家庭人口年龄结构、养老保险与家庭金融资产配置

蹇滨徽 徐婷婷

摘   要：在人口老龄化程度加深和金融市场快速发展的背景下，研究家庭人口年龄结构、家庭成员参加养老保险情况和家庭资产配置三者之间的关系有重要意义。通过运用中国家庭金融调查2011年数据，分析家庭人口年龄结构老化程度对家庭成员参加基本养老保险情况的影响，以及二者对家庭金融资产配置的影响。研究表明：家庭人口年龄结构老化程度越高，家庭成员参加养老保险的比例越高，该效应城市高于农村;家庭人口年龄结构老化程度越高，家庭持有金融资产的概率和比重越低;养老保险对家庭金融资产产生收入效应和替代效应，家庭收入较低时，替代效应较大。

关键词：家庭人口年龄结构;养老保险;家庭金融资产配置

中图分类号：F830  文献标识码：A  文章编号：1674-2265（2019）06-0032-08

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

改革开放以来，我国老龄化程度不断加深，致使养老支出增加，养老保险基金和医疗保险基金收支平衡面临考验（左学金，2001;邓大松和杨红燕，2003），并挤占了其他公共财政支出（刘穷志和何奇，2013）;导致劳动力供给下降，资本形成减少，技术进步和制度创新速度放缓（齐传钧，2010）;随着人均寿命延长，老年负担效应增强，促使储蓄率下降（汪伟和艾春荣，2015）。不仅如此，人口老龄化对微观家庭层面也有重要影响：家庭人口年龄结构老化，致使家庭金融资产配置的约束条件发生改变，进而影响家庭金融资产配置策略：一方面，家庭面临更大的养老风险①和不确定性，直接影响资产配置策略;另一方面，家庭会采取诸如购买养老保险、增加储蓄等措施以规避养老风险，这会降低不确定性，间接对家庭金融资产配置产生影响。因此，在人口老龄化程度不断加深的背景下探讨家庭金融资产配置行为有重要意义。本文探究家庭人口年龄结构的老化程度对家庭金融资产配置的影响，并引入养老保险，探究其对家庭金融资产配置产生的收入效应和替代效应，系统地分析家庭人口年龄结构、养老保险与家庭金融资产配置三者之间的关系。

一、文献梳理

20世纪50年代，哈里·马科维茨（Markowitz H，1952）提出了投资组合理论，该理论在投资者为风险规避的假定下，构建均值方差分析框架研究投资者如何选择投资组合的问题。家庭金融资产配置的研究在这一理论基础上不断拓展与完善。经典理论认为，风险资产的最优持有比重仅与投资者的风险态度有关，但近年来，众多实证研究表明家庭投资决策存在“异质性”和“有限参与之谜”。

家庭投资决策的“异质性”源于居民偏好和家庭环境的异质性。家庭环境的异质性包括年龄、健康、信贷、房产等多方面（刘进军，2015），家庭环境的异质性会产生背景风險，进而导致家庭增加预防性储蓄，以实现风险防范，即产生节制行为（Kimball，1991）。这种行为在一定程度上可以纠正家庭金融资产配置的偏差（Baptista，2008）。约翰·希顿和黛博拉·卢卡斯（2000）研究表明来自劳动和自营收入的背景风险会影响家庭的股票持有情况;约翰·Y·坎贝尔证实健康风险加剧会影响家庭劳动收入，进而对投资决策产生影响。国内学者也基于家庭微观数据对家庭金融资产配置及其影响因素进行了研究，吴卫星和齐天翔（2007）对房地产、婚姻、地区差异、教育程度因素进行了分析;何兴强等（2009）探究了劳动收入风险、健康状况、医疗保险的影响;朱涛等（2012）就商业保险对金融资产配置的影响进行了分析。

传统的资产配置理论认为，理性人的投资决策是“将鸡蛋放在不同篮子中”，但实际情况是家庭金融资产配置呈现出组合较为集中、比重单一的情况，即资产配置的有限参与（孟亦佳，2014）。关于“有限参与”的研究主要集中在两个方面。一是市场参与问题，即哪些因素影响了家庭投资决策。财富水平（Vissingjorgensen，2002）、受教育程度（Bayer等，2009）等都是影响家庭参与市场投资的因素。在生命周期的框架下，年龄增长与劳动收入增加会导致家庭金融资产更多地配置于风险资产之上;随着退休期临近，家庭金融资产则更多地配置于国债等风险性较低的金融资产（Cocco等，2005）。性别也是影响投资决策的因素之一（Poterba，2003）。二是对市场参与程度研究，即不同金融资产配置比例问题。收入风险对家庭的资产选择有显著影响，高的和可变的收入家庭相对于低的和稳定的收入家庭，风险资产的持有比重更低（Heaton，2000）。不可保的收入风险会降低风险资产的配置比例（Guiso等，1996）。劳动收入风险对风险资产投资率有负向影响（Cocco等，2005），对医疗保险或商业健康保险配置有正向影响（何兴强等，2009）。

