社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置

張明，柯占蓮，李羅的，張騰

1. 西南大學(xué) 國家治理學(xué)院， 重慶 400715； 2. 南京大學(xué) 商學(xué)院， 南京 210093

家庭是社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的微觀主體， 其資產(chǎn)配置選擇直接關(guān)系到家庭的財(cái)產(chǎn)性收入， 成為新時(shí)期提升居民家庭收入的重要突破口． 改革開放40年來， 伴隨中國居民收入水平的不斷提高以及資本市場的快速發(fā)展， 中國家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)較以前發(fā)生了劇烈變化， 越來越多的家庭投資金融資產(chǎn)， 在此背景下， 股票、 基金、 金融衍生品等高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)也發(fā)展起來． 根據(jù)傳統(tǒng)投資理論， 為得到資產(chǎn)的最優(yōu)配置， 家庭應(yīng)至少將其財(cái)富的一部分投資于以股票為代表的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)， 如果不參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場， 家庭可能會(huì)面臨較大的福利損失[1]． 但與此相悖的是， 實(shí)際生活中我國多數(shù)家庭除將資產(chǎn)投資于銀行存款、 政府債券等低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)外， 并沒持有任何風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)[2-3]， 家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場有限參與現(xiàn)象是值得關(guān)注的問題， 因?yàn)檫@不僅關(guān)系到中國資本市場的健康發(fā)展， 還關(guān)系到家庭收入與福利水平．

對于家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置， 國內(nèi)外傳統(tǒng)的研究大多從家庭特征、 財(cái)富水平以及主觀因素等多個(gè)角度進(jìn)行分析． 隨著黨的十八大和十九大提出完善以社會(huì)保險(xiǎn)為核心的社會(huì)保障體系， 也有不少學(xué)者關(guān)注社會(huì)保險(xiǎn)對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響． 周欽等[4]以及易行健等[3]探究了醫(yī)療保險(xiǎn)對家庭資產(chǎn)選擇的影響， 發(fā)現(xiàn)醫(yī)療保險(xiǎn)會(huì)促進(jìn)家庭更加偏好較高風(fēng)險(xiǎn)水平的資產(chǎn)； 王穩(wěn)等[5]發(fā)現(xiàn)參加醫(yī)療保險(xiǎn)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率較未參保家庭顯著提高了3.5%； 王穩(wěn)等[6]還建立兩期資產(chǎn)配置模型， 發(fā)現(xiàn)醫(yī)療保險(xiǎn)對我國居民家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)的持有概率及所占比重都有促進(jìn)作用． 由于養(yǎng)老保險(xiǎn)在社會(huì)保障中的主體地位， 對于社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的資產(chǎn)配置效應(yīng)研究也開始出現(xiàn)． 宗慶慶等[7]發(fā)現(xiàn)擁有社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)顯著提高家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的可能性和風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比重， 邊際效應(yīng)分別達(dá)到25%和22%左右； 吳洪等[8]基于Probit和Tobit模型的回歸結(jié)果也表明， 參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)能在很大程度上增加家庭投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率和風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配額， 優(yōu)化資源配置； 曹蘭英[9]利用2012年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)， 基于離散選擇Logit和Tobit模型的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)， 參與新農(nóng)保的農(nóng)村戶籍家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置比例和參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場的比率均有所提高； 盧亞娟等[10]利用2015年中國家庭金融調(diào)查研究中心數(shù)據(jù)， 采用傾向得分匹配的方法發(fā)現(xiàn)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)可以降低家庭未來收入的不確定性， 提高風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)持有， 但是這種影響存在區(qū)域及城鄉(xiāng)異質(zhì)性．

此外， 由于中國是一個(gè)傳統(tǒng)關(guān)系型社會(huì)， 在正式社會(huì)保障體系還不健全的情況下， 家庭往往采用基于社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的非正式風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制來對抗不確定性， 也會(huì)對家庭資產(chǎn)配置選擇產(chǎn)生影響[11-12]． 現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)， 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資源越廣的家庭， 其參與正規(guī)金融市場的概率會(huì)提高， 其配置于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)尤其是股票資產(chǎn)的比例也會(huì)增加[13-20]． 但是， 按照傳統(tǒng)觀點(diǎn)， 隨著市場體系的不斷完善， 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)有可能受到正式制度沖擊， 成熟的法律、 規(guī)則會(huì)逐漸取代社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的作用[21]， 規(guī)則型合約會(huì)逐步取代關(guān)系型合約[22-25]． 那么， 從風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的角度， 在構(gòu)建完善社會(huì)保障體系過程中， 作為社會(huì)保障主體的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)之間是否發(fā)生了替代作用?本研究嘗試對這一問題進(jìn)行分析， 與現(xiàn)有研究相比， 本研究的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：

