吳衛(wèi)星, 李雅君，對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 金融學(xué)院， 北京 100029

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家庭結(jié)構(gòu)和金融資產(chǎn)配置
——基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究

吳衛(wèi)星, 李雅君，對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 金融學(xué)院， 北京 100029

摘要：與西方文化對個人主義的崇尚不同，中國作為傳統(tǒng)的東方國家，大多數(shù)家庭的家庭結(jié)構(gòu)都比西方國家更為復(fù)雜，若是在研究中忽視家庭結(jié)構(gòu)這樣的家庭整體信息，則會出現(xiàn)諸如中國的“年齡—儲蓄率之謎”這樣的問題。本文運(yùn)用中國居民家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，探索中國家庭結(jié)構(gòu)與金融資產(chǎn)配置的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，不同的家庭結(jié)構(gòu)對家庭資產(chǎn)配置確實有重要影響。其中，獨代居住的家庭比起多代同住的家庭有更多的儲蓄并投資于更多的風(fēng)險資產(chǎn)；在多代同住的家庭中，三代同堂的家庭比起與子女同住的家庭有更少的儲蓄和風(fēng)險資產(chǎn)投資；在對與子女同住家庭的研究中，我們發(fā)現(xiàn)有未婚子女的家庭更傾向投資于風(fēng)險資產(chǎn)。

關(guān)鍵詞：家庭結(jié)構(gòu)； 金融資產(chǎn)配置； 家庭金融

一、引言

家庭作為社會的細(xì)胞是很多社會行為實施的基礎(chǔ)，中國的獨生子女政策就是一個典型事例。對于大多數(shù)中國人而言，“家文化”是根深蒂固的，表現(xiàn)在人們行為選擇的標(biāo)準(zhǔn)并不只在于個人的喜怒哀樂、利得利失，還會考慮對整個家庭的影響。家庭中每個成員，無論是經(jīng)濟(jì)上還是社會關(guān)系上都會互通有無，彼此之間觀念的相互影響更是滲透生活中的每個細(xì)節(jié)。本文通過研究家庭結(jié)構(gòu)這一重要特征與金融資產(chǎn)配置間的關(guān)系，力圖能更準(zhǔn)確地分析中國家庭金融行為背后的影響因素。

家庭金融起源于西方發(fā)達(dá)國家，其核心價值觀是個人主義，強(qiáng)調(diào)自由與獨立，幾代共居的現(xiàn)象并不多見，家庭結(jié)構(gòu)大多較為簡單，與中國的家庭結(jié)構(gòu)存在較大差異，所以，在中國這樣的集體主義價值觀國家，以往探討中國家庭結(jié)構(gòu)對家庭資產(chǎn)配置影響的研究仍不夠充分，出現(xiàn)了諸如中國的“年齡—儲蓄率之謎”。本文運(yùn)用國家統(tǒng)計局2009年的“中國城鎮(zhèn)居民經(jīng)濟(jì)狀況與心態(tài)調(diào)查”的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，重點探索中國家庭結(jié)構(gòu)與家庭金融資產(chǎn)配置之間的關(guān)系。

本文余下內(nèi)容安排如下：第二部分是家庭結(jié)構(gòu)對家庭金融資產(chǎn)配置影響相關(guān)研究的文獻(xiàn)綜述；第三部分介紹數(shù)據(jù)的來源以及變量的設(shè)定和描述性統(tǒng)計分析；第四部分是回歸分析；第五部分是結(jié)語。

二、文獻(xiàn)綜述

本文中金融資產(chǎn)配置主要指金融風(fēng)險資產(chǎn)投資和家庭儲蓄兩大類，故本文的文獻(xiàn)綜述分為家庭結(jié)構(gòu)與風(fēng)險資產(chǎn)投資以及家庭結(jié)構(gòu)與家庭儲蓄兩部分。

(一)家庭結(jié)構(gòu)與風(fēng)險資產(chǎn)投資

已有文獻(xiàn)證明家庭的規(guī)模和組成會影響背景風(fēng)險，從而對家庭的投資決策產(chǎn)生影響。Calvet & Sodini發(fā)現(xiàn)家庭成員數(shù)目與風(fēng)險投資成反比[1]。郭琳[2]62-68的研究也發(fā)現(xiàn)，家庭規(guī)模越大，家庭持有風(fēng)險資產(chǎn)的可能性越低。與他們的研究結(jié)果不同的是，朱光偉、杜在超、張林在研究家庭規(guī)模與股市參與的關(guān)系時，發(fā)現(xiàn)當(dāng)家庭規(guī)模在4(成員數(shù))以內(nèi)，家庭規(guī)模越大，家庭參與股市的概率越大；當(dāng)家庭規(guī)模超過4，家庭規(guī)模越大，家庭參與股市的概率越小[3]87-101。出現(xiàn)這種分歧的原因可能在于對風(fēng)險資產(chǎn)的不同分類方法，有待進(jìn)一步研究。

