养老保险对家庭风险金融资产配置影响_梁骁.pdf

NorthernFinanceJournal北方金融本研究得到国家自然科学基金面上项目“多级政府框架下的财政政策短期波动与经济结构效应研究：基于理论模型与经验研究相结合的分析方法”（71873083）的资助。梁骁（1990-），男，汉族，江苏徐州人，博士。研究方向：金融发展、全球债务风险、中国经济。梁 骁（江苏银行股份有限公司博士后科研工作站 南京 210000）（江苏银行股份有限公司总行计划财务部 南京 210000）（南京大学应用经济学博士后科研流动站 南京 210000）内容摘要：在现有研究文献的基础上，本文对社会养老保险与家庭投资之间的关系进行了调查。结果显示：家庭购买社会养老保险，不但能够增加家庭对风险金融的投资比重，而且能促进家庭风险金融持有量，并在控制了各类变量的条件下该结果稳定性依然较高，主要原因可能是，养老保险对降低未来不确定的风险具有消减的作用。在此基础上从城镇和农村两个子样本中分析发现，在农村，养老保险的影响效果较小，说明新型农村养老保险的养老保障水平对金融消费水平的提升还有待完善。关键词：社会养老保险；家庭金融；风险金融资产中图分类号：F842.6文献标识码：A文章编号：2095-8501（2023）04-0008-07一、引言居民金融资产的配置是影响居民家庭经济生活的决定性因素之一，近年来，随着经济的增长，家庭收入水平不断提高，居民对理财行为有了更深层的理解，提高了居民对家庭资产配置的需求标准。很多国内外学者也多方面研究了影响家庭资产配置不同行为因素，但是对于社会保障制度对居民家庭资产配置影响的有关研究鲜有报道。本文做了大量的实验准备和相关数据的调查，为该领域的进一步研究提供了有力的技术支持。由于养老保险是我国居民最基本的社会保障制度，应用范围广，因此，本文研究的重点是社会养老保险对居民资产配置的影响。1997 年国务院向全国推行了统一的城镇企业职工基本养老保险制度，进一步在全国范围内逐步建立起了社会统筹与个人账户相结合的统一城镇企业职工基本养老保险体系，随着社会的发展以及企业年金、新型农村社会保险、养老保险制度的不断完善，使得我国广大居民家庭抵御风险的能力得到了质的飞跃。从理论研究上讲，如果将居民资产投资作为金融消费行为，那么收入效应(income effect)和替代效应(substitution effect)将会影响家庭居民资产投资配置。原因可能是：一方面，缴纳养老保险费用后降低了居民手中的可支配收入量，如果居民将可支配收入存入储蓄银行的目的是为了自我约束或者具有一定特殊的目的，那么其对其他投资资金的配置比例可能会降低。另一方便，养老保险的存在能够抵御居民在未来可能会发生的不确定性风险，从而降低家庭对预防性投资的配置比例。说明了养老保险和储蓄投资具有替代性，由于养老保险和储蓄投资在一定程度上具有相互抵消的作用，因此，养老保险对家庭资产投资配置的影响并不能草率地商定，必须再实证试验的基础上做出科学的判断。本文调查了相关数据，并进行了实证检验。研究解决的问题主要是：家庭购买养老保险是否会影响家庭资产投资决策以及影响投资分配养老保险对家庭风险金融资产配置影响专题/视点2023.04视点/专题2023.04008DOI:10.16459/ki.15-1370/f.2023.04.023NorthernFinanceJournal北方金融专题/视点2023.04视点/专题2023.04的比重，如果产生影响，其影响程度有多大。另外，由于城乡差异，养老保险制度保障水平也具有差异性，而且该问题已经上升为社会问题。国家虽然对此作出了积极的调整，努力化解养老保险保障水平之间的差距，并取得了一定的成就，但是政府在对民生保障时，并没有重视农村居民的养老保障，更多的是关注于城镇居民，所以城镇、农村之间的养老保险水平的差异现象至今依然存在。由于上述差异的存在，仅仅研究养老保险对家庭资产投资配置的影响已无法满足社会需要，必须明确该作用对城镇和农村家庭影响的差异性。