1) 揭示了在家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置中， 作為正式保障制度的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的擠出機(jī)制， 包括預(yù)期不確定性緩解機(jī)制、 流動(dòng)性約束緩解機(jī)制以及社會(huì)互動(dòng)弱化機(jī)制等；

2) 采用2017年中國家庭金融調(diào)查的城鎮(zhèn)居民數(shù)據(jù)， 在識(shí)別社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置影響的基礎(chǔ)上， 實(shí)證檢驗(yàn)了這種擠出機(jī)制的具體表現(xiàn)；

3) 基于東部地區(qū)與中西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)差異， 識(shí)別社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對城鎮(zhèn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與影響的區(qū)域差異．

本文結(jié)構(gòu)安排為： ① 研究假設(shè)， 提出社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的兩個(gè)假設(shè)； ② 數(shù)據(jù)來源與變量說明； ③ 估計(jì)結(jié)果分析， 檢驗(yàn)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的直接影響、 擠出效應(yīng)以及區(qū)域差異表現(xiàn)； ④ 穩(wěn)健性檢驗(yàn)； ⑤ 結(jié)論與政策建議．

1 研究假設(shè)

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)即金融消費(fèi)的話， 養(yǎng)老保險(xiǎn)可能通過收入效應(yīng)和替代效應(yīng)影響家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)決策． 收入效應(yīng)是指養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)導(dǎo)致居民可支配收入的下降， 若居民出于自我約束性儲(chǔ)蓄或目標(biāo)性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)不愿意減少儲(chǔ)蓄[26]， 則可能降低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資； 替代效應(yīng)主要是指養(yǎng)老保險(xiǎn)的存在能夠提高消費(fèi)者未來收入預(yù)期同時(shí)緩解家庭的不確定性預(yù)期[27，7]， 家庭可能削減預(yù)防性儲(chǔ)蓄[28]， 從而替代性地增加對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資[29]． 另外， 根據(jù)Kimball[29]的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避理論， 替代效應(yīng)也會(huì)發(fā)生． 風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避理論認(rèn)為， 家庭某方面的風(fēng)險(xiǎn)得到保障或降低后， 會(huì)傾向增加其他方面的風(fēng)險(xiǎn)水平， 以期獲得更高收益． 也就是說， 養(yǎng)老保險(xiǎn)與風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度存在交互響應(yīng)， 即便家庭本身是風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型的， 但是由于擁有了養(yǎng)老保險(xiǎn)保障， 也可能更多地參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資． 因?yàn)轲B(yǎng)老保險(xiǎn)為家庭建立了一道經(jīng)濟(jì)安全網(wǎng)， 從而調(diào)整了居民家庭的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度， 刺激家庭更多地參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場． 就我國而言， 養(yǎng)老保險(xiǎn)體系主要包括基本社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)(城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鄉(xiāng)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn))、 商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)以及除此之外的補(bǔ)充養(yǎng)老保險(xiǎn)(企業(yè)年金或者職業(yè)年金)， 其中， 基本養(yǎng)老保險(xiǎn)屬于我國養(yǎng)老保障體系的支柱組成部分， 我國于1998年建立了城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)， 2009年建立了新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)， 2011年建立了城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)， 隨后合并新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)， 建立了全國統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度， 從而實(shí)現(xiàn)了養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的全覆蓋． 與商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)具有較強(qiáng)儲(chǔ)蓄性不同的是， 社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)由于具有普惠特點(diǎn)， 因此社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的收入效應(yīng)可能較小， 而更主要是通過替代效應(yīng)刺激家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場[7]． 特別是對于城鎮(zhèn)居民而言， 由于有著較高的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與率， 從而對于家庭投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)影響更為明顯．

