社會養(yǎng)老保險能提高家庭投資組合有效性嗎?
——基于生命周期視角的研究

臧旭恒 董婧璇

內(nèi)容提要：本文基于2017年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù),采用加權(quán)平均夏普比率和索提諾比率兩個衡量指標,探究社會養(yǎng)老保險對家庭投資組合有效性的影響。研究結(jié)果顯示,社會養(yǎng)老保險能夠顯著促進家庭參與風險金融市場和提高家庭投資組合有效性。機制分析表明,社會養(yǎng)老保險主要通過減少預防性儲蓄路徑優(yōu)化家庭投資組合。異質(zhì)性分析表明,社會養(yǎng)老保險對家庭投資組合的優(yōu)化作用在農(nóng)村地區(qū)、西部地區(qū)及低收入水平家庭中更加顯著。進一步分析發(fā)現(xiàn),社會養(yǎng)老保險對家庭投資組合有效性的邊際影響具有生命周期效應(yīng),相較處于其他生命周期階段的家庭,更能夠顯著提升老年家庭的投資組合有效性。相關(guān)結(jié)論有助于厘清社會養(yǎng)老保險作用于家庭投資行為的影響機制,為加快全民養(yǎng)老保險體系的改革、提高政策精準程度、縮小居民金融資源鴻溝、增加家庭財產(chǎn)性收入、實現(xiàn)國內(nèi)大循環(huán)的目標提供政策參考。

一、問題提出

近年來,伴隨資本市場的日益完善和普惠金融的迅速發(fā)展,中國居民家庭逐漸轉(zhuǎn)向多元化配置金融資產(chǎn)。如何構(gòu)造有效的投資組合,在資產(chǎn)的流動性、風險性及收益性之間取得平衡,成為家庭關(guān)注的重點問題。有效的家庭投資組合不僅能夠幫助家庭改善財務(wù)狀況、實現(xiàn)財富積累增值,還能夠引導家庭理性消費、在既定收入水平下實現(xiàn)效用最大化。因此,研究家庭投資組合有效性的決定因素十分必要,不僅有助于準確解釋家庭的金融資產(chǎn)配置行為,而且有利于政府經(jīng)濟政策的精準實施、提高金融市場的整體效率和提升總消費水平。

作為社會保障制度的主體,社會養(yǎng)老保險是一種保障老年人基本生活需要和提供退休福利的社會制度。從理論上講,社會養(yǎng)老保險可能從兩個方面影響家庭金融資產(chǎn)配置行為。一方面,社會養(yǎng)老保險可以看作是家庭財富,家庭財富水平越高越傾向配置風險金融資產(chǎn)[1]。同時,社會養(yǎng)老保險有助于家庭應(yīng)對勞動收入波動帶來的風險沖擊,減少預防性儲蓄,進而促進家庭參與風險金融市場和提高家庭投資組合有效性。另一方面,繳納社會養(yǎng)老保險可能會導致居民家庭當期可支配收入的減少和風險性金融資產(chǎn)配置份額的下降,從而降低家庭投資組合的有效性。

同時,家庭的風險偏好和投資偏好隨生命周期不斷發(fā)生改變,考察社會養(yǎng)老保險對家庭投資組合有效性的影響應(yīng)當結(jié)合生命周期理論的框架。中國已由高生育率、高死亡率、低人口預期壽命,轉(zhuǎn)向低生育率、低死亡率、高人口預期壽命,人口老齡化問題日趨嚴重。家庭結(jié)構(gòu)已連續(xù)兩代呈現(xiàn)顯著的少子化特征,主要依靠子女扶持的傳統(tǒng)養(yǎng)老模式將迎來巨大挑戰(zhàn)。財產(chǎn)性收入是未來養(yǎng)老支持的重要保障,選擇有效的家庭投資組合對于實現(xiàn)家庭財富積累、保障家庭養(yǎng)老安全具有十分重要的意義。因此,僅僅研究社會養(yǎng)老保險對家庭投資組合有效性有無顯著影響及影響程度大小是不夠的,還應(yīng)關(guān)注這一作用在家庭不同生命周期階段的異質(zhì)性問題,這對于政策的制定和精準實施至關(guān)重要。本文采用2017年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù),系統(tǒng)研究社會養(yǎng)老保險對居民家庭投資組合有效性的影響。

本文后續(xù)部分安排如下:第二部分為文獻綜述;第三部分為研究設(shè)計;第四部分為基準回歸分析、內(nèi)生性處理、穩(wěn)健性檢驗和機制分析;第五部分從城鄉(xiāng)、地區(qū)、收入水平角度進行異質(zhì)性分析;第六部分進一步分析社會養(yǎng)老保險對不同生命周期家庭投資組合有效性的異質(zhì)性影響;第七部分為研究結(jié)論與政策建議。

二、文獻綜述

(一)投資組合有效性的相關(guān)文獻

學者們主要使用夏普比率衡量家庭投資組合有效性,并從社會資本[2]、金融素養(yǎng)[3]、風險態(tài)度[4]及數(shù)字金融[5-6]等不同維度展開研究。經(jīng)典的投資理論指出,在構(gòu)建投資組合時,為實現(xiàn)給定風險下的期望收益最大化,家庭應(yīng)將財富按照一定比例投資于所有的風險資產(chǎn)中[7]。而有學者利用微觀數(shù)據(jù)進行實證研究發(fā)現(xiàn),投資者存在“有限參與現(xiàn)象”,僅有少部分家庭參與風險金融市場[8],且風險金融資產(chǎn)選擇偏好與財富水平[9]、受教育程度[10]及健康狀況[11]等因素相關(guān)。