综上所述，影响家庭金融资产配置的因素众多，家庭的“异质性”和“有限参与”与传统的投资理论并不完全相符。面对现实的养老问题，家庭金融资产配置可能会向养老保险倾斜，以降低养老风险产生的不确定性，进而影响家庭的投资决策。就国外经验来看，社会保障体系的不完善，会促使老年人增加储蓄（Chamon等，2010），保险深度和社会保障覆盖率对股票市场的参与率有明显的正向影响（Gormley，2010）。但是目前，中国的社会保障体制有待完善，未富先老问题已经显现，家庭人口年龄结构的变化，是否会影响养老保险的参与率，进而对家庭金融资产配置产生影响，有待定性和定量分析。本文在此基础上，分析家庭人口结构老化程度对家庭金融资产配置的影响。

二、理论分析与研究假设

（一）家庭及其应对老年风险的机理

家庭是以具有血缘、姻缘和收养关系成员为基础而构成的亲属团体，亲属成员之间具有抚育、赡养责任和义务，并有共同的经济行为和生存依托（王跃生，2016）。作为基本经济生产和生活单位，家庭也是应对风险的基本单位。家庭成员的逐渐衰老，会提高一系列丧失事件叠加发生的概率，由此形成养老风险的集中爆发（穆光宗，2002、2014），并转嫁到整个家庭上。尽管越来越精细的社会化分工使原本由家庭承担的一部分照料慰藉服务社会化，但这部分服务的经济承担者仍然是家庭。家庭资产配置决策基于家庭不同的收入水平、消费需求、人口负担等实际状况以及未来可能的状况而定。从家庭人口年龄结构来看，家庭老年人占比越高，家庭面临的老年风险越大，其消费投资行为面临的约束将与年轻型的家庭大不相同，这将迫使家庭在金融资产配置上做出相应的调整。即家庭老年人比例较高时，家庭面临的老年风险加剧，家庭收入的不确定性增加，家庭金融资产配置将更为保守。据此，本文提出：

假设1：家庭人口年龄结构越老化，家庭资产配置到风险金融资产的可能性和比重越低。

当养老风险增大、未来不确定性较强时，消费者会更加谨慎，产生较强的防御性动机，从而增加储蓄以应对未来的不确定性风险（Hayne E. Lelan，1968;袁志刚和宋铮，2000;魏先华等，2013;胡翠和许召元，2014）。参加养老保险是应对养老风险的措施，基于大數法则的养老保险通过生命周期内收入的平滑分配，使家庭成员在年老时能够获得一笔相对稳定的收入，从而减少老年风险带来的不确定性，增强家庭应对老年风险的能力。因此，当家庭面临的养老风险更高时，更有可能参加养老保险。据此，本文进一步提出：

假设2：家庭人口年龄结构越老化，参加养老保险的可能性更大。

（二）养老保险与家庭金融资产配置

养老保险会减少养老风险带来的不确定性，进而影响家庭金融资产配置。但养老保险本身也是一种金融资产。因此，它对家庭金融资产的配置可产生两种效应——收入效应和替代效应。

收入效应指养老保险会增加家庭持有风险金融资产的比例。养老保险会降低养老风险，减少老年收入不确定性，这种不确定性的减少会产生稳定性预期。同一家庭在风险偏好不变时，在更高稳定性预期下会持有更多风险金融资产。替代效应指养老保险会减少家庭持有风险金融资产的比例。养老保险本身可被视为风险较低的金融资产，当购买养老保险时，用于风险金融资产的额度或比例会被其直接挤占。因此，从理论上看，养老保险对家庭金融资产配置的影响取决于替代效应和收入效应。进一步看，这取决于养老保险缴费占家庭收入比重状况。当养老保险费用占比较大，则缴费负担较重，家庭资产配置策略当侧重当期消费和安全性，此时替代效应会大于收入效应。反之，资产配置对安全性的要求较低，此时收入效应大于替代效应。

（三）实证的前提分析和基本假设

目前，我国养老保险体系可大致可分为三层次：一是基本社会养老保险，包括城镇职工社会养老保险和城乡居民社会养老保险;二是企业年金或者职业年金;三是个人购买的商业养老保险。其中基本社会养老保险在制度上实现了全覆盖;城镇职工社会养老保险、企业年金或者职业年金与工作挂钩;城乡居民社会养老保险原则上自愿参加，商业保险自愿购买。

