城鄉(xiāng)家庭子女?dāng)?shù)量與家庭資產(chǎn)組合選擇行為研究

■王翌秋，王昊宇

一、引言

家庭財(cái)富的積累以及金融市場(chǎng)的發(fā)展對(duì)家庭資產(chǎn)組合選擇行為具有重要影響。大量研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)家庭資產(chǎn)組合面臨市場(chǎng)有限參與、投資組合兩極分化、投資風(fēng)險(xiǎn)錯(cuò)配、投資本地偏差以及“資產(chǎn)荒”等問(wèn)題（王治政等，2015）。為了更好地解釋這些問(wèn)題，大量學(xué)者開(kāi)始探討財(cái)富、收入、投資者風(fēng)險(xiǎn)偏好程度等因素對(duì)家庭資產(chǎn)組合選擇行為的影響（徐佳和譚婭，2016；Guiso et al.，2001），同時(shí)也有學(xué)者基于家庭生命周期理論來(lái)研究資產(chǎn)組合選擇行為。在家庭不同生命周期階段資產(chǎn)組合選擇行為的相關(guān)研究中，大多以投資者的年齡作為家庭生命周期的代理變量。但實(shí)際上，家庭生命周期包括單身期、新婚期、滿巢期、空巢期和寡居期等階段（Wells&Gubar，1966)，選用投資者年齡作為家庭生命周期的代理變量?jī)H能體現(xiàn)該投資者自身的生命周期特征,而非家庭生命周期的特征。

家庭生命周期的相關(guān)研究表明，相比其他家庭生命周期階段，在從子女出生到子女獨(dú)立即滿巢期階段，家庭的經(jīng)濟(jì)行為因子女出生而受到較大沖擊。隨著家庭子女的出生或子女?dāng)?shù)量的增加，由于家庭成員之間利他主義動(dòng)機(jī)的存在，母親可能會(huì)為了照顧子女而減少勞動(dòng)供給（張川川，2011），導(dǎo)致家庭收入下降（段志民，2016），同時(shí)家庭消費(fèi)增加，且消費(fèi)結(jié)構(gòu)會(huì)發(fā)生變化，家庭會(huì)為了子女的健康而更加重視生活品質(zhì)，會(huì)偏好選擇高質(zhì)量高價(jià)格商品，同時(shí)也會(huì)為了照顧子女而減少旅游等休閑娛樂(lè)活動(dòng)（李瑤，2005），家庭也會(huì)因此而積極調(diào)整資產(chǎn)組合選擇策略。此外，由于家庭成員之間遺產(chǎn)性動(dòng)機(jī)的存在，年長(zhǎng)一代會(huì)將自己的一部分收入和財(cái)富留給下一代，導(dǎo)致家庭積累財(cái)富的動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，進(jìn)而影響家庭資產(chǎn)組合選擇行為。與西方國(guó)家相比，中國(guó)家庭中父母與子女的聯(lián)系更加緊密，中國(guó)家庭資產(chǎn)組合選擇行為往往會(huì)以子女未來(lái)的發(fā)展作為主要依據(jù)，因此家庭成員之間存在的利他主義動(dòng)機(jī)與遺產(chǎn)性動(dòng)機(jī)在中國(guó)尤為明顯。所以本文選取家庭生命周期階段中的滿巢期階段作為研究對(duì)象，研究城鄉(xiāng)家庭在滿巢期階段子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭資產(chǎn)組合選擇行為的影響更加具有現(xiàn)實(shí)意義。

