陳 剛

（西南政法大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，重慶 401120）

一、引 言

居民家庭擁有的金融產(chǎn)品和享有的金融服務(wù)，是一國金融產(chǎn)業(yè)最重要的組成部分。據(jù)調(diào)查，2011年中國居民家庭戶均凈資產(chǎn)為247萬元，全部居民家庭擁有的凈總資產(chǎn)已高達69.1萬億美元，比2010年美國居民家庭的凈總資產(chǎn)（57.1萬億美元）還要高出21%，更是同年中國GDP總量的9.44倍。因此，厘清中國不同類型居民家庭的資產(chǎn)配置行為，不僅對政策當(dāng)局的宏觀金融政策的制訂和修正，而且對微觀金融企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新和經(jīng)營策略調(diào)整，都有重要參考價值。

同時，中國是一個實行人口生育管制的國家。在過去的30多年里，為了控制過高的人口增速，中國實行了激進的“一對夫妻只生一個孩子”的獨生子女政策。雖然中國在2015年已取消了獨生子女政策，代之以全面實行的二孩政策，但中國在獨生子女政策實施期間所出生的規(guī)模龐大的“獨生子女一代”，現(xiàn)在已經(jīng)逐漸成年并成為社會各領(lǐng)域中的中堅力量。據(jù)國際知名投行巴黎百富勒的預(yù)測，中國在20世紀70年代末到80年代初出生的獨生子女總?cè)藬?shù)超過了9 000萬，1982-1998年出生的獨生子女總?cè)藬?shù)已接近3.2億。①數(shù)據(jù)來源：http://finance.people.com.cn/GB/1045/3964145.html。那么，成年之后的獨生子女將會如何配置其金融資產(chǎn)？獨生子女與非獨生子女的資產(chǎn)配置選擇是否存在顯著的差異？上述問題便構(gòu)成了厘清中國居民家庭資產(chǎn)配置行為的重要內(nèi)容。

按照社會互動（social interactions）和資源稀釋（resource dilution）理論，由于缺少兄弟姐妹的社會互動和資源稀釋，獨生子女可能在風(fēng)險態(tài)度和信任等個性特征方面與非獨生子女存在顯著差異，而風(fēng)險態(tài)度和信任等個性特征對個體的資產(chǎn)配置行為有著重要的影響。首先，社會互動理論指出，與兄弟姐妹間的社會互動為青少年提供了社會化的發(fā)展環(huán)境，有益于青少年的社交技能和心理發(fā)展（Dunn，1988）。這意味著，缺少與兄弟姐妹的社會互動，可能使得獨生子女比非獨生子女更加不信任他人。其次，資源稀釋理論認為，兄弟姐妹間的資源稀釋效應(yīng)也會影響?yīng)毶优膫€性特征（Blake，1981），但存在正向和負向兩個方面的影響：一方面，獨生子女因為沒有兄弟姐妹來稀釋家庭資源（包括家庭財富、父母的關(guān)愛等），其要求會更容易得到父母的滿足，這可能使得獨生子女比非獨生子女更有安全感、更自信，以及有更好的智力能力；但另一方面，恰恰因為沒有兄弟姐妹來稀釋家庭資源并分散父母的投資風(fēng)險，獨生子女也可能受到父母甚至是祖父母的過度關(guān)愛（溺愛），并承擔(dān)了父母過高的期望和成功壓力，進而對其個性特征的發(fā)展造成不利影響，使得其更加厭惡風(fēng)險。諸多經(jīng)驗證據(jù)積極回應(yīng)了以上理論預(yù)期。Brown和Grable（2014）使用2010年美國青年調(diào)查數(shù)據(jù)證實，孩子出生次序顯著影響了孩子的風(fēng)險態(tài)度，第一胎出生的孩子更厭惡風(fēng)險；獨生子女的風(fēng)險態(tài)度與第一胎出生的孩子相似，即獨生子女比非獨生子女更厭惡風(fēng)險。Cameron等（2013）使用421位1975-1983年出生的中國居民為樣本，并以居民的出生年份作為獨生子女的工具變量，發(fā)現(xiàn)獨生子女比非獨生子女更不信任他人和更厭惡風(fēng)險。

如果獨生子女的確比非獨生子女更厭惡風(fēng)險和更不信任他人，那么我們便能在理論上預(yù)期，獨生子女可能比非獨生子女更加規(guī)避風(fēng)險資產(chǎn)市場。首先，在經(jīng)典資產(chǎn)組合理論中，更偏好風(fēng)險的投資者參與風(fēng)險資產(chǎn)市場的概率和風(fēng)險資產(chǎn)的持有量都會更高。使用意大利和荷蘭微觀家庭數(shù)據(jù)的研究證實，更高的風(fēng)險偏好的確顯著提高了居民家庭投資股票等風(fēng)險資產(chǎn)的概率和投資額（Guiso等，2004，2008）。其次，投資者對他人的信任程度也會影響其風(fēng)險資產(chǎn)市場的參與情況。因為金融合同實際上是一項交易契約，即投資者以一定數(shù)額的當(dāng)前資金作為投入，以換取未來獲得更多收入的承諾交易，所以金融合同是典型的信用密集型契約，金融合同的實現(xiàn)不僅取決于法律制度能否有效地保障契約各方的合法權(quán)益，而且依賴于契約各方對彼此的信任程度。更重要的是，投資者在投資風(fēng)險資產(chǎn)時所面臨的不確定性，要遠遠高于投資非風(fēng)險資產(chǎn)時的不確定性，因此，信任對投資者參與風(fēng)險資產(chǎn)市場的影響更為重要。Guiso等（2004）使用意大利的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，在有著高信任水平的地區(qū)，當(dāng)?shù)鼐用竦慕鹑谫Y產(chǎn)配置于現(xiàn)金的比例會較低，而配置于股票等風(fēng)險資產(chǎn)的比例會更高。使用荷蘭居民家庭調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)，Guiso等（2008）發(fā)現(xiàn)信任水平更低的投資者投資股票等風(fēng)險資產(chǎn)的概率顯著更低，并且，即便其投資了股票，持有股票的市值也顯著更少。

