養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)提升家庭金融資產(chǎn)配置效率嗎*
——基于儲(chǔ)蓄替代與風(fēng)險(xiǎn)偏好效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)

劉雪穎

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

一、引言

提高財(cái)產(chǎn)性收入水平是增加居民收入不可或缺的渠道，也是實(shí)現(xiàn)共同富裕的重要路徑。黨的二十大報(bào)告提出“多渠道增加城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入”“規(guī)范財(cái)富積累機(jī)制”[1]，體現(xiàn)了增加居民財(cái)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(cái)產(chǎn)性收入、實(shí)現(xiàn)財(cái)富積累的關(guān)鍵。然而，當(dāng)前我國(guó)居民家庭主要持有現(xiàn)金、存款等無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，在資產(chǎn)配置方面存在風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)有限參與、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)單一等問題。由2019年中國(guó)家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，CHFS)數(shù)據(jù)計(jì)算可知，88.5%的家庭持有現(xiàn)金、活期存款、定期存款等無(wú)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，僅有3.70%的家庭持有股票，持有兩種及以上風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的家庭比例不足5%。金融市場(chǎng)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(cái)產(chǎn)性收入，還會(huì)影響金融市場(chǎng)的健康發(fā)展和共同富裕戰(zhàn)略目標(biāo)的實(shí)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(duì)增加居民財(cái)產(chǎn)性收入、推動(dòng)金融市場(chǎng)健康發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)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(huì)資本、借貸約束等方面進(jìn)行了分析[3-7]，從養(yǎng)老保險(xiǎn)視角展開分析的研究較為匱乏。在我國(guó)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(xiǎn)對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)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(rèn)為參與養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭更可能參與金融市場(chǎng)，并且持有更多的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)[8-9]。但是，鮮有文章探討?zhàn)B老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響。理論上說(shuō)，養(yǎng)老保險(xiǎn)可能會(huì)通過(guò)影響家庭的儲(chǔ)蓄行為和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，進(jìn)而對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置效率產(chǎn)生影響。一是產(chǎn)生儲(chǔ)蓄替代效應(yīng)。養(yǎng)老保險(xiǎn)制度能夠?yàn)榫用竦睦夏晟钐峁┦杖氡Ｕ?。根?jù)生命周期理論和預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論，參與養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭會(huì)減少工作時(shí)期的儲(chǔ)蓄，增加消費(fèi)。風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資行為屬于金融消費(fèi)的范疇，因此參與養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭，有可能會(huì)增加風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資。與無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)相比，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)帶來(lái)的回報(bào)較高。如果家庭增加風(fēng)險(xiǎn)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(xiǎn)偏好效應(yīng)。養(yǎng)老保險(xiǎn)作為社會(huì)保障制度的重要組成部分，能夠有效降低家庭未來(lái)面臨的收入不確定性，進(jìn)而會(huì)影響家庭的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度[10]，同時(shí)養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠提升家庭的風(fēng)險(xiǎn)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(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)，嘗試從養(yǎng)老保險(xiǎn)的角度剖析我國(guó)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(xiǎn)制度對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響，補(bǔ)充了已有關(guān)于養(yǎng)老保險(xiǎn)微觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究。目前，已有研究集中于分析養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭消費(fèi)、儲(chǔ)蓄和資產(chǎn)選擇的影響，對(duì)資產(chǎn)配置效率方面的研究相對(duì)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(duì)家庭投資行為的考察，大多從金融市場(chǎng)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(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置效率影響的基礎(chǔ)上，本文從儲(chǔ)蓄替代效應(yīng)和風(fēng)險(xiǎn)偏好效應(yīng)兩個(gè)渠道檢驗(yàn)二者間的作用機(jī)制，回答了養(yǎng)老保險(xiǎn)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(jìn)一步分析養(yǎng)老保險(xiǎn)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?jī)?nèi)容的同時(shí)，也有助于為政府制定更具針對(duì)性的政策提供參考。

