呂學(xué)梁 馬玉潔

1 引 言

傳統(tǒng)投資組合理論指出，理性經(jīng)濟(jì)人需要通過(guò)配置股票等風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，以達(dá)到優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置的目的。但在現(xiàn)實(shí)中，即使股票市場(chǎng)存在較高的股權(quán)溢價(jià)，參與股票市場(chǎng)的人群占總?cè)巳旱谋戎匾琅f偏低，且參與股市的投資者多數(shù)未能持有最優(yōu)的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)份額，學(xué)界將這一現(xiàn)象稱(chēng)為股票市場(chǎng)“有限參與”之謎?！?018年中國(guó)城市家庭財(cái)富健康報(bào)告》指出，我國(guó)總資產(chǎn)的77.7%是住房資產(chǎn)，其比重接近金融資產(chǎn)所占比重的7倍，而在美國(guó)家庭中，住房資產(chǎn)僅占總資產(chǎn)的34.6%，其所占比重低于金融資產(chǎn)。報(bào)告指出，股票作為中國(guó)家庭投資率最高的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，也僅在家庭總資產(chǎn)占據(jù)8.1%的份額，直觀的反映和證實(shí)了我國(guó)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)低投資率的問(wèn)題。中國(guó)家庭投資長(zhǎng)期存在“有限參與”、資產(chǎn)配置不合理、投資效率較低等問(wèn)題，這不僅影響家庭財(cái)產(chǎn)性收入的增加，更可能進(jìn)一步拉大收入差距，阻礙股票市場(chǎng)的長(zhǎng)期高效發(fā)展，從而影響直接融資渠道發(fā)揮資源配置的效應(yīng)?！吨腥A人民共和國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》明確提出要“多渠道增加城鄉(xiāng)居民財(cái)產(chǎn)性收入，創(chuàng)新更多適應(yīng)家庭財(cái)富管理需求的金融產(chǎn)品。研究分析“有限參與”之謎的成因，提出相應(yīng)解決方案和政策建議，有利于設(shè)計(jì)更符合家庭個(gè)體特征的金融產(chǎn)品，促進(jìn)我國(guó)家庭資產(chǎn)高效配置，增加其財(cái)產(chǎn)性收入。

在眾多“有限參與”的研究中，國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要從市場(chǎng)摩擦（Schmitt和Westerhoff，2016［1］；張旭陽(yáng)和吳衛(wèi)星，2020［2］）、背景風(fēng)險(xiǎn)（Qiu，2016［3］；易行健等，2019［4］）、行為因素（Li，2009［5］；周廣肅等，2020［6］）、信息處理能力（Rooij等，2011［7］；尹志超等，2014［8］）、家庭特征（Fagereng 等，2017［9］；王聰?shù)?017［10］）等方面展開(kāi)研究，少有文獻(xiàn)將子女性別納入考慮。中國(guó)社會(huì)自古秉持的“養(yǎng)兒防老”等傳統(tǒng)觀念影響著父母的性別偏好，始于1979年的計(jì)劃生育政策進(jìn)一步加劇了這種偏好的復(fù)雜性，并在一定程度上影響了我國(guó)出生人口性別比a出生人口性別比為每出生百名女?huà)胂鄬?duì)的出生男嬰數(shù)。的平衡。聯(lián)合國(guó)將102-107設(shè)定為出生人口性別比正常值值域，根據(jù)全國(guó)人口普查資料與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)公報(bào)，自1982年起我國(guó)出生人口性別比長(zhǎng)期處于上升趨勢(shì)，至2004年達(dá)到121.18的高值，此后多年一直呈波動(dòng)的態(tài)勢(shì)。第七次人口普查顯示，2020年我國(guó)出生人口性別比達(dá)到111.3，雖較2018年的114.9有所下降，但仍高出正常值上限4.3個(gè)百分點(diǎn)。長(zhǎng)期男女比例失衡會(huì)一定程度上加劇婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，也會(huì)進(jìn)一步導(dǎo)致住房作為地位性商品的需求增大，房?jī)r(jià)上漲（張安全等，2017［11］）。我國(guó)商品房?jī)r(jià)格自2008年來(lái)平均以7%的幅度上漲且漲幅平穩(wěn)，2018年達(dá)到8536元/平方米的成交均價(jià)，是2008年3800元/平方米成交均價(jià)的2.24倍b海宜居房地產(chǎn)研究院發(fā)布的《2018-2019年度全國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)報(bào)告》。。房?jī)r(jià)上漲會(huì)顯著減少有未婚男性家庭的消費(fèi)（曹靜等，2020［12］），增加養(yǎng)兒家庭的負(fù)擔(dān)，導(dǎo)致子女性別對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)決策產(chǎn)生異質(zhì)性影響。

綜上所述，我國(guó)高出生人口性別比與高房?jī)r(jià)共存的特殊國(guó)情可能會(huì)加劇家庭投資的“有限參與”問(wèn)題。文章使用2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，縮寫(xiě)CHFS）數(shù)據(jù)，以住房選擇作為中間機(jī)制，分析子女性別差異如何影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資。文章可能的貢獻(xiàn)在于：（1）結(jié)合中國(guó)高出生人口性別比的社會(huì)現(xiàn)象，從子女性別的角度出發(fā)，分析了家庭中子女性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資決策的影響，給予“有限參與”之謎一個(gè)新解釋?zhuān)卣沽思彝?nèi)部結(jié)構(gòu)特征的相關(guān)研究。（2）近年來(lái)，我國(guó)房?jī)r(jià)呈持續(xù)上漲態(tài)勢(shì)，部分學(xué)者認(rèn)為我國(guó)房?jī)r(jià)的上漲與失衡的人口性別比具有較強(qiáng)相關(guān)性（Wei和Zhang，2011［13］）。在高企的房?jī)r(jià)與高出生人口性別比的大背景下，住房作為“地位性尋求品”的屬性增強(qiáng)（杭斌和修磊，2015［14］）。本文基于上述文獻(xiàn)的研究基礎(chǔ)，從住房視角探討子女性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響機(jī)制，厘清了其傳導(dǎo)路徑。

本文后續(xù)內(nèi)容安排如下：第二部分主要介紹文獻(xiàn)綜述與理論假說(shuō)；第三部分為數(shù)據(jù)來(lái)源與變量設(shè)定；第四部分為模型設(shè)定與基準(zhǔn)分析；第五部分進(jìn)行機(jī)制分析、異質(zhì)性分析與穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第六部分歸納研究結(jié)論并提出政策建議。

2 文獻(xiàn)綜述與理論假說(shuō)

