地區(qū)差異、子女性別偏好與農(nóng)村家庭金融行為
——來自CGSS2013數(shù)據(jù)的證據(jù)*

譚燕芝，李維揚(yáng)

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院&商業(yè)銀行經(jīng)營(yíng)管理研究所，湖南 湘潭 411105)

一、引言

自古以來，中國(guó)社會(huì)對(duì)子女性別偏好具有重男輕女的特質(zhì)，不同地區(qū)的文化背景與歷史淵源，加劇了這種傳統(tǒng)偏好的復(fù)雜性并催生了眾多相關(guān)的經(jīng)濟(jì)學(xué)研究，20世紀(jì)中后期，隨著計(jì)劃生育政策的逐步實(shí)施與整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展策略的不斷調(diào)整，中國(guó)人口結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出倒金字塔式的發(fā)展趨勢(shì)，子女在農(nóng)村家庭中所占投資比例不斷增加，家庭金融活動(dòng)活躍度顯著提升，與此同時(shí)，不同地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與總量也表現(xiàn)出階梯式布局，同樣影響著農(nóng)村家庭金融行為的活躍程度?！笆濉币?guī)劃期間，二孩政策全面放開，城鎮(zhèn)化進(jìn)程逐步提速，圍繞不同地區(qū)中子女出生性別偏好與農(nóng)村家庭金融行為問題也引起了學(xué)者、政府和社會(huì)的廣泛關(guān)注。那么，子女性別偏好與農(nóng)村家庭金融行為之間到底有無關(guān)聯(lián)？地域因素會(huì)影響兩者之間的關(guān)系嗎？

二、文獻(xiàn)綜述

國(guó)外諸多研究已經(jīng)解釋了子女出生性別偏好與家庭金融行為之間的關(guān)系。新家庭經(jīng)濟(jì)學(xué)的創(chuàng)立者貝克爾(Becker，1985)建立的孩子數(shù)量質(zhì)量替代理論解釋了家庭人口生育偏好與家庭收入投資之間的關(guān)系[1]33，但這種理論對(duì)發(fā)展中國(guó)家由于地域特征與子女傳統(tǒng)偏好所影響的不同財(cái)務(wù)決策關(guān)注較少。約翰·奈特(J Knight，2008)使用截面數(shù)據(jù)闡述了農(nóng)村家庭金融投資行為與其小孩是否是男孩之間存在正相關(guān)關(guān)系的統(tǒng)計(jì)性事實(shí)，但受截面數(shù)據(jù)因果識(shí)別與時(shí)間跨度的限制，該結(jié)論需要面板數(shù)據(jù)動(dòng)態(tài)回歸分析的進(jìn)一步驗(yàn)證[2]。倫德伯格(Lundberg S，2002)認(rèn)為，男孩對(duì)父母工作的激勵(lì)效應(yīng)大于女孩，這是由于男孩未來面臨的資金約束較強(qiáng)且在勞動(dòng)市場(chǎng)上男性比女性具有優(yōu)勢(shì)[3]251，但因?yàn)槟泻⒊休d的社會(huì)意義大于女孩，所以更能激發(fā)父母使用金融工具進(jìn)行資本積累的動(dòng)力。

國(guó)內(nèi)目前關(guān)于不同地區(qū)子女性別偏好與家庭金融行為的文獻(xiàn)還較缺乏。羅凱(2011)通過CHNS進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，擁有男孩家庭的年收入高于只擁有女孩的家庭，并認(rèn)為性別激勵(lì)效應(yīng)差異是農(nóng)戶收入差距的主要原因[4]37，但這一結(jié)論只針對(duì)同一地區(qū)且沒有考究具體的收入來源問題。許艷麗(2007)研究發(fā)現(xiàn)，雖然獨(dú)生子女家庭中女孩的人力資本投資得到改善，但社會(huì)性別偏好仍然存在重男輕女現(xiàn)象，并進(jìn)一步影響著家庭投資行為[5]48。淘濤(2012)從經(jīng)濟(jì)、文化和照料三方面分析了農(nóng)村地區(qū)婦女對(duì)子女的效用預(yù)期和性別偏好，結(jié)論表明社會(huì)對(duì)男孩與女孩的預(yù)期各有側(cè)重，但在投資分配方面依然體現(xiàn)了傳統(tǒng)重男輕女的性別認(rèn)識(shí)[6]25。

