《社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置影響實(shí)證探究》21000字（論文）

社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置影響實(shí)證研究摘要老齡化的深入發(fā)展加大了我國(guó)居民家庭面臨的背景風(fēng)險(xiǎn)，可能加重我國(guó)儲(chǔ)蓄率居高不下的現(xiàn)狀，單一的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，不利于家庭財(cái)富的保值增值。本文正是基于上述情境，從背景風(fēng)險(xiǎn)角度研究社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)我國(guó)居民家庭金融資產(chǎn)配置的影響。首先，本文從理論出發(fā)分析了社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響機(jī)制，但是現(xiàn)有研究對(duì)其作用機(jī)制還存在分歧，需要實(shí)證分析進(jìn)行驗(yàn)證。本文選取了中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）2017年的數(shù)據(jù)，采用Probit、Tobit回歸模型，分析社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)如何影響家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)可能性以及家庭持有的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)比重，同時(shí)，考慮到我國(guó)城鄉(xiāng)發(fā)展存在較大差異，分析了社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)城市與農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響有何差異。研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的可能性及風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)的比重具有顯著的正向影響，城市樣本有同樣的結(jié)論，但是社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置沒(méi)有顯著影響。這說(shuō)明我國(guó)農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的保障水平仍需提高，政府應(yīng)重視社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)降低背景風(fēng)險(xiǎn)的功能，發(fā)揮其對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融投資的拉動(dòng)作用。關(guān)鍵詞：社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)；家庭金融資產(chǎn)配置；風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)；城鄉(xiāng)差異目錄TOC\o"1-3"\h\u1585第一章引言 58437第二章文獻(xiàn)綜述 720045一、家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素 71162二、養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響 816760三、文獻(xiàn)述評(píng) 923665第三章社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)影響家庭金融資產(chǎn)配置的理論分析 111068一、概念界定 119008二、理論基礎(chǔ) 1215180三、養(yǎng)老保險(xiǎn)影響家庭金融資產(chǎn)配置的理論分析 1328468（一）社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)降低背景風(fēng)險(xiǎn) 1311217（二）社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)提高流動(dòng)性偏好與風(fēng)險(xiǎn)偏好 148297（三）社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄 1426888第四章實(shí)證模型與變量選取 1627367一、數(shù)據(jù)來(lái)源 169545二、變量選取 1717316三、模型建立 2032096四、描述性統(tǒng)計(jì) 214018（一）主要回歸變量描述性統(tǒng)計(jì) 214191（二）有無(wú)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)情況下的描述性統(tǒng)計(jì) 2229214（三）按城鄉(xiāng)劃分主要變量的描述性統(tǒng)計(jì) 2316764（四）變量之間的相關(guān)系數(shù) 2421956第五章社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置影響的實(shí)證分析 2612599一、社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與 2614247二、社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響 2829929三、養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響：城鄉(xiāng)差異 3015005四、穩(wěn)健性檢驗(yàn) 3225476第六章研究結(jié)論與對(duì)策建議 3425464一、研究結(jié)論 3431121二、對(duì)策建議 353287第七章總結(jié)與展望 377922參考文獻(xiàn)： 38表目錄TOC\h\c"表"6125表1變量說(shuō)明 156587表2描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果 179886表3有無(wú)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)情況下的描述性統(tǒng)計(jì) 185334表4按城鄉(xiāng)劃分樣本主要變量的描述性統(tǒng)計(jì) 197550表5相關(guān)系數(shù)矩陣 206641表6社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)影響家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn) 2224959表7社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)影響風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)的比重 2529105表8養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響：城鄉(xiāng)差異 267586表9穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果 28圖目錄TOC\h\c"圖"30108圖1社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)降低背景風(fēng)險(xiǎn) 932508圖2社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)提高流動(dòng)性偏好與風(fēng)險(xiǎn)偏好 1022319圖3社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄 11第一章引言改革開(kāi)放以來(lái)，隨著我國(guó)居民可支配收入的增長(zhǎng)，家庭資產(chǎn)積累也迅速增加，加上我國(guó)金融市場(chǎng)逐漸完善，教育的普及也提高了居民對(duì)家庭投資理財(cái)?shù)囊庾R(shí)。但是，由于大部分家庭仍受傳統(tǒng)觀念影響，我國(guó)的儲(chǔ)蓄率居高不下，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資較少，家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)較為單一。如何促進(jìn)家庭金融資產(chǎn)的優(yōu)化配置越來(lái)越受到關(guān)注。我國(guó)老齡化程度的加深導(dǎo)致家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān)加重，家庭面臨的養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)、健康風(fēng)險(xiǎn)增大，為了應(yīng)對(duì)未來(lái)的不確定性，家庭會(huì)進(jìn)一步增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄；而且老年人本身就對(duì)風(fēng)險(xiǎn)有排斥心理，更加不愿意參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)。家庭資產(chǎn)大多被分配在低風(fēng)險(xiǎn)低收益的投資中，長(zhǎng)此以往，家庭收入來(lái)源比較單一，而且不利于家庭資產(chǎn)總量的增長(zhǎng)。人口老齡化也促進(jìn)了家庭對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的需求，一方面，參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)占用家庭的金融資產(chǎn)，有可能降低家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資，這就是收入效應(yīng)；另一方面，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)具有保障功能，能夠增加家庭在退休后的收入，提高抵御家庭未來(lái)風(fēng)險(xiǎn)的能力，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與預(yù)防性儲(chǔ)蓄的功能類(lèi)似，所以，參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭可能會(huì)減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄，將更多資金用于風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資，這就是替代效應(yīng)。這兩種效應(yīng)可以相互抵消，但是通過(guò)理論分析并不能確定參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的影響是負(fù)向還是正向，還需要分析微觀數(shù)據(jù)得出具體結(jié)論。在老齡化不斷深化的背景下，研究社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響具有重要的意義。一方面，老齡化對(duì)于家庭金融資產(chǎn)配置的影響不容忽視，老齡化也使得家庭更加重視社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的參與，然而關(guān)于社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置影響的研究較少，所以，亟需實(shí)證研究來(lái)分析兩者之間的關(guān)系，補(bǔ)充家庭金融領(lǐng)域的研究。另一方面，研究社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的作用，有助于完善我國(guó)社會(huì)保障制度，為改善家庭金融資產(chǎn)配置提供思路，促進(jìn)資產(chǎn)的優(yōu)化組合，實(shí)現(xiàn)家庭資產(chǎn)的保值增值，從分配角度提高家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力?；谝陨涎芯康谋匾约耙饬x，本文利用中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心最新公布的2017年調(diào)查數(shù)據(jù)，從微觀角度研究社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響，首先運(yùn)用Probit模型分析參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)可能性的影響，然后運(yùn)用Tobit模型，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)比例的影響進(jìn)行分析，除此之外，由于我國(guó)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)在城市和農(nóng)村的保障水平差距較大，本文還關(guān)注了城鄉(xiāng)差異下，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與概率及配置比例的影響。第二章文獻(xiàn)綜述一、家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素學(xué)者們對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素進(jìn)行了多角度的研究，為本文的研究提供了基礎(chǔ)，這些影響因素大致可以分為家庭人口特征、家庭財(cái)富特征、背景風(fēng)險(xiǎn)三個(gè)方面。在家庭人口特征方面，Guiso等學(xué)者通過(guò)對(duì)歐洲國(guó)家投資者的投資結(jié)構(gòu)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)隨著年齡的增加，家庭無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有比例呈現(xiàn)“U”型，而風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的持有比例呈現(xiàn)倒“U”型。LuigiGuiso,MichaelHaliassos,TullioJappelli.HouseholdstockholdinginEurope:wheredowestandandwheredowego?[J].EconomicPolicy,2003,18(36).國(guó)內(nèi)學(xué)者鄒紅鄒紅,喻開(kāi)志.我國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)選擇行為研究[J].金融發(fā)展研究,2010(09):13-17.、吳衛(wèi)星吳衛(wèi)星,呂學(xué)梁.中國(guó)城鎮(zhèn)家庭資產(chǎn)配置及國(guó)際比較——基于微觀數(shù)據(jù)的分析[J].國(guó)際金融研究,2013(10):45-57.等也發(fā)現(xiàn)了年齡與家庭股票參與之間的倒“U”型關(guān)系。Lin等學(xué)者提出教育和金融知識(shí)也會(huì)影響家庭的金融資產(chǎn)配置。LuigiGuiso,MichaelHaliassos,TullioJappelli.HouseholdstockholdinginEurope:wheredowestandandwheredowego?