本文采用家庭成员参加社会基本养老保险的比例来衡量家庭养老保障程度。当前，基本养老保险已经实现制度全覆盖，若采用当前数据，则难以体现不同家庭状况下养老保障水平。因此，本文采用2011年家庭金融调查数据进行实证分析，该年数据反映的是2010年信息。在2010年，基本养老保险制度尚未形成全覆盖，我国尚未建立城镇居民社会养老保险，新型农村社会养老保险处于试点阶段，且采取自愿参保形式。人力资源和社会保障部数据显示，2010年底，参加城镇职工基本养老保险人数为25707万人，新农保试点参保人数达到1.03亿人，两者合计不到4亿人。2010年，职工工资在社会平均工资的60%—300%之间，个人基本养老保险缴费水平为个人工资的8%。通常企业会按照个人最低工资水平为缴费基数，这使得个人基本养老保险缴费水平实际上低于个人实际工资的8%。新农保缴费水平更低，每年的缴费标准可低至100元，且有政府补助。因此，从个人角度而言，该项基本养老保险缴费负担并不重。结合上文分析，可以推论：在养老保险对家庭风险金融资产的影响上，收入效应大于替代效应。据此，本文假设：

假设3：家庭养老保险参保程度越高，家庭资产配置到风险金融资产上的可能性和比重越高。

三、实证分析

（一）数据、变量与描述性统计

本文所用数据为西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心公布的2011年数据。该项调查基于全国25个省（自治区、直辖市），80个县（区、市），320个社区共8438个家庭的抽样调查数据汇总而成。该数据包括了微观家庭人口统计学特征、就业、社会保障、保险、收入、资产、负债等相关信息，数据具有较强的代表性。

本文研究的目标主要是解释家庭人口年龄结构老化是否对家庭风险金融资产持有和持有比重产生影响，以及社会养老保险是否会改变这种影响。无风险家庭金融资产包括现金、定期存款及利息、活期存款及利息、股票现金余额、借出款的总和。风险家庭金融资产包括股票、基金、债券、期货、权证、其他衍生品、理财产品、非人民币资产和黄金市值的总和。

本文的被解释变量为家庭是否持有风险金融资产和持有风险金融资产的比重。当家庭持有上述风险金融资产的一种或几种时，便表示其持有风险金融资产，否则表示未持有风险金融资产。持有风险金融资产的比重为风险金融资产占金融资产的比例。

主要解释变量为家庭人口年龄结构老化程度和家庭成员参加基本养老保险（基本养老保险包括社会基本养老保险、新农保和离退休金）的比例。其中家庭年龄人口结构老化程度用家庭老年占比来表示，即等于家庭60岁及以上老龄人口占家庭总人口的比重。其他控制变量包括家庭户主年龄、家庭户主性别、家庭户主受教育程度、户主婚姻状况、家庭是否自有住房、城乡、家庭总收入、户主风险态度。其中家庭总收入包含了工资薪金收入、农业生产收入、工商业收入、投资性收入和转移性收入五部分，而农业生产和工商业经营净收入可能为负，从而造成家庭总收入可能为负。 在回归分析前，本文将未持有任何金融资产的样本全部删除，另外删除变量缺失值和选项异常值，最终使用的家庭样本是7774个。

变量描述统计特征如表2所示，持有风险金融资产的家庭占11.14%;风险金融资产比重较低，平均为4.79%。老人占家庭总人数比例平均为20.71%，家庭15岁以下幼儿比例平均为11.97%。从这一数据看，微观家庭人口结构的老化程度与宏观社会人口结构老化程度相呼应。2011年家庭中参加社会基本养老保险人数占家庭人口总数的比例平均为30.74%，该比例较低。原因可能有两点：一是在2010年，新农保正在试点阶段，还未全面推开;二是城镇居民基本养老保险还未建立，大多数没有正式工作的城镇居民未被纳入基本养老保险范围。另外，户主平均年龄为49.63岁;受教育程度为9.4年;户主风险态度均值为2.9，偏风险规避;经济预期均值为1.29，预期偏好。

（二）实证模型与内生性处理

在研究我国家庭风险金融资产配置行为时，我们用[Probit]模型考察家庭是否持有风险金融资产，模型为：

其中，[μ?N（0，σ2）]，[Pension]和[Agestructure]是所关注的解释变量——养老保险参与情况和家庭结构老化程度;[X]为一系列其他控制变量。[Y]是哑变量，1表示持有风险金融资产，0表示未持有風险金融资产。