綜上所述，關(guān)于農(nóng)村家庭金融行為與子女性別偏好和地區(qū)差異之間的聯(lián)系，已有的研究文獻(xiàn)主要持有兩種觀點(diǎn)：一種是自然出生的激勵(lì)作用，科倫曼與諾伊馬克(Korenman S and Neumark D,1992)[7]233、沃德佛格(Waldfogel,1997)[8]209和布朗寧(Browning,1992)[9]1434認(rèn)為人們并沒有刻意地進(jìn)行子女性別的選擇，任何地區(qū)自然出生的子女對(duì)父母的投資行為均存在激勵(lì)效應(yīng)，但通常認(rèn)為小孩為男性的激勵(lì)效應(yīng)比小孩為女性時(shí)要高，家庭總收入與投資動(dòng)機(jī)受到子女性別的約束。斯蒂芬和尼古拉斯(Ambec S and N Treich，2007)在第一種觀點(diǎn)的基礎(chǔ)上認(rèn)為大多數(shù)現(xiàn)有研究探討的是在家庭層面上父母對(duì)子女消費(fèi)投入總量的不同，未考慮到地域影響與人力資本投資方式的差異[10]120。另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為家庭性別存在人為選擇因素，漢達(dá)(Handa，2000)[11]173、塔比莎和迪斯德爾(Tabitha and Tisdell，2005)[12]492的研究結(jié)果顯示經(jīng)濟(jì)條件較好的家庭與地區(qū)可以影響生育決策，這種決策在中國(guó)的表現(xiàn)可能是通過B超、支付超生罰款等方式獲得家庭滿意的子女性別。劉爽(2005)認(rèn)為中國(guó)農(nóng)村婦女生育確實(shí)存在性別偏好的人為選擇問題，且與家庭經(jīng)濟(jì)條件密切相關(guān)[13]2。林莞娟、趙耀輝(2015)認(rèn)為育齡婦女由于受到社會(huì)因素的影響更傾向于生男孩，在經(jīng)濟(jì)與政策條件允許的前提下會(huì)嘗試子女性別的人為選擇[14]135。

總體來看，現(xiàn)有研究圍繞同一地區(qū)子女性別偏好與農(nóng)戶家庭收入程度之間的辯證關(guān)系進(jìn)行了大量的研究工作，但針對(duì)不同地區(qū)背景下子女性別偏好與農(nóng)村家庭金融行為之間的研究還比較缺乏。本文以此為出發(fā)點(diǎn)，通過CGSS2013數(shù)據(jù)中8 596戶農(nóng)村樣本分析地區(qū)差異背景下的子女性別偏好與家庭金融行為的特點(diǎn)及其影響。

