農村家庭結構對金融資產選擇的影響分析

盧亞娟 孟丹丹 劉 澍

(1.南京審計大學，江蘇 南京 211815; 2.徐州醫科大學，江蘇 徐州 221004； 3.江蘇銀行，江蘇 南京 210000)

一、引言

金融資產是中國居民家庭資產的重要組成部分，合理持有金融資產決定著家庭整體經濟狀況，因此家庭的金融資產選擇行為尤為重要。復雜的家庭金融資產選擇行為不是單一的個體經濟決策，而是受到家庭內外部多種因素的影響，其中家庭結構是重要的影響因素之一。在家庭結構變動的背景下，家庭的金融資產選擇行為必然也會有所調整，所以本文從家庭結構的角度出發，具體分析其對金融資產選擇的影響，從而為不同結構的家庭投資決策提供依據。

隨著社會經濟的發展，中國家庭在結構層面上發生了巨大的變化，主要表現為人口老齡化、生育率較低。2017年年末，60歲及以上老年人口有24090萬，占總人口的17.3%，較2016年末提高了0.6%*數據來源于《國民經濟和社會發展統計公報》。。聯合國提出了老年人口占總人口比重超過7%是人口老齡化的標志，按照此標準，中國早已是嚴重老齡化的國家，而且程度不斷加深。此外，2017年中國人口出生率為12.43‰，較2016年下降了0.52‰*數據來源于《國民經濟和社會發展統計公報》。，可見中國的出生率較低，這主要歸因于之前長期實施的計劃生育政策和年輕人生育觀念的轉變。2016年中國老年人的撫養比已超過15%，而少兒撫養比超過20%*數據來源于《國家統計年鑒》。，沉重的撫養壓力會給家庭帶來各種問題。家庭中老年人數量逐漸增加，而子女數量逐漸減少，不僅會使家庭規模不斷縮小，還會使家庭結構發生變化。因此，在家庭結構變動的背景下，具體分析不同家庭結構下的金融資產選擇行為，具有一定的現實意義。

金融資產選擇是家庭在社會經濟生活中的重要決策之一，本文以此為研究對象，重點考察中國農村家庭結構對金融資產選擇行為的重要影響。本文的主要創新之處在于對“家庭結構”的定義，已有研究主要根據社會學的概念對家庭結構進行分類，而本文摒棄了這種做法，選擇按照家庭中各代際人數的差異定義不同的家庭結構，這有利于從家庭成員組成的角度解釋家庭金融資產選擇行為。

二、文獻綜述

(一)家庭金融資產選擇的影響因素研究

隨著微觀數據的逐漸豐富，國內外學者開始通過數據分析和模型建立研究居民家庭金融資產的配置行為，并形成了豐富的研究成果。在已有的文獻研究中，一般將影響因素分為人口統計學特征、家庭特征、社會特征等。在人口特征因素上，Guiso et al.(2000)和陳學彬等(2006)深入研究發現隨著年齡的增長，家庭先會增加對風險資產的投資，在到達一定年齡之后，對風險資產市場的參與率會逐漸下降；但Ameriks et al.(2004)和吳衛星等(2007)卻認為居民投資特征在整個生命周期中不具有規律性。Charness et al.(2012)和竇婷婷等(2013)通過數據分析發現男性比女性更傾向于參與股票等高風險金融市場。Rosen et al.(2004)和雷曉燕等(2010)研究發現城市家庭中投資者的健康狀況越好，越愿意持有金融資產；但Fan et al.(2009)和吳衛星等(2011)卻認為健康狀況與是否參與金融市場的決策之間不存在必然聯系。受教育水平和投資經驗是影響風險資產選擇的重要因素，通常認為受教育水平越高，越愿意投資風險資產，Campbell(2006)和尹志超等(2014)也證明了這一觀點。家庭特征包括家庭財富、住房情況等，Guiso et al.(2002)、Campbell(2006)和陳彥斌(2008)研究發現富裕家庭持有金融資產和風險資產的比例更高，金融資產組合也更多元化。周廣肅等(2018)則聚焦收入差距對家庭風險資產投資的影響，研究發現收入差距對家庭投資股票等風險資產具有正向影響。Heaton et al.(2000)和魏先華等(2014)認為當家庭增加對住房的投資時，必然會擠占家庭投資金融產品的資金，從而會降低家庭持有金融資產的比重；但陳永偉等(2015)發現隨著家庭持有住房資產的增加，無論是金融市場的參與率還是金融資產的持有比例都有所提高，即家庭參與金融市場的廣度及深度越高。社會特征包括風險態度、社會互動等。Dimmock et al.(2010)和王聰等(2012)認為風險偏好家庭更傾向于參與股票市場；而李濤等(2009)卻認為兩者之間沒有顯著關系，并進一步探究原因發現居民家庭在參與股市時常與周圍人相互交流，這會影響居民對股票風險的認知。郭士祺等(2014)深入探究了社會互動影響股市參與的機制，發現社會互動在傳遞股市信息方面發揮著重要作用，進而推動居民對股市的參與。El-Attar et al.(2011)重點考察社會信任這一因素，結果發現一個地區的社會信任感越高，當地投資者的股票市場參與度越高。

