家庭人口年齡結構、養老保險與家庭金融資產配置

蹇濱徽 徐婷婷

摘 ? 要：在人口老齡化程度加深和金融市場快速發展的背景下，研究家庭人口年齡結構、家庭成員參加養老保險情況和家庭資產配置三者之間的關系有重要意義。通過運用中國家庭金融調查2011年數據，分析家庭人口年齡結構老化程度對家庭成員參加基本養老保險情況的影響，以及二者對家庭金融資產配置的影響。研究表明：家庭人口年齡結構老化程度越高，家庭成員參加養老保險的比例越高，該效應城市高于農村;家庭人口年齡結構老化程度越高，家庭持有金融資產的概率和比重越低;養老保險對家庭金融資產產生收入效應和替代效應，家庭收入較低時，替代效應較大。

關鍵詞：家庭人口年齡結構;養老保險;家庭金融資產配置

中圖分類號：F830 ?文獻標識碼：A ?文章編號：1674-2265（2019）06-0032-08

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2019.06.004

改革開放以來，我國老齡化程度不斷加深，致使養老支出增加，養老保險基金和醫療保險基金收支平衡面臨考驗（左學金，2001;鄧大松和楊紅燕，2003），并擠占了其他公共財政支出（劉窮志和何奇，2013）;導致勞動力供給下降，資本形成減少，技術進步和制度創新速度放緩（齊傳鈞，2010）;隨著人均壽命延長，老年負擔效應增強，促使儲蓄率下降（汪偉和艾春榮，2015）。不僅如此，人口老齡化對微觀家庭層面也有重要影響：家庭人口年齡結構老化，致使家庭金融資產配置的約束條件發生改變，進而影響家庭金融資產配置策略：一方面，家庭面臨更大的養老風險①和不確定性，直接影響資產配置策略;另一方面，家庭會采取諸如購買養老保險、增加儲蓄等措施以規避養老風險，這會降低不確定性，間接對家庭金融資產配置產生影響。因此，在人口老齡化程度不斷加深的背景下探討家庭金融資產配置行為有重要意義。本文探究家庭人口年齡結構的老化程度對家庭金融資產配置的影響，并引入養老保險，探究其對家庭金融資產配置產生的收入效應和替代效應，系統地分析家庭人口年齡結構、養老保險與家庭金融資產配置三者之間的關系。

一、文獻梳理

20世紀50年代，哈里·馬科維茨（Markowitz H，1952）提出了投資組合理論，該理論在投資者為風險規避的假定下，構建均值方差分析框架研究投資者如何選擇投資組合的問題。家庭金融資產配置的研究在這一理論基礎上不斷拓展與完善。經典理論認為，風險資產的最優持有比重僅與投資者的風險態度有關，但近年來，眾多實證研究表明家庭投資決策存在“異質性”和“有限參與之謎”。

家庭投資決策的“異質性”源于居民偏好和家庭環境的異質性。家庭環境的異質性包括年齡、健康、信貸、房產等多方面（劉進軍，2015），家庭環境的異質性會產生背景風險，進而導致家庭增加預防性儲蓄，以實現風險防范，即產生節制行為（Kimball，1991）。這種行為在一定程度上可以糾正家庭金融資產配置的偏差（Baptista，2008）。約翰·希頓和黛博拉·盧卡斯（2000）研究表明來自勞動和自營收入的背景風險會影響家庭的股票持有情況;約翰·Y·坎貝爾證實健康風險加劇會影響家庭勞動收入，進而對投資決策產生影響。國內學者也基于家庭微觀數據對家庭金融資產配置及其影響因素進行了研究，吳衛星和齊天翔（2007）對房地產、婚姻、地區差異、教育程度因素進行了分析;何興強等（2009）探究了勞動收入風險、健康狀況、醫療保險的影響;朱濤等（2012）就商業保險對金融資產配置的影響進行了分析。

