摘要：“競爭性儲(chǔ)蓄”理論認(rèn)為，中國性別失衡現(xiàn)象可能促使家庭增加儲(chǔ)蓄，以提升子女在婚戀市場的競爭力。在金融體系持續(xù)發(fā)展、風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)供給增加的新時(shí)代背景下，家庭金融決策可能因性別失衡而從傳統(tǒng)儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)向風(fēng)險(xiǎn)投資。利用2015、2017、2019年三輪中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，基于廣義雙重差分模型研究發(fā)現(xiàn)：性別失衡加劇的省份中，有兒子的家庭更傾向于參與金融市場并持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，但未發(fā)現(xiàn)“競爭性買房”的證據(jù);金融知識水平低、已成年兒子未婚的家庭風(fēng)險(xiǎn)金融決策對性別失衡更敏感。因此，因性別失衡而涉足風(fēng)險(xiǎn)金融市場的家庭可能被高收益率所吸引而忽視潛在風(fēng)險(xiǎn)，政府部門需加強(qiáng)對居民普及金融知識、強(qiáng)調(diào)理性參與投資，方能保障金融體系的穩(wěn)定和健康發(fā)展。

關(guān)鍵詞：性別失衡;競爭性儲(chǔ)蓄;競爭性投資;風(fēng)險(xiǎn)金融投資;婚戀市場;家庭金融;金融知識

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1002-2848-2024（04）-0041-14

一、問題提出

自1990年中國建立股票市場以來，多層次資本市場建設(shè)逐步推進(jìn)，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)供給不斷增加，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和可支配收入也持續(xù)增長。盡管傳統(tǒng)資產(chǎn)選擇理論認(rèn)為所有的投資者都應(yīng)將一定比例的財(cái)富投資于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)[1]，但中國家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融投資的比例、風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)在總資產(chǎn)中的占比卻長期處于較低水平，被學(xué)者們稱為“有限參與”（limited participation）之謎[2]。家庭作為社會(huì)的“基本細(xì)胞”，合理的資產(chǎn)配置不僅能夠增加財(cái)產(chǎn)性收入、提高收入和財(cái)富的抗通貨膨脹能力、保障居民長期生活質(zhì)量，更關(guān)系到整體經(jīng)濟(jì)社會(huì)融資體系的運(yùn)作和金融市場的平穩(wěn)健康發(fā)展。

對此，國家金融監(jiān)督管理總局（原中國銀行保險(xiǎn)監(jiān)督管理委員會(huì)）、中國證券監(jiān)督管理委員會(huì)多次提出增強(qiáng)資本市場的財(cái)富管理功能，引導(dǎo)居民儲(chǔ)蓄有效轉(zhuǎn)化為資本市場長期資金的改革目標(biāo)。從中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)來看，2011—2019年中國家庭的金融市場（包括股票、基金、債券、風(fēng)險(xiǎn)理財(cái)或衍生品市場）參與率從8.9%持續(xù)提升到17.1%，翻了近一番，“有限參與”現(xiàn)象有較大程度的緩解（見圖1）。然而，投資決策是一個(gè)復(fù)雜的過程，家庭需要花費(fèi)時(shí)間進(jìn)行信息搜尋和處理才能充分地理解金融市場的運(yùn)作規(guī)律，在此過程中金融知識扮演著重要角色。但是，中國家庭金融知識匱乏的現(xiàn)象卻十分普遍。本文根據(jù)2013、2015、2017、2019年四輪CHFS數(shù)據(jù)①測量家庭金融知識水平，從信息關(guān)注、對利率和通貨膨脹的理解三方面進(jìn)行考察，計(jì)算能夠正確回答三個(gè)基礎(chǔ)問題的受訪家庭比例。從圖2可以發(fā)現(xiàn)，中國居民整體的金融知識和素養(yǎng)長期處于低位波動(dòng)水平，并未呈現(xiàn)逐輪上升趨勢;即便是最為樂觀的2019年，也僅有5.3%的受訪者能夠給出正確答案。

伴隨著長期低下的金融知識水平，中國家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與率卻在持續(xù)提升。由此，一個(gè)亟待回答的問題是，什么因素和作用機(jī)制驅(qū)動(dòng)了這一現(xiàn)象？ 本文將從性別失衡角度切入進(jìn)行解釋。

聯(lián)合國經(jīng)濟(jì)和社會(huì)事務(wù)部發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示②，中國是全球范圍性別失衡最嚴(yán)重、持續(xù)時(shí)間最長、波及人口最多的國家。2002—2021年中國15歲及以上男性與女性未婚人口數(shù)的抽樣比例如圖3所示③，未婚男女比例嚴(yán)重偏離1∶1的正常水平，長期居于高位且還在2010年后有明顯上升趨勢，表明在中國婚戀市場上存在嚴(yán)重的男性擠壓問題。

據(jù)此，Wei等[3]提出了“競爭性儲(chǔ)蓄”理論。該理論指出，中國嚴(yán)重的性別比失衡會(huì)扭曲婚戀市場，抬高男性的婚配成本，因此，地區(qū)性別比的上升會(huì)使有兒子的父母競相增加儲(chǔ)蓄，以提高兒子在婚戀市場上的相對吸引力。實(shí)證結(jié)果表明，性別比不平衡能夠解釋中國1990—2007年約50%的儲(chǔ)蓄率增長。但應(yīng)注意到，“競爭性儲(chǔ)蓄”理論提出的背景是在2007年以前：彼時(shí)，中國的金融市場不夠完善、金融產(chǎn)品供給較少且投資門檻較高，可供家庭選擇的空間小，人們積累財(cái)富的方式往往是無風(fēng)險(xiǎn)但收益極低的儲(chǔ)蓄，“勤儉致富”理念深入人心。隨著中國經(jīng)濟(jì)和金融體系的發(fā)展，多層次資本市場逐漸建立起來，各類風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的供給增加，媒體也開始宣傳“存死錢不是致富之道”的理念。在新時(shí)代背景下，中國家庭逐漸意識到傳統(tǒng)儲(chǔ)蓄無法實(shí)現(xiàn)財(cái)富的快速增值甚至缺乏抗通貨膨脹功能，且2008年以來數(shù)輪房地產(chǎn)刺激政策也使商品房價(jià)格呈波浪式上漲，極大地推高了男性的婚配成本。因此，中國家庭可能轉(zhuǎn)而通過風(fēng)險(xiǎn)金融投資獲得較高的收益，以更高的收入與財(cái)富來提升未婚兒子的婚戀競爭力。由此猜想，狹義的無風(fēng)險(xiǎn)儲(chǔ)蓄在性別失衡壓力下可能減少，競爭性的風(fēng)險(xiǎn)金融投資趨于增多。