[J].EconomicPolicy,2003,18(36).鄒紅,喻開(kāi)志.我國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)選擇行為研究[J].金融發(fā)展研究,2010(09):13-17.吳衛(wèi)星,呂學(xué)梁.中國(guó)城鎮(zhèn)家庭資產(chǎn)配置及國(guó)際比較——基于微觀數(shù)據(jù)的分析[J].國(guó)際金融研究,2013(10):45-57.LinC,HsiaoYJ,YehCY.Financialliteracy,financialadvisors,andinformationsourcesondemandforlifeinsurance[J].Pacific-BasinFinanceJournal,2017,43:218-237.尹志超,宋全云,吳雨.金融知識(shí)、投資經(jīng)驗(yàn)與家庭資產(chǎn)選擇[J].經(jīng)濟(jì)研究,2014,49(04):62-75.在家庭財(cái)富特征方面，史代敏等從微觀角度出發(fā)，運(yùn)用Tobit模型對(duì)居民家庭金融資產(chǎn)影響因素進(jìn)行研究，研究發(fā)現(xiàn)居民家庭財(cái)富總量越多，持有的金融資產(chǎn)越多樣，而且金融資產(chǎn)中風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的比例越大。史代敏,宋艷.居民家庭金融資產(chǎn)選擇的實(shí)證研究[J].統(tǒng)計(jì)研究,2005(10):43-49.吳洪等通過(guò)對(duì)中國(guó)家庭調(diào)查2013年數(shù)據(jù)的實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)家庭年收入對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的可能性及配置比例均有正向影響。吳洪,徐斌,李潔.社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與家庭金融資產(chǎn)投資——基于家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)科學(xué),2017(04):39-51.有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，家庭財(cái)富水平較低時(shí)或者擁有首套住房時(shí)，自有住房對(duì)家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資存在“擠出效應(yīng)”，但隨著房產(chǎn)數(shù)量增加或者家庭財(cái)富水平較高時(shí)，房產(chǎn)會(huì)促進(jìn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有比例。史代敏,宋艷.居民家庭金融資產(chǎn)選擇的實(shí)證研究[J].統(tǒng)計(jì)研究,2005(10):43-49.吳洪,徐斌,李潔.社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與家庭金融資產(chǎn)投資——基于家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)科學(xué),2017(04):39-51.吳衛(wèi)星,易盡然,鄭建明.中國(guó)居民家庭投資結(jié)構(gòu):基于生命周期、財(cái)富和住房的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究,2010,45(S1):72-82.吳衛(wèi)星,沈濤,蔣濤.房產(chǎn)擠出了家庭配置的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)嗎?——基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].科學(xué)決策,2014(11):52-69.學(xué)者們也較為關(guān)注背景風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響，背景風(fēng)險(xiǎn)是指無(wú)通過(guò)金融市場(chǎng)的交易或分散化投資進(jìn)行化解的風(fēng)險(xiǎn)，其中在家庭金融領(lǐng)域影響較大的有勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)以及健康風(fēng)險(xiǎn)。韓冰潔.基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)居民家庭金融資產(chǎn)配置的作用研究[D].對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué),2018.未來(lái)勞動(dòng)收入的現(xiàn)值被視為人力資本，由于工作的不確定性以及收入水平的波動(dòng)，勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)不可避免。陳百惠.社會(huì)保障對(duì)我國(guó)家庭金融資產(chǎn)配置的影響研究[D].上海師范大學(xué),2019.一般來(lái)說(shuō)，家庭的勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)越大，投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的可能性和比例越小。何興強(qiáng),史衛(wèi),周開(kāi)國(guó).背景風(fēng)險(xiǎn)與居民風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資[J].經(jīng)濟(jì)研究,2009,44(12):119-130.健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭資產(chǎn)配置的影響主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面，首先，健康風(fēng)險(xiǎn)差會(huì)增加家庭勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)，導(dǎo)致家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置減少何興強(qiáng),史衛(wèi),周開(kāi)國(guó).背景風(fēng)險(xiǎn)與居民風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資[J].經(jīng)濟(jì)研究,2009,44(12):119-130.韓冰潔.基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)居民家庭金融資產(chǎn)配置的作用研究[D].對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué),2018.陳百惠.社會(huì)保障對(duì)我國(guó)家庭金融資產(chǎn)配置的影響研究[D].上海師范大學(xué),2019.何興強(qiáng),史衛(wèi),周開(kāi)國(guó).背景風(fēng)險(xiǎn)與居民風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資[J].經(jīng)濟(jì)研究,2009,44(12):119-130.何興強(qiáng),史衛(wèi),周開(kāi)國(guó).背景風(fēng)險(xiǎn)與居民風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資[J].經(jīng)濟(jì)研究,2009,44(12):119-130.陳百惠.社會(huì)保障對(duì)我國(guó)家庭金融資產(chǎn)配置的影響研究[D].上海師范大學(xué),2019.VincenzoAtella,MariannaBrunetti,NicoleMaestas.Householdportfoliochoices,healthstatusandhealthcaresystems:Across-countryanalysisbasedonSHARE[J].JournalofBankingandFinance,2012,36(5):1320-1335.二、養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響關(guān)于社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置影響，現(xiàn)有研究主要有兩方面的發(fā)現(xiàn)。一方面，家庭參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)其他金融資產(chǎn)存在擠出效應(yīng)，參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)分散家庭的資金，可支配資金減少，家庭可能減少其他金融資產(chǎn)的投資。盧亞娟,張?chǎng)┖?孟丹丹.社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響研究[J].保險(xiǎn)研究,2019(12):108-119.蔣云赟運(yùn)用代際核算方法研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)行的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄有擠出效應(yīng)，但作用有限，所以參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)也并不會(huì)提高家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的比例。盧亞娟,張?chǎng)┖?孟丹丹.社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響研究[J].保險(xiǎn)研究,2019(12):108-119.蔣云赟.我國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)國(guó)民儲(chǔ)蓄擠出效應(yīng)實(shí)證研究——代際核算體系模擬測(cè)算的視角[J].財(cái)經(jīng)研究,2010,36(03):14-24.另一方面，參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)促進(jìn)家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資。背景風(fēng)險(xiǎn)因素“是家庭資產(chǎn)配置影響因素中的重要因素，社會(huì)保險(xiǎn)就是通過(guò)背景風(fēng)險(xiǎn)來(lái)影響家庭資產(chǎn)配置行為”薛文霽.社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭資產(chǎn)配置的影響研究[D].山東大學(xué),2020.p8.，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠有效降低家庭面臨的勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)與健康風(fēng)險(xiǎn)，從而影響家庭金融資產(chǎn)配置。何璟菲.社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)我國(guó)居民家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響[D].廣西大學(xué),2017.“養(yǎng)老保險(xiǎn)是被保險(xiǎn)人強(qiáng)迫自己定期儲(chǔ)蓄的一種投資方法，為老年人安度晚年提供一筆保障金?！崩钅?養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇的影響——基于功能差異性視角[J].經(jīng)濟(jì)師,2018(01):22-24.p24.增加了家庭退休后的可支配收入，提高家庭抵御養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)的能力。徐玉威等使用CHFS2011年的數(shù)據(jù)，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠緩解健康水平較差、風(fēng)險(xiǎn)厭惡態(tài)度對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的約束作用。徐玉威,張玲玲.社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)及收入的影響[J].中國(guó)勞動(dòng),2015(24):88-93.宗慶慶等使用Probit、Tobit模型對(duì)CHFS2011年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)社會(huì)參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠提高家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)的比重也有正向影響?？紤]到我國(guó)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)城鄉(xiāng)差異，宗慶慶等將樣本按照城鄉(xiāng)進(jìn)行劃分，得出參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠顯著提高城鎮(zhèn)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的可能性及持有比例，但對(duì)農(nóng)村家庭影響并不顯著。宗慶慶,劉沖,周亞虹.社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與我國(guó)居民家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資——來(lái)自中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)的證據(jù)[J].金融研究,2015(10):99-114.徐鑫迪在對(duì)CHFS2013年數(shù)據(jù)的研究中也有此發(fā)現(xiàn)。薛文霽.社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭資產(chǎn)配置的影響研究[D].山東大學(xué),2020.p8.何璟菲.社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)我國(guó)居民家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響[D].廣西大學(xué),2017.李娜.養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇的影響——基于功能差異性視角[J].經(jīng)濟(jì)師,2018(01):22-24.p24.徐玉威,張玲玲.社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)及收入的影響[J].中國(guó)勞動(dòng),2015(24):88-93.宗慶慶,劉沖,周亞虹.社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與我國(guó)居民家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資——來(lái)自中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)的證據(jù)[J].