社会保险、风险态度与家庭风险金融市场参与——基于2019_中国家庭金融

保险研究

社会保险、风险态度与

家庭风险金融市场参与

——基于2019中国家庭金融调查（CHFS）数据的研究

王寒霄，王海鑫，余畅，李姣媛

（浙江工商大学金融学院，浙江杭州310018）

摘要：基于2019年中国家庭金融调查（CHFS）数据，采用因子分析法构建社会保险变量后，使

用Probit和Tobit模型探究了社会保险与家庭风险金融市场参与之间的关系，并采用工具变量

克服基准模型中可能存在的内生性问题。进一步地，基于KHB方法检验风险态度的中介效

应。研究发现：拥有较多种类的社会保险会显著提高家庭持有风险金融资产的可能性和风险

金融资产占家庭总资产的比重；针对职工群体的社会保险险种相比针对普通居民群体的险种

更能促进风险金融市场参与；相比城市居民和受教育水平较高的居民，社会保险对农村居民、

受教育水平较低的居民影响更显著；社会保险水平提升会使居民更为偏好风险，进而促进其

参与风险金融市场；此外，灵活就业群体的社会保险和风险金融市场参与水平低于正式就业

群体。最后，根据研究结论提出了相关对策建议。

关键词：社会保险；风险态度；家庭金融；风险金融市场

文章编号：1003-4625（2023）03-0106-13中图分类号：F832文献标识码：A

Abstract:Abstract:BasedonthedataofChinaHouseholdFinanceSurvey(CHFS)in2019,thispapercon⁃

structedasocialinsuranceindexbyfactoranalysis,andthenexploredtherelationshipbetweenthe

socialinsuranceandhouseholds’riskfinancialmarketparticipationusingProbitandTobitmodels.

Toovercomethepossibleendogeneityprobleminthebenchmarkmodel,weusedtheaveragevalue

ofsocialinsuranceindexinthecommunitylevelastheinstrumentalvariableandthenmadeanIV-

rmore,weexaminedthemediatingeffectofriskattitudeusingKHBmeth⁃

ultsshowthatowningmoretypesofsocialinsurancecansignificantlyincreasenotonly

thepossibilityofholdingriskfinancialassets,butalsotheproportionofriskassets;Thesocialinsur⁃

anceforemployeescanpromotehouseholds’riskfinancialmarketparticipationmorethanthatfor

edwithurbanresidentsandresidentswithhighereducationlevel,social

insurarovementof

socialinsurancelevelcanmakeresidentsmorewillingtotakerisks,andthenpromotetheirriskfi⁃

nancialmarketparticipation;Inaddition,thelevelofsocialinsuranceandriskfinancialmarketpar⁃

ticipationofthef⁃

ly,accordingtotheconclusions,weputforwardsomesuggestions.

Keywords:words:socialinsurance;riskattitude;householdfinance;riskfinancialmarket

一、引言

近年来，我国居民人均可支配收入不断增长，金

收稿日期：2022-11-05

基金项目：本文为国家社会科学基金（重大项目）“构建金融有效支持农业高质量发展的体制机制研究”（21ZDA046）、浙江省自

然科学基金“城乡社会保险统筹对养老质量公平性的政策效果研究”（LQ21G030010）的阶段性成果。

作者简介：王寒霄（2002—），女，河南周口人，本科，研究方向为家庭金融；王海鑫（2001—），男，浙江杭州人，本科，研究方向为经

济统计、金融、保险、金融工程；余畅（2001—），男，浙江杭州人，本科，研究方向为经济统计、金融、保险；李姣媛（1993—），女，湖

南邵阳人，博士，讲师，研究方向为社会保险与保障、家庭金融。

金融理论与实践

融市场迅速发展，这为提升居民财产性收入、推动共

同富裕创造了条件。同时，中国家庭金融调查与研

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106

2023年第3期(总第524期)

社会保险、风险态度与家庭风险金融市场参与——基于2019中国家庭金融调查（CHFS）数据的研究

究中心发表的《2021年中国家庭金融调查（China

HouseholdFinanceSurvey）》（后文简称“CHFS”）表

明：总体来看，我国大部分居民家庭内部的资产结构

以储蓄与现金为主，金融投资在家庭财富增长中的

贡献度不高。而2021年，植信投资研究院发布的

“植信中国财富指数”显示，金融投资收益是引起家

庭财富变化的最主要原因，远高于不动产收益的变

动与工资及福利收入。但在我国目前的家庭资产结

构中，金融投资的占比较小，无法发挥其原本推动家

庭财富增长的作用。因此，如何提高居民的风险金

融市场参与度

①

成为众多学者和政策制定者关注的

热点。国家也对这一问题越发重视，例如2021年发

布的《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四

个五年规划和2035年远景目标纲要》就曾提出“多

渠道增加城乡居民财产性收入”的目标。

2019年发布的《中国家庭财富调查报告》表明：

储蓄、现金等无风险资产在家庭金融资产中的占比

高达88%，家庭资产结构失衡严重。由此可得，储蓄

率较高可能正是导致我国金融投资在家庭财富增长

中的贡献度不高的重要原因之一。同时该报告也表

明，医疗（48.19%）、养老（36.78%）和子女教育

（23.97%）是居民储蓄的主要动机，可见居民较高的

储蓄比例很大程度上是为了满足预防性需求。由

此，某一因素若能满足居民部分的预防性需求，则可

能产生降低居民储蓄比例，调整家庭资产结构的作

用。

研究表明，社会保险能够在一定程度上帮助家

庭抵御如年老、疾病等外部不确定因素所带来的风

[1]

