老齡化背景下家庭金融資產(chǎn)配置研究
——基于CHFS的實證分析

盧亞娟，何樸真，張 慧

（1.徐州醫(yī)科大學(xué) 管理學(xué)院，江蘇 徐州 221004；2.南京審計大學(xué) 金融學(xué)院，江蘇 南京 211815）

一、引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟一直保持著高速增長。在城鄉(xiāng)居民可支配收入大幅增長的同時，家庭財富總額也呈爆發(fā)態(tài)勢?！?020年全球財富調(diào)查報告》顯示，我國家庭財富規(guī)模在2000—2019年間從3.7萬億美元增加至78萬億美元，目前處于全球第二位?！?019年中國家庭財富調(diào)查報告》顯示，我國2018年家庭人均資產(chǎn)為20.88萬元，增長率為7.49%，高于人均GDP 6.1%的增長率。在家庭財富迅速增加、金融市場快速發(fā)展和家庭財富管理意識日益增強的今天，家庭對金融資產(chǎn)配置的需求愈加旺盛。同時得益于我國金融體系的改革與發(fā)展，提供給家庭進行金融資產(chǎn)配置的投資選擇也日益增多。但是目前我國居民家庭的金融資產(chǎn)分布仍然集中于現(xiàn)金、活期存款和定期存款等無風(fēng)險性金融資產(chǎn)。單一的家庭金融資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)微觀上既不利于家庭金融資產(chǎn)的風(fēng)險管理，也不利于家庭投資性收益、財產(chǎn)性收入的增加；宏觀上更是阻塞了資本市場等其他投融資渠道，不利于我國金融市場的改革。

人口老齡化如今已經(jīng)成為一種世界趨勢，深刻地影響著各國的經(jīng)濟發(fā)展，是全球迫切需要解決的問題之一。我國作為世界人口第一大國，據(jù)2021年第七次全國人口普查數(shù)據(jù)，60歲及以上人口總數(shù)為26 402萬人，占總?cè)丝诘?8.70%，已進入全面化老齡社會。人口老齡化不僅會增加社會的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，降低社會活力，使社會消費結(jié)構(gòu)向老年化改變，還有可能繼續(xù)僵化家庭的金融資產(chǎn)配置選擇。

綜上，在我國人口老齡化加重的趨勢下，對家庭金融資產(chǎn)的配置和選擇進行研究，探究人口老齡化對家庭金融資產(chǎn)配置的真實影響，從微觀上看，可以增加居民家庭的財產(chǎn)性收入，改善居民福祉；從宏觀上看，不僅可以繼續(xù)促進金融體系的改革與優(yōu)化，還可以有效防止消費結(jié)構(gòu)惡化，拉動新經(jīng)濟發(fā)展模式下消費端的需求。

二、文獻綜述

國內(nèi)外已有許多文獻對家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素進行了研究。從宏觀的外在因素來看，汪莉等（2021）基于中國家庭金融調(diào)查（CHFS）面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字惠普金融能夠通過降低信息不對稱和交易成本來提升家庭持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)的比例。劉宏等（2017）利用2010年中國家庭跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）實證研究發(fā)現(xiàn)，相比傳統(tǒng)的線下社會互動，互聯(lián)網(wǎng)線上社會互動對于家庭證券與房產(chǎn)投資參與度有更顯著的正效應(yīng)。何玥（2018）根據(jù)中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）和中國勞動力動態(tài)調(diào)查（CLDS）的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，建設(shè)法治政府能夠顯著提升家庭對風(fēng)險資本市場的參與度。林博等（2019）對政策變動與家庭金融資產(chǎn)配置意愿的關(guān)聯(lián)性進行研究發(fā)現(xiàn)，貨幣政策和財政政策會影響微觀家庭的儲蓄存款配置意愿和股票基金投資選擇。此外，一些突發(fā)事件也會通過影響家庭風(fēng)險偏好來改變家庭金融資產(chǎn)配置，如金融危機、自然災(zāi)害等。許榮等（2020）還對事故的影響路徑進行深入研究，發(fā)現(xiàn)特別重大事故是通過凸顯效應(yīng)和情緒效應(yīng)來影響個體風(fēng)險偏好的，從而影響其資產(chǎn)配置。

