新型农村社会养老保险、金融市场参与与家庭资产配置

新型农村社会养老保险、金融市场参与与家庭资产配置

0新型农村养老保险对农户金融市场中国农村金融发展相对缓慢，尤其是农村家庭金融参与率较低，这不仅阻碍了金融产品的创新，而且影响了社会财富的动态积累。此外，它还削弱了农村金融机构的作用，让大多数农民失去了与市场合作的机会的机会。如何引导农户在保障性得到满足以后,进一步提升高质量的生活水准,共享经济发展和改革的成果,是研究新型农村养老保险对农户金融市场参与及家庭资产配置影响的现实依据。学界研究影响家庭金融市场参与和家庭资产配置的文献较多,1研究设计1.1样本数据获取本文所使用的数据是北京大学中国社会科学调查中心2012年对中国家庭追踪调查所获取的(ChinaFamilyPanelStudies,CFPS)数据。这些数据是为了全面掌握中国社会变迁和经济发展状况而实施的对全国代表性样本村居、家庭和家庭成员进行调查而获取的。CFPS在2008年首先对全国三个城市进行预调查,2009年进行追踪调查之后,于2010年对全国涵盖了25个省份、106个县的9535户家庭进行调查并获取代表性样本数据,并于2012年进行全面追踪调查,其中8086户追访成功(追访成功率达84.8%)之后,发布的调查数据。因为新农保试点起始时间是2009年,并且在2012年底全面实施,考虑到样本地区要包含试点区和非试点区,因此本文2012年的CFPS数据进行实证分析,同时选择选择农村户籍家庭作为研究对象。农村户籍家庭除了购买新农保还有可能购买其他养老保险,为了识别出新农保的政策效果,本文对数据进行了两项处理:首先,可能一些家庭同时拥有大于60岁和小于60岁两种类型的成年人,在这些家庭参保和领取养老金两种政策效果就有可能同时显现。由于新农保政策的捆绑特征,为了区分出这两种政策的不同,删除了包含60岁以上成员的家庭。其次,还删掉了除参与新农保之外,还参加了城镇职工基本养老保险和老农保的家庭,进一步消除了干扰识别新农保政策效果的因素。进行数据处理后,符合条件的样本组成的截面数据共包含4936户家庭。1.2家庭配置资产配置家庭资产主要由金融资产和实物资产组成,其中金融资产主要由持有的现金、储蓄存款、股票、债券、基金等组成;实物资产则主要包括自有生产性资产、固定资产和耐用消费品。本文集中研究家庭配置中的主要资产:生产性资产、房产和金融资产的持有比例。此外,还同时研究了家庭资产配置中的金融市场参与问题,1.3新农保数据分析设定家庭是否持有风险金融资产和持有风险金融资产的比例为被解释变量,持有风险金融资产为二值因变量,因此本文采用Logit模型进行基准回归,其中Insurance是所关注的解释变量—家庭是否参与新农保,X是其他控制变量,Riskentrance是哑变量。模型如下:家庭持有风险金融资产的比例取值在[0.1]之间,根据描述性统计发现大量家庭持有比例是0,考虑到数据的截断特征,本文将数据进行了平滑处理且采用了Tobit模型进行估计,其中:Riskrate表示家庭风险资产占金融资产的比重。模型如下:1.4未持有某一特定资产时的家庭是否基于比例本文选择金融资产、生产性资产和住房资产持有比例进行家庭资产配置讨论,这三种资产的持有比例阶段数据特征明显,如果不考虑未持有某一特定资产的家庭,普通最小二乘法得到的估计结果将有偏。本对这三种资产持有比例都采用Tobit模型进行修正,模型如下:其中,Y1.5新农保参保家庭行为模型新农保不仅采取全国各地分批试点推行,而且还采取自愿缴费参加的原则,因此并不是所有的60岁以下的居民全部参保。参保与不参保可能由家庭某些不能被观察到的特征决定,因此在对这一解释变量进行回归时可能存在内生性问题,可能存在系数估计偏误。为了尽可能地减少偏误,将家庭所在省份层面参保率作为新农保参保家庭行为的工具变量。省级新农保参保率和家庭新农保参保行为相关,与金融市场参与、家庭资产配置行为无关,因此满足工具变量的外生性条件。