除了家庭規(guī)模，郭琳[2]62-68還把家庭按照年齡結(jié)構(gòu)、性別結(jié)構(gòu)、教育結(jié)構(gòu)、家庭流動、收入結(jié)構(gòu)以及家庭勞動結(jié)構(gòu)分類，運(yùn)用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。研究發(fā)現(xiàn)，家庭平均年齡與持有存款以外金融產(chǎn)品的可能性負(fù)相關(guān)，老年家庭更傾向于把錢存在銀行。平均受教育程度越高的家庭投資于風(fēng)險資產(chǎn)的可能性越高。流動人口比率越高的家庭，更傾向于投資風(fēng)險資產(chǎn)。郭琳認(rèn)為[2]62-68，其原因在于，流動人口分布在發(fā)達(dá)地區(qū)的數(shù)量更大，能接收更多的金融咨詢，且這些家庭普遍年輕化，更愿意進(jìn)行風(fēng)險投資。與直覺不符的是，該研究中勞動人口比率越高的家庭，反而會較少地投資于金融產(chǎn)品，一般認(rèn)為，勞動人口比率越高的家庭有更多的人力資本與收入，應(yīng)該會有更多的資產(chǎn)進(jìn)行風(fēng)險投資，然而對于這一結(jié)果，作者并沒有做出解釋。

在以往的研究中，關(guān)于家庭結(jié)構(gòu)的分析，關(guān)注點主要停留在家庭規(guī)模層面，且對于家庭規(guī)模與風(fēng)險資產(chǎn)投資的關(guān)系也沒有一致結(jié)論。郭琳[2]62-68的研究雖然對家庭結(jié)構(gòu)做出了多種分類，但依據(jù)主要還是停留在對個體信息的平均化處理上，未能體現(xiàn)家庭成員間的關(guān)系，對觀察到的某些現(xiàn)象也沒有給出確切的解釋。

(二)家庭結(jié)構(gòu)與家庭儲蓄

在研究中國居民家庭近些年來異乎尋常的高儲蓄率問題時，Wei & Zhang發(fā)現(xiàn)，由于近年來中國男女比率差距日益加大，女性數(shù)量嚴(yán)重少于男性數(shù)量，導(dǎo)致?lián)碛心行宰訉O的家庭為了使孩子在婚姻市場更有競爭優(yōu)勢而延遲消費(fèi)，增加儲蓄，存款率居高不下[4]。同樣，Abhijit、Banerjee、 Meng、Qian運(yùn)用生命周期理論的研究方法發(fā)現(xiàn)，中國高儲蓄率的原因在于計劃生育政策的實施，他們認(rèn)為，孩子對父母的供養(yǎng)對父母老年生活有非常重要的影響，尤其是男孩會負(fù)主要的供養(yǎng)責(zé)任，所以獨生子女家庭的儲蓄率會大幅上升，為年老生活做準(zhǔn)備，其中只有女孩的家庭會增加更多的儲蓄[5]。這兩個研究立足于同一問題，但結(jié)論卻剛好相悖，可見，子孫性別對家庭儲蓄會產(chǎn)生不同的影響。需要注意的是，這兩篇文章中的儲蓄率并不是指銀行存款與個人可支配收入的比值，Wei & Zhang文中的儲蓄率指凈收入與消費(fèi)支出的比值，Abhijit、Banerjee、Meng、Qian文中的儲蓄率指家庭總收入減去家庭總支出的值后與家庭總收入的比[4] [5]。由此可知，他們文中所指的儲蓄包括了銀行存款、風(fēng)險資產(chǎn)投資等，他們關(guān)注的焦點不在家庭的金融資產(chǎn)配置上，更多的在于對家庭消費(fèi)的影響。

同樣是中國的儲蓄率問題，與生命周期理論不同(Modigliani & Brumberg),Chamon & Prasad以及Rosenzweig & Zhang等學(xué)者發(fā)現(xiàn)，在2000年之后，中國的家庭儲蓄與戶主年齡呈現(xiàn)U形關(guān)系,而不是倒U形[6] [7] [8]。此現(xiàn)象被稱為中國的“年齡—儲蓄率之謎”。為了研究這一問題，Rosenzweig & Zhang從理論與實證兩個方面研究了中國代際共居與儲蓄的關(guān)系，他們認(rèn)為，目前，中國的高房價與住房服務(wù)促使很多人選擇了代際共居，而與父母同住的青年人會有相對更高的儲蓄率，解釋了U形關(guān)系左邊曲線青年儲蓄率高于中年儲蓄率的原因[8]。李蕾與吳斌珍認(rèn)為，由于以往的研究數(shù)據(jù)收集是以家庭為單位，研究中關(guān)注的只是戶主的年齡，而沒有考慮共居等家庭結(jié)構(gòu)的信息，使得研究結(jié)果與生命周期模型不符，他們在研究過程中，把家庭整體與個人分開研究，發(fā)現(xiàn)若以個體為研究對象，中國并不存在“年齡—儲蓄率之謎”，共居與否確實是產(chǎn)生這一現(xiàn)象的一大主要原因[9]44-54。他們的研究進(jìn)一步明確了，家庭整體與個體之間的差異是不能被忽略的，家庭中某個個體的特征并不能代表家庭整體，家庭結(jié)構(gòu)對家庭金融行為的影響不可忽視。

