基本養(yǎng)老保險對家庭住房和金融資產(chǎn)配置的影響*
——基于中國家庭金融調(diào)查的經(jīng)驗證據(jù)

田盛丹，黃燕芬

（1.中國建設(shè)銀行博士后科研工作站，北京 100032；2.中國人民大學(xué)公共管理學(xué)院，北京 100872）

一、引言

基本養(yǎng)老保險是貫穿家庭生命周期的一項重要制度安排，被視為個人收入在整個生命周期中的平滑機制，即個體在工作期履行繳費義務(wù)，積累養(yǎng)老金權(quán)益，在退休后享有領(lǐng)取養(yǎng)老金的權(quán)利。因此，基本養(yǎng)老保險直接與家庭每期的收入和支出掛鉤，對于家庭的經(jīng)濟決策發(fā)揮著不可忽視的作用。目前我國基本養(yǎng)老保險在區(qū)域間、城鄉(xiāng)間、人群間存在較為顯著的不均衡性，進而導(dǎo)致居民享受基本養(yǎng)老保險待遇的不均衡，這種影響進一步傳導(dǎo)至家庭資產(chǎn)配置層面，引起居民財富的分化和貧富差異。

我國家庭資產(chǎn)配置的一個突出特點是住房市場的過度參與和金融市場的有限參與。我國家庭住房自有率超過90%，而世界平均住房擁有率為63%，美國為65%，日本為60%；我國家庭的股票市場參與率僅為8.84%，股票投資僅占金融資產(chǎn)約15.45%，而美國家庭的股市參與率達50.3%，股票資產(chǎn)配置比例為50.5%①數(shù)據(jù)來源：中國數(shù)據(jù)來源于2011、2013、2015、2017 年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，美國數(shù)據(jù)來源于美國消費者金融調(diào)查數(shù)據(jù)庫（The Survey of Consumer Finances，SCF）。。住房是家庭最重要的非金融資產(chǎn)，承擔(dān)住有所居、資產(chǎn)增值和家族傳承的重任，因此家庭資產(chǎn)配置往往聚焦于住房和金融產(chǎn)品的權(quán)衡。同時，養(yǎng)老和住房是現(xiàn)代人的兩個重要需求，兩者在某種程度上存在一定的關(guān)聯(lián)性，很多國外學(xué)者探討了公共養(yǎng)老金與住房產(chǎn)權(quán)的關(guān)系，但迄今沒有得到統(tǒng)一的定論，而國內(nèi)缺乏探討兩者關(guān)系的研究。

家庭資產(chǎn)配置一直是國內(nèi)外學(xué)術(shù)界研究的重點問題，以往文獻通常從市場摩擦、背景風(fēng)險、行為因素、家庭特征等角度嘗試解釋家庭資產(chǎn)配置行為。但是長期以來，對于基本養(yǎng)老保險制度這一重要因素對家庭資產(chǎn)配置影響的研究還不夠充分。理論上講，倘若將風(fēng)險金融資產(chǎn)投資視為一種特殊的消費——金融消費的話，養(yǎng)老保險繳費可能通過收入效應(yīng)和替代效應(yīng)影響家庭的風(fēng)險金融資產(chǎn)投資（宗慶慶等，2015）?；攫B(yǎng)老保險與居民家庭的每期收入相掛鉤，且與家庭的背景風(fēng)險密切相關(guān)，多種因素相互作用，從而使得基本養(yǎng)老保險與家庭資產(chǎn)配置決策的關(guān)系呈現(xiàn)出復(fù)雜性。因此，基本養(yǎng)老保險納入家庭資產(chǎn)配置決策問題有著重要的研究價值。從歷年的中國家庭金融調(diào)查結(jié)果可知，參?；攫B(yǎng)老保險的家庭與沒有參保的家庭在資產(chǎn)配置行為上存在明顯差異，參?；攫B(yǎng)老保險家庭的住房資產(chǎn)規(guī)模及其占比、風(fēng)險性金融資產(chǎn)規(guī)模及其占比均顯著高于未參保的家庭。

本文重點關(guān)注基本養(yǎng)老保險對家庭住房和金融資產(chǎn)配置的影響，可能的貢獻在于：第一，將社會保障體系與家庭資產(chǎn)配置問題相對接，探究我國基本養(yǎng)老保險與家庭住房資產(chǎn)配置的關(guān)系，可為完善我國基本養(yǎng)老保險制度以及優(yōu)化國內(nèi)家庭資產(chǎn)配置提供參考；第二，基于中國家庭金融的多輪調(diào)查數(shù)據(jù)，實證檢驗家庭戶主是否參?；攫B(yǎng)老保險以及參保何種養(yǎng)老保險對家庭住房及風(fēng)險性金融資產(chǎn)配置的影響，豐富和深化了我國家庭資產(chǎn)配置領(lǐng)域的實證研究，有助于揭示基本養(yǎng)老保險影響家庭住房和金融資產(chǎn)配置的現(xiàn)實規(guī)律；第三，探討基本養(yǎng)老保險影響家庭住房及金融資產(chǎn)配置生命周期和收入水平的異質(zhì)性，并驗證兩種重要的影響機制，即不確定性機制和預(yù)防性儲蓄機制，從而有助于深刻認(rèn)識基本養(yǎng)老保險影響家庭資產(chǎn)配置的內(nèi)在邏輯。