险（阳义南等，2020），从而降低家庭预防性储蓄的

比重。因此，作为当前我国帮助居民应对年老、患

病、生育、工伤、失业等风险的主要社会保障制度，社

会保险因其可能成为调整家庭资产结构、促进家庭

参与金融投资的因素之一而备受关注。

我国在较短的时间内架构了一个巨大的社会保

险制度体系。但自20世纪90年代以来，我国社会保

险制度体系就长期存在制度分设、管理分割、地区间

政策差异、人群设置制度等“碎片化”特征（郑秉文，

[2]

2009）。如表1所示，目前我国不同社会保险种类

之间存在人群重叠、管理分割等情况，可见近年来我

国虽然在不断完善社会保险全国统筹制度，但社会

保险制度体系的“碎片化”特征仍未得到较好的改

善。这在一定程度上限制了社会保险的作用效果和

2023年第3期(总第524期)

运行效率，使得部分群体的利益难以得到保障，同时

也可能削弱了社会保险调节家庭资产结构的作用。

表1中国社会保险体系简图

职工医疗保险

职工养老保险

职工

中国社会

保险体系

城乡居民

社会保险

社会保险

工伤保险

失业保险

生育保险

医疗保险

养老保险

社会保险的影响机制是多样化的，除直接影响

外，还可能存在其他不同的途径。例如，社会保险能

够通过覆盖家庭未来可能面临的一部分风险，比如

疾病、生育、年老、失业、工伤等，增强家庭的风险承

受能力，使得家庭风险态度更加积极，从而让居民更

愿意参与风险市场。根据这一影响机制，综合得到

一个关键变量——风险态度，且这一机制可能是社

会保险影响家庭风险金融市场参与的重要中介机制

之一。

基于此，本研究将深入探究当前我国社会保险

制度对居民风险金融市场参与的影响。本文的创新

点在于以下几方面。

首先，将社会保险当作一个整体来研究，并进一

步探究不同险种影响的差异性。

其次，选取合适的工具变量，采用IV-Probit等

方法克服基准模型中存在的内生性。

再次，检验风险态度这一主观变量的中介效应，

丰富社会保险对于家庭风险金融市场参与的影响机

制研究。

本文的研究结果将为循序渐进地完善我国基本

社会保险体系，促进居民参与风险金融市场，进而推

动我国金融市场发展提供科学依据。

此外，异质性分析结果对于通过提高农村居民、

低学历群体等弱势群体的社会保险保障水平和财产

性收入，进而实现共同富裕目标，具有一定的参考价

值。

二、文献综述

家庭金融是金融学的新兴研究领域，它关注的

是家庭如何使用金融工具、配置金融资产来实现自

身目标。传统投资组合理论认为，居民应该持有风

金融理论与实践

①本文指持有股票、债券、基金、衍生品以及金融理财产品等风险金融资产的行为。

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107

保险研究

险资产以获得风险溢价，但现实中家庭参与风险金

融市场的比例却远低于理论得到的结果。这种现象

被称为家庭风险金融市场有限参与之谜。

目前，学界主要从家庭经济状况、信息处理能力

和背景风险三个方面对家庭风险金融市场有限参与

之谜进行研究。在家庭经济状况方面，徐佳和谭娅

[3]

（2016）发现随着家庭财富水平的提升，家庭对于

股市的参与度进一步增强。而风险金融产品的投资

也需要家庭成员对金融信息有一定的处理能力，因

此，也有部分学者从金融知识水平（Campbell，2006；

[4-6]

吴雨等，2017；Li等，2017）、信息成本（Peress，

[7]

2005）等角度对有限参与之谜进行了解释。除上

述因素外，学者们研究发现，背景风险也会影响家庭

风险金融资产的配置。背景风险主要包括劳动收入

[8]

风险（Franke等，2004）、房产风险（Cocco，2005；陈

[9-10]

永伟等，2014）以及健康风险（Fan和Zhao，2008；

[11-12]

Bogan和Fertig，2013）等家庭可能面临且无法被

[13]

分散的风险。Pratt和Zeckhauser（1987）研究发现，

背景风险的增加降低了家庭愿意承担的金融风

险。

社会保险对家庭风险金融市场参与的影响与背

景风险有关。社会保险有助于降低家庭未来收支风

险，使家庭减少储蓄性金融资产，从而增加风险金融

资产的比重（Cardak和Wilkins，2009；林靖等，

[14-15][16]

2017）。蹇滨徽和徐婷婷（2019）从收入和替

代效应的角度出发分析了社会保险对家庭风险金融

市场参与的影响机制，研究发现，养老保险对家庭参

[17]

与风险金融市场有正向影响。王稳和桑林（2020）基

于家庭资产配置模型进行实证分析，发现社会医疗

保险可以通过降低家庭的安全资产比例从而增加家

[18]

庭的风险金融资产投资。易行健等（2019）则基于

2013年CHFS数据研究，发现商业医疗保险和社会

医疗保险均可以显著增加家庭参与风险金融市场可

能性。

然而，目前已有研究大多都只从社会养老保险

或社会医疗保险等单一社保细分险种出发，具有一

定的局限性，且鲜有对于社会保险对家庭风险金融

市场参与的影响机制的研究。

综上，目前对于社会保险如何影响家庭风险金

融市场的研究仍存在以下可能的不足。

一是未把社会保险作为一个整体来研究，也没

有考虑社会保险中不同险种影响的差异性。

二是缺乏分析社会保险对家庭风险金融市场参

金融理论与实践

与影响价值的相关研究。

三是既有研究大多采用Probit模型，变量选取

较为简单，未考虑模型中可能存在的内生性问题。

故本文基于2019年CHFS数据，研究社会保险如何

影响家庭风险金融市场参与，以及社会保险是否通

过影响风险态度发挥中介效应而产生作用，进一步

为解释家庭风险金融市场有限参与之谜提供依据和

启发。

三、理论假说

目前，我国家庭金融市场还较不发达，我国家庭

风险金融市场参与率仍然处于较低水平。在近年来

的国内外研究中，社会保险被认为是可能影响家庭

风险金融市场参与的一个新兴因素。社会保险可以

覆盖家庭面临的各类背景风险，有效降低家庭未来

可能面临的不确定性，进而显著提高家庭持有风险

金融资产的可能性和风险金融资产比重（宗庆庆等，

[19][20]