傳統的資產配置理論認為，理性人的投資決策是“將雞蛋放在不同籃子中”，但實際情況是家庭金融資產配置呈現出組合較為集中、比重單一的情況，即資產配置的有限參與（孟亦佳，2014）。關于“有限參與”的研究主要集中在兩個方面。一是市場參與問題，即哪些因素影響了家庭投資決策。財富水平（Vissingjorgensen，2002）、受教育程度（Bayer等，2009）等都是影響家庭參與市場投資的因素。在生命周期的框架下，年齡增長與勞動收入增加會導致家庭金融資產更多地配置于風險資產之上;隨著退休期臨近，家庭金融資產則更多地配置于國債等風險性較低的金融資產（Cocco等，2005）。性別也是影響投資決策的因素之一（Poterba，2003）。二是對市場參與程度研究，即不同金融資產配置比例問題。收入風險對家庭的資產選擇有顯著影響，高的和可變的收入家庭相對于低的和穩定的收入家庭，風險資產的持有比重更低（Heaton，2000）。不可保的收入風險會降低風險資產的配置比例（Guiso等，1996）。勞動收入風險對風險資產投資率有負向影響（Cocco等，2005），對醫療保險或商業健康保險配置有正向影響（何興強等，2009）。

綜上所述，影響家庭金融資產配置的因素眾多，家庭的“異質性”和“有限參與”與傳統的投資理論并不完全相符。面對現實的養老問題，家庭金融資產配置可能會向養老保險傾斜，以降低養老風險產生的不確定性，進而影響家庭的投資決策。就國外經驗來看，社會保障體系的不完善，會促使老年人增加儲蓄（Chamon等，2010），保險深度和社會保障覆蓋率對股票市場的參與率有明顯的正向影響（Gormley，2010）。但是目前，中國的社會保障體制有待完善，未富先老問題已經顯現，家庭人口年齡結構的變化，是否會影響養老保險的參與率，進而對家庭金融資產配置產生影響，有待定性和定量分析。本文在此基礎上，分析家庭人口結構老化程度對家庭金融資產配置的影響。

二、理論分析與研究假設

（一）家庭及其應對老年風險的機理

家庭是以具有血緣、姻緣和收養關系成員為基礎而構成的親屬團體，親屬成員之間具有撫育、贍養責任和義務，并有共同的經濟行為和生存依托（王躍生，2016）。作為基本經濟生產和生活單位，家庭也是應對風險的基本單位。家庭成員的逐漸衰老，會提高一系列喪失事件疊加發生的概率，由此形成養老風險的集中爆發（穆光宗，2002、2014），并轉嫁到整個家庭上。盡管越來越精細的社會化分工使原本由家庭承擔的一部分照料慰藉服務社會化，但這部分服務的經濟承擔者仍然是家庭。家庭資產配置決策基于家庭不同的收入水平、消費需求、人口負擔等實際狀況以及未來可能的狀況而定。從家庭人口年齡結構來看，家庭老年人占比越高，家庭面臨的老年風險越大，其消費投資行為面臨的約束將與年輕型的家庭大不相同，這將迫使家庭在金融資產配置上做出相應的調整。即家庭老年人比例較高時，家庭面臨的老年風險加劇，家庭收入的不確定性增加，家庭金融資產配置將更為保守。據此，本文提出：

假設1：家庭人口年齡結構越老化，家庭資產配置到風險金融資產的可能性和比重越低。

當養老風險增大、未來不確定性較強時，消費者會更加謹慎，產生較強的防御性動機，從而增加儲蓄以應對未來的不確定性風險（Hayne E. Lelan，1968;袁志剛和宋錚，2000;魏先華等，2013;胡翠和許召元，2014）。參加養老保險是應對養老風險的措施，基于大數法則的養老保險通過生命周期內收入的平滑分配，使家庭成員在年老時能夠獲得一筆相對穩定的收入，從而減少老年風險帶來的不確定性，增強家庭應對老年風險的能力。因此，當家庭面臨的養老風險更高時，更有可能參加養老保險。據此，本文進一步提出：

