呂學梁 馬玉潔

1 引 言

傳統(tǒng)投資組合理論指出，理性經(jīng)濟人需要通過配置股票等風險金融資產(chǎn)，以達到優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置的目的。但在現(xiàn)實中，即使股票市場存在較高的股權(quán)溢價，參與股票市場的人群占總?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)的風險資產(chǎn)份額，學界將這一現(xiàn)象稱為股票市場“有限參與”之謎?！?018年中國城市家庭財富健康報告》指出，我國總資產(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)。報告指出，股票作為中國家庭投資率最高的風險金融資產(chǎn)，也僅在家庭總資產(chǎn)占據(jù)8.1%的份額，直觀的反映和證實了我國家庭風險金融資產(chǎn)低投資率的問題。中國家庭投資長期存在“有限參與”、資產(chǎn)配置不合理、投資效率較低等問題，這不僅影響家庭財產(chǎn)性收入的增加，更可能進一步拉大收入差距，阻礙股票市場的長期高效發(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人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》明確提出要“多渠道增加城鄉(xiāng)居民財產(chǎn)性收入，創(chuàng)新更多適應(yīng)家庭財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)計更符合家庭個體特征的金融產(chǎn)品，促進我國家庭資產(chǎn)高效配置，增加其財產(chǎn)性收入。

在眾多“有限參與”的研究中，國內(nèi)外學者主要從市場摩擦（Schmitt和Westerhoff，2016［1］；張旭陽和吳衛(wèi)星，2020［2］）、背景風險（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］）等方面展開研究，少有文獻將子女性別納入考慮。中國社會自古秉持的“養(yǎng)兒防老”等傳統(tǒng)觀念影響著父母的性別偏好，始于1979年的計劃生育政策進一步加劇了這種偏好的復雜性，并在一定程度上影響了我國出生人口性別比a出生人口性別比為每出生百名女嬰相對的出生男嬰數(shù)。的平衡。聯(lián)合國將102-107設(shè)定為出生人口性別比正常值值域，根據(jù)全國人口普查資料與國家統(tǒng)計局統(tǒng)計公報，自1982年起我國出生人口性別比長期處于上升趨勢，至2004年達到121.18的高值，此后多年一直呈波動的態(tài)勢。第七次人口普查顯示，2020年我國出生人口性別比達到111.3，雖較2018年的114.9有所下降，但仍高出正常值上限4.3個百分點。長期男女比例失衡會一定程度上加劇婚姻市場競爭，也會進一步導致住房作為地位性商品的需求增大，房價上漲（張安全等，2017［11］）。我國商品房價格自2008年來平均以7%的幅度上漲且漲幅平穩(wěn)，2018年達到8536元/平方米的成交均價，是2008年3800元/平方米成交均價的2.24倍b海宜居房地產(chǎn)研究院發(fā)布的《2018-2019年度全國房地產(chǎn)市場報告》。。房價上漲會顯著減少有未婚男性家庭的消費（曹靜等，2020［12］），增加養(yǎng)兒家庭的負擔，導致子女性別對家庭經(jīng)濟決策產(chǎn)生異質(zhì)性影響。

綜上所述，我國高出生人口性別比與高房價共存的特殊國情可能會加劇家庭投資的“有限參與”問題。文章使用2017年中國家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，縮寫CHFS）數(shù)據(jù)，以住房選擇作為中間機制，分析子女性別差異如何影響家庭風險金融資產(chǎn)投資。文章可能的貢獻在于：（1）結(jié)合中國高出生人口性別比的社會現(xiàn)象，從子女性別的角度出發(fā)，分析了家庭中子女性別對家庭風險金融資產(chǎn)投資決策的影響，給予“有限參與”之謎一個新解釋，拓展了家庭內(nèi)部結(jié)構(gòu)特征的相關(guān)研究。（2）近年來，我國房價呈持續(xù)上漲態(tài)勢，部分學者認為我國房價的上漲與失衡的人口性別比具有較強相關(guān)性（Wei和Zhang，2011［13］）。在高企的房價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（杭斌和修磊，2015［14］）。本文基于上述文獻的研究基礎(chǔ)，從住房視角探討子女性別對家庭風險金融資產(chǎn)投資的影響機制，厘清了其傳導路徑。

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

2 文獻綜述與理論假說

2.1 文獻綜述

中國的傳統(tǒng)觀念認為“有房才有家”，家庭撫養(yǎng)子女的數(shù)量和性別都會對住房決策產(chǎn)生影響。家庭結(jié)構(gòu)和規(guī)模會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、誕生第一個孩子，孩子數(shù)量增多后的四個階段往往對應(yīng)著租小公寓、租大公寓、買小住宅、買較大的住宅的四種住房決策和偏好（Clark和Dieleman，1996［16］）。近年來，學者們在考慮我國傳統(tǒng)社會文化背景的前提下，開始分析研究子女性別與家庭住房決策的關(guān)系。鑒于我國長期存在性別失衡問題，這一現(xiàn)象加大了男性在婚姻市場中的壓力。一方面，Wei和Zhang（2011）［13］指出在婚姻市場中，儲蓄多的家庭其競爭力也會相應(yīng)增加，據(jù)此提出了“競爭性儲蓄”的概念。另一方面，家庭的儲蓄財富可觀察性低，無法直接在婚姻市場中被識別，故更多的家庭選擇將財富轉(zhuǎn)換為地位尋求品，以彰顯自身實力和優(yōu)勢。杭斌和修磊（2015）［14］研究發(fā)現(xiàn)，住房面積與家庭社會地位具有正向相關(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置新住房是家庭財富實力的表現(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”傳達于婚姻市場中，女方則通過住房質(zhì)量判斷男方的“質(zhì)量”，減弱了婚姻市場信息不對稱的情況（方麗和田傳浩，2016［18］）。魏下海和萬江濤（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，通過進一步分析發(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，且具有更早的購房需求。易成棟等（2018）［20］認為，提早購置婚房可以對沖未來房價上漲的風險，在房價上漲時期，這種投資行為可以規(guī)避風險。且研究表明，家中是否有兒子并不會影響首套房的購房決策，但有兒子的家庭會影響多套房的購買決策。