(二)家庭結構對金融資產選擇的影響研究

Modigliani et al.(1954)提出生命周期假說，該假說不斷地被運用到家庭金融的研究中，以分析生命周期效應對家庭經濟決策行為的影響。生命周期效應的宏觀表現是人口年齡結構，不同的人口年齡結構會有不同的金融資產選擇。Masson et al.(1998)重點關注人口年齡結構與儲蓄率之間的關系，比較發達國家和發展中國家的數據發現：在發達國家中，儲蓄率隨著年齡的增長而逐漸降低；但在發展中國家，兩者關系并不顯著，進一步研究發現這是發展中國家老年人增加和青年人減少的影響相互抵消造成的。Thornton(2001)和Loayza et al.(2000)分別基于美國和發展中國家數據，研究發現少兒或老年撫養比與儲蓄率之間存在負向關系；但Wilson(2000)在研究澳大利亞和加拿大的情況時，卻發現兩者之間沒有顯著關系。從家庭的微觀角度出發，Calvet et al.(2014)以家庭成員數量衡量家庭結構，發現家庭成員數量與風險資產投資之間存在負相關關系。Bogan(2015)則重點考察夾心層家庭的金融資產選擇行為，研究發現當家庭預期增加教育支出時，會通過投資股票以獲得高收益，這說明夾心層家庭會出于預防性動機進行風險資產投資。

在家庭結構對金融資產選擇的影響問題上，國內學者也做了大量的研究。一方面是對“家庭結構”的定義，郭琳(2013)從家庭年齡、性別、規模、流動、收入等方面多維度量化家庭結構；李蕾(2014)則基于家庭成員信息構建了家庭結構變量，從居住的角度將家庭劃分為共同居住家庭和獨居家庭；吳衛星等(2016)進一步細化這一分類，考慮到家庭成員間的關系，將家庭結構分為獨代居住、與父母同住、與子女同住以及三代同堂。另一方面是基于目前中國人口老齡化現象和新的生育政策的背景，考察家庭結構變動對家庭金融資產選擇行為的影響。俞夢巧等(2017)重點關注家庭收入和人口年齡結構，研究發現家庭里老齡人口占比的提高會顯著增加居民對低風險資產的持有，但具體的影響效應還依賴于收入水平。樊綱治等(2015)通過模型分析發現家庭老年人口的增加會抑制對保險產品的需求，而少兒人口增加則會有相反的作用。莫驕(2014)認為老齡化顯著影響了家庭金融資產選擇，老齡家庭對儲蓄存款等低風險資產的持有比例過高，對保險的持有比例過低。王子城(2016)以人口撫養負擔為切入點，并以少兒或老年撫養比進行衡量，研究發現隨著撫養比的上升，家庭會顯著降低參與金融市場的意愿，尤其是在風險資產市場。

(三)文獻評述

在金融資產選擇這一問題上，國內外學者的研究給我們提供了很多有益的啟示，從理論與實證的角度深入分析了金融資產選擇的影響因素，研究成果較為豐富。家庭結構雖然屬于家庭特征，但受到家庭結構衡量方法和數據限制，相關研究較少。已有研究中，學者們大多按照社會學概念對家庭結構進行分類，這一分類方法過于簡單籠統，本文借助于2015年中國家庭金融調查研究(CHFS)數據，為重新定義家庭結構提供了可能性。從研究方法上看，已有研究一般通過建立Probit和Tobit模型研究家庭參與金融資產持有廣度及深度，本文使用傾向值匹配(PSM)的方法探究不同家庭中代際成員人數差異對金融資產選擇的影響，具有一定的創新性。