金融研究,2015(10):99-114.徐鑫迪.我國(guó)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響研究[D].哈爾濱商業(yè)大學(xué),2019.伍卓婭.養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響研究[D].湘潭大學(xué),2017.吳洪,徐斌,李潔.社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與家庭金融資產(chǎn)投資——基于家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)科學(xué),2017(04):39-51.李昂,廖俊平.社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與我國(guó)城鎮(zhèn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置行為[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)院研究生院學(xué)報(bào),2016(06):40-50.三、文獻(xiàn)述評(píng)作為金融學(xué)領(lǐng)域經(jīng)久不衰的研究課題，國(guó)外對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的研究取得了豐碩成果。我國(guó)家庭金融的相關(guān)研究起步較晚，但隨著家庭財(cái)富的積累，金融市場(chǎng)的發(fā)展，以及微觀家庭金融調(diào)查的開(kāi)展及數(shù)據(jù)的開(kāi)放，我國(guó)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的研究逐漸增多，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)家庭金融資產(chǎn)配置的影響因素主要包括：戶主年齡、性別、受教育程度、金融素養(yǎng)、家庭人口結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)等人口統(tǒng)計(jì)變量；家庭收入、資產(chǎn)狀況、房產(chǎn)等家庭財(cái)富特征；勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)、健康風(fēng)險(xiǎn)等背景風(fēng)險(xiǎn)因素。但是，從目前的文獻(xiàn)來(lái)看，關(guān)于社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇影響的研究較少，現(xiàn)有文獻(xiàn)一般將社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)作為控制變量，對(duì)其與家庭金融資產(chǎn)配置之間的關(guān)系缺乏深入的分析。而且現(xiàn)有研究結(jié)論存在分歧，有的學(xué)者認(rèn)為社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)儲(chǔ)蓄的擠出作用不明顯，會(huì)在一定程度上抑制家庭投資風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)；也有學(xué)者認(rèn)為，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠促進(jìn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置?；诖耍疚幕谥袊?guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）2017年的數(shù)據(jù)資料，實(shí)證分析社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的參與情況對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇及配置比例的影響。主要關(guān)注三個(gè)問(wèn)題：社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與概率的影響；社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比例的影響；在城鄉(xiāng)層面，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與概率及配置比重的影響有何差異。第三章社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)影響家庭金融資產(chǎn)配置的理論分析一、概念界定（一）社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)我國(guó)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)，是為了保障勞動(dòng)者在達(dá)到國(guó)家規(guī)定的退休年齡，或因年老喪失勞動(dòng)能力退出勞動(dòng)崗位后的基本生活而建立的一種社會(huì)保險(xiǎn)制度。從家庭來(lái)看，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)在未到領(lǐng)取年限時(shí)，是一種支出，這里不考慮其作為當(dāng)前收入的情況，所以剔除已經(jīng)開(kāi)始領(lǐng)取養(yǎng)老金的樣本。（二）家庭金融資產(chǎn)本文的主要研究對(duì)象為家庭資產(chǎn)的金融資產(chǎn)部分，根據(jù)金融資產(chǎn)面臨風(fēng)險(xiǎn)的大小。可以劃分為風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)和無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)包括股票、公司債券、金融債券、其他債券、借出款、金融理財(cái)產(chǎn)品、衍生品、貴金屬、非人民幣資產(chǎn)；無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)是指現(xiàn)金、定活期存款、儲(chǔ)蓄性保險(xiǎn)、國(guó)庫(kù)券、地方政府債券等。家庭金融資產(chǎn)配置就是指，家庭根據(jù)自身的人口學(xué)因素、財(cái)產(chǎn)狀況、風(fēng)險(xiǎn)傾向、社會(huì)文化等因素，決定是否持有不同金融資產(chǎn)，并決定所持的金融資產(chǎn)在家庭總資產(chǎn)中所占的比例。選擇風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)，意味著家庭在總資產(chǎn)中，將一部分資金用于投資金融市場(chǎng)上那些而無(wú)法確定未來(lái)收益，甚至可能虧損的金融產(chǎn)品上，這部分家庭承擔(dān)了金融投資的風(fēng)險(xiǎn)。但也正是因?yàn)轱L(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的不確定性，所有資產(chǎn)才會(huì)在供求平衡的條件下，收益趨于一致。選擇無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，意味著家庭將總資產(chǎn)中的一部分，用于投資到未來(lái)收益確定的資產(chǎn)上，使其投資的實(shí)際收益率≡期望收益率。二、理論基礎(chǔ)（一）生命周期理論生命周期理論是美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家莫迪利安尼在1954年提出的，他認(rèn)為財(cái)產(chǎn)與年齡呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。生命周期理論假設(shè)人是理性的，個(gè)體在進(jìn)行資產(chǎn)配置時(shí)會(huì)以一生的時(shí)間周期為單位，考慮現(xiàn)期收入與預(yù)期收入以及未來(lái)可能發(fā)生的支出，能夠以實(shí)現(xiàn)效用最大化為目標(biāo)，在整個(gè)生命周期內(nèi)合理安排自己的消費(fèi)、儲(chǔ)蓄和投資行為。家庭和人一樣，也存在一定的生命周期，從婚姻、撫養(yǎng)子女到老去，這一過(guò)程是家庭的生命周期。韓冰潔.基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)居民家庭金融資產(chǎn)配置的作用研究[D].對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué),2018.在家庭語(yǔ)境下，生命周期理論以居民家庭的總勞動(dòng)收入和總財(cái)產(chǎn)收入組成家庭收入為假設(shè)，用公式表達(dá)為：C=αW+βY，其中，C為家庭總消費(fèi)支出，α從居民所處的年齡段進(jìn)行劃分，可以將生命周期概括為三個(gè)生命階段——青年、中年、老年。人們?cè)诓煌A段所獲得的收入是不同的，收入主要是分配給了消費(fèi)、儲(chǔ)蓄或投資。青年人收入和儲(chǔ)蓄幾乎都為零，其承受風(fēng)險(xiǎn)的能力較弱，所以較少參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)；中年時(shí)，由于有了一定的工作經(jīng)驗(yàn)，收入增多，家庭也積累了一定的資本，為了應(yīng)對(duì)未來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)增加儲(chǔ)蓄，可能增加風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資；老年人收入大幅下降，需要依靠?jī)?chǔ)蓄來(lái)滿足支出，風(fēng)險(xiǎn)承受能力較低，更傾向于安全穩(wěn)定的投資方式。處于不同年齡時(shí)期，儲(chǔ)蓄、消費(fèi)與投資的觀念與傾向存在差異，老齡化會(huì)使邊際消費(fèi)傾向降低，也使投資的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度更高。（二）預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論家庭會(huì)面臨諸多不確定性，例如未來(lái)收入的不確定性、健康的不確定性、突發(fā)事件支出的不確定性等。洪麗,曾國(guó)安.養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的儲(chǔ)蓄效應(yīng):基于中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)研究[J].社會(huì)保障研究,2016(03):17-22.洪麗,曾國(guó)安.養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的儲(chǔ)蓄效應(yīng):基于中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)研究[J].社會(huì)保障研究,2016(03):17-22.有學(xué)者將風(fēng)險(xiǎn)敞口因素加入了預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論中，大多數(shù)家庭習(xí)慣將家庭面臨的風(fēng)險(xiǎn)控制在合理地范圍內(nèi)，即保持適度的風(fēng)險(xiǎn)敞口，在能夠預(yù)防不確定性的同時(shí)獲取更高收益。在風(fēng)險(xiǎn)增大時(shí)，家庭會(huì)增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄，在風(fēng)險(xiǎn)降低時(shí)，家庭會(huì)較少預(yù)防性儲(chǔ)蓄而增加風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資以提高家庭的收益。薛文霽.社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭資產(chǎn)配置的影響研究[D].山東大學(xué),2020.（三）合理預(yù)期理論合理預(yù)期理論強(qiáng)調(diào)預(yù)期是影響投資行為的重要因素，是家庭對(duì)未來(lái)可能出現(xiàn)的某種結(jié)果進(jìn)行的邏輯分析與判斷或主觀猜想。通常情況下我們假設(shè)預(yù)期具有完全理性，投資者可根據(jù)無(wú)偏預(yù)期對(duì)未來(lái)進(jìn)行準(zhǔn)確估計(jì)，做出合理的投資決策。伍卓婭.養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響研究[D].湘潭大學(xué),2017.伍卓婭.養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響研究[D].湘潭大學(xué),2017.合理預(yù)期理論認(rèn)為，心理預(yù)期在投資決策中有重要的影響。投資者的預(yù)期可以分為樂(lè)觀預(yù)期與悲觀預(yù)期。持有樂(lè)觀預(yù)期時(shí)，家庭會(huì)降低預(yù)防性儲(chǔ)蓄的傾向，偏向于投資風(fēng)險(xiǎn)較大的金融資產(chǎn)，例如股票等；持有悲觀預(yù)期時(shí)，為了應(yīng)對(duì)未來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，家庭就會(huì)提高儲(chǔ)蓄的比例，當(dāng)期風(fēng)險(xiǎn)金融投資減少。單思琪.養(yǎng)老保險(xiǎn)參與情況對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資配置的影響[D].上海外國(guó)語(yǔ)大學(xué),2020.三、養(yǎng)老保險(xiǎn)影響家庭金融資產(chǎn)配置的理論分析（一）社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)降低背景風(fēng)險(xiǎn)影響家庭金融資產(chǎn)配置的背景風(fēng)險(xiǎn)因素有勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)、健康風(fēng)險(xiǎn)等，居民家庭需要將風(fēng)險(xiǎn)因素控制在可承受的范圍內(nèi)，保證在發(fā)生意外情況時(shí)家庭有能力抵御。因此，為了保證風(fēng)險(xiǎn)敞口的適中，家庭在背景風(fēng)險(xiǎn)增加的情況下會(huì)傾向于風(fēng)險(xiǎn)較低的資產(chǎn)，規(guī)避金融市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)；在背景風(fēng)險(xiǎn)降低時(shí)，家庭會(huì)適當(dāng)增加風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資，在風(fēng)險(xiǎn)敞口可控的情況下獲得更高收益。社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的基本功能就是為退休后的勞動(dòng)者的基本生活提供經(jīng)濟(jì)來(lái)源，能夠降低勞動(dòng)收入下降對(duì)家庭的影響，對(duì)沖背景風(fēng)險(xiǎn)。所以，參保家庭在風(fēng)險(xiǎn)敞口可控的情況下，會(huì)減少儲(chǔ)蓄，增加風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的參與，提高其配置比例，使家庭獲得更高的投資收益，增加財(cái)富積累。