由于不同居民家庭持有的投資組合差異較大,無法使用統(tǒng)一的效用函數(shù)進行衡量,國外一些學者嘗試使用夏普比率衡量家庭投資組合有效性問題[12-13]。鑒于無法獲得家庭投資組合賬戶的精確數(shù)據(jù),學者們采用平均化的方式計算各類金融資產(chǎn)的收益率及波動率,并通過指數(shù)替代的方式構(gòu)建投資組合有效前沿,以衡量家庭投資組合有效性。比如,佩利宗和韋伯(Pelizzon &Weber,2008)認為未考慮非流動性資產(chǎn)構(gòu)造的投資組合是有偏的,他們將住房資產(chǎn)作為投資組合的重要組成部分,衡量了意大利居民家庭的投資組合有效性問題[14]。格林布拉特等(Grinblatt et al.,2011)利用芬蘭的微觀家庭數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),控制家庭財富、收入及人口統(tǒng)計學變量后,智商更高的家庭更傾向參與股票市場,持有的投資組合也具有更高的夏普比率[15]。目前,國內(nèi)學者較少關(guān)注家庭投資組合有效性問題,已有文獻也集中于影響因素的全景式實證檢驗[3-4]、社會資本[2]及數(shù)字金融[6]等維度,很少有學者對社會養(yǎng)老保險如何影響家庭投資組合有效性問題展開探究。

(二)社會保障制度與家庭投資決策的相關(guān)文獻

已有許多文獻從社會養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險及住房公積金等不同視角探究社會保障制度對家庭投資決策的影響。從社會養(yǎng)老保險視角看,社會養(yǎng)老保險具有損失補償和風險保障功能,可能從兩個方面影響家庭投資決策。一方面,社會養(yǎng)老保險能夠為勞動者提供退休收入保障和補償,彌補退休后勞動收入的降低,使居民家庭中的退休成員的晚年生活得到保障,減少家庭預防性儲蓄,進而提高家庭風險金融市場參與程度[16-17]。同時,社會養(yǎng)老保險可以看作家庭財富或退休成員穩(wěn)定的收入來源,提高了家庭的風險偏好程度,增加了家庭的風險金融資產(chǎn)投資份額[18]。另一方面,也有文獻指出社會養(yǎng)老保險可能存在“擠出效應(yīng)”和“引致退休效應(yīng)”?！皵D出效應(yīng)”是指繳納社會養(yǎng)老保險會分散家庭資金,導致家庭可支配收入下降,抑制風險性金融資產(chǎn)投資[19]?！耙峦诵菪?yīng)”則是指高水平的養(yǎng)老金待遇會使參保勞動者有提前退休的意愿,從而為退休后保持同樣的消費水平而提高儲蓄率,進而降低家庭風險金融市場參與概率[20]。此外,盧洪友等(2019)指出社會養(yǎng)老保險對城鄉(xiāng)居民家庭的收入差距及風險金融資產(chǎn)配置具有異質(zhì)性影響[21]。從醫(yī)療保險視角看,醫(yī)療保險與家庭投資組合有效性之間的關(guān)系也并不明確。已有文獻指出醫(yī)療保險能夠緩解家庭由于健康風險面臨的不確定性,進而增加家庭風險性金融資產(chǎn)的持有意愿[22]。但也有文獻指出,購買醫(yī)療保險能夠減少居民家庭可支配收入,進而擠出風險金融資產(chǎn)投資[23]。從住房公積金視角看,參加住房公積金制度可以使家庭獲得所得稅減免及利息優(yōu)惠等隱性福利[24],提高家庭的財富積累水平,降低家庭對未來購買住房的不確定性預期[25],從而優(yōu)化居民家庭的金融資產(chǎn)配置[26]。

可以注意到,現(xiàn)有研究在一定程度上忽略了社會養(yǎng)老保險作為重要的社會保障制度對家庭投資組合有效性的影響和作用。

(三)生命周期與家庭投資決策的相關(guān)文獻

由于研究方法和研究數(shù)據(jù)的差異,已有文獻有關(guān)生命周期影響家庭金融資產(chǎn)配置行為的研究結(jié)論并不一致。部分文獻研究發(fā)現(xiàn),年齡對家庭風險金融市場參與的影響是線性的,伴隨年齡的增長,家庭會減少投資風險性金融資產(chǎn)以實現(xiàn)最優(yōu)配置[27-28]。另有文獻研究發(fā)現(xiàn),年齡對家庭風險金融市場參與的影響是曲線型的。其中,一些學者認為隨著年齡的增加,家庭風險金融資產(chǎn)配置份額呈現(xiàn)先下降后增加的U型曲線趨勢。比如,阿萊西等(Alessie et al.,2000)研究發(fā)現(xiàn)荷蘭家庭中老年人(特別是90歲以上的老年人)有更大的意愿配置風險金融資產(chǎn)[29]。周利(2019)認為:年輕投資者預期未來收入增長,進而增加風險金融資產(chǎn)投資比例;中年投資者預期勞動收入已達峰點,適當減少風險金融資產(chǎn)投資份額;65歲以上退休老年投資者的風險金融資產(chǎn)投資比例反而超過中年投資者[30]。但也有一些學者認為,家庭風險金融資產(chǎn)配置份額隨生命周期呈現(xiàn)先增長后下降的“駝峰型”曲線趨勢[31-32]。比如,維辛-喬根森(Vissing-Jorgensen,2002)以股票資產(chǎn)作為風險金融資產(chǎn)的代理變量,利用美國消費者金融調(diào)查數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn),股票資產(chǎn)配置比例隨年齡增加出現(xiàn)先上升后下降的情況[33]。戈麥斯和邁克利茲(Gomes &Michaelides,2005)認為:在生命周期的青年階段,由于受到流動性約束的影響,居民家庭有限參與風險金融市場;中年階段,出于積累財富以保證退休生活的動機,家庭風險金融資產(chǎn)配置比例不斷提高;老年階段,死亡風險的增加又抑制家庭投資風險金融資產(chǎn)[34]?？梢钥吹?相關(guān)研究都證實了生命周期對家庭投資決策具有重要影響,但目前鮮有文獻從生命周期視角考慮社會養(yǎng)老保險對家庭投資組合有效性的異質(zhì)性影響問題。

綜上所述可知,鮮有學者探究社會養(yǎng)老保險對家庭投資組合有效性的影響。基于此,本文將梳理社會養(yǎng)老保險影響家庭投資組合有效性的機制路徑,并結(jié)合老齡化背景深入探討社會養(yǎng)老保險對不同生命周期階段家庭的投資組合有效性的異質(zhì)性影響。

