■王子城

人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)、金融市場(chǎng)參與和家庭資產(chǎn)配置

■王子城

本文運(yùn)用中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，研究家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與和家庭資產(chǎn)配置的影響。研究發(fā)現(xiàn)，人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的增加會(huì)降低家庭參與金融市場(chǎng)的傾向，并降低家庭在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)尤其是股票資產(chǎn)上的配置，而且少兒撫養(yǎng)比相對(duì)于老年撫養(yǎng)比具有更大的負(fù)向影響。家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)農(nóng)村地區(qū)、中西部地區(qū)影響更大。此外，本文發(fā)現(xiàn)家庭資產(chǎn)的積累、家庭收入的增加、風(fēng)險(xiǎn)偏好和教育水平的提高都會(huì)促進(jìn)家庭參與金融市場(chǎng)并投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。經(jīng)營(yíng)個(gè)體工商業(yè)和購(gòu)買自有住房則會(huì)“擠出”家庭的金融市場(chǎng)參與和風(fēng)險(xiǎn)投資，而年齡則呈現(xiàn)非線性的關(guān)系。

人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)；少兒撫養(yǎng)比；老年撫養(yǎng)比；金融市場(chǎng)參與；家庭資產(chǎn)配置

王子城，西南財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，研究方向?yàn)榧彝ソ鹑?。（四川成?11130）

一、引言

2015年10月，十八屆五中全會(huì)決定全面放開(kāi)二胎，結(jié)束了執(zhí)行近35年的計(jì)劃生育政策。生育政策是影響人口結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵因素，計(jì)劃生育政策使得未來(lái)勞動(dòng)人口減少和人口老齡化增加，而全面二胎政策將使得家庭預(yù)期的少兒數(shù)量增加，標(biāo)準(zhǔn)的“422”家庭需要承擔(dān)四位老人和兩個(gè)子女的撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)，家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)沉重。同時(shí)，家庭的人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)又會(huì)影響家庭的行為決策。其中，家庭的金融行為尤其是家庭資產(chǎn)配置行為是學(xué)者研究的熱點(diǎn)。

同時(shí)，人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)是反映家庭結(jié)構(gòu)的一大重要因素，而家庭結(jié)構(gòu)則是分析家庭需求和家庭決策行為的重要討論方向。研究不同人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)下的家庭行為特征，顯示出了不同家庭結(jié)構(gòu)的偏好和趨向，具有多方面的社會(huì)指向意義?，F(xiàn)有文獻(xiàn)也一般從家庭收入、戶主特征、家庭生命周期、經(jīng)濟(jì)制度、文化、金融資產(chǎn)特性和金融市場(chǎng)完善程度等因素切入，而探究人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響，并進(jìn)行城鄉(xiāng)和區(qū)域?qū)Ρ妊芯勘容^罕見(jiàn)。因此，將反映家庭結(jié)構(gòu)的人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)與家庭行為決策兩者結(jié)合分析，并充分利用家庭微觀數(shù)據(jù)，從更深層次上探究我國(guó)家庭金融市場(chǎng)參與度和家庭資產(chǎn)配置的研究有一定價(jià)值。這既有助于認(rèn)識(shí)具有不同人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的家庭在資產(chǎn)配置行為上的規(guī)律，也有助于深入認(rèn)識(shí)影響中國(guó)金融市場(chǎng)有限參與的成因，為相關(guān)部門的政策制定提供參考依據(jù)。文章正是基于以上考慮，在充分利用中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，研究了人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與和家庭金融資產(chǎn)選擇配置的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

家庭結(jié)構(gòu)的變化將直接影響到家庭需求結(jié)構(gòu)、消費(fèi)特征、供求結(jié)構(gòu)、家庭決策行為等的變化。日益受人重視的人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)則是反映家庭結(jié)構(gòu)的一大重要因素，是分析家庭需求與決策行為的討論方向。Higgins和Williamson（1996，1997）的研究認(rèn)為亞洲國(guó)家的撫養(yǎng)系數(shù)對(duì)儲(chǔ)蓄率有很強(qiáng)的負(fù)影響，并把20世紀(jì)60年代以來(lái)亞洲儲(chǔ)蓄率的顯著增長(zhǎng)歸因于該時(shí)期未成年人的撫養(yǎng)比率降低。廖楚暉等（2014）認(rèn)為，家庭子女?dāng)?shù)量與教育投資的意愿呈負(fù)相關(guān)。