圖SEQ圖\*ARABIC1社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)降低背景風(fēng)險(xiǎn)（二）社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)提高流動(dòng)性偏好與風(fēng)險(xiǎn)偏好根據(jù)凱恩斯的貨幣需求理論，人們持有貨幣的動(dòng)機(jī)分為三種：交易動(dòng)機(jī)、謹(jǐn)慎動(dòng)機(jī)、投機(jī)動(dòng)機(jī)。風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)具有一定的波動(dòng)性，當(dāng)人們無(wú)法預(yù)估未來(lái)收益或資產(chǎn)價(jià)格下降時(shí)，出于謹(jǐn)慎動(dòng)機(jī)，人們會(huì)增加儲(chǔ)蓄，減少風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有；當(dāng)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)價(jià)格上升時(shí)，投機(jī)動(dòng)機(jī)、交易動(dòng)機(jī)會(huì)引導(dǎo)家庭增加風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有。由于養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠提高家庭的風(fēng)險(xiǎn)抵御能力，可以降低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)帶來(lái)的不確定性，家庭對(duì)未來(lái)收益更加樂(lè)觀，有利于降低對(duì)貨幣持有量的需求，降低謹(jǐn)慎動(dòng)機(jī)，提高交易動(dòng)機(jī)與投機(jī)動(dòng)機(jī)，刺激家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有。家庭的風(fēng)險(xiǎn)偏好也會(huì)對(duì)金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響，當(dāng)家庭面臨的不確定性越大，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)越厭惡，越傾向于持有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)為居民提供未來(lái)生活的保障，一方面提高了居民對(duì)養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)的承受能力，另一方面，有效提高了勞動(dòng)者對(duì)未來(lái)收入的預(yù)期，減輕對(duì)未來(lái)風(fēng)險(xiǎn)的悲觀心理，改變了居民對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度，影響當(dāng)期投資行為，激勵(lì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)。圖SEQ圖\*ARABIC2社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)提高流動(dòng)性偏好與風(fēng)險(xiǎn)偏好（三）社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄預(yù)防性儲(chǔ)蓄是指人們?yōu)榱藨?yīng)對(duì)未來(lái)可能的收入降低或者意外支出而進(jìn)行的計(jì)劃外的儲(chǔ)蓄。從生命周期理論來(lái)看，預(yù)防性儲(chǔ)蓄是為了預(yù)防整個(gè)生命周期的不確定性的沖擊，提高風(fēng)險(xiǎn)抵御能力。當(dāng)家庭受到風(fēng)險(xiǎn)沖擊時(shí)，家庭會(huì)增加儲(chǔ)蓄，調(diào)整資產(chǎn)結(jié)構(gòu)以應(yīng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)。從合理預(yù)期理論來(lái)看，家庭的金融資產(chǎn)配置會(huì)受到預(yù)期的影響。當(dāng)預(yù)期未來(lái)風(fēng)險(xiǎn)沖擊大時(shí)，居民就會(huì)更加謹(jǐn)慎，提高預(yù)防性儲(chǔ)蓄的比例；當(dāng)預(yù)期未來(lái)風(fēng)險(xiǎn)較小，或者對(duì)自身抗風(fēng)險(xiǎn)能力有信心時(shí)，居民將減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄，增加風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有。社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)通過(guò)影響居民的未來(lái)收入預(yù)期來(lái)影響預(yù)防性儲(chǔ)蓄。社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)為退休后的勞動(dòng)者提供穩(wěn)定的收入來(lái)源，減少了為預(yù)防未來(lái)收入風(fēng)險(xiǎn)所做的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，提高了當(dāng)期金融資產(chǎn)配置的可能性。養(yǎng)老保險(xiǎn)可以降低不確定性對(duì)投資者心理預(yù)期的沖擊，使其對(duì)未來(lái)預(yù)期更加樂(lè)觀，家庭會(huì)降低預(yù)防性儲(chǔ)蓄的比例；社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭未來(lái)收入具有保障功能，能夠降低為了預(yù)防未來(lái)收入風(fēng)險(xiǎn)而進(jìn)行的預(yù)防性儲(chǔ)蓄。以上兩方面均通過(guò)降低預(yù)防性儲(chǔ)蓄增加了家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的比重。圖SEQ圖\*ARABIC3社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄綜上所述，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)通過(guò)三種方式影響家庭金融資產(chǎn)配置：第一，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)為退休后的勞動(dòng)者提供穩(wěn)定可靠的收入來(lái)源，降低了勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)，通過(guò)降低背景風(fēng)險(xiǎn)促進(jìn)家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資。第二，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)降低了家庭未來(lái)收入的不確定性，降低家庭的謹(jǐn)慎動(dòng)機(jī)，增加交易動(dòng)機(jī)和投機(jī)動(dòng)機(jī)，減輕風(fēng)險(xiǎn)厭惡，提高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資。第三，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)提高了家庭對(duì)未來(lái)收入的預(yù)期，使家庭減少了預(yù)防性儲(chǔ)蓄，增加了風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資。第四章實(shí)證模型與變量選取一、數(shù)據(jù)來(lái)源中國(guó)家庭金融調(diào)查（ChinaHouseholdFinanceSurvey，CHFS）是本文實(shí)證分析的數(shù)據(jù)來(lái)源。2009年，西南財(cái)經(jīng)大學(xué)的甘犁教授提出了CHFS項(xiàng)目，該項(xiàng)目在全國(guó)范圍內(nèi)開(kāi)展抽樣調(diào)查，從微觀層次收集、整理和分析中國(guó)家庭金融信息，主要內(nèi)容包括了家庭人口特征、資產(chǎn)與負(fù)債、收入與支出、家庭成員教育、主觀態(tài)度、社會(huì)保障與保險(xiǎn)等相關(guān)信息。這一項(xiàng)目得到了成功的推行和發(fā)展，已經(jīng)進(jìn)行了多次調(diào)查，目前已經(jīng)公布了2011年、2013年、2015年和2017年四輪的調(diào)查統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。本文選取了最新公布的2017年CHFS數(shù)據(jù)，樣本覆蓋全國(guó)29個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），355個(gè)區(qū)縣，1428個(gè)村（居）委會(huì)，樣本規(guī)模達(dá)40011戶，數(shù)據(jù)具有全國(guó)、省級(jí)及副省級(jí)城市代表性。首先，中國(guó)家庭金融調(diào)查在調(diào)研過(guò)程中，采用了規(guī)模度量成比例（PPS）的抽樣設(shè)計(jì)，樣本選取科學(xué)，在問(wèn)卷設(shè)計(jì)、數(shù)據(jù)采集、數(shù)據(jù)清理等方面皆進(jìn)行了嚴(yán)格的把關(guān)和科學(xué)的檢測(cè)與處理，所得數(shù)據(jù)結(jié)果具有準(zhǔn)確性與合理性。其次，CHFS數(shù)據(jù)庫(kù)中包含了關(guān)于家庭資產(chǎn)的具體數(shù)據(jù)，同時(shí)也包含了家庭參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)以及哪種保險(xiǎn)的具體數(shù)據(jù)，符合本研究的需要。最后，為了在回歸分析中降低估計(jì)誤差，本文對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了篩選和剔除。由于本文研究的是社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)持有情況的影響，所以，刪除了家庭不持有金融資產(chǎn)的樣本。在我國(guó)家庭的金融投資行為中，戶主往往處于決策地位，直接影響著家庭金融資產(chǎn)的選擇，所以，本文以“是否為戶主”為條件，只保留了戶主樣本。周寒,孫文遠(yuǎn),鄭登元.保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響——基于中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].武漢金融,2019(07):64-68+15.考慮到戶主決策過(guò)程的理性，以及年滿16周歲才能參加養(yǎng)老保險(xiǎn)、年滿60周歲就可以領(lǐng)取養(yǎng)老保險(xiǎn)的規(guī)定，剔除戶主年齡不在16—60周歲或戶主已經(jīng)離/退休的樣本。對(duì)被解釋變量和解釋變量存在缺失值的樣本也進(jìn)行剔除。周寒,孫文遠(yuǎn),鄭登元.保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響——基于中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].武漢金融,2019(07):64-68+15.宗慶慶,劉沖,周亞虹.社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與我國(guó)居民家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資——來(lái)自中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)的證據(jù)[J].金融研究,2015(10):99-114.經(jīng)過(guò)篩選與剔除，最終的樣本量為11509，本文使用stata軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。二、變量選?。ㄒ唬┍唤忉屪兞恳?yàn)楸疚牡难芯磕繕?biāo)是解釋家庭是否擁有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)金融資產(chǎn)分配影響，被解釋變量包括兩個(gè)方面：家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)的比重。結(jié)合CHFS問(wèn)卷的內(nèi)容，我們研究的無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)包括現(xiàn)金、定期存款、活期存款；風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)包括股票、基金、理財(cái)產(chǎn)品、債券、衍生品、非人民幣資產(chǎn)、黃金、其他金融資產(chǎn)、家庭借出款。因?yàn)榭紤]到股票、基金和債券是傳統(tǒng)的投資工具，具有一定的代表性；其次，因?yàn)樵趩?wèn)卷中互聯(lián)網(wǎng)金融產(chǎn)品等并未給出量化選項(xiàng)，為了保證數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)更為客觀有效，在理財(cái)產(chǎn)品中，選擇金融理財(cái)產(chǎn)品來(lái)代表理財(cái)產(chǎn)品。保留數(shù)據(jù)中選擇衍生品、非人民幣資產(chǎn)、黃金以及其他金融資產(chǎn)的樣本量很少，故不納入本文研究，最終選取了風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)中的股票、基金、理財(cái)產(chǎn)品、債券、家庭借出款為被解釋變量。如果家庭持有上述風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的一種或幾種時(shí)，d_risk便取值1，否則就表示家庭沒(méi)有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，d_risk便取值0。另一個(gè)被解釋變量為風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比例，本研究首先將家庭現(xiàn)金、定期存款、活期存款加總，生成新變量n_risk1，計(jì)算家庭無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)總量；然后對(duì)股票、基金、理財(cái)產(chǎn)品、債券、家庭借出款加總，生成新變量risk1，計(jì)算家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的總量；再將無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)總量與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)總量相加，生成新變量total_fa，計(jì)算家庭金融資產(chǎn)總量。最后，生成新變量risk_pro，計(jì)算風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)的比重。（二）解釋變量1、核心解釋變量本文研究的是家庭是否擁有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響，所以解釋變量為家庭是否擁有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)，還是以戶主的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的參與情況來(lái)反映家庭的參與情況。