三、研究設(shè)計

(一)模型設(shè)定

為分析社會養(yǎng)老保險對家庭投資組合有效性的影響,本文設(shè)定式(1)—式(5):

riskfinic=α+βinsurance_oldic+γXic+πc+μic

(1)

(2)

(3)

sharp_ratioic=α+βinsurance_oldic+γXic+δλic+πc+μic

(4)

sortino_ratioic=α+βinsurance_oldic+γXic+δλic+πc+μic

(5)

由于家庭存在有限參與風險金融市場現(xiàn)象,為解決樣本選擇問題,借鑒吳衛(wèi)星等(2015)[35]的做法,采用赫克曼(Heckman)兩步修正模型進行估計。家庭投資組合有效性是否可以被觀測到取決于家庭是否參與風險金融市場,因此第一步采用概率單位(Probit)模型研究社會養(yǎng)老保險對家庭風險金融市場參與的影響,并根據(jù)估計結(jié)果計算逆米爾斯比率。其中,riskfinic是二值變量,等于1時表示家庭參與風險金融市場,等于0時表示家庭未參與風險金融市場。insurance_oldic是解釋變量,Xic是控制變量,πc是城市固定效應(yīng),μic～N(0,σ2)。第二步模型設(shè)定如式(2)—式(5)所示,用來估計社會養(yǎng)老保險對家庭投資組合有效性的影響,sharp_ratioic和sortino_ratioic分別是夏普比率和索提諾比率,均是衡量家庭投資組合有效性的代理變量。式(2)和式(3)表示家庭是否參與風險金融市場對投資組合有效性產(chǎn)生了樣本選擇偏差,即如果家庭參與風險金融市場,則夏普比率和索提諾比率可以被觀測到;否則,夏普比率和索提諾比率不可以被觀測到。在式(4)和式(5)中,將赫克曼兩步修正模型中第一步計算得到的逆米爾斯比率λic作為解釋變量加入回歸方程中,若系數(shù)δ顯著不為零,則證明模型存在樣本選擇偏差問題,采用赫克曼兩步修正模型才能得到一致估計。

由于使用了截斷數(shù)據(jù),本文借鑒杜朝運和丁超(2016)[4]的方法,如式(6)和式(7)所示,進行穩(wěn)健性檢驗。

(6)

(7)

(二)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于西南財經(jīng)大學2017年中國家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey,CHFS)數(shù)據(jù)庫。本文對家庭總收入及家庭總資產(chǎn)數(shù)據(jù)進行1%的雙邊截尾處理,得到37 923個觀測值,同時剔除關(guān)鍵變量存在缺失的樣本,最終獲得有效樣本34 051個。

(三)變量設(shè)定

1.解釋變量

本文以戶主是否擁有社會養(yǎng)老保險(insurance_old)作為解釋變量,如果戶主擁有社會養(yǎng)老保險,則insurance_old取值為1,如果戶主未擁有社會養(yǎng)老保險,則insurance_old取值為0。

2.被解釋變量

本文以家庭投資組合有效性(riskfin)為被解釋變量。參照尹志超等(2015)[36]的做法,將家庭金融資產(chǎn)劃分為無風險性金融資產(chǎn)和風險性金融資產(chǎn)。無風險性金融資產(chǎn)由現(xiàn)金、活期存款、定期存款、股票賬戶現(xiàn)金及政府債券構(gòu)成;風險性金融資產(chǎn)由股票、基金、互聯(lián)網(wǎng)理財產(chǎn)品、金融理財產(chǎn)品、金融債券、企業(yè)債券、衍生品、貴金屬及非人民幣資產(chǎn)構(gòu)成。家庭持有任意一類風險性金融資產(chǎn),則視為家庭參與風險金融市場,riskfin取值為1;家庭未持有任何風險性金融資產(chǎn),則視為家庭未參與風險金融市場,riskfin取值為0。

由于數(shù)據(jù)的局限性,無法獲得家庭金融資產(chǎn)的具體回報率等相關(guān)信息,本文分別將夏普比率sharp_ratio和索提諾比率sortino_ratio作為家庭投資組合有效性的代理變量。參考已有研究[14-15,35],采用平均化和指數(shù)替代的方式,使用加權(quán)平均夏普比率(sharp_ratio)衡量家庭投資組合有效性。夏普比率的計算公式如式(8)所示:

(8)

其中,Rf即無風險利率,由中國人民銀行發(fā)布的人民幣一年期定期存款(一年期整存整取)基準利率表示(1)數(shù)據(jù)來源于萬得(Wind)數(shù)據(jù)庫并經(jīng)整理。,E(Rp)即風險性金融資產(chǎn)的預期收益率,E(Rp)-Rf即風險性金融資產(chǎn)的超額收益率,σ即風險性金融資產(chǎn)的波動率。具體來看,2017年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)是在2016年底完成的,因此選取2007年1月至2016年12月作為時間區(qū)間(2)選取2007年1月至2016年12月作為時間區(qū)間,因為在此區(qū)間內(nèi)中國的經(jīng)濟市場和金融市場經(jīng)歷了完整的周期,參照吳衛(wèi)星等(2015)[35]的做法,將居民家庭投資組合置于周期性運行的金融市場中進行評價,結(jié)果會更為穩(wěn)健。,并以2007年1月為基期進行平減,采用平均化和指數(shù)替代的方式計算各類風險性金融資產(chǎn)的收益率和波動率,進而得到風險性金融資產(chǎn)的夏普比率。最后,根據(jù)每個家庭不同風險性金融資產(chǎn)權(quán)重計算得到家庭投資組合夏普比率。夏普比率取值越高說明家庭金融資產(chǎn)投資組合越有效。

另外,參考法里內(nèi)利等(Farinelli et al.,2008)[37]的方法,使用索提諾比率衡量家庭投資組合有效性,如式(9)所示:

(9)

總體來看,索提諾比率更看重對(左)尾部的預期損失分析,在評估投資組合極端風險時,是一種更為審慎的衡量方法。與夏普比率一致,索提諾比率取值越高說明家庭金融資產(chǎn)投資組合越有效。