2.1 文獻(xiàn)綜述

中國(guó)的傳統(tǒng)觀念認(rèn)為“有房才有家”，家庭撫養(yǎng)子女的數(shù)量和性別都會(huì)對(duì)住房決策產(chǎn)生影響。家庭結(jié)構(gòu)和規(guī)模會(huì)影響居民住房決策和偏好（Edgar和Olsen，1969［15］）。住房數(shù)量、質(zhì)量、區(qū)位和產(chǎn)權(quán)的需求與家庭規(guī)模以及家庭穩(wěn)定性有關(guān)，而家庭的規(guī)模與穩(wěn)定性又與孩子數(shù)量密切相關(guān)。比如子女成年、子女結(jié)婚、誕生第一個(gè)孩子，孩子數(shù)量增多后的四個(gè)階段往往對(duì)應(yīng)著租小公寓、租大公寓、買(mǎi)小住宅、買(mǎi)較大的住宅的四種住房決策和偏好（Clark和Dieleman，1996［16］）。近年來(lái)，學(xué)者們?cè)诳紤]我國(guó)傳統(tǒng)社會(huì)文化背景的前提下，開(kāi)始分析研究子女性別與家庭住房決策的關(guān)系。鑒于我國(guó)長(zhǎng)期存在性別失衡問(wèn)題，這一現(xiàn)象加大了男性在婚姻市場(chǎng)中的壓力。一方面，Wei和Zhang（2011）［13］指出在婚姻市場(chǎng)中，儲(chǔ)蓄多的家庭其競(jìng)爭(zhēng)力也會(huì)相應(yīng)增加，據(jù)此提出了“競(jìng)爭(zhēng)性?xún)?chǔ)蓄”的概念。另一方面，家庭的儲(chǔ)蓄財(cái)富可觀察性低，無(wú)法直接在婚姻市場(chǎng)中被識(shí)別，故更多的家庭選擇將財(cái)富轉(zhuǎn)換為地位尋求品，以彰顯自身實(shí)力和優(yōu)勢(shì)。杭斌和修磊（2015）［14］研究發(fā)現(xiàn)，住房面積與家庭社會(huì)地位具有正向相關(guān)性，從而印證了住房“地位尋求品”的屬性，所以有兒子的家庭購(gòu)置新住房是家庭財(cái)富實(shí)力的表現(xiàn)（Sargeson，2002［17］）。另有研究表明，男方家庭為規(guī)避逆向選擇，往往把住房作為“質(zhì)量信號(hào)”傳達(dá)于婚姻市場(chǎng)中，女方則通過(guò)住房質(zhì)量判斷男方的“質(zhì)量”，減弱了婚姻市場(chǎng)信息不對(duì)稱(chēng)的情況（方麗和田傳浩，2016［18］）。魏下海和萬(wàn)江濤（2020）［19］研究發(fā)現(xiàn)，房屋可以提高男孩家庭婚姻匹配的可能性，通過(guò)進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，相比女孩家庭，男孩家庭傾向于選擇面積更大的住房，且具有更早的購(gòu)房需求。易成棟等（2018）［20］認(rèn)為，提早購(gòu)置婚房可以對(duì)沖未來(lái)房?jī)r(jià)上漲的風(fēng)險(xiǎn)，在房?jī)r(jià)上漲時(shí)期，這種投資行為可以規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)。且研究表明，家中是否有兒子并不會(huì)影響首套房的購(gòu)房決策，但有兒子的家庭會(huì)影響多套房的購(gòu)買(mǎi)決策。

住房是影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融投資的重要因素之一。住房對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資既存在財(cái)富效應(yīng)，也存在擠出效應(yīng)。一方面，財(cái)富效應(yīng)認(rèn)為住房數(shù)量或價(jià)格對(duì)家庭參與風(fēng)險(xiǎn)投資有促進(jìn)作用。早期的許多研究認(rèn)為，發(fā)達(dá)國(guó)家廣泛存在住房財(cái)富效應(yīng)。Kerdrain（2011）［21］通過(guò)對(duì)比美國(guó)、日本和歐盟等國(guó)家的住房資產(chǎn)持有狀況，發(fā)現(xiàn)美國(guó)的住房資產(chǎn)具有最強(qiáng)的財(cái)富效應(yīng)。Barrell和Davis（2007）［22］認(rèn)為住房的財(cái)富效應(yīng)受到信用約束的影響，信用約束越低，居民擁有住房的財(cái)富效應(yīng)越強(qiáng)烈。吳衛(wèi)星等（2014）［23］研究發(fā)現(xiàn)，有房貸和大產(chǎn)權(quán)房屋的家庭，更有可能參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資。陳永偉等（2015）［24］研究認(rèn)為，住房在我國(guó)具有更強(qiáng)的財(cái)富效應(yīng)，住房財(cái)富的上漲會(huì)增加居民投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率和比重。張光利和劉小元（2018）［25］研究發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)的上漲會(huì)帶動(dòng)居民的風(fēng)險(xiǎn)偏好，從而使家庭更有可能參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資。另一方面，擠出效應(yīng)認(rèn)為住房會(huì)降低家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的可能性。顏色和朱國(guó)鐘（2013）［26］把背景風(fēng)險(xiǎn)納入動(dòng)態(tài)生命周期模型，研究發(fā)現(xiàn)，若房?jī)r(jià)的增長(zhǎng)不能呈持續(xù)性狀態(tài)，則無(wú)房青年會(huì)面臨較強(qiáng)的住房擠出效應(yīng)。李江一（2018）［27］從購(gòu)房動(dòng)機(jī)和償還房貸兩方面考慮，研究發(fā)現(xiàn)二者會(huì)使家庭面臨流動(dòng)性約束，進(jìn)而擠出金融資產(chǎn)投資支出。路曉蒙等（2019）［28］發(fā)現(xiàn)，相比于股票，中國(guó)住房具有高收益、低風(fēng)險(xiǎn)的特征，因此擁有住房數(shù)量越多的家庭，住房對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的擠出效應(yīng)越明顯。

綜上所述，已有研究關(guān)注了子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資決策的影響，但忽視了子女性別差異的分析。而現(xiàn)有研究或多從子女?dāng)?shù)量的視角探討子女如何影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資決策，忽視了子女性別差異的影響，或集中討論子女性別差異對(duì)家庭房產(chǎn)配置的影響，少有文獻(xiàn)結(jié)合我國(guó)高出生人口性別比和有限參與的特定社會(huì)背景，從子女性別的角度出發(fā)，考察子女性別與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資之間的關(guān)系。梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，家庭子女性別會(huì)影響住房決策，而住房會(huì)影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資，且住房對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響具有擠出效應(yīng)和財(cái)富效應(yīng)雙重影響，少有在考慮子女性別特征的情況下，探討并厘清這兩種效應(yīng)。故本文致力于建立住房選擇的中介機(jī)制，對(duì)子女性別差異如何影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資進(jìn)行深入分析。

2.2 理論假說(shuō)

我國(guó)大部分地區(qū)仍保有傳統(tǒng)的“養(yǎng)兒防老”和“重男輕女”的思維模式，雖然法律規(guī)定子女隨父姓和隨母姓具有同等法律效應(yīng)，但大部分家庭，尤其男性，都更傾向選擇讓子女隨父姓（田蘊(yùn)祥，2017［29］），這表示我國(guó)社會(huì)更偏向父系血脈。在這種社會(huì)環(huán)境下，養(yǎng)育兒子被看作傳承血脈的關(guān)鍵，同時(shí)家庭撫養(yǎng)子女性別會(huì)產(chǎn)生價(jià)值差異（陶濤，2012［30］）。我國(guó)早期的男孩偏好主要表現(xiàn)在嬰幼兒存活率上，新中國(guó)成立初期，我國(guó)出生人口性別比在正常值域范圍內(nèi)，但男嬰的存活率遠(yuǎn)高于女?huà)?。隨著計(jì)劃生育政策的頒布，家庭可擁有的孩子數(shù)量受到限制，這進(jìn)一步強(qiáng)化了中國(guó)家庭的男孩偏好，與此同時(shí)，伴隨著性別鑒定技術(shù)的發(fā)展，大部分家庭都愿意支付費(fèi)用以進(jìn)行性別選擇，大大降低了女?huà)氲某錾剩▎虝源海?004［31］）。

