結(jié)大量文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，我國養(yǎng)老金融主要集中在銀行儲蓄類金融產(chǎn)品上，保險類養(yǎng)老產(chǎn)品已經(jīng)開發(fā)許多，但證券類養(yǎng)老金融產(chǎn)品相對稀少又缺乏特色，基金和信托類養(yǎng)老金融產(chǎn)品也才剛剛起步，發(fā)展空間很大?；谝陨铣晒?，本文將市場上的養(yǎng)老金融產(chǎn)品分為兩大類：風(fēng)險產(chǎn)品和無風(fēng)險產(chǎn)品。風(fēng)險產(chǎn)品包括股票、養(yǎng)老基金及其他養(yǎng)老理財產(chǎn)品，無風(fēng)險產(chǎn)品包括養(yǎng)老保險和儲蓄。

2. 養(yǎng)老金融資產(chǎn)配置。對于居民養(yǎng)老金融資產(chǎn)配置的研究，John（1999）等人利用生命周期模型模擬了投資者一生的投資過程，認(rèn)為將退休時的一半財富投資于股票市場可增加總福利。Sung等（2008）利用盈余模型對韓國1999—2006年期間固定收益養(yǎng)老基金資產(chǎn)的配置數(shù)據(jù)研究得出，養(yǎng)老基金的盈余風(fēng)險管理應(yīng)根據(jù)其與負(fù)債的相關(guān)性和波動性來選擇養(yǎng)老基金資產(chǎn)類別，而不是根據(jù)其預(yù)期回報。國內(nèi)外更多學(xué)者則是從居民異質(zhì)性的角度強調(diào)居民不同個體特征在資產(chǎn)配置中的作用。胡振等（2015）通過Tobit模型研究得出，戶主個人及家庭稟賦，如年齡、受教育水平、職業(yè)、婚姻狀況、收入穩(wěn)定性、風(fēng)險態(tài)度、工資等，不僅是影響居民是否持有金融資產(chǎn)的重要因素，也是影響其金融資產(chǎn)持有額的重要因素。因此，在制定居民金融資產(chǎn)相關(guān)政策時，尤其是涉及養(yǎng)老資產(chǎn)時，必須要考慮居民的異質(zhì)性。張慶偉（2016）在BMS-BDR模型的基礎(chǔ)上，通過構(gòu)建離散模型得出結(jié)論：雖然初始資產(chǎn)對早期養(yǎng)老的配置具有很大影響，但隨著年齡的增加，只要工資水平和收益水平保持相對穩(wěn)定，初始條件的影響會逐步消除，配置結(jié)果具有一致性收斂性。付琳（2018）通過將中國模式與英國模式、加拿大模式和美國模式對比，發(fā)現(xiàn)我國現(xiàn)存養(yǎng)老體系的主要問題體現(xiàn)在缺少個人養(yǎng)老資產(chǎn)配置途徑，個人資產(chǎn)無法合理增值，也沒有強制性企業(yè)年金制度。Alserda等（2019）采用擴(kuò)大彩票選擇方法從來自不同養(yǎng)老計劃的成員中分析個人養(yǎng)老金與收入風(fēng)險偏好，結(jié)果表明：成員風(fēng)險偏好具有很強的異質(zhì)性，只能從個人養(yǎng)老計劃特征方面進(jìn)行預(yù)測。這些研究有其合理的一面，但也存在更深入研究的必要，如養(yǎng)老金融資產(chǎn)狀況及行為特征如何影響他們的選擇?；诖?，本文分別從家庭情況、經(jīng)濟(jì)狀況、行為特征三個方面對我國居民養(yǎng)老金融資產(chǎn)配置的影響因素進(jìn)行定量分析。