本文中風險性金融資產(chǎn)的替代指數(shù)及數(shù)據(jù)來源見表1。

表1 風險性金融資產(chǎn)的替代指數(shù)及數(shù)據(jù)來源

3.中介變量

社會養(yǎng)老保險主要通過減少預防性儲蓄路徑影響家庭投資組合有效性,因此本文設(shè)定中介變量預防性儲蓄(pre_saving)。參考已有研究[38-39],定義預防性儲蓄指標為高流動性資產(chǎn)與家庭金融資產(chǎn)的比值,即預防性儲蓄=(現(xiàn)金+活期儲蓄+定期儲蓄+股票現(xiàn)金賬戶+股票余額+基金)/家庭金融資產(chǎn)。

4.控制變量

本文選取的控制變量包括戶主特征、家庭特征及家庭經(jīng)濟狀況。戶主特征控制變量包括:戶主年齡(age)、戶主性別(gender)、戶主受教育程度(education)、戶主健康狀況(health)、戶主婚姻狀況(marriage)、戶主金融知識水平(fw)、戶主是否有工作(job)、戶主信任程度(trust)和戶主幸福程度(happiness)。家庭特征控制變量包括:家庭是否有自營工商業(yè)(self_business)、家庭車輛數(shù)量(car)、家庭房產(chǎn)數(shù)量(house)、家庭規(guī)模(family_size)和家庭65歲以上老人數(shù)量(oldpeople)。家庭經(jīng)濟狀況控制變量包括:家庭負債率(debt_ratio)、家庭全年總收入的對數(shù)(total_income)和家庭全年總資產(chǎn)的對數(shù)(total_asset)。

5.描述性統(tǒng)計

表2報告了本文相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果?？梢钥闯?樣本中擁有社會養(yǎng)老保險的家庭(具有28 242個觀測值)占比82.9%,說明中國家庭社會養(yǎng)老保險覆蓋率較高。樣本家庭中家庭規(guī)模均值和老人數(shù)量均值分別為3.190、0.567,表明中國居民家庭面臨較大的養(yǎng)老負擔。

表2 變量的定義及描述性統(tǒng)計

進一步,對比未擁有社會養(yǎng)老保險家庭(具有5 809個觀測值)和擁有社會養(yǎng)老保險家庭可以發(fā)現(xiàn),擁有社會養(yǎng)老保險家庭的風險金融市場參與概率為16.8%,未擁有社會養(yǎng)老保險家庭的風險金融市場參與概率為10.8%,這兩類家庭的均值差異在1%的水平下顯著(3)有社會養(yǎng)老保險家庭的股票、基金、債券、貴金屬及非人民幣資產(chǎn)等風險性金融資產(chǎn)的參與率分別為9.51%、3.46%、0.64%、0.43%、0.14%;沒有社會養(yǎng)老保險家庭的股票、基金、債券、貴金屬及非人民幣資產(chǎn)等風險性金融資產(chǎn)的參與率分別為3.53%、1.07%、0.12%、0.22%、0.09%。。以夏普比率和索提諾比率分別作為家庭投資組合有效性的代理變量,可以發(fā)現(xiàn),擁有社會養(yǎng)老保險家庭的夏普比率、索提諾比率分別是17.8%、31.0%,未擁有社會養(yǎng)老保險家庭的兩個比率分別是3.0%、5.0%,初步說明家庭投資組合有效性與社會養(yǎng)老保險具有正相關(guān)關(guān)系。關(guān)于中介變量的描述性統(tǒng)計,通過分樣本對比可以看到,擁有社會養(yǎng)老保險家庭和未擁有社會養(yǎng)老保險家庭的預防性儲蓄分別是1.705、4.479,這說明減少預防性儲蓄可能是社會養(yǎng)老保險影響家庭投資組合有效性的機制路徑。

四、實證分析

(一)基準回歸

社會養(yǎng)老保險對家庭投資組合有效性的影響存在顯著的樣本選擇偏差問題,因此本文采用赫克曼模型進行修正。如表3所示,第一階段為自選擇方程的回歸結(jié)果,采用Probit模型解決社會養(yǎng)老保險是否影響家庭風險金融市場參與的問題;第二階段加入第一步得到的逆米爾斯比率,估計社會養(yǎng)老保險對家庭投資組合有效性的影響。估計結(jié)果顯示,逆米爾斯比率(imr)的系數(shù)分別為1.204、2.025,且均在1%的顯著性水平下為正,說明樣本存在選擇偏差問題。自選擇方程和回歸方程中社會養(yǎng)老保險的估計系數(shù)均顯著為正,說明社會養(yǎng)老保險能夠提高家庭風險金融市場參與概率和家庭投資組合有效性,并且具有統(tǒng)計上的顯著性。在第二階段中,社會養(yǎng)老保險的估計系數(shù)分別為0.097、0.162,經(jīng)濟含義為相較于未擁有社會養(yǎng)老保險家庭,擁有社會養(yǎng)老保險家庭的加權(quán)平均夏普比率及加權(quán)平均索提諾比率分別提高9.7%、16.2%。進一步,采用截尾回歸(Tobit)模型進行估計,回歸結(jié)果表明,社會養(yǎng)老保險的估計系數(shù)分別為1.066、2.036,且在1%的水平下顯著為正,證明了估計結(jié)果的穩(wěn)健性。