三、理論分析

(一)家庭結構的概念界定

在以往的研究中，一般按照社會學概念對家庭結構進行定義，甚至直接以家庭人口數度量家庭結構，但是這兩種方法分類的結果不夠細致。如由父母和未婚子女組成的核心家庭，這類家庭中子女數量可能有所不同，這一差異會對金融資產選擇產生影響，所以僅以核心家庭概括這一家庭結構無法體現出代際間人數差異。而以家庭人口數度量家庭結構的做法更是過于簡單，一個三口之家可能是夫妻雙方共同贍養一個老人或夫妻雙方共同撫養一個孩子兩種情況，所以如何對家庭結構的概念進行界定成為研究的關鍵。本文對家庭結構的比較，是在每兩種最相似家庭結構之間進行相互比較，被比較的兩種家庭結構之間，必須有某兩個代際的人數數量都相等，區別是剩余的代際間人數不同，本研究中的家庭結構按照這樣的方法進行了分類。

本文最大的創新點在于對家庭結構的分類。根據家庭中各成員年齡進行老年人、中年人和青年人的分類，其中老年人年齡大于60歲、中年人為18歲到60歲之間，青年人為18歲以下。這種分類主要依據傳統的社會學方法，并且決定了老年人和青年人一般是家庭中不帶來工資性收入的那部分人，不同年齡段的家庭成員在家庭中有著不同的責任與需求，這對于我們之后的分析是有幫助的。

(二)家庭結構對金融資產選擇的影響機制

Modigliani et al.(1954)提出生命周期假說，該假說反映在家庭結構中就是家庭成員一般包括老年人、中年人、青年人，各代成員在家庭中有不同的責任與需求，對家庭金融投資決策的影響也不同。老中青各代際人數的差異構成了不同的家庭結構，所以不同的家庭結構也是影響家庭金融資產選擇的重要因素。

從理論上分析，老年人對家庭金融資產選擇的影響主要體現在兩個方面。一方面，老年人處在工作的退休期，該時期的主要經濟來源是退休金和儲蓄，在滿足了日常生活的支出需求后，他們還需要有額外的支出等。陳琪等(2014)通過模型分析發現老年人的健康狀況對金融投資有顯著影響，當健康狀況較差時，醫療費用不僅增加了當期的家庭支出，還會使老年人有預期的儲蓄動機以防更多的不確定性，所以會減少持有風險金融資產，即消費支出對風險金融資產具有替代效應。另一方面，老年人在退休后就會有更多的時間和精力去參與金融投資，尤其是年長的女性，她們對獲得股票紅利很感興趣，所以會增加風險資產的投資比重(韓旺紅，2005)。

中年人的數量是影響家庭金融資產選擇的重要因素。當家庭中有一位中年人時，其婚姻狀況多為單身或離異，一方面未婚者的經濟基礎薄弱，對風險資產的投資更為謹慎(王琎 等，2014)；另一方面未婚者的家庭負擔輕，抗風險能力較強，更傾向于選擇風險性的金融資產(胡振 等，2015)。當家庭中有兩位中年人時，家庭收入增加，財富不斷積累，中年人有充足的資金進行金融投資，且在投資的過程中能夠不斷積累經驗，這也將進一步有助于家庭對風險資產的投資，尹志超等(2014)的研究也印證了這一點。然而，史代敏等(2005)卻發現在整個生命周期中，中年期對股票的投資比重為最低值，并將其歸因于中年人家庭責任重、工作壓力大以及撫養子女需要時間等。

青年人處在成長期，正是在接受教育的階段。唐珺等(2008)和周月書等(2014)都認為教育支出是家庭支出的重要組成部分，當家庭中青年人的數量增加時，家庭支出的增加使得撫養壓力會變大，這會擠出家庭用于金融資產投資的資金，所以家庭會減少持有金融資產。

家庭在做出投資決策時，需要考慮老中青各代家庭成員的需求與能力，所以當家庭中各代人數有差異時，家庭的金融資產選擇行為有所不同。為了引導不同結構的家庭合理地選擇金融資產，需要按照各代際人數差異對家庭結構進行分類，進一步分析各類家庭結構對金融資產選擇的影響。