（二）研究假說

對于人生階段的劃分，不同的學(xué)者有不同的劃分方式。Bodie（1992）等人在研究消費與儲蓄的生命周期假說背景下，將人的一生劃分為青年時期（20—35歲）、中年時期（35—55歲）和老年時期（55歲以后）。文中（2004）則認(rèn)為人生理財應(yīng)該劃分為六個階段：單身期、家庭形成期、家庭成長期、子女大學(xué)教育期、家庭成熟期和退休期。其中，家庭成熟期是指子女參加工作到家長退休的這段時期，理財優(yōu)先順序為資產(chǎn)增值管理、養(yǎng)老規(guī)劃、特殊目標(biāo)規(guī)劃、應(yīng)急基金。邱宜干（2018）先將人生資產(chǎn)配置大致劃分為三個階段：青年階段 （22—44歲）、壯年階段（45—74歲）和老年階段（75歲以上）。對于壯年階段，他又進(jìn)一步劃分為子女參加工作后和子女參加工作前。他認(rèn)為，子女參加工作后的階段需要通過購買中短期國債、債券型基金、保本型銀行理財產(chǎn)品等來為退休后的老年生活做準(zhǔn)備。

基于以上研究成果，本文將人生的不同階段劃分為：第一階段為20—30歲低收入的青年階段，第二階段為30—50歲高收入的中年階段，第三階段為50—60歲穩(wěn)定收入的相對老年階段，第四階段為60歲以后低收入的老年階段。處于第二階段的居民面臨著“上有老下有小”的局面，結(jié)余少，難以為養(yǎng)老做準(zhǔn)備。處于第四階段的居民收入和支出相對減少，抵抗風(fēng)險能力大大減弱。而處于第三階段的居民，人生趨于平穩(wěn)，子女、住房壓力相對減少，且面臨著更加緊迫的養(yǎng)老壓力，因此我們將研究對象設(shè)定為處于50—60歲相對老年階段的人群，并研究此階段居民養(yǎng)老金融資產(chǎn)配置的影響因素。據(jù)此提出以下三個假說：

H1：家庭基本特征會對居民養(yǎng)老金融資產(chǎn)的持有與投資回報產(chǎn)生一定影響。

首先，受教育程度高、對金融知識有一定了解的居民對養(yǎng)老金融產(chǎn)品的潛在價值可能會有更加深入的了解，因此更傾向于持有養(yǎng)老金融產(chǎn)品并獲得較高的收益。其次，受傳統(tǒng)“養(yǎng)兒防老”觀念的影響，假設(shè)子女?dāng)?shù)量越多的家庭，選擇持有養(yǎng)老金融產(chǎn)品的可能性就越小，獲得收益相應(yīng)也就越少。最后，健康狀況較差的家庭可能有很大比重的資金投資于醫(yī)療等其他方面，健康狀況較好的家庭會有很多富余的資金進(jìn)行養(yǎng)老金融產(chǎn)品的投資。

H2：經(jīng)濟(jì)狀況會對居民養(yǎng)老金融產(chǎn)品的持有與投資回報產(chǎn)生一定影響。

收入越高，越會加大對金融產(chǎn)品的持有，多樣化的配置也會使得養(yǎng)老金融資產(chǎn)的投資回報加大。職業(yè)屬性也會影響居民養(yǎng)老金融資產(chǎn)的持有。政府機(jī)關(guān)或事業(yè)單位等工作單位較為穩(wěn)定的居民會減少養(yǎng)老金融產(chǎn)品的持有，企業(yè)或個體工商戶等不穩(wěn)定職業(yè)的居民可能會增加對金融產(chǎn)品的持有。

H3：行為特征會顯著影響居民養(yǎng)老金融資產(chǎn)的持有與投資回報。

購買養(yǎng)老保險的居民可能會認(rèn)為沒有必要持有其他養(yǎng)老金融資產(chǎn)，即養(yǎng)老保險與其他養(yǎng)老金融資產(chǎn)的持有具有“替代關(guān)系”，因此養(yǎng)老保險的持有對養(yǎng)老金融資產(chǎn)的持有與投資回報具有反向影響?；钇诖婵?、定期存款等資產(chǎn)參與度較高的居民，家庭財富也相對較高，因此養(yǎng)老金融資產(chǎn)參與度就較高，取得收益就越高。