(二)內(nèi)生性處理

社會養(yǎng)老保險對家庭投資組合有效性的影響可能由于雙向因果及遺漏變量等原因產(chǎn)生內(nèi)生性問題。本文參考已有研究[40-41],計算同一社區(qū)內(nèi)除該家庭外其他家庭的社會養(yǎng)老保險平均參保率,以此作為工具變量1。工具變量需要滿足相關(guān)性和外生性兩個條件。一方面,同一社區(qū)內(nèi)的家庭在工作背景和風險態(tài)度等方面具有相似性,家庭是否擁有社會養(yǎng)老保險與社區(qū)內(nèi)其他家庭的社會養(yǎng)老保險參保情況具有一定相關(guān)性。另一方面,其他家庭的社會養(yǎng)老保險參保情況并不能夠直接影響該家庭的投資行為。因此,本文選擇的工具變量1是一個較為理想的工具變量。工具變量1的估計結(jié)果如表4所示,Cragg-Donald WaldF統(tǒng)計量和Kleibergen-Paap rk WaldF統(tǒng)計量依次為1 811.491和1 651.823,大于10%顯著性水平下的臨界值16.38,表明不存在弱工具變量問題。不可識別檢驗結(jié)果顯示,Kleibergen-Paap rkLM統(tǒng)計量為77.606,P值為0.000 0,顯著拒絕不可識別的原假設(shè),表明內(nèi)生變量與工具變量之間存在強相關(guān)關(guān)系。緩解內(nèi)生性問題后,社會養(yǎng)老保險與家庭投資組合有效性之間仍存在顯著正相關(guān)關(guān)系,且顯著性水平未改變。

表4 內(nèi)生性分析

為進一步保證工具變量估計結(jié)果的穩(wěn)健性,參考宗慶慶等(2015)[16]的方法,將樣本家庭按照戶主受教育程度、戶主年齡及家庭所在社區(qū)三個變量分組,構(gòu)造工具變量2。將戶主按照受教育程度分為三組(初中及以下學歷、高中及中專/職高學歷、大專/高職及以上學歷),按照年齡分為三組(45歲以下、45～65歲、65歲以上)。針對每個家庭,計算其所在組群除該家庭外其他家庭的社會養(yǎng)老保險平均參保率,并作為工具變量2。使用兩階段最小二乘(2SLS)模型和赫克曼模型的估計結(jié)果如表4所示,社會養(yǎng)老保險的估計系數(shù)仍顯著為正。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.替換夏普比率/索提諾比率

2015年6月中國證券監(jiān)督管理委員會出臺《證券公司融資融券業(yè)務(wù)管理辦法(征求意見稿)》等一系列相關(guān)政策文件,對股票市場可能產(chǎn)生了較大影響?？紤]到這一點,本文另截取2007年1月至2015年5月作為計算區(qū)間。從表5替換夏普比率及索提諾比率后的估計結(jié)果可以看出,社會養(yǎng)老保險對夏普比率及索提諾比率依然具有顯著正向影響,和前述結(jié)論基本一致。

表5 穩(wěn)健性檢驗Ⅰ

2.增加控制變量

家庭是否參與社會養(yǎng)老保險可能與家庭是否參與醫(yī)療保險、失業(yè)保險及住房公積金等其他社會保障制度相關(guān)。如果這些社會保障制度能夠?qū)彝ネ顿Y行為產(chǎn)生影響,并與社會養(yǎng)老保險的作用方向相同,則會使得本文在前文中高估社會養(yǎng)老保險對家庭投資組合有效性的影響。因此,在基準回歸模型中加入“家庭是否擁有社會醫(yī)療保險”“家庭是否擁有社會失業(yè)保險”及“家庭是否擁有住房公積金”三個新控制變量。估計結(jié)果如表5所示,邊際影響雖然略有下降,但仍在1%顯著性水平下為正,說明了研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.重新定義社會養(yǎng)老保險

考慮到家庭的投資行為可能并非戶主一人決策的結(jié)果,其他家庭成員也可能是決策主體。本文將核心解釋變量替換為“家庭成員中至少有一人擁有社會養(yǎng)老保險(insurance_old1)”,并再次進行回歸分析。如果家庭成員中至少有一人擁有社會養(yǎng)老保險,則解釋變量取值為1;如果家庭成員中沒有人擁有社會養(yǎng)老保險,則解釋變量取值為0。估計結(jié)果如表6所示,解釋變量的估計系數(shù)均顯著為正,表明實證結(jié)果穩(wěn)健。中國基本養(yǎng)老保險覆蓋率已達較高水平,2017年底中國基本養(yǎng)老保險覆蓋率已達到80%,“十四五”規(guī)劃中基本養(yǎng)老保險的預期覆蓋率為95%。在所有社會養(yǎng)老保險類型中,政府及事業(yè)單位退休金、城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險的繳費金額和給付待遇較高,若將關(guān)鍵解釋變量由“參加社會養(yǎng)老保險”更改為“參加政府及事業(yè)單位退休金或城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(insurance_old2)”重新進行分析,相關(guān)的研究能夠獲得更深刻的政策價值。本文設(shè)定,若樣本家庭參加政府及事業(yè)單位退休金或城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險,則解釋變量取值為1,否則取值為0。如表6所示,相較于基準回歸結(jié)果,關(guān)鍵解釋變量的估計系數(shù)為正且顯著提高,說明社會養(yǎng)老保險能夠提高家庭投資組合有效性。

表6 穩(wěn)健性檢驗Ⅱ

4.家庭風險金融市場參與深度及家庭金融資產(chǎn)配置多樣性

傳統(tǒng)的家庭資產(chǎn)選擇理論指出,家庭應(yīng)配置一定比例的風險金融資產(chǎn)并持有多樣化的資產(chǎn)種類以實現(xiàn)有效的投資組合。因此,風險金融市場參與深度及金融資產(chǎn)配置多樣性也可以作為評估家庭投資組合是否有效的指標。本文將家庭配置風險性金融資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)的比重定義為家庭風險金融市場參與深度riskfin_depth,采用模型(10)和模型(11)衡量家庭配置金融資產(chǎn)的多樣化程度:

(10)

(11)

回歸結(jié)果如表7所示,對于家庭風險金融市場參與深度及家庭金融資產(chǎn)配置多樣性而言,社會養(yǎng)老保險的估計系數(shù)均在1%水平下顯著為正,表明社會養(yǎng)老保險能夠顯著提高家庭風險金融市場參與深度及家庭金融資產(chǎn)配置多樣性,這也驗證了社會養(yǎng)老保險對居民家庭投資組合的優(yōu)化作用。

