田盛丹，黃燕芬

（1.中國(guó)建設(shè)銀行博士后科研工作站，北京 100032；2.中國(guó)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(xiǎn)是貫穿家庭生命周期的一項(xiàng)重要制度安排，被視為個(gè)人收入在整個(gè)生命周期中的平滑機(jī)制，即個(gè)體在工作期履行繳費(fèi)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(xiǎn)直接與家庭每期的收入和支出掛鉤，對(duì)于家庭的經(jīng)濟(jì)決策發(fā)揮著不可忽視的作用。目前我國(guó)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)在區(qū)域間、城鄉(xiāng)間、人群間存在較為顯著的不均衡性，進(jìn)而導(dǎo)致居民享受基本養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇的不均衡，這種影響進(jìn)一步傳導(dǎo)至家庭資產(chǎn)配置層面，引起居民財(cái)富的分化和貧富差異。

我國(guó)家庭資產(chǎn)配置的一個(gè)突出特點(diǎn)是住房市場(chǎng)的過(guò)度參與和金融市場(chǎng)的有限參與。我國(guó)家庭住房自有率超過(guò)90%，而世界平均住房擁有率為63%，美國(guó)為65%，日本為60%；我國(guó)家庭的股票市場(chǎng)參與率僅為8.84%，股票投資僅占金融資產(chǎn)約15.45%，而美國(guó)家庭的股市參與率達(dá)50.3%，股票資產(chǎn)配置比例為50.5%①數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)數(shù)據(jù)來(lái)源于2011、2013、2015、2017 年中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，美國(guó)數(shù)據(jù)來(lái)源于美國(guó)消費(fèi)者金融調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)（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(shí)，養(yǎng)老和住房是現(xiàn)代人的兩個(gè)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(guó)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(méi)有得到統(tǒng)一的定論，而國(guó)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(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界研究的重點(diǎn)問(wèn)題，以往文獻(xiàn)通常從市場(chǎng)摩擦、背景風(fēng)險(xiǎn)、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(zhǎng)期以來(lái)，對(duì)于基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度這一重要因素對(duì)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(xiǎn)金融資產(chǎn)投資視為一種特殊的消費(fèi)——金融消費(fèi)的話，養(yǎng)老保險(xiǎn)繳費(fèi)可能通過(guò)收入效應(yīng)和替代效應(yīng)影響家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資（宗慶慶等，2015）?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)與居民家庭的每期收入相掛鉤，且與家庭的背景風(fēng)險(xiǎn)密切相關(guān)，多種因素相互作用，從而使得基本養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)納入家庭資產(chǎn)配置決策問(wèn)題有著重要的研究?jī)r(jià)值。從歷年的中國(guó)家庭金融調(diào)查結(jié)果可知，參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭與沒(méi)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(xiǎn)家庭的住房資產(chǎn)規(guī)模及其占比、風(fēng)險(xiǎn)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(diǎn)關(guān)注基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭住房和金融資產(chǎn)配置的影響，可能的貢獻(xiàn)在于：第一，將社會(huì)保障體系與家庭資產(chǎn)配置問(wèn)題相對(duì)接，探究我國(guó)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)與家庭住房資產(chǎn)配置的關(guān)系，可為完善我國(guó)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度以及優(yōu)化國(guó)內(nèi)家庭資產(chǎn)配置提供參考；第二，基于中國(guó)家庭金融的多輪調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)家庭戶主是否參保基本養(yǎng)老保險(xiǎn)以及參保何種養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭住房及風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的影響，豐富和深化了我國(guó)家庭資產(chǎn)配置領(lǐng)域的實(shí)證研究，有助于揭示基本養(yǎng)老保險(xiǎn)影響家庭住房和金融資產(chǎn)配置的現(xiàn)實(shí)規(guī)律；第三，探討基本養(yǎng)老保險(xiǎn)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(yàn)證兩種重要的影響機(jī)制，即不確定性機(jī)制和預(yù)防性儲(chǔ)蓄機(jī)制，從而有助于深刻認(rèn)識(shí)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)影響家庭資產(chǎn)配置的內(nèi)在邏輯。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）關(guān)于基本養(yǎng)老保險(xiǎn)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(lái)，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(xiǎn)的作用，從而產(chǎn)生替代效應(yīng)（Conley 和Gifford，2006）。Kemeny（1981）提出社會(huì)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(zhǎng)期負(fù)相關(guān)關(guān)系后，Castles（1998）進(jìn)一步概括為“養(yǎng)老金和住房產(chǎn)權(quán)此消彼長(zhǎng)”，認(rèn)為住房產(chǎn)權(quán)是提供老年生計(jì)的功能替代品，公共養(yǎng)老金的減少可能會(huì)激勵(lì)家庭尋求住房產(chǎn)權(quán)作為一種自我保險(xiǎn)。從國(guó)外文獻(xiàn)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(jìn)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(zhǎng)的負(fù)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(xiàn)指出公共養(yǎng)老金與住房自有率并不是單純的負(fù)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?jī)r(jià)格上漲時(shí)期存在，在住房?jī)r(jià)格下跌或平穩(wěn)時(shí)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(shí)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(guó)家可能不盡相同（Van 和Kohl，2020；Fehr 等，2021）。雖然國(guó)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(jìn)行了大量的分析，但是關(guān)于我國(guó)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)和住房自有率關(guān)系的國(guó)內(nèi)研究文獻(xiàn)比較少見(jiàn)。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(xiǎn)的相關(guān)研究沒(méi)有得到足夠重視。