住房是影響家庭風險金融投資的重要因素之一。住房對家庭風險金融資產(chǎn)投資既存在財富效應(yīng)，也存在擠出效應(yīng)。一方面，財富效應(yīng)認為住房數(shù)量或價格對家庭參與風險投資有促進作用。早期的許多研究認為，發(fā)達國家廣泛存在住房財富效應(yīng)。Kerdrain（2011）［21］通過對比美國、日本和歐盟等國家的住房資產(chǎn)持有狀況，發(fā)現(xiàn)美國的住房資產(chǎn)具有最強的財富效應(yīng)。Barrell和Davis（2007）［22］認為住房的財富效應(yīng)受到信用約束的影響，信用約束越低，居民擁有住房的財富效應(yīng)越強烈。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，更有可能參與風險金融資產(chǎn)投資。陳永偉等（2015）［24］研究認為，住房在我國具有更強的財富效應(yīng)，住房財富的上漲會增加居民投資風險金融資產(chǎn)的概率和比重。張光利和劉小元（2018）［25］研究發(fā)現(xiàn)，房價的上漲會帶動居民的風險偏好，從而使家庭更有可能參與風險金融資產(chǎn)投資。另一方面，擠出效應(yīng)認為住房會降低家庭參與風險金融資產(chǎn)投資的可能性。顏色和朱國鐘（2013）［26］把背景風險納入動態(tài)生命周期模型，研究發(fā)現(xiàn)，若房價的增長不能呈持續(xù)性狀態(tài)，則無房青年會面臨較強的住房擠出效應(yīng)。李江一（2018）［27］從購房動機和償還房貸兩方面考慮，研究發(fā)現(xiàn)二者會使家庭面臨流動性約束，進而擠出金融資產(chǎn)投資支出。路曉蒙等（2019）［28］發(fā)現(xiàn)，相比于股票，中國住房具有高收益、低風險的特征，因此擁有住房數(shù)量越多的家庭，住房對家庭風險金融資產(chǎn)的擠出效應(yīng)越明顯。

綜上所述，已有研究關(guān)注了子女數(shù)量對家庭風險金融資產(chǎn)投資決策的影響，但忽視了子女性別差異的分析。而現(xiàn)有研究或多從子女數(shù)量的視角探討子女如何影響家庭風險金融資產(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家庭房產(chǎn)配置的影響，少有文獻結(jié)合我國高出生人口性別比和有限參與的特定社會背景，從子女性別的角度出發(fā)，考察子女性別與家庭風險金融資產(chǎn)投資之間的關(guān)系。梳理文獻發(fā)現(xiàn)，家庭子女性別會影響住房決策，而住房會影響家庭風險金融資產(chǎn)投資，且住房對家庭風險金融資產(chǎn)投資的影響具有擠出效應(yīng)和財富效應(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制，對子女性別差異如何影響家庭風險金融資產(chǎn)投資進行深入分析。

2.2 理論假說

我國大部分地區(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（田蘊祥，2017［29］），這表示我國社會更偏向父系血脈。在這種社會環(huán)境下，養(yǎng)育兒子被看作傳承血脈的關(guān)鍵，同時家庭撫養(yǎng)子女性別會產(chǎn)生價值差異（陶濤，2012［30］）。我國早期的男孩偏好主要表現(xiàn)在嬰幼兒存活率上，新中國成立初期，我國出生人口性別比在正常值域范圍內(nèi)，但男嬰的存活率遠高于女嬰。隨著計劃生育政策的頒布，家庭可擁有的孩子數(shù)量受到限制，這進一步強化了中國家庭的男孩偏好，與此同時，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用以進行性別選擇，大大降低了女嬰的出生率（喬曉春，2004［31］）。

男孩偏好和計劃生育政策的實施，導致了我國性別比例嚴重失衡的現(xiàn)狀，進而會產(chǎn)生一系列復雜的社會現(xiàn)象。首先，考慮人口性別結(jié)構(gòu)失衡。我國出生性別比自1980年開始持續(xù)升高，至今仍高于正常值，導致該現(xiàn)象除相關(guān)政策的原因，男孩偏好是重要原因之一。高出生性別比勢必導致高適婚人口比，即在一段時間內(nèi)，有資格結(jié)婚的年輕男性數(shù)量高于女性，這會提高女性在婚姻市場的議價能力，從而在近些年出現(xiàn)了“天價彩禮”等現(xiàn)象。第二，造成家庭經(jīng)濟風險。性別失衡會導致子女性別不同的家庭在資源配置模式上存在差異，在性別失衡嚴重的地區(qū)，家庭為提高兒子在婚姻市場的競爭力，可能會降低消費，提高儲蓄，不利于市場經(jīng)濟的發(fā)展。