不過，關(guān)于影響家庭金融資產(chǎn)配置的因素研究中，研究微觀因素的更多更深。在家庭風(fēng)險偏好方面，盧亞娟等（2021）利用2017年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)并從整體和城鄉(xiāng)兩個方面分別研究發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險偏好型家庭更愿意參與資本市場投資且其持有的風(fēng)險性金融資產(chǎn)比例更大。但是，也有學(xué)者得出不一樣的結(jié)論。李濤等（2009）根據(jù)2007年“城市投資者行為調(diào)查”的數(shù)據(jù)實證研究發(fā)現(xiàn)，我國居民對風(fēng)險的偏好態(tài)度與其是否參與股票市場投資無顯著關(guān)聯(lián)，也提出了合理的猜想解釋，即社會互動的程度會削弱居民對于自身真實風(fēng)險態(tài)度的感知能力，從而在核心解釋變量的衡量上出現(xiàn)偏誤。在戶主受教育程度方面，盧亞娟等（2021）實證研究發(fā)現(xiàn)，戶主的受教育水平對家庭參與投資風(fēng)險性金融資產(chǎn)和持有比例均有正向影響，且城鄉(xiāng)之間的地區(qū)差異明顯，即中部地區(qū)以及城鎮(zhèn)家庭中戶主受教育程度對家庭風(fēng)險性金融資產(chǎn)選擇和風(fēng)險性金融資產(chǎn)的占比影響較高。在戶主性別和婚姻狀況方面，王琎等（2014）基于我國家庭投資狀況調(diào)查問卷研究發(fā)現(xiàn)，女性相比男性在結(jié)婚后更傾向于投資風(fēng)險資產(chǎn)和股票。在住房方面，張光利等（2018）基于全國省級面板數(shù)據(jù)及家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，住房價格以及住房價格上漲的幅度對家庭風(fēng)險偏好態(tài)度具有顯著的正效應(yīng)。但是也有學(xué)者認(rèn)為住房資產(chǎn)對家庭參與風(fēng)險金融市場以及持有風(fēng)險金融資產(chǎn)存在顯著的擠出效應(yīng)，即較高的住房價值會顯著降低家庭對風(fēng)險金融市場的參與度和持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的比例。在戶主身體狀況方面，吳衛(wèi)星等（2011）研究發(fā)現(xiàn)戶主健康狀況不會顯著影響其對風(fēng)險金融市場的參與決定。劉瀟等（2014）研究認(rèn)為健康狀況更好的投資者更傾向于對風(fēng)險金融資產(chǎn)進行投資，但這種效應(yīng)具有收入異質(zhì)性，國外學(xué)者也有類似結(jié)論。

在本文所著重關(guān)注的人口年齡結(jié)構(gòu)方面，最經(jīng)典的理論莫過于生命周期假說，該假說的前提是理性，家庭成員能以合理的方式使用自己的收入進行消費，并且其目的是效用最大化。這樣，理性的消費者將根據(jù)自己一生的收入，安排一生的消費與儲蓄，使效用達(dá)到最大化。以生命周期假說為基礎(chǔ)，學(xué)者們做了許多研究。Bakshi等（1994）利用1900—1990年的數(shù)據(jù)對“生命周期假說”進行檢驗，得出年齡增長對風(fēng)險偏好有顯著負(fù)效應(yīng)的結(jié)論。Brunetti等（2010）選用意大利的相關(guān)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)年齡是以倒U型影響家庭持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)比例的，即戶主年齡增長過程中，家庭持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)的比例呈現(xiàn)為先上升再下降的趨勢。Ameriks等（2004）基于美國的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，家庭成員年齡增長并不會顯著影響家庭的金融資產(chǎn)配置。而在我國學(xué)者的研究中，蹇濱徽等（2019）基于中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，人口老齡化程度越高，家庭越不傾向于持有風(fēng)險金融資產(chǎn)。陳丹妮（2018）則發(fā)現(xiàn)家庭老齡化程度對風(fēng)險資產(chǎn)投資的參與度有顯著負(fù)效應(yīng)。也有許多學(xué)者認(rèn)為家庭老齡化程度對家庭金融資產(chǎn)配置并非簡單的線性關(guān)系。