三、數(shù)據(jù)樣本和分析變量

本文的數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局2009年的“中國城鎮(zhèn)居民經(jīng)濟(jì)狀況與心態(tài)調(diào)查”，變量的構(gòu)造來自調(diào)查問卷的相關(guān)問題。觀測值的單位是個體，或者是單獨居住，或者是一個多人家庭的成員，具體包含了5 056個家庭的14 109個居民的數(shù)據(jù)，大多數(shù)的社會經(jīng)濟(jì)學(xué)信息都在個體水平上被收集。在剔除明顯異常的樣本后(如重復(fù)樣本、本文使用的關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失、問題選擇結(jié)果不在備選答案之中、負(fù)債為負(fù)、資產(chǎn)為負(fù)、收入為負(fù)、年齡為負(fù))，剩下北京、河北、山西、遼寧、江蘇、江西、山東、河南、海南、四川、甘肅、廣東12個省和直轄市，共計40個城市4 198個樣本家庭。

本文的研究目的在于考察家庭結(jié)構(gòu)對家庭金融資產(chǎn)配置的影響，因此構(gòu)造合理有效的家庭結(jié)構(gòu)變量是一個重點。以下分別就家庭結(jié)構(gòu)和其他分析變量的構(gòu)造進(jìn)行說明。

(一)家庭結(jié)構(gòu)的設(shè)定

在大多數(shù)社會學(xué)研究中，基本的家庭結(jié)構(gòu)一般包括核心家庭、直系家庭、復(fù)合家庭、單人戶、殘缺家庭及其他。其中，核心家庭指夫婦二人組成的，或由夫婦 (或其中一方)和未婚子女組成的家庭；直系家庭指夫婦 (父母兩人或其中之一)和一個已婚子女及孫子女組成的家庭；復(fù)合家庭指由夫婦或其中一方與兩個及以上已婚子女組成的家庭；殘缺家庭指未婚的兄弟姐妹共同組成的家庭[10]。分類主要關(guān)注構(gòu)成家庭的成員關(guān)系。

在家庭金融領(lǐng)域，以往大多數(shù)的研究都著眼于個體特征對家庭金融決策的影響，例如戶主的教育程度、風(fēng)險厭惡程度、年齡等對投資股票市場的影響，等等。家庭結(jié)構(gòu)的引入更多是希望能將家庭整體的特點納入研究的范疇，與個體特征進(jìn)行區(qū)別。對已有研究中家庭結(jié)構(gòu)的分類，郭琳[2]62-68對家庭結(jié)構(gòu)的分類沒有考慮到家庭成員間的關(guān)系，分類標(biāo)準(zhǔn)主要是個人特質(zhì)的不同，只是這個“人”不再是某個人，而是擬人化的整個家庭。Rosenzweig & Zhang以及李蕾和吳斌珍把共居作為家庭結(jié)構(gòu)的分類標(biāo)準(zhǔn)，更符合一般意義上家庭結(jié)構(gòu)的含義，但出發(fā)點更多地從居住決策的角度，且分類較為簡單[8][9]。

在參考已有的分類方法后，本文中的家庭結(jié)構(gòu)分類依然遵循一般意義上家庭結(jié)構(gòu)的邏輯，同時考慮數(shù)據(jù)的局限性及分析的有效性，只分析獨代居住、與父母同住、與子女同住以及三代同堂的家庭，其他家庭類型由于樣本量太小并且代表性較低故不在本文分析之中。其中，獨代居住的家庭指戶主夫妻同住或只有戶主居住的家庭；與父母同住的家庭指戶主夫妻二人或者戶主一人與父母共同居住的家庭，其中父母指戶主父母或配偶父母；與子女同住的家庭指戶主夫妻或戶主與子女共同居住的家庭；三代同堂的家庭指戶主夫妻或戶主與父母、子女共同居住的家庭，其中父母指戶主父母或配偶父母。需要說明的是，本文中家庭結(jié)構(gòu)的分類雖然同樣研究代際共居，但與李蕾和吳斌珍不同，本文出發(fā)點是把家庭結(jié)構(gòu)作為家庭的特征進(jìn)行研究，而他們更多地把家庭結(jié)構(gòu)作為一種居住決策[9]。這一區(qū)別在與子女同住家庭的分類中有很好的體現(xiàn)，李蕾和吳斌珍只分析與成年子女共同居住的家庭，強(qiáng)調(diào)的是子女與戶主都已成年可獨立生活卻依然選擇了共同居住的生活方式[9]。本文中對子女年齡沒有限制，家庭結(jié)構(gòu)更多的是家庭生活狀態(tài)的一種體現(xiàn)。表1中列出了本文各種類型家庭的數(shù)量及比例。其中，與子女同住的家庭最多，共2 457個家庭，次之的是獨代居住的家庭，共1 497個，這兩種家庭類型就占了所有樣本家庭的94%，其余的兩類家庭數(shù)量銳減，三代同堂的家庭只有164個，與父輩同住的家庭共80個。

