譚天宇 孫 萌 李輝濤

（南京農(nóng)業(yè)大學(xué)，江蘇 南京 210095）

一、研究背景及意義

近年來隨著中國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，越來越多家庭開始重視資產(chǎn)保值增值。2019 年《全球財(cái)富遷移評(píng)估報(bào)告》顯示，2008—2018 年中國(guó)私人財(cái)富增長(zhǎng)迅速，以130%的增長(zhǎng)率居全球首位，2018 年以23.6 萬(wàn)億美元的總額位居全球第二。雖然居民財(cái)富收入不斷增加，但我國(guó)居民家庭資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)不合理問題突出，財(cái)富收入水平與財(cái)富管理手段存在不匹配的現(xiàn)象。根據(jù)經(jīng)濟(jì)日?qǐng)?bào)發(fā)布的《中國(guó)家庭財(cái)富調(diào)查報(bào)告2019》，我國(guó)居民家庭金融資產(chǎn)配置在結(jié)構(gòu)上十分單一，其中實(shí)物資產(chǎn)中房產(chǎn)占比達(dá)到70%，金融資產(chǎn)中低風(fēng)險(xiǎn)、低收益的現(xiàn)金和存款占比高達(dá)88%。

國(guó)內(nèi)外的現(xiàn)實(shí)經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)表明，合理配置金融資產(chǎn)對(duì)家庭資產(chǎn)保值增值、財(cái)富收入水平的提升具有重要影響。源于中國(guó)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與金融結(jié)構(gòu)，農(nóng)村居民無(wú)論是金融市場(chǎng)參與程度還是股票、基金、理財(cái)產(chǎn)品等風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置比例均顯著低于城市居民（盧亞娟，2014）。單一化的資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)制約了新時(shí)期農(nóng)村居民財(cái)富增長(zhǎng)，也不利于金融市場(chǎng)和整個(gè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。因此，鞏固脫貧攻堅(jiān)成果，進(jìn)一步聚焦農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置行為具有重要的客觀現(xiàn)實(shí)意義和政策指導(dǎo)價(jià)值。

近年來，隨著女性賦權(quán)的理念在全球范圍內(nèi)不斷推進(jìn)，女性在社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、政治和法律等層面的地位和權(quán)益顯著提高，在社會(huì)和家庭決策中也發(fā)揮著越來越大的作用。根據(jù)2015 年國(guó)務(wù)院發(fā)布的《中國(guó)性別平等與婦女發(fā)展》白皮書，中國(guó)家庭中的妻子與丈夫的家庭地位形勢(shì)明顯改善，七成以上的已婚女性擁有家庭重大事務(wù)決策的話語(yǔ)權(quán)。此外，根據(jù)富達(dá)國(guó)際2021 年發(fā)布的首份全球女性投資理財(cái)調(diào)研報(bào)告，中國(guó)女性比男性多擁有7%的存款，有76%的已婚女性表示掌握整個(gè)家庭的財(cái)務(wù)開支，中國(guó)女性在家庭日常財(cái)務(wù)管理中發(fā)揮著更重要的作用。

由于男女在生理和心理等方面的先天差異，導(dǎo)致家庭內(nèi)部不同的決策模式往往會(huì)帶來不一樣的決策結(jié)果。以此作為出發(fā)點(diǎn)，在女性地位不斷提高的當(dāng)下，不同程度的女性家庭決策賦權(quán)會(huì)對(duì)農(nóng)村家庭的金融資產(chǎn)配置行為產(chǎn)生怎樣的影響？為此，本文借助2021 年在南京市多個(gè)農(nóng)村地區(qū)的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，實(shí)證研究女性家庭決策賦權(quán)對(duì)農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置行為的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