四、研究方法與數據來源

(一)研究方法

本文采用傾向值匹配(PSM)的方法在家庭結構盡可能相似的家庭中進行比對，研究家庭結構影響的邊際效應。傾向值匹配方法，是一種通過將樣本配對，使得定量估計在更為相似的樣本之間進行，以解決樣本之間的內生性問題的實證方法。現以比較結構為“一個青年人、一個中年人、兩個老年人”的家庭(簡稱a家庭)和結構為“一個青年人、一個中年人、沒有老年人”的家庭(簡稱b家庭)的資產配置差異為例：首先根據可觀測的個人和家庭特征進行匹配，選取變量年齡、教育、收入、風險偏好、婚姻狀態、健康情況、就業情況、負債情況、收入情況、保險情況，考慮到針對多個變量進行對比匹配非常困難，所以用一維變量即傾向得分來代替多維變量；然后對每個b家庭尋找得分最相近的a家庭作為其反事實，之后計算出兩種不同家庭結構對金融資產配置產生的平均影響效應(Average Treatment Effect on Treated， ATT)，比較兩組間的家庭金融資產及風險資產配置差異，如下式：

ATT=E(Y1-Y0|P(X)=E(Y1|D=1，P(X))-E(Y0|D=0，P(X))

其中，D={0,1}表示結構不同的兩個家庭，1為處理組a家庭，0為控制組b家庭；Y1表示a家庭持有各類金融資產或風險資產的數量，Y0表示b家庭持有各類金融資產或風險資產的數量。

最后，傾向值匹配需要通過“平衡性檢驗”，在滿足共同支撐假定后，匹配后的樣本中處理組和控制組在各個控制變量上應該無系統性差異。本文下一節展示了傾向值匹配前后的結果。在一些對比情況下，家庭之間差距過大，傾向值匹配無法減小樣本間的系統性差異，本文選取了有效縮小樣本間系統性差異的情況，對這些實驗結果進行了分析。在傾向值匹配后，處理組和控制組的大部分控制變量之間的顯著差異被減小，這意味著該方法有效降低了樣本的內生性影響，從而可以更有效地衡量家庭結構差異對金融資產選擇的影響。

(二)數據來源

本文的數據來源于2015年中國家庭金融調查[注]中國家庭金融調查(CHFS)數據由西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心免費提供，有關數據的更多介紹參見甘犁等(2015)。(China Household Finance Survey，CHFS)項目，該項目由西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心通過實地調研完成，調研覆蓋37289 戶家庭，調查的數據具有較高的可信度和良好的代表性。本文為了使數據更加可靠完整，剔除掉了一些數據明顯異常的家庭，最終選擇了7664戶農村家庭[注]由于CHFS農村數據中家庭持有風險資產比例較小，為了方便研究，本文擴大農村家庭樣本，將城鎮納入樣本中。對“農村家庭”的定義按照中國家庭金融調查(CHFS)中的調查問題確定：問題是“受訪戶目前居住的房子在哪種地方？”回答選項分別是“1.城市城區，2.城市郊區，3.大城鎮，4.小城鎮，5.鄉鎮，6.農村”。我們將選擇為3、4、5、6的當作“農村家庭”。作為研究對象。

(三)變量設置

本文從人口統計學特征和家庭經濟特征兩個角度選擇變量。具體變量設置如表1所示。

表1 變量設置

在人口統計學特征方面，主要以家庭投資決策者的特征進行衡量。CHFS問卷中包含了家庭成員的學歷水平，為了量化該變量，本文將學歷水平轉化為相應的受教育年限[注]分別將“沒上過學”賦值為0、“小學”為6、“初中”為9、“高中及中專或職高”為12、“大專/高職”為15、“大學本科”為16、“碩士研究生”為19、“博士研究生”為23。同時，本文將婚姻、工作狀況設置為虛擬變量，即已婚為1，未婚為0；已就業為1，未就業(退休、失業、下崗、自由)為0。；在判斷決策者健康狀況的過程中，受訪者將自己身體健康狀況與同齡人作比較，當受訪者認為健康狀況為差或非常差時，該變量賦值為1，反之為0。