家中撫養(yǎng)兒子對其風險金融資產(chǎn)投資的影響可能是雙向的。一方面，相對于只有女兒的家庭，有兒子的家庭可能會更多參與風險金融資產(chǎn)投資。中國失衡的男女比例會增大男性在婚姻市場中的壓力，為增強男孩的競爭優(yōu)勢，減輕兒子自身壓力，家庭有動力追求更快的財富積累。部分男孩家庭有較強的風險偏好，通過創(chuàng)業(yè)的方式以期積累資本，提高社會地位，這一現(xiàn)象常見于性別失衡的農(nóng)村（魏世勇，2015［32］）。還有一部分家庭對男孩具有更高期望，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)量反饋于勞動市場，在提高個人能力的同時，提高婚姻市場競爭力（Karbownik等，2017［33］）。這些方式都可能使有兒子家庭增加財富，并進一步投資風險金融資產(chǎn)來實現(xiàn)更高的收入。

另一方面，相對于只有女兒的家庭，有兒子的家庭可能會更少參與風險金融資產(chǎn)投資。中國傳統(tǒng)觀念中，結(jié)婚時男方需向女方支付彩禮，以展示男方的經(jīng)濟實力（方麗和田傳浩，2016［18］）。男方家庭為提高婚姻市場競爭力，可能有強烈的“競爭性儲蓄”動機（Wei和Zhang，2011［13］），更多的將資金投向住房、汽車等透明度高的資產(chǎn)，這一現(xiàn)象在大城市中尤為明顯（韋艷和姜全保，2017［34］）。故在家庭財富水平一定的情況下，撫養(yǎng)兒子的家庭會傾向于購置住房而非參與風險金融資產(chǎn)投資（魏下海和萬江濤，2020［19］）。

我國近年來房價快速上漲，房產(chǎn)具有比股票等風險金融資產(chǎn)收益高且風險低的特征，而房產(chǎn)同時又是婚姻市場上具有吸引力的身份特征和價值信號。因此，我們推斷有兒子對家庭股票等風險金融資產(chǎn)投資的負向影響會大于正向影響，據(jù)此提出本文的第一個理論假說。

假說1：相對于只有女兒的家庭，有兒子的家庭會降低家庭風險金融資產(chǎn)投資概率和投資比重。

婚姻是一種特殊的社會活動，社會地位越高的人，往往越容易獲得市場中沒有分配的資源（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中具備較強的競爭力，必定會增強其地位尋求動機（張安全等，2017［11］）。個人或家庭的財富水平是衡量社會地位的決定性因素，但財富水平的可視性低，無法在婚姻市場中直觀的展示。我國彩禮習俗發(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)、汽車等固定資產(chǎn)。受到傳統(tǒng)觀念的影響，中國家庭將“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)成為了婚姻市場上彰顯男性競爭力和社會地位的“剛需品”，這也同時賦予了住房“地位性尋求品”的屬性（杭斌和修磊，2015［14］）。

經(jīng)濟學角度認為，住房同時存在消費和投資雙重屬性。一般而言，出于消費目的購買的房產(chǎn)會擠出家庭風險金融資產(chǎn)投資，出于投資目的購買的房產(chǎn)會促進家庭風險金融資產(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品，而將多套房視為投資品。結(jié)合社會學視角，中國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主動承擔子代的負擔，為其生活提供經(jīng)濟支持和保障。同樣，子代對父母的幫扶也是無私的，經(jīng)濟能力強的子代會為父母提供更好的養(yǎng)老保障。在利他性假說下，父母對子女的撫養(yǎng)和培養(yǎng)通常不計經(jīng)濟和精神回報，家庭撫養(yǎng)子女不僅僅包涵家庭對子女的教育與成年之際的經(jīng)濟支持，還包含諸如家庭對子女結(jié)婚、購房、創(chuàng)業(yè)支持等等方面的經(jīng)濟支持，而這種不計回報的經(jīng)濟投資通常具有經(jīng)濟上“消費”而非“投資”屬性。在中國，父母為兒子準備婚房成為一種非正式的社會規(guī)范，住房逐漸成為婚姻市場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、激烈競爭的婚姻市場與高企的房價三者疊加，進一步加劇了房產(chǎn)屬性的復雜程度。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中有較高的話語權(quán)和選擇權(quán)。因此，相對于只有女兒的家庭，有兒子家庭的多套房更可能是消費屬性而非投資屬性。

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未來婚配能力的擔憂，通常會保持較低的風險偏好，盡量避免風險金融資產(chǎn)的投資，而是更多的把資金轉(zhuǎn)換為實用的房產(chǎn)（Li和Wu，2017［36］）。面對近年來高漲的房價，家庭對于未來房價走勢的判斷具有較強的不確定性，有兒子的家庭會有較強的動機提早購置住房，以對沖未來房價上漲的風險（Wei和Zhang，2011［13］）。基于此，提出本文的第二個理論假說。