鑒于此，本文使用2010年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS2010）和2011年中國家庭金融調(diào)查（CHFS2011）數(shù)據(jù)，實證評估了獨生子女的資產(chǎn)配置行為，并在以下兩個方面對現(xiàn)有文獻做出了貢獻。首先，本文可能是首篇評估獨生子女資產(chǎn)配置的文獻，豐富了有關(guān)中國家庭資產(chǎn)配置的研究?，F(xiàn)有研究中國居民家庭資產(chǎn)配置的文獻，重點討論了戶主的人口學(xué)特征（如戶主的年齡、受教育程度、健康狀況等）、戶主的個性特征（如風(fēng)險偏好、信任等）和家庭的社會學(xué)特征（如社會互動和擁有的社會網(wǎng)絡(luò)等）對家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)市場和風(fēng)險資產(chǎn)持有量的影響（王聰和田存志，2012）。但是，目前還沒有文獻評估獨生子女的資產(chǎn)配置行為。正如前文所述，中國在獨生子女政策實施期間出生的規(guī)模龐大的獨生子女一代已經(jīng)陸續(xù)成年，這代獨生子女的資產(chǎn)配置對中國家庭的資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)有著重要的影響，而理清獨生子女的資產(chǎn)配置行為毫無疑問是理解中國家庭資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)的重要內(nèi)容。

其次，本文評估成年之后的獨生子女與非獨生子女的資產(chǎn)配置差異，極大地補充并完善了研究中國獨生子女政策的社會經(jīng)濟影響的文獻。獨生子女政策作為一項激進的生育控制政策，自實施以來便備受學(xué)術(shù)界和政策部門的關(guān)注?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，獨生子女政策使得中國的人口生育率和增長率得到了有效控制，進而提高了人均儲蓄和新生人口的質(zhì)量，在短期內(nèi)促進了人均經(jīng)濟增長（Rosenzweig和Zhang，2009）。但隨著時間的推移，獨生子女政策對中國經(jīng)濟的負面影響也逐漸顯現(xiàn)并日趨嚴峻。首先，獨生子女政策造成了勞動力規(guī)模的減少和人口的老齡化問題（Peng，2011），進而在推高工資、降低儲蓄率、加重養(yǎng)老負擔(dān)等多個方面對中國經(jīng)濟增長造成壓力。其次，獨生子女政策還加劇了中國男女性別比例的失衡（Li等，2011），男女性別比失衡則進一步增加了男性在婚戀市場上的競爭，這不僅導(dǎo)致犯罪率的急劇上升（Edlund等，2013），而且顯著推高了房價的上漲（Wei等，2012）。此外，也有文獻討論了獨生子女在青少年時期的性格特征等社會化特征（風(fēng)笑天，2000），以及獨生子女在成年之后的風(fēng)險偏好、信任、競爭精神等個性特征是否與非獨生子女存在顯著差異（Cameron等，2013）。但迄今為止，尚未有文獻對獨生子女成年之后的行為（包括資產(chǎn)配置行為）進行研究，而這些問題恰恰可能是獨生子女政策在今后很長一段時期內(nèi)影響中國經(jīng)濟的關(guān)鍵所在。因為隨著獨生子女一代逐漸成年并進入勞動力市場，他們已經(jīng)在社會各個領(lǐng)域中成為了中堅力量。

二、數(shù)據(jù)和方法

（一）數(shù)據(jù)

本文使用了2010年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS2010）和2011年中國家庭金融調(diào)查（CHFS2011）兩套全國范圍內(nèi)的大規(guī)模微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，以評估獨生子女的資產(chǎn)配置行為。其中，CFPS2010涵蓋了中國大陸25個省份14 960個家庭戶，CHFS2011涵蓋了25個省份的8 438個家庭戶。鑒于本文關(guān)注的是家庭金融資產(chǎn)的配置，因此，我們只從以上兩套數(shù)據(jù)中提取了城市家庭中家庭身份為戶主且年齡介于18-65周歲間的受訪者。因為在中國這樣一個以家庭為基本社會單元且崇尚權(quán)威的社會中，戶主對家庭金融資產(chǎn)配置的影響遠遠比其他家庭成員更有決定性。本文把估計獨生子女資產(chǎn)配置的基準(zhǔn)方程設(shè)定為如下形式：