假設2：家庭人口年齡結構越老化，參加養老保險的可能性更大。

（二）養老保險與家庭金融資產配置

養老保險會減少養老風險帶來的不確定性，進而影響家庭金融資產配置。但養老保險本身也是一種金融資產。因此，它對家庭金融資產的配置可產生兩種效應——收入效應和替代效應。

收入效應指養老保險會增加家庭持有風險金融資產的比例。養老保險會降低養老風險，減少老年收入不確定性，這種不確定性的減少會產生穩定性預期。同一家庭在風險偏好不變時，在更高穩定性預期下會持有更多風險金融資產。替代效應指養老保險會減少家庭持有風險金融資產的比例。養老保險本身可被視為風險較低的金融資產，當購買養老保險時，用于風險金融資產的額度或比例會被其直接擠占。因此，從理論上看，養老保險對家庭金融資產配置的影響取決于替代效應和收入效應。進一步看，這取決于養老保險繳費占家庭收入比重狀況。當養老保險費用占比較大，則繳費負擔較重，家庭資產配置策略當側重當期消費和安全性，此時替代效應會大于收入效應。反之，資產配置對安全性的要求較低，此時收入效應大于替代效應。

（三）實證的前提分析和基本假設

目前，我國養老保險體系可大致可分為三層次：一是基本社會養老保險，包括城鎮職工社會養老保險和城鄉居民社會養老保險;二是企業年金或者職業年金;三是個人購買的商業養老保險。其中基本社會養老保險在制度上實現了全覆蓋;城鎮職工社會養老保險、企業年金或者職業年金與工作掛鉤;城鄉居民社會養老保險原則上自愿參加，商業保險自愿購買。

本文采用家庭成員參加社會基本養老保險的比例來衡量家庭養老保障程度。當前，基本養老保險已經實現制度全覆蓋，若采用當前數據，則難以體現不同家庭狀況下養老保障水平。因此，本文采用2011年家庭金融調查數據進行實證分析，該年數據反映的是2010年信息。在2010年，基本養老保險制度尚未形成全覆蓋，我國尚未建立城鎮居民社會養老保險，新型農村社會養老保險處于試點階段，且采取自愿參保形式。人力資源和社會保障部數據顯示，2010年底，參加城鎮職工基本養老保險人數為25707萬人，新農保試點參保人數達到1.03億人，兩者合計不到4億人。2010年，職工工資在社會平均工資的60%—300%之間，個人基本養老保險繳費水平為個人工資的8%。通常企業會按照個人最低工資水平為繳費基數，這使得個人基本養老保險繳費水平實際上低于個人實際工資的8%。新農保繳費水平更低，每年的繳費標準可低至100元，且有政府補助。因此，從個人角度而言，該項基本養老保險繳費負擔并不重。結合上文分析，可以推論：在養老保險對家庭風險金融資產的影響上，收入效應大于替代效應。據此，本文假設：

假設3：家庭養老保險參保程度越高，家庭資產配置到風險金融資產上的可能性和比重越高。

三、實證分析

（一）數據、變量與描述性統計

本文所用數據為西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心公布的2011年數據。該項調查基于全國25個省（自治區、直轄市），80個縣（區、市），320個社區共8438個家庭的抽樣調查數據匯總而成。該數據包括了微觀家庭人口統計學特征、就業、社會保障、保險、收入、資產、負債等相關信息，數據具有較強的代表性。

本文研究的目標主要是解釋家庭人口年齡結構老化是否對家庭風險金融資產持有和持有比重產生影響，以及社會養老保險是否會改變這種影響。無風險家庭金融資產包括現金、定期存款及利息、活期存款及利息、股票現金余額、借出款的總和。風險家庭金融資產包括股票、基金、債券、期貨、權證、其他衍生品、理財產品、非人民幣資產和黃金市值的總和。

本文的被解釋變量為家庭是否持有風險金融資產和持有風險金融資產的比重。當家庭持有上述風險金融資產的一種或幾種時，便表示其持有風險金融資產，否則表示未持有風險金融資產。持有風險金融資產的比重為風險金融資產占金融資產的比例。

