子女性別對城鎮(zhèn)居民股票資產(chǎn)配置的影響
——基于CHFS2017的實證研究

林祥菊，林 媛，朱廣琳，齊春宇

(臨沂大學，山東 臨沂 276000)

改革開放以來，我國經(jīng)濟飛速發(fā)展，居民可支配收入不斷提高，可用于投資的資金不斷增加，2010年我國滬深股市總市值為4.19萬億美元，證券化率為66.7%；到2020年我國滬深股市總市值達到了11.28萬億美元，證券化率約為116%，同時2020年印度總市值為3.4萬億美元，證券化率約為129.8%；美國2020年股市總市值約為31.3萬億美元，證券化率為194%。根據(jù)2017年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)的數(shù)據(jù)，在調(diào)查的所有的家庭中，參與風險投資的家庭僅占16%，而同年美國的風險投資額卻達到最高額842億美元，共完成8 076項投資交易，我國參與風險投資的人群明顯低于美國等國家，這一現(xiàn)象反應(yīng)和證實了我國投資率低和資源配置不合理的問題。

近年來，由于我國實行計劃生育政策，導(dǎo)致我國性別比嚴重失衡，中國的傳統(tǒng)觀念傳宗接代、養(yǎng)兒防老影響著父母的性別偏好。聯(lián)合國將102-107定為出生人口性別比正常值域，根據(jù)全國人口普查數(shù)據(jù)，我國性別比自1982年起長期處于上升趨勢，2020年我國出生人口性別比到達111.3，比正常人口性別比上限高出4.3個百分點。長期的男女性別比失衡加劇婚姻市場上的競爭，到2018年年底時，適婚男性比適婚女性多出大約3 500萬，這就會導(dǎo)致一部分適婚男性無法完成婚配，影響我國股票持有的因素已經(jīng)有很多學者進行了研究，但少有文獻將子女性別與股票資產(chǎn)配置聯(lián)系到一起，尚未有文獻將子女性別、股票資產(chǎn)、住房資產(chǎn)與儲蓄率聯(lián)合研究。考慮到由于中國家庭的性別選擇在第一胎并不嚴重，因此認為第一胎子女性別是自然決定的，具有很強外生性；筆者將運用第一胎子女性別對股票資產(chǎn)配置行為展開一系列研究。

1 文獻綜述

由于計劃生育政策，人口性別比不平衡性的現(xiàn)象使得部分男性無法匹配到合適的伴侶，從而提高了女性的議價能力(呂學梁等，2021)。性別比失衡導(dǎo)致女性在婚姻市場具有優(yōu)勢，而男性則需要付出一定的代價。例如高額的彩禮才能在婚姻市場上贏得更高的脫單概率。房屋作為一種能夠彰顯男性家庭財富水平的資產(chǎn)，擁有高質(zhì)量住房的男性往往可以贏得更多適婚女性的青睞。相比于女孩家庭，男孩家庭更傾向于高價值、高質(zhì)量水準的住房(魏下海等，2020)。高性別比增大了人們對住房的需求，使房價逐步提高(張安全等，2017)，呂學梁等(2021)的研究認為，在性別比失衡和高房價的共同作用下，股票市場的“有限參與”現(xiàn)象進一步惡化。