本文使用2015、2017、2019年三輪CHFS數(shù)據(jù)，在廣義雙重差分模型框架下利用家庭第一孩是否為男、家庭所在省份該孩同年齡段性別比兩個(gè)維度的信息進(jìn)行因果識別。本文的邊際貢獻(xiàn)主要有以下兩點(diǎn)：一是拓展了競爭性儲(chǔ)蓄理論，關(guān)注家庭是否涉入股票市場、各類風(fēng)險(xiǎn)金融決策及投入強(qiáng)度、房產(chǎn)投資意愿，更全面地刻畫性別失衡對家庭金融行為的影響，也從金融知識高低、未婚兒子的年齡兩個(gè)維度進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，豐富了研究發(fā)現(xiàn);二是實(shí)現(xiàn)了可信的因果識別———綜合使用三輪CHFS數(shù)據(jù)，得以利用同一地區(qū)同一年齡層性別比的時(shí)序變化進(jìn)行回歸，反映了家庭金融行為的動(dòng)態(tài)演進(jìn)。

二、現(xiàn)實(shí)背景與理論分析

（一）中國性別失衡的成因與特征事實(shí)梳理

中國出現(xiàn)性別失衡的潛在原因有很多。首先，傳統(tǒng)文化中的“重男輕女”或?qū)W術(shù)研究所稱的“男孩偏好”（son preference）是底層驅(qū)動(dòng)因素———在父權(quán)結(jié)構(gòu)的農(nóng)耕社會(huì)里，傳統(tǒng)家庭網(wǎng)絡(luò)的穩(wěn)定、繁衍和昌盛都與男性成員有著更加密切的關(guān)系，這構(gòu)成了中國“多子多福”觀念的文化根源[4]。其次，從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度，一方面，由于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)活動(dòng)需要操作重型農(nóng)具、負(fù)重行走，男性在農(nóng)業(yè)活動(dòng)中有著更高的勞動(dòng)生產(chǎn)率和比較優(yōu)勢，終生預(yù)期收入更高[5]，也承擔(dān)贍養(yǎng)年邁父母的主要責(zé)任。這意味著，對父母而言，生育男孩相較于女孩有著更高的經(jīng)濟(jì)價(jià)值，催生了“重男輕女”觀念。另一方面，在金融市場不完備的傳統(tǒng)社會(huì)中，醫(yī)療、養(yǎng)老等諸多風(fēng)險(xiǎn)防范和分散功能只能通過家庭等社群網(wǎng)絡(luò)而非金融市場實(shí)現(xiàn)，男孩對父母來說也具有更高的價(jià)值，“養(yǎng)兒防老”的文化凸顯[6]。

在中國經(jīng)濟(jì)自1978年實(shí)現(xiàn)快速騰飛、從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會(huì)向現(xiàn)代工業(yè)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的過程中，性別失衡反而呈愈演愈烈的態(tài)勢，意味著文化因素并非問題的關(guān)鍵。諸多學(xué)者指出，在相當(dāng)長的歷史階段，中國新生兒的性別比并不存在失衡現(xiàn)象，始于20世紀(jì)80年代的計(jì)劃生育政策可能才是性別失衡的導(dǎo)火索。比如，Li等[7]指出，在“一孩政策”下，中國家庭有動(dòng)機(jī)進(jìn)行胎兒性別選擇。與此同時(shí)，B超檢查技術(shù)的普及也為胎兒性別鑒定和選擇性墮胎提供了技術(shù)便利[8]———這從國務(wù)院近年來持續(xù)加大查處和打擊“兩非”（非醫(yī)學(xué)需要的胎兒性別鑒定和選擇性別人工終止妊娠）力度得以反映①。這也意味著，當(dāng)生育限制放松時(shí)，性別失衡可能緩解。李長洪等[9]借助1984年“7號文件”（中共中央批轉(zhuǎn)國家計(jì)劃生育委員會(huì)黨組《關(guān)于計(jì)劃生育工作情況的匯報(bào)》）的沖擊提供了直接證據(jù)。在“一孩政策”實(shí)施一段時(shí)間后，考慮到兩性間的生理差異以及農(nóng)村生產(chǎn)活動(dòng)的實(shí)際困難，中央政府在1984年對部分地區(qū)調(diào)整了生育政策：農(nóng)村居民若生育第一孩是女孩，將獲得生育二胎的資格。基于地區(qū)、城鄉(xiāng)、時(shí)間差異的三重差分回歸結(jié)果表明，生育限制的放松減少了父母對子女性別的干預(yù)，通過緩解第一孩性別失衡的機(jī)制顯著降低了整體出生性別比。

當(dāng)下中國各地區(qū)間的性別比有著較大的差異（見圖4），這可能與“重男輕女”傳統(tǒng)文化觀念強(qiáng)度的原生差異、“一孩政策”的實(shí)際執(zhí)行情況②以及自1984年以來是否為“一孩半”政策③地區(qū)有關(guān)———這些因素均不與當(dāng)前居民家庭金融決策直接相關(guān)，較好地保證了后文的實(shí)證設(shè)定免受內(nèi)生性偏誤干擾。本文從2022年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》提取數(shù)據(jù)，統(tǒng)計(jì)了2021年中國各省份（不含港澳臺地區(qū)）15歲以上未婚人口的性別比。其中，海南省的性別比高達(dá)1.76，性別比最均衡的是北京市?？梢钥闯?，大部分地區(qū)婚戀市場的競爭激烈，不同的婚戀市場情況會(huì)對不同特征的家庭投資決策產(chǎn)生影響。