根據(jù)問(wèn)卷問(wèn)題“參加的是下列哪種社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)？”，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)包括：政府、事業(yè)單位退休金，城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)（城職保），新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（新農(nóng)保），城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（城居保），城鄉(xiāng)統(tǒng)一居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)。戶主享有離、退休金或參與上述任意一種保險(xiǎn)則d_ins取值為1，否則d_ins取值為0。2、控制變量本文參照宗慶慶的研究，選擇了戶主年齡、健康狀況、受教育程度作為人口統(tǒng)計(jì)特征變量，以及城鄉(xiāng)、家庭年收入、家庭資產(chǎn)總量、自有住房狀況、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度作為家庭特征統(tǒng)計(jì)變量。宗慶慶,劉沖,周亞虹.社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與我國(guó)居民家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資——來(lái)自中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)的證據(jù)[J].金融研究,2015(10):99-114.宗慶慶,劉沖,周亞虹.社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與我國(guó)居民家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資——來(lái)自中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)的證據(jù)[J].金融研究,2015(10):99-114.在人口統(tǒng)計(jì)特征變量中，根據(jù)生命周期理論，隨著戶主年齡的增大，家庭財(cái)富累積逐漸積累，為了抵御未來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，居民會(huì)增加家庭在風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)上的投資傾向和比重。在本研究中，使用的是2017年調(diào)查的數(shù)據(jù)，所以，用2017減受訪者出生的年份，生成新變量age，表示受訪者的年齡；由于年齡和金融資產(chǎn)配置之間存在非線性關(guān)系，因此引入年齡的平方項(xiàng)吳洪,徐斌,李潔.社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與家庭金融資產(chǎn)投資——基于家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)科學(xué),2017(04):39-51.吳洪,徐斌,李潔.社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與家庭金融資產(chǎn)投資——基于家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)科學(xué),2017(04):39-51.戶主的健康狀況會(huì)影響居民對(duì)未來(lái)健康風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度，進(jìn)而影響家庭資產(chǎn)配置。本研究生成定序變量health。受教育程度對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資傾向和比重也有正向影響。本研究用受教育年限表示受教育程度，生成新變量edu。在家庭特征統(tǒng)計(jì)變量中，家庭收入和家庭資產(chǎn)總量會(huì)影響家庭可支配財(cái)富的多少以及風(fēng)險(xiǎn)承受能力。本文將原有變量total_income、asset的單位由元改為萬(wàn)元，分別生成新變量total_in1、asset1。家庭自有房產(chǎn)更有可能投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，同時(shí)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占金融投資的比重也可能更高。若戶主現(xiàn)在所居住的房屋是家庭成員自有的，則表示家庭擁有完全產(chǎn)權(quán)的住房，d_house賦值為1；否則，d_house賦值為0。城鄉(xiāng)在社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的類(lèi)型上存在差異，可能會(huì)影響家庭對(duì)金融資產(chǎn)的選擇。在本研究中，若受訪戶的房子在大城市城區(qū)、大城市的郊區(qū)、大城鎮(zhèn)、小城鎮(zhèn)則合并為“城市”，d_rural賦值為0；將農(nóng)村、鄉(xiāng)鎮(zhèn)合并為“農(nóng)村”，d_rural賦值為1。表SEQ表\*ARABIC1變量說(shuō)明變量名稱(chēng)變量定義變量符號(hào)被解釋變量家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)d_risk風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比例風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)的比重risk_pro家庭無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)總量無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)總量，包括現(xiàn)金、定期存款、活期存款，單位：萬(wàn)元n_risk1家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的總量風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的總量，包括股票、基金、理財(cái)產(chǎn)品、債券、家庭借出款，單位：萬(wàn)元risk1家庭金融資產(chǎn)總量家庭金融資產(chǎn)總量，家庭無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)總量相加，單位：萬(wàn)元total_fa核心解釋變量戶主是否參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)戶主是否參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)或享有退休金/離休金d_ins控制變量戶主年齡2017減出生的年份，生成新變量：年齡age戶主年齡的平方由于年齡和家庭金融資產(chǎn)配置之間存在非線性關(guān)系，故取戶主年齡的平方age_sq戶主健康狀況戶主的身體健康狀況，非常好、好、一般、不好、非常不好分別賦值為5、4、3、2、1health戶主受教育年限未上過(guò)學(xué)取值為0，小學(xué)、初中、高中/中專(zhuān)/職高、大專(zhuān)/高職、大學(xué)本科、碩士研究生和博士研究生分別取值為6、9、12、15、16、19、23edu家庭年收入家庭一年的收入總和，單位：萬(wàn)元total_in1家庭資產(chǎn)總量包括非金融資產(chǎn)和金融資產(chǎn)，單位：萬(wàn)元asset1家庭是否自有住房家庭擁有完全產(chǎn)權(quán)的住房財(cái)產(chǎn)則賦值為1，否則賦值為0d_house城鄉(xiāng)受訪者房子所在地為農(nóng)村/鄉(xiāng)鎮(zhèn)的賦值為1，否則為0d_rural三、模型建立（一）社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與的影響Probit模型的因變量是二分類(lèi)變量，模型假設(shè)事件發(fā)生的概率服從累積正態(tài)分布函數(shù)，個(gè)體面臨選擇時(shí)只能二選其一，而且所做的選擇取決于可區(qū)分的特征，模型的目的是尋找個(gè)體特征與其所做選擇的概率之間的關(guān)系。由于文中的被解釋變量之一為是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的0，1變量，事件發(fā)生的概率取決于解釋變量。所以，本文選取Probit模型進(jìn)行分析。模型設(shè)定如下：Y=αInsurance其中，u~N（0，σ2），Insurance是核心解釋變量——家庭是否參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)；X是控制變量，包括人口特征統(tǒng)計(jì)變量與家庭特征統(tǒng)計(jì)變量；Y表示家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，Y等于1表示持有，Y等于0表示未持有，即：1,觀測(cè)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)0,觀測(cè)家庭未持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)（二）社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響本文的另一個(gè)被解釋變量為家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比例，在分析家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)比例時(shí)，Probit模型不再適用。本文選取了Tobit模型，因?yàn)榧彝ワL(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的比例時(shí)從0開(kāi)始的，即比例的取值是左截?cái)嗟?，Tobit模型更有效。模型設(shè)定如下：y?=αY=max其中，Y代表家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重；y*表示風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重在（0，1）之間的觀測(cè)值；Insurance代表解釋變量——家庭是否參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)；X為控制變量，包括人口特征統(tǒng)計(jì)變量與家庭特征統(tǒng)計(jì)變量。四、描述性統(tǒng)計(jì)（一）主要回歸變量描述性統(tǒng)計(jì)經(jīng)過(guò)篩選與剔除，本研究的樣本量為11509戶家庭。對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行描述性分析，結(jié)果見(jiàn)表3-2。從統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出，僅有33.9%的家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資，而且風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)的比重也較低，僅為17.6%，說(shuō)明家庭更傾向于無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資。在分析樣本中，參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)或享有離/退休金的家庭占比為75.7%，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率較高。樣本家庭戶主的平均年齡為45.15歲，偏向于中老年群體。健康狀況的均值為3.59，戶主健康水平一般。戶主平均的教育年限為10.533年，說(shuō)明戶主的平均文化程度為初中到高中學(xué)歷，文化水平較低。家庭平均年收入為10.997萬(wàn)元，家庭平均資產(chǎn)總量為127.803萬(wàn)元，但是這兩個(gè)變量的標(biāo)準(zhǔn)差都很大，分別為24.012、258.617，樣本中家庭的貧富差距較大。家庭是否自有住房的平均值為0.805，說(shuō)明擁有自有住房的家庭較多。從城鄉(xiāng)特征可以看到，平均值為0.412，說(shuō)明樣本中大部分家庭位于城市。表SEQ表\*ARABIC2描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果變量符號(hào)變量名稱(chēng)樣本量均值方差最小值最大值被解釋變量d_risk家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)115090.3390.47301riskpro風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比例115090.1760.30601核心解釋變量d_ins戶主是否參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)115090.7570.42901控制變量age戶主年齡1150945.1509.6781760health戶主健康狀況115093.5900.96915edu戶主受教育年限1150910.5333.972023total_in1家庭年收入（萬(wàn)元）1150910.99724.012-100500asset1家庭資產(chǎn)總量（萬(wàn)元）11509127.803258.6170.0023000d_house家庭是否自有住房115090.8050.39701d_rural城鄉(xiāng)115090.4120.49201（二）有無(wú)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)情況下的描述性統(tǒng)計(jì)本文以“戶主是否參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)”為劃分標(biāo)準(zhǔn)，將兩組家庭的主要回歸變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)。從表3-3可以看出，本研究的樣本中，未參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭共計(jì)2799戶，參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭共計(jì)8710戶。從資產(chǎn)配置情況來(lái)看，擁有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭，參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的比例為35.4%，戶主沒(méi)有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭，參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的比例為28.9%，參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的比例更大。