綜上所述，我國家庭老齡化程度對家庭金融資產(chǎn)配置的影響存在不同研究結(jié)果，仍有待分析。隨著家庭老齡化，一方面，家庭財富得到了積累且家庭成員的見識與知識也得到了擴充，在我國大力發(fā)展惠普金融和金融市場日益完善的背景下，老齡化家庭參與風(fēng)險金融市場的投資可能性應(yīng)該會有所提高。另一方面，家庭老齡化不可避免地會帶來不可預(yù)知的額外消費支出風(fēng)險，如醫(yī)療保健支出、疾病險等，這就要求老齡化家庭持有安全性與流動性較高的儲蓄資產(chǎn)。所以本文針對家庭金融資產(chǎn)如何配置的問題，從家庭老齡化程度的角度去分析，力圖得到真正的影響因素。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)選自中國家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，CHFS）。該項目是西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心針對我國微觀家庭層面進行的一項全國性的抽樣調(diào)查。本文選用的是2019年的調(diào)查數(shù)據(jù)，該輪調(diào)查覆蓋全國29個省份、345個縣（市）、1360個村（居）委會，樣本規(guī)模達(dá)34 643戶，追蹤訪問2017年樣本17 494戶，所以該數(shù)據(jù)具有全國及省級代表性。

（二）變量選擇

關(guān)于被解釋變量的選擇，在家庭金融資產(chǎn)中風(fēng)險金融資產(chǎn)的配置方面，結(jié)合CHFS調(diào)查問卷和風(fēng)險金融資產(chǎn)的定義，選擇被抽樣家庭是否持有股票或者基金作為是否持有風(fēng)險金融資產(chǎn)（risk）的標(biāo)準(zhǔn)，除此以外也將其持有風(fēng)險金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比值（riskratio）作為被解釋變量，其中家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)則risk取值為1，反之則為0。在家庭金融資產(chǎn)中無風(fēng)險金融資產(chǎn)的配置方面，這里由于儲蓄幾乎是所有家庭中都具有的，所以不單為其列出一個虛擬變量，而是選擇儲蓄存款占金融資產(chǎn)的比值（savingratio）作為被解釋變量。最后選擇家庭是否持有股票（stock）和基金（fund）以及其分別持有的比例（stockatio、fundratio）作為補充的被解釋變量。

對于解釋變量，結(jié)合過往文獻，可以將家庭戶主年齡（age）以及家庭老年人數(shù)占家庭總?cè)藬?shù)的比重（oldratio）作為衡量家庭老齡化程度的兩種指標(biāo)，其中對于老年人的定義則采取世界衛(wèi)生組織的認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)即年齡≥60歲則為老年人。

在控制變量的選擇上，本文參照陳丹妮的研究，選取了戶主健康程度（health）、家庭是否擁有住房（house）、戶主性別（male）、戶主受教育程度（edu）、家庭規(guī)模即總?cè)藬?shù)（size）、家庭少兒人口比重（youngratio）、家庭人均收入（aincome）、家庭來自地區(qū)（region）以及家庭是否屬于農(nóng)村（rural）作為被解釋變量。雖然本文分析是以家庭為樣本，但是戶主作為一家之主，在家庭金融資產(chǎn)配置的決策上具有決定性作用，所以加入諸如戶主健康程度、受教育程度等個體變量是有必要的。具體的變量類別以及補充說明如表1所示。