2示范分析2.1农保对家庭风险金融资产的作用表2给出了新型农村社会养老保险对家庭持有风险金融资产影响的估计结果。1、2列是基准回归结果,3、4列是采用工具变量进行内生性处理之后的结果。从第1列和第2列的系数可以看出,在控制户主特征、家庭人口特征、家庭经济特征以及地区特征之后,参加新农保对于家庭持有风险金融资产的概率和比例都有显著的正向作用。参加新农保行为将提高进入金融市场的概率,边际效应为22.2%,促使提升持有风险金融资产比例的边际效应为7.97%。第3列和第4列的结果显示:使用工具变量进行内生性处理以后,新农保对家庭持有风险金融资产的影响结果仍然显著,而对于持有比例的影响,显著性有所下降,但是影响方向和基准回归结果一致。从控制变量来看,一些户主特征和家庭特征对金融市场参与有着显著的影响。其中户主年龄、自有住房、家庭规模、家庭不健康成人占比都对家庭持有风险金融资产的概率和比例有显著负向作用。家庭规模越大及不健康成员越多,则家庭承担的背景风险越大,因此会减少其他的投资活动,这与现有研究文献较为相符。同时,少儿占比、家庭从事非农经营以及家庭收入对农村家庭的金融市场参与存在着显著的正向作用。2.2新农保对资产的替代效果表3的前3列分别是新农保对家庭持有金融资产、生产性资产以及住房资产的基准回归结果,第4、5、6列是运用工具变量进行内生性处理之后的回归结果。从前3列可以看出参与新农保对家庭金融资产和生产性资产持有比例有正向作用,对持有住房资产有负向作用。家庭参加新农保以后,资产在储蓄性和预防性方面的动机会削弱,因此会促使资金向非储蓄性和预防性的金融资产和生产性资产流动,这符合理论预期。同时我国存在着较为普遍的以房养老的现象,家庭参加新农保之后,家庭持有住房资产显著下降,这反映了二者相互替代效果。在用工具变量进行内生性处理以后,新农保对金融资产和生产性资产的影响变得显著,边际效果分别为39.6%和8.4%.回归结果与基准回归稍有不同,但仍然支持原有的研究结论。在其他控制变量方面,男性户主倾向于持有更多地金融资产和生产性资产,而减少住房资产的持有,体现了在家庭资产配置方面的性别差异。户主的工作状况也会显著影响其在家庭资产配置方面的决策,有工作的户主会比没有工作的户主持有更多的住房资产而减少在另外两种资产上的配置。在家庭特征层面,家中人口越多,金融资产的持有比例会下降,另外控制家庭规模不变的情况下,少儿占比则与家庭持有金融资产呈现正向作用,这与2.3是否参保新农保数据分析以家中是否有人参加新农保来衡量整个家庭的新农保购买状态具有一定的局限性,不能反映家庭内部新农保的覆盖广度。因此,在控制家庭规模的前提下,本文考察家庭新农保参保人数以对家庭参与金融市场以及进行其他资产配置进行稳健性分析。表4只显示了参加新农保人数的估计结果,省略了户主、家庭以及地区特征变量的报告。结果显示,控制了其他变量以后,家庭每增加一个参保成员,进入金融市场的边际效应为7.98%,持有比例的边际效应为0.0242%在金融资产、生产性资产持有比例上边际效应分别为0.1%和0.6%,持有住房资产为1.2%。显著性和系数方面与用是否参保这一解释变量进行估计稍有不同,可能原因是随着参保人数的变化,边际效用在下降,因此综合考虑新农保覆盖面时,显著性与系数大小会变化。同时发现,影响方向并没有发生变化,除金融资产持有比列之外,其他被解释变量的估计结果的P值并不多,说明新农保对家庭金融市场参与和资产配置方面的影响是稳健的。3新农保与家庭资产配置模型。我国信息技术充新农保制度已经有效地缓解了中国农村家庭养老模式的财产压力,间接提高农户收入水平的同时,全面提升了家庭成员的幸福感。在家庭收入水平上升的过程中,不仅会提高家庭资产配置有效性,也会导致家庭风险偏好增加,从而增强金融市场参与的可能性。本文使用北京大学中国社会科学调查中心2012年对中国家庭追踪调查所获取的(ChinaFamilyPanelStudies,CFPS)数据,用Probit模型来研究。考虑新农村养老保险内生性后的实证结果显示:拥有新农保的家庭相比没有参加新型农村社会养老保险的家庭