2015）。而何维和王小华（2021）则认为社会保

险可能通过从价格效应与替代效应两方面同时对家

庭风险金融市场参与行为产生正面与负面的影响。

基于社会保险为家庭转移多种背景风险的基本职

能，本文提出以下假说。

H1：社会保险能够促进家庭参与风险金融市

场。

我国社会保险的“碎片化”状态不仅会制约其作

用的发挥，而且也可能使得社会保险对不同的参保

对象的影响存在差异。例如与城镇职工相比，灵活

就业群体的职业伤害风险保障制度不完善（杨一心，

[21]

2021）；相比城镇职工基本医疗保险和城市居民基

本医疗保险，农村居民基本医疗保险的报销比例明

[22]

显偏低（周新发和石安其琛，2021）；城乡居民养老

保险待遇水平也显著低于城镇职工养老保险。

同时，在“碎片化”特征下，不同险种在顶层设计

上存在的差异可能使得不同保险的影响存在异质

性。在社会保险中，养老保险与医疗保险凭借其重

要的保障作用与广泛的受众范围，成为了社会保险

中关注度最高的两类保险。因工伤保险、失业保险、

生育保险这三类社会保险尚未在农村地区普及，因

此，本文将重点研究养老保险和医疗保险细分种类

的影响异质性。根据国家最新政策，养老保险与医

疗保险具体细分的种类如图1所示。此外，社会保

险制度对不同人口统计学特征（如地域、性别、年龄、

学历等）群体的风险金融市场参与行为也可能产生

不同的影响。

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社会保险、风险态度与家庭风险金融市场参与——基于2019中国家庭金融调查（CHFS）数据的研究

图1不同险种影响异质性示意图

基于此，本文提出以下假说。

H2：不同险种的影响效应有所不同，不同参保

对象受到的影响也存在差异。

本文将对社会保险与家庭风险金融市场参与的

关系进行进一步研究，关注研究成果尚不丰富的主

观影响因素，构建风险态度变量，并探讨社会保险是

否会通过影响风险态度进而影响家庭风险金融市场

参与。借鉴已有研究的做法（Hong等，2004；Guiso

[23-25]

和Paiella，2008；Guiso等，2008），并结合2019年

CHFS数据的特征，提出如图2所示的理论模型。本

文构建了风险态度这一中介变量并对其中介效应进

行实证检验。

图2基本理论模型图

基于以上模型，本文认为：社会保险能够覆盖家

庭未来可能面临的一部分风险，增强家庭的风险承

受能力，使得家庭风险态度更加积极，从而更愿意去

参与风险市场。最后提出以下假说。

H3：社会保险能够促进风险态度积极的居民家

2023年第3期(总第524期)

庭参与风险金融市场。

四、研究设计

（一）数据来源

本文数据来自西南财经大学中国家庭金融研究

与调查中心的2019年CHFS数据，样本覆盖全国29

个省份（不包括西藏、新疆、港澳台地区），样本规模

达34643户，具有较好的全国代表性；此外，该数据

涉及了2019年度微观家庭的各类信息，包括资产与

负债、保险与保障等，能为本文提供较为充分的数据

支持。

本文对初始样本进行了如下处理。

第一，剔除主要变量中存在缺失值、无效值以及

异常值的数据以保证数据合理、完整。

第二，对年龄数据进行缩尾处理，因为年龄过大

或过小的居民可能受限于自身的精力或能力，极少

数人会考虑参与风险金融市场。但同时考虑到我国

人口老龄化不断加深这一现状，老年人口也将是风

险金融市场的重要参与者之一。因此，本研究也需

关注老龄化背景下居民风险金融市场参与情况，故

本文仅对年龄数据进行1%的缩尾处理。

第三，对组距式变量，本文取其中位数进行赋

值，进入分析的观测值共33503个。

（二）变量选择

1.被解释变量

本文的被解释变量为家庭是否持有风险金融资

产和风险金融资产市值占家庭总资产的比重。根据

[19]

CHFS数据的特点，并参考宗庆庆等（2015）的研

究，本文将风险金融资产定义为股票、债券、基金、衍

生品以及金融理财产品。以户主为家庭的代表，若

受访者持有以上任意一种资产即视为所在家庭持有

风险金融资产，并据此设置被解释变量“是否参与风

险金融市场”，是=1，否=0；计算所持风险金融资产

市值占家庭总资产的比重，作为连续的被解释变

量。

2.解释变量

本文的解释变量为社会保险参与。如表2所

示，CHFS问卷中包含五种关于社会保险的问题，分

别为养老保险、医疗保险、失业保险、住房公积金以

及企业年金、职业年金或其他企业补充养老保险。

住房公积金虽然不属于社会保险，但它却是居民社

会保障中很重要的一部分，金额也相对较多，也很有

可能会对居民家庭风险金融市场参与产生影响。因

此，在构建社会保险指数时，本文也考虑了住房公积

金融理论与实践

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保险研究

金。基于此，本文分别设置五个虚拟变量测量以上

五种社会保险的参与情况，对于险种较多的社会医

表2

问题

目前，您拥有以下哪种社会医疗保险？

疗保险和社会养老保险，只要参与任一险种即视为

参与，描述性统计如表3所示。

选项

①

社会保险参与问题

1.城镇职工基本医疗保险；2.城镇居民基本医疗保险；3.新型农

村合作医疗保险；4.城乡居民基本医疗保险；5.公费医疗；7788.