除作為正式保障制度的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)外， 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)作為中國居民家庭對抗風(fēng)險(xiǎn)和不確定性的重要非正式保障機(jī)制， 也會(huì)通過多種方式來影響居民的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置行為． 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是指個(gè)體同其他人形成的所有正式與非正式的社會(huì)聯(lián)系， 包括人與人直接的社會(huì)關(guān)系和通過物質(zhì)環(huán)境以及文化的共享而結(jié)成的非直接的關(guān)系[30]． 人類社會(huì)生活的群體性決定了人們之間必然形成各種各樣的關(guān)系， 非常重要的層面是以親戚、 朋友、 同事或鄰居等構(gòu)成的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)， 這種網(wǎng)絡(luò)會(huì)作用于居民的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置． 第一， 家庭的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠提供互惠的幫助， 社會(huì)關(guān)系越多的家庭在遭受沖擊時(shí)往往越容易尋求并獲得幫助， 能夠有效地應(yīng)對風(fēng)險(xiǎn)[31]， 從而才更敢于進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資． 第二， 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)也緩解了居民的流動(dòng)性約束， 特別是通過非正規(guī)金融市場， 為居民進(jìn)行多樣化資產(chǎn)配置提供了資金支持[12]． 第三， 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)可能會(huì)影響居民的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度， 從而影響居民的金融資產(chǎn)投資組合． 既有文獻(xiàn)的研究表明， 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)具有分散投資風(fēng)險(xiǎn)的功能， 其規(guī)模和密度是決定人們風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知差異以及建構(gòu)判斷選擇模式和投資決策戰(zhàn)略的一個(gè)重要因素[32]． 處于較強(qiáng)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)下的居民， 其投資風(fēng)險(xiǎn)的主觀感知程度和絕對風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度趨于下降． 尤其對于中國居民而言， 社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)作為非常重要的非正式保障機(jī)制， 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對居民風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知的影響更為明顯． 第四， 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)生的社會(huì)互動(dòng)， 也會(huì)影響到居民的資產(chǎn)選擇行為， 也就是說居民的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)參與情況受到自身與其他社會(huì)成員之間互動(dòng)程度的影響[33-34]． 因?yàn)橥ㄟ^社會(huì)互動(dòng)， 投資者可以了解到股市等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的許多有用信息， 并提高投資者的投資興趣， 同時(shí)社會(huì)成員之間存在攀比心理， 當(dāng)別人通過炒股等方式參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資時(shí)， 個(gè)體會(huì)為了證明自己的財(cái)富水平和市場分析能力而參與到風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資活動(dòng)中[35]．

假設(shè)1： 養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)都會(huì)促進(jìn)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場

傳統(tǒng)社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)最大的特點(diǎn)是互惠、 互助和信任， Posner[36]認(rèn)為人們之間的互助行為是來自于對環(huán)境和風(fēng)險(xiǎn)不確定性預(yù)期下做出的理性選擇． 在正式社會(huì)保障制度建成以前， 居民要面臨養(yǎng)老、 疾病、 自然災(zāi)害和各種未知的風(fēng)險(xiǎn)， 為了降低未來的不確定性， 他們相互信任、 互相合作， 建立了互助互惠的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)， 并形成一種維持關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的互動(dòng)機(jī)制即人情往來． 但是， 隨著家庭參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)這一正式制度， 會(huì)通過多種機(jī)制擠出社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的影響， 尤其是對風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的影響． 第一， 不確定性預(yù)期緩解機(jī)制． 現(xiàn)在社會(huì)保險(xiǎn)的建立和完善保證了居民的基本生活， 改善了社會(huì)成員的不確定性預(yù)期[37-40]， 尤其是在如今人情異化嚴(yán)重， 人情往來名實(shí)分離且往往成為斂財(cái)工具[41]， 社會(huì)保險(xiǎn)制度的建立可能使得居民不愿再花費(fèi)更多成本去維持社會(huì)網(wǎng)絡(luò)． 特別是隨著社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的不斷完善， 養(yǎng)兒防老觀念受到?jīng)_擊， 家庭保障功能甚微， 以血緣為紐帶的祖孫關(guān)系、 親屬關(guān)系甚至是父子關(guān)系逐漸生疏， 傳統(tǒng)的以血緣、 地緣為基礎(chǔ)的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)弱化， 這會(huì)降低社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置行為的影響． 第二， 流動(dòng)性約束緩解機(jī)制． 社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)作為一種不以盈利性為目的且福利性強(qiáng)的社會(huì)保障制度， 是一筆可預(yù)期的未來收入， 從而可減少家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄[42-44]， 一定程度上替代了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對投資決策的流動(dòng)性緩解功能． 第三， 社會(huì)互動(dòng)弱化機(jī)制． 社會(huì)信任是社會(huì)資本的重要組成部分， 主要表現(xiàn)為社會(huì)成員對他人行動(dòng)合乎社會(huì)規(guī)則、 規(guī)范的一種期待[45]， 是構(gòu)成社會(huì)互動(dòng)的情感基礎(chǔ)． 隨著中國從傳統(tǒng)禮治社會(huì)轉(zhuǎn)向現(xiàn)代法治社會(huì)， 社會(huì)信任也逐漸由依賴個(gè)人交往形成轉(zhuǎn)向依賴契約形成， 居民參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)便是一種依托法治形成的契約信任， 這種信任體系的構(gòu)建會(huì)弱化社會(huì)網(wǎng)絡(luò)形成的信任以及社會(huì)互動(dòng)， 從而弱化社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)參與的作用．