男孩偏好和計(jì)劃生育政策的實(shí)施，導(dǎo)致了我國(guó)性別比例嚴(yán)重失衡的現(xiàn)狀，進(jìn)而會(huì)產(chǎn)生一系列復(fù)雜的社會(huì)現(xiàn)象。首先，考慮人口性別結(jié)構(gòu)失衡。我國(guó)出生性別比自1980年開(kāi)始持續(xù)升高，至今仍高于正常值，導(dǎo)致該現(xiàn)象除相關(guān)政策的原因，男孩偏好是重要原因之一。高出生性別比勢(shì)必導(dǎo)致高適婚人口比，即在一段時(shí)間內(nèi)，有資格結(jié)婚的年輕男性數(shù)量高于女性，這會(huì)提高女性在婚姻市場(chǎng)的議價(jià)能力，從而在近些年出現(xiàn)了“天價(jià)彩禮”等現(xiàn)象。第二，造成家庭經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)。性別失衡會(huì)導(dǎo)致子女性別不同的家庭在資源配置模式上存在差異，在性別失衡嚴(yán)重的地區(qū)，家庭為提高兒子在婚姻市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力，可能會(huì)降低消費(fèi)，提高儲(chǔ)蓄，不利于市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

家中撫養(yǎng)兒子對(duì)其風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響可能是雙向的。一方面，相對(duì)于只有女兒的家庭，有兒子的家庭可能會(huì)更多參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資。中國(guó)失衡的男女比例會(huì)增大男性在婚姻市場(chǎng)中的壓力，為增強(qiáng)男孩的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，減輕兒子自身壓力，家庭有動(dòng)力追求更快的財(cái)富積累。部分男孩家庭有較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)偏好，通過(guò)創(chuàng)業(yè)的方式以期積累資本，提高社會(huì)地位，這一現(xiàn)象常見(jiàn)于性別失衡的農(nóng)村（魏世勇，2015［32］）。還有一部分家庭對(duì)男孩具有更高期望，愿意為其投入更多的教育等投資，提供更好的物質(zhì)基礎(chǔ)，期望提高的教育投資質(zhì)量反饋于勞動(dòng)市場(chǎng)，在提高個(gè)人能力的同時(shí)，提高婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力（Karbownik等，2017［33］）。這些方式都可能使有兒子家庭增加財(cái)富，并進(jìn)一步投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)來(lái)實(shí)現(xiàn)更高的收入。

另一方面，相對(duì)于只有女兒的家庭，有兒子的家庭可能會(huì)更少參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資。中國(guó)傳統(tǒng)觀念中，結(jié)婚時(shí)男方需向女方支付彩禮，以展示男方的經(jīng)濟(jì)實(shí)力（方麗和田傳浩，2016［18］）。男方家庭為提高婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，可能有強(qiáng)烈的“競(jìng)爭(zhēng)性?xún)?chǔ)蓄”動(dòng)機(jī)（Wei和Zhang，2011［13］），更多的將資金投向住房、汽車(chē)等透明度高的資產(chǎn)，這一現(xiàn)象在大城市中尤為明顯（韋艷和姜全保，2017［34］）。故在家庭財(cái)富水平一定的情況下，撫養(yǎng)兒子的家庭會(huì)傾向于購(gòu)置住房而非參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資（魏下海和萬(wàn)江濤，2020［19］）。

我國(guó)近年來(lái)房?jī)r(jià)快速上漲，房產(chǎn)具有比股票等風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)收益高且風(fēng)險(xiǎn)低的特征，而房產(chǎn)同時(shí)又是婚姻市場(chǎng)上具有吸引力的身份特征和價(jià)值信號(hào)。因此，我們推斷有兒子對(duì)家庭股票等風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的負(fù)向影響會(huì)大于正向影響，據(jù)此提出本文的第一個(gè)理論假說(shuō)。

假說(shuō)1：相對(duì)于只有女兒的家庭，有兒子的家庭會(huì)降低家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資概率和投資比重。

婚姻是一種特殊的社會(huì)活動(dòng)，社會(huì)地位越高的人，往往越容易獲得市場(chǎng)中沒(méi)有分配的資源（Corneo和Jeanne，1999［35］）。面臨日益加深的性別比例失衡，男性要想在婚姻市場(chǎng)中具備較強(qiáng)的競(jìng)爭(zhēng)力，必定會(huì)增強(qiáng)其地位尋求動(dòng)機(jī)（張安全等，2017［11］）。個(gè)人或家庭的財(cái)富水平是衡量社會(huì)地位的決定性因素，但財(cái)富水平的可視性低，無(wú)法在婚姻市場(chǎng)中直觀的展示。我國(guó)彩禮習(xí)俗發(fā)展至今，已經(jīng)不再單純的指向禮金的數(shù)額，男方家庭需要為子女婚姻支付更多，如房產(chǎn)、汽車(chē)等固定資產(chǎn)。受到傳統(tǒng)觀念的影響，中國(guó)家庭將“婚房”作為婚姻的基本保障，且有研究發(fā)現(xiàn)，大部分女方父母更希望女兒嫁給有房的男性（韋艷和姜全保，2017［34］），故房產(chǎn)成為了婚姻市場(chǎng)上彰顯男性競(jìng)爭(zhēng)力和社會(huì)地位的“剛需品”，這也同時(shí)賦予了住房“地位性尋求品”的屬性（杭斌和修磊，2015［14］）。

經(jīng)濟(jì)學(xué)角度認(rèn)為，住房同時(shí)存在消費(fèi)和投資雙重屬性。一般而言，出于消費(fèi)目的購(gòu)買(mǎi)的房產(chǎn)會(huì)擠出家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資，出于投資目的購(gòu)買(mǎi)的房產(chǎn)會(huì)促進(jìn)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資（吳衛(wèi)星等，2014［23］）。已有的研究中，常將家庭唯一住房視為消費(fèi)品，而將多套房視為投資品。結(jié)合社會(huì)學(xué)視角，中國(guó)親代與子代間多呈現(xiàn)以利他主義為核心的代際轉(zhuǎn)移現(xiàn)象，即有能力的的親代會(huì)主動(dòng)承擔(dān)子代的負(fù)擔(dān)，為其生活提供經(jīng)濟(jì)支持和保障。同樣，子代對(duì)父母的幫扶也是無(wú)私的，經(jīng)濟(jì)能力強(qiáng)的子代會(huì)為父母提供更好的養(yǎng)老保障。在利他性假說(shuō)下，父母對(duì)子女的撫養(yǎng)和培養(yǎng)通常不計(jì)經(jīng)濟(jì)和精神回報(bào)，家庭撫養(yǎng)子女不僅僅包涵家庭對(duì)子女的教育與成年之際的經(jīng)濟(jì)支持，還包含諸如家庭對(duì)子女結(jié)婚、購(gòu)房、創(chuàng)業(yè)支持等等方面的經(jīng)濟(jì)支持，而這種不計(jì)回報(bào)的經(jīng)濟(jì)投資通常具有經(jīng)濟(jì)上“消費(fèi)”而非“投資”屬性。在中國(guó)，父母為兒子準(zhǔn)備婚房成為一種非正式的社會(huì)規(guī)范，住房逐漸成為婚姻市場(chǎng)中不可或缺也是地位尋求的商品。傳統(tǒng)的“子代扶持”和婚嫁觀念、激烈競(jìng)爭(zhēng)的婚姻市場(chǎng)與高企的房?jī)r(jià)三者疊加，進(jìn)一步加劇了房產(chǎn)屬性的復(fù)雜程度。房產(chǎn)作為男性地位的象征，擁有住房的男性能夠在婚姻市場(chǎng)中有較高的話(huà)語(yǔ)權(quán)和選擇權(quán)。因此，相對(duì)于只有女兒的家庭，有兒子家庭的多套房更可能是消費(fèi)屬性而非投資屬性。