第六次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，全國總?cè)丝谥袃H有16.5%處于流動(dòng)狀態(tài)，且流動(dòng)人口中相當(dāng)大比例的夫妻來自于同一個(gè)省份。這意味著，中國各地區(qū)婚戀市場的性別比不會(huì)在短時(shí)間內(nèi)由于人口遷移而改變。中國幅員遼闊，各地在文化習(xí)俗、方言、飲食習(xí)慣等方面差異較大，出于交流溝通等考慮，人們可能傾向于在本地聚集地內(nèi)締結(jié)婚姻[11]。因此，中國每個(gè)省份事實(shí)上可視為“本地化”的婚戀市場，家庭可以通過觀察本省份與子女同年齡段的性別比狀況來預(yù)測未來婚戀市場的競爭情況。由于中國各地區(qū)的性別比有著較大的截面差異，在時(shí)序維度上因出生率、經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展?fàn)顩r的不同也有著一定的變化，地區(qū)各年齡段的性別比有著較大的數(shù)值變差（data variation），這為本文后續(xù)的實(shí)證識別性別失衡與家庭金融決策的因果關(guān)系提供了扎實(shí)的事實(shí)基礎(chǔ)。

（二）“競爭性儲(chǔ)蓄”的文獻(xiàn)回顧與理論分析

性別失衡使得婚戀市場上的男性供大于求[12]，婚配擠壓所致的競爭加劇將使部分男性難以找到伴侶，需要通過增加婚姻支出如彩禮、婚房購置和婚禮費(fèi)用，或在婚后承擔(dān)更多家務(wù)等形式來滿足伴侶的需求。在中國的婚姻習(xí)俗中，新婚夫妻的住房一般由男方提供或承擔(dān)大部分費(fèi)用，住房構(gòu)成婚姻支出的一大部分。方麗等[13]利用2011年浙江、湖北、陜西的調(diào)研數(shù)據(jù)，基于信號理論解釋了中國農(nóng)村地區(qū)的“建房熱”現(xiàn)象。他們認(rèn)為，中國農(nóng)村的婚姻市場上存在信息不對稱，男方家庭只能通過住房資產(chǎn)顯示自身實(shí)力，住房成為體現(xiàn)男方財(cái)力的標(biāo)志。胡明志等[14]利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)在控制各類因素潛在影響后，自有住房者比租房居住者的結(jié)婚概率高6.3個(gè)百分點(diǎn)，城市房產(chǎn)對婚姻締結(jié)確實(shí)起到了促進(jìn)作用。由于中國的傳統(tǒng)社會(huì)文化比較重視男性子嗣（尤其是長子）構(gòu)建家庭，孩子的婚姻是家庭的頭等大事，未婚男性的婚配壓力往往會(huì)落到整個(gè)家庭上。張川川等[15]基于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，人口性別比對男方的彩禮支出有顯著正向影響，但對女方嫁妝影響不顯著，并且在“從夫居文化”越盛行的地方影響程度越深。在多數(shù)情況下，剛成年并初入職場的青年男性難以獨(dú)立應(yīng)對高昂的婚房購置、婚事成本以及婚戀期間諸多費(fèi)用的壓力，父母往往需“集全家之力”來提升兒子在婚戀市場的競爭力[16]，這給育有男孩的家庭帶來了極大的經(jīng)濟(jì)壓力。

在此背景下，Wei等[3]提出“競爭性儲(chǔ)蓄”理論，使用1980—2007年的省級面板數(shù)據(jù)、2002年的中國家庭收入調(diào)查（CHIP）數(shù)據(jù)微觀家戶數(shù)據(jù)證明性別失衡導(dǎo)致有兒子的中國家庭競相增加儲(chǔ)蓄。但囿于數(shù)據(jù)限制，該文將儲(chǔ)蓄率定義為ln（人均可支配收入/人均生活支出），并未對傳統(tǒng)的銀行儲(chǔ)蓄或風(fēng)險(xiǎn)金融投資加以區(qū)分。很多研究對中國性別失衡的經(jīng)濟(jì)后果展開了豐富的研究。例如，靳小怡等[17]關(guān)注到在性別失衡情境下，農(nóng)村大齡未婚男性逐漸增多、婚姻成本激增等，嚴(yán)重制約了農(nóng)村地區(qū)人口與家庭可持續(xù)發(fā)展。Wei等[18]指出，性別失衡使房產(chǎn)成為婚戀市場的“地位商品”（status good），“丈母娘經(jīng)濟(jì)”一定程度上推高了中國房價(jià)。

也有不少文獻(xiàn)關(guān)注到了性別失衡對家庭勞動(dòng)決策和職業(yè)選擇的影響。鐘粵俊等[19]運(yùn)用2012—2014年廣東省流動(dòng)人口衛(wèi)生計(jì)生動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究證實(shí)，在婚配競爭大、成本高或家庭對于婚配壓力承受能力較低的地區(qū)，男孩占比越高的家庭創(chuàng)業(yè)的可能性越大。藍(lán)嘉俊等[20]采用2013年中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證發(fā)現(xiàn)性別失衡帶來的經(jīng)濟(jì)壓力會(huì)激發(fā)男性的冒險(xiǎn)精神和企業(yè)家精神，使男性更加努力工作，顯著提高了男性創(chuàng)業(yè)概率，且對農(nóng)村和低教育男性的影響更大。Yuan等[21]使用2009年中國農(nóng)村金融調(diào)查數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了性別失衡對創(chuàng)業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)家庭所在地區(qū)性別失衡越嚴(yán)重，農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)越普遍。Tan等[22]發(fā)現(xiàn)，在高性別失衡地區(qū)，為了提高兒子在婚戀市場上的競爭力，適婚年齡男性的父母將傾向于從事收入高但風(fēng)險(xiǎn)大的工作，工傷工亡風(fēng)險(xiǎn)顯著提升;同時(shí)，由于愿意從事高危工作的工人增多，勞方議價(jià)能力相對資方減弱，雇主會(huì)減少對勞動(dòng)保護(hù)的投資，進(jìn)一步加劇了工傷工亡。筆者將這一系列現(xiàn)象稱為“致命的歧視”（deadly discrimination）。