目前關(guān)于家庭金融資產(chǎn)配置影響因素的研究眾多，但較少有文章基于性別差異視角研究家庭內(nèi)部決策模式帶來的影響。部分學(xué)者從家庭個(gè)人特征的角度研究其對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響。Laurent et al.（2007）指出戶主性別不同會(huì)使得居民金融資產(chǎn)配置結(jié)果不同，與女性投資者相比，男性更有可能參與股市，且更傾向于多元化投資。由于男性有著更高的風(fēng)險(xiǎn)偏好，戶主為男性的家庭有更大的可能參與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)市場(chǎng)（Gusio &Zingales，2004）。邢大偉（2009）通過對(duì)江蘇省揚(yáng)州市進(jìn)行調(diào)研，指出女性比男性更喜歡儲(chǔ)蓄，儲(chǔ)蓄率高出男性2.44 個(gè)百分點(diǎn)；男性比女性更喜歡投資股票，投資比例高出女性2個(gè)百分點(diǎn)。周欽等（2015）研究發(fā)現(xiàn)戶主性別對(duì)農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)比例沒有影響，但顯著影響生產(chǎn)性資產(chǎn)持有的可能性，女性戶主家庭持有生產(chǎn)性資產(chǎn)的可能性下降。賀建風(fēng)和吳慧（2017）指出城市家庭中女性財(cái)務(wù)舵主家庭參與金融市場(chǎng)的廣度和深度均更強(qiáng)，可能的原因是女性舵主比男性舵主的人力資本特征影響程度更高。徐小華等（2020）研究表明已婚女性勞動(dòng)參與和家庭參與風(fēng)險(xiǎn)市場(chǎng)的可能性與家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比例呈負(fù)相關(guān)。陳秋月和董曉林（2020）利用CFPS2014年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明女性家庭決策賦權(quán)程度加深會(huì)抑制農(nóng)戶借貸行為，且在不同受教育水平下具有異質(zhì)性。

上述研究對(duì)本文有所啟發(fā)，但還存在以下可以挖掘的空間：第一，由于城鄉(xiāng)二元金融結(jié)構(gòu)以及城鄉(xiāng)收入差距，城鄉(xiāng)居民家庭之間金融資產(chǎn)配置行為存在一定的差異，已有的家庭金融資產(chǎn)配置研究更多聚焦于城鎮(zhèn)居民家庭，而關(guān)于農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置的現(xiàn)有研究尚不充分；第二，不同于個(gè)體決策，家庭決策是多決策主體的聯(lián)合決策模式（姜海納，2018），家庭金融資產(chǎn)配置行為大多由夫妻雙方共同協(xié)商決定。已有研究普遍將戶主視為家庭唯一決策人，僅作男性決策人和女性決策人區(qū)分，而將家庭決策權(quán)進(jìn)行量化，考慮男女共商模式下家庭金融決策行為的研究并不多見。

三、理論分析與研究假說

家庭決策與個(gè)體決策不同，具有多個(gè)決策主體。圍繞家庭決策理論主要有兩大基本模型：家庭決策單一模型（Unitary Model）和家庭決策聯(lián)合模型（Collective Model）。1965年Becker提出單一家庭決策模型，該模型假設(shè)家庭成員的偏好具有一致性，將家庭視作一個(gè)決策整體，忽略家庭內(nèi)部的單一決策互動(dòng)過程；1988年Chiappori 在單一決策模型的基礎(chǔ)上提出聯(lián)合決策模型，將成員之間存在偏好的異質(zhì)性也加入考慮，家庭行為決定于夫妻雙方的偏好。

雖然亞洲家庭夫妻在決策過程中追求“和諧決策”，每個(gè)成員會(huì)出于家庭效用最大化的目的做出讓步（Nguyen &Belk，2013），但這并不代表夫妻雙方的偏好具有一致性。相比單一決策模型假設(shè)每個(gè)家庭成員具有一致的偏好，聯(lián)合決策模型將家庭成員看作獨(dú)立的個(gè)體，更加貼合家庭內(nèi)部決策模式（姜海納，2018）。本文綜合已有文獻(xiàn)，在家庭聯(lián)合決策模型的基礎(chǔ)上建立家庭金融資產(chǎn)配置決策模型（見圖1）。

圖1 家庭金融資產(chǎn)配置決策模型

家庭金融資產(chǎn)配置決策模型中，家庭是否參與金融市場(chǎng)以及風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)的比例由家庭決策賦權(quán)程度所決定，而家庭決策權(quán)的分配取決于丈夫和妻子的相對(duì)影響力大小。具體地，更高的受教育程度和收入、更好的職業(yè)聲望等都會(huì)增加一方的影響力，使其在家庭決策中更具有話語(yǔ)權(quán)（Mannino &Deutsch，2007）。女性家庭決策賦權(quán)程度的提高意味著妻子的個(gè)人性別特征將更多地體現(xiàn)在家庭金融資產(chǎn)配置決策中，從而影響家庭金融資產(chǎn)配置行為。

