養(yǎng)老保險(xiǎn)與家庭金融參與

張維鴻

（貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)，貴陽(yáng) 550025）

0 引言

隨著深化改革的不斷推進(jìn)，我國(guó)居民的收入不斷提高，居民的家庭財(cái)富也隨之持續(xù)增加，如何對(duì)持有資產(chǎn)進(jìn)行保值和增值成為家庭資產(chǎn)管理的核心目標(biāo)。但是，由于收入、金融素養(yǎng)和受教育程度等諸多因素的影響，我國(guó)持有風(fēng)險(xiǎn)金融產(chǎn)品的家庭比例還遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國(guó)家。由于資本性收入和勞動(dòng)收入的差距，未參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)家庭所缺失的財(cái)產(chǎn)性收入難以通過(guò)其他渠道彌補(bǔ)，這既不利于家庭資產(chǎn)管理目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，也不利于縮小居民的收入差距和推進(jìn)共同富裕目標(biāo)的落實(shí)。并且大量資金沉積在銀行無(wú)法直接推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，不僅未充分挖掘資本的使用效率，也不利于產(chǎn)業(yè)升級(jí)戰(zhàn)略和我國(guó)內(nèi)外雙循環(huán)經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)現(xiàn)。現(xiàn)有研究表明，家庭在進(jìn)入金融市場(chǎng)的決策過(guò)程中會(huì)受到家庭特征和個(gè)人特征的影響。居民未來(lái)收入的不確定性可以通過(guò)購(gòu)買養(yǎng)老保險(xiǎn)來(lái)降低。因此，研究養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融參與的影響不僅可以為社保政策的制定提供參考，還能為如何提高居民的資本性收入給予啟示。

1 文獻(xiàn)綜述

金融市場(chǎng)參與會(huì)對(duì)居民的收入和宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生重要的影響。隨著對(duì)學(xué)術(shù)界在家庭金融領(lǐng)域研究的深入，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)家庭特征、個(gè)人特征等其他因素會(huì)對(duì)家庭金融參與產(chǎn)生影響?，F(xiàn)有的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，背景風(fēng)險(xiǎn)的降低會(huì)誘發(fā)金融風(fēng)險(xiǎn)的產(chǎn)生，特別是對(duì)于股票市場(chǎng)參與成本較低的個(gè)人而言。然而，現(xiàn)有研究表明養(yǎng)老保險(xiǎn)可以抵消背景風(fēng)險(xiǎn)，從而影響家庭的金融投資決策。也有研究將社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)作為健康狀況影響家庭金融投資行為的調(diào)節(jié)變量，用于探究醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭金融投資決策的作用。社會(huì)保險(xiǎn)能夠通過(guò)背景風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭資產(chǎn)配置行為產(chǎn)生間接影響。因此，擁有社會(huì)保險(xiǎn)能夠增加家庭所配置的風(fēng)險(xiǎn)金融產(chǎn)品份額。有學(xué)者使用回歸不連續(xù)性設(shè)計(jì)來(lái)檢驗(yàn)醫(yī)療保險(xiǎn)是否會(huì)影響的股票持有量，發(fā)現(xiàn)對(duì)受過(guò)高等教育的人有顯著的影響。有學(xué)者從保險(xiǎn)的角度研究了股票市場(chǎng)有限參與之謎，研究發(fā)現(xiàn)對(duì)巨額財(cái)產(chǎn)損失的保險(xiǎn)不足可以解釋股票市場(chǎng)的有限參與之謎，證明了保險(xiǎn)是家庭投資和儲(chǔ)蓄決策過(guò)程中的重要影響因素。擁有人壽保險(xiǎn)或者社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的家庭更有可能進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置。擁有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠使居民將來(lái)收入的不確定性下降，從而提升家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有份額。社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)不僅對(duì)家庭金融參與概率，還會(huì)對(duì)家庭持有的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比重有顯著的正向影響?？偟膩?lái)說(shuō)，當(dāng)前學(xué)術(shù)界主要集中探討是否參保社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)和養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭持有金融資產(chǎn)的影響，但并未考慮商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)是否對(duì)家庭金融參與的影響。因此，本文將實(shí)證分析基本養(yǎng)老保險(xiǎn)以及商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響。

2 模型選擇和變量選取

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源和變量選取

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自2017 年中國(guó)社會(huì)綜合調(diào)查，在剔除了一些明顯異常和缺失的數(shù)據(jù)后，共獲得10 167 組可用數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。

被解釋變量為家庭是否參與金融市場(chǎng)。只要受訪家庭持有前文列出的風(fēng)險(xiǎn)金融產(chǎn)品中的任意一項(xiàng)就賦值為1，否則為0。本文的核心解釋變量為基本養(yǎng)老保險(xiǎn)和商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)。其中，參?；荆虡I(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)賦值分別為1 和2，否則為0。