假設(shè)2： 隨著家庭參保社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)這一正式社會(huì)保障制度， 會(huì)擠出社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響

2 數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)計(jì)

本研究采用中國家庭金融調(diào)查(Chinese Household Finance Survey， CHFS)2017年的數(shù)據(jù)． CHFS2017是由西南財(cái)經(jīng)大學(xué)發(fā)起的涵蓋全國范圍的大型抽樣調(diào)查， 一共分為四部分， 重點(diǎn)關(guān)注了中國家庭的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、 資產(chǎn)與負(fù)債、 保險(xiǎn)與保障、 收入與支出等情況， 能夠較好地反映中國家庭金融的基本狀況． 本研究重點(diǎn)關(guān)注城鎮(zhèn)居民家庭的金融資產(chǎn)配置行為特征， 刪除存在數(shù)據(jù)缺失的對象， 樣本總數(shù)為5 505個(gè)．

根據(jù)中國家庭金融調(diào)查問卷， 研究將城鎮(zhèn)居民家庭金融資產(chǎn)分為無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)和風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)， 無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)主要包括： 現(xiàn)金、 政府債券、 活期存款、 定期存款等， 風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)主要包括： 股票、 基金、 金融債券、 企業(yè)債券、 金融衍生品、 金融理財(cái)品、 外匯、 黃金等． 本文選取的因變量是： 是否擁有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)(Y1)， 擁有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)賦值為1， 沒有則為0； 金融資產(chǎn)中風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的比重(Y2)； 是否投資股票(Y3)， 投資股票賦值為1， 沒有則為0； 金融資產(chǎn)中股票資產(chǎn)的比重(Y4)．

對于本研究關(guān)注的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與變量， 直接來自中國家庭金融調(diào)查對于這一問題的回答， 如果城鎮(zhèn)居民參加了城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、 城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)、 城鄉(xiāng)統(tǒng)一居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)這三者中的任何一項(xiàng)， 則認(rèn)為該城鎮(zhèn)居民參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)即賦值為1， 否則賦值為0． 關(guān)于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量， 目前對于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的衡量存在多種方式， 很多研究依托人情支出來測度， 也有研究從網(wǎng)絡(luò)規(guī)模層面進(jìn)行度量考察． 鑒于2017年中國家庭金融調(diào)查問卷中并沒有網(wǎng)絡(luò)規(guī)模方面的相關(guān)問題， 本研究采用人情支出來衡量社會(huì)網(wǎng)絡(luò)， 加上家庭支付給非家庭成員的春節(jié)、 中秋節(jié)等節(jié)假日支出以及紅白喜事(包括做壽、 慶生等)支出得到這一變量的具體數(shù)值．

現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)家庭收入、 金融可得性、 金融知識(shí)以及風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度都會(huì)影響到家庭的金融市場參與． 因此， 我們控制了這些變量． 家庭收入水平以工資性收入與經(jīng)營性收入之和來衡量(衡量家庭收入時(shí)并沒有包括財(cái)產(chǎn)性收入， 這樣是為了控制雙向因果關(guān)系帶來的內(nèi)生性問題．)． 對城鎮(zhèn)居民家庭工資性收入的衡量來自問卷中“去年， 工作實(shí)際獲得多少稅后貨幣工資?”； 對城鎮(zhèn)居民家庭經(jīng)營性收入的衡量來自于問卷中第二部分農(nóng)工商業(yè)部分問題作答提供的數(shù)值． 金融可得性采用受訪者所在地區(qū)每萬人擁有的金融機(jī)構(gòu)數(shù)量來衡量． 金融知識(shí)根據(jù)對3個(gè)涉及金融知識(shí)問題回答的正確數(shù)量來衡量， 3個(gè)金融知識(shí)問題分別是“假設(shè)您現(xiàn)在有100元， 銀行的年利率是4%， 如果您把這100元錢存5年定期， 5年后您獲得的本金和利息為多少?” “假設(shè)您現(xiàn)在有100元， 銀行的年利率是5%， 通貨膨脹率每年是3%， 您把100元錢存銀行一年之后能買到的東西將?” “如果現(xiàn)在有兩張彩票供您選擇， 若您選第一張， 您將有100%的機(jī)會(huì)獲得4 000元， 若您選第二張， 您將有50%的機(jī)會(huì)獲得10 000元， 50%的機(jī)會(huì)什么也沒有， 您會(huì)選擇哪張?”． 根據(jù)回答這3個(gè)問題的正確數(shù)， 分別取值0～3． 風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度， 根據(jù)問題“如果您有一筆資金用于投資， 您最愿意選擇哪種投資項(xiàng)目?”， 當(dāng)受訪者選擇“不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)” “略低風(fēng)險(xiǎn)， 略低回報(bào)的項(xiàng)目” “平均風(fēng)險(xiǎn)， 平均回報(bào)的項(xiàng)目” “略高風(fēng)險(xiǎn)， 略高回報(bào)的項(xiàng)目” “高風(fēng)險(xiǎn)， 高回報(bào)的項(xiàng)目”分別取值1～5．