表1　家庭結(jié)構(gòu)的描述性統(tǒng)計

另外，鑒于與子女同住家庭是所有家庭中占比最高的家庭結(jié)構(gòu)，也是以往研究中出現(xiàn)最多的家庭結(jié)構(gòu)，我們對這一結(jié)構(gòu)的家庭進(jìn)行更加深入的研究。根據(jù)Wei & Zhang以及Abhijit、Banerjee、Meng 、Qian的研究，子女的性別及婚姻狀況對于家庭資產(chǎn)配置存在重要影響，故本文將與子女共同居住的家庭進(jìn)一步分類來探討子女的性別和婚姻狀況是否也同樣影響家庭的金融資產(chǎn)配置[4] [5]。具體來說，為了說明及區(qū)分婚姻狀態(tài)與性別這兩種因素的影響，本文對與子女同住的家庭進(jìn)行了三種分類，每一種分類的描述性統(tǒng)計如表2所示。第一種分類，著眼于研究婚姻狀態(tài)對家庭金融行為的影響，故只保留了獨生子女中子女已婚的家庭與子女未婚的家庭。獨生子女家庭共有1 108個，其中已婚的獨生子女家庭262個，未婚家庭846個，未婚獨生子女家庭是已婚家庭的3倍多。第二種分類的設(shè)置著力于分析子女性別對家庭儲蓄與風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響，同樣只保留了獨生子女家庭，以性別作為區(qū)分，分為獨生子家庭與獨生女家庭。在1 108個獨生子女家庭中，有430個獨生女家庭和678個獨生子家庭，獨生子家庭是獨生女家庭1.58倍，可見，男女性別比差異確實較大。第三種分類中，同時考慮了子女性別及婚姻狀態(tài)對家庭資產(chǎn)配置的影響，保留了子女未婚的獨生子女家庭，并以性別不同分為兩組，分析檢驗是否存在諸如家庭為了使男性子孫在婚姻市場上更有競爭力而使家庭儲蓄更多的情況，以及對風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響。由表2可知，在846個子女未婚的獨生子女家庭中，未婚獨生女家庭共有367個，未婚獨生子家共有479個家庭，可見，在未婚子女中，男女性別比差異依然較大。以上分析的樣本都取自獨生子女家庭，這樣的選取方式是在考慮研究合理性與數(shù)據(jù)可行性兩方面之后做出的決定，可以避免由于子女?dāng)?shù)量不同而產(chǎn)生的差異，使研究結(jié)果更加準(zhǔn)確。

表2　與子女同住家庭的家庭結(jié)構(gòu)分類的描述性統(tǒng)計

綜上所述，本文反映家庭結(jié)構(gòu)的變量共有7個，具體包括：獨代居住家庭(獨代居住1，其他0)、與父母同住家庭(只與父母共同居住1，其他0)、與子女同住家庭(只與子女共同居住1，其他0)、三代同堂(與父母子女共同居住1，其他0)、未婚獨生子女家庭(未婚獨生子女家庭1，已婚獨生子女家庭0)、獨生子家庭(獨生子家庭1，獨生女家庭0)，以及未婚獨生子家庭(未婚獨生子家庭1，未婚獨生女家庭0)。

(二)其他分析變量設(shè)定*上述變量的設(shè)定主要參考了吳衛(wèi)星和沈濤[11]175-190，吳衛(wèi)星、榮蘋果和徐芊[12]43-54，李雅君、李志冰、董俊華和吳衛(wèi)星[13]150-160。