現(xiàn)有研究子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭資產(chǎn)組合選擇行為影響的文獻(xiàn)，大多忽略了子女?dāng)?shù)量?jī)?nèi)生性問(wèn)題（Xiao，1996；張智穎，2016）。但實(shí)際上，往往有一些不可觀測(cè)因素影響子女?dāng)?shù)量與家庭資產(chǎn)組合選擇行為，比如家族基因會(huì)同時(shí)影響家庭生育決策及資產(chǎn)選擇決策，具有優(yōu)秀基因的家庭更加具有多生育孩子的動(dòng)機(jī)，而且具有優(yōu)秀基因的家庭更具有獲得高收入的能力，其家庭資產(chǎn)組合選擇行為也不同。同時(shí)，子女?dāng)?shù)量與家庭資產(chǎn)組合選擇行為可能互為因果關(guān)系，例如由于家庭配置了高收益的資產(chǎn)，獲得了高收益，該家庭可能就有經(jīng)濟(jì)能力去再生育一個(gè)孩子。此時(shí)，擾動(dòng)項(xiàng)與內(nèi)生解釋變量相關(guān)，使用普通的OLS回歸不能克服模型存在的內(nèi)生性問(wèn)題。由于計(jì)劃生育政策的具體實(shí)施辦法在我國(guó)不同地域、不同群體中具有較大差異：與城市地區(qū)相比，農(nóng)村地區(qū)的生育政策較為寬松；少數(shù)民族家庭一般允許生育兩個(gè)孩子，而漢族家庭僅允許生育一個(gè)孩子。本文利用生育政策這類外生變量，并借鑒已有研究（李楊，2014；段志民，2016；劉亞飛和胡靜，2016），使用民族及城鄉(xiāng)區(qū)域作為子女?dāng)?shù)量的工具變量，以此克服模型的內(nèi)生性問(wèn)題。

本文研究城鄉(xiāng)家庭滿巢期階段子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭資產(chǎn)組合選擇行為的影響，可以為后續(xù)學(xué)者研究帶有“子女”因素的家庭資產(chǎn)配置最優(yōu)化模型提供一定的理論與實(shí)證支撐。同時(shí)，從研究家庭人口結(jié)構(gòu)變化帶來(lái)的金融行為變化的角度來(lái)看，也可以為當(dāng)前計(jì)劃生育政策調(diào)整時(shí)期如何更好地與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展提供政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

目前，經(jīng)濟(jì)學(xué)家已經(jīng)建立了諸多家庭金融理論模型來(lái)刻畫(huà)家庭投資者的金融行為。國(guó)內(nèi)外學(xué)者逐漸挖掘諸如家庭財(cái)富（徐佳和譚婭，2016；吳衛(wèi)星和易盡然，2008）、家庭收入（張兵和吳鵬飛，2016）、投資者風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度（汪紅駒和張慧蓮，2006；吳慶躍和周欽，2015）、投資者生命周期（王向楠等，2013）、投資者受教育程度（楊靖，2015）及婚姻狀況（Agnew et al.，2003）等因素對(duì)家庭投資行為或資產(chǎn)組合選擇行為的影響，但由于樣本及所用方法不同，得到的結(jié)論也不盡相同。在滿巢期家庭子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭資產(chǎn)組合影響的相關(guān)文獻(xiàn)中，大量文獻(xiàn)認(rèn)為，隨著家庭進(jìn)入滿巢期階段，家庭會(huì)產(chǎn)生積累資產(chǎn)的動(dòng)機(jī)（Grinstein-Weiss et al.，2006），家庭收入和消費(fèi)會(huì)發(fā)生改變（王金營(yíng)等，2010），家庭在資產(chǎn)組合的選擇上更加謹(jǐn)慎（Ferrara，2003），會(huì)更傾向于投資低風(fēng)險(xiǎn)且多樣化的資產(chǎn)，來(lái)確保資產(chǎn)安全（Xiao，1996；Grinstein-Weiss et al.，2008），而隨著家庭子女?dāng)?shù)量的增加，這些特點(diǎn)會(huì)更加突出（Grinstein-Weiss et al.，2008；樊綱治和王宏揚(yáng)，2015）。

