楊 陽，劉玉貴

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

近年來，日益嚴(yán)重的人口老齡化問題，不僅通過勞動(dòng)力數(shù)量的變化影響著我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，還通過巨大的撫養(yǎng)壓力以及風(fēng)險(xiǎn)承受能力的改變影響著家庭金融資產(chǎn)配置的需求意愿。我國現(xiàn)有金融資產(chǎn)供給模式已不能很好地適應(yīng)金融資產(chǎn)的需求，若不采取相關(guān)措施進(jìn)行調(diào)整，我國金融資產(chǎn)的供需將逐步失衡，從而可能產(chǎn)生新的金融風(fēng)險(xiǎn)，給我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展造成較大影響[1]。因此，研究老齡化對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響不僅對(duì)構(gòu)建老齡化社會(huì)的家庭養(yǎng)老金融發(fā)展模式具有現(xiàn)實(shí)意義，也對(duì)優(yōu)化現(xiàn)有金融資產(chǎn)供給結(jié)構(gòu)以及防范金融風(fēng)險(xiǎn)的發(fā)生具有指導(dǎo)意義。

對(duì)于人口老齡化和金融資產(chǎn)配置的研究，可以分為理論和實(shí)證兩個(gè)方面。在理論方面，自Modigliani和Ando (1957)提出生命周期假說理論后，一些學(xué)者便開始根據(jù)不同地區(qū)實(shí)際情況進(jìn)行實(shí)證分析，檢驗(yàn)并拓展理論[2]。實(shí)證檢驗(yàn)方面，以老齡化為主要影響家庭金融資產(chǎn)配置因素的文獻(xiàn)主要是從以下三個(gè)方面進(jìn)行研究：首先，老齡化會(huì)影響人們的收入和消費(fèi)進(jìn)而影響金融資產(chǎn)配置。王勇等(2019)認(rèn)為老齡化會(huì)提高家庭消費(fèi)水平，同時(shí)對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)及醫(yī)療領(lǐng)域的消費(fèi)需求加大[3]，孫曄等(2019)認(rèn)為老齡化使得勞動(dòng)人口下降，從而造成居民的收入不平等現(xiàn)象呈現(xiàn)上升趨勢(shì)[4]。其次，老齡化會(huì)影響到人們對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的承擔(dān)意愿從而影響金融資產(chǎn)的配置。齊明珠等(2019)認(rèn)為老齡化將降低居民總體投資風(fēng)險(xiǎn)偏好度，從而影響未來投資市場的供需特征，最終降低資本市場的回報(bào)率[5]。陳丹妮(2018)認(rèn)為老齡化對(duì)于家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有概率均具有顯著的負(fù)面影響[6]。最后老齡化會(huì)影響家庭健康狀況進(jìn)而影響家庭資產(chǎn)配置。吳衛(wèi)星等(2011)發(fā)現(xiàn)投資者的健康狀況顯著影響家庭的股票或風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)在總財(cái)富中的比重[7]。學(xué)者圍繞著人口老齡化對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的研究取得了豐富的成果，但研究多偏向于短期單一的金融資產(chǎn)，而綜合考慮老齡化對(duì)多種金融資產(chǎn)配置意愿長期影響關(guān)系的研究較少。因此，本文通過構(gòu)建SVAR模型系統(tǒng)地分析人口老齡化對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響關(guān)系。

一、老齡化對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置影響的機(jī)理

1.生命周期理論

生命周期理論最初由莫迪利安尼提出的，該理論認(rèn)為消費(fèi)者會(huì)基于整個(gè)生命周期來消費(fèi)和配置資產(chǎn)，以實(shí)現(xiàn)其效用最大化。當(dāng)消費(fèi)者的收入高于其終生平均收入時(shí)，就會(huì)傾向于更多的儲(chǔ)蓄，反之則傾向于更多的消費(fèi)。當(dāng)一個(gè)國家的家庭老年人口比重較高時(shí)，居民傾向于將更多的收入用于儲(chǔ)蓄，對(duì)于金融資產(chǎn)以及消費(fèi)的配置量就會(huì)減少[8]。從生命周期理論來看，我國人口老齡化程度不斷加深會(huì)使得我國家庭金融資產(chǎn)偏向于儲(chǔ)蓄，減少對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資。