對于風險態度和金融能力的衡量是通過受訪者對問卷問題的回答確定的。在CHFS中，有兩道關于風險態度的問題，我們根據受訪者的選擇設定了風險態度變量[注]第一題是“如果您有一筆資金用于投資，您愿意選擇哪種投資項目？”回答選項為“1.高風險高回報的項目，2.略高風險略高回報的項目，3.平均風險平均回報的項目，4.略低風險略低回報的項目，5.不愿意承擔任何風險，6.不知道”。第二題是“如果現在有兩張彩票供您選擇，若選擇第一張，您有100%的機會獲得4000元，若選第二張，您有50%的機會獲得10000萬，50%的機會什么也沒有，您愿意選哪張？”回答選項為“1.第一張，2.第二張”。我們認為第一題選擇1、2為風險偏好，選擇3為風險中性，選擇4、5、6為風險厭惡；第二題選擇1為風險厭惡，選擇2為風險偏好。，當受訪者兩道題的選擇均為風險偏好，則該受訪者為風險偏好型，risk1=1；當受訪者兩道題的選擇均為風險厭惡，則該受訪者為風險厭惡型，risk2=1。CHFS中有兩道關于基本金融知識的問題[注]第一題是“假設銀行的年利率為4%，如果把100元存1年定期，1年后獲得的本金和利息為？”回答選項為“1.小于104元，2.等于104元，3.大于104元，4.算不出來”。第二題是“假設銀行的年利率是5%，通貨膨脹率每年是3%，把100元存銀行一年之后能夠買到的東西將？”回答選項為“1.比一年前多，2.跟一年前一樣多，3.比一年前少，4.算不出來”。，我們根據受訪者的選擇設定了金融能力變量，若受訪者對兩道題的回答均正確，則金融能力變量取值為1，否則為0。

在家庭經濟特征方面，本文選擇負債、收入和參保情況三個變量。家庭負債是通過問卷統計樣本家庭各方面負債情況得到的，包括住房負債、車輛負債、商業負債、教育負債、信用卡負債等，只要家庭擁有其中一種負債，則家庭負債變量取值為1，否則為0。家庭年收入包括家庭成員工資收入、財產收入、經營性收入以及轉移性收入，通過樣本家庭各項收入總和計算得出。保險的種類有社會保險和商業保險，只要家庭參與其中的一種保險，則保險變量取值為1，否則為0。

(四)樣本描述性統計

1.家庭金融資產情況

在篩選后的樣本中，2015年中國農村地區持有金融資產的家庭占比96.53%，而持有風險性金融資產的家庭僅占2.79%。我們選取持有占比超過0.5%的風險性金融資產作為研究對象，其中包括股票1.16%、基金0.8%、理財產品0.96%，具體持有規模如表2所示。從統計情況來看，中國農村家庭普遍持有金融資產，但持有風險資產和無風險資產的規模差異巨大，這表明中國居民家庭的投資態度較為保守，偏好選擇安全類的金融資產。

表2 中國農村家庭金融資產持有情況(元)

2.家庭結構情況

本研究未選擇各代際人數大于等于3的家庭結構，因為這類家庭中的經濟決策更為復雜，各個家庭差異較大，難以得到有效的分析結果。根據研究需要，按照老年人、中年人、青年人數量的差異對家庭結構進行了分類，選取戶數占樣本總量超過1%的家庭結構。本文選擇的家庭情況如表3所示。

表3 家庭結構分類情況

經過篩選后的家庭結構基本涵蓋了社會上主流的家庭結構，由表3可以看出，在調查家庭中，只有兩個或一個老年人的家庭結構最普遍，占比分別為26.51%、9.21%，這說明中國僅有老人組成的家庭占比較高，空巢老人現象較為普遍。此外，由兩個中年人組成的家庭結構占比為9.61%，由兩個中年人和一個青年人組成的家庭結構占比為8.13%，比例均較高，這表明核心家庭仍然是中國的主要家庭結構類型。

為了討論家庭結構對金融資產配置的影響，需要控制每兩種比較的家庭結構中至少兩個代際的人數量一致。本文著重研究相同家庭結構下老年人、中年人、青年人三代人數差異對金融資產選擇的影響，具體分三種情況進行比較，即通過老年人人數差異、中年人人數差異、青年人人數差異進行對比。

老年人人數差異通過以下幾組對比：(1)-(6)、(1)-(13)、(6)-(13)、(2)-(8)、(2)-(15)、(3)-(15)、(3)-(9)、(3)-(16)、(9)-(16)、(4)-(10)、(4)-(17)、(10)-(17)。

中年人人數差異通過以下幾組對比：(1)-(2)、(5)-(6)、(5)-(8)、(6)-(8)、(7)-(9)、(11)-(13)、(12)-(14)、(11)-(15)、(13)-(15)、(12)-(16)、(14)-(16)。