三、樣本數(shù)據(jù)與計(jì)量模型

(一)數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計(jì)性描述

文章使用的數(shù)據(jù)源于中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心發(fā)起的中國(guó)社會(huì)綜合調(diào)查(CGSS)。目前最新為2013年度數(shù)據(jù)，是中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)第二期(2010—2019)的第4次年度調(diào)查，調(diào)查在全國(guó)一共抽取了100個(gè)縣(區(qū))，加上北京、上海、天津、廣州、深圳作為初級(jí)抽樣單元。其中在每個(gè)抽中的縣(區(qū))，隨機(jī)抽取4個(gè)居委會(huì)或村委會(huì)，在每個(gè)居委會(huì)或村委會(huì)又計(jì)劃調(diào)查25個(gè)家庭，在每個(gè)抽取的家庭，隨機(jī)抽取1人進(jìn)行訪問。而在北京、上海、天津、廣州、深圳一共抽取80個(gè)居委會(huì)，在每個(gè)居委會(huì)計(jì)劃調(diào)查25個(gè)家庭，在每個(gè)抽取的家庭，隨機(jī)抽取1人進(jìn)行訪問。全國(guó)一共調(diào)查480個(gè)村/居委會(huì)，每個(gè)村/居委會(huì)調(diào)查25個(gè)家庭，每個(gè)家庭隨機(jī)調(diào)查1人，本文選取地區(qū)特征變量“街道”和“鄉(xiāng)鎮(zhèn)”作為農(nóng)村農(nóng)戶家庭樣本，總樣本量約為11 000。在剔除缺失關(guān)鍵變量和包含明顯錯(cuò)誤的數(shù)據(jù)后，剩下8 596戶完整有效的農(nóng)戶家庭數(shù)據(jù),有效樣本率為78.14%，表1為主要變量的定義及統(tǒng)計(jì)描述。

表1 主要變量定義及其統(tǒng)計(jì)描述*按照統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站上的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將我國(guó)劃分為東部、中部和西部三大經(jīng)濟(jì)地區(qū)。其中東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西、海南12個(gè)省(市、自治區(qū))；中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南9個(gè)省(自治區(qū))；西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆10個(gè)省(市、自治區(qū))。

資料來源：根據(jù)CGSS2013的8 596戶農(nóng)戶數(shù)據(jù)制成。

在8 596個(gè)有效樣本中，家庭存在金融活動(dòng)的比例大約為27.6%，男女比例約為50%，被調(diào)查者的年齡平均值為52歲，接受調(diào)查農(nóng)戶的平均文化程度處于初中水平，個(gè)人平均總收入介于1萬～2萬之間，其中農(nóng)業(yè)收入介于5千～1萬之間，子女中男孩的個(gè)數(shù)約為1,每?jī)蓱艮r(nóng)村家庭18周歲以下的子女個(gè)數(shù)約為1，在沒有政策限制的前提下，每戶農(nóng)村家庭平均想擁有的男孩個(gè)數(shù)為1，被調(diào)查對(duì)象的平均已婚年數(shù)約為30年，平均每戶家庭擁有2個(gè)子女。

表2揭示了農(nóng)村家庭金融行為與各變量所占百分比之間的關(guān)系。不難發(fā)現(xiàn)，性別對(duì)農(nóng)村家庭是否從事金融行為并沒有起決定性的影響作用；存在金融行為的家庭大多是60歲以下具有經(jīng)濟(jì)能力的中年或青年，不存在金融活動(dòng)的家庭則以60歲以上的老年人居多；受教育程度越高則參與金融活動(dòng)的概率越高且農(nóng)戶受教育程度在逐年提高；2015年全國(guó)農(nóng)村居民人均純收入為11 422元，考慮到數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)時(shí)間為2013年，參照2013年8 896元的標(biāo)準(zhǔn)以1萬元為界判斷農(nóng)民收入的高低，結(jié)果顯示存在金融活動(dòng)家庭處于高收入水平的占比達(dá)到73.49%，而不存在金融活動(dòng)家庭的總體收入普遍偏低，其中5 000以下的占比達(dá)到30.38%；農(nóng)村地區(qū)中有1個(gè)及以上男孩個(gè)數(shù)的家庭占比達(dá)到總體樣本的70%以上，所有家庭60%以上的子女均已成年，無論是否存在金融活動(dòng)，80%以上的農(nóng)村家庭理想的男孩個(gè)數(shù)為1個(gè)，不想擁有男孩的家庭個(gè)體占比分別為7.77%和5.83%，說明農(nóng)村地區(qū)金融投資行為存在“重男輕女”現(xiàn)象，男孩承載的社會(huì)意義與偏好遠(yuǎn)高于女孩；92.23%的中東部地區(qū)農(nóng)村家庭存在金融活動(dòng)，西部地區(qū)家庭占比僅為7.77%，而不存在金融活動(dòng)的家庭23.13%位于西部地區(qū)，說明農(nóng)村家庭金融行為也存在地區(qū)差異。