主要解釋變量為家庭人口年齡結構老化程度和家庭成員參加基本養老保險（基本養老保險包括社會基本養老保險、新農保和離退休金）的比例。其中家庭年齡人口結構老化程度用家庭老年占比來表示，即等于家庭60歲及以上老齡人口占家庭總人口的比重。其他控制變量包括家庭戶主年齡、家庭戶主性別、家庭戶主受教育程度、戶主婚姻狀況、家庭是否自有住房、城鄉、家庭總收入、戶主風險態度。其中家庭總收入包含了工資薪金收入、農業生產收入、工商業收入、投資性收入和轉移性收入五部分，而農業生產和工商業經營凈收入可能為負，從而造成家庭總收入可能為負。 在回歸分析前，本文將未持有任何金融資產的樣本全部刪除，另外刪除變量缺失值和選項異常值，最終使用的家庭樣本是7774個。

變量描述統計特征如表2所示，持有風險金融資產的家庭占11.14%;風險金融資產比重較低，平均為4.79%。老人占家庭總人數比例平均為20.71%，家庭15歲以下幼兒比例平均為11.97%。從這一數據看，微觀家庭人口結構的老化程度與宏觀社會人口結構老化程度相呼應。2011年家庭中參加社會基本養老保險人數占家庭人口總數的比例平均為30.74%，該比例較低。原因可能有兩點：一是在2010年，新農保正在試點階段，還未全面推開;二是城鎮居民基本養老保險還未建立，大多數沒有正式工作的城鎮居民未被納入基本養老保險范圍。另外，戶主平均年齡為49.63歲;受教育程度為9.4年;戶主風險態度均值為2.9，偏風險規避;經濟預期均值為1.29，預期偏好。

（二）實證模型與內生性處理

在研究我國家庭風險金融資產配置行為時，我們用[Probit]模型考察家庭是否持有風險金融資產，模型為：

其中，[μ?N（0，σ2）]，[Pension]和[Agestructure]是所關注的解釋變量——養老保險參與情況和家庭結構老化程度;[X]為一系列其他控制變量。[Y]是啞變量，1表示持有風險金融資產，0表示未持有風險金融資產。

由于風險金融資產占金融資產比重這一變量是截斷的，使用[Tobit]模型來分析家庭金融資產配置比例更為有效。[Tobit]模型為：

其中：[Y]表示家庭風險資產占金融資產的比重;[y*]表示風險資產占金融資產比重在[（0，1）]之間的觀測值;[Pension]和[Agestructure]是所關注的解釋變量——社會養老保險參與情況和家庭結構老化程度;[X]為一系列其他控制變量。

家庭參加養老保險人數比例可能存在內生性問題。由于家庭的某種異質性，既可能對參加社會養老保險的家庭人數占比有影響，同時也對家庭金融資產配置產生影響。本文借鑒宗慶慶等（2015）關于內生性的處理方法，按受教育程度（是否接受過本科及以上學歷的教育）和省份分組，然后計算每組的家庭平均參保比例，以此作為家庭參加基本養老保險人數比例的工具變量，采用[IVProbit]模型和[IVTobit]模型進行估計。

（三）實證結果

由于回歸系數的經濟學意義不大，因此本文計算了邊際效應。[Probit]模型下，邊際效應表示解釋變量變化1單位引起家庭持有風險金融資產概率的變化。[Tobit]模型中，本文計算了平均邊際效應，表示解釋變量變化1單位所引起的被解釋變量的變化量。

1. 家庭老年人比例對家庭成員基本養老保險參保情況的影響。為驗證家庭人口年齡老化程度與家庭基本養老保險保障程度之間的關系，本文以家庭成員參加基本養老保險的比例為被解釋變量，家庭60歲及以上老年人占比為解釋變量，運用Tobit模型進行回歸，并控制了家庭人口學特征、城鄉、地域等變量，結果如表3所示。回歸結果表明，家庭老年人比例越高，家庭成員參加基本養老保險的比例越高。這一邊際效應為0.0771，在1%水平上顯著。控制變量方面，家庭幼兒比例對家庭參保比例的邊際效應較大，且呈反向關系。這有兩種可能：一方面，家庭幼兒沒有被納入基本養老保險之中，其比例越高，家庭成員參保比例越低;另一方面，家庭幼兒撫養費用擠占了參保費用。農村地區相比于城市地區，其參保比例更低;中西部地區參保比例低于東部地區。偏好風險規避的戶主家庭，參保比例更高，這說明參加養老保險是居民規避風險的一項選擇。其他控制變量中，除戶主經濟預期和家庭年收入外，都與家庭參保比例呈正向關系，且在統計意義上顯著。