2.風(fēng)險(xiǎn)偏好理論

從金融資產(chǎn)投資供求的角度來看，不同年齡階段對(duì)風(fēng)險(xiǎn)承受能力不同，進(jìn)而產(chǎn)生不同的投資需求。而老年人屬于風(fēng)險(xiǎn)厭惡群體，隨著老齡化的程度加深，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)較高的金融資產(chǎn)需求就會(huì)不斷地減少，對(duì)于偏向于社會(huì)無風(fēng)險(xiǎn)報(bào)酬的金融資產(chǎn)配置的需求量就會(huì)增加。從風(fēng)險(xiǎn)偏好理論來分析，我國人口老齡化的程度日益嚴(yán)重，由于對(duì)于未來養(yǎng)老以及醫(yī)療產(chǎn)業(yè)的發(fā)展信心不足，對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)偏好的人口數(shù)量結(jié)構(gòu)會(huì)不斷的降低，從而家庭金融資產(chǎn)的投資以及消費(fèi)的意愿也會(huì)不斷的降低。

二、數(shù)據(jù)的來源與處理

為了研究人口老齡化對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響，本文選取65歲及以上人口占總?cè)丝诘谋壤从橙丝诶淆g化的程度，用中國人民銀行統(tǒng)計(jì)調(diào)查司對(duì)家庭資產(chǎn)對(duì)股票基金投資、儲(chǔ)蓄存款以及消費(fèi)的配置意愿調(diào)查情況作為我國家庭金融資產(chǎn)的配置狀況。時(shí)間區(qū)間為2010年第三季度至2019年第三季度。其中人口老齡化數(shù)據(jù)來自于Wind數(shù)據(jù)庫，家庭金融資產(chǎn)配置情況數(shù)據(jù)來自于中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計(jì)司。

在進(jìn)行建立SVAR模型之前需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，消除異方差的影響，之后對(duì)數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)，對(duì)于非平穩(wěn)的數(shù)據(jù)需要進(jìn)行差分處理直到數(shù)據(jù)平穩(wěn)后才可以進(jìn)行之后的實(shí)證分析。本文選擇利用ADF檢驗(yàn)來檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，具體的檢驗(yàn)結(jié)果見表1。從檢驗(yàn)的結(jié)果可以得出，在5%的顯著性水平下，四個(gè)變量均不能通過顯著性檢驗(yàn)。因此，需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分處理。在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分處理后，所有變量均通過顯著性檢驗(yàn)，表明LNCONSUME、LNOLDS、LNSAVE、LNSTACK為一階單整的序列。

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性處理后，需要確定模型的協(xié)整關(guān)系，首先需要確定模型的最優(yōu)之后階數(shù)，根據(jù)信息準(zhǔn)則進(jìn)行判斷，當(dāng)滯后階數(shù)為一時(shí)，五項(xiàng)信息準(zhǔn)則均通過檢驗(yàn)。在確定模型的滯后階數(shù)后進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，具體的檢驗(yàn)結(jié)果見表2。從檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)最大特征值以及跡檢驗(yàn)均通過檢驗(yàn)，說明存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系使得各個(gè)變量之間存在長期均衡關(guān)系。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

三、模型的構(gòu)建與估計(jì)

為了彌補(bǔ)傳統(tǒng)非結(jié)構(gòu)VAR模型不能反映變量的當(dāng)期之間的關(guān)系，本文通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)向量自回歸(SVAR)模型。SVAR模型是在VAR模型的基礎(chǔ)上，將系統(tǒng)中的每一個(gè)參數(shù)作為其余數(shù)據(jù)的函數(shù)來構(gòu)建模型，以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)來進(jìn)行設(shè)定模型的結(jié)構(gòu)約束條件，并通過脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行分析變量沖擊的影響路徑，從而可以分析多個(gè)變量間的影響關(guān)系[9]。

其中含有k個(gè)變量的p階向量自回歸VAR(p)的數(shù)學(xué)表達(dá)式：

Yt=α0+α1Yt-1+α2Yt-2+…+αpYt-p+εt

(1)