表2 農(nóng)村家庭金融行為與子女性別偏好和地區(qū)差異

表3反映了男孩偏好視角下的家庭金融活動(dòng)概況與樣本家庭的地區(qū)分布。結(jié)果顯示，75.91%的農(nóng)村家庭偏好至少擁有1個(gè)男孩，擁有男孩的家庭占據(jù)了全部金融活動(dòng)的81.01%，擁有男孩的農(nóng)村家庭比沒有男孩家庭的金融活躍度要高，存在金融活動(dòng)的農(nóng)村家庭以中東部地區(qū)較多，西部地區(qū)家庭占比僅為10%不到，說明在子女性別偏好控制的背景下，中東部地區(qū)農(nóng)村家庭金融活躍度較高。

表3 男孩偏好對(duì)不同地區(qū)農(nóng)村家庭金融行為的影響

表4反映了控制地區(qū)差異的背景下，是否擁有男孩這個(gè)因素對(duì)家庭金融行為的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，總體樣本分布體現(xiàn)了隨機(jī)抽樣的統(tǒng)計(jì)特征，東中西部地區(qū)農(nóng)村家庭金融活躍程度分別為17.28%、7.61%與3.69%，中東部地區(qū)農(nóng)村家庭比西部地區(qū)家庭金融活躍度普遍要高，體現(xiàn)在中東部地區(qū)擁有較為完善的金融市場(chǎng)基礎(chǔ)與機(jī)制，在此基礎(chǔ)上，通過分析是否擁有男孩對(duì)金融行為的影響后發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村地區(qū)擁有男孩的家庭比未擁有男孩的家庭金融活躍程度仍然普遍要高，這也說明子女性別偏好與地區(qū)差異對(duì)農(nóng)村家庭金融行為確實(shí)存在影響。

表4 地區(qū)差異視角下的農(nóng)村家庭金融活躍度與子女性別偏好

(二)基準(zhǔn)回歸模型及計(jì)量結(jié)果分析

在基于上述數(shù)據(jù)和變量的分析上，本文對(duì)農(nóng)村地區(qū)子女性別偏好與農(nóng)戶家庭金融行為之間的影響進(jìn)行差異性分析。一般而言，家庭環(huán)境越好，子女中男孩比例越高，農(nóng)戶發(fā)生金融活動(dòng)的概率也相應(yīng)提高，因此，本文構(gòu)建如下Probit模型：

Investment=α+β×Basic+γ×Feature+ε

(1)

其中，Investment為被解釋變量，表示農(nóng)戶是否進(jìn)行了金融活動(dòng)；Basic代表農(nóng)戶基本情況，具體包括性別(Sex)、被調(diào)查者年齡(Age)、教育程度(Education)、個(gè)人總收入(P_income)和農(nóng)業(yè)收入(C_income)；Feature代表農(nóng)村家庭“男孩偏好”的特征指標(biāo)，具體包括所生子女中男孩的個(gè)數(shù)(Num_male)、18周歲以下子女個(gè)數(shù)(Under_18)、如果沒有政策限制，想擁有男孩個(gè)數(shù)(Willing)以及地區(qū)差異(West、Mid、East)，其中所生子女中男孩的個(gè)數(shù)(Num_male)是考察不同地區(qū)之間農(nóng)村家庭金融行為差異的核心指標(biāo)；ε為誤差項(xiàng)。相關(guān)工具變量集包括結(jié)婚年數(shù)(Marry)以及子女總數(shù)(Num_child)。

表5 Probit基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：*、**和***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平。