为了对上述问题作进一步求证，借用了 2011年公布的中国家庭金融调查数据，系统科学地对养老保险的存在与家庭资产投资配置之间的影响关系进行了研究。结果显示影响家庭资产投资配置的关键因素之一是家庭持有养老保险的比重，但是在农村这一作用并没有显著的效果。政府在对养老保险进行全面普及以及体制改革时应更多地关注农村地区需求，最大限度地为农村居民提供有力的养老资源，进一步缩小城乡居民养老保障水平的差距，带动农村金融发展。二、文献回顾国外有关家庭资产投资配置行为的研究开始较早，从受教育程度、家庭经济状况、住房投资、年龄以及健康等多方面研究影响居民资产配置的原因。受我国经济发展相对落后，金融市场较低迷，金融产品种类少、覆盖面较小，加上居民较低的收入水平等因素的制约，我国有关居民家庭资产配置的研究起步较晚。近年来，一些学者开始通过调查微观家庭资产配置数据来分析影响家庭资产投资配置行为的关键因素。主要得到以下结论：影响家庭金融资产配置行为的因素包括年龄、家庭经济条件、学历等，年轻人承受风险的能力较高，其中家庭经济收入越高的人群对资产投资的比重就越高。研究发现对资金投入知识了解程度高的群体，能够促进家庭参与金融投资的积极性，并会将资产投入到具有风险的资产配置中。国内学者对家庭金融资产进行配置项目的研究取得了突破性的进展，尤其是微观家庭资产配置试验研究数量上的增加，为今后的实证研究提供了重要的参考价值。然而我国正处于向健全社会主义市场经济转型时期，社会保障体系和金融配置环境不健全，严重限制了家庭对于资产投资配置行为的积极性，进一步降低了居民参与高风险金融投资的可能。因此养老保险制度对研究居民家庭资产投入配置行为具有重要的意义，然而，国内对此方面的研究则鲜有报道。本文在前人研究的基础上，从新的角度出发，通过实证分析研究养老保险制度对居民家庭资产投入配置行为的影响，并针对我国城乡差异较大的现状，调查养老保险在不同的环境下对家庭风险金融资产投入的不同作用。在研究的同时，考虑到养老保险的内生性，将调查样本中其他家庭的养老保险参保比重设为变量，以降低实证检验结果的误差。本研究样本覆盖了全国 25 个省 8000 多个家庭，提高了实证结论的真实性、普遍性和代表性。三、计量模型与数据描述（一）数据、变量与统计描述本文采用的数据来源于 2020 年中国家庭金融调查数据，该调查覆盖了 25 个省、80 个县、320个社区，家庭数为 8438 户，调查内容包括家庭资产、负债与信贷约束、消费、收入、社会保障与保险、人口统计学特征、就业以及支付习惯等在内的各种相关信息，基本能够代表全国家庭金融现状。本文研究的目的是分析家庭是否拥有养老保险以及拥有养老保险是否会影响家庭资产投资配置方向和对风险金融的持有比重。在调查过程中会存在数据不完整的问题，为了解决这一问题，CHFS采用插值处理的方式对持有现金额、股票目前市值、债券、定期存款总额、目前拥有基金总市值、金融衍生品总额和理财产品总额等变量进行分析。因此本文所使用的数据均是经过 CHFS 处理的数据。对于家庭是否拥有养老保险的问题，通过问卷调查的方式调查样本对象是否拥有城镇社会养老保险、机关事业单位养老保险或新型农村社会养老保险其中的一项作为划分的标准。购买养老保险意愿还会受到其他家庭特征的影响，而这些特征同样对家庭风险金融资产投资决策产生重要的作用。因此为了保证实证结果的准确性，需要对相关影响因素进行控制。根据已有文献记载，将样本对象受教育程度、金融资产总量、家庭收入、样本对象年龄、家庭债务占比、家庭健康状况、家庭拥有房产以及投资风险偏好度等划分为需控制的变量。由于各变量可能存在非线性问题，将收入和金融资产总量平方项引入到回归模型中。另外，为了保证调查数据的严谨性，本009NorthernFinanceJournal北方金融研究对数据进行了严格的筛选。