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

在理論研究層面，Cocco 等（2005）開(kāi)展了開(kāi)創(chuàng)性的研究，將養(yǎng)老保險(xiǎn)作為勞動(dòng)收入的一部分，把基本養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)金融資產(chǎn)配置呈現(xiàn)出U 型特征，其曲線的拐點(diǎn)為退休時(shí)點(diǎn)，居民在退休時(shí)點(diǎn)愿意持有的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)達(dá)到最大化。Liand 和Smetters（2011）基于Cocco（2005）等的研究，建立了一個(gè)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度與勞動(dòng)收入聯(lián)動(dòng)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(yuǎn)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(guó)數(shù)據(jù)高度吻合。

在實(shí)證研究層面，許多文獻(xiàn)基于現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)分析養(yǎng)老保險(xiǎn)制度與家庭金融資產(chǎn)配置的關(guān)系。Bertaut 和Starr（2002）基于美國(guó)家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度能夠增加家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的概率。國(guó)內(nèi)學(xué)者基于中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)（CHFS），研究發(fā)現(xiàn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)可以降低家庭對(duì)未來(lái)的不確定性，進(jìn)而提高家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的可能性和風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比重（宗慶慶等，2015；吳洪等，2017），并且對(duì)于面臨的不確定性更大、風(fēng)險(xiǎn)承受更強(qiáng)家庭的影響更為顯著（林靖等，2017）。近年來(lái)，伴隨著我國(guó)微觀家庭數(shù)據(jù)庫(kù)的不斷充實(shí)，國(guó)內(nèi)的一些文獻(xiàn)研究了養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響，但是還沒(méi)有深入探究養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響機(jī)制。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）基本養(yǎng)老保險(xiǎn)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(lái)看，一方面，養(yǎng)老保險(xiǎn)作為一種強(qiáng)制性儲(chǔ)蓄機(jī)制，降低了家庭在工作期的可支配收入，進(jìn)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(xiǎn)的家庭在退休后能夠獲得穩(wěn)定的收入來(lái)源，家庭無(wú)需為養(yǎng)老進(jìn)行額外的、高流動(dòng)性的預(yù)防性儲(chǔ)蓄（劉雪穎和王亞柯，2021）。預(yù)防性儲(chǔ)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(gòu)買住房的可能性。從結(jié)構(gòu)視角來(lái)看，由于住房不僅是滿足人們居住需求的消費(fèi)品，同時(shí)也是一種投資屬性的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)（Yao 和Zhang，2005），因此，購(gòu)買住房意味著家庭將大規(guī)模的資金集中于低流動(dòng)性的住房資產(chǎn)上，需要承擔(dān)資產(chǎn)的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)（呂學(xué)梁和馬玉潔，2020；蔣瑛和李翀，2019；段忠東，2021）。同時(shí)，持有住房意味著家庭還要承擔(dān)房?jī)r(jià)波動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)以及承諾支出風(fēng)險(xiǎn)，即購(gòu)房者承諾長(zhǎng)期償還住房抵押貸款本息所承擔(dān)的未來(lái)實(shí)際可支配收入的不確定性（段忠東，2021）?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)能夠?yàn)閭€(gè)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(zhǎng)壽風(fēng)險(xiǎn)（Hubbard 和Judd，1987），家庭對(duì)于未來(lái)產(chǎn)生了更穩(wěn)定的預(yù)期，因此參保基本養(yǎng)老保險(xiǎn)為家庭承擔(dān)住房風(fēng)險(xiǎn)提供了更多的空間。