綜合參考已有理論和研究，女性決策人比男性決策人參與金融市場(chǎng)的可能性更小、配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的比例更低，可能的原因有以下幾點(diǎn)：第一，女性擁有更長(zhǎng)的平均壽命和更強(qiáng)的憂患意識(shí)，更加注重家庭的長(zhǎng)期發(fā)展，女性居民比男性居民的儲(chǔ)蓄水平更高（王峰等，2016）；第二，女性的金融知識(shí)和金融素養(yǎng)水平相比男性低，尤其是關(guān)于資金風(fēng)險(xiǎn)分散問題了解較少，影響了女性的資金使用效率（Annamaria，2015），也制約了家庭參與金融市場(chǎng)和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資（尹志超等，2014）；第三，大量有關(guān)行為金融學(xué)和心理學(xué)的研究文獻(xiàn)也表明，女性的自信程度較低，風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度較高（段軍山和崔蒙雪，2016），在金融投資中更傾向于能夠帶來穩(wěn)定收益的低風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。當(dāng)女性家庭決策賦權(quán)程度提高，即女性個(gè)人特征在家庭決策中逐漸凸顯時(shí)，家庭金融資產(chǎn)配置行為也會(huì)受到相應(yīng)的影響。綜上，本文提出假說1和假說2。

假說1：女性家庭決策賦權(quán)程度對(duì)農(nóng)村家庭參與金融市場(chǎng)的概率具有負(fù)向影響。

假說2：女性家庭決策賦權(quán)程度對(duì)農(nóng)村家庭配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比例具有負(fù)向影響。

四、數(shù)據(jù)來源與變量描述

（一）數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來源于2021年在南京市農(nóng)村地區(qū)進(jìn)行的家庭金融資產(chǎn)配置情況實(shí)地調(diào)研。在抽取農(nóng)戶樣本時(shí)，按照《南京統(tǒng)計(jì)年鑒2020》公布的地區(qū)生產(chǎn)總值（2019 年）由高到低排序且分為兩組，在各組中隨機(jī)抽取1個(gè)區(qū)，并在各區(qū)內(nèi)隨機(jī)向農(nóng)戶發(fā)放問卷。最終，共計(jì)發(fā)放調(diào)查問卷357 份，其中有效問卷342 份，有效率為95.8%。

（二）變量選取

1.被解釋變量。家庭總資產(chǎn)包括金融資產(chǎn)和實(shí)物資產(chǎn)兩大類，其中金融資產(chǎn)包括現(xiàn)金、存款、債券、股票、基金、理財(cái)產(chǎn)品、黃金、外幣資產(chǎn)等，現(xiàn)金和存款屬于無(wú)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，其他資產(chǎn)屬于風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)（趙志君，2000）。本文參考盧亞娟和張菁晶（2018）的做法，設(shè)置被解釋變量為“是否參與金融市場(chǎng)”和“風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比”。前者即是否配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，后者即家庭配置的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)的比例，分別用來衡量參與金融市場(chǎng)的廣度和深度。

2.核心解釋變量。核心解釋變量為女性家庭決策賦權(quán)程度，即女性在家庭內(nèi)部決策中所擁有決策權(quán)的相對(duì)大小。本文參考陳秋月和董曉林（2020）的做法，根據(jù)“家用分配支出、儲(chǔ)蓄投資保險(xiǎn)、買房子、高價(jià)格消費(fèi)品分別由誰(shuí)說了算”等四個(gè)問題的主要決策人性別區(qū)分女性決策人的家庭決策權(quán)大小。對(duì)于這些問題，如果是丈夫說了算則取值為0，夫妻共同說了算取值為0.5，妻子說了算則取值為1。最后將四個(gè)問題的取值進(jìn)行加總作為衡量女性家庭決策賦權(quán)的指標(biāo)。

3.控制變量。參考已有文獻(xiàn)，本文按照個(gè)體、家庭方面特征選取控制變量。其中，個(gè)體特征變量有丈夫年齡、丈夫受教育水平、妻子受教育水平、妻子年齡、妻子主觀風(fēng)險(xiǎn)偏好、妻子健康水平；家庭特征變量有家庭年收入對(duì)數(shù)、子女?dāng)?shù)量、家庭總?cè)丝跀?shù)、家庭房產(chǎn)數(shù)量、是否擁有養(yǎng)老保險(xiǎn)。詳細(xì)說明如表1所示。