另一方面，家庭金融行為中資產(chǎn)配置選擇是學(xué)者們研究的熱點(diǎn)，現(xiàn)有研究大多根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果來(lái)刻畫(huà)家庭投資者的金融行為。對(duì)于家庭的金融市場(chǎng)參與度，尹志超等（2015）運(yùn)用中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)提高金融可得性將會(huì)促進(jìn)家庭參與正規(guī)金融金融市場(chǎng)。對(duì)于家庭資產(chǎn)配置行為，已有的文獻(xiàn)大多從投資機(jī)會(huì)、生命周期、背景風(fēng)險(xiǎn)、健康風(fēng)險(xiǎn)、收入風(fēng)險(xiǎn)、社會(huì)保障以及財(cái)富效應(yīng)等方面切入。Barberis（2000）發(fā)現(xiàn)投資機(jī)會(huì)的可測(cè)性會(huì)使得長(zhǎng)期投資者趨向擁有更多的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。Angew etal（2005）根據(jù)家庭生命周期假說(shuō)，研究了年齡對(duì)股票持有比例的影響，發(fā)現(xiàn)年齡與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)持有負(fù)相關(guān)，年齡每增加一歲則減少股票投資1%。Rosen 和Wu（2004）利用美國(guó)健康與退休數(shù)據(jù)，研究健康狀況對(duì)資產(chǎn)配置行為的影響，研究表明戶主的健康狀況對(duì)居民家庭資產(chǎn)配置的影響非常顯著，越健康的家庭越會(huì)更多地持有金融資產(chǎn)。Heaton和Lucas （2000）通過(guò)實(shí)證分析，證明了收入風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭資產(chǎn)配置行為確實(shí)存在顯著影響，收入較為穩(wěn)定的家庭持有的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比重較高。魏先華等（2013）研究認(rèn)為我國(guó)居民家庭金融資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)不合理等問(wèn)題主要?dú)w咎于社會(huì)保障水平較低。

上述已有文獻(xiàn)為我們的研究提供了有益的啟示。但是大部分相關(guān)研究都是利用國(guó)家層面的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，并不能準(zhǔn)確對(duì)微觀家庭的行為規(guī)律進(jìn)行研究。且在當(dāng)前的文獻(xiàn)中，探究人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響，并進(jìn)行城鄉(xiāng)和區(qū)域?qū)Ρ鹊难芯勘容^罕見(jiàn)。

文章正是基于以上考慮，利用中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，實(shí)證分析人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)金融資產(chǎn)配置的影響。該研究可以發(fā)展資產(chǎn)配置的相關(guān)理論，豐富我國(guó)家庭微觀金融需求研究的理論體系。

三、模型與變量

本文的數(shù)據(jù)來(lái)自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2011年在全國(guó)范圍內(nèi)開(kāi)展的中國(guó)家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，CHFS）項(xiàng)目，該調(diào)查涵蓋了全國(guó)25個(gè)省（市、自治區(qū)）、80個(gè)縣、320個(gè)社區(qū)共8438個(gè)樣本，采集了家庭的人口統(tǒng)計(jì)特征、資產(chǎn)與負(fù)債、收入與消費(fèi)、保險(xiǎn)與保障等方面的微觀信息，全面反映了家庭金融的基本狀況。中國(guó)家庭金融調(diào)查的拒訪率低、人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征與2010年全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)非常接近，調(diào)查樣本具有非常好的代表性，數(shù)據(jù)質(zhì)量高（甘犁等，2012）。

（一）模型設(shè)定

本文用probit模型分析家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的影響，然后用Tobit模型分析人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重的影響。probit模型為：

其中，u～N（0，σ2）；Y等于1表示家庭參與金融市場(chǎng)，等于0表示沒(méi)有參與；child_ratio和elder_ratio分別是我們關(guān)心的少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比；X是控制變量，主要包括戶主特征變量、家庭收入資產(chǎn)特征變量和地區(qū)特征變量。由于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重是截?cái)嗟?，因此，本文進(jìn)一步使用Tobit模型：