對(duì)比房地產(chǎn)市場(chǎng)，我國(guó)資本市場(chǎng)發(fā)展較為緩慢，家庭參與資本市場(chǎng)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(xiǎn)性金融資產(chǎn)具備可分割性及較好的流動(dòng)性，繳納養(yǎng)老保險(xiǎn)雖然會(huì)減少工作期可支配收入，但對(duì)家庭配置風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)影響有限。從結(jié)構(gòu)視角來(lái)看，由于基本養(yǎng)老保險(xiǎn)降低了家庭所面臨的背景風(fēng)險(xiǎn)（Elmendorf 和Kimball，2000；Cardak 和Wilkins，2009; 徐華和徐斌，2014），在風(fēng)險(xiǎn)集合既定的情況下，背景風(fēng)險(xiǎn)的降低為家庭承擔(dān)更多的投資組合風(fēng)險(xiǎn)提供了空間?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)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(duì)于未來(lái)更容易產(chǎn)生樂(lè)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(lè)觀的情緒會(huì)提高投資者估計(jì)好結(jié)果出現(xiàn)的概率，降低估計(jì)壞結(jié)果出現(xiàn)的概率，同樣風(fēng)險(xiǎn)的投資組合的主觀期望收益將會(huì)變大，在這種情境下，投資者可能會(huì)傾向于持有風(fēng)險(xiǎn)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(xiǎn)的家庭預(yù)見(jiàn)未來(lái)可望獲得穩(wěn)定的收入，因此在投資組合中不會(huì)過(guò)度關(guān)注資產(chǎn)的安全性，這也在一定程度上對(duì)家庭配置風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)存在正向影響。

綜上，提出本文以下兩個(gè)研究假設(shè)：

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

假設(shè)2：基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭住房資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比例以及家庭風(fēng)險(xiǎn)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(xiǎn)影響家庭住房及金融資產(chǎn)配置的影響機(jī)制分析

1.不確定性機(jī)制

不確定性會(huì)在很大程度上改變個(gè)體的儲(chǔ)蓄消費(fèi)行為（Deaton，1991）。已有文獻(xiàn)結(jié)合我國(guó)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(chǔ)蓄理論研究中國(guó)城鎮(zhèn)居民的儲(chǔ)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(jì)轉(zhuǎn)型過(guò)程中的不確定性（齊天翔，2000）都會(huì)對(duì)我國(guó)居民的儲(chǔ)蓄行為產(chǎn)生重大的影響。社會(huì)保障可視為對(duì)未來(lái)不確定性的保險(xiǎn)，當(dāng)遭受風(fēng)險(xiǎn)時(shí)可獲得一定補(bǔ)償，從而提高家庭風(fēng)險(xiǎn)承受能力，減少家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄，增強(qiáng)消費(fèi)和風(fēng)險(xiǎn)投資動(dòng)機(jī)（Gormley 等，2010；Qiu，2016；周欽等，2015；易行健等，2019）。基本養(yǎng)老保險(xiǎn)可視為政府與個(gè)體之間的一種契約，在工作期間政府向個(gè)體征繳養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)，在個(gè)體退出勞動(dòng)市場(chǎng)之后政府向個(gè)體發(fā)放養(yǎng)老金，參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)的個(gè)體預(yù)期自己在退休期沒(méi)有勞動(dòng)收入的情況下依然能夠獲得穩(wěn)定的養(yǎng)老金收入。對(duì)于沒(méi)有參保基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的個(gè)體而言，在其退出勞動(dòng)力市場(chǎng)之后，沒(méi)有穩(wěn)定的收入來(lái)源，面臨較高的收入不確定性，進(jìn)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(chǔ)蓄水平，而家庭資產(chǎn)配置作為儲(chǔ)蓄分流的重要形式無(wú)疑也會(huì)受到收入變化的影響。同時(shí)，收入的不確定性也會(huì)引起投資者心理的不確定性，當(dāng)個(gè)體收入呈現(xiàn)較大的波動(dòng)時(shí)，也會(huì)造成不確定性心理，從而影響人們對(duì)未來(lái)出現(xiàn)的風(fēng)險(xiǎn)的主觀感受，進(jìn)而對(duì)家庭的投資決策產(chǎn)生影響。據(jù)此，提出本文第三個(gè)研究假設(shè)：