假說2：相對于只有女兒的家庭，有兒子的家庭會增加多套房持有量，進而降低家庭風險金融資產(chǎn)投資概率和比重。

3 數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)定

3.1 數(shù)據(jù)來源

考慮研究需要用到家庭子女性別和子女年齡變量，經(jīng)過多個數(shù)據(jù)庫的對比研究，CHFS數(shù)據(jù)庫的調(diào)查問卷與本文研究最為契合。目前公開的CHFS數(shù)據(jù)庫共有2011年、2013年、2015年和2017年四個樣本庫，鑒于往年數(shù)據(jù)庫存在更新和調(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，即2017年西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查與研究中心的“中國家庭金融調(diào)查”（CHFS）數(shù)據(jù)，穩(wěn)健性檢驗中將進行混合面板數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗。2017年CHFS調(diào)查項目采用抽樣的方式，具體的抽樣方案設(shè)計為分層、三階段和規(guī)模度量成比例（PPS）。調(diào)查樣本涵蓋了中國29個省（自治區(qū)、直轄市），355個縣（區(qū)、縣級市），共涉及1428個村（居）委會，調(diào)查統(tǒng)計的有效家庭樣本量為40011戶。調(diào)查內(nèi)容涉及家庭成員的人口統(tǒng)計特征、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)庫可以較好的從微觀層面反映中國居民家庭現(xiàn)狀，對中國居民投資風險金融資產(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險金融資產(chǎn)投資異質(zhì)性，故樣本篩選時，參照易成棟等（2018）［20］做法，首先對戶主進行設(shè)定，設(shè)置家中18周歲以上年齡最大的男性為戶主，若家中無男性，則設(shè)置18周歲以上年齡最大的女性為戶主。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富變量兩端進行1%縮尾，最終得到有效家庭樣本量12925戶。

3.2 變量設(shè)定

（1）被解釋變量

為探究子女性別對家庭風險金融資產(chǎn)參與程度和投資深度的影響，參照尹志超等（2014）［8］對風險金融資產(chǎn)的定義，文章設(shè)定兩個因變量：一是設(shè)置是否持有風險金融資產(chǎn)的因變量，用以衡量家庭風險金融資產(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、金融理財產(chǎn)品、非人民幣資產(chǎn)和黃金等定義為風險金融資產(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)置風險金融資產(chǎn)投資比重的因變量，用以衡量家庭風險金融資產(chǎn)的投資深度，賦值為風險金融資產(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，微觀層面變量從戶主個人特征和家庭整體特征兩方面選取。首先，戶主特征變量的選擇參考吳衛(wèi)星等（2014）［23］、易成棟等（2018）［20］、魏下海和萬江濤（2020）［19］的設(shè)定，包括戶主性別、健康狀況、是否黨員、風險態(tài)度、受教育程度、年齡及年齡的平方。戶主身體健康狀況的衡量，采用問卷中“您覺得與同齡人相比，您的身體狀況如何？”這一問題，參照張旭陽和吳衛(wèi)星（2020）［2］的設(shè)定方式，定義回答“好”、“較好”的戶主為健康，變量賦值3，回答“一般”的戶主定義為較健康，變量賦值2，回答“較差”、“差”的戶主定義為不健康，變量賦值1。戶主風險厭惡態(tài)度選取CHFS調(diào)查問卷中的“您是否喜歡冒險？”這一問題。參考魏下海和萬江濤（2020）［19］的設(shè)定方式，根據(jù)回答，劃分風險態(tài)度為5組：將選擇“很喜歡冒險”者定義為強風險偏好者，變量賦值1；選擇“喜歡冒險”者定義為弱風險偏好者，變量賦值2；選擇“一般”者定義為風險中立者，變量賦值3；選擇“不喜歡冒險”者定義為弱風險規(guī)避者，變量賦值4；選擇“很喜歡冒險”者定義為強風險規(guī)避者，變量賦值5。戶主受教育水平的衡量，選擇問卷中“您的文化程度是？”這一問題，采取現(xiàn)有文獻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“沒上過學”為0年、“小學”為6年、“初中”為9年、“中?！被颉案咧小睘?2年、“大?！睘?4年、“本科及以上”為16年。其次，參考易成棟等（2018）［20］、魏下海和萬江濤（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)平均房價、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

由表2可知，樣本家庭風險金融資產(chǎn)的參與率為12.64%，風險金融資產(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，與我國高出生人口性別比相呼應(yīng)。觀察戶主特征變量可以發(fā)現(xiàn)，戶主中黨員較少，占比為12.68%，戶主平均年齡約為51歲，說明戶主多為中年群體。戶主受教育水平的均值為9.7905，標準差為1.7633，即戶主平均受教育程度為初中，且受教育程度的個體間異質(zhì)性較大。樣本健康狀況和風險態(tài)度均值分別為1.634和3.7952，標準差分別為0.7384和1.1054，這表明大部分受訪者健康狀況一般，且弱風險規(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11.028萬元，標準差為1.319。平均家庭凈資產(chǎn)為13.131萬元，標準差為1.5545，由標準層可推斷，我國各家庭間貧富差距較大，財富分配不均勻。家中子女總數(shù)均值為1.3449，樣本中平均每家有一到兩個孩子，這與我國計劃生育政策效果基本一致。