其中(1)式中Yt是k維內(nèi)生變量向量，α0,α1,α2,…,αp是待估計(jì)的參數(shù)矩陣，內(nèi)生變量和外生變量分別有p和q階滯后期，εt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

Cyt=Γ0+Γ1yt-1+…+Γpyt-p+uy

(2)

其中(2)式為VAR模型所對(duì)應(yīng)的SVAR模型，矩陣C為主對(duì)角線元素均為1的矩陣，反映出內(nèi)生變量的同期影響關(guān)系。Γi是內(nèi)生變量滯后項(xiàng)的系數(shù)矩陣，ut是SVAR模型的結(jié)構(gòu)式隨機(jī)誤差項(xiàng)。將(2)式轉(zhuǎn)變?yōu)闇笏阕拥男问接校?/p>

(3)

其中(3)式中C(L)是滯后算子L的k階參數(shù)矩陣且C0≠Ik，C0矩陣對(duì)主對(duì)角線元素為1的矩陣。

本文選擇構(gòu)建A-B型的SVAR模型，其中A、B為可逆矩陣且需要滿足以下的條件：

Aεt=But，E(uu')=Ik，A=C0，B=Ik

在構(gòu)建好SVAR模型之后，需要對(duì)設(shè)定模型施加約束條件，模型存在四個(gè)內(nèi)生變量需要施加2k2-k(k+1)/2=22個(gè)約束條件才能滿足模型的識(shí)別條件。本文選擇設(shè)定的長期約束條件中A矩陣對(duì)角線的約束元素為1，B矩陣為單位矩陣，所以至少需要施加6個(gè)約束條件就可以滿足模型的要求。通過對(duì)A矩陣施加約束條件則等同于對(duì)矩陣C0施加約束條件，本文根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論知識(shí)認(rèn)為居民的儲(chǔ)蓄意愿會(huì)影響消費(fèi)意愿，當(dāng)居民偏向于儲(chǔ)蓄就會(huì)相應(yīng)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生影響，即a31≠0。家庭的儲(chǔ)蓄意愿會(huì)受到家庭的投資意愿以及消費(fèi)意愿改變的影響，即a12≠0，a13≠0。同時(shí)，隨著我國老齡化程度的加劇，對(duì)家庭的投資以及消費(fèi)意愿也會(huì)產(chǎn)生一定的影響，即a24≠0，a34≠0。本文設(shè)定其他內(nèi)生變量間不產(chǎn)生影響關(guān)系，在對(duì)模型施加約束條件后，矩陣的具體設(shè)定的形式為：

表3 參數(shù)估計(jì)結(jié)果

A矩陣參數(shù)的估計(jì)結(jié)果見表3，從參數(shù)估計(jì)結(jié)果可知，所有的參數(shù)在5%的顯著性水平下都通過檢驗(yàn)，同時(shí)家庭的儲(chǔ)蓄對(duì)消費(fèi)意愿有著負(fù)向的影響，家庭的投資和消費(fèi)對(duì)儲(chǔ)蓄也有著負(fù)面影響。人口老齡化抑制金融資產(chǎn)投資，促進(jìn)了家庭的消費(fèi)意愿。參數(shù)的正負(fù)性符合現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)原理，參數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果較為合理。同時(shí)在SVAR建立后還需要對(duì)模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，通過AR根圖來反映檢驗(yàn)的結(jié)果，如果所有的根模倒數(shù)都小于1并落在單位內(nèi)，則表明所建立的模型是穩(wěn)定的，對(duì)所建立的模型的檢驗(yàn)結(jié)果如圖1所示。所有的根模倒數(shù)都落入到單位圓內(nèi)，表明所建立的模型是穩(wěn)定的，可以對(duì)所建立的模型進(jìn)一步分析。

圖1 模型的AR根圖

四、實(shí)證分析

為了分析人口老齡化對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響，本文通過構(gòu)建多變量的結(jié)構(gòu)自回歸模型，利用脈沖響應(yīng)和方差分解來分析變量之間的影響關(guān)系以及年齡結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)各個(gè)內(nèi)生變量的貢獻(xiàn)和影響。