二、文獻綜述

（一）關(guān)于基本養(yǎng)老保險與住房產(chǎn)權(quán)及住房自有率的研究

20 世紀(jì)80 年代以來，很多學(xué)者注意到，在公共養(yǎng)老金較低的情況下，住房產(chǎn)權(quán)可能起到私人保險的作用，從而產(chǎn)生替代效應(yīng)（Conley 和Gifford，2006）。Kemeny（1981）提出社會保障特別是養(yǎng)老金和住房產(chǎn)權(quán)之間存在穩(wěn)定的長期負相關(guān)關(guān)系后，Castles（1998）進一步概括為“養(yǎng)老金和住房產(chǎn)權(quán)此消彼長”，認(rèn)為住房產(chǎn)權(quán)是提供老年生計的功能替代品，公共養(yǎng)老金的減少可能會激勵家庭尋求住房產(chǎn)權(quán)作為一種自我保險。從國外文獻看，學(xué)者們就公共養(yǎng)老金和住房產(chǎn)權(quán)、住房自有率的關(guān)系進行了大量的分析，多數(shù)研究支持公共養(yǎng)老金和住房產(chǎn)權(quán)此消彼長的負相關(guān)關(guān)系（Castles，1998；Conley 和Gifford，2006；Chen，2010；Prasad，2012；Cho 和Sane，2013）。但也有一些文獻指出公共養(yǎng)老金與住房自有率并不是單純的負向關(guān)聯(lián)。有的學(xué)者發(fā)現(xiàn)公共養(yǎng)老金和住房自有率的反向關(guān)系一般在住房價格上漲時期存在，在住房價格下跌或平穩(wěn)時二者關(guān)系呈多樣化（Doling 和Horsewood，2011；Ansell，2014）。還有一些研究表明，公共養(yǎng)老金和住房自有率的關(guān)系不是固定不變的，隨著時間推移可能發(fā)生逆轉(zhuǎn)（Kohl，2018；Van 和Kohl，2020），并且兩者關(guān)系在不同的國家可能不盡相同（Van 和Kohl，2020；Fehr 等，2021）。雖然國際上很多學(xué)者就公共養(yǎng)老金和住房產(chǎn)權(quán)及住房自有率的關(guān)系進行了大量的分析，但是關(guān)于我國基本養(yǎng)老保險和住房自有率關(guān)系的國內(nèi)研究文獻比較少見。作為與家庭收入和資產(chǎn)配置息息相關(guān)的重要變量，基本養(yǎng)老保險的相關(guān)研究沒有得到足夠重視。

（二）關(guān)于基本養(yǎng)老保險與家庭金融資產(chǎn)配置的研究

在理論研究層面，Cocco 等（2005）開展了開創(chuàng)性的研究，將養(yǎng)老保險作為勞動收入的一部分，把基本養(yǎng)老保險納入到生命周期模型當(dāng)中，發(fā)現(xiàn)居民生命周期的最優(yōu)風(fēng)險金融資產(chǎn)配置呈現(xiàn)出U 型特征，其曲線的拐點為退休時點，居民在退休時點愿意持有的風(fēng)險金融資產(chǎn)達到最大化。Liand 和Smetters（2011）基于Cocco（2005）等的研究，建立了一個養(yǎng)老保險制度與勞動收入聯(lián)動的模型，結(jié)果表明居民最優(yōu)的資產(chǎn)配置路徑在任何年齡段都遠小于100%，且最優(yōu)資產(chǎn)配置路徑呈現(xiàn)出類似“倒U 型”的分布，模型得出的路徑與美國數(shù)據(jù)高度吻合。

在實證研究層面，許多文獻基于現(xiàn)實數(shù)據(jù)分析養(yǎng)老保險制度與家庭金融資產(chǎn)配置的關(guān)系。Bertaut 和Starr（2002）基于美國家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險制度能夠增加家庭參與風(fēng)險金融市場的概率。國內(nèi)學(xué)者基于中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)庫（CHFS），研究發(fā)現(xiàn)基本養(yǎng)老保險可以降低家庭對未來的不確定性，進而提高家庭持有風(fēng)險金融資產(chǎn)的可能性和風(fēng)險金融資產(chǎn)比重（宗慶慶等，2015；吳洪等，2017），并且對于面臨的不確定性更大、風(fēng)險承受更強家庭的影響更為顯著（林靖等，2017）。近年來，伴隨著我國微觀家庭數(shù)據(jù)庫的不斷充實，國內(nèi)的一些文獻研究了養(yǎng)老保險制度對家庭金融資產(chǎn)配置的影響，但是還沒有深入探究養(yǎng)老保險對家庭金融資產(chǎn)配置的影響機制。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）基本養(yǎng)老保險影響家庭住房及金融資產(chǎn)配置的理論分析

從總量視角來看，一方面，養(yǎng)老保險作為一種強制性儲蓄機制，降低了家庭在工作期的可支配收入，進而減少了家庭可用于資產(chǎn)配置的資金頭寸；另一方面，參?；攫B(yǎng)老保險的家庭在退休后能夠獲得穩(wěn)定的收入來源，家庭無需為養(yǎng)老進行額外的、高流動性的預(yù)防性儲蓄（劉雪穎和王亞柯，2021）。預(yù)防性儲蓄的減少增加了家庭可用于資產(chǎn)配置的資金，增加了家庭購買住房的可能性。從結(jié)構(gòu)視角來看，由于住房不僅是滿足人們居住需求的消費品，同時也是一種投資屬性的風(fēng)險資產(chǎn)（Yao 和Zhang，2005），因此，購買住房意味著家庭將大規(guī)模的資金集中于低流動性的住房資產(chǎn)上，需要承擔(dān)資產(chǎn)的流動性風(fēng)險（呂學(xué)梁和馬玉潔，2020；蔣瑛和李翀，2019；段忠東，2021）。同時，持有住房意味著家庭還要承擔(dān)房價波動的風(fēng)險以及承諾支出風(fēng)險，即購房者承諾長期償還住房抵押貸款本息所承擔(dān)的未來實際可支配收入的不確定性（段忠東，2021）?；攫B(yǎng)老保險能夠為個體養(yǎng)老支出提供保障，在一定程度上化解了家庭在退休后收入驟降以及不確定的長壽風(fēng)險（Hubbard 和Judd，1987），家庭對于未來產(chǎn)生了更穩(wěn)定的預(yù)期，因此參保基本養(yǎng)老保險為家庭承擔(dān)住房風(fēng)險提供了更多的空間。