本文的控制變量分為家庭特征和個(gè)人特征兩方面。其中，家庭特征主要包括家庭年收入、房產(chǎn)數(shù)、家庭規(guī)模、車輛、未成年子女等代表家庭財(cái)富水平的變量。家庭年收入取值為家庭年收入的對(duì)數(shù)，用家庭人口數(shù)表示家庭規(guī)模。房產(chǎn)賦值為家庭持有的房產(chǎn)數(shù)目。車輛，擁有車輛賦值為1，沒(méi)有則賦值為0。未成年子女賦值為家庭中未成年子女的數(shù)量。個(gè)人特征包括受訪者的年齡、教育程度、戶籍屬性以及移動(dòng)支付使用。在本文中按照最高學(xué)歷將受教育程度依次賦值為1 至5。戶籍，本文將城鎮(zhèn)戶口取值為1，農(nóng)村戶口為0?；ヂ?lián)網(wǎng)金融產(chǎn)業(yè)的高速發(fā)展，減少了居民進(jìn)入風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的障礙，各大移動(dòng)支付平臺(tái)吸引了大量普通居民進(jìn)入金融市場(chǎng)。因此，移動(dòng)支付的使用也會(huì)對(duì)金融參與造成影響。若近期使用過(guò)移動(dòng)支付，該變量為賦值1，未使用賦值為0。

2.2 計(jì)量模型選擇

由于被解釋變量金融參與為二元虛擬變量，因此，本文將使用Probit 模型進(jìn)行回歸。因?yàn)樵撃Ｐ腿菀壮霈F(xiàn)內(nèi)生性問(wèn)題，因此本文通過(guò)工具變量法對(duì)內(nèi)生性問(wèn)題進(jìn)行控制，并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。相關(guān)模型具體如下：

其中，yi是被解釋變量即虛擬變量家庭是否參與金融市場(chǎng)；xi代表核心解釋變量社會(huì)保障和收入等其他的控制變量；βi是解釋變量的影響系數(shù)，∧是邏輯分布的累積分布函數(shù)。表1為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證分析

3.1 基本回歸

表2 展示了Probit 模型的回歸結(jié)果，由于這兩模型回歸系數(shù)意義不大，故本文匯報(bào)的是回歸的邊際效應(yīng)。同時(shí)還按照全樣本、城市和農(nóng)村進(jìn)行了分類回歸。

表2 金融市場(chǎng)參與基本回歸結(jié)果

通過(guò)回歸結(jié)果分析可知，在不考慮內(nèi)生性的情況下，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭的金融參與存在顯著的正向影響。擁有社會(huì)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)使得居民家庭的在風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的參與概率提高3.2%，商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)為2.4%，并且對(duì)城市地區(qū)的邊際影響遠(yuǎn)高于農(nóng)村地區(qū)。

3.2 內(nèi)生性檢驗(yàn)

為了解決由于互為因果以及遺漏變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，采用工具變量法對(duì)之前金融參與的Probit 模型回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。根據(jù)工具變量的選取要求，選擇基本醫(yī)療保險(xiǎn)和商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)作為兩種養(yǎng)老保險(xiǎn)的工具變量。

回歸結(jié)果如表3 所示，第一階段回歸的F 值均大于10，說(shuō)明所選工具變量的有效性。根據(jù)沃爾德檢驗(yàn)的結(jié)果，社會(huì)保障水平為內(nèi)生變量，故使用工具變量法是正確的選擇。通過(guò)對(duì)比與前文中的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在控制其他變量的基礎(chǔ)上，運(yùn)用工具變量法的回歸結(jié)果邊際效應(yīng)更高，說(shuō)明忽略養(yǎng)老保險(xiǎn)的內(nèi)生性會(huì)低估其對(duì)金融參與的影響。

表3 工具變量回歸

4 結(jié)論及建議

本文運(yùn)用2017 年中國(guó)社會(huì)綜合調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了社會(huì)保障水平對(duì)金融市場(chǎng)參與的影響。

基本養(yǎng)老保險(xiǎn)和商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)均對(duì)家庭在風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的參與概率存在顯著的正向影響，并且這一結(jié)論在城市和農(nóng)村均成立，且對(duì)城市家庭的邊際影響遠(yuǎn)大于農(nóng)村家庭?；谏鲜鲅芯堪l(fā)現(xiàn)，本文給出兩條建議：第一，要著重?cái)U(kuò)大參保社會(huì)基本養(yǎng)老的受眾范圍，尤其是在農(nóng)村地區(qū)。參保養(yǎng)老保險(xiǎn)可以使家庭未來(lái)收入的不確定性下降，從而增加居民家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的概率，這可以增加居民的資本性收入的渠道。第二，要鼓勵(lì)和合理引導(dǎo)居民參與正規(guī)金融市場(chǎng)。使居民充分分享國(guó)家發(fā)展帶來(lái)的紅利，推進(jìn)共同富裕的實(shí)現(xiàn)，促進(jìn)我國(guó)金融市場(chǎng)的發(fā)展，推動(dòng)宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。