有研究發(fā)現(xiàn)，在兒子結(jié)婚之前，養(yǎng)兒家庭的父母出于對(duì)未來(lái)婚配能力的擔(dān)憂(yōu)，通常會(huì)保持較低的風(fēng)險(xiǎn)偏好，盡量避免風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資，而是更多的把資金轉(zhuǎn)換為實(shí)用的房產(chǎn)（Li和Wu，2017［36］）。面對(duì)近年來(lái)高漲的房?jī)r(jià)，家庭對(duì)于未來(lái)房?jī)r(jià)走勢(shì)的判斷具有較強(qiáng)的不確定性，有兒子的家庭會(huì)有較強(qiáng)的動(dòng)機(jī)提早購(gòu)置住房，以對(duì)沖未來(lái)房?jī)r(jià)上漲的風(fēng)險(xiǎn)（Wei和Zhang，2011［13］）?；诖?，提出本文的第二個(gè)理論假說(shuō)。

假說(shuō)2：相對(duì)于只有女兒的家庭，有兒子的家庭會(huì)增加多套房持有量，進(jìn)而降低家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資概率和比重。

3 數(shù)據(jù)來(lái)源與變量設(shè)定

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮研究需要用到家庭子女性別和子女年齡變量，經(jīng)過(guò)多個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)的對(duì)比研究，CHFS數(shù)據(jù)庫(kù)的調(diào)查問(wèn)卷與本文研究最為契合。目前公開(kāi)的CHFS數(shù)據(jù)庫(kù)共有2011年、2013年、2015年和2017年四個(gè)樣本庫(kù)，鑒于往年數(shù)據(jù)庫(kù)存在更新和調(diào)整，且子女性別在家庭內(nèi)部保持較為穩(wěn)定的狀態(tài)，時(shí)間序列上變化的不大，故本研究使用最新可得年份的數(shù)據(jù)庫(kù)，即2017年西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心的“中國(guó)家庭金融調(diào)查”（CHFS）數(shù)據(jù)，穩(wěn)健性檢驗(yàn)中將進(jìn)行混合面板數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。2017年CHFS調(diào)查項(xiàng)目采用抽樣的方式，具體的抽樣方案設(shè)計(jì)為分層、三階段和規(guī)模度量成比例（PPS）。調(diào)查樣本涵蓋了中國(guó)29個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），355個(gè)縣（區(qū)、縣級(jí)市），共涉及1428個(gè)村（居）委會(huì)，調(diào)查統(tǒng)計(jì)的有效家庭樣本量為40011戶(hù)。調(diào)查內(nèi)容涉及家庭成員的人口統(tǒng)計(jì)特征、家庭資產(chǎn)和收入狀況、投資廣度與深度等各方面情況。CHFS數(shù)據(jù)庫(kù)可以較好的從微觀層面反映中國(guó)居民家庭現(xiàn)狀，對(duì)中國(guó)居民投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的狀況具有一定的代表性?？紤]文章從家庭撫養(yǎng)子女性別的視角研究家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資異質(zhì)性，故樣本篩選時(shí)，參照易成棟等（2018）［20］做法，首先對(duì)戶(hù)主進(jìn)行設(shè)定，設(shè)置家中18周歲以上年齡最大的男性為戶(hù)主，若家中無(wú)男性，則設(shè)置18周歲以上年齡最大的女性為戶(hù)主。其次剔除未婚家庭及孩子數(shù)量為零的家庭，剔除存在明顯錯(cuò)誤異常值的樣本，以及相關(guān)變量數(shù)值缺失的樣本。最后，為避免極端異常值的干擾，將樣本根據(jù)家庭總收入和家庭財(cái)富變量?jī)啥诉M(jìn)行1%縮尾，最終得到有效家庭樣本量12925戶(hù)。

3.2 變量設(shè)定

（1）被解釋變量

為探究子女性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與程度和投資深度的影響，參照尹志超等（2014）［8］對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的定義，文章設(shè)定兩個(gè)因變量：一是設(shè)置是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的因變量，用以衡量家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的參與程度。此處將股票、基金、金融債券、企業(yè)債券、金融衍生產(chǎn)品、金融理財(cái)產(chǎn)品、非人民幣資產(chǎn)和黃金等定義為風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，只要家庭持有上述任何一種，設(shè)置因變量為1，否則為0；二是設(shè)置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資比重的因變量，用以衡量家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資深度，賦值為風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資總額與金融資產(chǎn)總額之比。其中，金融資產(chǎn)的范圍包括活期存款、定期存款、現(xiàn)金、股票、基金、債券、金融衍生品、金融理財(cái)產(chǎn)品、非人民幣資產(chǎn)、黃金、其他金融資產(chǎn)和借出款。

（2）解釋變量

子女性別變量的設(shè)定參照易成棟等（2018）［20］，將有子女的家庭按照是否有兒子，分為有兒子的家庭和只有女兒的家庭，對(duì)照只有女兒的家庭，將有兒子的家庭設(shè)置為1，否則為0。

（3）控制變量

控制變量的選取主要包括微觀層面變量和宏觀層面變量，參照史代敏等（2005）［37］方法，微觀層面變量從戶(hù)主個(gè)人特征和家庭整體特征兩方面選取。首先，戶(hù)主特征變量的選擇參考吳衛(wèi)星等（2014）［23］、易成棟等（2018）［20］、魏下海和萬(wàn)江濤（2020）［19］的設(shè)定，包括戶(hù)主性別、健康狀況、是否黨員、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、受教育程度、年齡及年齡的平方。戶(hù)主身體健康狀況的衡量，采用問(wèn)卷中“您覺(jué)得與同齡人相比，您的身體狀況如何？”這一問(wèn)題，參照張旭陽(yáng)和吳衛(wèi)星（2020）［2］的設(shè)定方式，定義回答“好”、“較好”的戶(hù)主為健康，變量賦值3，回答“一般”的戶(hù)主定義為較健康，變量賦值2，回答“較差”、“差”的戶(hù)主定義為不健康，變量賦值1。戶(hù)主風(fēng)險(xiǎn)厭惡態(tài)度選取CHFS調(diào)查問(wèn)卷中的“您是否喜歡冒險(xiǎn)？”這一問(wèn)題。參考魏下海和萬(wàn)江濤（2020）［19］的設(shè)定方式，根據(jù)回答，劃分風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度為5組：將選擇“很喜歡冒險(xiǎn)”者定義為強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)偏好者，變量賦值1；選擇“喜歡冒險(xiǎn)”者定義為弱風(fēng)險(xiǎn)偏好者，變量賦值2；選擇“一般”者定義為風(fēng)險(xiǎn)中立者，變量賦值3；選擇“不喜歡冒險(xiǎn)”者定義為弱風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者，變量賦值4；選擇“很喜歡冒險(xiǎn)”者定義為強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者，變量賦值5。戶(hù)主受教育水平的衡量，選擇問(wèn)卷中“您的文化程度是？”這一問(wèn)題，采取現(xiàn)有文獻(xiàn)折算為受教育年限的做法（尹志超等，2014［8］；任昶宇等，2020［38］），賦值“沒(méi)上過(guò)學(xué)”為0年、“小學(xué)”為6年、“初中”為9年、“中專(zhuān)”或“高中”為12年、“大專(zhuān)”為14年、“本科及以上”為16年。其次，參考易成棟等（2018）［20］、魏下海和萬(wàn)江濤（2020）［19］的設(shè)定，選取家中孩子數(shù)量、家庭規(guī)模、家庭總收入及家庭凈資產(chǎn)作為家庭整體特征變量。最后，參考張安全等（2017）［11］的設(shè)定，宏觀層面變量主要控制地區(qū)平均房?jī)r(jià)、地區(qū)人均GDP增速及地區(qū)人口密度。主要變量具體設(shè)定如表1所示。

表1 主要變量的選取及釋義

3.3 描述性統(tǒng)計(jì)