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

2.預(yù)防性儲(chǔ)蓄機(jī)制

預(yù)防性儲(chǔ)蓄是家庭為了應(yīng)對(duì)未來(lái)不確定支出所進(jìn)行的額外儲(chǔ)蓄，個(gè)體面臨的不確定性越大，預(yù)防性儲(chǔ)蓄就越強(qiáng)烈（Leland，1968; Hubbard 等，1995）。如果沒(méi)有充分的保險(xiǎn)保障，投資者會(huì)減少風(fēng)險(xiǎn)投資和消費(fèi)并增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄，以應(yīng)對(duì)未來(lái)可能發(fā)生的風(fēng)險(xiǎn)（Gormley 等，2010）?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)可以被視為政府強(qiáng)制儲(chǔ)蓄的一種形式，個(gè)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(duì)養(yǎng)老開(kāi)支的預(yù)防性儲(chǔ)蓄。根據(jù)生命周期理論，理性個(gè)體的決策目的是一生效用的最大化，個(gè)體進(jìn)行儲(chǔ)蓄是為了平滑一生的收入與消費(fèi)，基本養(yǎng)老保險(xiǎn)在一定程度上替代了家庭的私人儲(chǔ)蓄，使得家庭一生的消費(fèi)、儲(chǔ)蓄更貼近于理性個(gè)體的決策軌跡。而預(yù)防性儲(chǔ)蓄的減少，即家庭為應(yīng)對(duì)未來(lái)不確定性而進(jìn)行的額外儲(chǔ)蓄減少將會(huì)激勵(lì)家庭將更多的資金進(jìn)行投資，促進(jìn)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(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)4：基本養(yǎng)老保險(xiǎn)通過(guò)影響預(yù)防性儲(chǔ)蓄進(jìn)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(xiǎn)影響家庭資產(chǎn)配置的理論分析框架

四、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選擇中國(guó)家庭金融調(diào)查2011、2013、2015、2017 年的數(shù)據(jù)為研究樣本。中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)、金融行為進(jìn)行了全面、細(xì)致的刻畫(huà)，數(shù)據(jù)具有較強(qiáng)的代表性。本文使用的是經(jīng)插值處理過(guò)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(gè)樣本。

（二）變量說(shuō)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(xiàng)資產(chǎn)，持有則為1，否則為0；其二，持有某項(xiàng)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例。首先根據(jù)問(wèn)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(wèn)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(lái)的房子”這一問(wèn)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(jià)值總和。，然后確定家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的持有情況以及風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)占家庭總金融資產(chǎn)的比重③風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)=政府債券+理財(cái)產(chǎn)品（互聯(lián)網(wǎng)理財(cái)+金融理財(cái)）+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(xiǎn)性金融資產(chǎn)，就認(rèn)為該家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)（fin_risk）。家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的配置比例（Pfin_risk）等于風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)價(jià)值/家庭總金融資產(chǎn)價(jià)值。。