此外， 本研究還控制了戶主和家庭特征變量． 性別， 男性定義為1， 女性則為0； 健康狀況根據(jù)問題“與同齡人相比， 現(xiàn)在的身體狀況如何?”， 受訪者選擇“非常差” “差” “一般” “好” “非常好”分別取值1～5； 婚姻狀況已婚、 同居或再婚取值為1， 未婚取值為0； 是否享受醫(yī)療保險(xiǎn)， 是取值為1， 否則為0．

表1報(bào)告了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果． 風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與變量的均值為0.178 0， 表明有17.8%的城鎮(zhèn)家庭配置有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)； 風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比變量的均值為0.082 7， 說明從平均來看， 家庭金融資產(chǎn)中風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比重較低． 股票市場參與的均值為0.131 9， 股票資產(chǎn)占比的均值為0.030 3， 也反映了類似的表現(xiàn)． 社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與變量的均值為0.802 9， 說明有80.29%的城鎮(zhèn)居民家庭戶主參保了社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)． 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量的均值為0.394 6， 最小值為0.20萬元， 最大值為45萬元， 說明城鎮(zhèn)家庭每年人情支出平均為0.394 6萬元， 并且家庭之間人情支出差距較大， 其他控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)此處不再贅述．

3 估計(jì)結(jié)果與分析

3.1 社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的直接影響

本研究既考察社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)(股票資產(chǎn))的影響， 又考察社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比重的影響． 由于家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)屬于二分類變量， 以此為因變量的模型將采用Probit模型進(jìn)行估計(jì)， 而家庭持有風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)占比賦值在0～1之間， 屬于截?cái)嘁蜃兞浚?故采用Tobit模型進(jìn)行估計(jì)(表2)．

表2 社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與的直接影響

表2的第Ⅰ欄報(bào)告了以家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)為因變量， 采用Probit模型的估計(jì)結(jié)果， 第Ⅱ欄報(bào)告了以家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比重為因變量， 采用Tobit模型的估計(jì)結(jié)果， 第Ⅲ欄和第Ⅵ欄進(jìn)一步分別報(bào)告了以家庭是否持有股票資產(chǎn)及持有比重為因變量的估計(jì)結(jié)果． 第Ⅰ欄的估計(jì)結(jié)果顯示， 養(yǎng)老保險(xiǎn)變量的估計(jì)系數(shù)為正， 且在1%的水平上顯著， 表明相較于沒有參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭而言， 參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭參加風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的概率更高． 這與宗慶慶等[7]的發(fā)現(xiàn)一致， 說明社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的存在能夠緩解居民不確定性預(yù)期進(jìn)而降低人們的預(yù)防性儲(chǔ)蓄， 并通過改變風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度提高家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的概率． 第Ⅰ欄中， 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量的估計(jì)系數(shù)也顯著為正(5%的顯著性水平)， 說明城鎮(zhèn)家庭用于維護(hù)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的人情支出增加， 也會(huì)伴隨著風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的參與概率提高， 表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)作為一種非正式保障機(jī)制， 能夠緩解不確定性和流動(dòng)性約束， 并通過改變風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度以及社會(huì)互動(dòng)促進(jìn)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場． 第Ⅱ欄進(jìn)一步以家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的深度即風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有比重作為因變量， 社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的估計(jì)系數(shù)也顯著為正， 說明社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)不僅會(huì)提高家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率， 而且會(huì)促進(jìn)家庭投入更多比重資產(chǎn)進(jìn)入風(fēng)險(xiǎn)金融市場， 即提高家庭參與深度． 第Ⅲ欄和第Ⅵ欄分別以家庭是否持有股票及持有比重為因變量進(jìn)行估計(jì)時(shí)， 社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的估計(jì)系數(shù)依然顯著為正， 說明作為正式保障制度的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和非正式保障機(jī)制的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)， 既能促進(jìn)城鎮(zhèn)家庭參與股票市場的概率， 也能提高參與深度， 這符合我們的研究預(yù)期． 另外， 表2中家庭收入、 金融可得性、 金融知識(shí)、 風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度以及健康狀況等變量的估計(jì)系數(shù)都為正， 說明這些因素會(huì)正向促進(jìn)家庭參與股票等風(fēng)險(xiǎn)金融市場， 這和現(xiàn)有研究的發(fā)現(xiàn)一致[46-48]．