其中，Y表示風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)的比重；y*表示風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比大于0的部分；同樣，child_ratio和elder_ratio分別是關(guān)注變量少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比；X是控制變量，主要包括戶主特征變量、家庭收入資產(chǎn)特征變量和地區(qū)特征變量。

（二）變量介紹

本文的目的在于考察家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的影響，因而合理的構(gòu)造相關(guān)指標(biāo)是本文的關(guān)鍵。下面分別就少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比和本文的其他變量進(jìn)行說(shuō)明。

1.少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比

本文關(guān)注的解釋變量是少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比。少兒撫養(yǎng)比是家庭14歲以下（含14歲）兒童對(duì)勞動(dòng)年齡人口數(shù)之比，老年撫養(yǎng)比是家庭65歲以上（含65歲）老人對(duì)勞動(dòng)年齡人口數(shù)之比，勞動(dòng)年齡人口是家庭中年齡在15～64歲的人口數(shù)。考慮到可能存在的獨(dú)居老人和祖孫家庭，這些類型的家庭不存在勞動(dòng)人口，因此在篩選樣本時(shí)需要剔除此類沒(méi)有勞動(dòng)人口的家庭。

不過(guò)，少兒撫養(yǎng)比可能存在內(nèi)生性問(wèn)題。一方面，少兒撫養(yǎng)比本身會(huì)受到家庭資產(chǎn)配置的影響。家庭未必是在少兒撫養(yǎng)比增加后才去改變風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置，相反，家庭的少兒撫養(yǎng)比可能會(huì)受到資產(chǎn)配置情況的影響。如果家庭在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上的配置比例過(guò)高，考慮到自身已經(jīng)承擔(dān)了較高風(fēng)險(xiǎn)，家庭可能會(huì)暫時(shí)打消撫養(yǎng)小孩的意愿即暫時(shí)不生育，從而降低家庭的少兒撫養(yǎng)比。另一方面，少兒撫養(yǎng)比和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置可能同時(shí)受到其他外生因素的影響，如當(dāng)?shù)氐臍v史、社會(huì)、文化、習(xí)俗等因素，而這些因素又是不可觀測(cè)的。但是，老年撫養(yǎng)比則是外生的，一方面，隨著時(shí)間的推移，家庭中的老年人口有變動(dòng)的趨勢(shì)，這就會(huì)影響到家庭在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上的配置；但另一方面，家庭在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上的配置不會(huì)影響到老年撫養(yǎng)比。因?yàn)榧彝ゲ荒芨鶕?jù)主觀意愿來(lái)控制老年撫養(yǎng)比，雖然家庭可以將老人送到養(yǎng)老院來(lái)降低老年撫養(yǎng)比，但是曾毅和王正聯(lián)（2004）指出我國(guó)老年群體的生活和保障主要來(lái)源于家庭內(nèi)部的代際支持，家庭養(yǎng)老仍是中國(guó)養(yǎng)老的主要模式。因此老年撫養(yǎng)比不存在內(nèi)生性問(wèn)題。因而，本文要處理的一個(gè)關(guān)鍵問(wèn)題就是少兒撫養(yǎng)比的內(nèi)生性問(wèn)題。經(jīng)過(guò)反復(fù)檢驗(yàn)，我們選取家庭所在縣（區(qū)）的公立學(xué)校數(shù)量作為少兒撫養(yǎng)比的工具變量。由于公立學(xué)校數(shù)量多的地方通常有更優(yōu)質(zhì)的教育資源，家庭會(huì)傾向于生育小孩以期能夠享受到這一福利，因此小孩的數(shù)量可能更多，即公立學(xué)校數(shù)量與少兒撫養(yǎng)比相關(guān)。另外，公立學(xué)校數(shù)量和家庭在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的配置之間沒(méi)有直接的關(guān)系。因此，我們認(rèn)為公立學(xué)校數(shù)量作為少兒撫養(yǎng)比的工具變量是合適的。后面還將在估計(jì)中給出具體的檢驗(yàn)結(jié)果，對(duì)工具變量進(jìn)一步說(shuō)明。