對比房地產(chǎn)市場，我國資本市場發(fā)展較為緩慢，家庭參與資本市場的積極性不高，家庭金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)較為單一。不同于住房，風(fēng)險性金融資產(chǎn)具備可分割性及較好的流動性，繳納養(yǎng)老保險雖然會減少工作期可支配收入，但對家庭配置風(fēng)險性金融資產(chǎn)影響有限。從結(jié)構(gòu)視角來看，由于基本養(yǎng)老保險降低了家庭所面臨的背景風(fēng)險（Elmendorf 和Kimball，2000；Cardak 和Wilkins，2009; 徐華和徐斌，2014），在風(fēng)險集合既定的情況下，背景風(fēng)險的降低為家庭承擔(dān)更多的投資組合風(fēng)險提供了空間?；攫B(yǎng)老保險是家庭的養(yǎng)老保障安全網(wǎng)，發(fā)揮著兜底的功能，這在很大程度上給予家庭安全感，家庭對于未來更容易產(chǎn)生樂觀的情緒與穩(wěn)定預(yù)期（李靜，2015）。根據(jù)行為資產(chǎn)組合理論，樂觀的情緒會提高投資者估計好結(jié)果出現(xiàn)的概率，降低估計壞結(jié)果出現(xiàn)的概率，同樣風(fēng)險的投資組合的主觀期望收益將會變大，在這種情境下，投資者可能會傾向于持有風(fēng)險更大的資產(chǎn)（Lopes，1987）。依據(jù)安全優(yōu)先投資組合理論（Roy，1952），參?；攫B(yǎng)老保險的家庭預(yù)見未來可望獲得穩(wěn)定的收入，因此在投資組合中不會過度關(guān)注資產(chǎn)的安全性，這也在一定程度上對家庭配置風(fēng)險性金融資產(chǎn)存在正向影響。

綜上，提出本文以下兩個研究假設(shè)：

假設(shè)1 ：基本養(yǎng)老保險對家庭持有自有住房、投資性住房以及風(fēng)險性金融資產(chǎn)存在正向影響。

假設(shè)2：基本養(yǎng)老保險對家庭住房資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比例以及家庭風(fēng)險性金融資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)的比例存在正向影響。

（二）基本養(yǎng)老保險影響家庭住房及金融資產(chǎn)配置的影響機制分析

1.不確定性機制

不確定性會在很大程度上改變個體的儲蓄消費行為（Deaton，1991）。已有文獻結(jié)合我國住房、教育、醫(yī)療等領(lǐng)域改革的背景，基于不確定性和預(yù)防性儲蓄理論研究中國城鎮(zhèn)居民的儲蓄行為，認(rèn)為收入的不確定性（宋錚，1999；沈坤榮和謝勇；2012）以及經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中的不確定性（齊天翔，2000）都會對我國居民的儲蓄行為產(chǎn)生重大的影響。社會保障可視為對未來不確定性的保險，當(dāng)遭受風(fēng)險時可獲得一定補償，從而提高家庭風(fēng)險承受能力，減少家庭預(yù)防性儲蓄，增強消費和風(fēng)險投資動機（Gormley 等，2010；Qiu，2016；周欽等，2015；易行健等，2019）?；攫B(yǎng)老保險可視為政府與個體之間的一種契約，在工作期間政府向個體征繳養(yǎng)老保險費，在個體退出勞動市場之后政府向個體發(fā)放養(yǎng)老金，參?；攫B(yǎng)老保險的個體預(yù)期自己在退休期沒有勞動收入的情況下依然能夠獲得穩(wěn)定的養(yǎng)老金收入。對于沒有參?；攫B(yǎng)老保險的個體而言，在其退出勞動力市場之后，沒有穩(wěn)定的收入來源，面臨較高的收入不確定性，進而影響家庭當(dāng)下的投資決策。并且，收入的變化直接決定了家庭的儲蓄水平，而家庭資產(chǎn)配置作為儲蓄分流的重要形式無疑也會受到收入變化的影響。同時，收入的不確定性也會引起投資者心理的不確定性，當(dāng)個體收入呈現(xiàn)較大的波動時，也會造成不確定性心理，從而影響人們對未來出現(xiàn)的風(fēng)險的主觀感受，進而對家庭的投資決策產(chǎn)生影響。據(jù)此，提出本文第三個研究假設(shè)：