現(xiàn)有文獻(xiàn)在識(shí)別子女?dāng)?shù)量與家庭資產(chǎn)組合選擇行為的關(guān)系時(shí)，大多只構(gòu)建簡(jiǎn)單的模型進(jìn)行比較分析，未考慮子女?dāng)?shù)量?jī)?nèi)生性的問(wèn)題（張智穎，2016），從而無(wú)法準(zhǔn)確識(shí)別子女?dāng)?shù)量與家庭資產(chǎn)組合選擇行為的因果關(guān)系。現(xiàn)有相關(guān)研究中使用工具變量法來(lái)解決內(nèi)生性問(wèn)題的有如下幾篇代表性文獻(xiàn)：段志民（2016）在研究子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭收入的影響時(shí)，以頭胎子女性別以及戶口類型與頭胎子女性別的交互項(xiàng)共同作為家庭子女?dāng)?shù)量的工具變量；李楊（2014）在研究子女?dāng)?shù)量與子女對(duì)父母的經(jīng)濟(jì)支持的因果關(guān)系時(shí)，以包括樣本本人以及兄姐的性別構(gòu)成作為工具變量解決內(nèi)生性問(wèn)題；張川川（2011）在研究子女?dāng)?shù)量對(duì)已婚女性勞動(dòng)供給的影響時(shí)，選取頭胎子女的性別作為子女?dāng)?shù)量的工具變量；劉亞飛和胡靜（2016）在研究子女?dāng)?shù)量對(duì)母親健康的影響時(shí)，通過(guò)計(jì)劃生育政策中民族與城鄉(xiāng)差異構(gòu)建工具變量解決內(nèi)生性問(wèn)題。

縱觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，目前國(guó)內(nèi)外雖已有學(xué)者研究子女特征與家庭資產(chǎn)組合的關(guān)系，但側(cè)重點(diǎn)較多集中在家庭子女性別差異方面，國(guó)內(nèi)學(xué)者通常以子女性別作為切入點(diǎn)研究其家庭的收入與消費(fèi)，與家庭資產(chǎn)組合相結(jié)合的研究較少，而且由于研究的方法不同，得到的結(jié)論也有差異。此外，現(xiàn)有文獻(xiàn)偏好以投資者年齡作為家庭生命周期的代理變量進(jìn)行研究，忽視了家庭生命周期的具體特征。考慮到家庭在進(jìn)入滿巢期階段后，家庭從無(wú)子女到有子女，子女?dāng)?shù)量增加，導(dǎo)致家庭中父母在子女教育、婚姻及婚后面臨的經(jīng)濟(jì)壓力和責(zé)任方面面臨著不同的經(jīng)濟(jì)壓力，從而產(chǎn)生不同的經(jīng)濟(jì)行為和資產(chǎn)組合選擇行為，所以選取家庭生命周期中的滿巢期階段作為研究對(duì)象；在研究方法上，本文借鑒已有研究構(gòu)建有效的工具變量以克服模型內(nèi)生性問(wèn)題，以得到子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭資產(chǎn)組合選擇行為的凈效應(yīng)。

三、模型、數(shù)據(jù)與變量

（一）模型設(shè)計(jì)

由于計(jì)劃生育政策的實(shí)施，我國(guó)的城市與農(nóng)村家庭、少數(shù)民族與漢族家庭的子女?dāng)?shù)量會(huì)存在差異，借鑒已有研究（李楊，2014；段志民，2016；劉亞飛和胡靜，2016），本文以民族、城鄉(xiāng)區(qū)域及民族與城鄉(xiāng)區(qū)域的交互項(xiàng)共同作為子女?dāng)?shù)量的工具變量以克服內(nèi)生性問(wèn)題。由于資產(chǎn)的投資回報(bào)率是影響家庭資產(chǎn)組合選擇行為的重要因素之一，但該指標(biāo)在個(gè)體層面上較難獲得，所以本文把家庭資產(chǎn)進(jìn)行分類研究。參照王廣謙（2014）對(duì)家庭資產(chǎn)的分類方式，把家庭資產(chǎn)分為家庭實(shí)物資產(chǎn)和家庭金融資產(chǎn)兩類，前者主要指房產(chǎn)，后者按照收益和風(fēng)險(xiǎn)水平分為貨幣類金融資產(chǎn)、證券類金融資產(chǎn)和保障類金融資產(chǎn)。其中，貨幣類金融資產(chǎn)主要指銀行存款、銀行理財(cái)產(chǎn)品、債券等；證券類金融資產(chǎn)主要包括股票和基金；保障類金融資產(chǎn)主要指商業(yè)保險(xiǎn)。