表1 變量說明

（三）變量描述性統(tǒng)計

有關(guān)變量的描述性統(tǒng)計見表2。在家庭金融資產(chǎn)配置方面，可以看出我國整體上愿意持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的家庭仍在少數(shù)，風(fēng)險金融資產(chǎn)持有占比的標(biāo)準(zhǔn)差也體現(xiàn)了我國家庭在風(fēng)險金融資產(chǎn)配置上的不均衡，較高的儲蓄占比則反映了我國家庭對于儲蓄的一貫偏好。在家庭樣本的個體特征上，戶主平均年齡達(dá)到56歲，也照應(yīng)了我國正在陷入老齡化危機。其他統(tǒng)計量則都在可控范圍內(nèi)。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

（四）模型構(gòu)建

根據(jù)上文分析，老齡化程度對家庭是否投資風(fēng)險金融資產(chǎn)的影響很可能不是單純的線性關(guān)系，所以構(gòu)建一個關(guān)于戶主年齡的二次項模型（1）。其中，risk為家庭是否參與風(fēng)險金融資產(chǎn)投資，也可以替換為參與程度即家庭金融資產(chǎn)中風(fēng)險資產(chǎn)的占比；X為剩余的一系列控制變量。由于家庭是否持有風(fēng)險金融資產(chǎn)是一個二值變量，所以本文后續(xù)采用Probit模型進行回歸分析。

同樣地，研究老齡化程度對家庭進行儲蓄投資的影響時，也構(gòu)建一個關(guān)于戶主年齡的二次項模型（2）。其中，savingratio為家庭參與無風(fēng)險金融資產(chǎn)投資的程度及家庭金融資產(chǎn)中儲蓄存款占比；X為剩余的一系列控制變量。由于絕大多數(shù)家庭持有的儲蓄比例都為0或者正數(shù)，所以為了提高回歸效率，采用Tobit模型進行回歸分析。

四、回歸分析

（一）相關(guān)性分析

從主要變量Pearson相關(guān)關(guān)系矩陣即表3可以明顯看出，戶主年齡與家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)持有可能是顯著負(fù)相關(guān)的。除此以外，家庭老年人口比重對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)也存在顯著負(fù)效應(yīng)。對于儲蓄比重來說，無論是戶主年齡還是家庭老年人口比重都對家庭金融資產(chǎn)中儲蓄占比有顯著正效應(yīng)（限于篇幅原因，這里只列出有關(guān)risk和age以及其他控制變量的相關(guān)關(guān)系矩陣）。不過Pearson關(guān)系矩陣因為沒有控制其他變量，所以并不能直接證明其之間簡單的線性關(guān)系。對于其他變量來說，系數(shù)均反映出其合理性。如戶主身體健康程度越差的家庭、戶主接受教育程度越低的家庭、人口規(guī)模越大的家庭、人均收入越低的家庭越不可能持有風(fēng)險資產(chǎn)。

表3 相關(guān)關(guān)系矩陣

（二）模型回歸分析

表4是針對模型（1）的回歸結(jié)果，第（1）列到第（3）列分別是戶主年齡對家庭是否持有風(fēng)險金融資產(chǎn)、是否持有股票和是否持有基金的Probit回歸結(jié)果。