還有文獻(xiàn)研究了性別失衡對家庭內(nèi)部相對議價(jià)能力的影響。王臨風(fēng)等[23]利用2005年1%人口抽樣調(diào)查和2010年第三期中國婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)地區(qū)性別比上升會(huì)提升男性勞動(dòng)參與率、降低女性勞動(dòng)參與率，也使婚后女性獲得更大的家庭決策權(quán)和自主權(quán)。章元等[24]使用2010和2020年CFPS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，性別失衡顯著增加了妻子以及子女的各種營養(yǎng)膳食攝入量，提升了妻子的身心健康水平。

綜合來看，在Wei等[3]的論文發(fā)表后，“剩男”經(jīng)濟(jì)學(xué)引發(fā)了大量研究關(guān)注，但對家庭金融決策的深入探討較少。在新時(shí)代背景下，傳統(tǒng)的銀行儲(chǔ)蓄抗通貨膨脹能力趨弱、民眾逐漸意識到其價(jià)值增值能力極為有限，與此同時(shí)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)供給持續(xù)增加、婚配成本急劇上升。因此，本文提出以下研究假設(shè)：中國家庭的“競爭性儲(chǔ)蓄”可能已發(fā)生了實(shí)質(zhì)轉(zhuǎn)變，性別失衡將顯著提升中國家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率與數(shù)量。

梁斌等[25]使用2017年CHFS數(shù)據(jù)和中國時(shí)間利用調(diào)查（CTUS）數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，家庭的“第一孩為男”和“男孩占比”會(huì)顯著影響家庭的金融決策———在“傳宗接代”觀念較強(qiáng)的地區(qū)，有男孩的家庭會(huì)增加儲(chǔ)蓄、減少風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資。但該文只能證明，第一孩為男和第一孩為女的家庭（或男孩占比不同的家庭）在金融資產(chǎn)選擇上存在顯著差異，無法體現(xiàn)地區(qū)性別失衡的影響，在因果識別上存在改進(jìn)空間。Li等[16]使用2013年CHFS數(shù)據(jù)進(jìn)行廣義雙重差分模型回歸發(fā)現(xiàn)，縣區(qū)的性別比每上升1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，第一孩為男的家庭相對第一孩為女的家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場的概率顯著提升約2.9個(gè)百分點(diǎn)，證實(shí)性別失衡的確驅(qū)動(dòng)了家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融投資。

本文采取與Li等[16]相似的實(shí)證設(shè)定，并主要在三方面進(jìn)行改進(jìn)。第一，綜合2015、2017和2019年CHFS數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。更新且更多的樣本能更好地反映中國家庭金融行為的動(dòng)態(tài)演進(jìn)規(guī)律，實(shí)現(xiàn)更高的估計(jì)效率;多輪數(shù)據(jù)還使回歸能夠利用同一地區(qū)同一年齡層性別比的時(shí)序變化來驅(qū)動(dòng)結(jié)果，實(shí)現(xiàn)更“干凈”的因果識別。第二，除了關(guān)注家庭是否涉入股票市場、各類風(fēng)險(xiǎn)金融投資及投入總量，本文也對房產(chǎn)投資意愿進(jìn)行拓展檢驗(yàn)。第三，本文還從金融知識水平高低、未婚兒子的年齡兩個(gè)維度進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，以期豐富研究發(fā)現(xiàn)。

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本構(gòu)造

從數(shù)據(jù)可獲得性、關(guān)鍵變量跨輪可比等方面綜合考慮，本文使用2015、2017和2019年CHFS數(shù)據(jù)構(gòu)成混合截面數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。CHFS數(shù)據(jù)由西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心提供，樣本覆蓋了中國29個(gè)省份（不包括西藏、新疆和港澳臺地區(qū)），提供了家庭財(cái)務(wù)決策和活動(dòng)方面的詳細(xì)數(shù)據(jù)，如是否進(jìn)行股票等風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資、家庭的收支情況、未來是否有新購或新建住房的打算等，訪談時(shí)由對家庭狀況最了解的成員回答。該數(shù)據(jù)較大的樣本量、科學(xué)的抽樣設(shè)計(jì)和較低的拒訪率較好地保證了數(shù)據(jù)質(zhì)量和可信度。

本文將研究樣本限定為至少有一個(gè)孩子的家庭，其中最大的子女未婚且年齡介于7～35歲之間。本文使用廣義雙重差分模型進(jìn)行因果識別，將第一孩為男的家庭（BF=1）作為處理組，同省份第一孩為女的家庭（BF=0）作為對照組，以此控制同省份不可觀測遺漏變量的干擾，最大限度地提高了家庭之間的可比性。對于性別失衡變量SR，本文使用2010年第六次全國人口普查數(shù)據(jù)中各省份各年齡段男性占比來推測樣本中第一孩年齡對應(yīng)的隊(duì)列性別比（cohort sex ratio）進(jìn)行衡量。舉例來說，在CHFS 2015年數(shù)據(jù)中受訪家庭的孩子為8歲，回溯至2010年人口普查時(shí)為3歲，再假設(shè)其未來婚配在±2歲的年齡區(qū)間內(nèi)發(fā)生，則該孩子對應(yīng)的隊(duì)列性別比為2010年人口普查數(shù)據(jù)中該省份1～5歲人口的平均性別比。從而，SR 的取值具有不同省份截面間、同一省份內(nèi)時(shí)序上、同省份同時(shí)點(diǎn)上不同年齡段的隊(duì)列差異，后續(xù)實(shí)證模型在使用省份固定效應(yīng)削弱不可觀測遺漏變量內(nèi)生性問題的干擾后，不同省份截面間不隨時(shí)間變化的平均差異被消去，同一省份內(nèi)時(shí)序上、同省份同時(shí)點(diǎn)上不同年齡段的性別比數(shù)值差異仍得以驅(qū)動(dòng)雙重差分模型的回歸。