首先，剔除了已经离退休或者年龄小于 16 周岁和大于 60 周岁的样本对象；其次，排除没有参与任何金融资产投资行为的家庭；最后，对有问题的样本或者没有关键变量的样本进行排除。选取的有效样本数为 5563户，其中农村家庭 2077 户，城镇家庭 3486 户。表 1 所示为样本家庭参与金融资产市场的数量及其持有资金量。从表中可以看出，样本家庭大部分愿意参与无风险金融资产市场，全部类型的家庭均值合计投入风险金融资产只有 8.9425 万元，而投入无风险资产均值合计高达 36.934 万元，但是从资金持有增值效率角度分析，无风险金融资产的投入回报率远低于有风险金融资产。从表中分析看出，定活两便存款持有数额在所有无风险金融资产中最高，平均每个家庭持有数额在15.6225 万元左右，占总资产的 42.30%；股票市场投资在所有风险金融资产中数额最高，全部类型资产占比为 64.63%，平均持有的股票市值为5.7795 万元。而债券、基金产品在风险金融资产市场的参与率较低。综上所述，我国居民对风险金融资产投资的主要渠道是股票和基金。从表 1 中还可以看出，农村人口对具有风险的金融资产投资的比例较低，投入风险金融资产平均只有 5.601万元，而城镇人口的投资比例相对较高，平均达到8.9425 万元。表 2 所示为各主要变量拥有的均值。从表中可以看出：所有样本家庭参与风险金融资产投资所拥有的比重仅为 6.69955%。并不是所有的样本家庭都参与养老保险，还有一部分家庭购买了社会养老保险。由于金融市场还不健全，存在较大的波动，很多家庭不愿意投资风险金融市场。将城镇居民家庭与农村居民家庭样本进行比较，在投资风险偏好、样本对象年龄、家庭拥有房产等方面没有太大的不同，但是在样本对象有无养老保险、家庭收入、受教育程度、风险资产比重以及金融资产总量等方面有显著的不同。其中，城镇居民家庭中，拥有养老保险并享受改性社会保障的家庭比例达到 65.45%，而这一参数在农村居民家庭的比例仅有 32.45%。在金融资产总量方面，城镇居民持有量为 5.9642 万元，而农村家庭仅有 1.6555 万元，城镇居民持有量为农村家庭的 3.6 倍；在家庭年收入方面，农村家庭年收入为 4.4033 万元，低于城镇家庭年收入的 8.2511 万元。（二）实证模型与内生性处理为了检验我国家庭持有风险金融资产配置的能力，首先建立了 Probit 模型，模型方程式为：d_pore*i=d_insuri1+zi1+u1，其中 d_porei=I表 1按地区划分样本居民家庭各类金融资产持有概况表 2按照地域设定样本变量的特性统计家庭投资方向家庭资本类型全部类型城市家庭乡村家庭资产占（(%）平均数（万元）资产占比（%）平均数（万元）资产占比（%）平均数（万元）风险金融资产债 券5.830.52155.950.731.570.312基 金29.542.641525.573.14138.242.142股 票64.635.779568.488.41256.193.147合 计100.008.9425100.0012.284100.005.601无风险资产现 金29.9811.072527.4910.12432.4612.021活期存款9.823.627511.524.2418.143.014定期存款10.793.98519.347.1232.290.847定活两便42.3015.622527.4310.10157.0921.144通知存款7.112.626514.235.2410.030.012合 计100.0036.934100.0036.83100.0037.038变量含义所有样本均值城镇居民家庭均值农村居民家庭均值投资风险偏好0.17160.19140.1518风险金融资产比重(%)6.6995511.8031.5961拥有风险投资行为占比(%)0.118250.20460.0319样本对象有无养老保险0.48950.65450.3245样本对象年龄(岁)4946.851.2身心健康度0.865150.9570.7733受教育年限(年)10.7512.68.9家庭收入(万元)6.32728.25114.4033金融资产总量(万元)3.809855.96421.6555家庭债务占比(%)0.272250.18590.3586家庭拥有房产1.019150.97021.0681专题/视点2023.04视点/专题2023.04010NorthernFinanceJournal北方金融专题/视点2023.04视点/专题2023.04（d_ pore*i0），其中（1）上式中：d_ pore*i代表了潜变量；d_porei表达为家庭 i 是否持有风险金融资产的变量；d_insuri代表了家庭 i 是否持有养老保险的变量；I 代表了符号表示数值，如果 d_ pore*i0，则 I取值为 1，如果 d_ pore*i0，则为 0；1、1表示变量系数；zi表示对家庭是否持有风险金融资产具有影响作用的其他变量；ui代表了独立同分布的随机误差项，意义在于对不可预测因素的集合，服从于标准正态分布。使用 Tobit 模型对家庭风险金融资产比重进行回归，以此分析影响家庭风险金融资产比重的因素。假设表示家庭 i 持有风险金融资产比重，模型可设定为：pore_tioeri=d_insuri1+zi1+i（2）上式中：pore_tioeri表示家庭 i 持有风险金融资产比重；d_insuri代表了家庭 i 是否持有养老保险的变量；1、i表示变量系数；zi表示对家庭是否持有风险金融资产具有影响作用的其他变量；1代表了风险投资偏好。由于各变量自身存在内生性的特征，且该特征可能会影响对数据参数的判断，导致分析结果产生偏差。为了解决这一问题，通过以下方式对该问题的解决方法进行深入探索：1.最大限度地对所有变量进行控制。由于地理区域的不同会影响家庭特征的表达，因此可通过地理区域之间的不同变量，分析出家庭特征差异性产生的原因，并通过回归过程进一步进行控制。2.采用工具变量法（IV）估计。其意义在于寻找与家庭是否持有养老保险存在相关性的变量，将独立于家庭金融资产配置行为之外的变量作为工具变量。由于符合条件的工具变量具有多样性，且较难发现其存在的误差项，因此对符合条件的工具变量进行筛查的难度较大。本文利用组群内其他家庭的社会养老保险比例作为工具变量，最大限度地降低内生性产生的偏差，该方法的实施重点在于必须控制分组变量的准确性以及组群内样本数的真实性。在现有的家庭金融调查数据的基础上，对外生性变量进行分组，选用样本对象年龄、居住地、教育为分组变量，按受教育程度将层次划分为最高学历是本科及本科以上为一组，剩余为另一组按照年龄划分情况为：60 岁、60 且45 岁、45 岁三组，调查地区为东部、中部、西部。由此可推算出共有 2 个教育组、3 个年龄组、3 个地区组，由计算得出共有组群数 18 个，其中有 6 个组群没有观测值，最终符合要求的样本分组为 10 个组群，组群内样本平均值为 463，最小值为 101。对于第 i 个家庭，还将其所在组群内其他家庭的平均参保率做出了计算，并作为工具变量，使用 IV-Probit 模型和 IV-Tobit 模型进行估计。四、实证分析（一）全样品分析下的城乡差异环境中养老保险与家庭风险金融资产配置对于样本实证分析的方式采用平均边际效应进行计算。表 3 所示为养老保险对家庭是否持有风险金融资产比重的影响情况进行分析。从表中可以看出家庭购买养老保险对家庭参与风险资产市场具有显著的推动作用，没有享有养老保险的家庭，由于担心未来不确定性收入存在风险，对风险资产投资的兴趣不大，因此持有风险资产的比重和几率较低；而家庭拥有养老保险的群体，显著地降低了家庭对未来收入不确定性风险的担忧，为家庭参与风险金融资产投资起到了积极的作用。表 3 中（2）的回归结果表明：拥有养老保险的家庭持有风险资产的几率较高。表 3 中（3）的回归结果表明：对投资风险偏好度变量进行控制后，不但稳定了边际效应的显著性和大小，而且提高了拟合度。