表5報(bào)告了利用Stata12軟件計(jì)算出的probit基準(zhǔn)回歸的結(jié)果。結(jié)合前文統(tǒng)計(jì)性描述可以分析出以下幾個(gè)特征：

1.從對(duì)總體樣本Y1模型的回歸結(jié)果可以看出，代表“子女性別偏好”的各項(xiàng)指標(biāo)對(duì)農(nóng)村家庭金融行為的影響顯著為正，在控制其他因素不變的情況下，家庭子女中男孩個(gè)數(shù)每增加1%，存在男孩的家庭Y1、Y2、Y3進(jìn)行金融活動(dòng)的概率分別提升1.3%、2.5%和2.9%，說明樣本家庭子女中男孩占比越高，其對(duì)農(nóng)村家庭金融行為的影響程度越為活躍。這一分析結(jié)果與現(xiàn)實(shí)中所表現(xiàn)的趨勢(shì)基本相符。在中國(guó)傳統(tǒng)思想文化的熏陶下，“重男輕女”現(xiàn)象在廣大農(nóng)村地區(qū)仍然表現(xiàn)顯著，擁有男孩的農(nóng)村家庭對(duì)未來金融投資活動(dòng)表現(xiàn)活躍，一方面男孩在未來家庭行為中需要承擔(dān)較多比例的生活物質(zhì)成本，擁有男孩的家庭認(rèn)為需要提前進(jìn)行資本積累；另一方面?zhèn)鹘y(tǒng)思想認(rèn)為男孩在繼承遺產(chǎn)、姓氏等方面具有不可替代的作用，因此也樂于進(jìn)行金融投資活動(dòng)。與以上假設(shè)相匹配，想擁有男孩的個(gè)數(shù)每正向變動(dòng)1%，Y1、Y2、Y3家庭中進(jìn)行金融投資的概率將提高0.9%、0.8%和1.3%，這也再次佐證子女性別偏好對(duì)農(nóng)村地區(qū)家庭金融行為確實(shí)存在顯著影響。

2.根據(jù)Y4回歸結(jié)果可知，在統(tǒng)計(jì)口徑一致的前提下，家庭只存在女孩的樣本Y4與存在男孩的樣本Y1、Y2、Y3相比，子女特征變量與地區(qū)變量對(duì)其的影響力均低于擁有男孩的家庭樣本，這進(jìn)一步驗(yàn)證了農(nóng)村家庭子女中女孩所占比例對(duì)家庭金融行為存在負(fù)向影響，即子女中女孩占比越高，子女特征變量與地區(qū)變量對(duì)家庭金融行為的影響表現(xiàn)越不顯著。

3.前文表明子女性別偏好可能對(duì)農(nóng)村家庭金融行為產(chǎn)生影響，但接下來的問題是這種影響是否存在地區(qū)選擇？地區(qū)之間的差異是否存在程度的高低？從地區(qū)差異變量對(duì)Y1、Y2、Y3、Y4的回歸結(jié)果可以看出，地區(qū)差異對(duì)農(nóng)村家庭的金融行為存在影響，其中，對(duì)擁有男孩家庭的影響表現(xiàn)在金融活躍程度的高低，而對(duì)只存在女孩的家庭地區(qū)變量表現(xiàn)不敏感，農(nóng)村家庭所在地為西部地區(qū)的概率每正向變動(dòng)1%，Y1、Y2、Y3家庭發(fā)生金融活動(dòng)的概率將降低2.1%、9.4%和7.7%，農(nóng)村家庭所在地為中部地區(qū)的概率每增加1%，Y1、Y2、Y3家庭發(fā)生金融活動(dòng)的概率將提高3.5%、9.1%和10.1%，農(nóng)村家庭所在地為東部地區(qū)的概率每增加1%，Y1、Y2、Y3家庭發(fā)生金融活動(dòng)的概率將提高8.1%、17.9%和13.4%，值得注意的是子女男性偏好越明顯的樣本其地區(qū)差異變量表現(xiàn)越顯著且邊際影響按照東、中、西部依次遞減。這表明在不同地區(qū)農(nóng)村家庭金融活動(dòng)中子女性別偏好對(duì)家庭金融活動(dòng)的影響不盡相同，但在擁有男孩的樣本Y1、Y2、Y3中卻不存在決定性差異，只存在程度高低。在農(nóng)村城鎮(zhèn)化遷徙的驅(qū)動(dòng)下，中西部大量農(nóng)村家庭涌入發(fā)達(dá)地區(qū)，第六次人口普查結(jié)果顯示，我國(guó)東部地區(qū)人口遷入量占有絕對(duì)優(yōu)勢(shì)，遷入人口占全國(guó)遷移人口的比重達(dá)到84.2%，而中西部地區(qū)分別占12.1%和6.5%，未來子女個(gè)數(shù)與性別偏好可能成為這部分農(nóng)村家庭金融行為新的側(cè)重點(diǎn)。