2. 家庭老年人口比例和基本養老保險參保比例對家庭風險金融資產配置的影響。如表4所示，家庭老年人口比例對家庭持有風險金融資產與否有影響，老年人口比例的邊際效應為-0.0231，在10%的水平上顯著。這說明家庭老年人口比例越大，家庭持有風險金融資產的可能性越小。家庭老年人口比例對風險金融資產比重也有影響，其邊際效應為-0.0135，在5%水平上顯著。即家庭老年人比例越高，家庭風險金融資產的比重越低。這驗證了假設1。

家庭成員參加基本養老保險的比例對持有風險金融資產與否和風險金融資產占比有正向作用，其對二者的邊際效應分別為0.0529和.0269，皆在1%水平上顯著。這說明家庭基本養老保險保障程度越高，家庭持有風險金融資產的可能性越高，持有風險金融資產的比重也越高。

其他解釋變量方面：戶主性別有一定影響，若戶主是女性，則家庭持有風險金融資產概率提高，持有風險金融資產比重也提高;戶主受教育程度越高，家庭持有風險金融資產的概率和比重都更高;風險規避的戶主家庭持有風險金融資產的概率和比重更低;農村家庭顯著低于城市家庭;中西部家庭持有風險金融資產的概率和比重低于東部;自有住房的家庭持有風險金融資產的概率和比重更高;家庭金融資產總額與持有風險金融資產的概率和比重呈正向關系。

表5顯示了考慮內生性后的回歸結果。Wald內生性檢驗拒絕了原假設，表明原模型確實存在內生性。相比表4，回歸結果表明家庭老年人口比例對家庭是否持有風險金融資產和持有風險金融資產比重的邊際效應有很大提高，且在統計意義上更顯著（二者均在1%水平上顯著）;家庭成員參保比例的邊際效應也大幅提升。

3.養老保險對家庭風險金融資產的收入效應和替代效益分析。為了探尋養老保險對家庭風險金融資產配置的收入效應和替代效應，本文以家庭年收入上四分位數為分界點，將家庭分為高年收入家庭組和低年收入家庭組，然后分別對其分析家庭成員參保比例對持有風險金融資產與否和風險金融資產占比的影響。根據上文理論分析可推斷，家庭年收入越高，養老保險繳費占家庭收入比例越小，替代效應變小。表6顯示，低年收入家庭組家庭成員參保比例對持有風險金融資產與否的影響小于高年收入家庭組的影響，兩者都在1%水平上顯著。家庭成員參保比例對風險金融資產占比的影響不顯著，但高年收入家庭組的邊際效應高于低年收入家庭組。由此可見，養老保險對家庭風險金融資產的配置存在著收入效應和替代效應。隨著家庭年收入的增加，替代效應變小，從而使得養老保險對家庭風險金融資產的正向影響更大。

（四）穩健性檢驗

為避免指標定義差異對實證結果的影響，本文通過對關鍵變量進行重新定義來做敏感性分析。在分析家庭人口年齡結構對家庭參保人數比例的影響時，我們將老人標準由60歲提高到65歲，因此老年人口的比例為“家庭65歲及以上人口占家庭總人口的比例”，然后采用[Tobit]模型進行回歸。在分析家庭老年人口年齡結構對家庭風險金融資產持有的概率和比重的影響時，首先將老年人口的比例采用“家庭65歲及以上人口占家庭總人口的比例”指標;其次在衡量家庭養老保障程度時，由于新農保在2010年剛剛試點，且保障水平十分低，因此我們采用問卷里的社會基本養老保險和離退休金代替前文所定義的社會養老保險，由此得出家庭參加基本養老保險人數比例。然后進行[IVProbit]和[IVTobit]回歸，結果如表7所示。表7顯示：家庭老人比例對家庭參保程度的影響，家庭老人比例和家庭成員參保比例對家庭風險金融資產持有概率和比重的影響，與前面結論基本一致，由此可見本文的實證具有一定的穩健性。