其中，下標(biāo)j表示家庭（個體）j，Π是方程中協(xié)變量的回歸系數(shù)矩陣，μ是隨機擾動項。回歸方程的右邊是反映家庭配置風(fēng)險資產(chǎn)情況的變量，本文選擇了以下三個變量衡量家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)市場的情況：一是，家庭是否持有股票的虛擬變量；二是，家庭持有股票市值的對數(shù)；①為了增加樣本量，對于那些沒有股票賬戶的家庭，這個變量的賦值為0。三是，家庭持有股票市值占家庭總資產(chǎn)的比例。本文之所以以股市參與情況代理風(fēng)險資產(chǎn)市場的參與情況，主要原因在于股票是中國居民家庭持有的最主要風(fēng)險資產(chǎn)。雖然受訪樣本中也有部分家庭持有債券、基金等風(fēng)險資產(chǎn)，但中國居民家庭持有這些風(fēng)險資產(chǎn)的數(shù)量和規(guī)模都非常有限。按照以上界定，CFPS2010調(diào)查樣本中有9.7%的樣本家庭持有股票，居民家庭持有股票市值為2.25萬元左右，取對數(shù)后的均值為13.816，股票市值占家庭資產(chǎn)總額的比重為3.9%。CHFS2011調(diào)查樣本中有14.3%的樣本家庭持有股票，家庭持有股票市值大概是2.99萬元，取對數(shù)后的均值為1.095，股票市值占家庭總資產(chǎn)的比重為9.3%。CFPS2010和CHFS2011調(diào)查樣本中家庭的股市參與情況存在較為明顯的差異，CFPS2010調(diào)查樣本中家庭的股票持有率和持有股票市值占家庭總資產(chǎn)的比例都低于CHFS2011調(diào)查樣本，以上差距可能主要是因為兩套調(diào)查數(shù)據(jù)的抽樣方法是不同的，以及當(dāng)前相關(guān)研究對家庭資產(chǎn)的分類和界定也有所差異。

本文研究的是獨生子女的資產(chǎn)配置行為，因此本文的核心解釋變量是反映戶主的獨生子女身份的虛擬變量。CFPS2010和CHFS2011中都包括對受訪居民的兄弟姐妹數(shù)的調(diào)查，沒有兄弟姐妹的受訪居民自然被認定為獨生子女。CFPS2010調(diào)查樣本中居民的獨生子女率是8.4%，CHFS2011調(diào)查樣本中居民的獨生子女率為9.8%。但如果只考慮1980年及之后出生的受訪居民，CFPS2010調(diào)查樣本中居民的獨生子女率高達31.28%，CHFS2011調(diào)查樣本中居民的獨生子女率也高達29.84%。

為了盡可能地避免回歸方程的遺漏變量偏誤，我們還在方程中控制了其他可能影響家庭資產(chǎn)配置行為的戶主個人特征和家庭特征變量。其中，戶主個人特征變量包括戶主是否為男性、是否為漢族、是否為城鎮(zhèn)戶籍與是否為中共黨員，以及戶主的年齡及年齡平方、受教育程度、婚姻狀況和是否有金融業(yè)的從業(yè)經(jīng)驗等變量；家庭特征變量包括家庭是否擁有自有房產(chǎn)、家庭總收入、家庭資產(chǎn)等變量。①其中，年齡是居民在受訪時的周歲年齡；受教育程度賦值為1-8的整數(shù)，分別對應(yīng)“沒上過學(xué)”“小學(xué)”“初中”“高中”“大?！薄按髮W(xué)本科”“碩士研究生”和“博士研究生”等由低到高的教育層次；婚姻狀況包括有配偶和離異兩個虛擬變量；CHFS2011調(diào)查中沒有家庭總收入的調(diào)查項目，我們則以家庭總支出來近似替代，且其同CFPS2010調(diào)查中的家庭總收入一樣，都以對數(shù)形式進入回歸方程；家庭資產(chǎn)是以扣除股票后的家庭資產(chǎn)衡量的，回歸時也取其自然對數(shù)。

接下來，我們比較了各變量均值在獨生子女與非獨生子女群體間的差異。②限于篇幅，本文沒有以數(shù)據(jù)表的形式給出各變量均值在獨生子女與非獨生子女群體間的差異，若有需要可向作者索取。結(jié)果顯示，在CFPS2010和CHFS2011調(diào)查中，戶主是獨生子女的家庭比戶主是非獨生子女的家庭具有更高的持有股票比例和持有股票的市值，但T檢驗并未拒絕兩者之差為0的原假設(shè)；同時，戶主是獨生子女的家庭與戶主是非獨生子女的家庭持有的股票市值占家庭總資產(chǎn)的比例也不存在顯著差異。但是，簡單的均值差異T檢驗尚不足以得出獨生子女與非獨生子女的資產(chǎn)配置沒有顯著差異的結(jié)論，因為獨生子女與非獨生子女在其他個體和家庭特征上的差異可能會造成他們的資產(chǎn)配置結(jié)果趨同。

的確，我們對其他變量的均值比較檢驗顯示，樣本中的獨生子女與非獨生子女在年齡、教育、戶籍、婚姻狀況、就業(yè)行業(yè)、家庭住房和收入等方面都存在非常顯著的差異。其中，獨生子女的年齡顯著地小于非獨生子女的年齡，非獨生子女的年齡在CFPS2010調(diào)查中要比獨生子女的年齡年長5周歲左右，而在CHFS2011中年長近8周歲，這主要是因為獨生子女政策實施之后出生的個體為獨生子女的概率，要比政策實施之前的個體為獨生子女的概率更高，進而拉低了獨生子女的平均年齡。