4.與上述分析相對(duì)應(yīng)的是西部地區(qū)變量每提高1%，Y1、Y2、Y3樣本家庭發(fā)生金融行為的概率將分別降低2.1%、9.4%和7.7%，回歸結(jié)果顯示兩者之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明現(xiàn)階段西部地區(qū)農(nóng)村家庭仍然存在較為顯著的金融地理排斥現(xiàn)象，一方面由于受到西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的局限，金融覆蓋面與深度不足，較低的金融需求導(dǎo)致金融排斥現(xiàn)象的產(chǎn)生；另一方面十八屆五中全會(huì)二孩政策的全面放開，未來由人力資本積累帶來金融服務(wù)需求的持續(xù)增高與西部地區(qū)相對(duì)落后的金融基礎(chǔ)服務(wù)之間的矛盾不斷凸顯，進(jìn)一步加劇了西部農(nóng)戶本省城鎮(zhèn)化和異地城鎮(zhèn)化的程度，導(dǎo)致人口流失嚴(yán)重。西部地區(qū)在金融排斥與人口流失嚴(yán)重的雙重壓力下，通過完善金融基礎(chǔ)設(shè)施，擴(kuò)大金融覆蓋廣度的同時(shí)，可以通過農(nóng)戶基本特征變量和子女特征變量調(diào)節(jié)當(dāng)?shù)亟鹑谏鷳B(tài)環(huán)境。

5.與其他研究一樣，文章選取了包括性別、年齡、總收入等在內(nèi)的基本特征變量用以考察樣本家庭金融基本狀態(tài)，回歸結(jié)果顯示，對(duì)于不同地區(qū)、不同子女結(jié)構(gòu)的農(nóng)村家庭，年齡、文化程度、個(gè)人總收入、農(nóng)業(yè)總收入均對(duì)家庭金融行為表現(xiàn)顯著且呈現(xiàn)正相關(guān)聯(lián)系。這表明中國(guó)農(nóng)村家庭金融行為的影響因子存在同質(zhì)性與異質(zhì)性。在中國(guó)農(nóng)村金融開始改革創(chuàng)新的大背景下，我國(guó)中、西、東部地區(qū)發(fā)展極不均衡，區(qū)域內(nèi)部基礎(chǔ)設(shè)施、金融環(huán)境、人均收入、產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平等差異巨大，在考慮以金融手段發(fā)展地域農(nóng)村經(jīng)濟(jì)時(shí)應(yīng)統(tǒng)籌共同影響因子與當(dāng)?shù)靥厣?/p>