二、文獻(xiàn)綜述與假說(shuō)提出

(一)文獻(xiàn)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(guò)計(jì)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(duì)流動(dòng)資產(chǎn)投資組合的有效性進(jìn)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(wú)效的[14]。杜朝運(yùn)和丁超選取風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)組合為分析對(duì)象，以夏普比率衡量家庭的金融資產(chǎn)配置效率，并進(jìn)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(rèn)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(huì)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(dòng)性資產(chǎn)的夏普比率，在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析影響我國(guó)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(cái)富、金融素養(yǎng)、流動(dòng)性約束、社會(huì)資本以及人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征方面進(jìn)行了分析。家庭財(cái)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(duì)家庭投資組合有效性有顯著的負(fù)向影響，并且這種影響存在顯著的城鄉(xiāng)差異[21]。柴時(shí)軍發(fā)現(xiàn)，社會(huì)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(bào)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(shuō)提出

養(yǎng)老保險(xiǎn)可能會(huì)通過(guò)以下兩個(gè)方面對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置效率產(chǎn)生影響。

一是養(yǎng)老保險(xiǎn)通過(guò)儲(chǔ)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(fèi)者會(huì)根據(jù)效用最大化原則合理地安排工作和退休時(shí)期的儲(chǔ)蓄和消費(fèi)，從而實(shí)現(xiàn)整個(gè)生命周期內(nèi)消費(fèi)的最佳配置[25]。具體來(lái)說(shuō)，將人的一生分為工作和退休兩個(gè)階段，在工作階段有穩(wěn)定收入來(lái)源，在退休階段沒有工作收入。那么為了維持退休后的消費(fèi)水平，人們就會(huì)在有穩(wěn)定收入來(lái)源的工作階段進(jìn)行儲(chǔ)蓄。養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠?yàn)橥诵莺蟮娜藗兲峁┓€(wěn)定的養(yǎng)老金收入，所以參與養(yǎng)老保險(xiǎn)的人們就會(huì)在工作階段減少養(yǎng)老儲(chǔ)蓄，增加消費(fèi)。其次，基于預(yù)防性儲(chǔ)蓄假說(shuō)，因?yàn)椴淮_定性的存在，人們會(huì)產(chǎn)生預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，參與養(yǎng)老保險(xiǎn)后，人們未來(lái)面臨的不確定性降低，預(yù)防性儲(chǔ)蓄隨之減少[26]。從上述理論可以發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老保險(xiǎn)和儲(chǔ)蓄之間存在替代關(guān)系，同樣，實(shí)證研究也證明養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對(duì)個(gè)人儲(chǔ)蓄率的負(fù)向影響[27]。金融資產(chǎn)投資行為屬于金融消費(fèi)的范疇，與無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)相比，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)具有更高的潛在回報(bào)。養(yǎng)老保險(xiǎn)制度會(huì)降低家庭的儲(chǔ)蓄水平，促進(jìn)家庭投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，從而促進(jìn)家庭投資組合的優(yōu)化、提升投資收益。

二是養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠改善家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，提升家庭風(fēng)險(xiǎn)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(xiǎn)投資態(tài)度相關(guān)，風(fēng)險(xiǎn)投資偏好程度越高的家庭，風(fēng)險(xiǎn)承受能力越高，其資產(chǎn)配置效率越高。早期，Markowitz通過(guò)“均值—方差”分析，發(fā)現(xiàn)居民資產(chǎn)配置效率與其風(fēng)險(xiǎn)偏好程度有關(guān)[28]。之后，Hong 等研究發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)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(xiǎn)態(tài)度是影響家庭資產(chǎn)配置效率的重要因素：風(fēng)險(xiǎn)厭惡會(huì)影響資產(chǎn)分配，進(jìn)而影響資產(chǎn)配置效率[30]；相比于風(fēng)險(xiǎn)厭惡的家庭，偏好風(fēng)險(xiǎn)的家庭的資產(chǎn)配置會(huì)更有效[31]。養(yǎng)老保險(xiǎn)作為社會(huì)保障制度的重要組成部分，能夠降低家庭未來(lái)面對(duì)的不確定性，進(jìn)而會(huì)影響家庭的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度[32]。因此，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度能夠分擔(dān)家庭在養(yǎng)老方面的風(fēng)險(xiǎn)，降低家庭的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度，提高家庭的風(fēng)險(xiǎn)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(shuō)。