3.2 社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的擠出效應(yīng)

表2的估計(jì)結(jié)果顯示， 作為正式保障制度的養(yǎng)老保險(xiǎn)以及作為非正式保障機(jī)制的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)都會(huì)促進(jìn)居民家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場， 那么， 伴隨城鎮(zhèn)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的完善， 是否會(huì)弱化社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的不確定預(yù)期緩解功能， 進(jìn)而擠出社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與的影響?以表2各模型為基礎(chǔ)， 進(jìn)一步引入了社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的交叉項(xiàng)， 基于Probit模型和Tobit模型， 相關(guān)估計(jì)結(jié)果報(bào)告在表3中． 第Ⅰ欄和第Ⅱ欄以家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)及持有比重為因變量， 第Ⅲ欄和第Ⅵ欄以家庭是否持有股票及持有比重為因變量． 第Ⅰ欄和第Ⅱ欄的估計(jì)結(jié)果顯示， 社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的估計(jì)系數(shù)都為正， 但兩者交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)， 說明雖然社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)都會(huì)促進(jìn)城鎮(zhèn)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)， 但隨著城鎮(zhèn)家庭參保社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)這一正式社會(huì)保障制度， 會(huì)弱化社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的不確定性預(yù)期緩解作用， 從而擠出社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與的影響． 這主要是由于城鎮(zhèn)家庭參保社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)通過預(yù)期不確定性緩解機(jī)制、 流動(dòng)性約束緩解機(jī)制以及社會(huì)互動(dòng)弱化機(jī)制， 擠出社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對于風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)配置的影響． 第Ⅲ欄和第Ⅵ欄的估計(jì)結(jié)果與之相近， 社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的估計(jì)系數(shù)都為正， 交叉項(xiàng)估計(jì)系數(shù)依然顯著為負(fù)， 這驗(yàn)證了在城鎮(zhèn)家庭參與股票市場過程中， 社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的擠出效應(yīng)．

3.3 分區(qū)域檢驗(yàn)

我國東部地區(qū)與中西部地區(qū)無論是經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度還是市場化改革進(jìn)程都存在明顯差異， 社會(huì)保險(xiǎn)及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展情況也差異迥然， 所以研究進(jìn)一步區(qū)分東部地區(qū)與中西部區(qū)域， 討論社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對城鎮(zhèn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與影響的區(qū)域差異． 根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》 《中國衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》中關(guān)于東、 中和西部地區(qū)的劃分標(biāo)準(zhǔn)， 將北京、 天津、 河北、 遼寧、 上海、 江蘇、 浙江、 福建、 山東、 廣東和海南11個(gè)省(直轄市)歸為東部地區(qū)， 其余省、 自治區(qū)、 直轄市則為中西部地區(qū)． 本部分將采用Probit模型分區(qū)域檢驗(yàn)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對城鎮(zhèn)家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的影響， 相關(guān)實(shí)證結(jié)果報(bào)告在表4中． 第Ⅰ-Ⅳ欄是東部地區(qū)樣本的估計(jì)結(jié)果， 第Ⅴ-Ⅷ欄是中西部地區(qū)樣本的估計(jì)結(jié)果． 第Ⅰ欄和第Ⅱ欄是針對東部地區(qū)分別以家庭是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)及股票資產(chǎn)為因變量的估計(jì)結(jié)果， 第Ⅴ和Ⅵ欄是對應(yīng)的中西部地區(qū)的估計(jì)結(jié)果． 無論是東部地區(qū)還是中西部地區(qū)， 社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的估計(jì)系數(shù)都為正， 說明社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)都能通過不確定性緩解等機(jī)制促進(jìn)城鎮(zhèn)家庭參與股票等風(fēng)險(xiǎn)金融市場． 第Ⅲ欄和第Ⅳ欄是針對東部地區(qū)引入社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)交叉項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果， 第Ⅶ和Ⅷ欄是對應(yīng)中西部地區(qū)的估計(jì)結(jié)果， 對比東部和中西部地區(qū)交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)， 在東部地區(qū)交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)不顯著， 而在中西部地區(qū)交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)， 這主要是由于東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展及市場化進(jìn)程更快， 養(yǎng)老保險(xiǎn)制度建設(shè)也相對成熟， 養(yǎng)老保險(xiǎn)對社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的擠出效應(yīng)已經(jīng)釋放． 而中西部地區(qū)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度體系相對滯后， 在推動(dòng)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)這一正式保障制度建設(shè)完善過程中， 發(fā)生了對社會(huì)網(wǎng)絡(luò)這一非正式保障機(jī)制的擠出， 從而弱化了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對城鎮(zhèn)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響．