(三)內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

子女特征變量是本文研究的重要變量之一，而家庭子女特別是農(nóng)村地區(qū)家庭男孩個(gè)數(shù)(Num-male)很可能面臨內(nèi)生性問題，首先因?yàn)橛绊戅r(nóng)村家庭子女出生意愿與性別的因素十分繁雜，雖然文章通過較多控制變量控制了統(tǒng)計(jì)樣本的性別、年齡、教育水平、地域以及收入水平等因素，但仍無法保證存在遺漏變量；其次通過家庭金融活動(dòng)，農(nóng)戶獲得更多資金來源，在各因素作用下，其可能會(huì)在子女性別偏好方面產(chǎn)生新的想法。因此綜合上面兩方面原因，文章認(rèn)為子女特征變量可能存在內(nèi)生性風(fēng)險(xiǎn)。

文章在驗(yàn)證子女特征變量在不同地域的金融行為是否存在內(nèi)生性時(shí)，選取Probit工具變量法，運(yùn)用二階段最小二乘法2SLS判斷所選取工具變量是否有效。只有當(dāng)子女變量存在內(nèi)生性，而所選取工具變量同時(shí)有效的情況下，回歸分析結(jié)果才具有意義。一般而言，科學(xué)準(zhǔn)確的工具變量需滿足兩個(gè)基本條件：工具變量和內(nèi)生解釋變量存在相關(guān)性且工具變量與模型擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)。在章元(2014)[15]192研究的基礎(chǔ)上，本文選取結(jié)婚年數(shù)與子女總數(shù)作為工具變量，一般認(rèn)為農(nóng)村家庭夫妻結(jié)婚年數(shù)越長(zhǎng)，由于觀念、時(shí)間、身體機(jī)能等方面的因素，家庭中男孩的個(gè)數(shù)會(huì)趨向穩(wěn)定，符合相關(guān)性要求，而村莊人均結(jié)婚年數(shù)對(duì)農(nóng)戶個(gè)體金融行為不會(huì)產(chǎn)生影響，因此符合工具變量的外生性要求。第二個(gè)工具變量選取的是總體的人均子女?dāng)?shù)，因?yàn)橛^念行為的影響，農(nóng)戶家庭中已有子女?dāng)?shù)可能對(duì)子女是男孩的數(shù)量存在影響，而由于生育政策與整體效應(yīng)的考慮，人均子女?dāng)?shù)對(duì)各個(gè)農(nóng)村家庭的單體金融活動(dòng)不存在影響，因此文章認(rèn)為此工具變量也滿足相關(guān)性與外生的要求。

表6 工具變量有效性檢驗(yàn)及變量?jī)?nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

從表6檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在對(duì)存在男孩的農(nóng)村家庭樣本Y1、Y2、Y3中，基于Probit模型的hauman檢驗(yàn)顯示X2均小于0，因此原模型在三個(gè)回歸分析中的確存在內(nèi)生性問題。文章用2SLS對(duì)工具變量進(jìn)行過渡識(shí)別檢驗(yàn)分析顯示，Y1、Y2、Y3中P值分別為0.135 6、0.154 6以及0.145 4，均接受不存在過渡識(shí)別的原假設(shè)，因此所選取工具變量不存在過渡識(shí)別問題。其后用2SLS對(duì)所選工具變量進(jìn)行弱識(shí)別檢驗(yàn)，Y1、Y2、Y3中P值均為0，因此拒絕弱識(shí)別假設(shè)，文章所選工具變量不存在弱識(shí)別問題。綜上所述，農(nóng)村家庭男孩數(shù)目變量存在內(nèi)生性問題，整體農(nóng)村樣本中人均結(jié)婚年數(shù)和人均子女作為工具變量具有外生性，且不存在過渡識(shí)別與弱識(shí)別問題，所選工具變量有效。

文章首先通過三種計(jì)量方法對(duì)比分析前文回歸結(jié)果的有效性與穩(wěn)健性，除了前文的基準(zhǔn)Probit回歸分析外，再分別用OLS法和IV-probit法對(duì)回歸的內(nèi)生性與穩(wěn)健性問題進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表7所示。