假說(shuō)1：養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠提高家庭金融資產(chǎn)配置效率。

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

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

中國(guó)城鄉(xiāng)發(fā)展不均衡問題突出，表現(xiàn)為城鄉(xiāng)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、居民收入、金融市場(chǎng)發(fā)展程度、社會(huì)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(xiǎn)對(duì)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(xiǎn)對(duì)農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資的影響很小且在統(tǒng)計(jì)上不顯著[33]。從財(cái)富水平來(lái)看，資產(chǎn)水平對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置具有財(cái)富效應(yīng)，資產(chǎn)水平越高的家庭能夠用于風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的資金越多。家庭資產(chǎn)會(huì)影響以收入風(fēng)險(xiǎn)和流動(dòng)性約束水平為代表的背景風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而影響家庭的風(fēng)險(xiǎn)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(xiǎn)和風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度均下降，家庭金融資產(chǎn)配置效率會(huì)提高。很多關(guān)于家庭金融資產(chǎn)配置效率的實(shí)證研究均證實(shí)了資產(chǎn)水平對(duì)資產(chǎn)配置效率具有促進(jìn)效應(yīng)[35]。另外，戶主受教育程度的高低決定家庭對(duì)金融市場(chǎng)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(qiáng)，更有可能做出正確的金融決策，資產(chǎn)配置會(huì)更有效。

基于以上分析，本文提出第三個(gè)假說(shuō)：

假說(shuō)4：養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)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(jì)

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(fèi)、資產(chǎn)、社保等信息。CHFS自2011年開展基線調(diào)查，之后每?jī)赡赀M(jìn)行一次全國(guó)范圍內(nèi)的隨機(jī)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(guó)29個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)，343個(gè)區(qū)縣，1360個(gè)村(居)委會(huì)，樣本規(guī)模達(dá)34643戶，數(shù)據(jù)具有代表性。本文將對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)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(shí)證分析的樣本量為15997個(gè)。

(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(yùn)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(cái)產(chǎn)品、非人民幣資產(chǎn)、黃金、現(xiàn)金等類型。參照已有文獻(xiàn)[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(jì)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(xiǎn)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(cái)產(chǎn)品和互聯(lián)網(wǎng)理財(cái)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(jì)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(bào)率，Rf為無(wú)風(fēng)險(xiǎn)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(shí)，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(xì)數(shù)據(jù)。借鑒已有研究[38]，本文采用指數(shù)替代的方式計(jì)算各類風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的收益率。對(duì)上證指數(shù)、深證成指的年成交額以及收益率，進(jìn)行加權(quán)計(jì)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(cè)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(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率數(shù)據(jù)均來(lái)自RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)。。綜合考慮金融市場(chǎng)運(yùn)行的周期性和微觀數(shù)據(jù)調(diào)查時(shí)間，本文選取2003年1月至2019年12月這一時(shí)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?cái)?shù)據(jù)，計(jì)算得到相應(yīng)的E(Rpi)以及σpi等值，進(jìn)一步地計(jì)算得出每個(gè)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(xiǎn)參與情況，戶主參與基本養(yǎng)老保險(xiǎn)賦值為1，否則為0。在CHFS2019的問卷調(diào)查中有對(duì)受訪者詢問“目前，參加的是下列哪種社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)？”，定義參與政府或事業(yè)單位養(yǎng)老保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)、城鄉(xiāng)統(tǒng)一居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)中任一項(xiàng)為參與基本養(yǎng)老保險(xiǎn)。