以上都没有

1.机关事业单位退休金/离休金；2.城镇职工基本养老保险；3.新

目前，您参加的是下列哪种社会养老保险？

您是否有失业保险？

目前，您是否有住房公积金？

型农村社会养老保险；4.城镇居民社会养老保险；5.城乡统一居

民社会养老保险；7777.其他；7788.都没有

1.是；2.否

1.是；2.否

是否有企业年金、职业年金或其他企业补充养老保险？1.是；2.否

表3

问题

是否拥有社会医疗保险？

是否拥有社会养老保险？

是否拥有失业保险？

是否拥有职业年金等补充养老保险？

是否拥有住房公积金？

社会保险相关变量描述性统计

样本均值

0.939

0.817

0.111

0.029

0.112

样本方差

0.240

0.386

0.315

0.167

0.315

最大值

1

1

1

1

1

最小值

0

0

0

0

0

本文借鉴已有文献（Rooij等，2011；张号栋和尹

[26-27]

志超，2016）的做法，采用主成分分析法分析五

个变量从而得到社会保险参与指数，以衡量个体的

社会保险参与情况。研究样本Bartlett’s球状检验

的P值为0.000，KMO值为0.615，表明该样本适合做

因子分析，结果如表4所示。根据判断标准，符合特

征值大于等于1的主成分因子共2个，对其结构进行

旋转后的载荷如表5所示。基于此，进行标准化后

构建社会保险参与指数，描述性统计如表6所示。

表4因子分析结果

变量

因子1

因子2

因子3

因子4

因子5

特征值

1.9957

1.1650

0.7614

0.7400

0.3379

比重

0.3991

0.2330

0.1523

0.1480

0.0676

累计贡献率

0.3991

0.6321

0.7844

0.9324

1.0000

种投资项目？”加以衡量。该问题的答案设置为“1.

高风险、高回报的项目；2.略高风险、略高回报的项

目；3.平均风险、平均回报的项目；4.略低风险、略低

回报的项目；5.不愿意承担任何风险”。由此本文将

答案1—5分别赋值为5—1，也即数值越大对风险的

偏好越强。

表5因子旋转后载荷

问题

是否拥有社会医疗保险？

是否拥有社会养老保险？

是否拥有失业保险？

因子1因子2

-0.00050.8077

0.1534

0.8404

0.7564

0.0992

是否拥有职业年金等补充养老保险？0.6545-0.0347

是否拥有住房公积金？0.87280.0720

3.中介变量

本研究考虑风险态度的中介效应。用问卷中的

问题“如果您有一笔资金用于投资，您最愿意选择哪

4.控制变量

考虑到家庭风险金融市场参与决策是个人根据

自身及家庭各方情况综合做出的决策，本文在选择

控制变量时兼顾受访者个人情况及家庭情况。综合

考虑已有研究成果及现有数据可得性，引入“婚姻状

况”“性别”“年龄”“家庭负债状况”“房屋所有情况”

《2019年中国家庭金融调查（CHFS）问卷》设置的选项编号。

①

7788和7777选项编号来自

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2023年第3期(总第524期)

社会保险、风险态度与家庭风险金融市场参与——基于2019中国家庭金融调查（CHFS）数据的研究

“健康状况”“幸福感”和“受教育程度”8个个体层面

特征变量，以及“孩子个数”和“家庭总收入（取对

数）”2个家庭层面特征变量，同时引入“居住地类

型”这一地域层面的特征变量。本文全部变量的含

义及描述性统计如表7所示。

（三）模型设定及研究方法

1.基准回归

基于理论假说，首先将家庭的风险金融市场参

与情况当作0—1变量，采用Probit模型进行回归分

析，模型设定如下：

riskinvest

*

（1）

i

=

β

0

+

β

1

IL

i

+

β

m

X

i,m

+u

i

参与情况。

在此基础上，本文还将研究社会保险对家庭风

险金融市场参与程度的影响，采用Tobit模型进行回

归分析，模型设定如下：

*

ì

riskrate

*

ï

riskrate

ii

>0

riskrate

i

=

í

（4）

*

ï

0riskrate≤0

i

î

式（3）和式（4）中，riskrate

i

表

riskrate

*

i

是潜变量，

示家庭

i

的风险金融市场参与情况。

在两组模型中，IL

i

表示i户主的社会保险参与

情况，是本文的核心解释变量，X

i,m

是i家庭中影响因

变量的各个控制变量，u

i

与

ε

i

均为随机扰动项。

2.工具变量回归

基准回归模型可能存在内生性问题导致估计系

数偏误。

riskrate

*

i

=

α

0

+

α

1

IL

i

+

α

m

X

i,m

+

ε

i

（3）

ì

riskinvest

*

ï

1

i

>0

riskinvest

i

=

í

（2）

*

ï

0riskinvest≤0

i

î

riskinvest

*

式（1）和式（2）中，riskin-

i

是潜变量，

vest

i

是0—1二元因变量，表示家庭

i

的风险金融市场

表6

变量

因子1

因子2

社会保险参与

样本数

33503

33503

33503

均值

因子描述性统计

标准差.