青年人人數差異通過以下幾組對比：(2)-(3)、(3)-(4)、(6)-(7)、(8)-(9)、(8)-(10)、(9)-(10)、(11)-(12)、(13)-(14)、(15)-(16)、(15)-(17)、(16)-(17)。

五、實證分析

(一)農村家庭結構里老年人差異的影響

農村家庭中老年人數差異的原因是多種多樣的，而由于中年人和青年人數量組合的不同，形成了最多可以對比的家庭結構。然而，在(1)-(6)、(6)-(13)、(2)-(8)、(2)-(15)、(3)-(9)、(3)-(16)、(9)-(16)、(4)-(10)、(10)-(17)這九組中，家庭間系統性差異過大，家庭結構兩兩間的各項控制變量差異過大，無法進行有效匹配。Sample1、Sample2、Sample3代表了剩下的(1)-(13)、(4)-(17)、(8)-(15)三組情況，表4展示了模型匹配前后控制變量均值的變化。傾向值匹配PSM要求匹配后，控制組與處理組在匹配變量之間無系統性差異。通過卡方檢驗可以看到，經過傾向值匹配之后，被匹配的兩組家庭結構之間的系統性誤差被降低，這使得回歸結果更加可靠。

表4 Sample1-Sample3傾向值匹配前后匹配變量差異對比

從表4可以看出，在人口統計學變量上，不同的家庭結構間均值差距是較大的，但年齡、婚姻狀況、工作情況、受教育程度等變量在傾向值匹配后有效降低了系統性誤差，收入情況是系統性誤差最大且匹配效果最差的控制變量，但是根據卡方檢驗，控制變量間的系統性誤差被降低了，因而可以認為處理組和控制組控制變量間無系統性差異。

傾向值匹配需要我們主要關注平均影響效應，從Sample1、Sample2、Sample3的匹配結果中可以看到，家庭中其他成員數量的不同，使得老年人數的差異對金融資產選擇行為的影響也有所不同。

當家庭中有一位中年人和一位青年人的時候，如果老年人數量由0變成2，家庭中風險資產數量、金融資產總量、股票投資、理財產品投資均呈下降趨勢。在這種情況下，家庭的收入主要來源于中年人，老年人數量的增加使中年人面臨更大的贍養壓力，家庭需要在老人養老上投入更多。家庭中的老年人贍養壓力和青年人的撫養壓力，使家庭在經濟條件有限的情況下，在投資中也會更加謹慎，進而出現各項金融資產持有量均下降的情況。

當家庭中有兩位中年人和兩位青年人的時候，如果老年人數量由0變成2，家庭中風險資產數量下降、金融資產總量上升、股票投資下降、基金投資下降。這是典型的“上有老、下有小”的家庭結構，與上一種情況類似。不同的地方在于在這一家庭結構中，兩位中年人能夠保證家庭穩定的收入，所以家庭金融資產總量增加。但是，在有兩個青年人的家庭里，本身已經具有較高的撫養壓力，增加老年人會使得家庭面臨更高的贍養壓力，所以在金融資產選擇時更加偏好資產的低風險性，不愿意冒險選擇風險資產。

當家庭中有兩位中年人、沒有青年人的時候，如果老年人數量由1變成2，家庭中風險資產數量、股票投資、理財產品投資、基金投資上升，金融資產總量下降。在這種情況下，家庭沒有青年人，兩位中年人穩定的收入來源是風險資產投資的基礎，但老年人數量的增加使家庭在風險資產選擇上有所不同，家庭更愿意投資風險相對較低的理財產品，而對風險較高的股票和基金投資較少。

(二)農村家庭結構里中年人差異的影響

與上文類似，在傾向值匹配的過程中，(1)-(2)、(5)-(6)、(5)-(8)、(7)-(9)、(11)-(13)、(12)-(14)、(12)-(16)這七組控制變量的系統性差異過大，即使經過傾向值匹配也沒有辦法獲得較為相近的匹配組，因而用Sample4-Sample8代表(6)-(8)、(11)-(13)、(11)-(15)、(13)-(15)、(14)-(16)五組情況。這五組實驗中，傾向值匹配使得處理組和控制組之間控制變量的系統性誤差下降。

表5展示了傾向匹配后的結果，可以看出各變量的系統性誤差基本都被有效降低了，中年人數量差異的影響取決于家庭中其它成員的數量。

當家庭中有一位老年人、沒有青年人的時候，中年人數量由1變成2，家庭中風險資產數量、金融資產總量、股票投資、基金投資、理財產品投資均呈上升趨勢。可以看到，兩個中年人帶來了更多的金融資產，這是收入效應決定的，而且家庭中有兩個中年人，他們投資風險相對較低的風險資產的意愿更高，所以理財產品和金融資產的投資相對較高。