四、結論與政策建議

隨著金融市場不斷發展，引導居民家庭參與風險金融市場，不僅有利于增加居民家庭收入，還利于整個社會資源的優化配置。家庭是應對養老風險的基本單元，不同家庭人口結構面臨的養老風險具有差異，致使家庭面臨不同的風險不確定性和未來預期，進而影響家庭金融資產配置策略。家庭人口年齡結構越老化，金融資產配置策略越保守。養老保險能在一定程度上減少未來不確定性，穩定預期，從而緩和保守的家庭金融資產配置策略。文章根據2011年中國家庭金融調查數據，運用[Probit]模型和[Tobit]模型在控制了家庭人口學特征、地域、城鄉等變量的情況下，實證分析了家庭老年人口比例對家庭成員參加基本養老保險比例的影響，家庭老年人口比例和參加基本養老保險人口比例對家庭風險金融市場參與和風險金融資產比重的影響。通過研究，本文得出以下結論：

第一，家庭老年人口比例越高，參加基本養老保險的比例越高。而這種影響農村家庭弱于城市地區，中西部家庭弱于東部家庭。

第二，家庭老年人口比例越高，持有風險金融資產的概率和比重越低;參加基本養老保險人口的比例越高，家庭持有風險金融資產的概率和比重越高。

第三，養老保險對家庭風險金融資產的收入效應大于替代效應，但在低收入家庭，替代效應相對較強。在控制變量方面，戶主年齡越高、戶主越是風險規避、幼兒占比越低、金融資產總額越少，其持有風險金融資產的概率和比重越低;沒有住房的家庭其持有風險金融資產的概率和比重更低。

以上研究給我們如下啟示：

第一，家庭人口年齡結構老化程度深刻影響家庭風險金融資產的配置。家庭人口年齡結構越老化，家庭參與風險金融市場的程度越低。在人口老齡化不斷加深的背景下，引導居民參與風險金融市場需要更多的社會政策予以協同。

第二，養老保險能有效減少未來收入不確定性，進而提高家庭風險金融資產的比例。因此，完善多層次養老保險制度，促進企業年金和商業養老保險的發展可以進一步減少未來收入不確定性，有利于提高家庭參與風險金融市場程度。另外，家庭人口年齡結構老化程度對家庭參保比例的影響中，農村要弱于城市，中西部弱于東部。因此在完善我國養老保險體系進程中，政策和資源需要適度向中西部和農村傾斜，鼓勵農村居民參加養老保險，提高養老保障程度。

注：

①養老風險指人在老年時，因缺乏基本的生活保障而可能遭受生存危險的意外性和不確定性，包括風險發生與否以及危害程度大小的不確定性。具體來說，可包含經濟保障、生活照料、精神慰藉等多個維度。

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Abstract：In the context of the deepening of population aging and the rapid development of financial markets，it is of great significance to study the relationship between the age structure of family members，the participation of family members in pension insurance and the allocation of family assets. Using CHFS in 2011，the paper analyzes the impact of the age structure of the family population on the participation of family members in the basic pension insurance，and the impact of the two on the allocation of family financial assets. The research shows that the higher the age structure of the family population，the higher the proportion of family members participating in the pension insurance，and the higher the effect of the city than the rural area;the higher the age structure of the family population，the lower the probability and proportion of the family holding financial assets;endowment insurance has an income effect and a substitution effect on household financial assets，that is，when household income is low，the substitution effect is large.

Key Words：family age structure，pension，household financial asset allocation

（責任編輯 ? ?耿 ? 欣;校對 ? MM，GX）