（二）實(shí)證模型設(shè)定與變量說明

為驗(yàn)證性別失衡是否會(huì)影響家庭金融資產(chǎn)的選擇，設(shè)定廣義雙重差分模型如下：

Yikpt =β1BFikpt +β2SRkpt +β3BFikpt ×SRkpt +ΣXikpt +μp +ωt +εipt （1）

其中，下標(biāo)i 代表家庭，k 代表孩子的年齡區(qū)段，t 代表不同調(diào)查輪次年份，p 代表家庭i 所處省份;解釋變量BFikpt 為虛擬變量，家庭第一孩為男賦值1，為女賦值0①;SRkpt 表示家庭i 的第一孩所屬年齡段k 在所處省份p 對應(yīng)第t 年的性別比;Yikpt 代表被解釋變量，為多種金融決策信息，如是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)及數(shù)量、房產(chǎn)購置計(jì)劃、儲(chǔ)蓄等;Xikpt 代表控制變量，為了盡可能規(guī)避遺漏變量偏誤，本文控制了可能對金融資產(chǎn)選擇產(chǎn)生影響的父母和家庭特征，控制了省份固定效應(yīng)和調(diào)查輪次固定效應(yīng);εipt 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

式 （1）中，β1 只能反映該家庭第一孩為男對投資選擇的影響，不能體現(xiàn)地區(qū)性別失衡的影響;β2 反映的是地區(qū)性別失衡對所有家庭金融資產(chǎn)選擇的影響，但由于家庭投資決策在各地間有著系統(tǒng)性差異，不一定是由性別失衡導(dǎo)致，如果當(dāng)?shù)氐男詣e失衡狀況與某些不可觀測且影響家庭投資選擇的因素相關(guān)，就構(gòu)成遺漏變量內(nèi)生性問題。因果識別實(shí)際上依賴BFikpt 和SRkpt 的交互項(xiàng)：假設(shè)性別失衡的確對家庭金融決策產(chǎn)生了影響，但如果遺漏變量對家庭金融決策的影響在第一孩不同性別的家庭間沒有系統(tǒng)性差異，則同省份同輪次內(nèi)第一孩不同性別的家庭進(jìn)行差分將有效地剝離遺漏變量的干擾，交互項(xiàng)系數(shù)β3 反映的便是性別失衡對兩類家庭金融決策影響的差異。如果本文猜想成立，那么在性別失衡越嚴(yán)重的省份，家庭第一孩為男性時(shí)，感受到的經(jīng)濟(jì)壓力越大，因此可能更有動(dòng)機(jī)參與風(fēng)險(xiǎn)金融投資，BFikpt 和SRkpt的交互項(xiàng)對風(fēng)險(xiǎn)金融投資的影響將是顯著為正的。

本文采用一系列被解釋變量Y 來刻畫家庭金融決策：SMP 是一個(gè)針對問題“目前，您家是否有股票賬戶”和“您家是否有非公開市場交易的股票”構(gòu)建的虛擬變量，如果一個(gè)家庭對于任意一個(gè)問題作出了肯定回答，則該被解釋變量取1，反之為0;RMP 也是一個(gè)虛擬變量，如果家庭參與了股票、基金、債券或衍生品中的任意一個(gè)市場投資，便視作參與了風(fēng)險(xiǎn)金融市場。股票資產(chǎn)總量INS 定義為家庭持有的股票資產(chǎn)的數(shù)量;風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)IRA 定義為家庭持有的股票、基金、債券和衍生品資產(chǎn)的總和。參考Wei等[3]的方法，廣義儲(chǔ)蓄率定義為ln（人均可支配收入/人均生活支出）。對于房屋投資意愿BH ，參考魏下海等[26]的研究，根據(jù)問卷中的“未來，您家是否有新購/新建住房的打算”來衡量，但該問題只出現(xiàn)于2015和2017年CHFS問卷，2019年問卷的問題轉(zhuǎn)變?yōu)椤敖鼉赡晔欠褓徶昧朔慨a(chǎn)”，后續(xù)回歸只使用前兩輪數(shù)據(jù)以保證口徑一致。

為提升模型估計(jì)效率、削弱遺漏變量內(nèi)生性干擾，本文參考Li等[16]的研究在回歸模型中加入可能對家庭金融資產(chǎn)選擇產(chǎn)生影響的控制變量。父母特征變量①，包括父親教育水平（FE）、母親教育水平（ME）、父親年齡（FA）、母親年齡（MA ）、父親的政治面貌（FPS）、母親的政治面貌（MPS）、父親戶口（FH ）、母親戶口（MH ）;家庭特征變量，包括是否居住在農(nóng)村（RUR）、第一孩的年齡（AGE）、家庭總收入（INC）。

全文主要變量的定義如表1所示。

四、回歸結(jié)果與討論

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

性別失衡對家庭金融決策影響的回歸結(jié)果見表2。第（1）（3）（6）列被解釋變量分別為股票市場參與、風(fēng)險(xiǎn)金融市場參與、是否計(jì)劃買房的虛擬變量;第（2）（4）列被解釋變量為家庭持有的股票和風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)數(shù)量———對于不參與股市和風(fēng)險(xiǎn)投資的家庭，數(shù)值自然為0，故這兩個(gè)變量分布具有“零值堆積+連續(xù)正值”的混合特征，選用Tobit模型進(jìn)行回歸;第（5）列被解釋變量為廣義儲(chǔ)蓄率。本文重點(diǎn)關(guān)注BF×SR 的系數(shù)?？梢园l(fā)現(xiàn)，第（1）～（4）列回歸的系數(shù)均顯著為正，說明相較于第一孩為女的家庭，地區(qū)較高的性別比會(huì)明顯提升第一孩為男的家庭參與股票市場和風(fēng)險(xiǎn)金融市場的概率，這些家庭也會(huì)把更多的資產(chǎn)配置于風(fēng)險(xiǎn)金融產(chǎn)品。此外，值得注意的是，第（1）（3）和（2）（4）列的交互項(xiàng)系數(shù)非常接近（沒有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著差別），說明中國家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融投資的主要形式就是投資股票②。