表7 穩(wěn)健性檢驗Ⅲ

5.不同類型社會養(yǎng)老保險對家庭投資組合有效性的影響

為探究不同類型社會養(yǎng)老保險對家庭投資組合有效性的影響,本文以未參保家庭作為參照組,設(shè)置如下5個虛擬變量:insurance_old1、insurance_old2、insurance_old3、insurance_old4、insurance_old5。這5個虛擬變量分別表示政府及事業(yè)單位退休金、城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險金(城職保)、新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險金(新農(nóng)保)、城鎮(zhèn)居民社會養(yǎng)老保險金(城居保)、城鄉(xiāng)統(tǒng)一居民社會養(yǎng)老保險金。估計結(jié)果如表8所示,所有社會養(yǎng)老保險類型的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正,政府及事業(yè)單位退休金、城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險金(城職保)的邊際影響顯著高于其余社會養(yǎng)老保險類型。這說明相較于其余社會養(yǎng)老保險類型,政府及事業(yè)單位退休金、城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險金(城職保)更能夠顯著提高家庭投資組合有效性。主要原因為不同類型社會養(yǎng)老保險的發(fā)展并不均衡,不同類型參保群體退休后的養(yǎng)老金收入差距較大。政府及事業(yè)單位退休金、城職保的替代率(4)養(yǎng)老金替代率=人均養(yǎng)老金收入/當年在崗職工平均工資(或農(nóng)村居民純收入)。及保障程度相對較高[42-43],對居民家庭退休后生活質(zhì)量維持的作用較大,降低家庭的不確定性風險和預防性儲蓄,進而促進家庭參與風險金融市場和提高其投資組合有效性。

表8 穩(wěn)健性檢驗Ⅳ

6.采用平衡面板數(shù)據(jù)

非時變的遺漏變量可能同時影響家庭擁有社會養(yǎng)老保險和家庭投資決策行為,導致估計結(jié)果產(chǎn)生內(nèi)生性偏誤,因此本文采用平衡面板數(shù)據(jù)進行穩(wěn)健性檢驗。采用2017年、2019年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù),選取兩年均被訪問的樣本,整理后共獲得8 103個家庭的平衡面板數(shù)據(jù)集。采用控制個體效應(yīng)、時間效應(yīng)及地區(qū)效應(yīng)的多維固定效應(yīng)模型以消除非時變的遺漏變量對估計造成的偏誤,估計結(jié)果如表9所示,社會養(yǎng)老保險在10%的顯著性水平下增加了家庭投資組合有效性。

表9 穩(wěn)健性檢驗Ⅴ

(四)機制分析

社會養(yǎng)老保險幫助家庭在退休后獲得穩(wěn)定的養(yǎng)老金收入,降低家庭面臨的不確定性風險,促使家庭減少預防性儲蓄并積極參與風險金融市場,進而提高家庭的投資組合有效性。因此,從理論上講,社會養(yǎng)老保險能夠通過降低預防性儲蓄機制路徑影響家庭投資組合有效性。實證檢驗結(jié)果如表10所示(5)為正確識別預防性儲蓄機制,在機制分析過程中,刪除已領(lǐng)取養(yǎng)老金的家庭或戶主年齡大于65歲的家庭。,其中,社會養(yǎng)老保險對家庭預防性儲蓄的邊際影響分別為-2.627、-2.692、-2.699、-2.714,均在5%以上的水平下顯著為正,表明社會養(yǎng)老保險能夠顯著降低家庭預防性儲蓄。這說明社會養(yǎng)老保險能夠通過降低家庭預防性儲蓄機制路徑提高家庭投資組合有效性。

表10 機制分析:降低家庭預防性儲蓄機制

五、異質(zhì)性分析

進一步,從城鄉(xiāng)、地區(qū)、收入水平角度探究社會養(yǎng)老保險對家庭投資組合有效性的異質(zhì)性影響。表11報告了異質(zhì)性影響的描述性統(tǒng)計。

表11 關(guān)于異質(zhì)性的描述性統(tǒng)計

從表11可以看出,城鎮(zhèn)地區(qū)家庭的夏普比率、索提諾比率依次是0.157、0.273,農(nóng)村地區(qū)家庭的夏普比率、索提諾比率依次是0.144、0.253,即城鎮(zhèn)家庭的投資組合有效性顯著高于農(nóng)村家庭?？赡艿脑蚴?受到高運營成本的影響,金融機構(gòu)往往將物理網(wǎng)點設(shè)置在城鎮(zhèn)地區(qū),因此農(nóng)村居民家庭獲取金融服務(wù)需要付出更高的交通成本和時間成本,其風險金融市場參與程度及金融資產(chǎn)配置效率更低[44]。此外,由表11可以看到,東中部地區(qū)家庭的夏普比率和索提諾比率更高?？赡艿慕忉屖?東中部地區(qū)的數(shù)字金融基礎(chǔ)設(shè)施更加完善,數(shù)字設(shè)備更加豐富多樣,而西部地區(qū)的數(shù)字金融基礎(chǔ)設(shè)施不健全,網(wǎng)絡(luò)環(huán)境較差,使得東中西部地區(qū)家庭獲取數(shù)字金融服務(wù)的機會不均等[45]。而在數(shù)字金融服務(wù)的利用方面,相較西部地區(qū)家庭,東中部地區(qū)家庭平均受教育程度更高,金融教育普及程度更廣,能夠有效利用數(shù)字金融技術(shù)參與風險金融市場,進而提高家庭金融資產(chǎn)配置的多樣性和有效性。按照家庭人均收入水平,將樣本劃分為高收入水平家庭和低收入水平家庭。由表11可以看出,低收入水平家庭的夏普比率、索提諾比率分別是0.031、0.055,高收入水平家庭的夏普比率、索提諾比率分別是0.274、0.476,即相較于低收入水平家庭,高收入水平家庭的投資組合更加有效。這可能是因為,低收入水平家庭將可支配收入多用于維持日常生活消費支出,并且由于受到自身金融素養(yǎng)和資源稟賦的制約,無法達到風險性金融資產(chǎn)的投資門檻。而高收入水平家庭具有較高的金融素養(yǎng)和財富水平,更傾向投資風險性金融資產(chǎn),因此其金融資產(chǎn)投資組合更加有效。