本文中金融資產(chǎn)配置主要指家庭儲蓄及風(fēng)險資產(chǎn)投資，故分別使用了是否儲蓄(1表示家庭有儲蓄，0表示沒有儲蓄)、人均儲蓄率以及風(fēng)險資產(chǎn)投資(1表示家庭投資于風(fēng)險資產(chǎn)，0表示沒有)、風(fēng)險資產(chǎn)占比兩組四個變量作為金融資產(chǎn)配置的測度。其中，是否儲蓄指家庭是否有銀行存款，人均儲蓄率為家庭儲蓄率除以家庭人數(shù)，家庭儲蓄率的值等于家庭銀行存款與家庭總財富的比值。風(fēng)險資產(chǎn)包括股票、基金、外匯、債券及期貨，只要投資于其中任意一種風(fēng)險資產(chǎn)則認(rèn)為家庭參與了風(fēng)險資產(chǎn)投資。風(fēng)險資產(chǎn)占比指家庭投資于這五種金融產(chǎn)品資金總量與家庭總財富的比值。

其他控制變量包括年齡、年齡的平方、性別(1表示男性，0表示女性)、教育程度(分為初中及以下、高中或中專、大學(xué)?？苹虮究啤⒀芯可?、風(fēng)險態(tài)度、2008年收入、2008年收入的平方、金融財富、信任、社會互動、房產(chǎn)數(shù)量、各地區(qū)2009年人均收入*各地區(qū)2009年人均收入的數(shù)據(jù)來自中華人民共和國國家統(tǒng)計局。。

(三)主要變量的描述性統(tǒng)計

在我們的樣本中，有94%的家庭都有銀行存款，人均儲蓄率為6%，我國家庭儲蓄率依然較高。24%的家庭會投資于風(fēng)險資產(chǎn)，持有量占總財富的2%，遠(yuǎn)低于歐美發(fā)達(dá)國家。在所有樣本家庭中，36%的家庭獨代居住，59%的家庭與父母同住，4%的家庭三代同堂，只有2%的家庭與父母同住。同時，在獨生子女家庭中，76%家庭的子女未婚，61%家庭的孩子為男性，未婚獨生子家庭的比例則為57%?？傌敻恢讣彝ガF(xiàn)金、銀行存款、股票、基金、外匯、債券、期貨、住房公積金、保險金、收藏品的估計市場價值、其他金融理財產(chǎn)品、借出款、向企業(yè)或其他經(jīng)營活動的投資、家庭經(jīng)營活動占有的自有資金、房產(chǎn)的總和，均值為49.9萬。金融財富指現(xiàn)金、銀行存款、股票、基金、外匯、債券、期貨和其他理財產(chǎn)品的總和，均值為7萬(表3)。

表3　主要變量的描述性統(tǒng)計表

四、回歸分析

(一)獨代居住家庭的金融資產(chǎn)配置是否明顯有異于多代同住的家庭

在包括獨代居住家庭、與父母同住家庭、與子女同住家庭以及三代同堂家庭四類家庭中，后三類家庭均為多代同住家庭，明顯區(qū)別于獨代居住家庭，故而，在這一部分的分析中，筆者把獨代居住的家庭作為基礎(chǔ)組，后三種家庭類型的虛擬變量加入解釋變量中，進(jìn)行回歸，探索多代同住的家庭與獨代居住的家庭對家庭金融資產(chǎn)配置是否存在不同的影響。

表4給出了四組回歸分別對應(yīng)是否儲蓄、人均儲蓄率、是否投資、投資比例作為被解釋變量的回歸結(jié)果。由表4可知，相較于獨代居住的家庭，是否儲蓄的決定與任何其他家庭結(jié)構(gòu)的家庭并無不同，但對于參與儲蓄的家庭，不同的家庭結(jié)構(gòu)對儲蓄率都在1%的水平上顯著影響，且均為負(fù)相關(guān)關(guān)系，即相較于獨代居住的家庭，多代同住的家庭儲蓄更少。不僅是儲蓄，對風(fēng)險資產(chǎn)的投資也存在相同的關(guān)系，多代同住家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)投資的可能性更小，投資資金與總財富的比率也更少。這一結(jié)果，在三代同堂的家庭上尤其明顯，無論是是否投資，還是投資比例都在1%的水平上顯著為負(fù)。而其他兩種家庭結(jié)構(gòu)對金融風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響則沒有那么顯著，甚至對于與子女同住的家庭，家庭結(jié)構(gòu)對風(fēng)險資產(chǎn)投資于否的決策并沒有顯著影響?；貧w結(jié)果表明，獨代居住家庭的人均儲蓄率與風(fēng)險資產(chǎn)投資的可能和投資的比例都高于多代同住的家庭。對這一現(xiàn)象我們分為兩個部分進(jìn)行解釋。首先是對于同住家庭成員都有獨立生活能力但仍然選擇同住的這一部分家庭，我們認(rèn)為這部分家庭成員的平均個人收入比獨代居住家庭成員的平均個人收入低，他們選擇共住是為了減輕日益高昂的房價與房產(chǎn)維護(hù)費(fèi)對家庭成員的壓力，尤其是在社會保障還不夠完備、金融市場還不夠發(fā)達(dá)的今天。這與Rosenzweig & Zhang以及李蕾和吳斌珍的發(fā)現(xiàn)一致[8][9]。另外一部分因為子女年幼或者父母年老而必須共居的家庭，我們認(rèn)為由于這些家庭的人均人力資本低于獨代居住家庭，家庭負(fù)擔(dān)較大，可用于投資的資本也必然較少，因此無論是儲蓄還是投資都少于獨代居住家庭。