值得注意的是，第（5）列結(jié)果顯示，家庭第一孩為男性與地區(qū)性別比的交互項(xiàng)對廣義儲(chǔ)蓄率具有顯著為負(fù)的影響———盡管變量構(gòu)造形式與Wei等[3]的研究相同，但回歸結(jié)果不一致。Wei等[3]使用的是1980—2007年的省級數(shù)據(jù)來檢驗(yàn)廣義儲(chǔ)蓄率的變化，在當(dāng)時(shí)的時(shí)代背景下，儲(chǔ)蓄幾乎是中國家庭積累財(cái)富的唯一方式;而近十幾年來，中國金融體系持續(xù)發(fā)展、風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)供給增加，那些希望幫助兒子提高婚戀市場競爭力的父母可能改變金融決策，通過預(yù)期收益率更高的風(fēng)險(xiǎn)投資以期更快地積累家庭財(cái)富。這里需要說明的是，CHFS數(shù)據(jù)沒有體現(xiàn)家庭現(xiàn)金持有、銀行存款形式的狹義儲(chǔ)蓄信息，廣義儲(chǔ)蓄率實(shí)際上測度的是可支配收入與生活支出間的差額，家庭既可能將這部分差額進(jìn)行無風(fēng)險(xiǎn)的狹義儲(chǔ)蓄，也可能進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融投資。由于BF×SR 對廣義儲(chǔ)蓄率的影響顯著為負(fù)，對風(fēng)險(xiǎn)金融投資的影響顯著為正，可推知狹義儲(chǔ)蓄必然顯著減少。綜合來看，表2的回歸結(jié)果說明，性別失衡對中國家庭金融決策的影響在新時(shí)代背景下主要體現(xiàn)為競爭性的金融投資。

第（6）列的被解釋變量為未來新建或購房打算，BF×SR 的系數(shù)為負(fù)但不具統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性，未能支持“競爭性買房”假設(shè)。這一結(jié)果可能有兩方面原因。第一，中國家庭的自有住房率極高，受各類因素的邊際影響較?。何髂县?cái)經(jīng)大學(xué)和中國人民銀行共同發(fā)布的《中國家庭金融調(diào)查報(bào)告》①顯示，中國自有住房率高達(dá)89.68%，遠(yuǎn)超世界60%左右的平均水平，中國家庭增購住房的需求并不迫切。第二，近些年加強(qiáng)房地產(chǎn)市場的調(diào)控政策不斷出臺，加之土地供應(yīng)因素的影響，房地產(chǎn)市場趨于降溫，房產(chǎn)無法像2012年以前那樣帶來大幅增值收益，投資屬性減弱，特別在一些邊緣城市或新興區(qū)域還會(huì)面臨市場發(fā)展不成熟、房地產(chǎn)投資風(fēng)險(xiǎn)相對較高的問題。因此，家庭資產(chǎn)“房產(chǎn)化”的熱潮也大幅減退。甘犁等[27]指出，房地產(chǎn)行業(yè)主要滿足新增的住房需求，以中國房地產(chǎn)行業(yè)的產(chǎn)能，不到兩年時(shí)間就能滿足現(xiàn)有家庭的剛性需求，從長遠(yuǎn)來看房價(jià)下跌是難以避免的。

（二）異質(zhì)性檢驗(yàn)與討論

1.家庭金融知識

家庭的金融知識和金融決策間存在緊密聯(lián)系[28]。金融知識越豐富的人越能理解風(fēng)險(xiǎn)與收益的關(guān)系，越能夠理性地在兩者間進(jìn)行權(quán)衡，謹(jǐn)慎考慮是否進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融投資;同時(shí)，金融知識水平較高的家庭往往能更好地收集與分析各個(gè)來源的信息。本文構(gòu)建金融知識水平指標(biāo)來檢驗(yàn)性別失衡對家庭金融資產(chǎn)配置的影響是否存在異質(zhì)性。CHFS問卷對受訪者的財(cái)經(jīng)信息關(guān)注程度、利率計(jì)算和通貨膨脹理解提出了三個(gè)問題，分別是“您平時(shí)對經(jīng)濟(jì)、金融方面的信息關(guān)注程度如何”，“假設(shè)銀行的年利率是4%，如果把100元錢存1年定期，1年后獲得的本金和利息為多少”和“假設(shè)銀行的年利率是5%，通貨膨脹率每年是3%，把100元錢存銀行一年之后能夠買到的東西將如何”。本文將第一個(gè)問題回答為“非常關(guān)注”“很關(guān)注”和“一般”的賦值1，否則為0;將第二個(gè)問題和第三個(gè)問題回答正確賦值1，否則為0。進(jìn)而，將這三個(gè)問題的回答結(jié)果加總后，將前邊的總樣本劃分為具有金融知識（關(guān)注財(cái)經(jīng)信息或至少答對1題，賦值1）和不具有金融知識（不關(guān)注財(cái)經(jīng)信息且答題錯(cuò)誤，賦值0）兩類家庭?；貧w結(jié)果如表3所示。

對于金融知識水平較高的家庭分樣本，BF×SR 的系數(shù)基本都不顯著（除以IRA 為被解釋變量的回歸仍具5%的顯著性水平，但系數(shù)明顯小于低金融知識分樣本）;而在金融知識水平較低的分樣本，BF×SR 對四個(gè)風(fēng)險(xiǎn)金融投資變量的影響均顯著為正，系數(shù)也都大于表2的基準(zhǔn)回歸，說明性別失衡引致的競爭性風(fēng)險(xiǎn)金融投資集中體現(xiàn)于該分樣本。此外，廣義儲(chǔ)蓄率的顯著下降也僅體現(xiàn)于低金融知識分樣本;兩個(gè)分樣本都未能觀察到“競爭性買房”。綜合來看，表3的回歸結(jié)果表明，在性別失衡壓力下，缺乏金融知識的家庭未能理性認(rèn)識金融投資的風(fēng)險(xiǎn)和收益，更可能涉入風(fēng)險(xiǎn)金融投資，這種非理性行為是值得警惕的。