在風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比例方面，兩組家庭的占比都較低，但是參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比例為18.4%，略高于未參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)樣本的比例，即15.3%。家庭特征方面，參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的戶主的平均年齡為45.846歲，略大于未參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)樣本的42.987歲。兩組家庭戶主的健康狀況、城鄉(xiāng)分布無(wú)顯著差異。從樣本狀況來(lái)看，參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭戶主受教育程度更高，家庭總收入、總資產(chǎn)也高于未參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭；兩組樣本自有住房的比例相差不大，但參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)家庭的比例稍高。表SEQ表\*ARABIC3有無(wú)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)情況下的描述性統(tǒng)計(jì)變量名有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)沒(méi)有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)樣本量均值方差樣本量均值方差d_risk87100.3540.47827990.2890.454risk_pro87100.1840.30927990.1530.298age871045.8469.219279942.98710.700health87103.5960.94827993.5701.031edu871010.9233.98027999.3193.692total_in1871011.73822.65627998.69227.690asset18710142.491270.661279982.097210.488d_house87100.8350.37127990.7110.453d_rural87100.4060.49127990.4340.496（三）按城鄉(xiāng)劃分主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)對(duì)比城市和農(nóng)村家庭可以看到：城市家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與率均值為42%，遠(yuǎn)高于農(nóng)村家庭的22%；城市家庭所持有的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)總量的22.3%，而農(nóng)村家庭的這一比例更小，僅為11%。在社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與方面，城鄉(xiāng)家庭參與率幾乎沒(méi)有差異，城市家庭的參保率略高于農(nóng)村。城市家庭樣本平均年齡小于農(nóng)村樣本，健康狀況也好于農(nóng)村樣本。城市家庭的平均教育年限為12.148，農(nóng)村家庭的平均受教育年限為8.232，研究樣本中，農(nóng)村居民受教育程度較低。城市家庭年收入平均值為13.986萬(wàn)元，農(nóng)村家庭年收入平均值為6.741萬(wàn)元，城鄉(xiāng)收入差距較大。在家庭資產(chǎn)總量上，城鄉(xiāng)差距更大，城市家庭的總資產(chǎn)平均值為177.243萬(wàn)元，農(nóng)村家庭的總資產(chǎn)平均值為57.376萬(wàn)元。而自有住房方面，城市家庭中自有住房的比例為71%，農(nóng)村家庭中自有住房的比例反而更高，為93.9%。表SEQ表\*ARABIC4按城鄉(xiāng)劃分樣本主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)變量名城市農(nóng)村樣本量均值方差樣本量均值方差d_risk67620.4220.49447470.2200.414risk_pro67620.2230.33147470.1100.253d_ins67620.7660.42447470.7440.436age676242.34510.025474749.1477.534health67623.7420.90747473.3731.012edu676212.1483.66947478.2323.171total_in1676213.98627.98447476.74115.863asset16762177.243309.243474757.376132.286d_house67620.7100.45447470.9390.240（四）變量之間的相關(guān)系數(shù)在模型設(shè)定之前，進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)是十分必要的。表3-4為相關(guān)系數(shù)矩陣，在該矩陣中，0.528的絕對(duì)值是最大的，由于所列相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值都沒(méi)有大于0.7，據(jù)此可以推斷解釋變量之間的多重共線性問(wèn)題是不成立的。表SEQ表\*ARABIC5相關(guān)系數(shù)矩陣Variables(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)(1)d_ins1.000(2)age_sq0.1171.000(0.000)(3)health0.012-0.2731.000(0.217)(0.000)(4)edu0.173-0.3750.2401.000(0.000)(0.000)(0.000)(5)total_in10.054-0.1190.1220.2271.000(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(6)asset10.100-0.0930.1320.3020.5281.000(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(7)d_house0.1340.286-0.068-0.0860.0240.1211.000(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.011)(0.000)(8)d_rural-0.0240.345-0.188-0.485-0.149-0.2280.2831.000(0.009)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(9)attitude0.0070.308-0.117-0.256-0.112-0.1360.0790.1621.000(0.655)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)第五章社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置影響的實(shí)證分析本章對(duì)實(shí)證模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行歸納分析，運(yùn)用Probit模型研究家庭是否擁有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資參與可能性的影響，運(yùn)用Tobit模型研究家庭是否擁有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)比例的影響。因?yàn)榛貧w系數(shù)本身在經(jīng)濟(jì)學(xué)含義意義不大，因此本文計(jì)算了更具實(shí)際意義的平均邊際效應(yīng)（marginaleffect），邊際效應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差采用德?tīng)査椒ǎ―elta－Method）計(jì)算。宗慶慶,劉沖,周亞虹.社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與我國(guó)居民家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資——來(lái)自中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)的證據(jù)[J].金融研究,2015(10):99-114.一、社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與Probit模型表示解釋變量變化一單位家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率會(huì)變化多少。本文首先利用公式（1）進(jìn)行實(shí)證分析，在此基礎(chǔ)上，又計(jì)算了Probit模型的平均邊際效應(yīng)。由下表4-1可知，將“戶主是否參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)”作為唯一的解釋變量分析家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資參與情況，結(jié)果顯示平均邊際系數(shù)為0.06630，在1%水平下顯著。由下表4-2可知，當(dāng)引入人口統(tǒng)計(jì)特征變量與家庭特征統(tǒng)計(jì)變量作為控制變量后，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的保有對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)市場(chǎng)的參與仍然有著顯著的正向影響，此時(shí)的平均邊際效應(yīng)為0.02623，在5%水平下顯著。這意味著，在保持其他變量固定的情況下，持有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭相較于未持有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭，其參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的可能性高2.623%。參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)可以顯著提高家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)市場(chǎng)的參與。這是因?yàn)?，參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠有效降低家庭未來(lái)收入的不確定性以及養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)的沖擊，家庭對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)收益波動(dòng)的承受能力更強(qiáng)，所以更有可能進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資。其次，在控制變量方面，從人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量來(lái)看：戶主年齡的平方對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)可能性的影響顯著為負(fù)，平均邊際系數(shù)為-0.00004，并在1%的水平下顯著。這意味著戶主年齡和家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)市場(chǎng)參與可能性之間存在非簡(jiǎn)單線性關(guān)系，較年輕的戶主隨著年齡的增長(zhǎng)更有可能投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)；但是對(duì)于年齡較大的戶主來(lái)說(shuō)，隨著年齡的增加可能更傾向于風(fēng)險(xiǎn)厭惡，投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的可能性反而下降，即年齡對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與的影響呈現(xiàn)倒“U”型的特點(diǎn)。健康狀況對(duì)家庭金融資產(chǎn)投資可能性的影響系數(shù)為0.01892，并在1%的水平下顯著，說(shuō)明戶主越健康，越愿意投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。文本用戶主受教育年限衡量主文化水平，從回歸結(jié)果可以看到，戶主受教育年限對(duì)家庭金融資產(chǎn)參與的影響系數(shù)為0.01452，并通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明戶主受教育年限越高，家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的可能性越大。這可能是因?yàn)閼糁魑幕皆礁?，?duì)金融知識(shí)的認(rèn)知與理解程度越高，也更加重視家庭資產(chǎn)管理。從家庭特征統(tǒng)計(jì)變量來(lái)看，家庭年總收入對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的可能性的影響系數(shù)為0.00211，并在1%的水平下顯著。家庭資產(chǎn)總量對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資可能性的影響類(lèi)似于家庭年總收入，影響系數(shù)為0.00025，也在1%的水平下顯著。家庭年總收入和總資產(chǎn)對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)可能性都有顯著的正向影響，可能是因?yàn)槭杖敫?、資產(chǎn)總量更大的家庭有更強(qiáng)的能力來(lái)抵御金融風(fēng)險(xiǎn)，也更愿意進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資，獲得更高收益。家庭是否擁有自有住房對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)可能性的影響系數(shù)為-0.01825，呈現(xiàn)負(fù)向影響，但是不顯著，所以，家庭是否自有住房不會(huì)顯著影響家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的可能性。家庭居住地在農(nóng)村還是城市對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的可能性有著顯著的負(fù)向影響，平均邊際系數(shù)為-0.05887，在1%的水平下顯著。即家庭居住地在城鎮(zhèn)會(huì)顯著提高參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的可能性，而家庭居住地在農(nóng)村，則會(huì)顯著降低持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率。這可能是因?yàn)槌鞘锌傮w財(cái)富水平高于農(nóng)村，而且城市的金融機(jī)構(gòu)更多，金融設(shè)施也更加健全，城市家庭對(duì)金融信息的掌握更加充分，所以城市家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的可能性更大。表SEQ表\*ARABIC6社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)影響家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)