1.加入工具變量的泊松回歸模型

由于被解釋變量是家庭實(shí)物資產(chǎn)即房產(chǎn)的套數(shù)，屬于計(jì)數(shù)變量，所以本文選擇運(yùn)用泊松回歸模型作為研究家庭實(shí)物資產(chǎn)參與情況的模型，并加入工具變量以克服內(nèi)生性問(wèn)題。模型設(shè)定如下：

方程（2）為第一階段回歸方程，用外生的工具變量識(shí)別出內(nèi)生解釋變量的估計(jì)值。其中，children_numberij是地區(qū)j中家庭i的“子女?dāng)?shù)量”；ethnicityij是工具變量“民族”，漢族為0，少數(shù)民族為1；ruralij為工具變量“城鄉(xiāng)區(qū)域”，城市為0，農(nóng)村為1；ethnicityij×ruralij為工具變量“民族與城鄉(xiāng)區(qū)域的交互項(xiàng)”。方程（1）為第二階段回歸方程，其中被解釋變量HPij為實(shí)物資產(chǎn)即房產(chǎn)套數(shù)，children_numberij是已經(jīng)識(shí)別出內(nèi)生變異后的解釋變量，本文中控制變量Zij包括受訪者①在CHFS調(diào)查中，受訪者是最了解家庭財(cái)務(wù)狀況的人。的年齡、受訪者年齡的平方、受訪者的性別、受訪者的受教育程度、受訪者的婚姻狀況、受訪者的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度②受訪者風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度這一變量是根據(jù)CHFS調(diào)查問(wèn)卷中“如果您有一筆資產(chǎn)，您愿意選擇哪種投資項(xiàng)目？”回答獲得。回答包括“不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)，略低風(fēng)險(xiǎn)略低回報(bào)，平均風(fēng)險(xiǎn)平均回報(bào)，略高風(fēng)險(xiǎn)略高回報(bào)，高風(fēng)險(xiǎn)高回報(bào)”。本文定義“不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)”或“略低風(fēng)險(xiǎn)略低回報(bào)”為不愿意承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，“平均風(fēng)險(xiǎn)平均回報(bào)”為愿意承擔(dān)中等風(fēng)險(xiǎn)，“略高風(fēng)險(xiǎn)略高回報(bào)，高風(fēng)險(xiǎn)高回報(bào)”為愿意承擔(dān)高風(fēng)險(xiǎn)。、母親的生育年齡、頭胎性別以及家庭收入③家庭收入與家庭資產(chǎn)組合可能存在互為因果的情況，為了避免內(nèi)生性，本文在計(jì)算家庭收入時(shí)，去除了因投資該項(xiàng)資產(chǎn)所獲得的收入，此外由于家庭收入包括生產(chǎn)性收入，有部分樣本生產(chǎn)性收入為負(fù)值，導(dǎo)致最后計(jì)算得到的家庭收入為負(fù)，所以本文把家庭收入小于等于0的數(shù)據(jù)全部替換成5。；此外，通過(guò)加入省份虛擬變量（用vj表示）對(duì)地區(qū)固定效應(yīng)加以控制；εij為模型的擾動(dòng)項(xiàng)。

2.Probit模型

由于被解釋變量家庭金融資產(chǎn)參與情況是[0，1]變量，所以本文選擇使用Probit模型作為研究家庭金融資產(chǎn)參與情況的模型，并加入工具變量以克服內(nèi)生性問(wèn)題。模型設(shè)定如下：