接下來,探究社會養(yǎng)老保險對不同類型家庭投資組合有效性影響的差異性問題,分析結(jié)果見表12。

表12 社會養(yǎng)老保險對家庭投資組合有效性的異質(zhì)性影響

表12社會養(yǎng)老保險對城鄉(xiāng)家庭投資組合有效性的異質(zhì)性影響結(jié)果顯示,社會養(yǎng)老保險能夠提高城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭的投資組合有效性,但是對農(nóng)村家庭的邊際影響高于城鎮(zhèn)家庭,因此社會養(yǎng)老保險縮小了城鄉(xiāng)居民家庭金融資產(chǎn)配置效率的差距?？赡艿慕忉屖寝r(nóng)村地區(qū)居民家庭金融可得性較低,金融知識相對匱乏,并且多為風險規(guī)避者,社會養(yǎng)老保險更能夠降低其不確定性風險和提高其風險偏好程度,進而優(yōu)化其金融資產(chǎn)投資組合。表12社會養(yǎng)老保險對不同地區(qū)家庭投資組合有效性影響的回歸結(jié)果顯示,相較于東中部地區(qū)家庭,社會養(yǎng)老保險更能夠顯著提高西部地區(qū)家庭投資組合有效性。這是因為西部地區(qū)家庭的可支配收入較低,預防性儲蓄較高,更傾向投資無風險金融資產(chǎn)。社會養(yǎng)老保險更能夠顯著提高西部地區(qū)家庭的風險偏好和降低預防性儲蓄,進而幫助其實現(xiàn)投資組合的有效配置。此外,社會養(yǎng)老保險對高收入水平家庭夏普比率、索提諾比率的邊際影響分別為0.038、0.053,對低收入水平家庭兩個比率的邊際影響分別為0.093、0.156,即社會養(yǎng)老保險對低收入水平家庭投資組合有效性的積極影響更大。主要原因是,相較于高收入水平家庭,低收入水平家庭可支配收入和儲蓄水平相對較低,平滑消費的能力較差,面臨更大的預算約束和流動性約束,無法達到風險性金融資產(chǎn)的投資門檻。因此,社會養(yǎng)老保險對低收入水平家庭影響更大,能夠降低不確定性風險,緩解流動性約束,進而優(yōu)化家庭金融資產(chǎn)配置。

六、進一步分析

最初的生命周期理論認為,家庭會在整個生命周期內(nèi)合理安排儲蓄和消費計劃。此后,許多學者開始將投資行為納入生命周期框架,認為居民家庭能夠根據(jù)生命周期的不同階段相應(yīng)調(diào)整投資組合[46],以達到整個生命周期內(nèi)的預期效用最大化。已有學者從收入消費[28,47]、健康狀況[48-49]、風險態(tài)度[50]等方面探究生命周期與家庭投資決策行為之間的關(guān)系,但鮮有學者研究居民家庭不同生命周期階段投資組合有效性的異質(zhì)性問題。由于本文的研究對象為家庭投資決策,因此根據(jù)戶主年齡,將家庭劃分為五組:戶主年齡小于等于30歲(age≤30)、戶主年齡大于30歲且小于等于40歲(3060),進而更加細致地分析社會養(yǎng)老保險對不同生命周期家庭投資組合有效性的異質(zhì)性影響。

表13的描述性統(tǒng)計顯示:戶主年齡小于等于30歲的夏普比率、索提諾比率分別為0.111、0.185;戶主年齡大于30歲且小于等于40歲的兩個比率分別是0.149、0.243;戶主年齡大于40歲且小于等于50歲的兩個比率分別是0.113、0.189;戶主年齡大于50歲且小于等于60歲的兩個比率分別是0.138、0.238;戶主年齡大于60歲的兩個比率分別是0.203、0.370?？梢钥吹?無論采用哪一種衡量指標,伴隨戶主年齡的增加,家庭投資組合有效性呈現(xiàn)出先增加后減少再增加的情況,這與周利(2019)[30]的研究結(jié)論一致。年齡小于等于30歲的年輕投資者具有較高的風險承擔意愿,預期未來收入增長,愿意承擔更大的風險以獲取更大的收益,進而增加風險金融資產(chǎn)投資比例。相較年齡小于等于30歲的投資者,年齡大于30歲且小于等于40歲的投資者已經(jīng)實現(xiàn)了一定的財富積累,面臨的住房壓力和婚嫁壓力較小,面臨較低的流動性約束和預算約束,家庭投資組合有效性較高。而戶主年齡大于40歲且小于等于50歲、大于50歲且小于等于60歲的家庭面臨“上有老下有小”的撫養(yǎng)義務(wù)和贍養(yǎng)義務(wù),家庭尋求穩(wěn)定收益和中等風險的金融產(chǎn)品,減少了風險性金融資產(chǎn)的投資和持有,降低了家庭投資組合有效性。年齡大于60歲的退休老年家庭基本處于無勞動收入階段,負面的健康狀況使其傾向投資風險性較低、安全性較高的金融資產(chǎn),減少股票等風險性金融資產(chǎn)的持有。在本文選取的時間區(qū)間內(nèi),由于中國股票市場經(jīng)歷了一些波動,股票資產(chǎn)的夏普比率和索提諾比率相對較低。因此,相較處于其他生命周期階段的家庭,退休老年家庭的投資組合有效性最高。