3.其他控制變量

參照已有文獻(xiàn)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(xiǎn)態(tài)度(2)CHFS調(diào)查問卷中，有關(guān)于風(fēng)險(xiǎn)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(xiàng)目？”，回答選項(xiàng)包括“1.高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)項(xiàng)目”“2.略高風(fēng)險(xiǎn)、略高回報(bào)的項(xiàng)目”“3.平均風(fēng)險(xiǎn)、平均回報(bào)的項(xiàng)目”“4.略低風(fēng)險(xiǎn)、略低回報(bào)的項(xiàng)目”“5.不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)”。本文將選項(xiàng)1和2定義為風(fēng)險(xiǎn)偏好，將選項(xiàng)3定義為風(fēng)險(xiǎn)中性，將選項(xiàng)4和5定義為風(fēng)險(xiǎn)厭惡。風(fēng)險(xiǎn)偏好、風(fēng)險(xiǎn)中性和風(fēng)險(xiǎn)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(shí)，該變量賦值為1，否則為0。、健康(4)CHFS中，有關(guān)于自評(píng)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(xiàng)包括“1.非常好”“2.好”“3.一般”“4.不好”“5.非常不好”?；卮馂?、2時(shí)，設(shè)定戶主健康變量=1；回答3、4、5時(shí)，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(shí)，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(fù)債、是否居住在農(nóng)村；三是地區(qū)經(jīng)濟(jì)變量，為了控制地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響，回歸中進(jìn)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(jì)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(xiǎn)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(lái)看：風(fēng)險(xiǎn)偏好的樣本占比較低，約為8.4%，風(fēng)險(xiǎn)中性的樣本占比為20.6%，風(fēng)險(xiǎn)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(guó)現(xiàn)實(shí)情況基本一致；戶主的平均年齡為46.497歲；48.1%的戶主自評(píng)健康狀況為好和非常好；從戶主受教育程度指標(biāo)來(lái)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(lái)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(wàn)元；約有55.9%的家庭有負(fù)債；農(nóng)村家庭占比32.4%。從地區(qū)經(jīng)濟(jì)變量來(lái)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(jì)水平差距較大。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2是分樣本家庭金融資產(chǎn)配置效率的描述性統(tǒng)計(jì)。根據(jù)是否參與養(yǎng)老保險(xiǎn)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(guò)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(jì)

(二)模型設(shè)定

對(duì)于未持有風(fēng)險(xiǎn)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?cái)嘈蕴攸c(diǎn)。因此，本文采用Tobit模型對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與和家庭金融資產(chǎn)配置效率之間的關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)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(xiǎn)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(diǎn)、對(duì)社保的信任程度等不可觀測(cè)因素會(huì)影響到家庭養(yǎng)老保險(xiǎn)參與情況。另外，養(yǎng)老保險(xiǎn)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(jì)偏誤，本文通過(guò)尋找工具變量避免內(nèi)生性帶來(lái)的估計(jì)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(shí)與模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)。參照已有文獻(xiàn)[39-40]，本文選取家庭所在城市其他家庭的養(yǎng)老保險(xiǎn)平均參與率作為工具變量進(jìn)行內(nèi)生性分析。地區(qū)平均參保率反映了養(yǎng)老保險(xiǎn)在地區(qū)的普及程度，由于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、信息交流等原因，市級(jí)參保率與樣本家庭參保的可能性高度相關(guān)，同時(shí)與模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)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(shí)證分析

(一)基準(zhǔn)回歸

在基準(zhǔn)分析中，分別運(yùn)用OLS和Tobit模型分析基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響，Tobit模型的估計(jì)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(xiǎn)估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明參與基本養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)的家庭夏普比率高出約0.0418個(gè)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(xiǎn)的家庭夏普比率高出約0.0224個(gè)單位，結(jié)果在1%水平上顯著；(6)列的回歸結(jié)果表明，同時(shí)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(xiǎn)的家庭夏普比率高出約0.0162個(gè)單位，結(jié)果在1%水平上顯著。假說(shuō)1得到了證實(shí)。