方程（4）為第一階段回歸方程，變量設(shè)定同方程（2）一樣。方程（3）為第二階段回歸方程，其中被解釋變量FPtij分別表示為：FP1ij為地區(qū)j中家庭i是否參與貨幣類金融資產(chǎn)，F(xiàn)P2ij為地區(qū)j中家庭i是否參與證券類金融資產(chǎn)，F(xiàn)P3ij為地區(qū)j中家庭i是否參與保障類金融資產(chǎn)。關(guān)鍵解釋變量及控制變量與方程（1）相同；εij為模型的擾動(dòng)項(xiàng)。

3.Tobit模型

由于被解釋變量是家庭資產(chǎn)占比，數(shù)據(jù)形式服從[0，1]的連續(xù)分布，屬于受限因變量，所以本研究采用建立Tobit模型的方法來(lái)研究子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭實(shí)物資產(chǎn)及金融資產(chǎn)的配置程度，并加入工具變量以克服內(nèi)生性問(wèn)題。模型設(shè)定如下：

方程（6）為第一階段回歸方程，變量設(shè)定同方程（2）相同。方程（5）為第二階段回歸方程，其中被解釋變量Atij共有四個(gè)，分別為實(shí)物資產(chǎn)占比、貨幣類金融資產(chǎn)占比、證券類金融資產(chǎn)占比、保障類金融資產(chǎn)占比。關(guān)鍵解釋變量及控制變量與方程（1）相同；εij為模型的擾動(dòng)項(xiàng)。

在以上所有模型中，本文檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷膬?nèi)生性問(wèn)題與工具變量的有效性，如果模型的確存在內(nèi)生性問(wèn)題，實(shí)證結(jié)果匯報(bào)加入工具變量后的回歸結(jié)果，并檢驗(yàn)工具變量的有效性；如果模型不存在內(nèi)生性問(wèn)題，則匯報(bào)不加入工具變量的回歸結(jié)果。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究使用的數(shù)據(jù)來(lái)自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心組織管理的2013年“中國(guó)家庭金融調(diào)查”（CHFS）項(xiàng)目數(shù)據(jù)，受訪樣本為28143個(gè)家庭和97916個(gè)人①由于2011年與2013年的調(diào)查樣本量差距較大，所以本文只選用樣本量更大的2013年數(shù)據(jù)。。本文將研究對(duì)象設(shè)定為存在子女且子女年齡在0～18歲處于滿巢期的城鄉(xiāng)家庭，剔除關(guān)鍵變量缺失及異常值的樣本，共得到7467個(gè)有效樣本。

（三）變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

表1匯報(bào)了相關(guān)變量的定義和描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從家庭子女構(gòu)成來(lái)看，在全樣本家庭中，家庭子女?dāng)?shù)量平均為1.354個(gè)，其中，城市家庭平均有1.241個(gè)子女，農(nóng)村家庭平均有1.557個(gè)子女②城市家庭中有1個(gè)小孩的家庭為4214戶，占比79.4%；有2個(gè)及以上小孩的家庭為1092戶，占比20.6%。農(nóng)村家庭中有1個(gè)小孩的家庭為1186戶，占比54.9%；有2個(gè)及以上小孩的家庭為975戶，占比45.1%。。從家庭資產(chǎn)參與情況來(lái)看，家庭平均擁有0.904套房屋，有67.7%的家庭選擇參與貨幣類金融資產(chǎn)，10.7%的家庭選擇參與證券類金融資產(chǎn)，14.7%的家庭選擇參與保障類金融資產(chǎn)，城市家庭的資產(chǎn)參與情況與農(nóng)村家庭相比有顯著差異。從家庭資產(chǎn)配置情況來(lái)看，在全樣本中家庭配置實(shí)物資產(chǎn)比例為69.8%，配置貨幣類金融資產(chǎn)的比例為26.1%，配置證券類金融資產(chǎn)的比例為2.2%，配置保障類金融資產(chǎn)的比例為1.9%；城市家庭在貨幣類和證券類金融資產(chǎn)上的配置比例顯著高于農(nóng)村家庭。

四、模型估計(jì)結(jié)果及分析

（一）城鄉(xiāng)家庭子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭實(shí)物資產(chǎn)選擇行為的影響