表4 分區(qū)域檢驗(yàn)

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.1 總體樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性， 通過變換估計(jì)方法、 調(diào)整樣本以及改變擠出效應(yīng)測度方式等3種方案重新檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果， 相關(guān)估計(jì)結(jié)果報(bào)告在表5和表6中．

表5 總體樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)(變換方法和調(diào)整樣本)

表6 總體樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)(改變擠出效應(yīng)測度方式)

為檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果對估計(jì)方法的敏感性， 表5中第Ⅰ-Ⅳ欄報(bào)告了采用Logit模型替換Probit模型的估計(jì)結(jié)果． 第Ⅰ和Ⅱ欄分別以是否參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場和股票市場作為因變量， 社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的估計(jì)系數(shù)都顯著為正， 這也與Probit模型的估計(jì)結(jié)果一致． 第Ⅲ和Ⅳ欄進(jìn)一步引入了社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的交叉項(xiàng)， 交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)， 這也符合Probit模型的估計(jì)結(jié)果．

考慮到對于缺乏金融知識(shí)的居民而言， 金融資產(chǎn)的配置可能無序且不合理， 進(jìn)一步剔除了對金融知識(shí)回答全部錯(cuò)誤即金融知識(shí)這一變量值為0的樣本， 表5中第Ⅴ-Ⅷ欄報(bào)告了采用新樣本的Probit模型估計(jì)結(jié)果． 當(dāng)分別以是否參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場和股票市場作為因變量時(shí)(見第Ⅴ和Ⅵ欄)， 社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的估計(jì)系數(shù)顯著為正． 進(jìn)一步引入社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的交叉項(xiàng)時(shí)(見第Ⅶ和Ⅷ欄)， 交叉項(xiàng)依然表現(xiàn)為顯著的負(fù)值， 我們的實(shí)證檢驗(yàn)依然穩(wěn)?。?/p>

改變擠出效應(yīng)的測度方式， 通過分組分析來重新檢驗(yàn)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的擠出效應(yīng)． 我們將樣本按照是否參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)分成兩組， 如果相較于未參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的組別， 參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)樣本的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量估計(jì)系數(shù)更小， 說明社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)擠出了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與的影響． 表6中第Ⅰ和Ⅱ欄是以是否參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場為因變量的分組Probit模型估計(jì)結(jié)果， 未參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)組社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的估計(jì)系數(shù)為0.032 1， 參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)組社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量的估計(jì)系數(shù)下降到0.011 7， 說明相較于未參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的個(gè)體而言， 參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)顯著降低社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的影響． 第Ⅲ和Ⅳ欄以是否參與股票市場為因變量， 采用Probit模型依然得到相似的估計(jì)結(jié)果， 參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)組社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的估計(jì)系數(shù)更小， 說明在股票市場參與過程中， 社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對社會(huì)網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)生了擠出效應(yīng)．

4.2 分區(qū)域樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

和總體樣本一致， 通過變換估計(jì)方法、 調(diào)整樣本以及改變擠出效應(yīng)測度方式等3種方案檢驗(yàn)分區(qū)域估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性(表7)．

表7 分區(qū)域樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)(變換方法和調(diào)整樣本)

表7中第Ⅰ-Ⅳ欄是采用Logit模型的分區(qū)域估計(jì)結(jié)果， 無論是以風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與還是股票市場參與作為因變量， 社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的估計(jì)系數(shù)都顯著為正， 但是東部地區(qū)樣本社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)交叉項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果都不顯著(見第Ⅰ和Ⅱ欄)， 而在中西部交叉項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)(見第Ⅲ和Ⅳ欄)， 這和前文采用Probit模型的分區(qū)域估計(jì)結(jié)果相一致．