控制變量方面，風(fēng)險(xiǎn)投資態(tài)度顯著影響家庭資產(chǎn)配置效率，風(fēng)險(xiǎn)厭惡家庭投資組合效率最低。戶主性別對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響顯著為負(fù)，在關(guān)于養(yǎng)老保險(xiǎn)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(fù)向影響[41]，這可能是因?yàn)橄啾扔谀行詰糁?，女性戶主做決策時(shí)更謹(jǐn)慎，更注重投資回報(bào)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(shì)，可能的原因是投資經(jīng)驗(yàn)累積和認(rèn)知能力衰退對(duì)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(duì)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(zhǎng)，家庭金融資產(chǎn)配置效率越高?？赡艿慕忉屖?，受過(guò)高等教育的戶主金融知識(shí)更加豐富，投資決策也會(huì)更合理，因此資產(chǎn)配置效率也會(huì)顯著提高。家庭特征變量方面，少兒撫養(yǎng)比對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置效率有負(fù)向影響，而老人撫養(yǎng)比的影響不顯著。家庭收入水平對(duì)金融資產(chǎn)配置效率有顯著的正向影響，因?yàn)槭杖胨捷^高的家庭較少受到流動(dòng)性約束的限制，能夠更有效率地進(jìn)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(jì)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(xiǎn)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(xiǎn)平均參保率作為工具變量，IV-2SLS和IV-Tobit的估計(jì)結(jié)果如表4所示，其中IV-Tobit模型估計(jì)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(shuō)明養(yǎng)老保險(xiǎn)是內(nèi)生變量。一階段F值均大于10，說(shuō)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(yùn)用工具變量解決內(nèi)生性問題后，養(yǎng)老保險(xiǎn)依然能夠顯著促進(jìn)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(yàn)

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

表4 養(yǎng)老保險(xiǎn)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。考慮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(duì)家庭決策產(chǎn)生影響。因此，本文更換核心解釋變量進(jìn)行檢驗(yàn)。具體來(lái)說(shuō)，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(xiǎn)的家庭即為參保家庭。估計(jì)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(jì)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(xiǎn)仍對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置效率有顯著的正向作用，本文實(shí)證結(jié)果具有一定穩(wěn)健性。

其次，擴(kuò)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(jì)參與養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響。估計(jì)結(jié)果(已轉(zhuǎn)換成邊際效應(yīng))如表5的(4)～(6)列所示?？梢钥闯?，IV-Tobit模型的估計(jì)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(xiǎn)對(duì)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(yàn)在控制家庭和時(shí)間的雙向固定效應(yīng)后養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)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(bào)告了家庭擁有的基金總市值，未匯報(bào)偏債型基金、偏股型基金以及貨幣型基金的市值信息，對(duì)此，參照已有文獻(xiàn)做法[43-44]，本文選取股票、債券和基金三種資產(chǎn)，重新計(jì)算家庭投資組合的夏普比率。具體來(lái)說(shuō)，股票和債券資產(chǎn)的收益率計(jì)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(jìn)行測(cè)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(jì)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(yàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)與家庭金融資產(chǎn)配置效率之間的關(guān)系，估計(jì)結(jié)果如表5的(7)～(9)列所示。養(yǎng)老保險(xiǎn)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明在控制了那些不隨時(shí)間變化的遺漏變量的影響后，養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)與家庭金融資產(chǎn)配置效率——穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、進(jìn)一步分析

(一)機(jī)制分析

實(shí)證結(jié)果顯示，養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)影響家庭金融資產(chǎn)配置效率的具體機(jī)制如何？在理論分析部分，本文提出養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)通過(guò)儲(chǔ)蓄替代和風(fēng)險(xiǎn)偏好效應(yīng)，對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置效率產(chǎn)生影響，本節(jié)將對(duì)這兩個(gè)影響機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)的基本思路是，分別考察養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄水平和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的影響。如果養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)機(jī)制變量沒有顯著影響，則該機(jī)制不成立。如果養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)機(jī)制變量影響顯著，則進(jìn)一步考察在基準(zhǔn)回歸模型中加入機(jī)制變量后，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響。如果機(jī)制變量對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置效率有顯著影響，同時(shí)養(yǎng)老保險(xiǎn)的回歸系數(shù)發(fā)生了較大變化，則作用機(jī)制成立。

1.儲(chǔ)蓄替代效應(yīng)

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

2.風(fēng)險(xiǎn)偏好效應(yīng)