獨生子女比非獨生子女有更高的受教育水平，這與我們的理論預(yù)期一致。這是因為獨生子女沒有兄弟姐妹與其競爭和分散家庭資源，使得獨生子女一般會比非獨生子女享有更多的投資于教育的家庭資源，進而有更高的受教育水平。獨生子女中擁有城鎮(zhèn)戶籍的比例要遠高于非獨生子女，因為中國的獨生子女政策事實上并非完全的“一刀切”政策，其在城市得到了更為嚴格地執(zhí)行。但在農(nóng)村，大多數(shù)省份都規(guī)定，第一孩是女孩的夫妻可以再生一個；云南、青海、寧夏、新疆和海南等省份則規(guī)定農(nóng)村居民可以生育兩個小孩；西藏的農(nóng)牧民則沒有生育數(shù)量的限制（陳剛和衛(wèi)艷青，2017）。

獨生子女與非獨生子女在婚姻狀況和擁有住房等方面也有顯著的差異，獨生子女中有配偶的比例和住房的比例都比非獨生子女更低，主要原因可能是獨生子女的平均年齡比非獨生子女更低，使得獨生子女結(jié)婚并為此購買了住房的人數(shù)比例要低于非獨生子女中的相應(yīng)人數(shù)比例。另外，戶主是獨生子女的家庭，家庭收入顯著高于戶主是非獨生子女的家庭，并且獨生子女在金融行業(yè)就業(yè)的人數(shù)比例，也要高于非獨生子女在金融行業(yè)中的就業(yè)比例。上述差異可以由獨生子女比非獨生子女有更高的受教育水平來解釋，因為有更高受教育水平的獨生子女可能更容易進入金融業(yè)等高收入行業(yè)，并獲得了更高的收入回報。CHFS2011調(diào)查中，獨生子女家庭的資產(chǎn)顯著高于非獨生子女家庭的資產(chǎn)，主要原因可能是獨生子女比非獨生子女接受了更多的來自父輩的資產(chǎn)饋贈等經(jīng)濟支持。

（二）方法

在回歸方程（1）中，雖然我們已經(jīng)盡可能地控制了其他可能影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)市場參與的戶主個體特征和家庭特征變量，但依然可能遺漏了某些同時影響家庭風(fēng)險資產(chǎn)市場參與和戶主獨生子女身份的變量。例如，由于數(shù)據(jù)的限制，我們并未在回歸方程（1）中納入戶主父母的政治身份信息，但父母的政治身份不僅可能影響戶主是獨生子女的概率，而且可能影響戶主家庭的投資決策和資產(chǎn)配置?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，父母的政治身份對子女的職業(yè)選擇和收入都有顯著的影響（楊瑞龍等，2010），進而可能影響子女家庭的風(fēng)險資產(chǎn)市場的參與情況。同時，中國的計劃生育政策在體制內(nèi)部門的執(zhí)行比在體制外部門的執(zhí)行更為嚴格，按照中國《人口與計劃生育法》的規(guī)定：“違反計劃生育政策，將會被征收社會撫養(yǎng)費，是國家工作人員的，還要給予行政處分，其他人員還要給予紀律處分?！币虼耍瑩碛姓紊矸莸母改溉绻`反了獨生子女政策，其遭受的懲罰遠比不擁有政治身份的父母更為嚴厲，以致其生育二孩的成本更高，其子女為獨生子女的概率也相應(yīng)更高。

如果我們的上述擔(dān)憂的確存在，那么回歸方程（1）中的獨生子女變量與隨機擾動項就是相關(guān)的，使用普通最小二乘法（OLS）估計方程并不能得到獨生子女變量回歸系數(shù)α1的無偏和一致估計量。此時，如果要得到獨生子女變量回歸系數(shù)α1的一致估計量，則需要為個體的獨生子女身份尋找有效的工具變量，并使用工具變量方法估計方程。

在本文中，我們從中國全面實行獨生子女政策的時間和獨生子女政策實施強度在地理空間上的變化等方面，選擇了3個反映中國獨生子女政策實施情況的變量，并以此構(gòu)造個體獨生子女身份的工具變量。具體而言，我們選擇了超生罰款額（fines）、生育名額（birth quota）和獨生子女政策之后出生等3個反映中國獨生子女政策實施情況的變量。其中，超生罰款額和生育名額是以中國各省份為觀測單元，它們都是由Ebenstem（2011）構(gòu)造的，并常被現(xiàn)有文獻用以衡量獨生子女政策在中國各省份的執(zhí)行力度（如Wei等，2012）。不難理解，在有著更高超生罰款額和更低生育名額的地區(qū)，獨生子女政策的執(zhí)行力度往往更強，進而將會提高當(dāng)?shù)氐莫毶优?。而獨生子女政策之后出生則是一個以微觀個體為觀測單元的虛擬變量，如果個體是在獨生子女政策實施之后出生的（1979年之后出生），則該變量賦值為1；反之，則該變量賦值為0。顯然，在獨生子女政策實施之后出生的個體為獨生子女的概率，要高于獨生子女政策實施之前出生的個體。Cameron等（2013）在評估獨生子女與非獨生子女個性特征差異的研究中，便使用了這個變量作為個體獨生子女身份的工具變量。接下來，我們通過估計如下方程得到個體獨生子女身份的工具變量：