2.解釋變量

解釋變量為家庭是否參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)（pension），用家庭戶主是否參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)來(lái)衡量并進(jìn)行分析④在CHFS 問(wèn)卷的社會(huì)保障模塊，詢問(wèn)了家庭每個(gè)成員基本養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)？”這一問(wèn)題的答案確定戶主是否參與養(yǎng)老保險(xiǎn)。。

3.控制變量

為了準(zhǔn)確估計(jì)家庭是否參保基本養(yǎng)老保險(xiǎn)影響家庭資產(chǎn)配置的結(jié)果，降低估計(jì)的偏差，參考已有文獻(xiàn)的做法，控制了戶主的個(gè)人特征、家庭人口結(jié)構(gòu)特征、家庭經(jīng)濟(jì)特征以及家庭所在地理區(qū)位、地區(qū)經(jīng)濟(jì)情況等。各變量含義及統(tǒng)計(jì)性描述見(jiàn)表1。

表1 變量說(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)

（三）實(shí)證模型

1.養(yǎng)老保險(xiǎn)影響家庭是否持有住房和金融資產(chǎn)的實(shí)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(gè)家戶在t時(shí)期所擁有的某項(xiàng)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(shì)比（Odds），Odds=exp（αi）；核心解釋變量為家庭是否參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)penijt，Xijt為控制變量，α0為常數(shù)項(xiàng)，α i為待估參數(shù)，ηj代表省份固定效應(yīng)，Tt代表時(shí)間固定效應(yīng)，同時(shí)控制省份固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)以及兩者的交叉項(xiàng)，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(cè)變量的干擾，比如物價(jià)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等等，εijt為誤差項(xiàng)。

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

對(duì)于各項(xiàng)資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例，采用Tobit 模型構(gòu)建式（2）來(lái)對(duì)資產(chǎn)持有量與資產(chǎn)價(jià)值比例進(jìn)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(xiǎn)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(gè)人與家庭背景信息、其他經(jīng)濟(jì)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(yàn)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(chǔ)蓄（pre_save）；被解釋變量在回歸時(shí)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(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，以實(shí)現(xiàn)回歸系數(shù)等量尺化，依次計(jì)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(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

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

家庭參保基本養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)的家庭持有住房的概率是沒(méi)有參保家庭的1.13 倍，換言之，參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭其持有住房的概率相較于沒(méi)有參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭顯著高出13.34%。第（5）列表明，參保基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭比沒(méi)有參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭持有投資型房產(chǎn)的概率顯著高出15.44%，表明參保基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)于家庭從事風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)投資的概率有正向的促進(jìn)作用。第（6）列表明，參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭比沒(méi)有參保的家庭其持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的概率高24.99%?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果驗(yàn)證了本文提出的第一個(gè)假設(shè)。

表2 基本回歸結(jié)果

2.基本養(yǎng)老保險(xiǎn)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(méi)有參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭，參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭，其住房資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)的比重和風(fēng)險(xiǎn)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(xiǎn)與居民家庭持有各類資產(chǎn)概率的關(guān)系一致。回歸結(jié)果驗(yàn)證了第二個(gè)假設(shè)。

表3 基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭資產(chǎn)配置比例的影響

（二）內(nèi)生性討論

是否參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)與不可觀測(cè)的家庭異質(zhì)性或家庭特征因素相關(guān)，而這些因素同時(shí)影響著家庭風(fēng)險(xiǎn)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(wèn)題。為此，使用工具變量（IV）估計(jì)進(jìn)行修正。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)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)家庭參保基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的比例作為工具變量。

使用組群內(nèi)內(nèi)生變量的統(tǒng)計(jì)量構(gòu)造工具變量時(shí)，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(lái)說(shuō)，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(méi)有觀測(cè)值以及觀測(cè)樣本數(shù)低于50 的組別，最終得到了228 個(gè)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(duì)于第i個(gè)家庭，計(jì)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(jìn)行估計(jì)。結(jié)果見(jiàn)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(yàn)