假設(shè)3：基本養(yǎng)老保險通過影響收入的不確定性進而影響家庭住房和風(fēng)險性金融資產(chǎn)的選擇及配置比例。

2.預(yù)防性儲蓄機制

預(yù)防性儲蓄是家庭為了應(yīng)對未來不確定支出所進行的額外儲蓄，個體面臨的不確定性越大，預(yù)防性儲蓄就越強烈（Leland，1968; Hubbard 等，1995）。如果沒有充分的保險保障，投資者會減少風(fēng)險投資和消費并增加預(yù)防性儲蓄，以應(yīng)對未來可能發(fā)生的風(fēng)險（Gormley 等，2010）?；攫B(yǎng)老保險可以被視為政府強制儲蓄的一種形式，個體預(yù)期自己在退休期能夠獲得穩(wěn)定的養(yǎng)老金收入從而減少為應(yīng)對養(yǎng)老開支的預(yù)防性儲蓄。根據(jù)生命周期理論，理性個體的決策目的是一生效用的最大化，個體進行儲蓄是為了平滑一生的收入與消費，基本養(yǎng)老保險在一定程度上替代了家庭的私人儲蓄，使得家庭一生的消費、儲蓄更貼近于理性個體的決策軌跡。而預(yù)防性儲蓄的減少，即家庭為應(yīng)對未來不確定性而進行的額外儲蓄減少將會激勵家庭將更多的資金進行投資，促進家庭配置更多的住房或股票、債券、基金等金融資產(chǎn)。據(jù)此，提出本文第四個研究假設(shè)：

假設(shè)4：基本養(yǎng)老保險通過影響預(yù)防性儲蓄進而影響家庭住房及金融資產(chǎn)的選擇以及配置比例。

綜上，本文的理論分析框架可用圖1 表示：

圖1 基本養(yǎng)老保險影響家庭資產(chǎn)配置的理論分析框架

四、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選擇中國家庭金融調(diào)查2011、2013、2015、2017 年的數(shù)據(jù)為研究樣本。中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)對家庭經(jīng)濟、金融行為進行了全面、細致的刻畫，數(shù)據(jù)具有較強的代表性。本文使用的是經(jīng)插值處理過后的數(shù)據(jù)，選取了戶主年齡為20-100 歲的樣本，刪除了樣本缺失值和異常值，最終得到了100183 個樣本。

（二）變量說明

1.被解釋變量

被解釋變量分為兩大類：其一，是否持有某項資產(chǎn)，持有則為1，否則為0；其二，持有某項金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例。首先根據(jù)問卷確定家庭是否有自有住房、投資性住房以及住房資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比重②根據(jù)“您家是否擁有自有的住房？”這一問題的答案確定家庭是否持有住房；根據(jù)“您家共擁有幾套住房？不包括租來的房子”這一問題判斷家庭是否持有投資性住房。家庭住房資產(chǎn)為家庭所有的自有住房的價值總和。，然后確定家庭風(fēng)險性金融資產(chǎn)的持有情況以及風(fēng)險性金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)的比重③風(fēng)險性金融資產(chǎn)=政府債券+理財產(chǎn)品（互聯(lián)網(wǎng)理財+金融理財）+企業(yè)債券+公司債券+其他債券+股票+基金+金融衍生品+非人民幣資產(chǎn)+黃金+借出款+其他金融資產(chǎn)。家庭如果持有上述任意一種風(fēng)險性金融資產(chǎn)，就認(rèn)為該家庭持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)（fin_risk）。家庭風(fēng)險性金融資產(chǎn)的配置比例（Pfin_risk）等于風(fēng)險性金融資產(chǎn)價值/家庭總金融資產(chǎn)價值。。

2.解釋變量

解釋變量為家庭是否參保基本養(yǎng)老保險（pension），用家庭戶主是否參?；攫B(yǎng)老保險來衡量并進行分析④在CHFS 問卷的社會保障模塊，詢問了家庭每個成員基本養(yǎng)老保險的參與情況，根據(jù)“目前，家庭成員參加的是下列哪種基本養(yǎng)老保險？”這一問題的答案確定戶主是否參與養(yǎng)老保險。。

3.控制變量

為了準(zhǔn)確估計家庭是否參?；攫B(yǎng)老保險影響家庭資產(chǎn)配置的結(jié)果，降低估計的偏差，參考已有文獻的做法，控制了戶主的個人特征、家庭人口結(jié)構(gòu)特征、家庭經(jīng)濟特征以及家庭所在地理區(qū)位、地區(qū)經(jīng)濟情況等。各變量含義及統(tǒng)計性描述見表1。

表1 變量說明及描述性統(tǒng)計

（三）實證模型

1.養(yǎng)老保險影響家庭是否持有住房和金融資產(chǎn)的實證模型

被解釋變量為家庭是否參與某種特定資產(chǎn)的投資，是典型的離散選擇模型，在這種情況下Logit 模型是較為有效的回歸策略，模型（1）設(shè)定如下所示：

其中：被解釋變量Pijt代表在j省份第i個家戶在t時期所擁有的某項資產(chǎn)的概率；Pi/（1-Pi）表示家庭持有上述資產(chǎn)與不持有上述資產(chǎn)的優(yōu)勢比（Odds），Odds=exp（αi）；核心解釋變量為家庭是否參保基本養(yǎng)老保險penijt，Xijt為控制變量，α0為常數(shù)項，α i為待估參數(shù)，ηj代表省份固定效應(yīng)，Tt代表時間固定效應(yīng)，同時控制省份固定效應(yīng)、時間固定效應(yīng)以及兩者的交叉項，以消除同一年內(nèi)、同一省份內(nèi)以及同年同省份內(nèi)不可觀測變量的干擾，比如物價、經(jīng)濟發(fā)展水平等等，εijt為誤差項。

2.養(yǎng)老保險影響家庭住房和金融資產(chǎn)配置比例的實證模型

對于各項資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例，采用Tobit 模型構(gòu)建式（2）來對資產(chǎn)持有量與資產(chǎn)價值比例進行回歸:

其中：Pijt=max(0,Pijt*)表示家庭住房資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重，以及家庭風(fēng)險性金融資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)的比重；主要的解釋變量、個人與家庭背景信息、其他經(jīng)濟狀況變量等與模型（1）一致。