三、實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于中國家庭金融調(diào)查（CHFS）2017年的相關(guān)數(shù)據(jù)。CHFS旨在收集全國范圍內(nèi)家庭金融微觀層面的數(shù)據(jù)，內(nèi)容涵蓋了受訪者的基本信息、家庭信息、健康、工作、退休、養(yǎng)老、家庭財富等。2017年第四輪調(diào)查共采集樣本40011戶，覆蓋全國29個省、355個區(qū)縣、1428個社區(qū)，具有全國、省級和部分副省級城市代表性。本文選取了處于50—60歲相對老年階段的人群作為研究對象，為了保證后續(xù)分析的有效性，剔除了無效樣本，并對少量缺失信息但有重大影響的變量做了模擬處理，得到了有效樣本8403份。

（二）模型選取與變量說明

本文考察的是我國居民養(yǎng)老金融資產(chǎn)配置的影響因素。居民是否持有養(yǎng)老金融資產(chǎn)為二元變量，我們選擇Logistic回歸模型反映其與各個自變量之間的關(guān)系。關(guān)于居民不同個體特征對其養(yǎng)老金融資產(chǎn)投資回報額的影響，使用OLS回歸模型反映其與顯著自變量之間的相關(guān)關(guān)系。

1. Logistic模型及其變量說明。

（1）模型與變量。在分析養(yǎng)老金融資產(chǎn)的持有時，我們選用二元Logistic模型。將持有養(yǎng)老金融資產(chǎn)賦值為1，未持有養(yǎng)老金融資產(chǎn)賦值為0，模型的基本形式如下：

上式中[Yi]指的是養(yǎng)老金融資產(chǎn)的持有率，包括[Y1]股票債券持有，[Y2]養(yǎng)老基金持有，[Y3]養(yǎng)老理財產(chǎn)品持有;[Xij]為解釋變量。本文將解釋變量劃分為三類：家庭情況、經(jīng)濟(jì)狀況和行為特征。家庭情況包括家庭金融知識了解程度、受教育程度、子女?dāng)?shù)量、家庭健康狀況，經(jīng)濟(jì)狀況包括職業(yè)背景、收入情況，本文設(shè)定收入高于平均值的群體為高收入群體，收入低于平均值的群體為低收入群體。行為特征包括養(yǎng)老保險持有、現(xiàn)金與活期存款持有、定期存款持有。因受數(shù)據(jù)和實際情況的影響，我們暫不考慮養(yǎng)老信托持有。

（2）樣本概況與回歸結(jié)果。根據(jù)以上變量設(shè)置，對有效樣本進(jìn)行統(tǒng)計分析，年齡區(qū)間為50—60歲的有效問卷8403份。其中，對金融知識有一定了解的人數(shù)占比14.59%，對金融知識了解很少甚至不了解的占比85.41%。受教育程度為初中及以下占比59.20%，高中或大專達(dá)到32.20%，本科及以上占比8.60%。子女?dāng)?shù)量方面只有一個子女的占比最大，約占67.50%。家庭健康狀況方面，認(rèn)為較好的占81.25%。職業(yè)背景方面，企業(yè)占比最多，達(dá)到62.30%;政府機(jī)關(guān)或事業(yè)單位占比9.00%。收入狀況低于平均值的占比66.74%，高于平均值的占比33.26%。行為特征中，養(yǎng)老保險的持有率為84.10%，現(xiàn)金與活期存款的持有率為84.70%，定期存款的持有率為32.50%。

為了更加準(zhǔn)確地分析影響居民參與金融養(yǎng)老的相關(guān)因素，我們對模型中的各個解釋變量進(jìn)行多重共線性檢驗，檢驗結(jié)果顯示各個變量的方差膨脹因子值（VIF）均遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于10，說明變量之間不存在多重共線性問題。根據(jù)Logistic模型的預(yù)測結(jié)果，我們認(rèn)為顯著性低于或等于5%是有效的。