為了檢驗(yàn)?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(lái)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：第一，更換解釋變量。少數(shù)家庭盡管沒(méi)有參保基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，卻擁有企業(yè)年金。作為基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的重要補(bǔ)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(xiǎn)重新定義為“戶主參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)或企業(yè)年金”。表5 Panel A報(bào)告了更改解釋變量后的回歸結(jié)果。第二，更換實(shí)證樣本。家庭是否能夠獲得福利房會(huì)在較大程度上影響家庭的經(jīng)濟(jì)決策，能夠以低于市場(chǎng)價(jià)格從單位獲得住房，解決了家庭的居住需求，使其不再為購(gòu)買住房而進(jìn)行儲(chǔ)蓄，進(jìn)而能夠?qū)⒏嗟馁Y金配置在金融資產(chǎn)或購(gòu)置投資性住房上，可能使估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏誤，因此剔除那些低于市場(chǎng)價(jià)格從單位獲得住房的家庭樣本后再進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見(jiàn)表5 Panel B。第三，控制其他可能有影響的變量。 進(jìn)一步添加戶主是否參保社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)（ins_shiye）以及是否參保失業(yè)保險(xiǎn)（ins_med）的控制變量，結(jié)果見(jiàn)表5 Panel C。穩(wěn)健性檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果

六、進(jìn)一步分析

（一）影響機(jī)制檢驗(yàn)

1.收入不確定性影響機(jī)制檢驗(yàn)

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(jìn)行OLS 回歸得到殘差項(xiàng)，以該殘差的絕對(duì)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(xiǎn)就越高。殘差值由于不能被家庭成員的個(gè)體特征和人力資本因素所解釋，因此可以用來(lái)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(xiǎn)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(wú)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(jiàn)，參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)通過(guò)降低了家庭收入的不確定性進(jìn)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(xiǎn)性金融資產(chǎn)的概率負(fù)向相關(guān)，可見(jiàn)，參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)通過(guò)降低家庭收入的不確定性進(jìn)而增加家庭持有風(fēng)險(xiǎn)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(yàn)（一）

由表7 可知，參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)能夠降低家庭收入的不確定性，進(jìn)而促進(jìn)家庭配置更多的住房資產(chǎn)。綜合表6 和表7，可知參保基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭持有住房的概率無(wú)顯著影響，但能夠促進(jìn)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(xiǎn)性與收益性，住房的風(fēng)險(xiǎn)性主要表現(xiàn)為低流動(dòng)性、房?jī)r(jià)波動(dòng)性和承諾支出風(fēng)險(xiǎn)（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(xiǎn)降低，從而激勵(lì)家庭承擔(dān)更多的資產(chǎn)投資風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)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(duì)于家庭購(gòu)置住房決策影響便越大，對(duì)于購(gòu)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(gòu)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(lái)收入不穩(wěn)定，將會(huì)直接影響家庭當(dāng)下購(gòu)置住房的決策，因此，收入不確定性的降低會(huì)激勵(lì)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(yàn)（二）

從家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的配置情況來(lái)看，收入不確定性的降低不僅能夠提高家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的概率，而且對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)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(xiǎn)的家庭對(duì)于未來(lái)存在相對(duì)穩(wěn)定的預(yù)期，增加了投資者心理上的安全感，家庭在進(jìn)行資產(chǎn)配置時(shí)對(duì)于資產(chǎn)安全性的關(guān)注度便會(huì)下降，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的偏好會(huì)相應(yīng)上升，因此基本養(yǎng)老保險(xiǎn)通過(guò)降低家庭收入的不確定性進(jìn)而有助于提高家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的配置比例。

為更嚴(yán)格地驗(yàn)證中介機(jī)制，采用非參數(shù)Bootstrapping 方法調(diào)整估計(jì)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(xiǎn)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(shuō)明收入不確定性機(jī)制發(fā)揮著重要的中介效應(yīng)，驗(yàn)證了本文的第二個(gè)研究假設(shè)。