表4 戶主年齡對家庭是否持有風(fēng)險金融資產(chǎn)影響的Probit回歸結(jié)果

首先，從核心的解釋變量角度來看，家庭是否持有風(fēng)險金融資產(chǎn)與戶主年齡并非單純的線性關(guān)系，根據(jù)戶主年齡項以及戶主年齡的二次項前面的系數(shù)均在1%上顯著，可以較為肯定地得出家庭是否持有風(fēng)險金融資產(chǎn)與家庭戶主年齡存在倒U型關(guān)系，其拐點根據(jù)-βage/2βage計算出分別為59.10、58.20和65.13。表明了隨著戶主年齡的增長，家庭更愿意對風(fēng)險金融資產(chǎn)進行投資，但超過一定歲數(shù)之后，家庭對風(fēng)險金融資產(chǎn)的投資傾向會減弱，該年齡拐點約為60歲。不難看出，隨著家庭戶主年齡的增長，其財富積累肯定會越來越多，其對于風(fēng)險金融資產(chǎn)的投資需求應(yīng)運而生。再加上戶主無論出于對自己養(yǎng)老的需求還是對于下一代的培養(yǎng)需求，家庭提升對風(fēng)險金融資產(chǎn)的傾向都合乎情理。但是戶主一旦步入老年，身體健康隱患與實際養(yǎng)老需求迅速提升，再加上老年人心態(tài)的變化，高風(fēng)險性的金融資產(chǎn)如股票和基金顯然已漸漸從老齡戶主的家庭金融資產(chǎn)配置范圍中退出。

其次，戶主身體健康狀況越不好，其對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)的持有傾向越低。家庭持有住房，表明其已擁有一定的經(jīng)濟基礎(chǔ)，相比于無住房家庭的金融風(fēng)險資產(chǎn)持有的傾向提高也是十分合理的。戶主接受教育程度越高，其知識水平也會越高，對于風(fēng)險金融資產(chǎn)的認(rèn)識與理解也會更深，所以會更愿意持有風(fēng)險金融資產(chǎn)。家庭人均收入則更顯著體現(xiàn)了家庭的“財力”，在家庭人均收入越高的情況下，會更傾向于對風(fēng)險金融資產(chǎn)的持有，以滿足家庭金融資產(chǎn)配置的豐富性。在家庭所屬區(qū)域方面，東部和中部的家庭相比西部家庭更有可能擁有風(fēng)險性金融資產(chǎn)，而東北部家庭相比西部家庭持有可能性會更小。此外，相比農(nóng)村家庭，城鎮(zhèn)家庭持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)的可能性更高。這可能是由于金融機構(gòu)在農(nóng)村地區(qū)的配套設(shè)施不夠完善，所以難以滿足農(nóng)村融資主體的個性需求。

表5是對模型（2）的回歸結(jié)果，第（1）列和第（2）列都是戶主年齡對家庭儲蓄持有量的Tobit回歸結(jié)果。

表5 戶主年齡對家庭金融資產(chǎn)中儲蓄比重影響的Tobit回歸結(jié)果

首先，從核心解釋變量角度來看，無論是單純的戶主年齡一次項系數(shù)還是非線性模型的二次項和一次項系數(shù)都在1%上顯著，所以該處需要更詳細(xì)的分析。對于第（1）列來說，不同于風(fēng)險資產(chǎn)持有，家庭金融資產(chǎn)中儲蓄比重與戶主年齡存在U型關(guān)系，其拐點根據(jù)-βage/2βage計算出為47.14。表明我國家庭隨著戶主年齡的增長，家庭金融資產(chǎn)中儲蓄比重會先下降后上升，拐點約為47歲。不過現(xiàn)實中，戶主50歲不到甚至都沒有進入退休行列，再加上第（2）列中解釋變量只是用戶主年齡的一次項進行回歸時系數(shù)在1%上顯著為正，所以可以得出結(jié)論：隨著戶主年齡的增長，家庭金融資產(chǎn)中儲蓄比重會顯著上升。年齡增大導(dǎo)致的身體機能下降與疾病侵?jǐn)_，會使家庭傾向于提高金融資產(chǎn)中儲蓄的比重，雖然其收益較低但是更為安全靈活，能滿足家庭中老人的日常護理以及疾病的治療費用。

