子女性別對(duì)城鎮(zhèn)居民股票資產(chǎn)配置的影響
——基于CHFS2017的實(shí)證研究

林祥菊，林 媛，朱廣琳，齊春宇

(臨沂大學(xué)，山東 臨沂 276000)

改革開放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，居民可支配收入不斷提高，可用于投資的資金不斷增加，2010年我國(guó)滬深股市總市值為4.19萬(wàn)億美元，證券化率為66.7%；到2020年我國(guó)滬深股市總市值達(dá)到了11.28萬(wàn)億美元，證券化率約為116%，同時(shí)2020年印度總市值為3.4萬(wàn)億美元，證券化率約為129.8%；美國(guó)2020年股市總市值約為31.3萬(wàn)億美元，證券化率為194%。根據(jù)2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)的數(shù)據(jù)，在調(diào)查的所有的家庭中，參與風(fēng)險(xiǎn)投資的家庭僅占16%，而同年美國(guó)的風(fēng)險(xiǎn)投資額卻達(dá)到最高額842億美元，共完成8 076項(xiàng)投資交易，我國(guó)參與風(fēng)險(xiǎn)投資的人群明顯低于美國(guó)等國(guó)家，這一現(xiàn)象反應(yīng)和證實(shí)了我國(guó)投資率低和資源配置不合理的問(wèn)題。

近年來(lái)，由于我國(guó)實(shí)行計(jì)劃生育政策，導(dǎo)致我國(guó)性別比嚴(yán)重失衡，中國(guó)的傳統(tǒng)觀念傳宗接代、養(yǎng)兒防老影響著父母的性別偏好。聯(lián)合國(guó)將102-107定為出生人口性別比正常值域，根據(jù)全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)，我國(guó)性別比自1982年起長(zhǎng)期處于上升趨勢(shì)，2020年我國(guó)出生人口性別比到達(dá)111.3，比正常人口性別比上限高出4.3個(gè)百分點(diǎn)。長(zhǎng)期的男女性別比失衡加劇婚姻市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)，到2018年年底時(shí)，適婚男性比適婚女性多出大約3 500萬(wàn)，這就會(huì)導(dǎo)致一部分適婚男性無(wú)法完成婚配，影響我國(guó)股票持有的因素已經(jīng)有很多學(xué)者進(jìn)行了研究，但少有文獻(xiàn)將子女性別與股票資產(chǎn)配置聯(lián)系到一起，尚未有文獻(xiàn)將子女性別、股票資產(chǎn)、住房資產(chǎn)與儲(chǔ)蓄率聯(lián)合研究?？紤]到由于中國(guó)家庭的性別選擇在第一胎并不嚴(yán)重，因此認(rèn)為第一胎子女性別是自然決定的，具有很強(qiáng)外生性；筆者將運(yùn)用第一胎子女性別對(duì)股票資產(chǎn)配置行為展開一系列研究。

1 文獻(xiàn)綜述

由于計(jì)劃生育政策，人口性別比不平衡性的現(xiàn)象使得部分男性無(wú)法匹配到合適的伴侶，從而提高了女性的議價(jià)能力(呂學(xué)梁等，2021)。性別比失衡導(dǎo)致女性在婚姻市場(chǎng)具有優(yōu)勢(shì)，而男性則需要付出一定的代價(jià)。例如高額的彩禮才能在婚姻市場(chǎng)上贏得更高的脫單概率。房屋作為一種能夠彰顯男性家庭財(cái)富水平的資產(chǎn)，擁有高質(zhì)量住房的男性往往可以贏得更多適婚女性的青睞。相比于女孩家庭，男孩家庭更傾向于高價(jià)值、高質(zhì)量水準(zhǔn)的住房(魏下海等，2020)。高性別比增大了人們對(duì)住房的需求，使房?jī)r(jià)逐步提高(張安全等，2017)，呂學(xué)梁等(2021)的研究認(rèn)為，在性別比失衡和高房?jī)r(jià)的共同作用下，股票市場(chǎng)的“有限參與”現(xiàn)象進(jìn)一步惡化。