表8 收入不確定性的中介效應(yīng)檢驗(yàn)（三）

2.預(yù)防性儲(chǔ)蓄影響機(jī)制

家庭總儲(chǔ)蓄與預(yù)防性儲(chǔ)蓄是不同的。預(yù)防性儲(chǔ)蓄是儲(chǔ)蓄的一部分，是家庭為了應(yīng)對(duì)未來(lái)不確定性開(kāi)支所進(jìn)行的儲(chǔ)蓄，一般由變現(xiàn)成本低的高流動(dòng)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(chǔ)蓄在金融資產(chǎn)中的比例作為預(yù)防性儲(chǔ)蓄的代理變量，即預(yù)防性儲(chǔ)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(xiǎn)影響家庭住房持有、投資性住房持有以及風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)持有的過(guò)程中，預(yù)防性儲(chǔ)蓄確實(shí)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(xiǎn)能夠有效地減少家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，驗(yàn)證了本文的第四個(gè)研究假設(shè)?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)制度向個(gè)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(gè)體在工作期間的儲(chǔ)蓄。伴隨著我國(guó)人均壽命的延長(zhǎng)，退休之后人們?yōu)榱藨?yīng)對(duì)長(zhǎng)壽風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)也愈發(fā)強(qiáng)烈，而基本養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠保障個(gè)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(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。

表9 預(yù)防性儲(chǔ)蓄的中介效應(yīng)檢驗(yàn)（一）

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

表10 結(jié)果表明，參保基本養(yǎng)老保險(xiǎn)減少了家庭的預(yù)防性儲(chǔ)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(chǔ)蓄發(fā)揮了一定程度的遮蔽效應(yīng)，即基本養(yǎng)老保險(xiǎn)通過(guò)降低家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄進(jìn)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(xiǎn)性表現(xiàn)為低流動(dòng)性、房?jī)r(jià)波動(dòng)性和承諾支出風(fēng)險(xiǎn)。其中，流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)是指住房資產(chǎn)不能夠及時(shí)變現(xiàn)而使得投資者遭受損失的可能性；房?jī)r(jià)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)是指房?jī)r(jià)較強(qiáng)的波動(dòng)性給購(gòu)房者帶來(lái)資本損失的可能性（段忠東，2021）；承諾支出風(fēng)險(xiǎn)是指當(dāng)購(gòu)房者通過(guò)住房抵押貸款方式購(gòu)房時(shí)，償還貸款本息的承諾支出降低了投資者的實(shí)際可支配收入，也增加了實(shí)際可支配收入的不確定性。正是由于上述風(fēng)險(xiǎn)的存在，才使得家庭預(yù)防性儲(chǔ)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(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置比例的回歸結(jié)果來(lái)看，預(yù)防性儲(chǔ)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(xiǎn)的系數(shù)不再顯著，證明預(yù)防性儲(chǔ)蓄發(fā)揮了完全中介效應(yīng)。參保基本養(yǎng)老保險(xiǎn)可以通過(guò)降低家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄進(jìn)而促進(jìn)家庭配置更多風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)。進(jìn)一步用非參數(shù)Bootstrapping 方法對(duì)上述中介效應(yīng)再次進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果與前文類似，限于篇幅不再贅述。