其中，下標(biāo)i和j分別表示第i個省份的個體j，ε是隨機擾動項。使用Probit模型方法估計回歸方程（2），我們可以得到第i個省份中的個體j為獨生子女的概率的預(yù)測值，并以此作為個體獨生子女身份的工具變量。顯而易見，超生罰款額、生育名額和政策后出生這3個反映獨生子女政策實施情況的變量對個體的獨生子女身份有著顯著的影響，因此，通過回歸方程（2）得到的工具變量也將顯著影響個體的獨生子女身份。同時，獨生子女政策對當(dāng)前居民家庭的資產(chǎn)配置并不具有直接的影響，它只可能通過影響戶主的獨生子女身份，進而間接地影響當(dāng)前居民家庭的資產(chǎn)配置。更為重要的是，獨生子女政策與回歸方程（1）中可能遺漏掉的影響家庭資產(chǎn)配置的微觀個體和家庭層面的因素?zé)o關(guān)，因此，通過回歸方程（2）得到的工具變量對于回歸方程（1）而言具有很強的外生性。

三、獨生子女的資產(chǎn)配置：實證分析

（一）基準(zhǔn)回歸

表1報告了Probit和OLS回歸的結(jié)果。在以CFPS2010調(diào)查為樣本的回歸結(jié)果中（列（1）-列（3）），獨生子女變量的邊際效應(yīng)和回歸系數(shù)都顯著為負，這意味著戶主是獨生子女的家庭投資股票的概率和股票投資額都比戶主是非獨生子女的家庭更低。具體而言，戶主是獨生子女的家庭比戶主是非獨生子女的家庭投資股票的概率要低1.7%左右，投資股票的市值要少31.8個百分點左右，投資股票市值占家庭總資產(chǎn)的比例要低1.1個百分點左右。列（4）-列（6）是CHFS2011調(diào)查樣本的回歸結(jié)果，雖然獨生子女變量的顯著性水平較之前3列降低了，但系數(shù)符號仍然為負，這同樣意味著戶主是獨生子女的家庭投資股票的概率和股票投資額都比戶主是非獨生子女的家庭更低。其中，戶主是獨生子女的家庭比戶主是非獨生子女的家庭投資股票的概率要低1.5%左右，投資股票的市值要低11.8個百分點左右，投資股票市值占家庭總資產(chǎn)的比例要低2.6個百分點左右。以上結(jié)果支持了我們的理論預(yù)期，即獨生子女在資產(chǎn)配置活動中比非獨生子女更加規(guī)避風(fēng)險資產(chǎn)。對此可能的解釋是，由于缺少兄弟姐妹的社會互動和資源稀釋，獨生子女可能比非獨生子女更加厭惡風(fēng)險和更不信任他人，而風(fēng)險態(tài)度和信任則都顯著地影響了投資者的風(fēng)險資產(chǎn)市場參與情況。

表1 獨生子女的資產(chǎn)配置：基準(zhǔn)回歸

續(xù)表1 獨生子女的資產(chǎn)配置：基準(zhǔn)回歸

其他變量的估計結(jié)果顯示，戶主的年齡顯著影響了家庭的風(fēng)險資產(chǎn)市場參與情況，隨著年齡的增長，家庭投資股票的概率和投資股票的市值也相應(yīng)地增加。對此可能的解釋是，家庭的財富是隨著戶主年齡的增長而不斷積累的，這意味著家庭的風(fēng)險承擔(dān)能力和負擔(dān)風(fēng)險資產(chǎn)市場進入成本的能力都將會隨著戶主年齡的增長而增加，進而提高了家庭投資股票等風(fēng)險資產(chǎn)的概率和投資額。對于有城鎮(zhèn)戶籍的戶主，其家庭投資股票的概率和投資額都顯著更高，可能的原因是城鎮(zhèn)居民比非城鎮(zhèn)居民有更多的收入和財富，進而有更強的能力以負擔(dān)進入風(fēng)險資產(chǎn)市場的參與成本，以及有更高的風(fēng)險承擔(dān)能力。另外，城鎮(zhèn)居民比非城鎮(zhèn)居民更容易獲取股票等風(fēng)險資產(chǎn)市場的參與信息可能也是重要原因。

在CHFS2011調(diào)查中，戶主的婚姻狀況（有配偶和離異）對家庭的風(fēng)險資產(chǎn)市場參與有顯著的影響，原因可能是與他人的聯(lián)姻有助于放松家庭的融資約束，并且擴展了家庭的社會網(wǎng)絡(luò)和信息獲取渠道。戶主的受教育程度顯著地提高了家庭投資股票的概率和投資額，因為接受更多的教育提高了個體的認知能力，及其收集和分析風(fēng)險資產(chǎn)投資信息的能力（Grinblatt等，2011）。當(dāng)然，教育也可能通過提高家庭的收入，進而促進家庭風(fēng)險資產(chǎn)市場的參與。但是，由于我們在方程中已經(jīng)控制了家庭收入變量，因此此處教育對家庭風(fēng)險資產(chǎn)市場參與的促進效應(yīng)，就可能主要是由教育提高了個體的認知能力帶來的。戶主是金融業(yè)從業(yè)人員的家庭具有更高的投資股票的概率和投資額，因為金融業(yè)從業(yè)人員具備更多的金融理財知識，而金融知識有助于投資者更好地收集和分析風(fēng)險資產(chǎn)的投資信息，進而促進家庭的風(fēng)險資產(chǎn)市場參與（Van Rooij等，2011）。