表1　變量選擇及定義

表2　城鄉(xiāng)家庭子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭實(shí)物資產(chǎn)參與及配置情況的影響

如表2所示，城鄉(xiāng)家庭子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭實(shí)物資產(chǎn)，即房產(chǎn)的參與及配置情況均有顯著的正向影響，說(shuō)明在其他變量一定時(shí)，隨著家庭子女?dāng)?shù)量增加，家庭更偏好持有實(shí)物資產(chǎn)且在實(shí)物資產(chǎn)中愿配置更大比例的家庭經(jīng)濟(jì)資源，這一結(jié)果在城市和農(nóng)村樣本中具有一致的趨勢(shì)。在我國(guó)，房?jī)r(jià)長(zhǎng)期居高不下，在居民看來(lái)投資房產(chǎn)是一項(xiàng)穩(wěn)賺不賠的投資，并且我國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)存在持有房產(chǎn)以保障自身生活穩(wěn)定的文化背景，因此持有房產(chǎn)、追求多套房產(chǎn)常常成為家庭奮斗的目標(biāo)。隨著家庭子女?dāng)?shù)量的增加，家庭養(yǎng)育子女的經(jīng)濟(jì)和精神壓力也隨之上升，出于家庭成員之間存在的利他主義動(dòng)機(jī)，母親通常會(huì)為了養(yǎng)育子女而減少勞動(dòng)供給，家庭收入可能下降，但家庭消費(fèi)支出卻日益升高，在這種情況下，為了保證家庭資產(chǎn)的安全同時(shí)也為了子女未來(lái)的經(jīng)濟(jì)保障，家庭往往會(huì)選擇一些收益不低且風(fēng)險(xiǎn)不高的資產(chǎn)進(jìn)行持有，例如房產(chǎn)類實(shí)物資產(chǎn)。此外，由于家庭成員之間遺產(chǎn)性動(dòng)機(jī)的存在，家庭子女?dāng)?shù)量的增加會(huì)使得家庭積累財(cái)富的動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，家庭也會(huì)偏好持有具有較高升值空間的房產(chǎn)。相對(duì)于城市家庭，農(nóng)村家庭子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭實(shí)物資產(chǎn)的參與及配置情況的影響更大，這是因?yàn)橄啾瘸鞘校r(nóng)村自建房的成本更低，農(nóng)村家庭的婚姻觀更為現(xiàn)實(shí)，農(nóng)村父母為了使子女在婚姻市場(chǎng)更具有競(jìng)爭(zhēng)力會(huì)持有更多的房產(chǎn)①需要說(shuō)明的是，我國(guó)農(nóng)村宅基地不允許交易，本文研究側(cè)重于家庭資產(chǎn)的存量（例如農(nóng)戶自建或擴(kuò)建住房）而非流量。。由表2可知，模型（1）和（2）以民族、城鄉(xiāng)區(qū)域、民族及城鄉(xiāng)區(qū)域的交互項(xiàng)共同作為子女?dāng)?shù)量的工具變量，并通過(guò)了弱工具變量檢驗(yàn)及過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)；模型（3）和（4）內(nèi)生性檢驗(yàn)顯示無(wú)顯著內(nèi)生性問(wèn)題，因此匯報(bào)不加入工具變量的回歸結(jié)果；模型（5）和（6）以民族作為子女?dāng)?shù)量的工具變量，通過(guò)了弱工具變量檢驗(yàn)。

（二）城鄉(xiāng)家庭子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭金融資產(chǎn)組合選擇行為的影響