表4　獨居與共居家庭結(jié)構(gòu)對家庭資產(chǎn)

注：***、**、*分別表示在 99% 、95% 和 90% 的水平上顯著。被解釋變量為是否儲蓄和是否投資的用logit回歸，被解釋變量為人均儲蓄率和投資比例的用tobit回歸。為了結(jié)果的穩(wěn)健性，四組回歸都采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差的回歸結(jié)果

(二)多代同住的三種家庭類型是否擁有相似的家庭金融資產(chǎn)配置

在研究了獨代居住家庭與多代同住家庭金融資產(chǎn)配置的不同之后，我們把目光轉(zhuǎn)向了三種多代同住的家庭類型。以樣本量最大的與子女同住的家庭為基準(zhǔn)，研究與父母同住的家庭和三代同堂家庭是否顯著區(qū)別于基準(zhǔn)組，回歸模型與上一部分一致，回歸結(jié)果列在表5中。在四組回歸中，與父母同住家庭的系數(shù)都不顯著，可知與父母同住家庭和與子女同住家庭的金融資產(chǎn)配置無論是儲蓄還是風(fēng)險資產(chǎn)投資都沒有顯著不同，但三代同堂家庭在風(fēng)險資產(chǎn)投資上，無論是決定是否投資還是投資多少都呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，顯著程度為5%。而在儲蓄的決策中，只影響家庭儲蓄率的高低，在1%的水平上顯著為負(fù)。三代同堂家庭比與子女同住家庭儲蓄更少，投資于風(fēng)險資產(chǎn)的可能性更低，且投資比例更少。對于這一回歸結(jié)果，我們認(rèn)為三代同堂家庭比起與子女同住家庭，無論是經(jīng)濟(jì)壓力還是精神壓力都更大，一方面有子女的教育、婚姻問題，另一方面還有父母的健康和老年生活問題，資金壓力比較大，儲蓄較少，可用于投資的財富也較少。另外，由于將大量時間和精力都用在照顧子女和父母身上，能用來考慮投資問題的時間和精力也相對較少，對投資的意愿也相對較低。

表5　共居家庭結(jié)構(gòu)對家庭資產(chǎn)配置影響的回歸結(jié)果表

注：***、**、*分別表示在 99% 、95% 和 90% 的水平上顯著。被解釋變量為是否儲蓄和是否投資的用logit回歸，被解釋變量為人均儲蓄率和投資比例的用tobit回歸。為了結(jié)果的穩(wěn)健性，四組回歸都采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差的回歸結(jié)果

(三)與子女共同居住家庭的金融資產(chǎn)配置回歸分析

1.子女婚姻狀態(tài)對家庭的金融資產(chǎn)配置會有影響嗎

子女婚姻歷來都是中國家庭的一件大事，為女兒準(zhǔn)備嫁妝、為兒子準(zhǔn)備聘禮早已成為了不可回避的習(xí)俗，且由于近年來房價的大幅上升，為子女準(zhǔn)備婚房成了很多家庭的頭等大事。隨著金融的不斷發(fā)展，金融工具的不斷創(chuàng)新，人們對理財?shù)倪x擇越來越多，究竟子女婚姻狀態(tài)是否會對家庭金融資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響，又具體會產(chǎn)生怎樣的影響是我們在這部分研究的問題。為了使分析結(jié)果更準(zhǔn)確可信以及受數(shù)據(jù)的限制，本文只保留了獨生子女家庭的樣本進(jìn)行分析，避免子女?dāng)?shù)量不同對家庭資產(chǎn)配置的影響。具體來說，這部分進(jìn)行了兩組四個回歸，被解釋變量與前文相同，分別是是否儲蓄(儲蓄1，不儲蓄0)、人均儲蓄率、是否投資(投資于風(fēng)險資產(chǎn)1，不投資0)、投資比例。解釋變量中反映家庭結(jié)構(gòu)的變量為未婚獨生子女家庭(未婚獨生子女家庭1，已婚獨生子女家庭0)。