其次，戶主健康狀況越不好，家庭金融資產(chǎn)中儲蓄的比重會越低，再結(jié)合上文其對于風(fēng)險金融資產(chǎn)持有可能性的降低，可以推斷出此類家庭的金融資產(chǎn)多以現(xiàn)金形式存在。此外，戶主的受教育程度與家庭人均收入對家庭金融資產(chǎn)中儲蓄比重的影響雖顯著但效應(yīng)不高。可能是雖然家庭教育水平與人均收入有差異，但是不同家庭對儲蓄的認(rèn)知和計劃是相近的。在家庭所屬區(qū)域上，東北部和中部家庭相比西部家庭持有的家庭金融資產(chǎn)中儲蓄比例會更小，而與東部家庭的差距則不顯著。此外，農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)中儲蓄比例會小于城鎮(zhèn)家庭，但是顯著性較低且效應(yīng)不大。

（三）穩(wěn)健性檢驗

本文采用替換變量的方法進行穩(wěn)健性檢驗，對于核心解釋變量也就是家庭老齡化程度，不同于上文采用家庭戶主年齡來衡量，而是選擇家庭中老年人口比重來衡量。構(gòu)造與模型（1）相似的模型，得到表6的回歸結(jié)果，第（1）列到第（3）列分別是用家庭中老年人口比重對家庭是否持有風(fēng)險金融資產(chǎn)、是否持有股票和是否持有基金的Probit回歸結(jié)果。

從表6可以看出，從核心解釋變量的角度看，家庭是否持有風(fēng)險金融資產(chǎn)與家庭中老年人口比重并非單純的線性關(guān)系，根據(jù)老年人口比重項以及二次項前面的系數(shù)均在1%上顯著，本文可以得出家庭是否持有風(fēng)險金融資產(chǎn)與家庭老年人口比重存在倒U型關(guān)系，其拐點根據(jù)-βoldratio/2βoldratio計算出分別為0.47、0.44和0.59。表明我國家庭隨著老年人口比重的上升，家庭更愿意對風(fēng)險金融資產(chǎn)進行投資，但超過一定比例之后，家庭對風(fēng)險金融資產(chǎn)的投資傾向會快速減弱，該比例的拐點為0.5左右?？梢钥闯觯诶夏耆丝诓坏郊彝ト藬?shù)一半時，家庭整體的養(yǎng)老壓力并不會特別大，再加上一定時間的財富積累，家庭在金融資產(chǎn)配置方面會有持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的偏向。但是一旦老年人口超過一半，養(yǎng)老負(fù)擔(dān)顯著加重，家庭不僅要保證養(yǎng)老所需的基本消費，還要充分發(fā)揮資產(chǎn)的預(yù)防作用，所以低風(fēng)險或無風(fēng)險的金融資產(chǎn)配置無疑是更好的選擇。綜上所述，無論是通過年齡還是人數(shù)的衡量，家庭的老齡化程度對家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)影響的可能性都是先正后負(fù)的效應(yīng)。

表6 家庭老年人口比重對家庭是否持有風(fēng)險金融資產(chǎn)影響的Probit回歸結(jié)果

從其他變量的角度，首先是家庭個體特征來看，和上文結(jié)果類似，擁有住房、戶主的受教育程度和家庭人均收入對家庭持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)的可能性有顯著正效應(yīng)，而戶主健康程度越差，家庭越不可能持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)。其次是從家庭所屬區(qū)域特征來看，東北部家庭依然比西部家庭持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)的可能性更低，而東部和中部家庭則會更傾向于持有風(fēng)險金融資產(chǎn)。此外，農(nóng)村家庭持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)的可能性也比城鎮(zhèn)家庭更低。