如表3所示，城鄉(xiāng)家庭子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭貨幣類金融資產(chǎn)、證券類金融資產(chǎn)及保障類金融資產(chǎn)的參與及配置情況具有顯著的負(fù)向影響，這一結(jié)果在城市和農(nóng)村樣本中也基本具有一致的趨勢(shì)。這說(shuō)明在其他變量一定時(shí)，隨著家庭子女?dāng)?shù)量增加，家庭參與貨幣類金融資產(chǎn)、證券類金融資產(chǎn)及保障類金融資產(chǎn)的概率會(huì)減少，且配置貨幣類金融資產(chǎn)、證券類金融資產(chǎn)及保障類金融資產(chǎn)的比例會(huì)降低。這是因?yàn)槭紫入S著家庭中子女?dāng)?shù)量的增加，家庭養(yǎng)育子女的經(jīng)濟(jì)壓力也隨之上升，由于家庭成員之間利他主義動(dòng)機(jī)的存在，母親會(huì)為了養(yǎng)育子女而減少勞動(dòng)供給，家庭收入下降，同時(shí)家庭消費(fèi)支出增加，此時(shí)家庭的預(yù)算約束收緊，家庭決策者往往會(huì)減少持有貨幣類金融資產(chǎn)等低收益的資產(chǎn)，并且隨著家庭消費(fèi)的增加，家庭更偏好持有現(xiàn)金用于基本消費(fèi)，必然也會(huì)減少持有像銀行存款及銀行理財(cái)產(chǎn)品這類貨幣類金融資產(chǎn)。其次，由于家庭預(yù)算約束的收緊，家庭會(huì)更加謹(jǐn)慎的去選擇資產(chǎn)，減少證券類金融資產(chǎn)等高風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的持有。再次，對(duì)于本文所指的商業(yè)保險(xiǎn)保障類金融資產(chǎn)，由于我國(guó)全覆蓋的城鄉(xiāng)醫(yī)療保險(xiǎn)和養(yǎng)老保險(xiǎn)已對(duì)城鄉(xiāng)居民家庭面臨的主要風(fēng)險(xiǎn)起到“保基本”的作用，因此在家庭預(yù)算約束收緊的情況下，家庭參與和配置商業(yè)保險(xiǎn)這類保障類金融資產(chǎn)的概率會(huì)下降。結(jié)合表2的回歸結(jié)果，由于家庭成員之間遺產(chǎn)性動(dòng)機(jī)的存在，家庭積累財(cái)富的動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，家庭會(huì)偏好持有具有較高升值空間的房產(chǎn)，從而導(dǎo)致家庭減少對(duì)貨幣類金融資產(chǎn)、證券類金融資產(chǎn)及保障類金融資產(chǎn)的持有。相對(duì)于城市家庭，農(nóng)村家庭子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭貨幣類金融資產(chǎn)及證券類金融資產(chǎn)的選擇影響更大，這是因?yàn)橄啾瘸鞘校r(nóng)村家庭更偏好選擇持有房產(chǎn)，從而會(huì)減少更多貨幣類金融資產(chǎn)及證券類金融資產(chǎn)的持有，而且相比城市，農(nóng)村家庭更不了解證券類金融資產(chǎn)，所以當(dāng)存在預(yù)算約束時(shí)，會(huì)減少更多的證券類金融資產(chǎn)。

由表3可知，在研究貨幣類金融資產(chǎn)參與及配置情況時(shí)，模型（1）以民族、城鄉(xiāng)區(qū)域、民族及城鄉(xiāng)區(qū)域的交互項(xiàng)共同作為子女?dāng)?shù)量的工具變量，并通過(guò)了弱工具變量檢驗(yàn)及過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)。模型（2）以民族、城鄉(xiāng)區(qū)域共同作為子女?dāng)?shù)量的工具變量，并通過(guò)了弱工具變量檢驗(yàn)及過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)。模型（3）和（4）內(nèi)生性檢驗(yàn)顯示無(wú)顯著內(nèi)生性問(wèn)題，因此匯報(bào)不加入工具變量的回歸結(jié)果。模型（5）和（6）以民族作為子女?dāng)?shù)量的工具變量，通過(guò)了弱工具變量檢驗(yàn)。在研究證券類金融資產(chǎn)參與及配置情況時(shí)，模型（7）～（12）內(nèi)生性檢驗(yàn)顯示無(wú)顯著內(nèi)生性問(wèn)題，因此匯報(bào)不加入工具變量的回歸結(jié)果。在研究保障類金融資產(chǎn)參與及配置情況時(shí)，模型（13）和（14）以民族、城鄉(xiāng)區(qū)域、民族及城鄉(xiāng)區(qū)域的交互項(xiàng)共同作為子女?dāng)?shù)量的工具變量，并通過(guò)了弱工具變量檢驗(yàn)及過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)。模型（15）、（16）、（18）內(nèi)生性檢驗(yàn)顯示無(wú)顯著內(nèi)生性問(wèn)題，因此匯報(bào)不加入工具變量的回歸結(jié)果。模型（17）以民族作為子女?dāng)?shù)量的工具變量，通過(guò)了弱工具變量檢驗(yàn)。