解釋變量家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)Probit(1)Probit(2)d_ins0.06630***0.02623**(0.010)(0.010)age_sq-0.00004***(0.000)health0.01892***(0.004)edu0.01452***(0.001)total_in10.00211***(0.001)asset10.00025***(0.000)d_house-0.01825(0.011)d_rural-0.05887***(0.010)N1150911509注：（1）表中匯報(bào)的是平均邊際效應(yīng)計(jì)算結(jié)果。（2）*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。（3）括號(hào)內(nèi)是德?tīng)査椒ǎ―elta－Method）計(jì)算出的標(biāo)準(zhǔn)差。二、社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響Tobit模型表示解釋變量變化一單位，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)總額的比重會(huì)變化多少。本文首先利用公式（2）進(jìn)行實(shí)證分析，在此基礎(chǔ)上，又計(jì)算了Tobit模型的平均邊際效應(yīng)。由下表4-3可知，將“戶主是否參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)”作為唯一的解釋變量分析家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)比例的情況，結(jié)果顯示平均邊際系數(shù)為0.11305，在1%水平下顯著。如下表4-4所示，當(dāng)引入人口統(tǒng)計(jì)特征變量與家庭特征統(tǒng)計(jì)變量作為控制變量后，持有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的比例仍然有著顯著的正向影響，此時(shí)的平均邊際效應(yīng)為0.03369，在10%水平下顯著。這說(shuō)明在其他變量不變的情況下，持有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭相較于未持有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭，其風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)總量的比例高3.369%。這意味著參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)可以顯著提高家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的比例，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)在對(duì)沖家庭可能面臨的未來(lái)風(fēng)險(xiǎn)方面發(fā)揮著重要的作用。其次，從控制變量來(lái)看：在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)因素方面，戶主年齡的平方對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)總量比例的平均邊際效應(yīng)為-0.00007，并在1%的顯著性水平下顯著。這與是否持有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)可能性的影響類(lèi)似。戶主年齡的平方對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比例的影響不是簡(jiǎn)單線性的。家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的比例隨著戶主年齡的增長(zhǎng)先呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，在達(dá)到一定年齡后，又呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。戶主年輕時(shí)財(cái)富積累較少，隨著年齡的增長(zhǎng)，家庭財(cái)富不斷積累，家庭有更多資金可以投入風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)，但是戶主年齡較大的家庭，面臨較大的養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)，再加上風(fēng)險(xiǎn)厭惡傾向的強(qiáng)化，所以，家庭持有的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的比例會(huì)隨著年齡的繼續(xù)增大而降低。健康狀況對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比例的影響系數(shù)為0.03816，在1%的水平下顯著，說(shuō)明戶主越健康，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資占家庭金融資產(chǎn)總量的比例越高。戶主教育年限對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)總量比例的影響系數(shù)為0.02854，并在1%的水平上顯著。戶主的受教育年限每增加1年，家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的比例就增加2.854%，即戶主受教育程度越高，家庭持有的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)的比例就越高。在家庭財(cái)富狀況來(lái)看，家庭年總收入對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)比例的影響系數(shù)為正，并在1%水平下顯著。家庭總資產(chǎn)對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比例的影響系數(shù)為0.00039，也在1%的水平下顯著。投資水平的高低也是要以家庭收入水平為基礎(chǔ)的，高收入、高資產(chǎn)的家庭對(duì)金融風(fēng)險(xiǎn)有著更強(qiáng)的承受能力，而且，高資產(chǎn)的家庭更重視資產(chǎn)的優(yōu)化配置，提高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)的比例。家庭自有住房對(duì)于家庭持有的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)比例的影響系數(shù)為0.00564，呈現(xiàn)正向影響，但是不顯著，所以，家庭是否自有住房對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的比例沒(méi)有顯著影響。筆者對(duì)此給出了可能的解釋?zhuān)幸徊糠肿杂凶》康娜瞬挥帽池?fù)買(mǎi)房的壓力，固定開(kāi)支較小，家庭有更多閑散資金，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的承受能力也較強(qiáng)，所以對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比例更高。同時(shí)，也要考慮到，如今很多家庭雖然自有住房，但是承擔(dān)著貸款的壓力，這對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資具有“擠出效應(yīng)”，所以，自有住房對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)總量的比例呈現(xiàn)負(fù)向影響。城鄉(xiāng)因素對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)總量的比例存在負(fù)向影響，并在1%的水平下顯著。居住在城市的家庭比居住在農(nóng)村的家庭持有更大比例的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。表SEQ表\*ARABIC7社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)影響風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)的比重

解釋變量風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)的比重風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)的比重Tobit(1)Tobit(2)d_ins0.11305***0.03369*(0.020)(0.019)age_sq-0.00007***(0.000)health0.03816***(0.009)edu0.02854***(0.003)total_in10.00148***(0.000)asset10.00039***(0.000)d_house0.00564(0.021)d_rural-0.14187***(0.020)N1150911509注：（1）表中匯報(bào)的是平均邊際效應(yīng)計(jì)算結(jié)果。（2）*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。（3）括號(hào)內(nèi)是德?tīng)査椒ǎ―elta－Method）計(jì)算出的標(biāo)準(zhǔn)差。三、養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響：城鄉(xiāng)差異由于我國(guó)城鄉(xiāng)發(fā)展水平存在較大差距，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)在城鄉(xiāng)之間也存在差異，城市社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)保障水平高于農(nóng)村。因此本文將總樣本分為城市、農(nóng)村兩個(gè)子樣本，對(duì)其進(jìn)行probit與tobit回歸，研究城市與農(nóng)村的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置分別有何影響。從回歸結(jié)果來(lái)看，參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠顯著提高城市家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與的可能性，并且顯著提高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)總量的比例；然而，參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的可能性及其持有比例呈現(xiàn)負(fù)向影響，不過(guò)影響不顯著。這說(shuō)明，新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的保障力度還不高，沒(méi)有很好地降低家庭面臨的養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)與勞動(dòng)收入風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與沒(méi)有形成有效的激勵(lì)；農(nóng)村家庭的資產(chǎn)與收入本身較少，抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力較弱，考慮到社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)占用一定的家庭資產(chǎn)，加上農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度較高，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)預(yù)防性儲(chǔ)蓄的替代效應(yīng)小于社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的擠出效應(yīng)。年齡對(duì)城鄉(xiāng)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有可能性及比例的影響與全部樣本回歸結(jié)果的方向與顯著性相同，都是呈顯著的負(fù)向影響。健康狀況、受教育年限對(duì)城鄉(xiāng)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響都有顯著的正向影響，與全部樣本回歸結(jié)果類(lèi)似。家庭年收入對(duì)城鄉(xiāng)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與可能性及比例均有顯著的正向影響，但農(nóng)村家庭的平均邊際效應(yīng)系數(shù)均大于城市家庭，家庭資產(chǎn)總量的影響也是如此。筆者分析其可能的原因是：從城鄉(xiāng)差異來(lái)看，首先，農(nóng)村家庭日常開(kāi)支比城市家庭低，農(nóng)村的物價(jià)相比城市較低，而且農(nóng)村家庭可以使用土地種植糧食、蔬菜等，消費(fèi)水平低，而且，農(nóng)村家庭住房成本比城市低，所以相比之下城市家庭的開(kāi)支較多；其次，農(nóng)村的家庭觀念較重，依靠子女養(yǎng)老的現(xiàn)象較城市多，對(duì)養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn)的敏感性較城市家庭低；最后，農(nóng)村居民的勞動(dòng)時(shí)間較長(zhǎng)，沒(méi)有退休一說(shuō)，農(nóng)村也給老年人提供了土地等勞動(dòng)條件。自有住房對(duì)城市家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置具有負(fù)向影響，但僅對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有可能性的影響顯著；自有住房對(duì)農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置沒(méi)有顯著影響。這可能是由于城市家庭買(mǎi)房的經(jīng)濟(jì)壓力較大，即使擁有了自己的住房，可能依然需要按揭還款，每月的大額固定支出使家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資意愿及配置比例較低；而農(nóng)村家庭的住房多為自建房，成本更低，也不需要償還貸款，但可能由于風(fēng)險(xiǎn)偏好等因素，自有住房的影響不顯著。表SEQ表\*ARABIC8養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響：城鄉(xiāng)差異