表7 三種方法的回歸結(jié)果對(duì)比

注：*、**和***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平。

從回歸結(jié)果分析，對(duì)于所選樣本與變量采用Probit、OLS和IV-probit三種方法計(jì)量的結(jié)果基本保持一致。首先在總體樣本Y1的基準(zhǔn)回歸中,農(nóng)戶家庭已有男孩數(shù)與理想男孩數(shù)在使用工具變量之后顯著性有所下降，但依然對(duì)農(nóng)戶家庭金融行為存在正向顯著影響，而地域變量顯著性在三種方法下未發(fā)生變化，其他基本特征變量顯著性也表現(xiàn)穩(wěn)定。然后看家庭中擁有男孩樣本Y2與只擁有男孩樣本Y3在三種方法中穩(wěn)定性的表現(xiàn)，Y2中中部地區(qū)變量與男孩數(shù)在使用工具變量后顯著性有所下降，但依然起正向顯著作用，其余變量顯著性保持不變；只擁有男孩家庭樣本Y3中，家庭擁有男孩數(shù)在使用工具變量后顯著水平從1%下降至5%，而家庭理想男孩數(shù)變量通過工具變量顯著性得到提升，其余變量顯著性表現(xiàn)穩(wěn)定。綜上所述，文章認(rèn)為初步計(jì)量結(jié)果是可以接受的，回歸分析結(jié)果穩(wěn)健。

四、結(jié)論及啟示

本文在2013年中國(guó)社會(huì)綜合調(diào)查(CGSS)的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，對(duì)有效的8 596個(gè)農(nóng)村家庭樣本進(jìn)行了基于Probit模型的分析，對(duì)農(nóng)戶家庭金融行為、子女性別偏好以及地區(qū)選擇之間的關(guān)系進(jìn)行了探討，文本考慮了子女特征變量的內(nèi)生性問題，加入了有效的工具變量，通過穩(wěn)健性分析得出以下結(jié)論：

第一，農(nóng)村家庭金融行為表現(xiàn)出“重男輕女”特質(zhì)，擁有男孩的家庭對(duì)未來金融投資活動(dòng)表現(xiàn)活躍，子女中男孩占比與家庭金融活動(dòng)呈正向關(guān)系，子女中女孩占比與家庭金融活動(dòng)呈負(fù)向關(guān)系，這種關(guān)系導(dǎo)致農(nóng)村家庭在不同地域的金融活動(dòng)中存在差異，但在擁有男孩家庭中是否發(fā)生金融行為不存在地區(qū)選擇，但存在金融活躍程度高低的差別。

第二，樣本農(nóng)戶在不同地域金融活動(dòng)的“重男輕女”行為表明，農(nóng)村家庭中社會(huì)習(xí)俗在家庭財(cái)務(wù)決策中成為重要影響因素，其超越了預(yù)算限制或消費(fèi)沖擊的影響，分析結(jié)果符合“通過兒子投資”的社會(huì)現(xiàn)象。由此可以推斷，隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快與二孩政策的全面落實(shí)，中西部地區(qū)農(nóng)村勞動(dòng)力向東部地區(qū)轉(zhuǎn)移，子女經(jīng)濟(jì)帶來的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)可能會(huì)刺激東部地區(qū)的投資消費(fèi)增長(zhǎng)，二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)存在進(jìn)一步擴(kuò)大的可能性。

第三，農(nóng)村家庭金融行為的“子女性別偏好”特質(zhì)與不同地區(qū)基礎(chǔ)金融建設(shè)環(huán)境相關(guān)聯(lián)，在同是男孩或女孩的前提下，不同地區(qū)金融投資行為存在程度的不同，因此，通過“加長(zhǎng)補(bǔ)短”提供農(nóng)村經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期發(fā)展的金融支持，不斷培育和發(fā)展農(nóng)村金融生態(tài)環(huán)境，是實(shí)現(xiàn)當(dāng)?shù)剞r(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與緩解金融排斥現(xiàn)象的重要手段。

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