2.未婚兒子年齡

從中國“男大當(dāng)婚”的現(xiàn)實(shí)壓力來看，如長子已達(dá)婚配年齡但仍未婚，家庭提升收入的需求會(huì)更為迫切，金融決策也可能由此體現(xiàn)一定的異質(zhì)性。本文根據(jù)第一孩的年齡將全樣本分為成年組（AGE≥18）和未成年組（AGE<18）進(jìn)行回歸，結(jié)果如表4所示?？砂l(fā)現(xiàn)BF×SR 對四個(gè)風(fēng)險(xiǎn)金融決策變量的影響系數(shù)均在已成年兒子未婚的家庭分樣本中更大，且統(tǒng)計(jì)顯著性更高，體現(xiàn)出明顯差異。這便說明，隨著家庭中未婚兒子年齡的增大，在性別失衡越嚴(yán)重的地區(qū)，未婚成年男性在婚戀市場的議價(jià)能力越低，家庭面臨著更快地提升收入以早日解決孩子婚姻大事的需求，也就更可能進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融投資。同樣地，這種被迫性的投資可能是非理性的，潛藏著較大的風(fēng)險(xiǎn)。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）替換關(guān)鍵變量構(gòu)造方式

由于中國家庭第一孩的性別具有較強(qiáng)的外生性[9，29]，本文以第一孩是否為男性來賦值關(guān)鍵變量BF，與本省份同年齡層性別比SR 構(gòu)成交互項(xiàng)進(jìn)行回歸。但應(yīng)注意到，受“重男輕女”觀念的影響，第一孩的性別可能會(huì)影響家庭后續(xù)的生育決策：第一孩為女性的家庭可能傾向于生育第二、三個(gè)孩子，而第一孩為男性的家庭可能會(huì)停止生育，最終影響家庭規(guī)模。而由于家庭規(guī)模和養(yǎng)育兒女成本的差異，家庭的金融決策也會(huì)有所不同。為排除這些因素的潛在干擾，本文替換關(guān)鍵變量的構(gòu)造方式，證明前文的實(shí)證發(fā)現(xiàn)并不依賴某一特定關(guān)鍵變量定義而成立。

首先，參照Li等[16]的做法，將廣義雙重差分模型中的第一個(gè)孩子的性別BF 替換為未婚男孩的數(shù)量BOY。這樣的模型不再嚴(yán)格區(qū)分處理組與控制組，而是一個(gè)區(qū)分潛在受影響程度差異的強(qiáng)度雙重差分模型———如果本文的邏輯成立，在性別失衡更嚴(yán)重的地區(qū)，擁有更多未婚男孩的家庭會(huì)面臨更大的婚戀市場壓力，父母為多個(gè)兒子籌辦婚事的經(jīng)濟(jì)壓力更重，更有可能參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場或持有更大數(shù)量的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，本文預(yù)期回歸中BOY×SR 將與原來的BF×SR 有著相同的系數(shù)方向和相似的統(tǒng)計(jì)顯著性，結(jié)果見表5。

其次，將廣義雙重差分模型中的第一個(gè)孩子性別BF 替換為家庭未婚男孩的比例BP，其邏輯也是相似的，預(yù)期BP×SR 取得與BF×SR 相近的回歸結(jié)果，見表5。可以發(fā)現(xiàn)，無論是BOY×SR 還是BP×SR，對家庭是否參與股票市場、持有股票資產(chǎn)的數(shù)額、是否參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場、持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的數(shù)額的影響均顯著為正。這說明，在性別失衡越嚴(yán)重的地區(qū)，男孩數(shù)量越多、男孩在子女中占比越高的家庭，婚戀市場的扭曲會(huì)使家庭感受到越大的經(jīng)濟(jì)壓力，也就更有動(dòng)機(jī)參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場以期獲取較高的收益。綜合來看，表5第（1）～（4）列回歸結(jié)果與表2一致，說明性別失衡壓力驅(qū)動(dòng)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融投資的結(jié)論穩(wěn)健成立。在以廣義儲(chǔ)蓄率SAR 為被解釋變量的回歸中，BOY×SR 和BP×SR 也都顯著為負(fù)，證明無風(fēng)險(xiǎn)的銀行儲(chǔ)蓄并非“競爭性儲(chǔ)蓄”的主要形式，與表2一致;以購房意愿BH 為被解釋變量的回歸中，兩個(gè)交互項(xiàng)均顯著為負(fù)，同樣不支持“競爭性買房”現(xiàn)象的存在。

（二）安慰劑檢驗(yàn)

為排除其他不可觀測因素驅(qū)動(dòng)了本文實(shí)證發(fā)現(xiàn)的可能性，本文進(jìn)一步進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)以保證結(jié)論的可信度。在本文情境下，安慰劑檢驗(yàn)的做法為：對廣義雙重差分模型中構(gòu)造交互項(xiàng)的SR 變量的取值進(jìn)行隨機(jī)打亂，以偽性別比FSR 替代原來的SR 進(jìn)行回歸，樣本范圍、控制變量與固定效應(yīng)設(shè)定均保持不變，重復(fù)500次回歸以排除偶發(fā)性偏誤的干擾。以Stata軟件循環(huán)記錄每次回歸中BF×FSR 的回歸系數(shù)并做出分布圖———如果500次安慰劑回歸仍能得到接近于表2基準(zhǔn)回歸交互項(xiàng)的系數(shù)，則可倒推出基準(zhǔn)回歸結(jié)果本質(zhì)上與隨機(jī)回歸無異，顯著的回歸結(jié)果可能是由不可觀測的遺漏因素所驅(qū)動(dòng)。

對表2中BF×SR 顯著的第（1）～（5）列回歸進(jìn)行安慰劑回歸并繪制系數(shù)分布圖后發(fā)現(xiàn)，隨機(jī)分配的FSR 形成的交互項(xiàng)回歸系數(shù)集中分布在0附近，呈現(xiàn)以0為對稱軸、接近正態(tài)分布的形式。真實(shí)交互項(xiàng)的系數(shù)均遠(yuǎn)離500次隨機(jī)回歸所形成的分布，說明隨機(jī)打亂SR 的取值后回歸不會(huì)產(chǎn)生與真實(shí)交互項(xiàng)相似的結(jié)果，研究結(jié)果較為穩(wěn)?、?。