表 3 中（4）-（6）的回归主要是考虑到内生性因素，其结果表明边际效应有所提高，说明了该回归模型存在一定的内生性。对于其他解释变量的回归检验结果显示：1.当家庭持有风险资产概率越高时，收入、金融资产总量则越高，反之则降低。2.家庭持有风险资产的概率随着年龄的增长而不断提高。3.已经拥有住房的家庭参与风险金融投资的概率更大。4.持有风险资产概率会随着受教011NorthernFinanceJournal北方金融表 3 全样品分析下养老保险影响家庭是否持有风险金融资产解释变量ProbitIV-Probit（1）（2）（3）（4）（5）（6）养老保险0.155*（0.010）0.078*（0.010）0.079*（0.010）0.343*（0.030）0.253*（0.119）0.2547*（0.122）风险偏好0.073*（0.025）0.066*（0.016）风险中性0.034*（0.011）0.027（0.012）样本对象年龄0.024*0.014）0.015*（0.004）0.013*（0.007）0.013*（0.006）年龄平方-0.000*（0.000）-0.000*（0.000）-0.000*（0.000）-0.000*（0.000）是否健康0.026*（0.012）0.014（0.011）0.011（0.017）0.008（0.016）受教育年限0.024*（0.012）0.013*（0.002）0.015*（0.008）0.016*（0.008）是否有住房0.036*（0.022）0.026*（0.012）0.023*（0.013）0.023*（0.013）是否负债-0.000（0.011）-0.004（0.010）-0.028（0.023）-0.028（0.024*）家庭收入0.013*（0.02）0.003*（0.002）0.002*（00.000）0.002*（0.000）家庭收入平方-0.000*（0.000）-0.000*（0.000）-0.000*（0.000）-0.000*（0.000）金融资产总量0.007*（0.002）0.007*（0.002）0.006*（0.003）0.006*（0.003）金融资产总量平方-0.000*（0.000）-0.000*（0.000）-0.000*（0.000）-0.000*（0.000）观测值556455645564549954995499LR/WALD检验420.74*1172.73*1198.98*986.32*1225.85*1517.31*伪 R20.1000.1770.284第一阶段 F 值72.16*78.54*81.03*内生性检验16.30*9.27*10.19*育程度的增加而显著上升。5.健康状况良好的家庭持有风险资产的概率较高，但影响不明显，而这种家庭在负债的情况下也没有显著的负面影响。表 4 所示为家庭是否存在养老保险对风险金融资产比重的影响。从表中可以看出，当回归（10）-（12）存在内生性的情况下，其边际效益依然有大幅度上升。回归（11）说明假设家庭拥有社会养老保险，对家庭收入和人口统计学特征进行控制后，会使风险金融资产比重有显著的提高。回归（12）数据显示在既定的风险金融资产持有额大于 0 的条件下，拥有社会养老保险的家庭持有额较高，且高于无养老保险家庭约 23.3%，说明在对家庭主观投资风险偏好度进行控制后，该结果依然具有稳定性。对于其他解释变量的研究发现：家庭决策偏向风险投资，则对风险金融资产投资比重就会越高。对风险投资为偏好阶段的家庭其持有风险资产比重高于风险中性家庭和风险厌恶家庭的比重；在给定持有风险金融资产条件下，有住房的家庭持有风险资产投资比重较大；当受教育程度、家庭收入以及金融资产总量增加时，家庭对风险金融资产投资的意愿更大，因此，资产持有比重也会越大；年龄越大家庭对风险金融资产投资量越大，但占总金融资产量的比重会逐渐降低；家庭存在负债情况下会降低风险金融资产比重，且低于没有负载家庭比重；健康状况对家庭风险金融资产比重没有较显著的影响。