由表2可知，樣本家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的參與率為12.64%，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比重平均為3.51%，參與率和投資比重較低。樣本中72.59%的家庭有兒子，與我國(guó)高出生人口性別比相呼應(yīng)。觀察戶(hù)主特征變量可以發(fā)現(xiàn)，戶(hù)主中黨員較少，占比為12.68%，戶(hù)主平均年齡約為51歲，說(shuō)明戶(hù)主多為中年群體。戶(hù)主受教育水平的均值為9.7905，標(biāo)準(zhǔn)差為1.7633，即戶(hù)主平均受教育程度為初中，且受教育程度的個(gè)體間異質(zhì)性較大。樣本健康狀況和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度均值分別為1.634和3.7952，標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.7384和1.1054，這表明大部分受訪(fǎng)者健康狀況一般，且弱風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者偏多，樣本間差異較小?？紤]家庭特征變量，平均家庭總收入為11.028萬(wàn)元，標(biāo)準(zhǔn)差為1.319。平均家庭凈資產(chǎn)為13.131萬(wàn)元，標(biāo)準(zhǔn)差為1.5545，由標(biāo)準(zhǔn)層可推斷，我國(guó)各家庭間貧富差距較大，財(cái)富分配不均勻。家中子女總數(shù)均值為1.3449，樣本中平均每家有一到兩個(gè)孩子，這與我國(guó)計(jì)劃生育政策效果基本一致。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表

4 模型設(shè)定與基準(zhǔn)分析

4.1 模型設(shè)定

文章從兩方面探討子女性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響：一是考慮子女性別如何影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的參與率；二是考慮子女性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資深度的影響。在研究參與率問(wèn)題時(shí)，因變量設(shè)定為是否參與投資，賦值0或1，是二值虛擬變量，選擇Probit模型進(jìn)行回歸分析。在研究投資深度的問(wèn)題時(shí)，需要對(duì)因變量數(shù)據(jù)進(jìn)行截取，選擇Tobit模型進(jìn)行回歸分析。

為探討子女性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與率的影響，選用適合二值虛擬變量的Probit模型，模型設(shè)定如下：

在公式（1）中，我們假定riskasseti*是不可觀測(cè)的潛在變量，它與soni存在線(xiàn)性關(guān)系。riskasseti*與riskasseti的關(guān)系如式（2）所示，riskasseti為觀測(cè)家庭是否參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的因變量，若參與則賦值1，否則賦值為0。soni是解釋變量，即家中是否有兒子，有則賦值為1，否則為0。Zi為影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與的控制變量，包括家庭規(guī)模、戶(hù)主年齡、年齡的平方、健康狀況、受教育程度、家庭凈資產(chǎn)、風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度、家庭總收入、家中子女?dāng)?shù)量、戶(hù)主性別、政治面貌、區(qū)域平均房?jī)r(jià)、人均GDP增速、人口密度等。

為探討子女性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資比重的影響，選用Tobit模型設(shè)定如下：

其中，ratei*是潛在變量，ratei為風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資比重，由式（4）可知，若ratei*取值為負(fù)，則被賦值為0。soni與Zi分別為解釋變量和控制變量，與式（1）定義一致。

4.2 子女性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資決策影響的基準(zhǔn)分析

文章使用Probit模型分析子女性別如何影響家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的概率，表3中（1）列為沒(méi)有加入控制變量的Probit回歸邊際效應(yīng)，（2）列為加入控制變量后的Probit回歸邊際效應(yīng)。使用Tobit模型分析子女性別如何影響家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的深度，表3中（3）列和（4）列分別為沒(méi)有加入控制變量和加入控制變量的Tobit回歸邊際效應(yīng)。

表3 子女性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資影響

續(xù)表

由回歸結(jié)果（2）和（4）可知，相比于只有女兒的家庭，有兒子的家庭會(huì)降低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的參與概率和參與深度。相對(duì)于只有女兒的家庭，有兒子的家庭邊際效應(yīng)為-0.0321，表示撫養(yǎng)兒子的家庭，參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的概率會(huì)降低3.21%，且在1%的顯著水平下顯著。由Tobit的實(shí)證結(jié)果可知，有兒子的家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資比重的回歸系數(shù)為-0.0825，在1%的水平下顯著，邊際效應(yīng)為-0.0195，即相對(duì)于只有女兒的家庭，有兒子的家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資比重會(huì)降低1.95個(gè)百分點(diǎn)。上述結(jié)果論證了本文提出的假說(shuō)，即和只有女兒的家庭相比，撫養(yǎng)兒子的家庭會(huì)降低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的參與率和投資比重，這可能是因?yàn)槊鎸?duì)高人口性別比和高房?jī)r(jià)，有兒子的家庭為了增強(qiáng)其在婚姻市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力，有更強(qiáng)的“競(jìng)爭(zhēng)性?xún)?chǔ)蓄”動(dòng)機(jī)（Wei和 Zhang，2011［13］），在收入和財(cái)富水平一定的情況下，家庭可能更傾向于投資風(fēng)險(xiǎn)較低、可視性較高的地位尋求品，如住房等（韋艷和姜全保，2017［34］），從而擠出了家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資，假說(shuō)1得到支持。

考慮戶(hù)主特征變量。戶(hù)主的年齡和年齡的平方均在1%的水平下顯著，年齡的邊際系數(shù)為正，年齡平方的邊際系數(shù)為負(fù)，即隨著年齡的增長(zhǎng)，居民投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率和比重先升高后降低，符合生命周期理論。戶(hù)主受教育水平正向影響家庭投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，即家庭投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率和比重隨戶(hù)主受教育程度的升高而增加。這可能是因?yàn)楦叩慕逃綍?huì)使投資者具備更高的金融素養(yǎng)，從而提高家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的意識(shí)。戶(hù)主風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資負(fù)相關(guān)，即風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度越高的家庭，其投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率和比重越低?？紤]家庭特征變量，家庭財(cái)富和家庭總收入系數(shù)均在1%水平下顯著，說(shuō)明家庭財(cái)富和家庭總收入越高，居民越可能參與風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資，且投資比重越高。

5 機(jī)制分析、異質(zhì)性分析與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

5.1 機(jī)制分析

（1）中介變量選取與模型構(gòu)建

Wei 和 Zhang（2011）指出家庭儲(chǔ)蓄越多，孩子在婚姻市場(chǎng)中的競(jìng)爭(zhēng)力越強(qiáng)，并以此提出了“競(jìng)爭(zhēng)性?xún)?chǔ)蓄”的概念，但住房在中國(guó)傳統(tǒng)觀念中具有剛需屬性，是兒子在婚姻市場(chǎng)中保持競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)鍵因素［13］。中國(guó)的高房?jī)r(jià)給年輕人帶來(lái)了更大的購(gòu)房壓力，為此結(jié)婚所需的住房往往需要“全家的力量”（王先柱和王敏，2018［39］）?；谝陨戏治?，本文選取多套住房數(shù)量（house）作為中介變量，該變量設(shè)定依照CHFS調(diào)查問(wèn)卷中的“除了這套房產(chǎn)，您還有幾套住房？”這一問(wèn)題設(shè)定。

本文參照中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序（溫忠麟等，2004［40］），對(duì)住房中介機(jī)制進(jìn)行實(shí)證分析，建立回歸方程如下：

其中riskasset為是否參與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資，house為家中多套房數(shù)量，son為家中是否有兒子，Z為控制變量，包括家庭規(guī)模、戶(hù)主年齡、年齡的平方、健康狀況、受教育程度、家庭凈資產(chǎn)、風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度、家庭總收入、家中子女?dāng)?shù)量、戶(hù)主性別、政治面貌、各省份平均住房?jī)r(jià)格、人口密度、GDP增速等，式（6）采用普通最小二乘法回歸。

其中rate為風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占家庭金融資產(chǎn)投資的比重，其他變量與式（5）、式（6）和式（7）相同，式（9）用普通最小二乘法回歸。

（2）機(jī)制檢驗(yàn)