六、研究結(jié)論與對策建議

本文拓展了Wei等[3]提出的“競爭性儲(chǔ)蓄”理論，并基于2015、2017、2019年三輪CHFS數(shù)據(jù)，研究了性別失衡和家庭金融決策之間的聯(lián)系。研究有兩點(diǎn)主要發(fā)現(xiàn)。首先，相較于第一孩為女孩的家庭，所在省份較高的性別比會(huì)顯著提升第一孩為男孩的家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場的概率，持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的數(shù)量也顯著增加。這說明，中國當(dāng)下愈演愈烈的性別失衡問題可以在一定程度上解釋中國金融市場參與率逐年提升的現(xiàn)象，“競爭性儲(chǔ)蓄”在新時(shí)代背景下主要體現(xiàn)為風(fēng)險(xiǎn)金融投資行為。其次，金融知識相對匱乏、兒子已成年但未婚的家庭更可能因?yàn)榛閼偈袌龅膲毫Χx擇配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。這說明，這些家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融投資是被更高的預(yù)期收益率所吸引，沒有認(rèn)識到風(fēng)險(xiǎn)與收益的聯(lián)系，忽視了潛在風(fēng)險(xiǎn)。這意味著，這些家庭的投資可能超過了自身的風(fēng)險(xiǎn)承受能力，投資組合的構(gòu)造不合理，構(gòu)成了中國經(jīng)濟(jì)金融體系潛藏的底層風(fēng)險(xiǎn)。有鑒于此，本文從家庭投資者、金融機(jī)構(gòu)、政府三個(gè)角度提出以下建議：

第一，對于家庭投資者，需要提高自身的金融素養(yǎng)，學(xué)習(xí)基本的金融知識，加強(qiáng)對金融產(chǎn)品的理解，了解宏觀經(jīng)濟(jì)走勢、分析潛在投資機(jī)會(huì)，擴(kuò)大信息獲取渠道，降低信息不對稱。從理論上講，所有家庭都應(yīng)該或多或少地配置一些風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，以提高收入和財(cái)富的抗通貨膨脹能力，拓寬財(cái)產(chǎn)性收入渠道。然而，在實(shí)際決策時(shí)，投資者需要審慎投資，根據(jù)自身的風(fēng)險(xiǎn)承受能力和投資目標(biāo)，選擇適合自己的投資產(chǎn)品和策略，避免盲目跟風(fēng)和投機(jī)行為。金融投資的風(fēng)險(xiǎn)管理強(qiáng)調(diào)“不要把雞蛋放在一個(gè)籃子里”，這是因?yàn)閭€(gè)人投資者很難實(shí)現(xiàn)充分的分散化投資，資金集中于單支、數(shù)支股票的風(fēng)險(xiǎn)過大，易出現(xiàn)處置效應(yīng)、跟風(fēng)與過度交易、本土偏差等非理性行為，所實(shí)現(xiàn)的風(fēng)險(xiǎn)—收益權(quán)衡水平顯著低于機(jī)構(gòu)投資者。因此，家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融投資更應(yīng)通過基金、資產(chǎn)管理產(chǎn)品等途徑進(jìn)行，“讓專業(yè)的人做專業(yè)的事”。

第二，對于金融機(jī)構(gòu)，除了設(shè)計(jì)與投資者的風(fēng)險(xiǎn)—收益偏好、投資期限相適應(yīng)的產(chǎn)品以外，根據(jù)居民的收入水平和風(fēng)險(xiǎn)偏好提供個(gè)性化服務(wù)也至關(guān)重要。應(yīng)通過充分了解客戶的具體情況，包括資金狀況、投資目標(biāo)、風(fēng)險(xiǎn)承受能力等，為他們提供更有針對性的服務(wù)。在此過程中，應(yīng)積極推動(dòng)金融創(chuàng)新，不斷開發(fā)新金融產(chǎn)品和服務(wù)，以適應(yīng)市場的不斷變化和發(fā)展。此外，金融機(jī)構(gòu)還可以加強(qiáng)對金融產(chǎn)品的宣傳，拓寬渠道吸引投資者，講解自己的金融產(chǎn)品，吸引投資者參與，從而提高金融產(chǎn)品的知名度和市場占有率。

第三，對于政府，應(yīng)積極呼吁新婚家庭擺脫傳統(tǒng)觀念的束縛，借生育限制放松的“東風(fēng)”緩解中國居高不下的性別失衡問題。對于引發(fā)男方家庭焦慮的“天價(jià)彩禮”現(xiàn)象，政府可通過加強(qiáng)社會(huì)輿論引導(dǎo)、建立彩禮協(xié)商與糾紛解決機(jī)制等方式推動(dòng)移風(fēng)易俗，降低婚戀活動(dòng)中的不合理支出。對于一些性別失衡嚴(yán)重、男性婚配壓力過大的地區(qū)，政府可適當(dāng)鼓勵(lì)人口流動(dòng)，通過跨區(qū)域婚配來緩解婚戀市場亂象。此外，繼續(xù)堅(jiān)持“房住不炒”的政策，因地制宜地進(jìn)行房地產(chǎn)市場調(diào)控，抑制房產(chǎn)價(jià)格泡沫，引導(dǎo)家庭進(jìn)行適度的多元化金融投資，讓家庭財(cái)富得到合理的配置和增值。最后，加強(qiáng)金融知識普及宣傳，引導(dǎo)居民對資本市場的基本功能、定位、風(fēng)險(xiǎn)和收益的關(guān)系形成正確認(rèn)識，鼓勵(lì)長期投資、價(jià)值投資、理性投資，推動(dòng)金融體系健康發(fā)展。同時(shí)，政府還應(yīng)加強(qiáng)對金融風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)警和防范，避免金融風(fēng)險(xiǎn)對社會(huì)經(jīng)濟(jì)造成不良影響。

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編輯：鄭雅妮，高原

基金項(xiàng)目：北京師范大學(xué)引進(jìn)人才科研啟動(dòng)項(xiàng)目（310432101）。