2.金融市場(chǎng)參與及風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置

為了研究少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與和資產(chǎn)選擇的影響，本文選取的被解釋變量為家庭的金融市場(chǎng)參與、股票市場(chǎng)參與、風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比、股票資產(chǎn)占比，這兩個(gè)比重在另一方面還能體現(xiàn)家庭的風(fēng)險(xiǎn)偏好。

根據(jù)中國(guó)家庭金融調(diào)查的信息，本文定義的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)主要包括：股票、基金、金融債券、企業(yè)債券、金融衍生品、金融理財(cái)產(chǎn)品、外匯、黃金等；金融資產(chǎn)則包括：風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)、現(xiàn)金、股票賬戶現(xiàn)金、政府債券、活期存款和定期存款。金融市場(chǎng)參與表示家庭是否持有金融市場(chǎng)中的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，如果擁有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)取1，沒(méi)有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)取0。股票市場(chǎng)參與表示家庭是否擁有上市公司股票，如果擁有股票取1，沒(méi)有取0。風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比表示風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重，股票資產(chǎn)占比則為股票資產(chǎn)占金融資產(chǎn)比重。

3.控制變量

參照以往文獻(xiàn)，本文選取的控制變量有家庭收入資產(chǎn)特征變量、戶主特征變量和地區(qū)特征變量。

戶主特征變量包括：戶主的性別，男性取值為1，女性取值為0；戶主的年齡，代表在2011年時(shí)的實(shí)際年齡；戶主年齡的平方；戶主的婚姻狀況，已婚取值1，未婚、離婚或喪偶取值為0；健康狀況，問(wèn)卷將健康狀況分為5類，分別為非常好、好、一般、差、非常差，本文將前3類定義為健康，賦值為1，后兩類定義為不健康，賦值為0；教育程度，根據(jù)戶主的受教育程度，分為沒(méi)上過(guò)學(xué)、小學(xué)、初中、高中、中專、大專、大學(xué)本科、碩士、博士9類，為了研究方便，本文做了適當(dāng)歸類，分為小學(xué)及以下、初中、高中及中專、大專、大學(xué)本科及以上5類，分別用虛擬變量來(lái)表示；風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度①問(wèn)卷中衡量風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的問(wèn)題為：如果你有一筆資產(chǎn)，將選擇哪種投資項(xiàng)目？1.高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)項(xiàng)目；2.略高風(fēng)險(xiǎn)、略高回報(bào)項(xiàng)目；3.平均風(fēng)險(xiǎn)、平均回報(bào)項(xiàng)目；4.略低風(fēng)險(xiǎn)、略低回報(bào)項(xiàng)目；5.不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)。本文分別將選項(xiàng)1～5定義為很喜歡冒險(xiǎn)、喜歡冒險(xiǎn)、一般、不喜歡冒險(xiǎn)和很不喜歡冒險(xiǎn)。，本文將風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度分為5類，很喜歡冒險(xiǎn)、喜歡冒險(xiǎn)、一般、不喜歡冒險(xiǎn)和很不喜歡冒險(xiǎn)，分別用數(shù)字1～5表示。

家庭收入資產(chǎn)特征變量包括：家庭凈資產(chǎn)、家庭總可支配收入、是否從事個(gè)體工商業(yè)、是否擁有自有住房和負(fù)債率。用總資產(chǎn)減去總負(fù)債得到凈資產(chǎn)。需要指出的是，考慮到家庭可支配收入、凈資產(chǎn)等經(jīng)濟(jì)價(jià)值變量可能的異方差和非線性，我們對(duì)其進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理；是否從事個(gè)體工商業(yè)，從事個(gè)體工商業(yè)取值1，不從事取值0；是否擁有自有住房，擁有自有住房取值1，沒(méi)有取值0；負(fù)債率通過(guò)總負(fù)債除以總資產(chǎn)得到。

地區(qū)特征變量：根據(jù)七五計(jì)劃對(duì)全國(guó)地區(qū)進(jìn)行劃分，分為東、中、西部3類，東部地區(qū)包括北京等14個(gè)省、市、區(qū)，中部地區(qū)包括山西等8個(gè)省、區(qū)，西部地區(qū)包括四川省等12個(gè)省、市、區(qū)，分別用三個(gè)虛擬變量表示。