結(jié)果表明：（1）對于股票債券的持有，X1金融知識了解程度、X5職業(yè)背景呈負(fù)向影響;X2受教育程度、X3子女?dāng)?shù)量、X6收入狀況、X7養(yǎng)老保險持有、X8活期存款持有、X9定期存款持有呈正向影響;X4家庭健康狀況影響不顯著。（2）對于養(yǎng)老基金的持有，X1金融知識了解程度、X5職業(yè)背景呈負(fù)向影響;X2受教育程度、X6收入狀況、X7養(yǎng)老保險持有、X8活期存款持有、X9定期存款持有呈正向影響;X3子女?dāng)?shù)量、X4家庭健康狀況影響不顯著。（3）對于其他理財產(chǎn)品的持有，X1金融知識了解程度、X5職業(yè)背景呈負(fù)向影響;X2受教育程度、X7養(yǎng)老保險持有、X8活期存款持有、X9定期存款持有呈正向影響;X3子女?dāng)?shù)量、X4家庭健康狀況影響不顯著。

同時，為了使回歸結(jié)果更加精確，我們采用似不相關(guān)回歸模型（SUR）將各個方程進(jìn)行聯(lián)合估計，以便減少方程間誤差項擾動帶來的估計偏差，從而提高估計效率。假定各方程的變量之間沒有內(nèi)在聯(lián)系，但各方程擾動項之間存在相關(guān)性，其基本方程式如下：

由上述結(jié)果可以看出，Chi2數(shù)值很大，P值很小，整體預(yù)測正確百分比為73.03%，說明方程擬合度較好。同時如表2所示，各個自變量的方差膨脹因子值（VIF）均在1—2左右，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于10，自變量之間也不存在多重共線性問題，因此模型是可靠的。

最后，為了確定自變量對因變量影響的重要程度，我們選取了R?對自變量的解釋程度進(jìn)行排序。

綜合Y1、Y2、Y3的R?結(jié)果發(fā)現(xiàn)，X1金融知識、X2受教育程度、X5職業(yè)背景、X6收入情況、X7養(yǎng)老保險持有、X8活期存款持有、X9定期存款持有對金融養(yǎng)老產(chǎn)品的持有具有較大的影響;X3子女?dāng)?shù)量、X4家庭健康狀況影響不顯著。其中，X2受教育程度對三者的影響均為最大。

2. OLS回歸模型及其變量說明。根據(jù)上述回歸結(jié)果，剔除X3子女?dāng)?shù)量、X4家庭健康狀況兩個無關(guān)變量，重新修改其他自變量的賦值情況，建立OLS回歸模型以分析金融養(yǎng)老產(chǎn)品盈利額與這些自變量之間的關(guān)系。關(guān)于金融養(yǎng)老產(chǎn)品盈利額的OLS回歸模型公式如下：

其中，Y為養(yǎng)老金融產(chǎn)品投資回報額。K1為金融知識了解程度，K2為受教育程度，K3為職業(yè)背景，K4為收入情況，K5為養(yǎng)老保險費用總額，K6為現(xiàn)金與活期存款總額，K7為定期存款總額。具體定義見表5。

養(yǎng)老金融資產(chǎn)投資收入這一數(shù)據(jù)較難獲得。我們在上述8403個有效樣本中，篩選出持有養(yǎng)老金融產(chǎn)品并愿意透露投資回報額的家庭，共得到有效樣本1270個。

從表6描述性統(tǒng)計可以看出，自變量中，收入情況、現(xiàn)金與活期存款總額、定期存款總額差異均十分巨大;養(yǎng)老保險費用總額由于涉及多種保險類型，因此保費差距也十分巨大。因變量中，養(yǎng)老金融資產(chǎn)的投資回報年收益最大值為260萬，最小值為負(fù)值-24.9萬，說明居民不同養(yǎng)老金融資產(chǎn)投資效果存在顯著的不同，優(yōu)化投資決策十分必要。