3.中介模型的設(shè)定

參考溫忠麟和葉寶娟（2014）提出的方法驗證中介效應(yīng)，模型設(shè)定如式（3）、式（4）、式（5）所示：

其中：medijt為中介變量，包括家庭收入的不確定性（income_uncertainty）以及家庭的預(yù)防性儲蓄（pre_save）；被解釋變量在回歸時分別用logit(Pijt)或Pijt代替。由于解釋變量是分類變量，沿用Iacobucci（2012）的做法，先進行標(biāo)準(zhǔn)化處理，以實現(xiàn)回歸系數(shù)等量尺化，依次計算以下數(shù)值，以判斷中介效應(yīng)的顯著性，具體如式（6）和式（7）所示：

五、實證分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

1.基本養(yǎng)老保險影響家庭住房和金融資產(chǎn)持有的回歸結(jié)果

家庭參?；攫B(yǎng)老保險更有可能持有一套住房及投資性住房。表2 第（4）列表明，參?；攫B(yǎng)老保險的家庭持有住房的概率是沒有參保家庭的1.13 倍，換言之，參?；攫B(yǎng)老保險的家庭其持有住房的概率相較于沒有參保基本養(yǎng)老保險的家庭顯著高出13.34%。第（5）列表明，參?；攫B(yǎng)老保險的家庭比沒有參?；攫B(yǎng)老保險的家庭持有投資型房產(chǎn)的概率顯著高出15.44%，表明參?；攫B(yǎng)老保險對于家庭從事風(fēng)險性金融資產(chǎn)投資的概率有正向的促進作用。第（6）列表明，參?；攫B(yǎng)老保險的家庭比沒有參保的家庭其持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)的概率高24.99%?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果驗證了本文提出的第一個假設(shè)。

表2 基本回歸結(jié)果

2.基本養(yǎng)老保險影響家庭住房和金融資產(chǎn)配置比例的回歸結(jié)果

如表3 所示，相較于沒有參保基本養(yǎng)老保險的家庭，參?；攫B(yǎng)老保險的家庭，其住房資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比重和風(fēng)險性金融資產(chǎn)的配置比例都顯著更高。這一影響方向與表2 顯示的基本養(yǎng)老保險與居民家庭持有各類資產(chǎn)概率的關(guān)系一致?；貧w結(jié)果驗證了第二個假設(shè)。

表3 基本養(yǎng)老保險對家庭資產(chǎn)配置比例的影響

（二）內(nèi)生性討論

是否參保基本養(yǎng)老保險與不可觀測的家庭異質(zhì)性或家庭特征因素相關(guān)，而這些因素同時影響著家庭風(fēng)險資產(chǎn)配置決策（宗慶慶等，2015）。盡管上述回歸已經(jīng)盡可能多地控制了影響家庭資產(chǎn)配置的重要因素，但是仍然存在遺漏解釋變量的問題。為此，使用工具變量（IV）估計進行修正。參考現(xiàn)有文獻的做法（宗慶慶等，2015；宋全云等，2017；尹志超等，2020；呂煒等，2020），選用組群內(nèi)家庭參?；攫B(yǎng)老保險的比例作為工具變量。

使用組群內(nèi)內(nèi)生變量的統(tǒng)計量構(gòu)造工具變量時，最重要的是分組變量的確定和組群內(nèi)樣本數(shù)的控制，一般來說，分組變量應(yīng)該滿足外生性條件（宗慶慶等，2015）。本文以所在城市、年份、城鄉(xiāng)戶籍為分組變量。除去沒有觀測值以及觀測樣本數(shù)低于50 的組別，最終得到了228 個組群，組群內(nèi)平均樣本數(shù)為445，最大值為1665，最小值為54。對于第i個家庭，計算出其所在組群內(nèi)的其他家庭的平均參保率并作為工具變量，使用IV-Probit 模型和IV-Tobit模型進行估計。結(jié)果見表4，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，其他控制變量回歸系數(shù)的大小及顯著性也基本與基準(zhǔn)回歸的結(jié)果保持一致。

表4 工具變量回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗?zāi)壳八媒Y(jié)論的可靠性，使得回歸結(jié)果更加可信，使用三種方式來進行穩(wěn)健性檢驗：第一，更換解釋變量。少數(shù)家庭盡管沒有參保基本養(yǎng)老保險，卻擁有企業(yè)年金。作為基本養(yǎng)老保險的重要補充，企業(yè)年金在一定程度上具有保障家庭退休生活的功能。據(jù)此，將家庭是否參?；攫B(yǎng)老保險重新定義為“戶主參?；攫B(yǎng)老保險或企業(yè)年金”。表5 Panel A報告了更改解釋變量后的回歸結(jié)果。第二，更換實證樣本。家庭是否能夠獲得福利房會在較大程度上影響家庭的經(jīng)濟決策，能夠以低于市場價格從單位獲得住房，解決了家庭的居住需求，使其不再為購買住房而進行儲蓄，進而能夠?qū)⒏嗟馁Y金配置在金融資產(chǎn)或購置投資性住房上，可能使估計結(jié)果產(chǎn)生偏誤，因此剔除那些低于市場價格從單位獲得住房的家庭樣本后再進行回歸分析，結(jié)果見表5 Panel B。第三，控制其他可能有影響的變量。 進一步添加戶主是否參保社會醫(yī)療保險（ins_shiye）以及是否參保失業(yè)保險（ins_med）的控制變量，結(jié)果見表5 Panel C。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果的大致保持一致。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