1

1

0.189

最小值

-0.408

-3.967

0

最大值

4.907

0.487

1

-1.35e-08

-2.16e-09

0.374

表7

变量

风险市场参与

风险资产比例

性别

年龄

婚姻

状况

负债状况

房屋所有情况

健康状况

符号

riskinvest

riskrate

gender

age

marriage

debt

house

health

变量含义及描述性统计分析

变量说明均值

0.086

0.008

0.753

57.397

2.095

0.522

0.848

3.262

标准差

0.281

0.045

0.431

13.638

0.381

0.500

0.359

1.004

最小值

0

0

0

26

1

0

0

1

最大值

1

0.963

1

87

3

1

1

5

是否参与风险金融市场（是=1，否=0）

风险金融资产市值占家庭总资产比例

受访者性别（男性=1，女性=0）

受访者年龄（岁）

受访者婚姻状况（未婚=1，已婚=2，其他=3，

其他含同居、分居、离婚与丧偶）

家庭是否负债（总负债>0取1，总负债=0取0）

家庭有无自有房（有=1，无=0）

受访者健康程度（非常好=5，好=4，一般=3，

不好=2，非常不好=1）

受访者幸福感（非常幸福=5，幸福=4，一般=3，

不幸福=2，非常不幸福=1）

受访者学历（没上过学=0，小学=6，初中=9，

高中=12,中专/职高=13，大专/高职=15，

大学本科=16，硕士生=19，博士生=23）

家庭总收入（取对数）

家庭孩子个数（个）

居住地类型（城镇=1，农村=0）

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幸福感happy3.8600.86315

学历

总收入

子女数量

城乡

edu

lninc

kid

rural

9.179

10.604

0.022

0.647

4.109

1.435

0.145

0.478

0

0

0

0

23

16.311

1

1

金融理论与实践2023年第3期(总第524期)

111

保险研究

内生性问题可能来源如下：一是反向因果问题，

即居民家庭可能为了降低参与风险金融市场的风险

暴露而更积极地参与社会保险。这一问题的存在使

得社会保险对于家庭风险市场参与的影响可能源自

这种反向因果关系的驱动，从而可能使基准回归模

型的系数失去经济学意义。二是可能仍有部分不可

观测的因素将同时影响社会保险参与和家庭风险金

融市场参与。三是社会保险参与这一变量可能存在

测量误差。

因此，为克服内生性问题，本文参考李丁等

[28]

（2019）的研究，以“除本家庭外的社区平均社保参

与率”作为受访者社会保险参与的工具变量，Fu等

[29][30]

（2016）、王春超和张呈磊（2017）以及其他诸多

研究中也采用社区层面指标作为个体层面指标的工

具变量。

这种做法的合理性在于以下几方面。

首先，社区内除本家庭外的家庭是否参与社会

保险与该家庭参与风险金融市场的行为不相关，满

足外生性条件。

其次，居住在同一社区的居民在家庭收入、受教

育水平、幸福感以及生活习惯等方面具有一定的相

似性，满足相关性条件。

再次，本文还采用Wald统计量外生性检验判断

社会保险参与变量是否内生，采用AR检验分析避

免弱工具变量问题。

3.异质性分析

本研究将异质性分析分为两个主要部分：一是

关于不同险种影响效应的差异；二是关于不同人口

统计学特征的群体受到影响的差异。

第一部分中，在基准模型（1）和模型（3）的基础

上，将核心解释变量（社会保险参与情况IL）重新设

置为城镇职工基本医疗保险、城镇居民基本医疗保

险等5种医疗保险虚拟变量以及机关事业单位退休

金/离休金、城镇职工基本养老保险等5个养老保险

虚拟变量，并借助这10个虚拟变量进一步检验不同

险种各自的影响。

第二部分中，依据CHFS提供的分类基础将参

保对象按照城乡、受教育年限进行分组，研究社会保

险对各组人群风险金融市场参与情况的影响。在基

准模型（1）和模型（3）的基础上，加入各分组标准的

虚拟变量及其与

IL

i

的交互项，分析影响的群体异质

性，以便提出更具有针对性的建议。

①本文根据实证设计进行分析，结论供参考。

金融理论与实践

4.中介效应检验

本文的中介变量为“风险态度”。由于本文模型

中虚拟变量较多，故传统的逐步检验等方法所得结

果存在较大的偏误。近年来，KHB方法被广泛用来

解决类别变量普遍存在的尺度问题，从而较为精确

[31]

地检验中介效应（Kohler等，2011）。故本研究也

采用KHB方法检验风险态度的中介效应。设定模

型如下：

Prob(riskinvest

i

=1|IL

i

,X

i,m

)=

α

R

+

β

R

IL

i

+

δ

R

X

i,m

+u

i

Prob(riskinvest

i

=1|IL

i

,X

i,m

)