從表7回歸結(jié)果可以看出：（1）養(yǎng)老金融產(chǎn)品投資回報額與K2受教育程度雖然呈正相關(guān)，但相關(guān)性并不強;K3職業(yè)背景、K1金融知識了解程度與其相關(guān)性更低。這可能是由于中國養(yǎng)老金融市場發(fā)展尚不健全，居民進(jìn)行養(yǎng)老金融資產(chǎn)的投資過程中存在許多非理性行為，資產(chǎn)配置效率低。（2）養(yǎng)老金融資產(chǎn)投資回報額與K4收入情況、K6現(xiàn)金與活期存款總額、K7定期存款總額均呈正相關(guān)，這說明收入越高、財富狀況越好的家庭，越傾向于積極配置金融資產(chǎn)為養(yǎng)老做準(zhǔn)備。同時，資產(chǎn)較為豐厚的家庭，也可以選擇不同的資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)，從而提高金融資產(chǎn)的收益率。（3）K5養(yǎng)老保險費用總額雖然對養(yǎng)老金融資產(chǎn)盈利額具有負(fù)向影響，但與其相關(guān)關(guān)系不顯著。這可能是由于我國居民配置用于養(yǎng)老目的的金融資產(chǎn)占比較低，持有養(yǎng)老保險的居民并不一定會減少對金融養(yǎng)老產(chǎn)品的持有。

四、假說驗證與實證分析

根據(jù)上述模型得到的結(jié)果，我們對研究假說進(jìn)行驗證與分析：

對于H1：（1）受教育程度對養(yǎng)老金融產(chǎn)品的持有具有顯著的正向影響，但對其投資回報的影響不顯著，這說明知識儲備雖然能夠促使居民持有養(yǎng)老金融產(chǎn)品，但對其投資水平的影響并不大。金融知識了解程度顯著性不強甚至產(chǎn)生負(fù)向影響，可能與我國金融養(yǎng)老市場發(fā)展不健全、居民的投資行為存在大量非理性因素有關(guān)。（2）子女?dāng)?shù)量和家庭健康狀況屬于無關(guān)變量，可能是由于我國現(xiàn)代社會保障體系的完善與發(fā)展，居民承受風(fēng)險的能力與這兩個變量不再緊密相關(guān)。

對于H2，（1）家庭收入決定著可用資金的多少，總收入穩(wěn)定的家庭可能傾向于擁有更多養(yǎng)老金融資產(chǎn)，從而獲得更高收益。（2）職業(yè)屬性對居民養(yǎng)老金融資產(chǎn)的持有影響并不顯著，可能是因為只有少數(shù)居民工作單位為政府機(jī)關(guān)或事業(yè)單位，部分居民為個體戶或者務(wù)農(nóng)謀生。

對于H3，（1）養(yǎng)老保險也屬于養(yǎng)老金融產(chǎn)品的組成部分，但可能由于我國居民選擇傳統(tǒng)養(yǎng)老方式較為普遍，因此養(yǎng)老保險費用總額對養(yǎng)老金融資產(chǎn)盈利額影響的顯著性很低。（2）現(xiàn)金與活期存款、定期存款等象征著家庭財富，家庭財富狀況越好的家庭，越傾向于積極配置養(yǎng)老金融資產(chǎn)并更可能取得較高的收益。

五、結(jié)論與建議

本文利用2017年CHFS數(shù)據(jù)，通過Logistic模型和OLS回歸模型，對我國居民養(yǎng)老金融資產(chǎn)配置的影響因素進(jìn)行了實證分析與研究。結(jié)果表明，我國居民對養(yǎng)老金融市場的參與度很低，資產(chǎn)配置效率不高，投資回報額存在巨大差異。居民不同的個體特征也影響著養(yǎng)老金融資產(chǎn)的配置與效率。本文基于以上研究分別從兩個層面提出建議：居民層面合理選擇養(yǎng)老金融產(chǎn)品，及時把控投資風(fēng)險;國家層面支持養(yǎng)老金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展，規(guī)范養(yǎng)老金融市場運作。