表1 變量設(shè)置

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

如表2所示，農(nóng)村家庭參與金融市場(chǎng)的比例約為18.70%，其中風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)金額占比約為13.40%，表明絕大部分農(nóng)村家庭仍未配置風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)，且在配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的農(nóng)村家庭中風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比較小。具體來看，受調(diào)查的家庭中有2.92%的家庭配置了債券，戶均359.06元；7.02%的家庭配置了股票，戶均3020.47 元；6.14%的家庭配置了基金，戶均2704.68 元；14.62%的家庭配置了理財(cái)產(chǎn)品，戶均8751.46元。與CHFS2019年數(shù)據(jù)不同的是，樣本中配置理財(cái)產(chǎn)品的家庭較多，可能是因?yàn)殡S著金融知識(shí)的普及，風(fēng)險(xiǎn)性低、收益穩(wěn)定的銀行理財(cái)產(chǎn)品能夠較大程度地滿足居民金融資產(chǎn)配置的需要，從而更受歡迎。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

女性家庭決策賦權(quán)程度的均值為2.213，略高于2。具體到四個(gè)決策問題中，女性在家用分配支出和購(gòu)買高價(jià)格消費(fèi)品的決策中具有相對(duì)優(yōu)勢(shì)，其平均值分別為0.640、0.643，這也體現(xiàn)了女性在婚后更多負(fù)責(zé)家務(wù)勞動(dòng)與家庭日常事務(wù)的管理。而家庭儲(chǔ)蓄、投資、保險(xiǎn)的決策和購(gòu)買房產(chǎn)的決策的均值為0.474、0.456，其均值與0.5 較為接近，表明男女共商在這兩個(gè)決策中占據(jù)主流。從家庭決策模式來看，男性主導(dǎo)家庭（四項(xiàng)決策全部由男性說了算）占比約為7.3%，女性主導(dǎo)家庭（四項(xiàng)決策全部由女性說了算）占比約為10.8%，男女共商家庭占比約為81.9%，這也說明農(nóng)村家庭決策權(quán)逐漸由男性主導(dǎo)向男女平權(quán)甚至女性主導(dǎo)發(fā)展，這與當(dāng)下性別平等與婦女發(fā)展的觀念的普及以及政府對(duì)于女性權(quán)利的維護(hù)和保障等密切相關(guān)。

五、模型設(shè)定與實(shí)證結(jié)果

（一）模型設(shè)定

1.女性家庭決策賦權(quán)對(duì)農(nóng)村家庭是否參與金融市場(chǎng)的影響。由于被解釋變量“是否參與金融市場(chǎng)”為二元離散變量，本文選用Probit 模型，方程的基本形式如下：

其中，Y1是被解釋變量，為虛擬變量“是否參與金融市場(chǎng)”，即是否配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。nxcycd是核心解釋變量女性家庭決策賦權(quán)程度，X是控制變量。此外，α0是常數(shù)項(xiàng)，α1、α2為待估參數(shù)，ε為誤差項(xiàng)。

2.女性家庭決策賦權(quán)對(duì)農(nóng)村家庭配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)比例的影響。由于被解釋變量“風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比”具有典型的刪失數(shù)據(jù)特征，本文采用Tobit 模型，方程的基本形式如下：

即當(dāng)＞0 時(shí)，Y2=；當(dāng)≤0 時(shí)，Y2=0。其中，Y2是被解釋變量（1≥Y2≥0），代表農(nóng)村家庭配置的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)的比例。

（二）實(shí)證結(jié)果及分析

1.基準(zhǔn)分析。如表3所示，女性家庭決策賦權(quán)程度分別在10%和5%的顯著性水平下對(duì)農(nóng)村家庭參與金融市場(chǎng)概率和風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比具有負(fù)向影響。即隨著女性參與家庭決策程度的加深，農(nóng)村家庭參與金融市場(chǎng)即配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的可能性越小，所配置的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)的比例也越小。從邊際效應(yīng)來看，女性家庭決策賦權(quán)程度每增加一單位，該農(nóng)村家庭參與金融市場(chǎng)的概率下降4.37%，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)的比例下降2.42%。初步驗(yàn)證假說1和假說2。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