風(fēng)險(xiǎn)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(xiǎn)偏好程度相關(guān)[47-48]。養(yǎng)老保險(xiǎn)作為社會(huì)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(xiǎn)，降低家庭未來(lái)面對(duì)的不確定性，改善家庭的風(fēng)險(xiǎn)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(yàn)證這一假設(shè)，以風(fēng)險(xiǎn)偏好作為中介變量進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)，當(dāng)家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)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(xiǎn)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(xiǎn)能夠顯著改善家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，提升家庭風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力。在(6)列同時(shí)加入養(yǎng)老保險(xiǎn)和風(fēng)險(xiǎn)偏好變量后，養(yǎng)老保險(xiǎn)和風(fēng)險(xiǎn)偏好的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，并且養(yǎng)老保險(xiǎn)的估計(jì)系數(shù)有所下降，表明養(yǎng)老保險(xiǎn)通過(guò)提升家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好程度，提高了家庭金融資產(chǎn)配置效率，假說(shuō)3得到了驗(yàn)證。

表6 影響機(jī)制分析——IV-2SLS估計(jì)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(xiǎn)對(duì)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(yùn)用IV-Tobit模型進(jìn)行分組回歸，進(jìn)一步探究養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)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(guò)了弱工具變量檢驗(yàn)和內(nèi)生性檢驗(yàn)，說(shuō)明工具變量估計(jì)結(jié)果更準(zhǔn)確。

1.城鄉(xiāng)分組

由于我國(guó)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(huì)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(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置效率的影響，結(jié)果(匯報(bào)的均是邊際系數(shù))如表7的(1)～(2)列所示?？梢钥闯?，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)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(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)家庭投資組合夏普比率的影響顯著為正，但是對(duì)農(nóng)村家庭的影響在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，說(shuō)明養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)多軌制導(dǎo)致各種養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)制度無(wú)法有效發(fā)揮降低儲(chǔ)蓄和釋放風(fēng)險(xiǎn)的作用，因而無(wú)法有效促進(jìn)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(xiǎn)對(duì)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。可知，組間差異檢驗(yàn)結(jié)果不顯著，表明養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)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(yàn)證養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)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(guò)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(shí)證回歸結(jié)果見表7的(5)～(6)列。結(jié)果顯示，養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)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(guò)比較分組估計(jì)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)高教育水平家庭的影響更大。對(duì)此的解釋是，相對(duì)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(yùn)用相關(guān)金融知識(shí)進(jìn)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(xiǎn)對(duì)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(duì)不同資產(chǎn)水平家庭的影響差異不顯著。

表7 養(yǎng)老保險(xiǎn)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(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)，本文運(yùn)用OLS模型、Tobit模型以及工具變量法等研究方法檢驗(yàn)了養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)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(xiǎn)能夠顯著提升家庭金融資產(chǎn)配置效率。運(yùn)用工具變量法控制內(nèi)生性問題后，這一促進(jìn)作用依然顯著，表明本文結(jié)果穩(wěn)健可靠。機(jī)制分析表明，養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠降低家庭儲(chǔ)蓄水平和改善家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，進(jìn)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(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)家庭、高教育水平家庭金融資產(chǎn)配置效率的促進(jìn)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(huì)影響家庭資產(chǎn)配置效率。

為進(jìn)一步發(fā)揮養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)居民家庭金融資產(chǎn)配置效率的促進(jìn)作用，本文提出如下建議。首先，應(yīng)該進(jìn)一步提高養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率，穩(wěn)步推進(jìn)養(yǎng)老保險(xiǎn)由制度全覆蓋向人群全覆蓋轉(zhuǎn)變。其次，切實(shí)提高農(nóng)村居民養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的保障水平。本文研究結(jié)果表明，養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)無(wú)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(lái)，政府部門應(yīng)繼續(xù)推進(jìn)社保制度改革，縮小不同養(yǎng)老保險(xiǎn)制度之間的待遇差距，切實(shí)提高農(nóng)村地區(qū)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的保障水平，以實(shí)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對(duì)農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置效率的正向作用。最后，進(jìn)一步提高國(guó)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(gè)重要因素，未來(lái)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(guó)民整體受教育水平。