表4為子女性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資影響的住房機(jī)制分析結(jié)果。實(shí)證分析顯示，多套住房數(shù)量中介作用于子女性別影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資，相對(duì)于只有女兒的家庭，有兒子的家庭更傾向于持有多套住房，且多套住房會(huì)顯著的負(fù)向影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資。

表4中的（1）、（2）、（3）列匯報(bào)了回歸方程的邊際效應(yīng)。由表4的第（1）列回歸結(jié)果可知，子女性別對(duì)多套房數(shù)量的影響在1%的水平上顯著為正，回歸的邊際系數(shù)為0.0617，這表明若家中有兒子，會(huì)增加6.17%的概率持有多套住房，即與只有女兒的家庭比較，有兒子的家庭更傾向于持有多套住房。由回歸結(jié)果（2）和（3）可知，子女性別和多套房數(shù)量對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資概率和比重的影響都顯著為負(fù)，且影響投資概率和投資比重的邊際效應(yīng)分別為-0.0315和-0.0189，相比于基準(zhǔn)回歸中的邊際效應(yīng)-0.0321和-0.0195有所降低，這表明子女性別影響家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的住房中介機(jī)制存在。本文假說(shuō)2得到證實(shí)，即有兒子的家庭會(huì)傾向于購(gòu)置多套住房，以增加婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，進(jìn)而會(huì)擠出家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資。

表4 子女性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資影響的住房選擇機(jī)制檢驗(yàn)

5.2 異質(zhì)性分析

（1）城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析

我國(guó)城鄉(xiāng)居民所面臨的計(jì)劃生育政策不同，城鎮(zhèn)地區(qū)的計(jì)劃生育政策較為嚴(yán)格，即一對(duì)夫婦只允許生育一個(gè)孩子，但1984年中央出臺(tái)“七號(hào)文件”允許農(nóng)村家庭生育“一胎半”，即如果第一個(gè)孩子是女孩，則可以生育第二個(gè)孩子。鑒于計(jì)劃生育政策在農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民群體中存在政策差異，本節(jié)將總樣本按照城鎮(zhèn)和農(nóng)村進(jìn)行分類(lèi)，利用子樣本研究可能存在的城鄉(xiāng)異質(zhì)性。

由表5可知，城鎮(zhèn)樣本回歸結(jié)果與全樣本回歸結(jié)果一致，養(yǎng)兒家庭擠出風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)參與率和參與比重的邊際效應(yīng)為-0.0276和-0.0042，分別在1%和5%的水平上顯著。這意味著相比只有女兒的家庭，城鎮(zhèn)中有兒子的家庭會(huì)降低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的概率及比重，農(nóng)村樣本回歸結(jié)果不顯著。為驗(yàn)證組間差異的存在，此處采用基于似無(wú)相關(guān)模型的檢驗(yàn)方法（suest），檢驗(yàn)結(jié)果P值均小于0.1，即城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本在計(jì)量結(jié)果上存在顯著差異。這可能是因?yàn)閾狃B(yǎng)兒子的農(nóng)村家庭往往具有更高的風(fēng)險(xiǎn)偏好，傾向于通過(guò)創(chuàng)業(yè)的方式快速的積累財(cái)富（魏世勇，2015［32］），而家中有兒子的城鎮(zhèn)家庭往往具有較低的風(fēng)險(xiǎn)偏好，傾向于將資產(chǎn)投資于低風(fēng)險(xiǎn)的住房，從而會(huì)擠出家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資（韋艷和姜全保，2017［34］）。相比農(nóng)村家庭，城鎮(zhèn)家庭有更強(qiáng)在城鎮(zhèn)買(mǎi)房的確定性，而農(nóng)村家庭可能需要考慮孩子未來(lái)向城鎮(zhèn)的遷移，對(duì)于選擇在城鎮(zhèn)買(mǎi)房或在農(nóng)村自建房，具有較強(qiáng)的不確定性，因此農(nóng)村家庭的購(gòu)房需求沒(méi)有城鎮(zhèn)家庭迫切。且有兒子的城鎮(zhèn)家庭在城市買(mǎi)入多套房的可能性較大，而農(nóng)村家庭面對(duì)不確定性會(huì)推遲買(mǎi)入多套房的時(shí)間。

表5 城鄉(xiāng)差異下子女性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資影響的回歸結(jié)果

（2）城市異質(zhì)性分析

由于不同城市在區(qū)位特征、城鎮(zhèn)化程度和房?jī)r(jià)水平上具有一定的異質(zhì)性，可能會(huì)導(dǎo)致子女性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資產(chǎn)生差異化影響。已有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，不同級(jí)別的城市在面臨性別失衡時(shí)，所反映的房?jī)r(jià)上漲壓力不同：一、二、三線(xiàn)城市的性別失衡對(duì)房?jī)r(jià)上漲反映出較大壓力，而在四線(xiàn)和五線(xiàn)城市中，性別失衡與房?jī)r(jià)上漲不存在明顯的相關(guān)性（逯進(jìn)和劉璐，2020［41］）?；诖?，文章根據(jù)2017年第一財(cái)經(jīng)對(duì)中國(guó)338個(gè)地級(jí)以上城市的等級(jí)劃分，將一線(xiàn)城市、新一線(xiàn)城市、二線(xiàn)城市和三線(xiàn)城市定義為大中型城市，四線(xiàn)城市和五線(xiàn)城市定義為小城市，其中一線(xiàn)城市包括北京、上海、深圳和廣州，進(jìn)行異質(zhì)性分析。

由表6可知，子女性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響在大中型城市中負(fù)向顯著，即在大中型城市中，相對(duì)于只有女兒的家庭，有兒子的家庭會(huì)降低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的概率及比重。在小城市中，子女性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響基本不顯著。采用suest進(jìn)行組間系數(shù)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果P值均小于0.1，說(shuō)明兩組樣本在計(jì)量結(jié)果上存在顯著差異。城市級(jí)別異質(zhì)性的出現(xiàn)，可能是由于四線(xiàn)和五線(xiàn)城市的人口外流且以男性居多，導(dǎo)致當(dāng)?shù)氐幕橐鍪袌?chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力小，從而房?jī)r(jià)上漲的風(fēng)險(xiǎn)較低，對(duì)于孩子留在本地發(fā)展的家庭，無(wú)需提早購(gòu)房以規(guī)避房?jī)r(jià)上漲的風(fēng)險(xiǎn)。而對(duì)于考慮未來(lái)孩子向大中型城市遷移的家庭，無(wú)法預(yù)知明確的遷移城市，故也沒(méi)有迫切的提早買(mǎi)房的需求。而大中型城市的居民向小城市流動(dòng)的可能性低，且有兒子家庭傾向提早買(mǎi)房以規(guī)避未來(lái)房?jī)r(jià)上漲的風(fēng)險(xiǎn)（易成棟，2018［20］）。同時(shí)，大中型城市的房?jī)r(jià)普遍偏高，家庭在購(gòu)置多套房時(shí)壓力更大，在財(cái)富水平一定的情況下，高房?jī)r(jià)會(huì)導(dǎo)致家庭資金配置發(fā)生更大變化，購(gòu)置多套住房會(huì)更大的擠出風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資。相比之下，小城市的房?jī)r(jià)較低，家庭選擇在本地購(gòu)置多套住房的成本相對(duì)較低，小城市中有兒子家庭的購(gòu)房壓力相對(duì)小于大中型城市的有兒子家庭。

表6 城市類(lèi)型差異下子女性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資影響的回歸結(jié)果