本文使用的數(shù)據(jù)總樣本達(dá)到8438個(gè)，數(shù)據(jù)處理中剔除了沒(méi)有勞動(dòng)人口的家庭以及家庭凈資產(chǎn)小于0和家庭可支配收入小于0的樣本，共得到7422個(gè)有效樣本。表1給出了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

從表1中可以看出，樣本中參與金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)的家庭占比分別為14.09%和9.57%，這表明中國(guó)家庭的金融市場(chǎng)參與率和股票市場(chǎng)參與率都較低，存在明顯的有限參與現(xiàn)象。金融資產(chǎn)占家庭總資產(chǎn)比重也很低，其中風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和股票資產(chǎn)分別僅占比5%和2.81%。樣本家庭中少兒撫養(yǎng)比最小值為0，最大值為3，均值為21.8%，說(shuō)明目前我國(guó)家庭平均一個(gè)勞動(dòng)人口撫養(yǎng)0.218個(gè)孩子，表明家庭中孩子數(shù)量比較少，大多數(shù)家庭少兒撫養(yǎng)比較低。老年撫養(yǎng)比最小值為0，最大值為3，均值為12.78%，說(shuō)明目前我國(guó)家庭平均一個(gè)人撫養(yǎng)大約0.13個(gè)老人，這小于少兒撫養(yǎng)比的均值，，說(shuō)明我國(guó)家庭中老人數(shù)量也較少，大多數(shù)家庭老年撫養(yǎng)比較低。

表1　變量的描述性統(tǒng)計(jì)

此外還可以看出，樣本家庭平均凈資產(chǎn)超過(guò)56萬(wàn)元，而年可支配收入均值為7.08萬(wàn)元，但二者的標(biāo)準(zhǔn)差均較大，表明樣本家庭之間的財(cái)富水平存在很大差異。同時(shí)受訪家庭中，戶主已婚并且健康狀況良好的家庭占大多數(shù)。就教育程度而言，具有初中及以下學(xué)歷的戶主占62.13%，整體教育水平偏低。戶主平均年齡為48歲，多數(shù)為男性。風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度變量均值為3.84，意味著家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度相對(duì)較高。85%的家庭擁有自有住房，家庭從事個(gè)體工商業(yè)的比例較低，家庭的負(fù)債率也偏低。東部地區(qū)的家庭約占總體樣本的47%。

四、估計(jì)結(jié)果

（一）少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比與金融市場(chǎng)參與

根據(jù)前文對(duì)少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、金融市場(chǎng)參與和股票市場(chǎng)參與的嚴(yán)格定義，我們首先檢驗(yàn)少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比是否顯著影響了家庭參與金融市場(chǎng)和投資股市的可能性。

表2是probit模型的估計(jì)結(jié)果，表中第（1）、（3）列給出了少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)可能性的影響；第（2）、（4）列考慮到少兒撫養(yǎng)比可能存在的內(nèi)生性，引入公立學(xué)校數(shù)量作為工具變量進(jìn)行了估計(jì)。

首先，對(duì)關(guān)注變量進(jìn)行分析。在第（1）列的估計(jì)中，我們發(fā)現(xiàn)，少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對(duì)家庭的金融市場(chǎng)參與有顯著的負(fù)向影響，少兒撫養(yǎng)比的邊際效應(yīng)為-0.047，老年撫養(yǎng)比的邊際效應(yīng)為-0.032，均在1%的水平上顯著。這表明，家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)越重，家庭參與金融市場(chǎng)的傾向越低，并且少兒撫養(yǎng)比對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)的影響大于老年撫養(yǎng)比。第（2）列中，考慮到少兒撫養(yǎng)比可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，在估計(jì)中用家庭所在縣（區(qū)）的公立學(xué)校數(shù)量作為工具變量，進(jìn)行了兩階段估計(jì)。第（2）列報(bào)告了用Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)（即DWH檢驗(yàn)）少兒撫養(yǎng)比內(nèi)生性的結(jié)果，均在1%水平上拒絕了不存在內(nèi)生性的假設(shè)，因而少兒撫養(yǎng)比存在內(nèi)生性問(wèn)題。在兩階段工具變量估計(jì)中，第一階段估計(jì)的F值為124.53，工具變量的t值為11.77。根據(jù)Stock&Yogo（2005），F(xiàn)值大于10%偏誤下的臨界值為16.38，不存在弱工具變量問(wèn)題。因而，用區(qū)（縣）公立學(xué)校數(shù)量作為工具變量是合適的。在第（2）列的估計(jì)中，少兒撫養(yǎng)比的邊際效應(yīng)為-0.058，老年撫養(yǎng)比的邊際效應(yīng)為-0.027，在1%水平上顯著，即少兒撫養(yǎng)比增加1%，家庭參與金融市場(chǎng)的概率平均減少0.058；老年撫養(yǎng)比增加1%，家庭參與金融市場(chǎng)的概率平均減少0.027。因而，第（2）列工具變量估計(jì)的結(jié)果進(jìn)一步說(shuō)明，家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)具有顯著的負(fù)向影響，并且，少兒撫養(yǎng)比的負(fù)向影響大于老年撫養(yǎng)比。