自有住房對家庭投資股票的概率和股票投資額的影響，在CFPS2010調(diào)查中不顯著，在CHFS2011調(diào)查中則有顯著為正的影響。雖然有理論指出，房產(chǎn)等非流動性資產(chǎn)對家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)市場具有“擠出效應(yīng)”，即房產(chǎn)投資降低了家庭參與風(fēng)險資產(chǎn)投資的概率和投資額（Cocco等，2005）。但是，擁有房產(chǎn)也意味著家庭承擔(dān)和抵御投資風(fēng)險的能力更強，因此擁有自有住房的家庭投資風(fēng)險資產(chǎn)的概率和投資額都更高，這在邏輯上也是可以接受的解釋。王聰和田存志（2012）使用2007年北京奧爾多投資研究中心的城市家庭資產(chǎn)組合調(diào)查數(shù)據(jù)研究后也發(fā)現(xiàn)，房產(chǎn)持有比例對家庭的股市參與具有顯著的正向影響。收入顯著提高了家庭投資股票的概率和投資額，主要原因是，參與股市等風(fēng)險資產(chǎn)市場需要耗費一定的固定成本，因而收入增長顯著促進了家庭的風(fēng)險資產(chǎn)市場參與。

（二）工具變量方法估計

正如前文所指出的，獨生子女變量很可能是回歸方程（1）中的內(nèi)生變量。如果事實的確如此，那么表1中的回歸結(jié)果就是有偏且非一致的。因此，我們將按照之前設(shè)計的識別策略，使用工具變量方法估計獨生子女的資產(chǎn)配置。我們先使用Probit模型方法估計回歸方程（2），進而預(yù)測得到個體獨生子女身份的工具變量。方程估計結(jié)果顯示，①限于篇幅，本文沒有匯報回歸方程（2）的估計結(jié)果，若有需要可向作者索取。超生罰款額、生育名額和政策后出生等3個反映獨生子女政策的變量都顯著影響了個體的獨生子女身份，其中，超生罰款額顯著提高了個體是獨生子女的概率，生育名額顯著降低了個體是獨生子女的概率，獨生子女政策實施之后出生個體為獨生子女的概率也顯著更高。同時，對于在獨生子女政策實施前后兩個時期出生的個體而言，超生罰款額和生育名額對他們的獨生子女身份的影響在CHFS2011調(diào)查中存在顯著的差異。

在得到獨生子女的工具變量之后，我們使用工具變量方法估計了回歸方程（1）（結(jié)果見表2）。②在工具變量方法的第一階段回歸中，工具變量提高了個體是獨生子女的概率，且都通過了1%的顯著性檢驗，說明工具變量并不是個體獨生子女身份的弱工具變量。限于篇幅，本文沒有匯報第一階段的回歸結(jié)果。另外，Lewbel等（2012）指出，當(dāng)Probit回歸方程中的內(nèi)生解釋變量為虛擬變量時，使用工具變量方法估計Probit模型無法得到回歸系數(shù)的一致且有效的估計量，一個替代的選擇是使用工具變量線性概率模型方法估計方程。因此，本文遵照Lewbel等（2012）的建議，使用工具變量線性概率模型方法估計了戶主的獨生子女身份對其家庭投資股票概率的影響。結(jié)果顯示，獨生子女變量的回歸系數(shù)在CFPS2010調(diào)查中（列（1）-列（3））都是負的，雖然顯著性水平較之表1下降了，但在列（2）和列（3）中依然通過了10%的顯著性檢驗，說明戶主是獨生子女的家庭持有股票的市值及其占家庭資產(chǎn)的比例都顯著低于戶主是非獨生子女的家庭。同時，獨生子女變量的回歸系數(shù)在CHFS2011調(diào)查中（列（4）-列（6））也如預(yù)期一樣為負，且至少能通過5%的顯著性檢驗，說明戶主是獨生子女的家庭不僅投資股票的概率顯著低于戶主是非獨生子女的家庭，而且其投資股票的市值也顯著低于戶主是非獨生子女的家庭?？偠灾?，工具變量方法估計也印證我們的理論預(yù)期，即在家庭資產(chǎn)的配置過程中，獨生子女可能的確比非獨生子女更加規(guī)避風(fēng)險資產(chǎn)。

表2 獨生子女的資產(chǎn)配置：工具變量方法估計

四、模型擴展：信任、風(fēng)險態(tài)度與資產(chǎn)配置

按照前文中提出的理論預(yù)期，由于缺少兄弟姐妹的社會互動和資源稀釋，獨生子女可能比非獨生子女更加厭惡風(fēng)險和更不信任他人，進而使得獨生子女比非獨生子女更加規(guī)避風(fēng)險資產(chǎn)市場。之前的回歸說明，戶主是獨生子女的家庭投資股票的概率和投資股票的市值，的確都顯著地低于戶主是非獨生子女的家庭。但是，這背后的理論機制尚未得到檢驗，即風(fēng)險態(tài)度和信任是否影響了家庭的資產(chǎn)配置，以及獨生子女是否真的比非獨生子女更加厭惡風(fēng)險和更不信任他人。因此，接下來我們將評估戶主的信任和風(fēng)險態(tài)度對家庭風(fēng)險資產(chǎn)市場參與的影響，并檢驗獨生子女與非獨生子女在信任和風(fēng)險態(tài)度等個性特征方面是否存在顯著的差異。