第Ⅴ-Ⅷ欄是調(diào)整樣本的Probit模型估計(jì)結(jié)果． 剔除金融知識(shí)測度值為0的個(gè)體后， 社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的估計(jì)系數(shù)都顯著為正， 東部地區(qū)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)交叉項(xiàng)估計(jì)系數(shù)依然不顯著(見第Ⅴ和Ⅵ欄)， 而在中西部地區(qū)交叉項(xiàng)顯著為負(fù)(見第Ⅶ和Ⅷ欄)， 我們的分區(qū)域估計(jì)結(jié)果依然穩(wěn)?。?/p>

表8通過分組分析， 重新檢驗(yàn)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對社會(huì)網(wǎng)絡(luò)擠出效應(yīng)的區(qū)域差異． 第Ⅰ-Ⅳ欄是東部地區(qū)的Probit模型估計(jì)結(jié)果， 無論是以風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與還是股票市場參與作為因變量， 對比兩組樣本(未參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)組與參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)組)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量的估計(jì)系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)， 兩者并沒有明顯變化． 第Ⅴ-Ⅷ欄是中西部地區(qū)的估計(jì)結(jié)果， 當(dāng)以是否參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場作為因變量(見第Ⅴ和Ⅵ欄)， 相較于未參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)組而言， 參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)組社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量的估計(jì)系數(shù)下降明顯， 說明社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)擠出社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對風(fēng)險(xiǎn)金融市場的參與． 當(dāng)以是否參與股票市場作為因變量(見第Ⅶ和Ⅷ欄)， 依然發(fā)現(xiàn)了這種擠出效應(yīng)的存在．

表8 分區(qū)域樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)(改變擠出效應(yīng)測度方式)

續(xù)表8

5 結(jié)論與政策建議

本研究采用2017年中國家庭金融調(diào)查的城鎮(zhèn)居民數(shù)據(jù)， 檢驗(yàn)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對城鎮(zhèn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置的影響， 并探討作為正式保障制度的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對作為非正式保障機(jī)制的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)生的沖擊與影響， 同時(shí)揭示這種影響的區(qū)域差異． 研究發(fā)現(xiàn)， 社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)能夠緩解居民不確定性預(yù)期進(jìn)而降低人們的預(yù)防性儲(chǔ)蓄， 同時(shí)通過改變風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度促進(jìn)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資． 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)作為一種非正式保障機(jī)制， 也能緩解不確定性和流動(dòng)性約束， 并通過改變風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度以及社會(huì)互動(dòng)促進(jìn)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場． 但是， 隨著城鎮(zhèn)家庭參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)這一正式社會(huì)保障制度， 會(huì)通過預(yù)期不確定性緩解機(jī)制、 流動(dòng)性約束緩解機(jī)制以及社會(huì)互動(dòng)弱化機(jī)制， 擠出社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與的影響． 分區(qū)域估計(jì)結(jié)果顯示， 東部地區(qū)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度建設(shè)相對成熟， 社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的擠出效應(yīng)已經(jīng)釋放． 而中西部地區(qū)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度體系相對滯后， 在推動(dòng)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)這一正式保障制度建設(shè)完善過程中， 發(fā)生了對社會(huì)網(wǎng)絡(luò)這一非正式保障機(jī)制的擠出， 從而弱化了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對城鎮(zhèn)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的影響．

家庭風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與直接關(guān)乎家庭的福利[1]， 本研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)促進(jìn)城鎮(zhèn)家庭參與股票等風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資， 因此建立健全惠及更多地區(qū)、 更多居民的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)體系將有利于提高我國社會(huì)保障制度受益面， 從而更大程度發(fā)揮社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對家庭金融市場參與過程中的促進(jìn)作用． 此外， 本研究還發(fā)現(xiàn)， 隨著養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的逐步完善， 對傳統(tǒng)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的不確定預(yù)期緩解作用、 流動(dòng)性約束緩解機(jī)制以及社會(huì)互動(dòng)機(jī)制產(chǎn)生了擠出效應(yīng)， 這點(diǎn)在中西部地區(qū)表現(xiàn)得尤為明顯． 鑒于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在中國經(jīng)濟(jì)社會(huì)中的獨(dú)特作用， 中西部城鎮(zhèn)居民應(yīng)當(dāng)重塑新型社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)， 通過多種方式參與構(gòu)建一個(gè)以誠信為基礎(chǔ)的和諧關(guān)系網(wǎng)絡(luò)， 發(fā)揮社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在信息溝通、 信息共享等方面的優(yōu)勢， 依托社會(huì)網(wǎng)絡(luò)提升居民從金融市場獲得的福利與效用．