由于风险金融资产占金融资产比重这一变量是截断的，使用[Tobit]模型来分析家庭金融资产配置比例更为有效。[Tobit]模型为：

其中：[Y]表示家庭风险资产占金融资产的比重;[y*]表示风险资产占金融资产比重在[（0，1）]之间的观测值;[Pension]和[Agestructure]是所关注的解释变量——社会养老保险参与情况和家庭结构老化程度;[X]为一系列其他控制变量。

家庭参加养老保险人数比例可能存在内生性问题。由于家庭的某种异质性，既可能对参加社会养老保险的家庭人数占比有影响，同时也对家庭金融资产配置产生影响。本文借鉴宗庆庆等（2015）关于内生性的处理方法，按受教育程度（是否接受过本科及以上学历的教育）和省份分组，然后计算每组的家庭平均参保比例，以此作为家庭参加基本养老保险人数比例的工具变量，采用[IVProbit]模型和[IVTobit]模型进行估计。

（三）实证结果

由于回归系数的经济学意义不大，因此本文计算了边际效应。[Probit]模型下，边际效应表示解释变量变化1单位引起家庭持有风险金融资产概率的变化。[Tobit]模型中，本文计算了平均边际效应，表示解释变量变化1单位所引起的被解释变量的变化量。

1. 家庭老年人比例对家庭成员基本养老保险参保情况的影响。为验证家庭人口年龄老化程度与家庭基本养老保险保障程度之间的关系，本文以家庭成员参加基本养老保险的比例为被解释变量，家庭60岁及以上老年人占比为解释变量，运用Tobit模型进行回归，并控制了家庭人口学特征、城乡、地域等变量，结果如表3所示。回归结果表明，家庭老年人比例越高，家庭成员参加基本养老保险的比例越高。这一边际效应为0.0771，在1%水平上显著。控制变量方面，家庭幼儿比例对家庭参保比例的边际效应较大，且呈反向关系。这有两种可能：一方面，家庭幼儿没有被纳入基本养老保险之中，其比例越高，家庭成员参保比例越低;另一方面，家庭幼儿抚养费用挤占了参保费用。农村地区相比于城市地区，其参保比例更低;中西部地区参保比例低于东部地区。偏好风险规避的户主家庭，参保比例更高，这说明参加养老保险是居民规避风险的一项选择。其他控制变量中，除户主经济预期和家庭年收入外，都与家庭参保比例呈正向关系，且在统计意义上显著。

2. 家庭老年人口比例和基本养老保险参保比例对家庭风险金融资产配置的影响。如表4所示，家庭老年人口比例对家庭持有风险金融资产与否有影响，老年人口比例的边际效应为-0.0231，在10%的水平上显著。这说明家庭老年人口比例越大，家庭持有风险金融资产的可能性越小。家庭老年人口比例对风险金融资产比重也有影响，其边际效应为-0.0135，在5%水平上显著。即家庭老年人比例越高，家庭风险金融资产的比重越低。这验证了假设1。

家庭成员参加基本养老保险的比例对持有风险金融资产与否和风险金融资产占比有正向作用，其对二者的边际效应分别为0.0529和.0269，皆在1%水平上显著。这说明家庭基本养老保险保障程度越高，家庭持有风险金融资产的可能性越高，持有风险金融资产的比重也越高。

其他解释变量方面：户主性别有一定影响，若户主是女性，则家庭持有风险金融资产概率提高，持有风险金融资产比重也提高;户主受教育程度越高，家庭持有风险金融资产的概率和比重都更高;风险规避的户主家庭持有风险金融资产的概率和比重更低;农村家庭显著低于城市家庭;中西部家庭持有风险金融资产的概率和比重低于东部;自有住房的家庭持有风险金融资产的概率和比重更高;家庭金融资产总额与持有风险金融资产的概率和比重呈正向关系。

表5显示了考虑内生性后的回归结果。Wald内生性检验拒绝了原假设，表明原模型确实存在内生性。相比表4，回归结果表明家庭老年人口比例对家庭是否持有风险金融资产和持有风险金融资产比重的边际效应有很大提高，且在统计意义上更显著（二者均在1%水平上显著）;家庭成员参保比例的边际效应也大幅提升。