六、進一步分析

（一）影響機制檢驗

1.收入不確定性影響機制檢驗

參照尹志超等（2020）、尹志超和嚴(yán)雨（2020）、沈坤榮和謝勇（2012）等研究的做法，以基本回歸中的控制變量作為自變量進行OLS 回歸得到殘差項，以該殘差的絕對值作為收入不確定性的度量標(biāo)尺，數(shù)值越大，表明家庭面臨的收入風(fēng)險就越高。殘差值由于不能被家庭成員的個體特征和人力資本因素所解釋，因此可以用來表示不確定性收入。

由表6 第（1）列的回歸結(jié)果可知，參保基本養(yǎng)老保險的確能夠顯著降低家庭收入的不確定性。第（3）列結(jié)果顯示，收入不確定性與家庭是否持有住房無顯著關(guān)系。第（5）列結(jié)果表明，收入不確定性越大，家庭持有投資性住房的概率就越低，可見，參?；攫B(yǎng)老保險通過降低了家庭收入的不確定性進而增加了家庭持有投資性住房的概率，Zmediation為3.8628 并大于1.96，中介效應(yīng)顯著。第（7）列結(jié)果表明，收入不確定與家庭持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)的概率負向相關(guān)，可見，參?；攫B(yǎng)老保險通過降低家庭收入的不確定性進而增加家庭持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)的概率。Zmediation為3.7384，且t值大于1.96，中介效應(yīng)顯著。

表6 收入不確定性的中介效應(yīng)檢驗（一）

由表7 可知，參?；攫B(yǎng)老保險能夠降低家庭收入的不確定性，進而促進家庭配置更多的住房資產(chǎn)。綜合表6 和表7，可知參?；攫B(yǎng)老保險對家庭持有住房的概率無顯著影響，但能夠促進家庭持有投資性住房以及提高住房資產(chǎn)在家庭總資產(chǎn)中的配置比例。家庭的首套住房更多地體現(xiàn)為居住屬性，兩套及以上住房更多地滿足家庭的投資需求，住房的投資品屬性主要包括風(fēng)險性與收益性，住房的風(fēng)險性主要表現(xiàn)為低流動性、房價波動性和承諾支出風(fēng)險（段忠東，2021）。一方面，收入不確定性的降低使得家庭面臨的背景風(fēng)險降低，從而激勵家庭承擔(dān)更多的資產(chǎn)投資風(fēng)險，進而增加家庭持有投資性住房的概率。另一方面，收入不確定性越大，其對于家庭購置住房決策影響便越大，對于購置住房這樣的家庭投資決策而言，借用住房按揭貸款意味著購置住房的家庭需要定期向銀行償還貸款并支付利息，如果家庭未來收入不穩(wěn)定，將會直接影響家庭當(dāng)下購置住房的決策，因此，收入不確定性的降低會激勵家庭配置更高比例的住房資產(chǎn)。

表7 收入不確定性的中介效應(yīng)檢驗（二）

從家庭風(fēng)險性金融資產(chǎn)的配置情況來看，收入不確定性的降低不僅能夠提高家庭持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)的概率，而且對于風(fēng)險性金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重也存在正向影響。參?；攫B(yǎng)老保險的家庭對于未來存在相對穩(wěn)定的預(yù)期，增加了投資者心理上的安全感，家庭在進行資產(chǎn)配置時對于資產(chǎn)安全性的關(guān)注度便會下降，對風(fēng)險性金融資產(chǎn)的偏好會相應(yīng)上升，因此基本養(yǎng)老保險通過降低家庭收入的不確定性進而有助于提高家庭風(fēng)險性金融資產(chǎn)的配置比例。

為更嚴(yán)格地驗證中介機制，采用非參數(shù)Bootstrapping 方法調(diào)整估計偏差（MacKinnon 等，2004）。如表8 所示，在家庭住房持有、投資性住房持有以及家庭風(fēng)險性金融資產(chǎn)持有的回歸結(jié)果中，間接效應(yīng)與直接效應(yīng)方向相同，且置信區(qū)間都不包含零，說明收入不確定性機制發(fā)揮著重要的中介效應(yīng)，驗證了本文的第二個研究假設(shè)。

表8 收入不確定性的中介效應(yīng)檢驗（三）

2.預(yù)防性儲蓄影響機制

家庭總儲蓄與預(yù)防性儲蓄是不同的。預(yù)防性儲蓄是儲蓄的一部分，是家庭為了應(yīng)對未來不確定性開支所進行的儲蓄，一般由變現(xiàn)成本低的高流動性資產(chǎn)組成（臧旭恒、張欣，2018）。參考劉雪穎和王亞柯（2021）的做法，用預(yù)防性儲蓄在金融資產(chǎn)中的比例作為預(yù)防性儲蓄的代理變量，即預(yù)防性儲蓄=（現(xiàn)金+活期存款+定期存款）/家庭金融資產(chǎn)。

表9 結(jié)果表明，在基本養(yǎng)老保險影響家庭住房持有、投資性住房持有以及風(fēng)險性金融資產(chǎn)持有的過程中，預(yù)防性儲蓄確實發(fā)揮著中介效應(yīng)。Zmediation分別為3.3243、3.9431、5.5619，t值均大于2.56，中介效應(yīng)在1%的顯著性水平下顯著。表9 第（1）列的回歸結(jié)果表明，參?；攫B(yǎng)老保險能夠有效地減少家庭的預(yù)防性儲蓄，驗證了本文的第四個研究假設(shè)?；攫B(yǎng)老保險制度向個人提供了退休后享有養(yǎng)老金收入索取權(quán)的制度保障，從而可以減少個體在工作期間的儲蓄。伴隨著我國人均壽命的延長，退休之后人們?yōu)榱藨?yīng)對長壽風(fēng)險進行儲蓄的動機也愈發(fā)強烈，而基本養(yǎng)老保險能夠保障個體退休之后直至身故的收入水平維持穩(wěn)定，因此同樣也能夠減弱家庭的預(yù)防性儲蓄動機。