表13 不同生命周期階段家庭的投資組合有效性

接下來,探究社會養(yǎng)老保險對家庭投資組合有效性的影響是否存在生命周期效應(yīng),分析結(jié)果見表14。

表14 社會養(yǎng)老保險對不同生命周期階段家庭的異質(zhì)性影響Ⅰ

如表14所示,對于夏普比率,社會養(yǎng)老保險對不同生命周期階段家庭的邊際影響依次是0.078、0.118、0.120、0.177、0.329;對于索提諾比率,社會養(yǎng)老保險對不同生命周期階段家庭的邊際影響依次是0.123、0.172、0.197、0.303、0.627。這說明相比青年家庭和中年家庭,社會養(yǎng)老保險更能夠提升老年家庭的投資組合有效性。原因可能在于,當居民家庭處于年齡小于等于30歲、大于30歲且小于等于40歲階段時,勞動收入為主要收入來源,收入水平和收入穩(wěn)定性較低,但勞動供給彈性較高,居民家庭能夠通過調(diào)整勞動供給量降低收入風險;處于年齡大于40歲且小于等于50歲、大于50歲且小于等于60歲階段的居民家庭,在子女教育、住房及醫(yī)療支出等方面存在剛性特征,并且具有養(yǎng)老儲備的目的,相較青年群體,其勞動供給彈性降低,但仍保持在一定的水平;而60歲以上的老年群體已處于退休階段,不存在勞動供給彈性或勞動供給彈性較低,收入風險對家庭投資決策產(chǎn)生較大影響,社會養(yǎng)老保險能夠顯著降低收入風險,刺激家庭參與風險金融市場和提高家庭投資組合有效性。同時,養(yǎng)老金財富隨年齡增長也逐漸積累,相較處于其他生命周期階段的家庭,老年家庭對養(yǎng)老金財富的了解和掌握更加充分,增強了養(yǎng)老金的財富屬性,因此社會養(yǎng)老保險更能夠顯著提升老年家庭的投資組合有效性。

接下來,采用交互項方式進行穩(wěn)健性檢驗,探究社會養(yǎng)老保險對不同生命周期階段家庭投資組合有效性的異質(zhì)性影響。以戶主年齡小于等于30歲(age≤30)的家庭為對照組,設(shè)置4個虛擬變量,分別為age1、age2、age3、age4。若家庭的戶主年齡大于30歲且小于等于40歲,則age1取值為1,否則取值為0;若家庭的戶主年齡大于40歲且小于等于50歲,則age2取值為1,否則取值為0;若家庭的戶主年齡大于50歲且小于等于60歲,則age3取值為1,否則取值為0;若家庭的戶主年齡大于60歲,則age4取值為1,否則取值為0。分別加入社會養(yǎng)老保險與4個虛擬變量的交互項進行實證檢驗,結(jié)果如表15所示,社會養(yǎng)老保險對老年家庭的投資組合有效性影響最大,說明了上文結(jié)果的穩(wěn)健性。

表15 社會養(yǎng)老保險對不同生命周期階段家庭的異質(zhì)性影響Ⅱ

七、研究結(jié)論與政策建議

本文運用中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù),采用夏普比率和索提諾比率兩個衡量指標,實證分析了社會養(yǎng)老保險對家庭投資組合有效性的影響。研究結(jié)果表明,社會養(yǎng)老保險與家庭投資組合有效性呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系,并且這種正向影響在農(nóng)村地區(qū)、西部地區(qū)及低收入水平家庭中更加顯著。進一步分析發(fā)現(xiàn),社會養(yǎng)老保險對家庭投資組合有效性的影響具有顯著的生命周期效應(yīng),即相較處于其他生命周期階段的家庭,處于退休年齡的老年家庭對社會養(yǎng)老保險更加敏感。因此本文提出以下針對性的政策建議:

第一,完善社會養(yǎng)老保險制度,實現(xiàn)社會養(yǎng)老保險制度并軌。社會養(yǎng)老保險是影響家庭投資組合有效性的重要因素,社會養(yǎng)老保險體系的不斷完善對中國居民家庭有效參與風險金融市場具有重要作用。因此,政府在推進金融市場改革的同時,應(yīng)加強以養(yǎng)老保險為主的社會保障體系改革,降低居民家庭未來的不確定性,促進家庭理性投資。

第二,政府應(yīng)出臺相關(guān)政策完善商業(yè)養(yǎng)老保險制度,將其作為社會養(yǎng)老保險的有效補充。以減免個人所得稅、降低個人所得稅繳納額度等多種方式鼓勵居民家庭參與商業(yè)養(yǎng)老保險,進而緩解家庭的養(yǎng)老壓力,提高居民的養(yǎng)老保障水平,降低家庭的未來不確定性風險,激勵家庭合理配置金融資產(chǎn)。

第三,關(guān)注人群差異性,合理創(chuàng)新金融產(chǎn)品。由于風險偏好、年齡等因素的影響,不同居民家庭在配置金融資產(chǎn)時,考慮因素也各有不同。金融機構(gòu)可以針對不同人群進行市場調(diào)研,設(shè)計更加豐富多樣的理財產(chǎn)品,促進家庭參與風險金融市場,引導居民理性投資。比如,年輕人具有較高的風險偏好,可以針對其設(shè)計較高風險、較高收益的金融產(chǎn)品;中年人受到贍養(yǎng)義務(wù)及撫養(yǎng)義務(wù)的影響,具有較低的風險偏好,而且保值意愿強烈,可以針對其設(shè)計較低風險或具有保障功能的金融產(chǎn)品。針對由于缺乏金融知識而無法參與風險金融市場的家庭,政府可設(shè)立“社保基金”賬戶,在征得居民家庭同意的情況下,將社保賬戶下的資金轉(zhuǎn)移到“社?；稹辟~戶,代替居民家庭進行風險金融資產(chǎn)投資,提高家庭投資組合有效性,實現(xiàn)更多的養(yǎng)老金財富積累。

第四,根據(jù)城鄉(xiāng)差異及區(qū)域差異合理配置社會資源和金融資源,進一步向農(nóng)村地區(qū)和西部地區(qū)等欠發(fā)達區(qū)域傾斜社會資源和普及金融知識。由于受到生活環(huán)境和教育環(huán)境的影響,農(nóng)村家庭和西部地區(qū)家庭在一定程度上不了解金融產(chǎn)品,配置金融資產(chǎn)時具有一定的誤解和抵觸心理,又由于信息不對稱和市場摩擦等原因,金融機構(gòu)難以切實了解不同家庭的金融需求。因此,相關(guān)政府部門和金融機構(gòu)應(yīng)采用多種方式加強金融宣傳,通過發(fā)放調(diào)查問卷、舉辦金融知識競賽等方式,豐富居民家庭的金融知識,提升其參與風險金融市場的信心,進而提高其金融資產(chǎn)配置的有效性。