（一）信任和風(fēng)險態(tài)度對資產(chǎn)配置的影響

雖然CFPS2010調(diào)查并未包含信任問題的調(diào)查，但在2012年對第一輪調(diào)查樣本家庭進行了追訪，成功追訪到了第一輪調(diào)查中的8 086戶家庭，追訪問卷包含了反映受訪者信任水平的問題。因此，我們以CFPS2010調(diào)查為基礎(chǔ)，將2012年追訪調(diào)查中關(guān)于信任調(diào)查的問題與其匹配，并從追訪調(diào)查中提取了2個刻畫受訪者信任水平的變量，即一般信任和陌生信任。①一般信任來自受訪者對“一般來說，您認為大多數(shù)人是可以信任的，還是和人相處要越小心越好”這個問題的回答。若受訪者選擇“大多數(shù)人是可以信任的”，一般信任則賦值為1；反之，若選擇“要越小心越好”，一般信任則賦值為0。陌生信任來自受訪者對“您對陌生人的信任程度如何”這個問題的回答，賦值是0-10的整數(shù)，其中，0表示非常不信任，10表示非常信任。同時，CHFS2011調(diào)查包含了反映受訪者風(fēng)險態(tài)度的相關(guān)問題，我們從中提取了3個變量衡量受訪者的風(fēng)險態(tài)度，即金融風(fēng)險、系安全帶和闖紅燈，更高的賦值對應(yīng)著更高的風(fēng)險偏好。①金融風(fēng)險來自受訪者對“如果您有一筆資產(chǎn)，您愿意選擇哪種投資項目”這個問題的回答，賦值是1-5的整數(shù)，分別對應(yīng)“不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險”“略低風(fēng)險、略低回報”“平均風(fēng)險、平均回報”“略高風(fēng)險、略高回報”和“高風(fēng)險、高回報”等風(fēng)險由低到高的投資項目；系安全帶來自受訪者對“平時坐車或開車時，您是否會經(jīng)常注意系好安全帶”這個問題的回答，賦值是1-3的整數(shù)，分別對應(yīng)“是”“看情況”和“否”等答案；闖紅燈來自受訪者對“您在過馬路時，是否嚴格遵守紅綠燈交通規(guī)則”這個問題的回答，賦值是1-4的整數(shù)，分別對應(yīng)“總是遵守”“偶爾不遵守”“看情況”和“偶爾能遵守”等答案。

在整理并得到衡量戶主信任水平和風(fēng)險態(tài)度的變量之后，我們將戶主的信任和風(fēng)險態(tài)度納入回歸方程（1）。表3中的列（1）-列（3）報告了在方程中納入信任之后的回歸結(jié)果，其中，戶主的一般信任和陌生信任都顯著提高了家庭持有股票的概率和持有股票的市值。具體而言，與選擇了和人相處“要越小心越好”的戶主相比，選擇“大多數(shù)人是可以信任的”的戶主，其家庭投資股票的概率要高1.5%左右，持有股票的市值要高18.2%左右，持有股票市值占家庭總資產(chǎn)的比重要高0.9%左右；同時，戶主對陌生人的信任程度每增加一個標(biāo)準(zhǔn)差（2.104），家庭投資股票的概率將提高0.4%左右，持有股票的市值將增長6.5%左右。而且，在納入戶主的信任水平之后，獨生子女變量的回歸系數(shù)均變得不再顯著了，這意味著信任水平的差異可能是造成獨生子女與非獨生子女的資產(chǎn)配置有顯著差異的重要原因。

表3 信任和風(fēng)險態(tài)度對資產(chǎn)配置的影響

列（4）-列（6）報告了在方程中納入風(fēng)險態(tài)度之后的回歸結(jié)果，其中，戶主的金融風(fēng)險偏好顯著促進了家庭風(fēng)險資產(chǎn)市場的參與，以系安全帶和闖紅燈等行為衡量的風(fēng)險偏好對家庭風(fēng)險資產(chǎn)市場參與的影響并不顯著。若戶主的金融風(fēng)險偏好上升一個標(biāo)準(zhǔn)差（1.245），其家庭投資股票的概率將會提高3.36%左右，持有股票的市值將會增加38.71%左右，持有股票市值占家庭總資產(chǎn)的比重也會提高2.99%左右。同時，在方程中納入戶主的風(fēng)險態(tài)度之后，獨生子女的回歸系數(shù)仍然在1%的顯著性水平上為負，且系數(shù)絕對值較之表1中的列（4）-列（6）并未發(fā)生明顯的變化，這意味著風(fēng)險態(tài)度并不能解釋獨生子女與非獨生子女的資產(chǎn)配置差異。