表9 預(yù)防性儲蓄的中介效應(yīng)檢驗（一）

表9 第（3）（5）（7）列的回歸結(jié)果表明，預(yù)防性儲蓄降低了家庭持有住房、投資性住房以及風(fēng)險性金融資產(chǎn)的概率。這一點不難理解，預(yù)防性儲蓄本質(zhì)上是家庭為應(yīng)對未來不確定性進行的額外的儲蓄，這一額外儲蓄的減少會增加家庭用于資產(chǎn)配置的總頭寸，且預(yù)防性儲蓄的減少會大幅增加家庭持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)的概率。綜上，在基本養(yǎng)老保險影響家庭住房、投資性住房以及風(fēng)險性金融資產(chǎn)持有的過程中，預(yù)防性儲蓄確實發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，即參?；攫B(yǎng)老保險通過降低家庭預(yù)防性儲蓄進而對家庭持有住房和風(fēng)險金融資產(chǎn)生正向促進作用。

表10 結(jié)果表明，參?；攫B(yǎng)老保險減少了家庭的預(yù)防性儲蓄，所以在以家庭住房資產(chǎn)配置比例為被解釋變量的回歸中，預(yù)防性儲蓄發(fā)揮了一定程度的遮蔽效應(yīng)，即基本養(yǎng)老保險通過降低家庭預(yù)防性儲蓄進而影響家庭資產(chǎn)配置比例的間接效應(yīng)抵消了部分直接效應(yīng)。與其他資產(chǎn)不同，住房的風(fēng)險性表現(xiàn)為低流動性、房價波動性和承諾支出風(fēng)險。其中，流動性風(fēng)險是指住房資產(chǎn)不能夠及時變現(xiàn)而使得投資者遭受損失的可能性；房價波動風(fēng)險是指房價較強的波動性給購房者帶來資本損失的可能性（段忠東，2021）；承諾支出風(fēng)險是指當(dāng)購房者通過住房抵押貸款方式購房時，償還貸款本息的承諾支出降低了投資者的實際可支配收入，也增加了實際可支配收入的不確定性。正是由于上述風(fēng)險的存在，才使得家庭預(yù)防性儲蓄與家庭住房資產(chǎn)配置比例呈現(xiàn)正向的關(guān)系。此外，從家庭風(fēng)險性金融資產(chǎn)配置比例的回歸結(jié)果來看，預(yù)防性儲蓄發(fā)揮著中介效應(yīng)。表10 第（5）列回歸結(jié)果顯示，基本養(yǎng)老保險的系數(shù)不再顯著，證明預(yù)防性儲蓄發(fā)揮了完全中介效應(yīng)。參保基本養(yǎng)老保險可以通過降低家庭預(yù)防性儲蓄進而促進家庭配置更多風(fēng)險性金融資產(chǎn)。進一步用非參數(shù)Bootstrapping 方法對上述中介效應(yīng)再次進行檢驗，結(jié)果與前文類似，限于篇幅不再贅述。

表10 預(yù)防性儲蓄的中介效應(yīng)檢驗（二）

（二）異質(zhì)性分析

1.家庭戶主生命周期異質(zhì)性分析

根據(jù)戶主年齡將家庭劃分為青年家庭（戶主年齡為20-40 歲）、中年家庭（戶主年齡為40-60 歲的家庭）以及老年家庭（戶主年齡等于或高于60 歲的家庭）三類，考察基本養(yǎng)老保險對于家庭住房及金融資產(chǎn)配置的影響是否存在生命周期差異。由表11 回歸結(jié)果可知，是否參?；攫B(yǎng)老保險對于青年家庭是否持有住房沒有顯著影響。對于青年家庭而言，一方面，參保基本養(yǎng)老保險意味著要定期繳納基本養(yǎng)老保險費，進而降低了家庭的可支配收入，因此能夠用于購買住房的資金變少；另一方面，由于參保了基本養(yǎng)老保險，家庭無需為將來的養(yǎng)老計劃進行額外的私人儲蓄，能夠增加當(dāng)期可用于投資的資金。在兩種作用的綜合影響下，是否參?；攫B(yǎng)老保險對青年家庭是否持有住房沒有產(chǎn)生顯著影響。對于中年家庭來說，參?；攫B(yǎng)老保險的家庭其住房持有率比沒有參保的家庭高出52%；對于老年家庭來說，參?；攫B(yǎng)老保險家庭持有住房的概率比沒有參保的家庭高出40.96%。是否參?；攫B(yǎng)老保險對家庭是否持有投資性住房的影響沒有顯著的生命周期差異，即對于不同生命周期的家庭而言，參保基本養(yǎng)老保險都能夠顯著增加家庭持有投資性住房的概率，并且作用的程度也基本一致。從家庭是否持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)的回歸結(jié)果來看，無論處于哪個生命周期階段的家庭，參?；攫B(yǎng)老保險的家庭持有風(fēng)險性金融資產(chǎn)的概率都顯著高于沒有參保的家庭。