魏尚進等(2011)發(fā)現(xiàn)家庭儲蓄率受到婚姻市場的影響，并提出了“競爭性儲蓄”的概念，此后周華東等(2021)提出了“節(jié)儉效應(yīng)”，男孩家庭需要提高婚姻市場競爭力，故減少享樂型消費，這使得男孩家庭儲蓄率要明顯高于女孩家庭，同時與呂學良等(2021)研究發(fā)現(xiàn)父母為了提高兒子的擇偶優(yōu)勢，在生活中會自覺的減少不必要的消費從而增加儲蓄結(jié)論一致。Cole H L等(1992)認為當社會地位代表家庭的非市場化活動中的競爭力時，社會地位取決于富裕程度。但由于家庭儲蓄率不易被人發(fā)現(xiàn)和察覺，因此人們會更偏向于想要通過一些可視性強的家庭資產(chǎn)，例如房產(chǎn)等來顯示財富水平(Carlsson F等，2007)。杭斌等(2015)的研究發(fā)現(xiàn)，家庭之間存在著“地位攀比”現(xiàn)象，當其他家庭的住房面積增大時，為了維護自身的社會地位，會刺激其攀比心理，相應(yīng)的減少不必要的消費來增加家庭儲蓄，進而擴大自身家庭的住房面積。吳衛(wèi)星等(2014)認為在經(jīng)濟角度，住房具有兩種屬性，分別為消費屬性和投資屬性，而家庭購房意圖也是從這兩種屬性出發(fā)。以消費為目的的家庭購買的房產(chǎn)會在一定程度上抑制對股票的投資；而以投資為目的購買房產(chǎn)則會促進對股票的投資。根據(jù)利他性假說的概念，父母為子女購買的住房對子女有利，而對自身并無明顯利益，通常認為該房產(chǎn)具有消費屬性。呂學梁、馬玉潔(2021)認為，為使男孩在婚姻市場更具競爭優(yōu)勢，而為其購買的多套住房，具有較強的消費屬性，對家庭金融風險資產(chǎn)的擠出效應(yīng)更加強烈。另外，李江一(2019)也提出了住房資產(chǎn)對股票資產(chǎn)具有擠出效應(yīng)。易成棟等(2018)認為男孩家庭相比于女孩家庭擁有更多的住房資產(chǎn)和更大的住房面積。劉娜等(2021)的研究則表明房產(chǎn)作為家庭社會地位的代表，撫養(yǎng)男孩的家庭更傾向于購買多套住房以此表明自身的社會地位，這一系列行為將會導(dǎo)致家庭資產(chǎn)多樣性降低、抗風險能力下降等一連串消極影響。魏下海等(2020)和劉華等(2021)認為在性別嚴重失衡地區(qū)，男孩家庭的風險偏好水平偏低，他們與女孩家庭觀念不同，在中國近幾年由于住房的收益比股票高風險低(路曉蒙等，2019)，所以他們會選擇增加對房產(chǎn)的投資，而盡量規(guī)避高風險投資對其家庭帶來的損失。

簡單來說，性別比失衡加劇了男性在婚姻市場的競爭程度，導(dǎo)致不得不以增加房產(chǎn)等外顯型資產(chǎn)持有的形式提高社會地位加強競爭優(yōu)勢。出于消費購買的房產(chǎn)對股票等家庭風險金融資產(chǎn)的投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)。目前對于我國家庭資產(chǎn)選擇影響因素的文獻日益增多，但對于性別失衡對股票等家庭風險資產(chǎn)選擇的影響研究較少，且尚未有學者做出系統(tǒng)性分析，筆者將做出進一步的分析。

2 數(shù)據(jù)與模型

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究使用2017年中國家庭金融經(jīng)濟調(diào)查(CHFS)進行實證分析。CHFS旨在收集家庭的資產(chǎn)與負債、收入與支出、保險與保障、人口與就業(yè)等方面信息，全面追蹤家庭動態(tài)金融行為。該數(shù)據(jù)樣本容量大、覆蓋面廣、代表性好、能通過原有數(shù)據(jù)生成相關(guān)變量，為本研究奠定數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。

2.2 變量定義和樣本篩選

2.2.1 樣本篩選

我們將選取城鎮(zhèn)居民并將戶主年齡控制在18歲～60歲之間，原因在于：①農(nóng)村居民大多數(shù)不持有股票；②0～18歲這一群體沒有賺錢養(yǎng)家的能力，戶主到達60歲以上的年紀子女大都已成家，對本研究意義不大。

2.2.2 變量定義

2.2.2.1 被解釋變量。被解釋變量為股票資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值。

2.2.2.2 解釋變量。本研究解釋變量為子女性別，給出了兩種定義。第一種定義是第一胎子女性別，根據(jù)問卷中的成員關(guān)系將家庭中年齡最大的孩子定義為第一胎子女，男性定義為1，女性定義為0。第二種定義是家中是否有男孩，家中有男孩定義為1，否則定義為0。

2.2.2.3 其他控制變量。影響股票資產(chǎn)配置的因素比較多，本研究選取了戶主年齡、戶主性別、戶主受教育年限、戶主婚姻狀態(tài)、健康狀況、總資產(chǎn)對數(shù)、家庭收入對數(shù)。戶主受教育年限是由戶主受教育程度決定的，沒上過學0年，小學6年，初中9年，職業(yè)高中、普通高中、中專12年，大學專科和高職15年，大學本科16年，碩士研究生和博士研究生19年。

2.2.2.4 中介變量。本研究采用中介變量家庭儲蓄率和家庭人均房子數(shù)進行機制研究。家庭人均房子數(shù)=家庭總房子數(shù)/家庭人口數(shù)，為避免極端值的影響，家庭總房子數(shù)大于6按照6套房進行處理；家庭儲蓄率=(家庭總收入-家庭消費總支出)/家庭總收入，在處理數(shù)據(jù)的過程中有嚴重的左拖尾現(xiàn)象，絕對值很大。為了避免極端值的影響，將家庭總收入小于0的樣本剔除，對儲蓄率進行左截尾處理，將儲蓄率低于-2的數(shù)據(jù)定義為缺失值。