續(xù)表

（3）戶(hù)主年齡異質(zhì)性分析

生命周期理論提出，在生命周期內(nèi)，居民依據(jù)家庭自身的經(jīng)濟(jì)情況匹配相應(yīng)的儲(chǔ)蓄和投資規(guī)模。在國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)研究的深化過(guò)程中，發(fā)現(xiàn)不同年齡段投資者的收入水平、健康狀況在不斷變化，使得青年與中老年家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置也不盡相同，為求得最優(yōu)投資組合，居民會(huì)隨著年齡變化不斷調(diào)整資產(chǎn)配置。本文參照（崔穎和劉宏，2019）［42］以及世衛(wèi)組織a世界衛(wèi)生組織根據(jù)年齡將人類(lèi)生命歷程進(jìn)行劃分，青年人為44歲及以下人群，中老年人為45歲及以上人群。對(duì)青年和中老年的劃分方法，將45歲以下的戶(hù)主劃分為“青年”，將年齡45歲及以上的戶(hù)主劃分為“中老年”，進(jìn)行如下回歸分析。

由表7可知，中老年樣本回歸結(jié)果與全樣本回歸結(jié)果一致，即相對(duì)于只有女兒的家庭，有兒子的家庭會(huì)降低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資概率及比重，青年樣本回歸結(jié)果則不顯著。采用suest進(jìn)行組間系數(shù)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果P值均小于0.1，說(shuō)明兩組樣本在計(jì)量結(jié)果上存在顯著差異。這可能是因?yàn)?，相較于中老年家庭，青年家庭的孩子年紀(jì)尚小，參與婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的時(shí)間尚早，暫時(shí)沒(méi)有購(gòu)置多套住房的壓力，且這一階段的家庭在進(jìn)行投資決策時(shí)，可能會(huì)選擇當(dāng)下剛需的教育進(jìn)行投資，而青年家庭處于財(cái)富積累的初級(jí)階段，可能沒(méi)有足夠的經(jīng)濟(jì)實(shí)力購(gòu)置多套住房，因此與中老年家庭相比，家中子女性別對(duì)青年家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資無(wú)影響。

表7 年齡異質(zhì)性下子女性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資影響的回歸結(jié)果

（4）地區(qū)性別比異質(zhì)性分析

地區(qū)人口性別比例的差異會(huì)影響婚配市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度，進(jìn)而可能會(huì)影響家庭撫養(yǎng)子女性別對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的程度。考慮出生人口性別比的正常值域?yàn)?02-107，故本文將人口性別比低于102的樣本劃分為性別比偏低地區(qū)，性別比在102-107范圍內(nèi)的樣本定義為正常地區(qū)，將性別比高于107的樣本定義為性別比偏高地區(qū)，探討在地區(qū)性別比例差異下，家庭子女性別如何影響其風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資。

由表8可知，在人口性別比偏低的地區(qū)，家庭撫養(yǎng)子女性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響不顯著，而在人口性別比正常的地區(qū)，撫養(yǎng)男孩的家庭會(huì)降低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的概率，但不影響家庭投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比重。在人口性別比偏高的地區(qū)，撫養(yǎng)兒子會(huì)降低家庭投資風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率和比重。進(jìn)行suest組間系數(shù)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，組間差異顯著存在于性別比偏低和偏高的家庭中。這可能是由于在性別比偏低的地區(qū)，男性面臨的婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力低，家庭撫養(yǎng)兒子對(duì)家庭投資決策的影響小于女兒，而在性別比偏高的地區(qū)，婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力激烈，撫養(yǎng)兒子的家庭為提高競(jìng)爭(zhēng)力，會(huì)更多的投資地位性尋求品，如住房，從而擠占了家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資。

表8 地區(qū)性別比異質(zhì)性下子女性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資影響的回歸結(jié)果

5.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1）使用工具變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

子女作為家庭結(jié)構(gòu)中重要的組成部分，不同性別的子女會(huì)對(duì)家庭投資活動(dòng)的影響具有異質(zhì)性。但通過(guò)參與風(fēng)險(xiǎn)金融投資活動(dòng)，家庭財(cái)富會(huì)發(fā)生變化，家庭可能會(huì)對(duì)子女性別產(chǎn)生新的偏好。為避免子女性別變量與家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資變量可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，參照Ding和Zhang（2014）［43］以及譚燕芝等（2018）［44］的研究，選取區(qū)域內(nèi)總體的人均子女?dāng)?shù)量作為工具變量。

為檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)中，子女性別與子女?dāng)?shù)量的相關(guān)性，文章統(tǒng)計(jì)分析了擁有不同子女?dāng)?shù)量的家庭中，有兒子的家庭所占比重。由表9知，若家中只有一個(gè)孩子，則超過(guò)半數(shù)的獨(dú)生子女家庭撫養(yǎng)的是兒子，撫養(yǎng)兒子的城鎮(zhèn)和農(nóng)村獨(dú)生子女家庭占比分別是63.37%和80.98%。在二孩家庭中，有兒子的城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭占比分別是80.64%和83.64%，在有三個(gè)及以上孩子的家庭中，有兒子的城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭占比分別為87.62%和93.25%，由上述分析可知，家中子女?dāng)?shù)量越多，則家庭撫養(yǎng)男孩的概率越高。進(jìn)一步結(jié)合我國(guó)1984年調(diào)整的計(jì)劃生育政策，形成了在農(nóng)村和城市地區(qū)計(jì)劃生育強(qiáng)度的異質(zhì)性，該政策允許農(nóng)村戶(hù)口的家庭生育“一胎半”，即如果第一胎是女兒，則部分家庭被允許生育二胎，而城市戶(hù)口則嚴(yán)格執(zhí)行一胎政策，這進(jìn)一步加強(qiáng)了家中子女性別與子女?dāng)?shù)量的相關(guān)性。

表9 不同子女?dāng)?shù)量家庭中擁有兒子的家庭占比

綜上分析，子女性別與子女?dāng)?shù)量存在一定相關(guān)性，而區(qū)域內(nèi)人均子女?dāng)?shù)不會(huì)影響個(gè)體家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資，故選取區(qū)域內(nèi)人均子女?dāng)?shù)作為工具變量較為合理。具體做法為：將家庭所在地區(qū)先按照?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)），再按照城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村進(jìn)行分組。文章選取的樣本分布在29個(gè)省（市、自治區(qū)），其中上海市只有城鎮(zhèn)的調(diào)查數(shù)據(jù)，因此本文將家庭樣本按照所在地區(qū)和城鄉(xiāng)分為 28 個(gè)地區(qū)組×2 個(gè)城鄉(xiāng)組+上海市，共分為57組，計(jì)算第 i 個(gè)家庭所在組群內(nèi)所有家庭的平均子女?dāng)?shù)作為其工具變量，并使用IV Probit和IV Tobit 模型進(jìn)行估計(jì)。為便于比較分析，表10的第（1）列為Probit回歸系數(shù)，第（3）列為T(mén)obit的回歸系數(shù)，第（2）列和第（4）列是內(nèi)生性檢驗(yàn)回歸結(jié)果，一階段估計(jì)F值為69.15，大于10，故可排除弱工具變量的影響。使用工具變量后的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)Probit模型和Tobit模型估計(jì)的結(jié)論一致，即內(nèi)生性檢驗(yàn)通過(guò)。

表10 使用工具變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

（2）更換數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了剔除2015年底開(kāi)始實(shí)施的“全面放開(kāi)二孩”政策的可能影響，文章將研究樣本更換為2015年CHFS數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。同時(shí)，為避免2017年度截面數(shù)據(jù)可能存在的抽樣偶然性影響，進(jìn)一步使用2015和2017兩年CHFS數(shù)據(jù)，進(jìn)行混合面板回歸，以驗(yàn)證基準(zhǔn)回歸穩(wěn)健性。表11的回歸檢驗(yàn)結(jié)果可證明數(shù)據(jù)具有一定的穩(wěn)健性。