表11 生命周期異質(zhì)性分析（一）

表12 列示家庭是否參?；攫B(yǎng)老保險對家庭住房及金融資產(chǎn)配置比例影響的生命周期差異。從住房資產(chǎn)配置比例的回歸結(jié)果來看，青年家庭和中年家庭是否參?；攫B(yǎng)老保險對于家庭住房資產(chǎn)比例沒有顯著影響。而參?；攫B(yǎng)老保險的老年家庭的住房資產(chǎn)占總產(chǎn)的比重相較于沒有參保基本養(yǎng)老保險的老年家庭高2.41%。從家庭風(fēng)險性金融資產(chǎn)配置比例的回歸結(jié)果來看，參?；攫B(yǎng)老保險對于青年家庭、中年家庭和老年家庭風(fēng)險性金融資產(chǎn)配置的比例都存在顯著的正向作用，且對于青年家庭的影響系數(shù)最大。

表12 生命周期異質(zhì)性分析（二）

2.家庭收入水平異質(zhì)性分析

對于多數(shù)家庭而言，家庭的收入水平很大程度上決定了家庭每期的消費與儲蓄。根據(jù)家庭總收入四分位數(shù)，將家庭劃分為低收入家庭（家庭年收入低于25%分位數(shù)）、中等收入家庭（家庭年收入在25%-75%分位數(shù)之間）以及高收入家庭（家庭總收入高于75%分位數(shù)）。表13 列示了不同收入家庭組中，基本養(yǎng)老保險影響家庭住房、投資性住房持有的回歸結(jié)果。相較于沒有參?；攫B(yǎng)老保險的各組家庭而言，參?；攫B(yǎng)老保險的低收入家庭持有住房的概率增加42.99%、中等收入家庭持有住房的概率增加33.81%、高收入家庭持有住房的概率增加15.08%?？梢?，參?；攫B(yǎng)老保險對于家庭持有住房的正向作用在低收入家庭中影響幅度更大。同樣地，參保基本養(yǎng)老保險對于各收入水平的家庭持有投資性住房以及風(fēng)險性金融資產(chǎn)都存在正向效應(yīng)，并且這種正向作用在低收入家庭中的影響幅度更大。

表13 家庭收入的異質(zhì)性分析（一）

表14 回歸結(jié)果顯示，從家庭住房資產(chǎn)配置比例來看，對于低收入家庭而言，參?；攫B(yǎng)老保險家庭的住房資產(chǎn)配置比例比沒有參?；攫B(yǎng)老保險家庭高出3.26%；而參?；攫B(yǎng)老保險對于家庭住房資產(chǎn)配置比例的正向作用在中等收入和高收入家庭中并不顯著。從家庭風(fēng)險金融資產(chǎn)配置比例來看，參?；攫B(yǎng)老保險對于低收入、中等收入以及高收入家庭的風(fēng)險性金融資產(chǎn)配置比例均存在顯著的正向影響。

表14 家庭收入的異質(zhì)性分析（二）

七、研究結(jié)論與啟示

本文基于中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，實證分析基本養(yǎng)老保險對家庭是否持有住房和金融資產(chǎn)以及各種資產(chǎn)配置比例的影響。主要研究結(jié)論：第一，相較于沒有參?；攫B(yǎng)老保險的家庭，參?；攫B(yǎng)老保險既能顯著提高家庭持有自有住房、投資性住房、風(fēng)險性金融資產(chǎn)的概率，也能顯著提升家庭住房在家庭總資產(chǎn)中的占比以及風(fēng)險性金融資產(chǎn)在家庭金融資產(chǎn)中的占比。第二，不確定性機制和預(yù)防性儲蓄機制是基本養(yǎng)老保險影響家庭住房和金融資產(chǎn)配置的兩項重要機制，發(fā)揮了顯著的中介效應(yīng)。第三，異質(zhì)性分析表明，基本養(yǎng)老保險對于家庭住房及金融資產(chǎn)配置的影響存在家庭戶主生命周期以及家庭收入水平上的明顯差異。

上述研究結(jié)論帶來的啟示：第一，基本養(yǎng)老保險的不均衡保障直接導(dǎo)致居民享受社會保障待遇的不均衡，進一步加劇居民家庭持有住房和金融資產(chǎn)的不均等，擴大居民家庭財富差距。為此，要著力實現(xiàn)基本養(yǎng)老保險法定人群的全覆蓋，推進基本養(yǎng)老保險全國統(tǒng)籌，逐步縮小養(yǎng)老保險待遇在不同群體間的差距。著重加強對低收入家庭的養(yǎng)老保險保障，保證城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老金的上漲幅度不低于城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老金，以基本養(yǎng)老保險為重要抓手逐步縮小居民收入差距、財富差距，推動實現(xiàn)共同富裕。第二，鼓勵金融機構(gòu)創(chuàng)新推出更多滿足家庭財富管理需求的金融產(chǎn)品，為居民家庭提供更多資產(chǎn)配置的選擇，同時大力推動個人養(yǎng)老金業(yè)務(wù)發(fā)展，推廣全生命周期養(yǎng)老儲蓄的國民理念，將個人養(yǎng)老金融入家庭理財?shù)馁Y產(chǎn)配置當(dāng)中，充分發(fā)揮養(yǎng)老金融的作用，加強養(yǎng)老金融與養(yǎng)老服務(wù)的銜接。第三，基本養(yǎng)老保險與房地產(chǎn)市場、資本市場彼此聯(lián)動，社會領(lǐng)域政策的制定和實施會對房地產(chǎn)市場和資本市場產(chǎn)生深遠的經(jīng)濟影響，反過來，房地產(chǎn)市場、資本市場發(fā)展的表征也會為社會政策的制定提供現(xiàn)實依據(jù)，因此在社會保障和金融領(lǐng)域改革進程中要加強改革措施的一致性和協(xié)調(diào)性評估，注重發(fā)揮各領(lǐng)域改革的聯(lián)動效應(yīng)。