當家庭中有兩位老年人、沒有青年人的時候，中年人數量由0變成1或2，家庭中風險資產數量、金融資產總量、股票投資、基金投資均呈上升趨勢。這是由于中年人帶來了工資性收入，收入效應彌補了消費需求等，在這種情況下，兩位中年人帶來的收入效應改善了家庭的經濟條件，使家庭能夠持有更多的金融資產。還可以看出，如果空巢老人越來越多，這樣的家庭金融資產和風險資產投資都會降低，這對于金融業發展是不利的。

當家庭中有兩位老年人、沒有青年人的時候，中年人數量由1變成2，家庭中風險資產數量上升、金融資產總量下降、股票投資上升、基金投資上升、理財產品投資上升。家庭有一個中年人可能是由沒有配偶或離異等情況導致，可能有為進行婚配而準備的投資，這樣的投資需要比較穩定的收益和可控的風險。而當家庭里有兩個中年人時，由于沒有青年人的撫養壓力，家庭有足夠的資金進行投資，所以在投資時會更加追求高風險高收益的金融資產。

當家庭中有兩位老年人和一位青年人的時候，中年人數量由1變成2，家庭中風險資產數量上升、金融資產總量下降、股票投資上升、基金投資上升、理財產品投資上升。在這種情況下，家庭既有贍養壓力也有撫養壓力，中年人的收入效應無法滿足家庭的消費需求，所以他們更愿意利用有限的資金進行冒險投資，通過承擔高風險獲得高收益，在金融資產選擇上更加激進。

表5 Sample4-Sample8傾向值匹配前后匹配變量差異對比

(三)農村家庭結構里青年人差異的影響

本節依然采用與上面相同的方法，經過傾向值匹配后，(3)-(4)、(8)-(9)、(9)-(10)、(15)-(17)、(16)-(17)不符合要求，剩余5組在傾向值匹配后，控制變量的系統性誤差都降低了，因此全部需要進行研究，并用Sample9-Sample13表示(3)-(4)、(8)-(9)、(9)-(10)、(15)-(17)、(16)-(17)這五組實驗。

表6展示了各變量經過傾向匹配后系統性誤差被降低的情況，從匹配結果中可以看出青年人數量差異的影響也取決于家庭中其它成員的數量。

當家庭中沒有老年人、有兩位中年人的時候，青年人數量由1變成2，家庭中風險資產數量、金融資產總量、股票投資、基金投資、理財產品投資均呈下降趨勢。這是典型的三口之家或四口之家的家庭結構，在這種情況下，青年人人數的增加單純增加了家庭的撫養壓力，對金融資產和風險資產產生了巨大的擠出效應，因此各項資產的投資額都下降了。

當家庭中有一位老年人和兩位中年人的時候，青年人數量由0變成1或者由1變成2，家庭中風險資產數量、金融資產數量、股票投資均上升。在家庭中已有一位老年人時，再增加青年人的消費支出，會產生撫養青年人的擠出效應，但家庭追求投資收益的需求大于擠出效應，希望通過投資收益彌補消費支出使得家庭會進行各項金融資產投資。在這種情況下，家庭追求更高風險更高收益的風險資產來獲得更高的利息收入，以滿足家庭開支的需要，所以對股票投資增加。

當家庭中有兩位老年人和兩位中年人的時候，青年人數量由0變成2或者由1變成2，家庭中風險資產數量、金融資產數量、理財產品投資均上升。在家庭中有兩位老年人時，家庭已承擔較重的贍養壓力，此時增加青年人數量將增加預期教育支出等，所以該類型家庭愿意持有金融資產以獲得投資收益，但當撫養比很高時，理財產品作為一種收益相對較高、風險相對可控的金融產品受到這類家庭的青睞。

表6 Sample9-Sample13傾向值匹配前后匹配變量差異對比

六、結論和建議

(一)研究結論

通過對比不同家庭結構下金融資產選擇情況，我們發現家庭中各代際人數差異帶來的金融資產選擇差異是多元的，具體結論如下：

老年人數量差異對家庭金融資產選擇的影響取決于家庭中其它代際成員的數量。一方面，老年人數量的增加提高了家庭的贍養壓力，所以家庭在資產選擇時更加謹慎，會減少持有風險性金融資產；另一方面，老年人數量的增加會影響家庭持有風險性金融資產的結構，家庭更傾向于選擇投資風險相對較低的理財產品，而對股票和基金的投資較少。