注：*和*分别表示 5%和 1%的统计显著水平。专题/视点2023.04视点/专题2023.04012NorthernFinanceJournal北方金融专题/视点2023.04视点/专题2023.04表 4 城乡差异环境下养老保险影响家庭是否持有风险金融资产解释变量TobitIV-Tobit（7）（8）（9）（10）（11）（12）养老保险12.828*（0.837）6.017*（0.726）6.076*（0.716）31.733*（6.409）22.304*（10.236）21.758*（10.363）风险偏好5.481*（0.953）6.027*（2.195）风险中性2.573*（0.845）3.154*（1.165）样本对象年龄1.179*（0.276）1.247*（0.272）1.543*（0.373）1.602*（0.369）年龄平方-0.015*（0.004）-0.015*（0.004）-0.017*（0.006）-0.016*（0.006）是否健康2.128*（0.896）1.791*（0.889）2.168（1.623）1.797（1.406）受教育年限1.138*（0.099）1.057*（0.098）1.141*（0.369）1.507*（0.411）是否有住房2.849*（1.051）2.741*（1.039）3.495*（1.529）3.512*（1.630）是否负债-0.482（0.785）-0.692（0.770）-0.294（2.076）-0.459（2.046）家庭收入0.166*（0.038）0.148*（0.037）0.159*（0.074）0.181*（00.085）家庭收入平方-0.002*（0.000）-0.002*（0.000）-0.002*（0.000）-0.001*（0.000）金融资产总量0.278*（0.023）0.260*（0.023）0.403*（0.036）0.368*（0.030）金融资产总量平方-0.002*（0.000）-0.002*（0.000）-0.002*（0.000）-0.002*（0.000）观测值556455645564549954995499LR/WALD检验419.23*1029.92*1067.87*188.26*549.34*572.65*伪 R20.0380.0920.096第一阶段 F 值50.38*92.12*88.07内生性检验12.23*10.15*9.31*（二）城乡差异环境下养老保险与家庭风险金融资产配置根据上文中所述的养老金保障水平存在地域上的差异性，本文从城镇家庭和农村家庭两个方面分析养老保险对家庭风险金融资产配置的影响，表 4 所示前两列是 Tobit 模型结果。从两组对比中可以发现城镇和农村对于风险金融资产参与的效果具有明显的差异。农村家庭是否拥有社会养老保险对风险资产概率没有明显的作用；而拥有养老保险的城镇家庭持有风险金融资产的概率较高，说明新型农村养老保险并没有促进农民参与风险资产投资的积极性。由上述分析总结可得：农村居民家庭持有风险金融资产概率的增长与居民拥有住房、年龄、投资风险偏好度没有相关性，而家庭收入、金融资产总量和受教育程度能明显提高农村家庭持有风险金融资产的意愿。这些表明了知识水平和经济水平是影响农村居民家庭风险金融资产参与决策的决定性因素。根据 Tobit 回归分析再次验证了养老保险在城镇和农村之间起到的作用明显不同，其中农村家庭的风险金融资产比重边际效应的变化受新型农村社会养老保险的影响较小，仅有 1.07%且没有显著的变化，说明样本对象是否拥有养老保险对农村家庭投资风险金融数量没有明显的关系，而学历水平和经济水平才是提高家庭风险资产投资的主要因素。（三）稳健性检验为了保证指标的解释和变量选取的准确性，注：*和*分别表示 5%和 1%的统计显著水平。