表2 變量描述性統(tǒng)計

續(xù)表

4 模型設(shè)定與基準分析

4.1 模型設(shè)定

文章從兩方面探討子女性別對家庭風險金融資產(chǎn)投資的影響：一是考慮子女性別如何影響家庭風險金融資產(chǎn)投資的參與率；二是考慮子女性別對家庭風險金融資產(chǎn)投資深度的影響。在研究參與率問題時，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模型進行回歸分析。在研究投資深度的問題時，需要對因變量數(shù)據(jù)進行截取，選擇Tobit模型進行回歸分析。

為探討子女性別對家庭風險金融資產(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*是不可觀測的潛在變量，它與soni存在線性關(guān)系。riskasseti*與riskasseti的關(guān)系如式（2）所示，riskasseti為觀測家庭是否參與風險金融資產(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為影響家庭風險金融資產(chǎn)參與的控制變量，包括家庭規(guī)模、戶主年齡、年齡的平方、健康狀況、受教育程度、家庭凈資產(chǎn)、風險厭惡程度、家庭總收入、家中子女數(shù)量、戶主性別、政治面貌、區(qū)域平均房價、人均GDP增速、人口密度等。

為探討子女性別對家庭風險金融資產(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為風險金融資產(chǎn)投資比重，由式（4）可知，若ratei*取值為負，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 子女性別對家庭風險金融資產(chǎn)投資決策影響的基準分析

文章使用Probit模型分析子女性別如何影響家庭參與風險金融資產(chǎn)投資的概率，表3中（1）列為沒有加入控制變量的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險金融資產(chǎn)投資的深度，表3中（3）列和（4）列分別為沒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 子女性別對家庭風險金融資產(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，有兒子的家庭會降低風險金融資產(chǎn)的參與概率和參與深度。相對于只有女兒的家庭，有兒子的家庭邊際效應(yīng)為-0.0321，表示撫養(yǎng)兒子的家庭，參與風險金融資產(chǎn)投資的概率會降低3.21%，且在1%的顯著水平下顯著。由Tobit的實證結(jié)果可知，有兒子的家庭對風險金融資產(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，即相對于只有女兒的家庭，有兒子的家庭對風險金融資產(chǎn)的投資比重會降低1.95個百分點。上述結(jié)果論證了本文提出的假說，即和只有女兒的家庭相比，撫養(yǎng)兒子的家庭會降低風險金融資產(chǎn)的參與率和投資比重，這可能是因為面對高人口性別比和高房價，有兒子的家庭為了增強其在婚姻市場上的競爭力，有更強的“競爭性儲蓄”動機（Wei和 Zhang，2011［13］），在收入和財富水平一定的情況下，家庭可能更傾向于投資風險較低、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險金融資產(chǎn)投資，假說1得到支持。

考慮戶主特征變量。戶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，即隨著年齡的增長，居民投資風險金融資產(chǎn)的概率和比重先升高后降低，符合生命周期理論。戶主受教育水平正向影響家庭投資風險金融資產(chǎn)，即家庭投資風險金融資產(chǎn)的概率和比重隨戶主受教育程度的升高而增加。這可能是因為更高的教育水平會使投資者具備更高的金融素養(yǎng)，從而提高家庭風險金融資產(chǎn)投資的意識。戶主風險態(tài)度與家庭風險金融資產(chǎn)投資負相關(guān)，即風險厭惡程度越高的家庭，其投資風險金融資產(chǎn)的概率和比重越低?？紤]家庭特征變量，家庭財富和家庭總收入系數(shù)均在1%水平下顯著，說明家庭財富和家庭總收入越高，居民越可能參與風險金融資產(chǎn)投資，且投資比重越高。

5 機制分析、異質(zhì)性分析與穩(wěn)健性檢驗

5.1 機制分析

（1）中介變量選取與模型構(gòu)建

Wei 和 Zhang（2011）指出家庭儲蓄越多，孩子在婚姻市場中的競爭力越強，并以此提出了“競爭性儲蓄”的概念，但住房在中國傳統(tǒng)觀念中具有剛需屬性，是兒子在婚姻市場中保持競爭力的關(guān)鍵因素［13］。中國的高房價給年輕人帶來了更大的購房壓力，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］）。基于以上分析，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)查問卷中的“除了這套房產(chǎn)，您還有幾套住房？”這一問題設(shè)定。

本文參照中介效應(yīng)檢驗程序（溫忠麟等，2004［40］），對住房中介機制進行實證分析，建立回歸方程如下：

其中riskasset為是否參與家庭風險金融資產(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、戶主年齡、年齡的平方、健康狀況、受教育程度、家庭凈資產(chǎn)、風險厭惡程度、家庭總收入、家中子女數(shù)量、戶主性別、政治面貌、各省份平均住房價格、人口密度、GDP增速等，式（6）采用普通最小二乘法回歸。

其中rate為風險金融資產(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）機制檢驗

表4為子女性別對家庭風險金融資產(chǎn)投資影響的住房機制分析結(jié)果。實證分析顯示，多套住房數(shù)量中介作用于子女性別影響家庭風險金融資產(chǎn)投資，相對于只有女兒的家庭，有兒子的家庭更傾向于持有多套住房，且多套住房會顯著的負向影響家庭風險金融資產(chǎn)投資。