魏尚進(jìn)等(2011)發(fā)現(xiàn)家庭儲(chǔ)蓄率受到婚姻市場(chǎng)的影響，并提出了“競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄”的概念，此后周華東等(2021)提出了“節(jié)儉效應(yīng)”，男孩家庭需要提高婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，故減少享樂(lè)型消費(fèi)，這使得男孩家庭儲(chǔ)蓄率要明顯高于女孩家庭，同時(shí)與呂學(xué)良等(2021)研究發(fā)現(xiàn)父母為了提高兒子的擇偶優(yōu)勢(shì)，在生活中會(huì)自覺(jué)的減少不必要的消費(fèi)從而增加儲(chǔ)蓄結(jié)論一致。Cole H L等(1992)認(rèn)為當(dāng)社會(huì)地位代表家庭的非市場(chǎng)化活動(dòng)中的競(jìng)爭(zhēng)力時(shí)，社會(huì)地位取決于富裕程度。但由于家庭儲(chǔ)蓄率不易被人發(fā)現(xiàn)和察覺(jué)，因此人們會(huì)更偏向于想要通過(guò)一些可視性強(qiáng)的家庭資產(chǎn)，例如房產(chǎn)等來(lái)顯示財(cái)富水平(Carlsson F等，2007)。杭斌等(2015)的研究發(fā)現(xiàn)，家庭之間存在著“地位攀比”現(xiàn)象，當(dāng)其他家庭的住房面積增大時(shí)，為了維護(hù)自身的社會(huì)地位，會(huì)刺激其攀比心理，相應(yīng)的減少不必要的消費(fèi)來(lái)增加家庭儲(chǔ)蓄，進(jìn)而擴(kuò)大自身家庭的住房面積。吳衛(wèi)星等(2014)認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)角度，住房具有兩種屬性，分別為消費(fèi)屬性和投資屬性，而家庭購(gòu)房意圖也是從這兩種屬性出發(fā)。以消費(fèi)為目的的家庭購(gòu)買的房產(chǎn)會(huì)在一定程度上抑制對(duì)股票的投資；而以投資為目的購(gòu)買房產(chǎn)則會(huì)促進(jìn)對(duì)股票的投資。根據(jù)利他性假說(shuō)的概念，父母為子女購(gòu)買的住房對(duì)子女有利，而對(duì)自身并無(wú)明顯利益，通常認(rèn)為該房產(chǎn)具有消費(fèi)屬性。呂學(xué)梁、馬玉潔(2021)認(rèn)為，為使男孩在婚姻市場(chǎng)更具競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，而為其購(gòu)買的多套住房，具有較強(qiáng)的消費(fèi)屬性，對(duì)家庭金融風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的擠出效應(yīng)更加強(qiáng)烈。另外，李江一(2019)也提出了住房資產(chǎn)對(duì)股票資產(chǎn)具有擠出效應(yīng)。易成棟等(2018)認(rèn)為男孩家庭相比于女孩家庭擁有更多的住房資產(chǎn)和更大的住房面積。劉娜等(2021)的研究則表明房產(chǎn)作為家庭社會(huì)地位的代表，撫養(yǎng)男孩的家庭更傾向于購(gòu)買多套住房以此表明自身的社會(huì)地位，這一系列行為將會(huì)導(dǎo)致家庭資產(chǎn)多樣性降低、抗風(fēng)險(xiǎn)能力下降等一連串消極影響。魏下海等(2020)和劉華等(2021)認(rèn)為在性別嚴(yán)重失衡地區(qū)，男孩家庭的風(fēng)險(xiǎn)偏好水平偏低，他們與女孩家庭觀念不同，在中國(guó)近幾年由于住房的收益比股票高風(fēng)險(xiǎn)低(路曉蒙等，2019)，所以他們會(huì)選擇增加對(duì)房產(chǎn)的投資，而盡量規(guī)避高風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)其家庭帶來(lái)的損失。

簡(jiǎn)單來(lái)說(shuō)，性別比失衡加劇了男性在婚姻市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)程度，導(dǎo)致不得不以增加房產(chǎn)等外顯型資產(chǎn)持有的形式提高社會(huì)地位加強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。出于消費(fèi)購(gòu)買的房產(chǎn)對(duì)股票等家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)。目前對(duì)于我國(guó)家庭資產(chǎn)選擇影響因素的文獻(xiàn)日益增多，但對(duì)于性別失衡對(duì)股票等家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)選擇的影響研究較少，且尚未有學(xué)者做出系統(tǒng)性分析，筆者將做出進(jìn)一步的分析。