由表6可知，子女的婚姻狀態(tài)對家庭的儲蓄與風(fēng)險資產(chǎn)投資都有顯著影響，在四個回歸中，只有對風(fēng)險資產(chǎn)投資決策的影響不顯著。由回歸結(jié)果可知，子女未婚的家庭相比于子女已婚的家庭投資于風(fēng)險資產(chǎn)的比例更高，且在5%的水平上顯著。對風(fēng)險資產(chǎn)投資決策的影響雖然不顯著，但系數(shù)同樣為正，即在我們的樣本中，子女未婚家庭更傾向于選擇風(fēng)險資產(chǎn)投資。但對儲蓄的影響則比較復(fù)雜，根據(jù)回歸結(jié)果，是否儲蓄與未婚獨生子女家庭負(fù)相關(guān)，即未婚子女家庭相比已婚子女家庭更不喜歡儲蓄，但一旦決定儲蓄，儲蓄率則比已婚子女家庭更高。我們認(rèn)為，這一現(xiàn)象說明對于子女未婚的家庭來說，使財富增加是家庭理財中的重要目標(biāo)，所以相比于儲蓄，會更希望借助于風(fēng)險資產(chǎn)的投資增加財富，但若由于財富限制或者能力限制等原因只能選擇儲蓄的話，更多的儲蓄率則成了子女未婚家庭的選擇。對于子女已婚的家庭來說，對于財富增長的需求已沒有那么迫切，穩(wěn)健的理財選擇才是他們更偏好的。

表6　與子女同住的家庭結(jié)構(gòu)分類一的回歸結(jié)果表

注：***、**、*分別表示在 99% 、95% 和 90% 的水平上顯著。被解釋變量為是否儲蓄和是否投資的用logit回歸，被解釋變量為人均儲蓄率和投資比例的用tobit回歸。為了結(jié)果的穩(wěn)健性，四組回歸都采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差的回歸結(jié)果

2.子女性別的不同會造成家庭金融資產(chǎn)配置的不同嗎

子女性別對家庭資產(chǎn)配置的影響在以往的研究中就多有提及，但結(jié)論并不一致，Wei & Zhang認(rèn)為擁有男性子孫的家庭會減少消費(fèi)，Abhijit、Banerjee、Meng、Qian則認(rèn)為男性子孫多的家庭會有更多的消費(fèi)[4][5]。雖然他們的研究并不主要關(guān)注于家庭的金融資產(chǎn)配置，但子女性別的重要性與研究結(jié)果的不一致足以引起我們的重視，故本文在這一部分將研究獨生子家庭與獨生女家庭金融資產(chǎn)配置的不同。同樣是兩組四個回歸，回歸模型與上一部分相同。表7顯示，人均儲蓄率與獨生子家庭呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但回歸結(jié)果并不顯著，子女性別并不是影響這一決策的重要因素。另外，子女性別對家庭風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響也只存在于對投資比例的影響上，相比獨生女家庭，獨生子家庭投資于風(fēng)險資產(chǎn)的比例更少，顯著程度為10%，可得出，獨生子家庭對于風(fēng)險資產(chǎn)的投資并不偏好。

表7　與子女同住的家庭結(jié)構(gòu)分類二的回歸結(jié)果表

注：***、**、*分別表示在 99% 、95% 和 90% 的水平上顯著。被解釋變量為是否儲蓄和是否投資的用logit回歸，被解釋變量為人均儲蓄率和投資比例的用tobit回歸。為了結(jié)果的穩(wěn)健性，四組回歸都采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差的回歸結(jié)果

3.未婚獨生子家庭的金融資產(chǎn)配置真的嚴(yán)重異于未婚獨生女家庭嗎？

根據(jù)Wei & Zhang的研究，為了使男性子孫在婚姻市場上更具競爭力，家庭消費(fèi)會更少。在這一部分的分析中，我們繼續(xù)研究是否有男性未婚子孫家庭的金融資產(chǎn)配置與擁有女性未婚子孫的家庭顯著不同。家庭結(jié)構(gòu)的變量設(shè)定為未婚獨生子家庭與未婚獨生女家庭，分別賦值為1與0，被解釋變量與模型設(shè)定與上一部分一致。表8列出的回歸結(jié)果顯示，是否儲蓄與人均儲蓄率都不顯著，關(guān)于風(fēng)險資產(chǎn)投資的兩個回歸，也與儲蓄一樣，均不顯著?；貧w結(jié)果證明，在獨生子女家庭中，未婚子女的性別并不是影響家庭資產(chǎn)配置決策的重要影響因素。雖然回歸結(jié)果中，是否儲蓄的系數(shù)顯示未婚獨生子家庭更傾向于儲蓄，但這一區(qū)別并不可靠，且人均儲蓄率的系數(shù)為負(fù)，即根據(jù)我們的樣本，未婚獨生女家庭的儲蓄率比起未婚獨生子家庭反而更高。