3.养老保险对家庭风险金融资产的收入效应和替代效益分析。为了探寻养老保险对家庭风险金融资产配置的收入效应和替代效应，本文以家庭年收入上四分位数为分界点，将家庭分为高年收入家庭组和低年收入家庭组，然后分别对其分析家庭成员参保比例对持有风险金融资产与否和风险金融资产占比的影响。根据上文理论分析可推断，家庭年收入越高，养老保险缴费占家庭收入比例越小，替代效应变小。表6显示，低年收入家庭组家庭成员参保比例对持有风险金融资产与否的影响小于高年收入家庭组的影响，两者都在1%水平上显著。家庭成员参保比例对风险金融资产占比的影响不显著，但高年收入家庭组的边际效应高于低年收入家庭组。由此可见，养老保险对家庭风险金融资产的配置存在着收入效应和替代效应。随着家庭年收入的增加，替代效应变小，从而使得养老保险对家庭风险金融资产的正向影响更大。

（四）稳健性检验

为避免指标定义差异对实证结果的影响，本文通过对关键变量进行重新定义来做敏感性分析。在分析家庭人口年龄结构对家庭参保人数比例的影响时，我们将老人标准由60岁提高到65岁，因此老年人口的比例为“家庭65岁及以上人口占家庭总人口的比例”，然后采用[Tobit]模型进行回归。在分析家庭老年人口年龄结构对家庭风险金融资产持有的概率和比重的影响时，首先将老年人口的比例采用“家庭65岁及以上人口占家庭总人口的比例”指标;其次在衡量家庭养老保障程度时，由于新农保在2010年刚刚试点，且保障水平十分低，因此我们采用问卷里的社会基本养老保险和离退休金代替前文所定义的社会养老保险，由此得出家庭参加基本养老保险人数比例。然后进行[IVProbit]和[IVTobit]回归，结果如表7所示。表7显示：家庭老人比例对家庭参保程度的影响，家庭老人比例和家庭成员参保比例对家庭风险金融资产持有概率和比重的影响，与前面结论基本一致，由此可见本文的实证具有一定的稳健性。

四、结论与政策建议

随着金融市场不断发展，引导居民家庭参与风险金融市场，不仅有利于增加居民家庭收入，还利于整个社会资源的优化配置。家庭是应对养老风险的基本单元，不同家庭人口结构面临的养老风险具有差异，致使家庭面临不同的风险不确定性和未来预期，进而影响家庭金融资产配置策略。家庭人口年龄结构越老化，金融资产配置策略越保守。养老保险能在一定程度上减少未来不确定性，稳定预期，从而缓和保守的家庭金融资产配置策略。文章根据2011年中国家庭金融调查数据，运用[Probit]模型和[Tobit]模型在控制了家庭人口学特征、地域、城乡等变量的情况下，实证分析了家庭老年人口比例对家庭成员参加基本养老保险比例的影响，家庭老年人口比例和参加基本养老保险人口比例对家庭风险金融市场参与和风险金融资产比重的影响。通过研究，本文得出以下结论：

第一，家庭老年人口比例越高，参加基本养老保险的比例越高。而这种影响农村家庭弱于城市地区，中西部家庭弱于东部家庭。

第二，家庭老年人口比例越高，持有风险金融资产的概率和比重越低;参加基本养老保险人口的比例越高，家庭持有风险金融资产的概率和比重越高。

第三，养老保险对家庭风险金融资产的收入效应大于替代效应，但在低收入家庭，替代效应相对较强。在控制变量方面，户主年龄越高、户主越是風险规避、幼儿占比越低、金融资产总额越少，其持有风险金融资产的概率和比重越低;没有住房的家庭其持有风险金融资产的概率和比重更低。

以上研究给我们如下启示：

第一，家庭人口年龄结构老化程度深刻影响家庭风险金融资产的配置。家庭人口年龄结构越老化，家庭参与风险金融市场的程度越低。在人口老龄化不断加深的背景下，引导居民参与风险金融市场需要更多的社会政策予以协同。

第二，养老保险能有效减少未来收入不确定性，进而提高家庭风险金融资产的比例。因此，完善多层次养老保险制度，促进企业年金和商业养老保险的发展可以进一步减少未来收入不确定性，有利于提高家庭参与风险金融市场程度。另外，家庭人口年龄结构老化程度对家庭参保比例的影响中，农村要弱于城市，中西部弱于东部。因此在完善我国养老保险体系进程中，政策和资源需要适度向中西部和农村倾斜，鼓励农村居民参加养老保险，提高养老保障程度。

注：

①养老风险指人在老年时，因缺乏基本的生活保障而可能遭受生存危险的意外性和不确定性，包括风险发生与否以及危害程度大小的不确定性。具体来说，可包含经济保障、生活照料、精神慰藉等多个维度。

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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

（責任编辑    耿   欣;校对   MM，GX）