表2　人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)和股票市場(chǎng)的影響

接下來(lái)，對(duì)其他控制變量進(jìn)行分析。以第（1）列的估計(jì)結(jié)果為主，家庭凈資產(chǎn)和可支配收入的邊際效應(yīng)均在1%水平上顯著，說(shuō)明家庭凈資產(chǎn)和可支配收入對(duì)參與金融市場(chǎng)有正向影響。家庭凈資產(chǎn)和可支配收入水平越高的家庭越傾向于參與金融市場(chǎng)，他們有更多可支配資金，所受流動(dòng)性約束較小。是否從事個(gè)體工商業(yè)虛擬變量邊際效應(yīng)顯著為負(fù)，意味著從事個(gè)體工商業(yè)的家庭會(huì)降低參與金融市場(chǎng)的可能性，這與以往文獻(xiàn)研究認(rèn)為個(gè)體工商業(yè)的家庭出于投資替代和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的目的而降低家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的結(jié)論相一致（Shum&Faig，2006）。自有住房也會(huì)降低家庭參與金融市場(chǎng)的可能性，這與文獻(xiàn)認(rèn)為住房會(huì)“擠出”風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資是一致的（Cocco，2005；吳衛(wèi)星和齊天翔，2007）。戶主年齡與家庭金融市場(chǎng)參與可能性呈現(xiàn)非線性關(guān)系。教育水平與對(duì)照組“小學(xué)及以下”相比，邊際效應(yīng)除“初中”不顯著，其他組的邊際效應(yīng)都在5%水平上顯著。與對(duì)照組相比，邊際效應(yīng)隨教育水平的提高而增大，說(shuō)明教育對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)有正向影響。因?yàn)榻逃潭鹊母叩完P(guān)系到投資者對(duì)市場(chǎng)信息的消化吸收和處理能力，教育程度高的家庭獲取信息的渠道更廣泛，也具有更強(qiáng)的信息辨別能力。風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度變量邊際效應(yīng)在1%水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明越風(fēng)險(xiǎn)厭惡的家庭，參與程度越低，這與經(jīng)濟(jì)學(xué)原理相符。此外，戶主婚姻狀況與家庭負(fù)債率對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與沒(méi)有顯著影響；而從地域角度來(lái)看，中部家庭的參與率相對(duì)西部而言更大一些。第（2）列估計(jì)結(jié)果與第（1）列基本一致，說(shuō)明了結(jié)論的穩(wěn)健性。

最后，第（3）、（4）列還對(duì)家庭股票市場(chǎng)參與進(jìn)行了分析。從第（3）列估計(jì)結(jié)果可以看出，家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭股票市場(chǎng)參與同樣有顯著的負(fù)向影響，并且少兒撫養(yǎng)比的負(fù)向影響大于老年撫養(yǎng)比，這與研究家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與影響的估計(jì)結(jié)果是一致的；在第（4）列采用了工具變量進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果與第（3）列基本一致。估計(jì)結(jié)果表明，家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭參與股票市場(chǎng)具有顯著的負(fù)向作用。

（二）少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比與家庭資產(chǎn)選擇

家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)不但對(duì)家庭是否參與金融市場(chǎng)產(chǎn)生影響，還可能會(huì)影響家庭參與金融市場(chǎng)的深度，即對(duì)家庭在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上的配置比例產(chǎn)生的影響。接下來(lái)主要研究人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的影響，表3給出了人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置影響的估計(jì)結(jié)果。