表7是針對于模型（2）的回歸結(jié)果，第（1）列和第（2）列都是家庭老齡人口比重對家庭儲蓄持有量的Tobit回歸結(jié)果。

從表7可以看出，家庭金融資產(chǎn)中儲蓄的比重與家庭中老年人口比重都是在1%的顯著性水平下呈現(xiàn)正相關(guān)。家中老年人口比重的上升帶來的是養(yǎng)老壓力的直線提高，而儲蓄相較于其他風(fēng)險金融資產(chǎn)顯然更能滿足家庭對于養(yǎng)老的需求。綜上所述，無論從年齡還是人數(shù)上衡量，家庭老齡化程度對于家庭金融資產(chǎn)中儲蓄的比重都有顯著的正效應(yīng)。

表7 家庭老年人口比重對家庭金融資產(chǎn)中儲蓄比重影響的Tobit回歸結(jié)果

其他變量得出的結(jié)論也與上文類似。家庭戶主健康程度越差和家庭人均收入越高，家庭金融資產(chǎn)中儲蓄的持有比例會越高。此外其他家庭個體特征因素的影響十分有限。家庭所屬區(qū)域上，東北部和中部家庭相比西部家庭，其家庭金融資產(chǎn)中儲蓄持有比例會更小，但是東部家庭與其差距不明顯。此外，農(nóng)村家庭的儲蓄持有比例相比城鎮(zhèn)家庭而言更低。

（四）進一步分析

與考察家庭金融資產(chǎn)中儲蓄的比重類似，在研究家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的可能性之后，本文繼續(xù)對家庭金融風(fēng)險資產(chǎn)持有進行量化，在模型（2）的基礎(chǔ)上加以改進，核心被解釋變量改為家庭金融資產(chǎn)中股票與基金的持有比重，得到的回歸結(jié)果如表8所示。第（1）列到第（3）列分別為戶主年齡對家庭持有的金融資產(chǎn)中風(fēng)險金融資產(chǎn)、股票和基金的Tobit回歸結(jié)果。

從表8可以看出，家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重與戶主年齡存在倒U型關(guān)系，其拐點根據(jù)-βage/2βage計算出為73.84、68.86，其中基金占金融資產(chǎn)比重不顯著。整體上，戶主年齡對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)持有量的影響是顯著的先正后負(fù)。另外，本文繼續(xù)將家庭老年人口比重代替戶主年齡進行Tobit回歸發(fā)現(xiàn)系數(shù)并不顯著（限于篇幅原因回歸結(jié)果未展示），以此推斷家庭老齡人口比重對家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)持有量影響有限。

表8 戶主年齡對家庭金融資產(chǎn)中風(fēng)險金融資產(chǎn)比重影響的Tobit回歸結(jié)果

從其他變量角度看，家庭個體特征中，戶主受教育程度以及人均收入對家庭金融資產(chǎn)中風(fēng)險金融資產(chǎn)的比例顯著正相關(guān)。家庭區(qū)域特征中，與西部家庭相比，東北部家庭持有的風(fēng)險金融資產(chǎn)比重更少，東部家庭持有其比例則更多，而中部家庭相比不明顯。此外，農(nóng)村家庭相比城鎮(zhèn)家庭持有的風(fēng)險金融資產(chǎn)比重更小。

五、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本文選用最新的CHFS數(shù)據(jù)，通過對家庭老齡化程度不同的衡量方式，對其影響家庭金融資產(chǎn)配置選擇的結(jié)果進行了實證分析，得出以下結(jié)論：

其一，無論是采用戶主年齡還是家庭老齡人口比重衡量的家庭老齡化程度，其對家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的影響都是顯著的倒U型效應(yīng)，其中戶主年齡的拐點約為60歲，家庭老年人口比重的拐點約為0.5。

其二，家庭戶主年齡越大或者家庭老年人口比重越高，其家庭金融資產(chǎn)中儲蓄的比重就會越大。

其三，用家庭戶主年齡衡量的老齡化程度對于家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的比重影響存在顯著的倒U型效應(yīng)，其拐點為70歲左右。但是用家庭老年人口比重衡量家庭老齡化程度對其的影響并不顯著。