解釋變量Probit模型Tobit模型城市農(nóng)村城市農(nóng)村d_ins0.17325***-0.049470.07961***-0.04752(0.041)(0.049)(0.023)(0.036)age_sq-0.00011***-0.00020***-0.00004***-0.00016***(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)health0.03585**0.08045***0.02185**0.05820***(0.018)(0.021)(0.011)(0.017)edu0.04136***0.05377***0.02712***0.03684***(0.005)(0.007)(0.003)(0.005)total_in10.00604***0.00729*0.00106***0.00359***(0.002)(0.004)(0.000)(0.001)asset10.00073***0.00096***0.00035***0.00072***(0.000)(0.000)(0.000)(0.000)d_house-0.08271**0.04799-0.005230.02044(0.038)(0.088)(0.021)(0.065)_cons-0.91281***-1.13953***-0.58613***-0.78434***(0.108)(0.145)(0.063)(0.114)/var(e.risk_pro)0.41010***0.63318***(0.013)(0.034)N6762474767624747pseudoR20.0710.0610.0490.051注：（1）表中匯報(bào)的是平均邊際效應(yīng)計(jì)算結(jié)果。（2）*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。（3）括號(hào)內(nèi)是德?tīng)査椒ǎ―elta－Method）計(jì)算出的標(biāo)準(zhǔn)差。四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)為了使研究結(jié)果更具有可信性，本文通過(guò)增減變量的方法對(duì)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。投資組合理論假設(shè)投資者為風(fēng)險(xiǎn)厭惡者，在選擇金融資產(chǎn)時(shí)，投資者通過(guò)增強(qiáng)產(chǎn)品的多樣性來(lái)分散投資風(fēng)險(xiǎn)，優(yōu)化資產(chǎn)配置，實(shí)現(xiàn)收益的最大化。所以，戶主的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的可能性以及家庭持有的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)總量的比例可能存在相關(guān)關(guān)系。根據(jù)問(wèn)卷，本文根據(jù)受訪者對(duì)投資風(fēng)險(xiǎn)的規(guī)避程度，將attitude賦值為1、2、3、4、5?？紤]風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度后的回歸結(jié)果如表4-5、4-6所示?？梢钥吹?，戶主是否參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的可能性依然在5%的水平下顯著，平均邊際系數(shù)與未考慮風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度時(shí)有所增大，但是變化較小。戶主是否參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭持有的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)總量比例的影響系數(shù)也有所增大，但變化較??；加入風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度變量后，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比例的影響在5%的水平下顯著，比未加入前更顯著。社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與可能性及風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置占比均有顯著的正向影響，與原模型的分析結(jié)果一致。所以，文本的研究結(jié)論是比較穩(wěn)健的。表SEQ表\*ARABIC9穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果解釋變量

家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)的比重Probit模型Tobit模型d_ins0.03861**0.07940**(0.018)(0.031)age_sq-0.000020.00000(0.000)(0.000)health0.01984**0.03807**(0.008)(0.015)edu0.01329***0.02453***(0.002)(0.004)total_in10.00191**0.00125**(0.001)(0.000)asset10.00025***0.00033***(0.000)(0.000)d_house-0.04001**-0.02083(0.018)(0.031)d_rural-0.04079*-0.10212***(0.021)(0.036)attitude-0.04675***-0.08706***(0.006)(0.011)N37033703pseudoR2注：（1）表中匯報(bào)的是平均邊際效應(yīng)計(jì)算結(jié)果。（2）*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。（3）括號(hào)內(nèi)是德?tīng)査椒ǎ―elta－Method）計(jì)算出的標(biāo)準(zhǔn)差。第六章研究結(jié)論與對(duì)策建議一、研究結(jié)論在我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展和居民人均收入不斷增長(zhǎng)的背景下，我國(guó)居民家庭的消費(fèi)需求也逐漸從一般性的商品勞務(wù)擴(kuò)大到多層次的金融產(chǎn)品與服務(wù)。其中，隨著理財(cái)觀念的轉(zhuǎn)變以及對(duì)金融市場(chǎng)了解的增加，居民對(duì)金融市場(chǎng)的參與傾向也有所增強(qiáng)。對(duì)居民參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)進(jìn)行正確有效的引導(dǎo)，可以在宏觀層面推進(jìn)金融市場(chǎng)的改革和擴(kuò)大金融消費(fèi)需求，同時(shí)在微觀層面上有利于增加居民家庭財(cái)產(chǎn)性收益。參考發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)，以養(yǎng)老保險(xiǎn)為主體的社會(huì)保障制度的改革與發(fā)展，能夠有效改變居民儲(chǔ)蓄率居高不下的問(wèn)題，提高股票和債券等風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)在總資產(chǎn)中的比重，保證金融市場(chǎng)的流動(dòng)性與創(chuàng)新動(dòng)力。根據(jù)我國(guó)的發(fā)展現(xiàn)狀，本文的研究主題分為兩點(diǎn)：參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)我國(guó)居民家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)可能性有何影響？對(duì)家庭持有的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)的比例又有什么影響？本文運(yùn)用中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）2017年的數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的參與情況對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)市場(chǎng)參與可能性和風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)比例的影響。并且在Probit和Tobit模型中控制了年齡、健康狀況、受教育水平、家庭年收入、總資產(chǎn)、城鄉(xiāng)、自有住房等變量。經(jīng)過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：第一，參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)可以顯著促進(jìn)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的可能性。社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)可以平滑居民收入，增強(qiáng)了家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力，提高了居民對(duì)未來(lái)收入的預(yù)期，所以家庭更有可能參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)。第二，參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)能顯著提高家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置比例，保有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭對(duì)預(yù)期收益更加樂(lè)觀，從而減少當(dāng)期儲(chǔ)蓄，增強(qiáng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的偏好，增加對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有。第三，參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠顯著提高城市家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的可能性及比例，但對(duì)農(nóng)村家庭來(lái)說(shuō)，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的影響不顯著。我國(guó)城鄉(xiāng)社會(huì)保障水平存在差距，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)沒(méi)能有效地激勵(lì)農(nóng)村家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的參與。第四，其他控制變量方面，戶主年齡對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與的概率和配置比例具有“U”型特征，即先呈現(xiàn)正向影響，后呈現(xiàn)負(fù)向影響。健康狀況越好，家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的參與越積極，比重也越高。受教育年限的增加對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的參與和配置比例具有促進(jìn)作用。家庭年總收入和家庭資產(chǎn)總量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置具有顯著的正向影響。家庭是否自有住房對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與呈負(fù)向影響，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置比例呈正向影響，但是二者均不顯著。居住在城市的家庭比居住在農(nóng)村的家庭更有可能參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)，持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)總量的比例也更高。二、對(duì)策建議（一）完善社會(huì)保障體系，提高保障水平本文的結(jié)論表明，在對(duì)金融市場(chǎng)進(jìn)行改革和制定金融發(fā)展規(guī)劃時(shí)，應(yīng)將其他社會(huì)政策或制度的可能影響納入考慮范圍內(nèi)，形成制度的協(xié)同作用。社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)有著重要的保障功能，能夠增強(qiáng)家庭應(yīng)對(duì)收入風(fēng)險(xiǎn)與健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊的能力，使家庭更有可能參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)，并且減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄，提高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的持有比重。但是，我國(guó)當(dāng)前的社會(huì)保障制度體系還不夠完善，保障水平依然較低，政府部門(mén)應(yīng)加快完善以社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)為主要內(nèi)容的社會(huì)保障體系。一方面，我國(guó)人口眾多，現(xiàn)階段的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)體系中，仍有一部分居民未享受到社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的保障，所以應(yīng)該繼續(xù)擴(kuò)大社會(huì)保障體系的覆蓋面，尤其是將靈活就業(yè)人員等散戶納入保障。另一方面，加快社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)城鄉(xiāng)并軌，建立統(tǒng)一的居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)體系，縮小城鄉(xiāng)養(yǎng)老保障水平的差距，注意新老制度的有效銜接與平穩(wěn)過(guò)渡；同時(shí)，加快社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的全國(guó)統(tǒng)籌，提高基金管理效率，保證基金的健康運(yùn)轉(zhuǎn)，增強(qiáng)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)抵御風(fēng)險(xiǎn)的作用。（二）完善配套措施，促進(jìn)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與面對(duì)我國(guó)家庭在收入、資產(chǎn)積累、受教育程度、城鄉(xiāng)等方面的差異，政府需要完善相關(guān)的配套措施，有效促進(jìn)居民對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的參與。從研究結(jié)果來(lái)看，家庭收入與資產(chǎn)總量對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)市場(chǎng)參與可能性及其在總金融資產(chǎn)的配置比重有著顯著的正向影響。當(dāng)前我國(guó)家庭收入差距較大，收入水平還較低。政府首先需要實(shí)行積極的就業(yè)政策，提升就業(yè)率，同時(shí)促進(jìn)就業(yè)機(jī)會(huì)平等，打破地域、城鄉(xiāng)、性別、年齡等歧視，對(duì)需要提升就業(yè)能力的居民提供就業(yè)指導(dǎo)及培訓(xùn)。其次，政府應(yīng)健全收入增長(zhǎng)機(jī)制，提高勞動(dòng)報(bào)酬在初次分配中的比重；降低稅負(fù)，增加居民的可支配收入。最后，政府應(yīng)發(fā)揮宏觀調(diào)控的職能，縮小城鄉(xiāng)收入差距。政府還應(yīng)通過(guò)差異化的措施滿足不同層次的保障需求，有針對(duì)性地提高對(duì)中低收入或貧困家庭的保障