表1 變量定義與描述統(tǒng)計

2.3 模型設(shè)定

stockij=α1fboyij+X′γ+β1+εij

(1)

stockij=α2hboyij+X′γ+β2+εij

(2)

stockij表示j地區(qū)家庭i股票資產(chǎn)占總資產(chǎn)的份額；fboyij表示j地區(qū)家庭i第一胎子女性別，1表示第一胎子女為男孩，0表示第一胎子女為女孩；hboyij表示j地區(qū)家庭i中是否有男孩，1表示有，0表示沒有，X′表示其他控制變量包括戶主年齡、戶主性別、戶主受教育年限、戶主婚姻狀態(tài)、健康狀況、總資產(chǎn)對數(shù)、家庭收入對數(shù)。這些變量會對家庭股票資產(chǎn)持有比例產(chǎn)生一定影響，對這些變量進行控制能更好地看出子女性別對家庭股票持有比例影響的凈效應(yīng)。εij表示干擾項。因fboyij、hboyij為虛擬變量，故均運用probit非線性模型進行估計。

3 基準回歸結(jié)果

表2是基準回歸模型的回歸結(jié)果，第(1)和(2)列給出了模型(1)的回歸結(jié)果，使用Probit模型運用第一胎子女性別分析子女性別對股票資產(chǎn)配置的影響，第(2)列加入了其他控制變量。第(3)和(4)列給出了模型(2)的回歸結(jié)果，使用Probit模型運用家中是否有男孩分析子女性別對股票資產(chǎn)配置的影響，第(4)列加入了其他控制變量。

表2 基準回歸結(jié)果——子女性別對股票資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例的影響

第(1)列和第(2)列都在fboy的系數(shù)1%的水平上顯著為負，且第(2)列數(shù)據(jù)表明第一胎子女為男孩的家庭股票資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例比第一胎子女為女孩的家庭低1.50%，第(3)列和第(4)列hboy的系數(shù)都在1%的水平上顯著為負，且第(4)列數(shù)據(jù)表明，家中有男孩的家庭股票資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例比沒有男孩的家庭低2.21%。由回歸結(jié)果(2)和(4)可知，家有男孩會減少家庭股票資產(chǎn)的持有。

對于連續(xù)變量而言，表中報告的數(shù)值為平均邊際效應(yīng)。

4 機制檢驗與分析

4.1 中介機制模型選取與構(gòu)建

運用溫忠麟等(2004)的中介效應(yīng)方法進行分析，呂學良等(2021)提出家庭儲蓄越高，孩子在婚姻市場上的競爭力越強。在婚姻市場上房子往往是男性競爭實力的體現(xiàn)，因此選取家庭儲蓄率和家庭人均房子數(shù)作為中介變量進行機制分析。

savingsij=α3fboyij+X′γ+β3+εij

(3)

stockij=α4fboyij+c1savingsij+X′γ+β4+εij

(4)

houseij=α5fboyij+X′γ+β5+εij

(5)

stockij=α6fboyij+c2houseij+X′γ+β6+εij

(6)

另外我們選取家庭儲蓄率作為中介變量，來分析子女性別是如何通過家庭儲蓄率來影響住房資產(chǎn)配置的。

avghouseij=α7savingsij+X′γ+β7+εij

(7)

avghouseij=α8fboyij+c3savingsij+X′γ+β8+εij

(8)

savingsij表示家庭儲蓄率；avghouseij表示家庭人均住房數(shù)；X′表示其他控制變量包括戶主年齡、戶主性別、戶主受教育年限、戶主婚姻狀態(tài)、健康狀況、總資產(chǎn)對數(shù)、家庭收入對數(shù)、εij表示干擾項。

4.2 機制檢驗與分析

表3為子女性別影響股票資產(chǎn)配置的住房機制分析和家庭儲蓄率機制分析結(jié)果。第(1)列fboy的系數(shù)顯著為正，第(5)列fboy的系數(shù)顯著為負，第(7)列中介變量savings的系數(shù)顯著為負且第(7)列fboy的系數(shù)與第(5)列fboy系數(shù)不同，上述結(jié)果表明“儲蓄率效應(yīng)”成立。

第(2)列fboy的系數(shù)顯著為正，第(5)列fboy的系數(shù)顯著為負，第(6)列中介變量avghouse的系數(shù)顯著為正且第(6)列fboy的系數(shù)與第(1)列fboy系數(shù)不同，上述結(jié)果表明“住房效應(yīng)”成立。