五、結(jié)論與啟示

本文利用CHFS2013年調(diào)查數(shù)據(jù)，采用加入工具變量的泊松回歸、Probit模型和Tobit模型實(shí)證分析城鄉(xiāng)家庭子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭資產(chǎn)組合選擇行為的影響，研究結(jié)果表明，在滿巢期家庭中，出于家庭成員之間的利他主義動(dòng)機(jī)和遺產(chǎn)性動(dòng)機(jī)，家庭會(huì)調(diào)整其持有的資產(chǎn)組合來(lái)調(diào)節(jié)因子女?dāng)?shù)量變化所帶來(lái)的父母養(yǎng)育子女的經(jīng)濟(jì)壓力。具體來(lái)說(shuō)，由于家庭成員之間存在利他主義的動(dòng)機(jī)，在家庭進(jìn)入滿巢期階段后，母親為了養(yǎng)育子女減少勞動(dòng)供給，家庭收入下降，但家庭消費(fèi)卻在增加。在這種情況下，為了保證家庭資產(chǎn)的安全，同時(shí)也為了子女未來(lái)的經(jīng)濟(jì)保障，家庭會(huì)選擇持有具有較高升值空間的房產(chǎn)類實(shí)物資產(chǎn)。同時(shí)，家庭成員之間遺產(chǎn)性動(dòng)機(jī)的存在使家庭更具積累財(cái)富的動(dòng)機(jī)，導(dǎo)致家庭會(huì)增加對(duì)實(shí)物資產(chǎn)的持有，減少金融資產(chǎn)的持有，這種現(xiàn)象在農(nóng)村地區(qū)更為明顯。

表3　城鄉(xiāng)家庭子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭金融資產(chǎn)參與及配置的影響

研究滿巢期城鄉(xiāng)家庭子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭資產(chǎn)組合選擇行為的影響，有助于更好地全面認(rèn)識(shí)和理解家庭的資產(chǎn)投資決策行為，也可以為當(dāng)前計(jì)劃生育政策調(diào)整時(shí)期如何更好地使其與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展提供一些理論和實(shí)證支撐。當(dāng)前正值全面放開(kāi)二胎時(shí)期，伴隨著國(guó)家人口政策變化，在家庭微觀層面上，子女?dāng)?shù)量增加會(huì)促進(jìn)家庭對(duì)房產(chǎn)的需求，家庭面臨的風(fēng)險(xiǎn)和養(yǎng)育子女的經(jīng)濟(jì)壓力也在增加，政府一方面應(yīng)更加關(guān)注全面放開(kāi)二胎時(shí)期房地產(chǎn)市場(chǎng)的供需問(wèn)題，另一方面，如何提高家庭成員金融知識(shí)水平，進(jìn)行多樣化投資以降低家庭人口構(gòu)成變化帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)，是當(dāng)前應(yīng)關(guān)注的一個(gè)重要問(wèn)題；在國(guó)家宏觀層面上，由于人口政策變化導(dǎo)致的人口數(shù)量增加和人口結(jié)構(gòu)變化，人口對(duì)住房、教育、醫(yī)療等配套設(shè)施和公共服務(wù)的需求發(fā)生變化，經(jīng)濟(jì)發(fā)展如何適應(yīng)人口數(shù)量和結(jié)構(gòu)的變化，也是政府應(yīng)關(guān)注的重要問(wèn)題。

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