其四，其他條件不變的情況下，位于東部和城鎮(zhèn)的家庭相比之下持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的可能性和比例都更高。

（二）政策建議

結(jié)合研究結(jié)論與我國金融發(fā)展現(xiàn)狀，本文嘗試給出一些政策建議。

1.從國家角度，必須接受我國已經(jīng)進入深度老齡化且少子化的社會階段的事實，應(yīng)積極為應(yīng)對人口老齡化做出戰(zhàn)略和經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型。除了放寬計劃生育政策這類基本措施外，更應(yīng)該繼續(xù)深化社會保障制度的改革以及加大對醫(yī)療產(chǎn)業(yè)的投入，打造現(xiàn)代社會養(yǎng)老的新格局，減少老齡化人口對于養(yǎng)老的擔(dān)憂。并且積極開拓老年市場，釋放老年人口消費潛力，切忌出現(xiàn)社會消費結(jié)構(gòu)降級。同時，應(yīng)切實加強對適婚人群的優(yōu)惠政策，如落實年輕父母的帶薪產(chǎn)假和育兒補貼等，從根源的出生率上減緩老齡化趨勢。

2.從金融機構(gòu)與市場的角度，在我國家庭財富水平日益提高的今天，傳統(tǒng)的銀行儲蓄以及單一的金融理財產(chǎn)品已經(jīng)滿足不了家庭進行金融資產(chǎn)投資的需要，金融機構(gòu)必須重視以家庭為單位的個體投資者，結(jié)合自身資本和技術(shù)上的優(yōu)勢進行金融創(chuàng)新。要針對不同家庭的養(yǎng)老、醫(yī)療、就業(yè)或育兒需求，合理對理財產(chǎn)品種類進行分割，拒絕過度同質(zhì)化。還要重點發(fā)展中西部地區(qū)以及農(nóng)村地區(qū)的普惠金融，由于客觀地理條件等因素，該區(qū)域居民參與除儲蓄外的其他投資的可能性較低。但是正因如此其閑置資金總量可能會十分可觀，金融機構(gòu)可以通過加快線下網(wǎng)點布局和線上宣傳等途徑，在增加客戶量的同時積極疏通中西部和農(nóng)村地區(qū)居民的融資渠道。此外也可以發(fā)展金融中介機構(gòu)，為金融素養(yǎng)有限的家庭提供個性化的理財規(guī)劃。在金融市場方面，金融詐騙、內(nèi)幕操作等違規(guī)行為極大地阻礙了家庭閑置金融資產(chǎn)的高效利用，應(yīng)繼續(xù)健全金融市場的各項法規(guī)，規(guī)范金融市場運行秩序，加強行業(yè)自律，積極防范市場違約風(fēng)險，使金融市場利用家庭閑散資金促進資源有效配置的渠道得到疏通。

3.從家庭角度，明確家庭的資產(chǎn)消費需求并持有正確科學(xué)的投資理財計劃十分重要。尤其是在養(yǎng)老負(fù)擔(dān)加重、生活成本提高的情況下，除了合理擴充金融知識、提高金融素養(yǎng)，還要了解金融機構(gòu)及市場規(guī)則和政策的變化，并且在家庭人口不同的年齡時期對家庭金融資產(chǎn)實行動態(tài)的管理，保持風(fēng)險、收益和流動性的平衡，既要為了預(yù)防性支出預(yù)留現(xiàn)金或活期儲蓄，也要為了養(yǎng)老或育兒等未來超額支出而提高對收益較高的金融資產(chǎn)的持有。此外，家庭更應(yīng)該加強信息甄別的能力，避免受到金融欺詐。有計劃且合理的家庭金融資產(chǎn)配置，不僅可以從財產(chǎn)性收益方面提升家庭財富水平，更是家庭堅固的養(yǎng)老和育兒保障。