（一）居民層面

居民的養(yǎng)老金融資產(chǎn)的投資回報存在著巨大的差別，風(fēng)險性較大，甚至有些出現(xiàn)損失慘重的情況。根據(jù)本文的研究結(jié)果，知識儲備和財富狀況對于我國居民進(jìn)入養(yǎng)老金融市場具有重要的推動作用。學(xué)歷高的居民相對更容易接觸到金融市場，學(xué)習(xí)金融知識的能力相對較強，因此更可能持有多樣化的養(yǎng)老金融資產(chǎn)并獲得較高收益。因此財富狀況好、收入高的居民風(fēng)險承擔(dān)能力較強，可以根據(jù)自身情況選擇高風(fēng)險高收益的產(chǎn)品。但受教育水平高、知識儲備豐富并不代表個人投資可以獲得相應(yīng)較高的收益。風(fēng)險投資具有很大的不確定性，尤其在我國養(yǎng)老金融市場尚不健全，居民投資具有非理性的情況下，這一特點更加凸顯。因此在持有養(yǎng)老金融資產(chǎn)后，居民需要根據(jù)自身財富狀況、家庭情況和市場狀況，及時調(diào)整養(yǎng)老金融資產(chǎn)的配置與結(jié)構(gòu)。當(dāng)損失達(dá)到止損線時要選擇及時收手，將風(fēng)險控制在可承受范圍內(nèi)。同時，相對老年群體在選擇養(yǎng)老金融產(chǎn)品時，需要結(jié)合自身的實際情況，多積累資金、多學(xué)習(xí)金融知識，及時優(yōu)化資產(chǎn)配置，減少投資非理性行為，以提高投資回報率。

（二）國家層面

隨著我國老齡化問題的嚴(yán)重和“未富先老”“未備先老”現(xiàn)象的暴露，養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)逐漸成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的又一焦點。但居民投資用于養(yǎng)老目的的金融資產(chǎn)占比非常少，這與我國養(yǎng)老金融市場發(fā)展不健全有很大的關(guān)系。我國養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)處于剛起步階段，依然具有福利性與低盈利性的特點，因此政府或政府性金融機(jī)構(gòu)的支持就顯得非常重要。

針對養(yǎng)老金融市場上產(chǎn)品稀缺、部分養(yǎng)老金融產(chǎn)品功能名不副實的現(xiàn)象，政府應(yīng)有針對性地進(jìn)行管理，鼓勵金融機(jī)構(gòu)立足于老年群體的特征，加大產(chǎn)品創(chuàng)新力度，更加有效地滿足老年人融資、理財?shù)雀鞣矫娴慕鹑谛枨?。同時借鑒英美日等發(fā)達(dá)國家處理老齡化的經(jīng)驗，對養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)給予信貸支持、提供扶持養(yǎng)老基金等，提高養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)市場化運作，加強對養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)市場化的監(jiān)督與管理，以保障老年群體的合法權(quán)益。

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Abstract：Old-age pension and housing old-age pension are the two most common choices for residents' pension mode in China. However，the pattern of investing in financial markets has low participation and limited development space. Based on the data of CHFS in 2017，using binary Logistic model and OLS regression model，this paper makes empirical analysis and research on the influencing factors of Chinese residents' endowment financial asset allocation from three aspects including family situation，economic situation and behavioral characteristics of the residents. The results show that different individual characteristic of residents has a significant impact on the holding and return on investment of their pension financial products. The improvement of education level and income level will help residents to hold financial assets for the aged and increase their profitability. Cash，current deposits，time deposits and other symbols of family wealth will also have a positive effect on the holding and return on investment of financial products for the aged. The influence of endowment insurance holding is not significant，and the number of children and family health are irrelevant variables.

Key Words：pension finance，return on investment，Logistic model，OLS regression，CHFS