2 數(shù)據(jù)與模型

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究使用2017年中國(guó)家庭金融經(jīng)濟(jì)調(diào)查(CHFS)進(jìn)行實(shí)證分析。CHFS旨在收集家庭的資產(chǎn)與負(fù)債、收入與支出、保險(xiǎn)與保障、人口與就業(yè)等方面信息，全面追蹤家庭動(dòng)態(tài)金融行為。該數(shù)據(jù)樣本容量大、覆蓋面廣、代表性好、能通過(guò)原有數(shù)據(jù)生成相關(guān)變量，為本研究奠定數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。

2.2 變量定義和樣本篩選

2.2.1 樣本篩選

我們將選取城鎮(zhèn)居民并將戶主年齡控制在18歲～60歲之間，原因在于：①農(nóng)村居民大多數(shù)不持有股票；②0～18歲這一群體沒(méi)有賺錢養(yǎng)家的能力，戶主到達(dá)60歲以上的年紀(jì)子女大都已成家，對(duì)本研究意義不大。

2.2.2 變量定義

2.2.2.1 被解釋變量。被解釋變量為股票資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值。

2.2.2.2 解釋變量。本研究解釋變量為子女性別，給出了兩種定義。第一種定義是第一胎子女性別，根據(jù)問(wèn)卷中的成員關(guān)系將家庭中年齡最大的孩子定義為第一胎子女，男性定義為1，女性定義為0。第二種定義是家中是否有男孩，家中有男孩定義為1，否則定義為0。

2.2.2.3 其他控制變量。影響股票資產(chǎn)配置的因素比較多，本研究選取了戶主年齡、戶主性別、戶主受教育年限、戶主婚姻狀態(tài)、健康狀況、總資產(chǎn)對(duì)數(shù)、家庭收入對(duì)數(shù)。戶主受教育年限是由戶主受教育程度決定的，沒(méi)上過(guò)學(xué)0年，小學(xué)6年，初中9年，職業(yè)高中、普通高中、中專12年，大學(xué)?？坪透呗?5年，大學(xué)本科16年，碩士研究生和博士研究生19年。

2.2.2.4 中介變量。本研究采用中介變量家庭儲(chǔ)蓄率和家庭人均房子數(shù)進(jìn)行機(jī)制研究。家庭人均房子數(shù)=家庭總房子數(shù)/家庭人口數(shù)，為避免極端值的影響，家庭總房子數(shù)大于6按照6套房進(jìn)行處理；家庭儲(chǔ)蓄率=(家庭總收入-家庭消費(fèi)總支出)/家庭總收入，在處理數(shù)據(jù)的過(guò)程中有嚴(yán)重的左拖尾現(xiàn)象，絕對(duì)值很大。為了避免極端值的影響，將家庭總收入小于0的樣本剔除，對(duì)儲(chǔ)蓄率進(jìn)行左截尾處理，將儲(chǔ)蓄率低于-2的數(shù)據(jù)定義為缺失值。

表1 變量定義與描述統(tǒng)計(jì)

2.3 模型設(shè)定

stockij=α1fboyij+X′γ+β1+εij

(1)

stockij=α2hboyij+X′γ+β2+εij

(2)

stockij表示j地區(qū)家庭i股票資產(chǎn)占總資產(chǎn)的份額；fboyij表示j地區(qū)家庭i第一胎子女性別，1表示第一胎子女為男孩，0表示第一胎子女為女孩；hboyij表示j地區(qū)家庭i中是否有男孩，1表示有，0表示沒(méi)有，X′表示其他控制變量包括戶主年齡、戶主性別、戶主受教育年限、戶主婚姻狀態(tài)、健康狀況、總資產(chǎn)對(duì)數(shù)、家庭收入對(duì)數(shù)。這些變量會(huì)對(duì)家庭股票資產(chǎn)持有比例產(chǎn)生一定影響，對(duì)這些變量進(jìn)行控制能更好地看出子女性別對(duì)家庭股票持有比例影響的凈效應(yīng)。εij表示干擾項(xiàng)。因fboyij、hboyij為虛擬變量，故均運(yùn)用probit非線性模型進(jìn)行估計(jì)。

3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2是基準(zhǔn)回歸模型的回歸結(jié)果，第(1)和(2)列給出了模型(1)的回歸結(jié)果，使用Probit模型運(yùn)用第一胎子女性別分析子女性別對(duì)股票資產(chǎn)配置的影響，第(2)列加入了其他控制變量。第(3)和(4)列給出了模型(2)的回歸結(jié)果，使用Probit模型運(yùn)用家中是否有男孩分析子女性別對(duì)股票資產(chǎn)配置的影響，第(4)列加入了其他控制變量。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果——子女性別對(duì)股票資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例的影響