表11 更換數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

（3）獨(dú)生子女與成年子女家庭穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文提到子女?dāng)?shù)量和子女性別之間存在一定相關(guān)性，為進(jìn)一步避免撫養(yǎng)多個(gè)子女的家庭對(duì)實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生影響，文章篩選出獨(dú)生子女家庭進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)?？紤]家庭資產(chǎn)投資具有生命周期性，子女年齡會(huì)在一定程度上影響家庭投資決策。隨著子女年齡的增加，子女對(duì)婚姻的需求會(huì)增大，在婚姻市場(chǎng)將面臨的更為強(qiáng)烈的競(jìng)爭(zhēng)。相應(yīng)的，父母為使子女在婚姻市場(chǎng)更具競(jìng)爭(zhēng)力，達(dá)到適婚年齡子女的父母或許會(huì)具有更強(qiáng)烈的購(gòu)買(mǎi)多套房的欲望，故處于這個(gè)階段的家庭，更容易擠出風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資。參照《婚姻法》規(guī)定，申請(qǐng)登記結(jié)婚的中國(guó)居民，男生需要年滿(mǎn)22周歲，女生需要年滿(mǎn)20周歲，為驗(yàn)證基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性，文章將家中最大子女年齡不符合結(jié)婚條件的家庭剔除，只剩下子女達(dá)到適婚年齡的家庭樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表12顯示穩(wěn)健性檢驗(yàn)通過(guò)。

表12 獨(dú)生子女與成年子女家庭穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

（4）更換被解釋變量與解釋變量穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在基準(zhǔn)回歸中，文章將股票、基金、金融債券、企業(yè)債券、金融衍生產(chǎn)品、金融理財(cái)產(chǎn)品、非人民幣資產(chǎn)和黃金等歸類(lèi)為風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)?？紤]到家庭對(duì)金融衍生產(chǎn)品等風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資較少，中國(guó)家庭投資的主要風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)為股票和基金，為避免極端異常投資的影響，用股票和基金作為風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的替代變量，進(jìn)行被解釋變量設(shè)定的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

有兒子的家庭會(huì)傾向于購(gòu)置多套房產(chǎn)從而會(huì)擠出家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資，基準(zhǔn)回歸中只考慮家中是否有兒子對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響，沒(méi)有考慮家中兒子數(shù)量對(duì)投資決策的影響，若基準(zhǔn)回歸結(jié)果穩(wěn)健，那么兒子數(shù)量越多的家庭其對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的擠出越嚴(yán)重，因此文章將解釋變量設(shè)置為家庭擁有兒子的數(shù)量，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，表13顯示穩(wěn)健性檢驗(yàn)通過(guò)。

表13 更換被解釋變量與解釋變量穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

6 結(jié)論與政策建議

文章運(yùn)用2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，以住房選擇作為中介機(jī)制，探討了子女性別對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的影響。研究發(fā)現(xiàn)：

（1）相對(duì)于只有女兒的家庭，有兒子的家庭會(huì)顯著降低進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的概率，并且會(huì)降低家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資比重，這一結(jié)論進(jìn)一步豐富家庭結(jié)構(gòu)影響的相關(guān)研究，不僅是子女?dāng)?shù)量，其結(jié)構(gòu)也會(huì)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資產(chǎn)生重要影響。文章進(jìn)一步從多方面展開(kāi)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)證實(shí)基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

（2）通過(guò)機(jī)制分析和中介機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，為了增強(qiáng)兒子在婚姻市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力，相對(duì)于只有女兒的家庭，有兒子的家庭會(huì)更傾向于購(gòu)置多套住房，從而降低了家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資概率和投資比重。這一研究結(jié)論表明當(dāng)考慮子女結(jié)構(gòu)時(shí)，住房屬性會(huì)更加復(fù)雜，與已有研究將多套房視為投資品從而對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資主要產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng)不同，當(dāng)家庭為兒子購(gòu)買(mǎi)多套房時(shí)，其同樣具有較強(qiáng)的消費(fèi)品屬性，產(chǎn)生的擠出效應(yīng)大于財(cái)富效應(yīng)。

（3）異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)：在城鎮(zhèn)家庭、大中型城市、中老年和人口性別比偏高的群體中，有兒子的家庭對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的負(fù)向影響更為顯著。

基于以上結(jié)論，本文提出如下政策建議：

（1）創(chuàng)新金融產(chǎn)品。金融機(jī)構(gòu)向客戶(hù)提供金融產(chǎn)品和服務(wù)時(shí)，應(yīng)該關(guān)注客戶(hù)及其家庭的背景特征，針對(duì)家中子女性別結(jié)構(gòu)差異，提供更加符合客戶(hù)實(shí)際需要的產(chǎn)品和服務(wù)，如可以設(shè)計(jì)一種盯住房?jī)r(jià)的金融產(chǎn)品，以對(duì)沖過(guò)快上漲的房?jī)r(jià)，提高客戶(hù)的風(fēng)險(xiǎn)偏好，加強(qiáng)家庭資產(chǎn)與金融市場(chǎng)的聯(lián)動(dòng)發(fā)展。

（2）計(jì)劃生育政策與房地產(chǎn)市場(chǎng)協(xié)調(diào)發(fā)展。當(dāng)前正值二胎政策全面開(kāi)放，如何在降低出生人口性別比的同時(shí)協(xié)調(diào)好房地產(chǎn)市場(chǎng)供求，穩(wěn)定房?jī)r(jià)，是影響計(jì)劃生育政策與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的重要問(wèn)題。應(yīng)注意防控全面放開(kāi)二胎后房地產(chǎn)市場(chǎng)需求過(guò)大的風(fēng)險(xiǎn)，弱化住房地位尋求品的屬性，加強(qiáng)對(duì)房?jī)r(jià)的直接調(diào)控，預(yù)防新一波的“炒房潮”。鼓勵(lì)市場(chǎng)和住房保障部門(mén)為有多個(gè)子女的家庭提供合適的住房產(chǎn)品，堅(jiān)持“房住不炒”的方針政策，提升居住質(zhì)量，滿(mǎn)足人們對(duì)美好生活的追求。

（3）人口遷移與房地產(chǎn)市場(chǎng)的協(xié)調(diào)發(fā)展。在城鎮(zhèn)化和城市化的過(guò)程中，應(yīng)重視人口遷移可能帶來(lái)的城鄉(xiāng)間和城市間住房需求的差異性變化，采取更加靈活的土地供應(yīng)機(jī)制，考慮人口向上遷移可能性，不宜盲目在農(nóng)村和小城市擴(kuò)大住房供給。在人口流入的大城市中，可能存在住房需求高于住房供給，進(jìn)而推高住房?jī)r(jià)格，增加購(gòu)房壓力，可以考慮供給適合2-3人居住的小面積住房，一方面可以緩解家庭的資金壓力，另一方面可以緩解住房需求過(guò)高的現(xiàn)象。

（4）加強(qiáng)引導(dǎo)，形成更合理的社會(huì)文化。傳統(tǒng)男方準(zhǔn)備婚房的觀念，加大了男性在性別失衡的婚姻市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)壓力，“男孩偏好”和“子代扶持”又將這種壓力傳遞給了父母，有關(guān)部門(mén)應(yīng)宣傳更積極更科學(xué)的婚姻觀念如“雙方共同購(gòu)買(mǎi)婚房或通過(guò)租賃解決居住需求”，建立健全法律等公共政策，保障女性在家產(chǎn)繼承和養(yǎng)老等方面的權(quán)利和義務(wù)，通過(guò)完善社會(huì)養(yǎng)老等方式形成更合理的性別平等觀念和代際轉(zhuǎn)移模式，有助于家庭進(jìn)行更合理的資產(chǎn)配置。