013NorthernFinanceJournal北方金融表 5 养老保险与家庭风险金融资产配置：稳健性检验解释变量样本对象拥有社会养老保险或企业年金样本对象及其配偶至少一人有养老保险是否拥有其他社会保障IV-ProbitIV-TobitIV-ProbitIV-TobitIV-ProbitIV-Tobit全部样本0.260*（0.124）22.642*（10.364）0.275*（0.128）19.160*（9.885）0.251*（0.126）21.174*（10.158）城镇家庭0.226*（0.114）19.149*（9.502）0.203*（0.097）22.164*（9.483）0.295*（0.139）25.114*（10.017）农村家庭0.105（0.138）1.007（5.460）0.120（0.147）0.998（6.253）0.177（0.138）1.448（6.304）从以下方面进行深入分析。第一，企业年金也是家庭保障的重要指标，一些家庭尽管没有购买社会养老保险，但是企业年金的支持对居民退休生活以及未来收入不确定性的保障功能具有替代作用。因此，将样本对象是否拥有社会养老保险或企业年金共同作为家庭是否拥有养老保险的标准。第二，由于家庭金融资金配置意愿不仅限于样本对象个人，配偶也可能参与意见决策，因此，将样本对象及其配偶至少一人拥有社会养老保险的家庭作为拥有养老保险家庭的参考标准，并做了进一步的回归分析。表 5 所示为该分析的结果。另外，其他社会保障项目缴费也可能会影响养老保险的研究。假如家庭资产配置中拥有这些社会保障项目的作用，且与养老保险的影响效果相同，则会因此夸大养老保险对家庭风险资产投资的作用。基于此种情况，试验通过对“是否拥有医疗保险”“是否拥有失业保险”，以及“是否拥有住房公积金”三个变量进行控制的方式分析，结果表明边际效应没有明显的变化。综上所述本文研究主题稳健性较好。五、总结与建议随着社会的快速进步，人们生活水平和思想水平的提高，简单的商品劳务消费已无法满足人们对生活的要求，对金融产品和服务的需求逐渐提高。因此，鼓励居民积极参与风险金融资产市场投资，一方面能够在微观角度提高居民家庭财产性收入的增加，另一方面能提高金融市场改革的效率，增加居民购买金融产品的意识。本文实证研究的主题是分析养老保险通过怎样的模式影响家庭金融资产配置，拥有养老保险对我国居民家庭风险金融市场参与概率和风险金融资产比重影响，上述影响在城乡居民家庭中是否存在不同。本文以 2020 年中国家庭金融调查数据为样本，以社会养老保险对居民家庭风险资产配置意愿进行深入的分析。并结合 Probit 模型验证家庭是否持有风险资产，利用 Tobit 模型描述居民家庭风险资产持有比重的变化情况。在内生特性的环境下做出实证检验，检验结果说明，在对人口统计学特征、主观投资风险偏好度和家庭经济水平进行控制的前提下，拥有养老保险的家庭在风险资产投资倾向和持有比重方面的概率更大；进一步研究发现，由于地区的不同，养老保险在城镇和农村发挥的作用具有明显的差异，新兴农村养老保险制度对提高风险金融资产持有率和比重没有明显的意义。对于上述面临的潜在的问题，政府应共同推进金融市场改革和社会保障体系改革，降低不确定性风险；社会养老保障制度应更多地为农民家庭提供保障，解决农村留守老人的养老问题，降低未来不确定性风险的影响程度，并努力推进农村家庭金融市场的健康发展。参考文献1陈成文,赵锦山.农村社会阶层的土地流转意愿与行为选择研究J.湖北社会科学,2008(10):37-40+83.2 陈秧分,刘彦随,翟荣新.基于农户调查的东部沿海地区农地规模经营意愿及其影响因素分析J.资源科学,2009(07)：1102-1108.3沈陈华.丹阳市宅基地使用权流转意愿的影响因素及相互作用 J.长江流域资源与环境,2012(05):552-556.4 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