第(1)列和第(2)列都在fboy的系數(shù)1%的水平上顯著為負(fù)，且第(2)列數(shù)據(jù)表明第一胎子女為男孩的家庭股票資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例比第一胎子女為女孩的家庭低1.50%，第(3)列和第(4)列hboy的系數(shù)都在1%的水平上顯著為負(fù)，且第(4)列數(shù)據(jù)表明，家中有男孩的家庭股票資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例比沒(méi)有男孩的家庭低2.21%。由回歸結(jié)果(2)和(4)可知，家有男孩會(huì)減少家庭股票資產(chǎn)的持有。

對(duì)于連續(xù)變量而言，表中報(bào)告的數(shù)值為平均邊際效應(yīng)。

4 機(jī)制檢驗(yàn)與分析

4.1 中介機(jī)制模型選取與構(gòu)建

運(yùn)用溫忠麟等(2004)的中介效應(yīng)方法進(jìn)行分析，呂學(xué)良等(2021)提出家庭儲(chǔ)蓄越高，孩子在婚姻市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力越強(qiáng)。在婚姻市場(chǎng)上房子往往是男性競(jìng)爭(zhēng)實(shí)力的體現(xiàn)，因此選取家庭儲(chǔ)蓄率和家庭人均房子數(shù)作為中介變量進(jìn)行機(jī)制分析。

savingsij=α3fboyij+X′γ+β3+εij

(3)

stockij=α4fboyij+c1savingsij+X′γ+β4+εij

(4)

houseij=α5fboyij+X′γ+β5+εij

(5)

stockij=α6fboyij+c2houseij+X′γ+β6+εij

(6)

另外我們選取家庭儲(chǔ)蓄率作為中介變量，來(lái)分析子女性別是如何通過(guò)家庭儲(chǔ)蓄率來(lái)影響住房資產(chǎn)配置的。

avghouseij=α7savingsij+X′γ+β7+εij

(7)

avghouseij=α8fboyij+c3savingsij+X′γ+β8+εij

(8)

savingsij表示家庭儲(chǔ)蓄率；avghouseij表示家庭人均住房數(shù)；X′表示其他控制變量包括戶主年齡、戶主性別、戶主受教育年限、戶主婚姻狀態(tài)、健康狀況、總資產(chǎn)對(duì)數(shù)、家庭收入對(duì)數(shù)、εij表示干擾項(xiàng)。

4.2 機(jī)制檢驗(yàn)與分析

表3為子女性別影響股票資產(chǎn)配置的住房機(jī)制分析和家庭儲(chǔ)蓄率機(jī)制分析結(jié)果。第(1)列fboy的系數(shù)顯著為正，第(5)列fboy的系數(shù)顯著為負(fù)，第(7)列中介變量savings的系數(shù)顯著為負(fù)且第(7)列fboy的系數(shù)與第(5)列fboy系數(shù)不同，上述結(jié)果表明“儲(chǔ)蓄率效應(yīng)”成立。

第(2)列fboy的系數(shù)顯著為正，第(5)列fboy的系數(shù)顯著為負(fù)，第(6)列中介變量avghouse的系數(shù)顯著為正且第(6)列fboy的系數(shù)與第(1)列fboy系數(shù)不同，上述結(jié)果表明“住房效應(yīng)”成立。

同時(shí)在表3中對(duì)子女性別影響家庭住房資產(chǎn)配置的“儲(chǔ)蓄率機(jī)制”進(jìn)行了機(jī)制檢驗(yàn)，第(1)列和第(2)列fboy的系數(shù)顯著為正，第(4)列和第(2)列fboy的系數(shù)不同，上述結(jié)果表明子女性別對(duì)影響住房資產(chǎn)配置的“儲(chǔ)蓄率機(jī)制”存在。