式（6）中Z为中介变量——风险态度。此时中

β

R

β

F

介效应为-其中

σ

F

为式（6）的残差标准误，

σ

R

σ

R

σ

F

=

α

F

+

β

F

IL

i

+

γ

F

Z

i

+

δ

F

X

i,m

+u

i

（6）

（5）

为式（5）的残差标准误。为了更好地解决尺度问题，

构建中介变量对核心自变量的回归模型，并得到该

模型的残差标准误R，而后用R替换中介变量Z带入

式（6），得到：

Prob(riskinvest

i

=1|IL

i

,X

i,m

)

~~~~

=

α

R

+

β

R

IL

i

+

γ

R

R

i

+

δ

R

X

i,m

+u

i

（7）

~

β

R

β

F

~

此时中介效应为

~

-，其中

σ

R

为式（7）的残

σ

F

σ

R

差标准误。因为R与中介变量Z的区别仅仅在于Z

与核心自变量IL相关，而R与其不相关，故式（6）、

~

式（7）的解释力度相同，即

σ

R

=

σ

F

。且由于R与核心

自变量IL无关，IL对因变量的影响并未因R的加入

~

而发生改变，所以

β

R

=

β

R

。综上，此时中介效应为

β

R

-β

F

，并借此数值判断中介效应是否显著。

σ

F

五、实证结果分析

①

（一）社会保险对家庭风险金融市场参与的影响

及其内生性

对于Probit模型回归结果，本文计算并汇报了

更有经济学意义的平均边际效应（MarginalEffect）。

社会保险参与对家庭是否参与风险金融市场影响的

估计结果见表8。回归结果显示，社会保险对家庭

风险金融市场参与具有显著的正向作用。究其原因

可能在于，社会保险为家庭的经济生活提供了可靠

的基本保障，进而鼓励家庭积极参与风险金融资产

2023年第3期(总第524期)

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112

社会保险、风险态度与家庭风险金融市场参与——基于2019中国家庭金融调查（CHFS）数据的研究

投资，而社会保险参与程度不高的家庭为了规避未

来收入、就业等不确定因素带来的风险，往往不倾向

于持有风险金融资产，可能会更多地选择进行储蓄。

回归（2）、回归（3）采用IV-Probit方法克服模型

可能存在的内生性。表8中回归（2）列示了IV-

Probit第一阶段的结果，表明同一社区内其他家庭的

社保参与率与家庭的社会保险参与是显著正相关

的，满足工具变量的相关性要求。表8中的统计量

显示，在一阶段回归中AR检验值为32.54，F值为

795.98，工具变量t值为19.61，均在1%的显著性水

平上显著，说明不存在弱工具变量的问题，而二阶段

WALD检验P值为0.0000，拒绝了社会保险参与变

量不存在内生性的原假设。

从回归（1）—回归（3）中能够看出，内生性问题

使得基准模型低估了社会保险的作用。在采用IV-

表8

Probit模型解决内生性问题后，家庭的社会保险参与

每增加1个单位，家庭参与风险金融市场的概率便

增加32%，相比于基准模型估计结果具有更强的经

济显著性。

关于社会保险参与对家庭风险金融资产持有比

重的作用，回归结果见表9。回归（4）显示，社会保

险对家庭风险金融资产持有比重具有显著的正向作

用，家庭的社会保险参与每增加1个单位，家庭风险

金融资产持有比重就会提高9.6%。引入工具变量

解决内生性问题后，相比回归（4），回归（5）、回归（6）

的边际效应有明显提高。使用Tobit模型和IV-Tobit

模型得到的结果同前文Probit模型的估计结果相

似，说明社会保险相对完善的家庭，不仅参与风险金

融市场的概率更大，而且其持有风险金融资产的比

重也要显著高于社会保险参与程度较低的家庭。

社会保险对家庭风险金融市场参与的影响

家庭风险金融市场参与

解释变量（1）

Probit

（2）

IV-Probit一阶段

（3）

IV-Probit二阶段

0.320

***

（0.059）

社会保险参与

0.070

***

（0.007）

0.379

***

（0.019）

控制

33503

AR检验P值：0.0000

控制

33464

同一社区内其他家庭的社保参与率

控制变量

样本量

IV-Probit一阶段F值：795.98

控制

33464

WALD检验P值：0.0000

注：（1）*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著；（2）表中回归（1）、回归（3）汇报的是平均边际效应计算的结

果；（3）括号内为标准差；（4）限于篇幅，其余变量估计结果略去

表9社会保险影响家庭风险金融资产持有比重

家庭风险金融市场参与

解释变量（4）

Tobit

（5）

IV-Tobit一阶段

（6）

IV-Tobit二阶段

0.721

***

（0.145）

社会保险参与

0.096

***

（0.012）

0.379

***

（0.019）

控制

33503

AR检验P值：0.0000

控制

33464

同一社区内其他家庭的社保参与率

控制变量

样本量

IV-Tobit一阶段F值：795.98

注：同表8

2023年第3期(总第524期)

控制

33464

WALD检验P值：0.0000

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113

金融理论与实践

保险研究

（二）稳健性检验

为了避免由样本选取以及变量定义导致的对实

证结果的影响，同时也为了更精准地识别因果关系，

本文进行两种稳健性检验。

第一，相较于仍在工作的人群，60岁以上离/退

休人群已经开始领取养老金，且因年龄较大，身体状

况可能欠佳，故其金融决策受到养老保险以及医疗

保险保障水平的影响也较大，社会保险的系数可能

被高估。为此，本文将样本的年龄范围进一步限制

为“60岁以下”居民，这一部分人群还没有开始领取

养老金，且身体的状况相对较好，使用医保的频率相

对较低，社会保险影响被高估的可能性较小。表10

汇报的估计结果与前文相似，这说明本文估计结果

较为稳健。

第二，为更好地实现因果识别，本文使用2017

年、2019年的中国家庭金融调查数据构建两时期平

衡面板数据，分别采用面板Probit随机效应模型、面

板Tobit随机效应模型、面板IV-Probit随机效应模型

以及面板IV-Tobit随机效应模型进行估计，结果如

表11所示。该结果与用工具变量法分析2019年数

表10

解释变量

据所得的结果相似，进一步证明本文估计结果较为

稳健。

六、进一步研究

（一）关于险种和群体的异质性分析

考虑到我国社会保险制度存在“碎片化”形态，

本文从险种、城乡和受教育水平三个角度来分析社

会保险对家庭风险金融市场参与影响的异质性。

从险种差异来看，本文主要对不同的基本养老、