同時在表3中對子女性別影響家庭住房資產(chǎn)配置的“儲蓄率機制”進行了機制檢驗，第(1)列和第(2)列fboy的系數(shù)顯著為正，第(4)列和第(2)列fboy的系數(shù)不同，上述結(jié)果表明子女性別對影響住房資產(chǎn)配置的“儲蓄率機制”存在。

表3 中介變量回歸結(jié)果

子女性別影響家庭股票資產(chǎn)配置的機制如：①由于有男孩的家庭需要購買住房來提高婚姻市場競爭力，相對于其他投資產(chǎn)品住房往往相對昂貴所以這就需要家庭提高家庭儲蓄率以達到來購買住房的目的，從而對股票資產(chǎn)產(chǎn)生擠出效應(yīng)；②在家庭總資產(chǎn)一定的條件下，家庭儲蓄率的提高也會對股票資產(chǎn)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。家無男孩的家庭對住房的需求較少，就會有選擇地將儲蓄資產(chǎn)投入到股票市場，故家有男孩通過儲蓄率效應(yīng)和住房效應(yīng)減少股票資產(chǎn)持有。

對于連續(xù)變量而言，表中報告的數(shù)值為平均邊際效應(yīng)。

5 異質(zhì)性檢驗

在實證研究中，我們發(fā)現(xiàn)家庭總資產(chǎn)不同或戶主年齡不同也會對股票資產(chǎn)的配置產(chǎn)生不同的影響。

按家庭總資產(chǎn)進行分組，將其分為三類，第一類家庭總資產(chǎn)小于50萬元，第二類家庭總資產(chǎn)在50萬元～150萬元之間，第三類家庭總資產(chǎn)在150萬元以上。實證表明，子女性別對第三類家庭影響最為顯著，第一胎子女性別為男孩的家庭比第一胎為女孩的家庭股票資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例少約3.26%，對第二類家庭影響較為顯著，對第一類家庭影響不明顯，且在10%的置信水平上不顯著。其原因可能是，家庭總資產(chǎn)高，家境優(yōu)渥，因此對婚配的另一半要求就會高，因此家庭要有更高的儲蓄率來提高婚姻市場上的競爭力，在總資產(chǎn)一定的情況下，儲蓄率越高對股票資產(chǎn)的擠出效應(yīng)越強，股票資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例越低，其次，第一類家庭，總資產(chǎn)過少，沒有剩余的資產(chǎn)來投身于股票市場。

按戶主年齡進行分類，根據(jù)世界衛(wèi)生組織對青年和老年的劃分，將45歲以上的戶主定義為“中老年”，45歲以下的戶主定義為“青年”。實證結(jié)果見表4，第一胎為男孩對戶主為青年的家庭影響更為顯著，第一胎子女性別為男孩的家庭比第一胎為女孩的家庭股票資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例少約1.50%。原因可能是戶主為青年的家庭孩子尚未婚配有較大的購房壓力，而戶主為中老年的家庭有些孩子已經(jīng)完成婚配購房壓力小，只有少許家庭需要定期支付房貸，婚姻市場壓力小于青年戶主家庭。

表4 異質(zhì)性檢驗

對于連續(xù)變量而言，表中報告的數(shù)值為平均邊際效應(yīng)。

6 結(jié)論

基于西南財經(jīng)大學2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，實證研究了子女性別對股票資產(chǎn)配置的影響及其機制，主要研究結(jié)論：①家有女孩對股票資產(chǎn)的持有促進作用，家有男孩因婚姻市場壓力而增加家庭儲蓄率以購買高價值住房，以此增加婚姻市場競爭力，對股票資產(chǎn)持有產(chǎn)生擠出效應(yīng)；家有男孩導(dǎo)致家庭儲蓄率的提高在家庭總資產(chǎn)一定的情況下同樣會對股票資產(chǎn)的持有產(chǎn)生擠出效應(yīng)，家有男孩對股票資產(chǎn)的持有起抑制作用。②異質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)，總資產(chǎn)高的家庭家有男孩對股票資產(chǎn)配置影響更顯著，可能因為總資產(chǎn)高的家庭想要給孩子找一個優(yōu)秀伴侶，需要投入更多的機會成本，就需要一個更加優(yōu)秀的競爭條件才可以實現(xiàn)，男孩對青年戶主家庭股票資產(chǎn)持有影響更為顯著，可能由于孩子尚未婚配處于婚競壓力最大的階段。