表10 預(yù)防性儲(chǔ)蓄的中介效應(yīng)檢驗(yàn)（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(xiǎn)對(duì)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(xiǎn)對(duì)于青年家庭是否持有住房沒(méi)有顯著影響。對(duì)于青年家庭而言，一方面，參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)意味著要定期繳納基本養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)，進(jìn)而降低了家庭的可支配收入，因此能夠用于購(gòu)買住房的資金變少；另一方面，由于參保了基本養(yǎng)老保險(xiǎn)，家庭無(wú)需為將來(lái)的養(yǎng)老計(jì)劃進(jìn)行額外的私人儲(chǔ)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(xiǎn)對(duì)青年家庭是否持有住房沒(méi)有產(chǎn)生顯著影響。對(duì)于中年家庭來(lái)說(shuō)，參保基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭其住房持有率比沒(méi)有參保的家庭高出52%；對(duì)于老年家庭來(lái)說(shuō)，參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)家庭持有住房的概率比沒(méi)有參保的家庭高出40.96%。是否參保基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)家庭是否持有投資性住房的影響沒(méi)有顯著的生命周期差異，即對(duì)于不同生命周期的家庭而言，參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)性金融資產(chǎn)的回歸結(jié)果來(lái)看，無(wú)論處于哪個(gè)生命周期階段的家庭，參保基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的概率都顯著高于沒(méi)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(xiǎn)對(duì)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(lái)看，青年家庭和中年家庭是否參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)于家庭住房資產(chǎn)比例沒(méi)有顯著影響。而參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)的老年家庭的住房資產(chǎn)占總產(chǎn)的比重相較于沒(méi)有參保基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的老年家庭高2.41%。從家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置比例的回歸結(jié)果來(lái)看，參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)于青年家庭、中年家庭和老年家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的比例都存在顯著的正向作用，且對(duì)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(duì)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(fèi)與儲(chǔ)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(xiǎn)影響家庭住房、投資性住房持有的回歸結(jié)果。相較于沒(méi)有參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)的各組家庭而言，參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)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%。可見(jiàn)，參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)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?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)于各收入水平的家庭持有投資性住房以及風(fēng)險(xiǎn)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(lái)看，對(duì)于低收入家庭而言，參保基本養(yǎng)老保險(xiǎn)家庭的住房資產(chǎn)配置比例比沒(méi)有參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)家庭高出3.26%；而參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)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(xiǎn)金融資產(chǎn)配置比例來(lái)看，參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)于低收入、中等收入以及高收入家庭的風(fēng)險(xiǎn)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(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證分析基本養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)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(méi)有參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭，參?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)既能顯著提高家庭持有自有住房、投資性住房、風(fēng)險(xiǎn)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(xiǎn)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(jī)制和預(yù)防性儲(chǔ)蓄機(jī)制是基本養(yǎng)老保險(xiǎn)影響家庭住房和金融資產(chǎn)配置的兩項(xiàng)重要機(jī)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(xiǎn)對(duì)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(lái)的啟示：第一，基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的不均衡保障直接導(dǎo)致居民享受社會(huì)保障待遇的不均衡，進(jìn)一步加劇居民家庭持有住房和金融資產(chǎn)的不均等，擴(kuò)大居民家庭財(cái)富差距。為此，要著力實(shí)現(xiàn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)法定人群的全覆蓋，推進(jìn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)全國(guó)統(tǒng)籌，逐步縮小養(yǎng)老保險(xiǎn)待遇在不同群體間的差距。著重加強(qiáng)對(duì)低收入家庭的養(yǎng)老保險(xiǎn)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(xiǎn)為重要抓手逐步縮小居民收入差距、財(cái)富差距，推動(dòng)實(shí)現(xiàn)共同富裕。第二，鼓勵(lì)金融機(jī)構(gòu)創(chuàng)新推出更多滿足家庭財(cái)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(shí)大力推動(dòng)個(gè)人養(yǎng)老金業(yè)務(wù)發(fā)展，推廣全生命周期養(yǎng)老儲(chǔ)蓄的國(guó)民理念，將個(gè)人養(yǎng)老金融入家庭理財(cái)?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(qiáng)養(yǎng)老金融與養(yǎng)老服務(wù)的銜接。第三，基本養(yǎng)老保險(xiǎn)與房地產(chǎn)市場(chǎng)、資本市場(chǎng)彼此聯(lián)動(dòng)，社會(huì)領(lǐng)域政策的制定和實(shí)施會(huì)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)和資本市場(chǎng)產(chǎn)生深遠(yuǎn)的經(jīng)濟(jì)影響，反過(guò)來(lái)，房地產(chǎn)市場(chǎng)、資本市場(chǎng)發(fā)展的表征也會(huì)為社會(huì)政策的制定提供現(xiàn)實(shí)依據(jù)，因此在社會(huì)保障和金融領(lǐng)域改革進(jìn)程中要加強(qiáng)改革措施的一致性和協(xié)調(diào)性評(píng)估，注重發(fā)揮各領(lǐng)域改革的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)。