表4中的（1）、（2）、（3）列匯報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)量對于風險金融資產(chǎn)投資概率和比重的影響都顯著為負，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險金融資產(chǎn)投資的住房中介機制存在。本文假說2得到證實，即有兒子的家庭會傾向于購置多套住房，以增加婚姻市場競爭力，進而會擠出家庭風險金融資產(chǎn)投資。

表4 子女性別對家庭風險金融資產(chǎn)投資影響的住房選擇機制檢驗

5.2 異質(zhì)性分析

（1）城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析

我國城鄉(xiāng)居民所面臨的計劃生育政策不同，城鎮(zhèn)地區(qū)的計劃生育政策較為嚴格，即一對夫婦只允許生育一個孩子，但1984年中央出臺“七號文件”允許農(nóng)村家庭生育“一胎半”，即如果第一個孩子是女孩，則可以生育第二個孩子。鑒于計劃生育政策在農(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)村進行分類，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)兒家庭擠出風險金融資產(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)中有兒子的家庭會降低風險金融資產(chǎn)投資的概率及比重，農(nóng)村樣本回歸結(jié)果不顯著。為驗證組間差異的存在，此處采用基于似無相關(guān)模型的檢驗方法（suest），檢驗結(jié)果P值均小于0.1，即城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本在計量結(jié)果上存在顯著差異。這可能是因為撫養(yǎng)兒子的農(nóng)村家庭往往具有更高的風險偏好，傾向于通過創(chuàng)業(yè)的方式快速的積累財富（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險偏好，傾向于將資產(chǎn)投資于低風險的住房，從而會擠出家庭風險金融資產(chǎn)投資（韋艷和姜全保，2017［34］）。相比農(nóng)村家庭，城鎮(zhèn)家庭有更強在城鎮(zhèn)買房的確定性，而農(nóng)村家庭可能需要考慮孩子未來向城鎮(zhèn)的遷移，對于選擇在城鎮(zhèn)買房或在農(nóng)村自建房，具有較強的不確定性，因此農(nóng)村家庭的購房需求沒有城鎮(zhèn)家庭迫切。且有兒子的城鎮(zhèn)家庭在城市買入多套房的可能性較大，而農(nóng)村家庭面對不確定性會推遲買入多套房的時間。

表5 城鄉(xiāng)差異下子女性別對家庭風險金融資產(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)化程度和房價水平上具有一定的異質(zhì)性，可能會導致子女性別對家庭風險金融資產(chǎn)投資產(chǎn)生差異化影響。已有學者研究發(fā)現(xiàn)，不同級別的城市在面臨性別失衡時，所反映的房價上漲壓力不同：一、二、三線城市的性別失衡對房價上漲反映出較大壓力，而在四線和五線城市中，性別失衡與房價上漲不存在明顯的相關(guān)性（逯進和劉璐，2020［41］）?；诖?，文章根據(jù)2017年第一財經(jīng)對中國338個地級以上城市的等級劃分，將一線城市、新一線城市、二線城市和三線城市定義為大中型城市，四線城市和五線城市定義為小城市，其中一線城市包括北京、上海、深圳和廣州，進行異質(zhì)性分析。

由表6可知，子女性別對家庭風險金融資產(chǎn)投資的影響在大中型城市中負向顯著，即在大中型城市中，相對于只有女兒的家庭，有兒子的家庭會降低風險金融資產(chǎn)投資的概率及比重。在小城市中，子女性別對家庭風險金融資產(chǎn)投資的影響基本不顯著。采用suest進行組間系數(shù)檢驗，檢驗結(jié)果P值均小于0.1，說明兩組樣本在計量結(jié)果上存在顯著差異。城市級別異質(zhì)性的出現(xiàn)，可能是由于四線和五線城市的人口外流且以男性居多，導致當?shù)氐幕橐鍪袌龈偁帀毫π?，從而房價上漲的風險較低，對于孩子留在本地發(fā)展的家庭，無需提早購房以規(guī)避房價上漲的風險。而對于考慮未來孩子向大中型城市遷移的家庭，無法預知明確的遷移城市，故也沒有迫切的提早買房的需求。而大中型城市的居民向小城市流動的可能性低，且有兒子家庭傾向提早買房以規(guī)避未來房價上漲的風險（易成棟，2018［20］）。同時，大中型城市的房價普遍偏高，家庭在購置多套房時壓力更大，在財富水平一定的情況下，高房價會導致家庭資金配置發(fā)生更大變化，購置多套住房會更大的擠出風險金融資產(chǎn)投資。相比之下，小城市的房價較低，家庭選擇在本地購置多套住房的成本相對較低，小城市中有兒子家庭的購房壓力相對小于大中型城市的有兒子家庭。

表6 城市類型差異下子女性別對家庭風險金融資產(chǎn)投資影響的回歸結(jié)果

續(xù)表

（3）戶主年齡異質(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)濟情況匹配相應(yīng)的儲蓄和投資規(guī)模。在國內(nèi)外學者對研究的深化過程中，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險資產(chǎn)配置也不盡相同，為求得最優(yōu)投資組合，居民會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)年齡將人類生命歷程進行劃分，青年人為44歲及以下人群，中老年人為45歲及以上人群。對青年和中老年的劃分方法，將45歲以下的戶主劃分為“青年”，將年齡45歲及以上的戶主劃分為“中老年”，進行如下回歸分析。