表3 中介變量回歸結(jié)果

子女性別影響家庭股票資產(chǎn)配置的機(jī)制如：①由于有男孩的家庭需要購(gòu)買住房來(lái)提高婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，相對(duì)于其他投資產(chǎn)品住房往往相對(duì)昂貴所以這就需要家庭提高家庭儲(chǔ)蓄率以達(dá)到來(lái)購(gòu)買住房的目的，從而對(duì)股票資產(chǎn)產(chǎn)生擠出效應(yīng)；②在家庭總資產(chǎn)一定的條件下，家庭儲(chǔ)蓄率的提高也會(huì)對(duì)股票資產(chǎn)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。家無(wú)男孩的家庭對(duì)住房的需求較少，就會(huì)有選擇地將儲(chǔ)蓄資產(chǎn)投入到股票市場(chǎng)，故家有男孩通過(guò)儲(chǔ)蓄率效應(yīng)和住房效應(yīng)減少股票資產(chǎn)持有。

對(duì)于連續(xù)變量而言，表中報(bào)告的數(shù)值為平均邊際效應(yīng)。

5 異質(zhì)性檢驗(yàn)

在實(shí)證研究中，我們發(fā)現(xiàn)家庭總資產(chǎn)不同或戶主年齡不同也會(huì)對(duì)股票資產(chǎn)的配置產(chǎn)生不同的影響。

按家庭總資產(chǎn)進(jìn)行分組，將其分為三類，第一類家庭總資產(chǎn)小于50萬(wàn)元，第二類家庭總資產(chǎn)在50萬(wàn)元～150萬(wàn)元之間，第三類家庭總資產(chǎn)在150萬(wàn)元以上。實(shí)證表明，子女性別對(duì)第三類家庭影響最為顯著，第一胎子女性別為男孩的家庭比第一胎為女孩的家庭股票資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例少約3.26%，對(duì)第二類家庭影響較為顯著，對(duì)第一類家庭影響不明顯，且在10%的置信水平上不顯著。其原因可能是，家庭總資產(chǎn)高，家境優(yōu)渥，因此對(duì)婚配的另一半要求就會(huì)高，因此家庭要有更高的儲(chǔ)蓄率來(lái)提高婚姻市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力，在總資產(chǎn)一定的情況下，儲(chǔ)蓄率越高對(duì)股票資產(chǎn)的擠出效應(yīng)越強(qiáng)，股票資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例越低，其次，第一類家庭，總資產(chǎn)過(guò)少，沒(méi)有剩余的資產(chǎn)來(lái)投身于股票市場(chǎng)。

按戶主年齡進(jìn)行分類，根據(jù)世界衛(wèi)生組織對(duì)青年和老年的劃分，將45歲以上的戶主定義為“中老年”，45歲以下的戶主定義為“青年”。實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表4，第一胎為男孩對(duì)戶主為青年的家庭影響更為顯著，第一胎子女性別為男孩的家庭比第一胎為女孩的家庭股票資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例少約1.50%。原因可能是戶主為青年的家庭孩子尚未婚配有較大的購(gòu)房壓力，而戶主為中老年的家庭有些孩子已經(jīng)完成婚配購(gòu)房壓力小，只有少許家庭需要定期支付房貸，婚姻市場(chǎng)壓力小于青年戶主家庭。

表4 異質(zhì)性檢驗(yàn)

對(duì)于連續(xù)變量而言，表中報(bào)告的數(shù)值為平均邊際效應(yīng)。

6 結(jié)論

基于西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了子女性別對(duì)股票資產(chǎn)配置的影響及其機(jī)制，主要研究結(jié)論：①家有女孩對(duì)股票資產(chǎn)的持有促進(jìn)作用，家有男孩因婚姻市場(chǎng)壓力而增加家庭儲(chǔ)蓄率以購(gòu)買高價(jià)值住房，以此增加婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，對(duì)股票資產(chǎn)持有產(chǎn)生擠出效應(yīng)；家有男孩導(dǎo)致家庭儲(chǔ)蓄率的提高在家庭總資產(chǎn)一定的情況下同樣會(huì)對(duì)股票資產(chǎn)的持有產(chǎn)生擠出效應(yīng)，家有男孩對(duì)股票資產(chǎn)的持有起抑制作用。②異質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)，總資產(chǎn)高的家庭家有男孩對(duì)股票資產(chǎn)配置影響更顯著，可能因?yàn)榭傎Y產(chǎn)高的家庭想要給孩子找一個(gè)優(yōu)秀伴侶，需要投入更多的機(jī)會(huì)成本，就需要一個(gè)更加優(yōu)秀的競(jìng)爭(zhēng)條件才可以實(shí)現(xiàn)，男孩對(duì)青年戶主家庭股票資產(chǎn)持有影響更為顯著，可能由于孩子尚未婚配處于婚競(jìng)壓力最大的階段。