（二）獨生子女的信任和風(fēng)險態(tài)度

接下來，本文使用工具變量方法進一步估計獨生子女的信任和風(fēng)險態(tài)度（見表4）。在信任方程的回歸中（列（1）與列（2）），獨生子女變量的邊際效應(yīng)和回歸系數(shù)符號都為負，并在列（2）中通過了10%的顯著性檢驗，說明獨生子女比非獨生子女更不信任他人，特別是獨生子女對陌生人的信任程度要顯著地低于非獨生子女。上述結(jié)果符合社會互動理論對此的預(yù)期（Dunn，1988），即非獨生子女在與兄弟姐妹的社會互動中可以習(xí)得各項社交技能，包括形成更信任他人的個性，但獨生子女在成長過程中卻缺少與兄弟姐妹互動的發(fā)展環(huán)境，進而使得獨生子女對陌生人的信任程度比非獨生子女更低。就本文的研究而言，上述發(fā)現(xiàn)也說明，獨生子女比非獨生子女更不信任他人，可能是造成獨生子女比非獨生子女更加規(guī)避風(fēng)險資產(chǎn)的重要機制。

表4 獨生子女的信任和風(fēng)險態(tài)度

另外，如果按照資源稀釋理論的預(yù)期（Blake，1981），由于沒有兄弟姐妹來競爭和稀釋家庭資源，獨生子女還可能比非獨生子女有更低的風(fēng)險容忍程度。但是，我們對個體風(fēng)險偏好的估計卻并不支持上述預(yù)期（列（3）-列（5）），因為獨生子女變量的回歸系數(shù)在風(fēng)險偏好方程中都未能通過統(tǒng)計上的顯著性檢驗，在以金融風(fēng)險、系安全帶和闖紅燈等行為衡量個體風(fēng)險偏好的方程中都是如此，這說明獨生子女與非獨生子女的風(fēng)險偏好可能并不存在顯著差異。同時，這意味著獨生子女與非獨生子女的風(fēng)險資產(chǎn)配置差異并不能以兩者的風(fēng)險態(tài)度差異來解釋。

五、結(jié)論性評述

使用2010年中國家庭追蹤調(diào)查和2011年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，本文系統(tǒng)評估了獨生子女的資產(chǎn)配置行為。研究發(fā)現(xiàn)，戶主是獨生子女的家庭投資股票的概率和持有股票的市值都顯著地低于戶主是非獨生子女的家庭，意味著獨生子女比非獨生子女在資產(chǎn)配置中更加規(guī)避風(fēng)險資產(chǎn)。獨生子女之所以比非獨生子女更加規(guī)避風(fēng)險資產(chǎn)，可能是因為他們從小就缺少兄弟姐妹的社會互動和資源稀釋，從而造成了獨生子女比非獨生子女更不信任他人和更厭惡風(fēng)險的個性。進一步的機制檢驗發(fā)現(xiàn)，戶主的信任和風(fēng)險偏好的確都顯著地促進了家庭的風(fēng)險資產(chǎn)市場參與，且獨生子女也的確比非獨生子女更不信任他人，但卻沒有證據(jù)表明獨生子女與非獨生子女的風(fēng)險態(tài)度有顯著的差異。

中國曾經(jīng)實行了30多年的“一對夫妻只生一個孩子”的獨生子女政策。現(xiàn)在，中國的獨生子女政策已經(jīng)退出了歷史舞臺，但獨生子女政策對中國經(jīng)濟的影響并未由此消除。其中，獨生子女政策實施期間出生的規(guī)模龐大的獨生子女一代，現(xiàn)在已經(jīng)陸續(xù)成年并在各個領(lǐng)域成為中堅力量，因此這代獨生子女成年之后的行為將在很長一段時期內(nèi)都會對中國經(jīng)濟產(chǎn)生重要影響。本文可能是首篇系統(tǒng)評估獨生子女資產(chǎn)配置行為的文獻，這對理清中國家庭的資產(chǎn)配置行為是極有益的完善和補充。在政策層面，獨生子女更加規(guī)避風(fēng)險資產(chǎn)的行為特征，意味著微觀金融企業(yè)可能需要重視獨生子女的資產(chǎn)配置特征，并有針對性地創(chuàng)新和營銷適宜獨生子女資產(chǎn)配置特征的金融產(chǎn)品，這將有益于微觀金融企業(yè)的經(jīng)營績效提升。同時，隨著規(guī)模龐大的獨生子女一代陸續(xù)成年，他們更加規(guī)避風(fēng)險資產(chǎn)的行為特征將對金融產(chǎn)品的市場結(jié)構(gòu)造成顯著沖擊，因此獨生子女政策對金融產(chǎn)品市場結(jié)構(gòu)可能造成的影響，可能是值得進一步研究的問題，而政策當(dāng)局也需密切關(guān)注和重視金融產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的變化可能隱含著的潛在風(fēng)險，及其對宏觀金融經(jīng)濟政策造成的影響。

最后，如果獨生子女與非獨生子女的信任等個性特征的確存在差異，那么獨生子女與非獨生子女的行為差異可能就不僅僅體現(xiàn)在資產(chǎn)配置活動中。因為獨生子女與非獨生子女的個性特征差異還可能對他們的職業(yè)選擇、時間配置、親社會行為等市場選擇行為造成影響，所以理清獨生子女與非獨生子女在上述市場選擇行為中的差異可能也是值得進一步研究的課題。