医疗保险进行对比分析，表12中回归（1）、回归（2）

分别汇报了Probit和Tobit的估计结果。从回归（1）

中能够看出，城乡统一居民社会养老保险、新型农村

合作医疗保险以及城乡居民基本医疗保险对家庭风

险金融市场参与概率的影响不显著。其中，城乡统

一居民养老保险制度源于“新农保”和“城居保”，旨

在破除城乡二元化界限，但在实际实施中，保障水平

低以及部分制度制定不合理等问题可能削弱了其实

际作用（李琼和汪慧，2015；董克用和施文凯，

[32-33]

2019），进一步导致其对家庭风险金融市场参与

的影响不显著。而机关事业单位离/退休金、城镇职

工基本养老保险以及城镇职工基本医疗保险等均显

社会保险对家庭风险金融市场参与的影响的稳健性分析

家庭风险金融市场参与

（1）

Probit

0.088

***

（0.009）

控制

18543

（2）

Tobit

0.098

***

（0.011）

控制

18543

AR检验P值：0.0000

AR检验P值：0.0000

（3）

IV-Probit

0.203

***

（0.077）

控制

16023

（4）

IV-Tobit

0.318

***

（0.118）

控制

16023

社会保险参与

控制变量

样本量

IV-Probit一阶段F值：532.66

IV-Tobit一阶段F值：532.66

准差；（4）限于篇幅，其余变量估计结果略去

WALD检验P值：0.0000

WALD检验P值：0.0000

注：（1）*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著；（2）表中汇报的是平均边际效应计算的结果；（3）括号内为标

表11

解释变量

社会保险对家庭风险金融市场参与的影响的稳健性分析

家庭风险金融市场参与

（1）

Probit

0.078

***

（0.007）

控制

33268

（2）

Tobit

0.179

***

（0.009）

控制

33268

（3）

IV-Probit

0.220

***

（0.061）

控制

33212

WALD检验P值：0.0000

WALD检验P值：0.0000

（4）

IV-Tobit

0.728

***

（0.238）

控制

33212

社会保险参与

制变量

样本量

IV-Probit一阶段AR检验P值：0.0000

IV-Tobit一阶段AR检验P值：0.0000

注：同表10

金融理论与实践

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114

2023年第3期(总第524期)

社会保险、风险态度与家庭风险金融市场参与——基于2019中国家庭金融调查（CHFS）数据的研究

表12社会保险对家庭风险金融市场参与的影响的异质性

家庭风险金融市场参与

解释变量

险种异质性

（1）

Probit

（2）

Tobit

城乡异质性

（3）

IV-Probit

0.660

***

(0.129)

0.234

***

(0.057)

-0.604

***

(0.109)

（4）

IV-Tobit

1.515

***

(0.323)

0.561

***

(0.103)

-1.396

***

(0.317)

受教育水平异质性

（5）

IV-Probit

0.890

***

(0.169)

（6）

IV-Tobit

2.113

***

(0.431)

社会保险参与

城乡

社会保险参与×城乡

受教育水平

0.028

***

(0.004)

-0.061

***

(0.012)

0.021

***

(0.007)

0.032

***

(0.006)

0.011

*

(0.006)

0.021

***

(0.007)

-0.000

(0.010)

0.031

***

(0.008)

0.022

***

(0.009)

-0.013

(0.008)

-0.013

(0.011)

0.024

**

(0.012)

控制

33503

0.041

***

(0.011)

0.049

***

(0.010)

0.018

*

(0.010)

0.034

***

(0.012)

-0.001

(0.016)

0.045

***

(0.013)

0.028

**

(0.014)

-0.023

*

(0.013)

-0.021

(0.017)

0.025

(0.019)

控制

33503

控制

33464

控制

33464

控制

33464

0.068

***

(0.11)

-0.146

***

(0.031)

社会保险参与×受教育水平

机关事业单位退休金/离休金

城镇职工基本养老保险

新型农村社会养老保险

城镇居民社会养老保险

城乡统一居民社会养老保险

城镇职工基本医疗保险

城镇居民基本医疗保险

新型农村合作医疗保险

城乡居民基本医疗保险

公费医疗

控制变量

样本量

控制

33464

注：（1）*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著；（2）表中汇报的是平均边际效应计算的结果；（3）括号内为标

准差；（4）限于篇幅，其余变量估计结果略去

2023年第3期(总第524期)

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115

金融理论与实践

保险研究

著提高了家庭参与风险金融市场的概率，尤其是城的家庭，对风险的偏好程度越高，从而更多地参与风

镇职工基本养老保险、城镇职工基本医疗保险的系险金融市场。

表13KHB方法的中介效应检验

数均在1%水平上显著。城镇职工基本养老保险和

城镇职工基本医疗保险统称城镇职工社会保险，相

因变量：家庭风险金融市场参与

变量

较于居民社会保险，拥有退休待遇好、报销比例高等

总效应直接效应间接效应样本量

优势，可以为参保人提供较高水平的保障，从而提高

0.610

***

0.513

***

0.097

***

风险态度33493

（0.060）（0.060）（0.010）

被访者的安全感，进而使家庭更有意愿参与风险金

融市场。

注：（1）*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显

Tobit模型的估计结果与Probit模型基本一致，

著；（2）括号内为标准差；（3）所有回归都控制了变量

（三）针对灵活就业群体的研究

但在Tobit模型中，拥有公费医疗对家庭参与风险金

在平台经济快速发展的背景下，灵活就业群体

融市场程度的影响不显著。这可能因为，公费医疗

迅速扩张，但由于模糊的身份归属和劳动关系、过高

的受众主要为公职人员，而该群体稳定的职业和收

的缴费率等问题，这一群体无法获得社会保险制度