除女性家庭決策賦權(quán)程度外，大多數(shù)控制變量也對(duì)被解釋變量產(chǎn)生顯著影響。第一，妻子和丈夫的受教育程度具有顯著的正向影響，可能是受教育水平越高，越容易理解金融知識(shí)，更容易克服信息障礙，從而更有可能參與金融市場(chǎng)并提高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)配置比例。第二，隨著家庭年收入的增加，家庭參與金融市場(chǎng)的可能性和風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的配置比例顯著增加。第三，妻子和丈夫的年齡、年齡平方對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)及風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比均具有顯著的影響，但是影響方向相反，說明年齡可能存在倒“U”型的生命周期效應(yīng)。第四，妻子的風(fēng)險(xiǎn)偏好增加會(huì)同時(shí)增加家庭參與金融市場(chǎng)的可能性和風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比。第五，子女?dāng)?shù)量具有顯著的負(fù)向影響，可能是因?yàn)樽优當(dāng)?shù)量多的家庭，經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)較重，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避度較高，從而經(jīng)濟(jì)金融決策更加保守。

2.異質(zhì)性分析。上述分析基本明確了女性家庭決策賦權(quán)對(duì)農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置行為的負(fù)向作用，但各家庭女性家庭決策賦權(quán)程度的效應(yīng)在不同的條件下可能會(huì)存在異質(zhì)性。本文從女性受教育程度和家庭年收入兩個(gè)視角入手，分別進(jìn)行分組回歸。

（1）不同受教育程度影響差異。因?yàn)闃颖局衅拮邮芙逃狡毡檩^低（均值為3.365），因此將高中及以上學(xué)歷（取值大于3）的農(nóng)戶樣本分為高學(xué)歷女性組，將初中及以下學(xué)歷（取值小于等于3）的農(nóng)戶樣本分為低學(xué)歷女性組。

如表4所示，低學(xué)歷女性家庭決策賦權(quán)程度的邊際效應(yīng)更為明顯，而高學(xué)歷女性家庭決策賦權(quán)程度對(duì)農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與和風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比所產(chǎn)生的負(fù)向影響并不顯著。具體而言，低學(xué)歷組女性家庭決策賦權(quán)程度每提高一個(gè)單位，該農(nóng)村家庭參與金融市場(chǎng)的概率以及風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比在5%的顯著性水平下分別減小4.39%和3.18%。這可能是因?yàn)槭芙逃较鄬?duì)較高的女性，其金融知識(shí)水平也較高，對(duì)金融市場(chǎng)的了解更加充分，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)知也更為客觀準(zhǔn)確，從而更有可能通過配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)以增加家庭福利。

表4 女性家庭決策賦權(quán)程度與農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置（受教育程度差異性）

（2）不同收入水平影響差異。按照家庭年收入的三等分點(diǎn)將樣本家庭劃分為低收入家庭、中等收入家庭以及高收入家庭。下面對(duì)分樣本回歸結(jié)果進(jìn)行分析。

如表5 所示，從邊際效應(yīng)來看，中等收入家庭中女性家庭決策賦權(quán)程度每提高一個(gè)單位，家庭參與金融市場(chǎng)的概率將在10%的顯著性水平下減少4.12%，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比將在5%的顯著性水平下減少2.21%；而低收入和高收入家庭中女性家庭決策賦權(quán)程度所帶來的負(fù)向影響并不顯著。原因可能是低收入家庭的收入大多都用來維持日常開銷，沒有多余的資金去配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，達(dá)不到金融市場(chǎng)參與門檻，因而無(wú)論低收入家庭中女性決策賦權(quán)程度高還是低，都不會(huì)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置行為產(chǎn)生顯著影響；而中等收入家庭有一定的盈余資金，但是由于自身風(fēng)險(xiǎn)承受能力相對(duì)較差，更加偏好儲(chǔ)蓄和存款，風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資參與度不高；高收入家庭相比中等收入家庭，擁有更為良好的財(cái)務(wù)狀況，但是往往也擁有更高的金融素養(yǎng)，更加愿意配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，因此女性家庭決策賦權(quán)對(duì)金融市場(chǎng)參與和風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比的抑制作用有所緩解。

表5 女性家庭決策賦權(quán)程度與農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置（收入差異性）

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)上述回歸結(jié)果的可靠性，本文采取更換解釋變量和被解釋變量的方法來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（一）替換解釋變量