中年人數量差異對家庭金融資產選擇的影響取決于家庭中其它代際成員的數量。一方面，中年人帶來的收入效應是影響家庭金融資產選擇最直接的因素，收入效應能夠增加家庭對金融資產的持有量，但家庭中老年人和青年人的數量會影響家庭的消費需求等，甚至出現收入效應小于消費需求的情況，導致家庭減少持有金融資產。另一方面，中年人數量的增加會使家庭更傾向于投資風險性金融資產，但是選擇風險相對較低的理財產品，還是選擇風險更高的股票和基金，取決于其他代際成員的數量。

青年人數量差異對家庭金融資產選擇的影響取決于家庭中其它代際成員的數量。一方面，青年人數量的增加提高了家庭的撫養壓力，家庭在金融資產選擇時會出現兩種情況，一是家庭收入效應小于消費需求時，家庭會減少持有各項金融資產，二是家庭追求高風險高收益的金融資產投資來獲得更高的利息收入，所以會增加持有各項金融資產，具體情況取決于家庭中其他代際成員的數量；另一方面，青年人數量的增加會影響家庭持有風險性金融資產的結構，是選擇風險相對較低的理財產品，還是選擇風險更高的股票和基金，取決于其他代際成員的數量。

(二)政策建議

1.完善社會保障體系，健全養老保險制度

隨著中國人口老齡化程度逐漸加深，一系列問題開始凸顯，這給社會發展提出了挑戰。人口老齡化最直接的影響就是家庭結構的改變，老年人成為家庭的主體，出現更多以老年人為主的家庭。此外，家庭中老年人數量增加，會增加家庭贍養壓力，降低家庭生活質量。目前中國農村存在大量的空巢老人，如何保障他們的生活成為亟需解決的問題。因此，要完善社會保障體系，一方面要解決好他們的生活經濟來源和醫療保障，主要是完善保險制度，提高他們對基本養老保險和醫療保險的參與率，確保其在退休后能夠有穩定的經濟來源，并加強健康支持，幫助解決其生病時的治療費用等；另一方面要從心理上提高老年人的幸福感，現在越來越多的空巢老人缺少關懷，這需要社會給予關注。

2.合理配置教育資源，減輕家庭教育負擔

教育是提高全民素質的重要方式，家庭教育主要包含兩方面，一是青年人的撫養教育，二是家庭成員接受各種培訓教育。青年人數量的增加會給家庭帶來更沉重的撫養壓力，包括生活消費和教育支出等。當前，青少年的教育支出包括學校教育、輔導機構、興趣班等方面的支出，這讓家庭承擔了沉重的經濟壓力。此外，家庭成員為了提高個人競爭力，需要主動接受培訓，這也是家庭教育支出的重要部分。為了解決教育問題：首先，政府可以適當延長義務教育年限、擴大義務教育范圍，合理配置教育資源，為農村偏遠地區教育提供幫助，實現教育資源的公平；其次，金融機構可以合理利用家庭預留教育資金，幫助家庭實現資金升值，從而直接減輕家庭教育負擔。

3.提高居民家庭收入，縮小家庭收入差距

家庭財富是居民金融資產投資的基礎，而家庭收入是家庭財富的重要來源。在本研究中，中年人承擔了給家庭帶來收入的主要責任，當家庭收入在滿足了消費需求之后仍有結余時，家庭將會增加金融資產的投資廣度和深度。近年來，農村居民家庭收入雖一直呈穩步增長趨勢，但居民家庭金融資產的持有規模差異大，這也側面反映出家庭間的貧富差距過大。因此，為了使家庭能夠更多地參與金融市場投資，有必要提高居民家庭收入，增強家庭的經濟實力。首先，政府應規范就業市場，為居民提供就業機會，通過促進居民就業以提高家庭的收入水平；其次，居民要積極參與學習培訓等，掌握必要的工作技能，并不斷學習從而提高市場競爭力；最后，對于偏遠落后的農村地區家庭，政府要繼續深入落實精準扶貧等政策，加強社會保障力度，在保證低收入家庭基本生活的同時，改善家庭的經濟情況，實現家庭財富的積累。