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，即相對于只有女兒的家庭，有兒子的家庭會降低風險金融資產(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進行組間系數(shù)檢驗，檢驗結(jié)果P值均小于0.1，說明兩組樣本在計量結(jié)果上存在顯著差異。這可能是因為，相較于中老年家庭，青年家庭的孩子年紀尚小，參與婚姻市場競爭的時間尚早，暫時沒有購置多套住房的壓力，且這一階段的家庭在進行投資決策時，可能會選擇當下剛需的教育進行投資，而青年家庭處于財富積累的初級階段，可能沒有足夠的經(jīng)濟實力購置多套住房，因此與中老年家庭相比，家中子女性別對青年家庭的風險金融資產(chǎn)投資無影響。

表7 年齡異質(zhì)性下子女性別對家庭風險金融資產(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影響婚配市場的競爭強度，進而可能會影響家庭撫養(yǎng)子女性別對風險金融資產(chǎn)投資的程度。考慮出生人口性別比的正常值域為102-107，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險金融資產(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)子女性別對家庭風險金融資產(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)男孩的家庭會降低風險金融資產(chǎn)投資的概率，但不影響家庭投資風險金融資產(chǎn)比重。在人口性別比偏高的地區(qū)，撫養(yǎng)兒子會降低家庭投資風險金融資產(chǎn)的概率和比重。進行suest組間系數(shù)檢驗發(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競爭力低，家庭撫養(yǎng)兒子對家庭投資決策的影響小于女兒，而在性別比偏高的地區(qū)，婚姻市場競爭力激烈，撫養(yǎng)兒子的家庭為提高競爭力，會更多的投資地位性尋求品，如住房，從而擠占了家庭風險金融資產(chǎn)投資。

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

5.3 穩(wěn)健性檢驗

（1）使用工具變量的穩(wěn)健性檢驗

子女作為家庭結(jié)構(gòu)中重要的組成部分，不同性別的子女會對家庭投資活動的影響具有異質(zhì)性。但通過參與風險金融投資活動，家庭財富會發(fā)生變化，家庭可能會對子女性別產(chǎn)生新的偏好。為避免子女性別變量與家庭風險金融資產(chǎn)投資變量可能存在內(nèi)生性問題，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)總體的人均子女數(shù)量作為工具變量。

為檢驗樣本數(shù)據(jù)中，子女性別與子女數(shù)量的相關(guān)性，文章統(tǒng)計分析了擁有不同子女數(shù)量的家庭中，有兒子的家庭所占比重。由表9知，若家中只有一個孩子，則超過半數(shù)的獨生子女家庭撫養(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，家中子女數(shù)量越多，則家庭撫養(yǎng)男孩的概率越高。進一步結(jié)合我國1984年調(diào)整的計劃生育政策，形成了在農(nóng)村和城市地區(qū)計劃生育強度的異質(zhì)性，該政策允許農(nóng)村戶口的家庭生育“一胎半”，即如果第一胎是女兒，則部分家庭被允許生育二胎，而城市戶口則嚴格執(zhí)行一胎政策，這進一步加強了家中子女性別與子女數(shù)量的相關(guān)性。

表9 不同子女數(shù)量家庭中擁有兒子的家庭占比

綜上分析，子女性別與子女數(shù)量存在一定相關(guān)性，而區(qū)域內(nèi)人均子女數(shù)不會影響個體家庭的風險金融資產(chǎn)投資，故選取區(qū)域內(nèi)人均子女數(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?、自治區(qū)），再按照城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村進行分組。文章選取的樣本分布在29個?。ㄊ?、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 個地區(qū)組×2 個城鄉(xiāng)組+上海市，共分為57組，計算第 i 個家庭所在組群內(nèi)所有家庭的平均子女數(shù)作為其工具變量，并使用IV Probit和IV Tobit 模型進行估計。為便于比較分析，表10的第（1）列為Probit回歸系數(shù)，第（3）列為Tobit的回歸系數(shù)，第（2）列和第（4）列是內(nèi)生性檢驗回歸結(jié)果，一階段估計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Probit模型和Tobit模型估計的結(jié)論一致，即內(nèi)生性檢驗通過。

表10 使用工具變量的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

（2）更換數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性檢驗

為了剔除2015年底開始實施的“全面放開二孩”政策的可能影響，文章將研究樣本更換為2015年CHFS數(shù)據(jù)進行檢驗。同時，為避免2017年度截面數(shù)據(jù)可能存在的抽樣偶然性影響，進一步使用2015和2017兩年CHFS數(shù)據(jù)，進行混合面板回歸，以驗證基準回歸穩(wěn)健性。表11的回歸檢驗結(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)健性檢驗結(jié)果

（3）獨生子女與成年子女家庭穩(wěn)健性檢驗

前文提到子女數(shù)量和子女性別之間存在一定相關(guān)性，為進一步避免撫養(yǎng)多個子女的家庭對實證結(jié)果產(chǎn)生影響，文章篩選出獨生子女家庭進行穩(wěn)健性檢驗?？紤]家庭資產(chǎn)投資具有生命周期性，子女年齡會在一定程度上影響家庭投資決策。隨著子女年齡的增加，子女對婚姻的需求會增大，在婚姻市場將面臨的更為強烈的競爭。相應(yīng)的，父母為使子女在婚姻市場更具競爭力，達到適婚年齡子女的父母或許會具有更強烈的購買多套房的欲望，故處于這個階段的家庭，更容易擠出風險金融資產(chǎn)投資。參照《婚姻法》規(guī)定，申請登記結(jié)婚的中國居民，男生需要年滿22周歲，女生需要年滿20周歲，為驗證基準回歸的穩(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，只剩下子女達到適婚年齡的家庭樣本進行穩(wěn)健性檢驗。表12顯示穩(wěn)健性檢驗通過。