入带给他们的安全感是其参与风险金融市场的主要

的充分保障（李迎生和袁小平，2013；匡亚林等，

原因，故公费医疗对家庭参与风险金融市场程度的

[34-35]

2021）。我国对这一群体非常重视，2020年发布

影响并不显著。从城乡差异来看，表12回归（3）、回

的《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四

归（4）表明，社会保险可以促进城乡地区居民参与风

个五年规划和二○三五年远景目标的建议》提出了

险金融市场，且对农村居民的风险金融市场参与行

“健全灵活就业人员社保制度”的要求。而完善灵活

为影响更大。

就业人员社会保障制度、提升其财产性收入对于实

从受教育水平差异来看，表12回归（5）、回归

现共同富裕、促进经济社会发展也具有重要意义。

（6）表明，社会保险对受教育水平相对较低的人群风

因此，本文特别关注这一群体当前的社会保险和风

险金融市场参与的影响更大。这可能是因为，影响

险金融市场参与情况。

受教育水平较高的人群风险金融市场参与的影响因

本文以“是否签订正规劳动合同”为依据，将有

素较多，而对于受教育水平较低的人群，其参与风险

工作且已签订正规劳动合同的受访者划分为正式就

金融市场的决策主要受到家庭收支情况的影响，社

业群体，除此之外的受访者划分为灵活就业群体，并

会保险可以为此类人群提供经济保障和风险转移的

对灵活就业群体与正式就业群体的社会保险和风险

手段，进而促使其参与风险金融市场。

市场参与情况进行对比（见表14）。灵活就业群体

（二）中介机制研究

的社会保险参与指数、风险市场参与概率与所持风

本文使用KHB方法，将社会保险通过影响风险

险资产的比例分别为0.311、0.033、0.003，而正式就

态度进而对家庭风险金融市场参与产生的影响加以

业群体分别为0.616、0.188、0.014，可见无论是社会

分解与检验，结果如表13所示。

保险参与指数、风险市场参与概率还是所持风险资

结果显示，社会保险参与通过影响风险态度对

产的比例，灵活就业群体的平均水平都低于正式就

家庭风险金融市场参与产生的间接效应，在1%的

业群体，且差距较大。

水平上有显著的正向作用。这说明社会保险越完善

表14

（1）

样本量

均值

标准差

最小值

最大值

15706

0.311

0.121

0

1

灵活就业与正式就业群体社会保险及风险市场参与情况

风险市场参与

（1）

15706

0.033

0.179

0

1

（2）

6093

0.188

0.391

0

1

风险资产比例

（1）

15706

0.003

0.025

0

0.832

（2）

6093

0.014

0.052

0

0.778

（2）

6093

0.616

0.253

0

1

社会保险参与指数

注：“（1）”为灵活就业群体相关数据；“（2）”为正式就业群体相关数据

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116

2023年第3期(总第524期)

社会保险、风险态度与家庭风险金融市场参与——基于2019中国家庭金融调查（CHFS）数据的研究

考虑到灵活就业群体与正式就业群体在社会保

险参与及风险市场参与有较大差异，故本文重点关

注灵活就业群体的社会保险参与对风险金融市场参

与的影响情况。分别利用Probit模型与Tobit模型对

灵活就业群体社会保险参与对风险市场参与的概率

及持有比例进行研究，结果如表15所示。社会保险

参与对灵活就业群体的风险金融市场参与行为有显

著的正向影响。着力提升灵活就业群体的社会保障

水平是当前完善社会保障制度体系的重要环节，这

也将促进该群体风险金融市场参与。

表15社会保险参与和风险市场参与

家庭风险金融市场参与

变量Probit

（1）

社会保险参与

控制变量

样本量

0.050

***

（0.009）

控制

15706

Tobit

（2）

0.148

***

（0.032）

控制

15706

注：（1）*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显

著；（2）表中汇报的是平均边际效应计算的结果；（3）括号

内为标准差；（4）限于篇幅，其余变量估计结果略去

七、结论与启示

本文从社会保险的视角入手，实证分析了社会

保险参与对家庭风险市场参与的影响及其作用机

制，研究结果具体如下。

（1）2019年CHFS数据显示，我国居民的平均家

庭风险金融市场参与率仅为8.6%，风险金融资产市

值占家庭总资产比例仅为0.8%，绝大部分的家庭没

有参与风险金融市场或参与程度较低，我国居民风

险金融市场参与水平存在很大的提升空间。

（2）社会保险显著促进了家庭风险金融市场参

与，即社会保险的完善度越高，家庭参与风险金融市

场的可能性越大。

（3）风险态度在社会保险与风险市场参与之间

具有显著的中介作用，社会保险水平提升会使居民

更为偏好风险，进而促进其参与风险金融市场。

（4）养老与医疗保险的细分险种对风险金融市

场参与的促进作用存在异质性。养老保险中的机关

事业单位离/退休金、城镇职工基本养老保险、城镇

居民社会养老保险以及医疗保险中的城镇职工基本

医疗保险、城镇居民基本医疗保险、公费医疗均显著

提高了家庭参与风险金融市场的概率；而新型农村

社会养老保险、城乡统一居民社会养老保险、新型农

2023年第3期(总第524期)

村合作医疗保险以及城乡居民基本医疗保险对家庭

风险金融市场参与影响不显著。

（5）相比城市居民和受教育水平较高的居民，社

会保险对农村居民、受教育程度较低的居民家庭风

险金融市场参与行为影响更大。

（6）无论是社会保险参与指数、风险市场参与概

率还是风险资产持有比重，灵活就业群体的平均水

平都显著低于正式就业群体。

综上，本文提出以下建议。

第一，完善包括社会保险、住房公积金在内的社

会保障体系，提高居民社会保险的完备性，使居民获

得更加全面的风险保障。

第二，推动完善社会保险全国统筹制度，目前只

有养老保险制度的统筹进度较为迅速，未来要逐步

推进更多的险种实现全国统筹，以使社会保险制度

能更公平有效地满足全体居民基本的风险保障需

求。

第三，关注农村居民、受教育水平较低的居民等

弱势群体的社保参与度和财产性收入，促进共同富

裕。

第四，多渠道、多途径积极普及金融知识，持续

提升居民金融素养，帮助其提高对金融产品和服务

的认知能力，从而合理提升居民的风险偏好程度。

第五，重点关注灵活就业群体的“社保困境”，建

立灵活就业群体社会保险的法律法规，鼓励其积极

参与风险金融市场。

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（责任编辑：张艳峰）

2023年第3期(总第524期)

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