表8　與子女同住的家庭結(jié)構(gòu)分類三的回歸結(jié)果表

注：***、**、*分別表示在 99% 、95% 和 90% 的水平上顯著。被解釋變量為是否儲蓄和是否投資的用logit回歸，被解釋變量為人均儲蓄率和投資比例的用tobit回歸。為了結(jié)果的穩(wěn)健性，四組回歸都采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差的回歸結(jié)果

五、結(jié)語

本文運(yùn)用國家統(tǒng)計局2009年的“中國城鎮(zhèn)居民經(jīng)濟(jì)狀況與心態(tài)調(diào)查”的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，探索了中國家庭結(jié)構(gòu)與金融資產(chǎn)配置間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，家庭結(jié)構(gòu)是影響家庭金融資產(chǎn)配置的重要因素，具體來說，獨代居住的家庭相比于多代同住的家庭個人儲蓄率更高，更愿意投資于風(fēng)險資產(chǎn)，且投資于風(fēng)險資產(chǎn)的財富比率更高。在多代同住的家庭中，三代同堂的家庭相比于與子女同住的家庭，無論是用于儲蓄還是風(fēng)險資產(chǎn)投資的財富都更少，子女與父母的雙重重?fù)?dān)使三代同堂的家庭經(jīng)濟(jì)壓力更大。

對于我國現(xiàn)在所占比率較多的家庭結(jié)構(gòu)——與子女同住的家庭而言，子女的婚姻狀態(tài)確實會對家庭資產(chǎn)配置造成影響，子女未婚的家庭有更大的動力去增加財富，會更多投資于風(fēng)險資產(chǎn)而不是儲蓄；但若是由于種種限制無法進(jìn)行風(fēng)險資產(chǎn)投資，則會把更多的財富拿來儲蓄。子女已婚家庭追求財富增值的意愿則不那么強(qiáng)烈，更多的儲蓄與較少的風(fēng)險資產(chǎn)投資才是他們所偏好的。這一現(xiàn)象充分說明了子女婚否對家庭金融資產(chǎn)配置的影響。我國近年來昂貴的房價與不斷上升的生活成本都使結(jié)婚變成了家庭的一樁“大事”，嚴(yán)重影響了家庭金融資產(chǎn)配置的理念和方向。另外，本文發(fā)現(xiàn)，子女性別對家庭儲蓄的影響并不顯著。對風(fēng)險資產(chǎn)投資的影響也只限于投資比例上，男性子孫的家庭比起女性子孫家庭投資比例更少。這一結(jié)論，并沒有因為男性子孫未婚的狀態(tài)而有所改變，未婚獨生子的存在并不會顯著影響家庭儲蓄，并且對投資比例的影響也不再顯著。這一結(jié)果，從家庭金融的角度佐證了男女在中國地位的演變。在近年來的中國，獨生子女政策的執(zhí)行雖然嚴(yán)重影響了人口結(jié)構(gòu)，但對于女性子孫在家庭的地位確實有很大的提升作用。由于只有一個孩子，子女與父母間的聯(lián)系更加緊密，互相更加依賴，且子女不論男女都必須承擔(dān)父母的養(yǎng)老問題，無論是在生活上還是在經(jīng)濟(jì)上，男孩與女孩對家庭的意義都越來越相同，子女性別對家庭資產(chǎn)配置的影響日益消弭，子女對家庭金融資產(chǎn)配置的影響更多的是在婚姻狀態(tài)上。

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責(zé)任編輯胡章成

The Effect of Household Structure on Financial Asset Allocation

WU Wei-xing, LI Ya-jun

(UniversityofInternationalBusinessandEconomics,Beijing100029,China)

Abstract:Most families have more complicated household structure in China as a traditional country than in western countries which advocate individualism. Ignoring the information which can represent families’ feature such as household structure can lead to problems like Chinese “savings puzzle”. Through a survey of Chinese urban resident investment behavior, we find that the household structure do affect the financial asset allocation. One generation families have more savings and more risky assets than multi-generation families. And between the multi-generation families, the families in which parents live with their children are prone to invest more in risky assets and save more than the families of three generations. We also find that if the families’ children are all unmarried, they will have a stronger willingness to invest in risky assets than the families in which children are all married.

Key words:household structure, financial asset allocation, household finance

中圖分類號：F831

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1671-7023(2016)02-0057-10

收稿日期：2015-12-20

基金項目：國家社會科學(xué)基金重點項目“中國居民家庭金融行為和財富不平等研究”(14AZD121);國家自然科學(xué)基金“金融市場參與行為對財富分布的影響及其政策模擬研究”(71373043)；北京奧爾多中心研究項目“中國居民風(fēng)險與風(fēng)險管理”和對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)科建設(shè)專項經(jīng)費(fèi) (XK2014102)

作者簡介：吳衛(wèi)星，對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)金融學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向為金融工程、家庭金融；李雅君，對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)金融學(xué)院博士生，研究方向為家庭金融。