表3　人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭資產(chǎn)選擇的影響

表3給出了家庭人口負(fù)擔(dān)對(duì)家庭資產(chǎn)選擇影響的實(shí)證結(jié)果。第（1）、（2）列是人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭資產(chǎn)中風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的影響。第（2）列DWH檢驗(yàn)顯示p值為0.00，說(shuō)明少兒撫養(yǎng)比存在內(nèi)生性問(wèn)題，因而第（1）列基準(zhǔn)回歸結(jié)果是有偏的。第（2）列兩階段估計(jì)結(jié)果顯示少兒撫養(yǎng)比的邊際效應(yīng)為-0.063，老年撫養(yǎng)比的邊際效應(yīng)為-0.033，均在1%水平上顯著，這表明家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的加重不僅會(huì)抑制家庭參與金融市場(chǎng)，還會(huì)使得家庭減少其在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上的投資比重，并且少兒撫養(yǎng)比的影響大于老年撫養(yǎng)比?；鶞?zhǔn)回歸和兩階段估計(jì)的結(jié)果均顯示，年齡的增加伴隨著財(cái)富的累積，居民會(huì)增加風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資。同樣，教育水平越高的居民在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上的投資也越多，但是這一影響并不特別顯著。風(fēng)險(xiǎn)偏好家庭更愿意多投入風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)；而風(fēng)險(xiǎn)厭惡家庭會(huì)規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，更少地投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。此外，自有住房和個(gè)體工商業(yè)的投資都會(huì)“擠出”家庭的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資。第（4）列DWH檢驗(yàn)顯示p值為0.00，說(shuō)明少兒撫養(yǎng)比存在內(nèi)生性問(wèn)題，因而第（4）列進(jìn)行的兩階段估計(jì)結(jié)果是可靠的。第（4）列中少兒撫養(yǎng)比的邊際效應(yīng)為-0.053，老年撫養(yǎng)比的邊際效應(yīng)為-0.024，在1%水平上顯著。這說(shuō)明，人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的提高會(huì)抑制家庭在股票資產(chǎn)上的配置比重，并且少兒撫養(yǎng)比的影響大于老年撫養(yǎng)比。

五、家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)與金融市場(chǎng)參與：異質(zhì)性

家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與可能是異質(zhì)的，即家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)不同家庭金融市場(chǎng)參與的影響存在差異。本部分將分城鄉(xiāng)和區(qū)域兩方面研究人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的影響差異。表4主要給出了人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)城鄉(xiāng)間的影響差異，表5主要給出了人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)在不同區(qū)域間的影響差異。

（一）城鄉(xiāng)間影響差異

表4中，為了研究不同人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)城鄉(xiāng)間的影響差異，在估計(jì)中加入了人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)與農(nóng)村啞變量的交互項(xiàng)。表4中，第（1）、（2）列給出的是家庭參與金融市場(chǎng)的估計(jì)結(jié)果；第（3）、（4）列給出了家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的估計(jì)結(jié)果。

第（1）列估計(jì)中，少兒撫養(yǎng)比與農(nóng)村的交叉項(xiàng)邊際效應(yīng)為-0.040，老年撫養(yǎng)比與農(nóng)村的交叉項(xiàng)邊際效應(yīng)為-0.032，并在5%水平上顯著，這說(shuō)明人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)農(nóng)村家庭金融市場(chǎng)參與的邊際影響更大，并且對(duì)農(nóng)村家庭來(lái)說(shuō)，少兒撫養(yǎng)比的影響大于老年撫養(yǎng)比。第（2）列采用工具變量的方法進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了第（1）列的結(jié)論。第（3）列少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比對(duì)農(nóng)村家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的邊際效應(yīng)并不顯著，但是邊際效應(yīng)的符號(hào)為負(fù)，且第（4）列工具變量估計(jì)交叉項(xiàng)的邊際效應(yīng)在5%水平上顯著為負(fù)，這在一定程度說(shuō)明人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)農(nóng)村家庭在風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上的配置比例有更明顯的負(fù)向作用。