前文在衡量核心變量女性家庭決策賦權(quán)程度時(shí)，僅對(duì)“家用分配支出、儲(chǔ)蓄投資保險(xiǎn)、買房子、高價(jià)格消費(fèi)品分別由誰(shuí)說了算”四個(gè)問題進(jìn)行賦權(quán)，剔除了第五個(gè)問題“子女管教由誰(shuí)說了算”。一方面是受女性相夫教子的傳統(tǒng)觀念影響，第五個(gè)問題的決策者大多為妻子一方或夫妻雙方，子女管教權(quán)可能并不能很好地體現(xiàn)女性家庭決策權(quán)；另一方面是考慮到子女管教權(quán)主要與家庭教育理念有關(guān)，與家庭經(jīng)濟(jì)金融決策行為關(guān)聯(lián)度可能不高。但是子女管教問題作為家庭大事，予以忽視可能會(huì)低估女性家庭決策權(quán)，從而影響實(shí)證結(jié)果。同時(shí)參考已有文獻(xiàn)，也有一些將子女管教權(quán)納入女性家庭決策權(quán)指標(biāo)構(gòu)建體系，如殷浩棟等（2018）、李仲武和馮學(xué)良（2021）。因此現(xiàn)加入“子女管教由誰(shuí)說了算”這一問題，構(gòu)造“女性家庭決策賦權(quán)總程度”作為核心變量的替代變量。

如表6 所示，女性家庭決策賦權(quán)總程度依然在10%和5%的顯著性水平下對(duì)農(nóng)村家庭參與金融市場(chǎng)和家庭風(fēng)險(xiǎn)性金融資產(chǎn)占比具有顯著負(fù)向影響，與前文的結(jié)果相一致，證明結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（二）替換被解釋變量

因?yàn)楣善笔亲罹叽硇缘娘L(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，因此本文參考周雨晴和何廣文（2019）的做法，將被解釋變量替換為“股票市場(chǎng)參與”和“股票占金融資產(chǎn)比例”。更換被解釋變量后依舊采用同樣的方法進(jìn)行回歸分析，結(jié)果與未替換變量時(shí)變化不大，系數(shù)、邊際效應(yīng)以及顯著性水平均未發(fā)生大幅度改變，表明回歸結(jié)果穩(wěn)健。

七、結(jié)論與建議

基于家庭內(nèi)部決策模式的微觀視角，本文利用實(shí)地調(diào)研的數(shù)據(jù)，圍繞女性家庭決策賦權(quán)程度對(duì)農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置的影響進(jìn)行實(shí)證研究。根據(jù)被解釋變量數(shù)據(jù)的不同特征，分別運(yùn)用Probit、Tobit 模型對(duì)金融市場(chǎng)參與廣度和深度進(jìn)行分析。研究結(jié)果表明，女性家庭決策賦權(quán)程度對(duì)農(nóng)村家庭是否參與金融市場(chǎng)、配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)占比均具有顯著的負(fù)向影響，且當(dāng)女性受教育程度和家庭年收入水平不同時(shí)，這種影響具有明顯的異質(zhì)性。具體而言，隨著妻子受教育水平的提高，女性家庭決策賦權(quán)對(duì)農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置行為的負(fù)向影響將有所緩解。相較于低等收入和高等收入農(nóng)村家庭，中等收入農(nóng)村家庭中女性家庭決策賦權(quán)程度的負(fù)向影響最為顯著。

為此本文提出以下兩方面的建議。第一，面對(duì)目前農(nóng)村家庭金融資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)不合理的現(xiàn)象，家庭決策人應(yīng)努力提升自身金融知識(shí)水平，積極獲取相關(guān)金融知識(shí)并主動(dòng)參與金融市場(chǎng)，以更好地實(shí)現(xiàn)家庭資產(chǎn)的保值增值。第二，隨著我國(guó)女性的家庭及社會(huì)地位不斷提高，女性人力資本在金融市場(chǎng)中越來越重要。金融機(jī)構(gòu)和相關(guān)政府部門應(yīng)加大對(duì)女性的教育投入，提高女性的金融知識(shí)水平，從而幫助女性決策者克服金融市場(chǎng)信息壁壘。同時(shí)應(yīng)該適當(dāng)降低參與金融市場(chǎng)的門檻，讓更多的家庭參與金融市場(chǎng)，并引導(dǎo)農(nóng)村家庭合理配置金融資產(chǎn)，實(shí)現(xiàn)家庭效用和社會(huì)效用的最大化。