表12 獨生子女與成年子女家庭穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

（4）更換被解釋變量與解釋變量穩(wěn)健性檢驗

在基準回歸中，文章將股票、基金、金融債券、企業(yè)債券、金融衍生產(chǎn)品、金融理財產(chǎn)品、非人民幣資產(chǎn)和黃金等歸類為風險金融資產(chǎn)?？紤]到家庭對金融衍生產(chǎn)品等風險金融資產(chǎn)投資較少，中國家庭投資的主要風險金融資產(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險金融資產(chǎn)的替代變量，進行被解釋變量設(shè)定的穩(wěn)健性檢驗。

有兒子的家庭會傾向于購置多套房產(chǎn)從而會擠出家庭風險金融資產(chǎn)投資，基準回歸中只考慮家中是否有兒子對家庭風險金融資產(chǎn)投資的影響，沒有考慮家中兒子數(shù)量對投資決策的影響，若基準回歸結(jié)果穩(wěn)健，那么兒子數(shù)量越多的家庭其對風險金融資產(chǎn)的擠出越嚴重，因此文章將解釋變量設(shè)置為家庭擁有兒子的數(shù)量，進行穩(wěn)健性檢驗，表13顯示穩(wěn)健性檢驗通過。

表13 更換被解釋變量與解釋變量穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

6 結(jié)論與政策建議

文章運用2017年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，以住房選擇作為中介機制，探討了子女性別對家庭風險金融資產(chǎn)投資的影響。研究發(fā)現(xiàn)：

（1）相對于只有女兒的家庭，有兒子的家庭會顯著降低進行風險金融資產(chǎn)投資的概率，并且會降低家庭風險金融資產(chǎn)投資比重，這一結(jié)論進一步豐富家庭結(jié)構(gòu)影響的相關(guān)研究，不僅是子女數(shù)量，其結(jié)構(gòu)也會對家庭風險金融資產(chǎn)投資產(chǎn)生重要影響。文章進一步從多方面展開穩(wěn)健性檢驗，檢驗證實基準回歸結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

（2）通過機制分析和中介機制檢驗發(fā)現(xiàn)，為了增強兒子在婚姻市場上的競爭力，相對于只有女兒的家庭，有兒子的家庭會更傾向于購置多套住房，從而降低了家庭風險金融資產(chǎn)的投資概率和投資比重。這一研究結(jié)論表明當考慮子女結(jié)構(gòu)時，住房屬性會更加復雜，與已有研究將多套房視為投資品從而對風險金融資產(chǎn)投資主要產(chǎn)生財富效應(yīng)不同，當家庭為兒子購買多套房時，其同樣具有較強的消費品屬性，產(chǎn)生的擠出效應(yīng)大于財富效應(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，有兒子的家庭對風險金融資產(chǎn)投資的負向影響更為顯著。

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。金融機構(gòu)向客戶提供金融產(chǎn)品和服務(wù)時，應(yīng)該關(guān)注客戶及其家庭的背景特征，針對家中子女性別結(jié)構(gòu)差異，提供更加符合客戶實際需要的產(chǎn)品和服務(wù)，如可以設(shè)計一種盯住房價的金融產(chǎn)品，以對沖過快上漲的房價，提高客戶的風險偏好，加強家庭資產(chǎn)與金融市場的聯(lián)動發(fā)展。

（2）計劃生育政策與房地產(chǎn)市場協(xié)調(diào)發(fā)展。當前正值二胎政策全面開放，如何在降低出生人口性別比的同時協(xié)調(diào)好房地產(chǎn)市場供求，穩(wěn)定房價，是影響計劃生育政策與經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的重要問題。應(yīng)注意防控全面放開二胎后房地產(chǎn)市場需求過大的風險，弱化住房地位尋求品的屬性，加強對房價的直接調(diào)控，預防新一波的“炒房潮”。鼓勵市場和住房保障部門為有多個子女的家庭提供合適的住房產(chǎn)品，堅持“房住不炒”的方針政策，提升居住質(zhì)量，滿足人們對美好生活的追求。

（3）人口遷移與房地產(chǎn)市場的協(xié)調(diào)發(fā)展。在城鎮(zhèn)化和城市化的過程中，應(yīng)重視人口遷移可能帶來的城鄉(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，進而推高住房價格，增加購房壓力，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高的現(xiàn)象。

（4）加強引導，形成更合理的社會文化。傳統(tǒng)男方準備婚房的觀念，加大了男性在性別失衡的婚姻市場上的競爭壓力，“男孩偏好”和“子代扶持”又將這種壓力傳遞給了父母，有關(guān)部門應(yīng)宣傳更積極更科學的婚姻觀念如“雙方共同購買婚房或通過租賃解決居住需求”，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)，通過完善社會養(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，有助于家庭進行更合理的資產(chǎn)配置。