表4　人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)城鄉(xiāng)間影響差異

（二）區(qū)域間影響差異

表5中，為了研究不同人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)區(qū)域間的影響差異，在估計(jì)中加入了少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比與中西部地區(qū)啞變量的交叉項(xiàng)。表5中，第（1）、（2）列給出的是家庭金融市場(chǎng)參與的估計(jì)結(jié)果；第（3）、（4）列給出了家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的估計(jì)結(jié)果。

第（1）列估計(jì)中，少兒撫養(yǎng)比與中西部地區(qū)的交叉項(xiàng)邊際效應(yīng)為-0.026，老年撫養(yǎng)比與中西部地區(qū)的交差項(xiàng)邊際效應(yīng)為-0.023，并在5%水平上顯著，這說(shuō)明家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)中西部家庭的邊際影響更大，并且對(duì)于中西部家庭來(lái)說(shuō)，少兒撫養(yǎng)比的影響大于老年撫養(yǎng)比。第（2）采用工具變量的方法進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了第（1）列的結(jié)論，第（3）、（4）列交叉項(xiàng)的邊際效應(yīng)并不顯著，說(shuō)明家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比配置的影響在區(qū)域間并不存在顯著差異。

表5　人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)區(qū)域間影響差異

綜合來(lái)看，家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)在農(nóng)村和中西部地區(qū)，對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與的負(fù)向影響要高于城市和東部地區(qū)，對(duì)農(nóng)村地區(qū)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比的負(fù)向作用也更大，并且少兒撫養(yǎng)比的影響大于老年撫養(yǎng)比。

六、結(jié)論和政策建議

本文運(yùn)用中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）2011年數(shù)據(jù)，研究了家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭金融市場(chǎng)參與及資產(chǎn)配置選擇的影響。研究發(fā)現(xiàn)，人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)增加，會(huì)降低家庭金融市場(chǎng)參與。一方面，家庭持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和股票的概率會(huì)降低；另一方面，家庭會(huì)降低風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和股票資產(chǎn)的持有比重。同時(shí)，少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比雖然對(duì)上述行為都有負(fù)向作用，但是少兒撫養(yǎng)比的影響比老年撫養(yǎng)比更大。分城鄉(xiāng)來(lái)看，家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的增加，對(duì)農(nóng)村地區(qū)家庭參與金融市場(chǎng)的負(fù)向影響要高于城市地區(qū)，對(duì)家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置的減少程度也要大于城市地區(qū)。分區(qū)域來(lái)看，人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)中西部地區(qū)家庭參與金融市場(chǎng)的影響要大于東部地區(qū)。

研究還發(fā)現(xiàn)，家庭資產(chǎn)、收入、教育水平對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)有顯著的正向影響，而從事個(gè)體工商業(yè)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、擁有自有住房對(duì)市場(chǎng)參與則有顯著的負(fù)向影響。家庭參與金融市場(chǎng)的概率隨著年齡的增加呈非線性關(guān)系，且風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占金融資產(chǎn)占比也有相同變化。

本文研究結(jié)果表明，隨著二胎政策的全面開(kāi)放、人口老齡化問(wèn)題的加劇，家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)會(huì)有比較顯著的增加，則家庭將更少地參與到金融市場(chǎng)，減少風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資，這不利于家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。因此，政府應(yīng)該充分發(fā)揮其社會(huì)職能，完善社會(huì)福利制度和養(yǎng)老體系，幫助減輕家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)，金融管理部門也許要采取措施提高家庭參與意愿，促進(jìn)我國(guó)金融的發(fā)展。同時(shí)，在制定政策時(shí)需要特別重視改善農(nóng)村和中西部地區(qū)的社會(huì)保障體系。另一方面，政府應(yīng)該進(jìn)一步向民眾普及金融知識(shí)，從而推動(dòng)中國(guó)家庭的股市參與和風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資；適當(dāng)開(kāi)展針對(duì)金融市場(chǎng)投資的培訓(xùn)以幫助居民積累投資經(jīng)驗(yàn)，這不僅有利于提高家庭福利，也有助于減輕家庭人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)家庭參與金融市場(chǎng)深度的負(fù)向作用，推動(dòng)我國(guó)金融市場(chǎng)健康發(fā)展。

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