1.脈沖分析

本文采用廣義脈沖響應(yīng)的方法分析模型受到年齡結(jié)構(gòu)沖擊的影響，同時(shí)也避免了變量輸入順序?qū)γ}沖結(jié)果造成的影響，具體的脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖2所示。從人口老齡化程度對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的脈沖響應(yīng)來看，從第一期開始隨著人口老齡化的加劇對(duì)于家庭儲(chǔ)蓄就有著正向的影響，但影響的程度隨著期數(shù)的增加不斷的減小。從第七期開始出現(xiàn)了輕微的負(fù)向影響。說明隨著老齡化程度的加深，對(duì)于無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)更加的偏好，從而促使了家庭資產(chǎn)對(duì)于儲(chǔ)蓄的配置。從人口老齡化結(jié)構(gòu)對(duì)于家庭股票基金投資意愿的脈沖響應(yīng)結(jié)果來看，從第一期開始人口老齡化對(duì)家庭股票等金融資產(chǎn)的投資就有這負(fù)向的影響，這也說明人口老齡化符合風(fēng)險(xiǎn)偏好的假說，雖然從第二期開始有著正向的影響，但整體還是呈現(xiàn)著負(fù)向的影響。從人口老齡化對(duì)家庭消費(fèi)意愿的脈沖響應(yīng)結(jié)果來看，人口老齡化前期對(duì)消費(fèi)有著負(fù)向的影響，從第七期開始出現(xiàn)正向的影響，說明人口老齡化會(huì)使得生命周期的特征不斷地加強(qiáng)，人口老齡化使得家庭資產(chǎn)更傾向于儲(chǔ)蓄，對(duì)消費(fèi)的需求會(huì)減小。但長期可能由于收入低于終生平均收入時(shí)會(huì)出現(xiàn)消費(fèi)傾向增加，儲(chǔ)蓄意愿減少。從人口老齡化自身的脈沖響應(yīng)結(jié)果來看，我國人口老齡化程度有著不斷加深的趨勢(shì)，這也會(huì)使得我國家庭金融資產(chǎn)配置會(huì)受到老齡化的長期影響，我國家庭金融資產(chǎn)配置地需求也會(huì)隨著老齡化的程度改變而發(fā)生變化。

圖2 脈沖響應(yīng)

2.方差分解

為了分析每一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)沖擊的貢獻(xiàn)率，通過方差分解可以很好地說明老齡化對(duì)金融資產(chǎn)配置的影響。本文選擇對(duì)家庭股票投資以及消費(fèi)意愿進(jìn)行方差分解，具體的方差分解結(jié)果見表4。從人口老齡化對(duì)家庭股票等金融資產(chǎn)投資意愿結(jié)果可以看出，家庭的股票等金融資產(chǎn)投資意愿的沖擊主要來自于自身方差的貢獻(xiàn)，從第一期開始其自身的方差貢獻(xiàn)率不斷的減小。家庭的儲(chǔ)蓄意愿對(duì)于家庭的股票等金融資產(chǎn)投資的意愿影響程度不斷的加大，從第一期開始家庭儲(chǔ)蓄意愿對(duì)股票投資意愿的方差貢獻(xiàn)率就呈現(xiàn)著不斷上升的趨勢(shì)。人口的年齡結(jié)構(gòu)對(duì)家庭股票等金融資產(chǎn)投資意愿的方差貢獻(xiàn)率也在不斷上升。當(dāng)對(duì)家庭的消費(fèi)意愿進(jìn)行方差分解時(shí)，家庭儲(chǔ)蓄對(duì)消費(fèi)意愿有著較大的影響，家庭消費(fèi)意愿的沖擊主要來自于家庭儲(chǔ)蓄意愿的方差貢獻(xiàn)率，當(dāng)偏向于儲(chǔ)蓄時(shí)就會(huì)減少家庭的消費(fèi)意愿。家庭的股票投資意愿的沖擊對(duì)家庭消費(fèi)的方差貢獻(xiàn)率在第一期達(dá)到最大57.78%，之后不斷地減小，說明股票投資意愿對(duì)家庭消費(fèi)意愿的影響程度不斷地減小。人口老齡化的沖擊對(duì)于家庭消費(fèi)的方差貢獻(xiàn)率雖然不大，但始終呈現(xiàn)著上升的趨勢(shì)，說明人口老齡化程度的進(jìn)一步加劇會(huì)對(duì)家庭消費(fèi)意愿的影響更為直接。

表4 模型的方差分解

五、結(jié)論與建議

為了研究我國人口老齡化對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響，選取了我國家庭金融資產(chǎn)的配置意愿數(shù)據(jù)，構(gòu)建結(jié)構(gòu)向量自回歸模型分析各個(gè)變量間的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在人口老齡化的背景下，我國家庭金融資產(chǎn)配置發(fā)生了較大的變化。人口年齡結(jié)構(gòu)的變化通過家庭資產(chǎn)的投資以及儲(chǔ)蓄意愿進(jìn)而間接的影響我國家庭的消費(fèi)意愿，使得我國家庭對(duì)于金融資產(chǎn)的配置需求以及消費(fèi)需求發(fā)生了較大的轉(zhuǎn)變[10]。隨著老齡化的加劇更偏向于家庭資產(chǎn)的儲(chǔ)蓄而對(duì)于高風(fēng)險(xiǎn)的股票投資以及消費(fèi)偏好減小。為了應(yīng)對(duì)我國金融資產(chǎn)的配置需求發(fā)生的變化，為我國金融資產(chǎn)的供需均衡以及平穩(wěn)運(yùn)行提出如下的政策建議。

第一,有效調(diào)整人口老齡化的金融產(chǎn)業(yè)，高效配置老齡化下家庭金融資產(chǎn)。隨著人口老齡化程度的不斷加劇，我國老年人口的比重上升。由于缺乏有效資金配置路徑，使得家庭的金融資產(chǎn)更傾向于儲(chǔ)蓄。為了有效地解決這一困境，我國金融機(jī)構(gòu)應(yīng)針對(duì)人口老齡化資金配置需求的特點(diǎn)，調(diào)整我國金融產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并設(shè)計(jì)出更多的資金配置路徑，從而使得資金能夠高效利用以及獲得充分的收益。

第二，完善社會(huì)養(yǎng)老體系，促進(jìn)老齡化下家庭的消費(fèi)意愿。由于目前老齡化加劇的趨勢(shì)較為明顯。然而我國養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)還存在一定的不足，這使得老齡化人口更愿意將資金用于儲(chǔ)蓄，進(jìn)而減少消費(fèi)的需求。為了優(yōu)化資金的配置，推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國應(yīng)該加大對(duì)養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)醫(yī)療產(chǎn)業(yè)的投入建設(shè)，從而可以減輕老齡化人口對(duì)于養(yǎng)老問題的擔(dān)憂，從而能夠進(jìn)一步的推動(dòng)金融資產(chǎn)的優(yōu)化配置，促進(jìn)消費(fèi)的增長，推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

第三，優(yōu)化我國金融資產(chǎn)的供給結(jié)構(gòu)，穩(wěn)定金融資產(chǎn)的供需平衡。我國家庭金融資產(chǎn)配置意愿隨著老齡化的影響發(fā)生改變，從而對(duì)金融資產(chǎn)的需求也會(huì)發(fā)生相應(yīng)的變化。如果不進(jìn)行及時(shí)的調(diào)整，就會(huì)使得金融資產(chǎn)的供需發(fā)生失衡，影響金融資產(chǎn)的價(jià)格以及金融體系的平穩(wěn)運(yùn)行。因此，金融機(jī)構(gòu)應(yīng)該及時(shí)關(guān)注市場金融產(chǎn)品的需求變化，及時(shí)調(diào)整金融資產(chǎn)的供給規(guī)模并根據(jù)金融資產(chǎn)的需求特點(diǎn)，設(shè)計(jì)相應(yīng)的金融資產(chǎn)產(chǎn)品，從而可以有效的緩解人口老齡化對(duì)于金融資產(chǎn)供需以及金融市場的沖擊。