少兒撫養對家庭金融市場參與的影響
——基于2018年CFPS數據的實證研究

尹盼盼 周啟清

一、引 言

在綜合考慮我國國民經濟與社會發展的現實需求基礎上，為促進人口長期均衡發展，保障人力資源有效供給，為我國經濟高質量發展保駕護航，自2013年11月開始，我國先后實施了單獨二孩政策、全面二孩政策、放開三孩政策以激勵居民生育行為。然而，生育問題不只是一個簡單的生育意愿問題，還應充分考慮孩子的撫養與未來發展問題。生育孩子是基于家庭經濟能力作出的一種理性決策。因此，單獨二孩政策、全面二孩政策的實施效果未能達到預期。有效激勵居民的生育意愿，提高我國總和生育率，必須采取更多的保障政策，切實增加居民收入，減輕居民養育成本?，F有研究表明，在其他條件不變的前提下，家庭金融是家庭增收的重要路徑?；诖?，有必要對少兒撫養比與家庭金融市場參與的關系進行深入研究，從而優化家庭金融資產配置結構，實現家庭金融高質量發展，最終減輕家庭的少兒撫養負擔，提高整個社會的總和生育率。

目前，學者們已經對少兒撫養與家庭金融市場參與問題進行了有益的探索。部分學者認為，少兒撫養比的提升減少了家庭的金融市場參與行為。王子城（2016）通過運用Logit模型，發現人口撫養負擔的上升會減少家庭的金融市場參與行為，并降低對股票等風險資產的投資。[1]盧亞娟、劉澍（2017）運用傾向值匹配法實證研究了“全面二孩”政策對家庭資產配置的影響，發現在其他條件相似的情況下，生育二胎將減少家庭金融資產總量，降低風險資產占比，原因在于家庭會在養育二胎后追求更加穩健的投資。[2]王翌秋、王昊宇（2018）指出，由于父母與子女之間存在明顯的利他主義動機和遺產性動機，所以處在滿巢期階段的家庭，當子女數量增加時，會增加房地產的持有量，減少金融資產投資行為。[3]潘文東（2021）基于Probit模型與Tobit模型的實證研究結果，發現子女數量增加減少了家庭的金融市場參與行為，降低了家庭風險資產配置比重，且子女數量越多，這種影響越大。[4]

另一部分學者認為，少兒撫養比提升促進了家庭金融市場參與行為。藍嘉俊、杜鵬程、吳泓葦（2018）借助2013年我國家庭金融調查數據，研究了家庭人口結構與風險資產選擇的關系，發現少兒撫養比提高會增加家庭金融市場參與行為，提高風險資產的配置比重，原因是少兒撫養比的提升提高了家庭風險偏好程度。[5]賈男、周穎、楊天池（2021）發現，二孩家庭比未生育二孩家庭參與金融市場的概率高5.25%，風險資產持有比例高10.3%，其影響機制是孩子數量增多會促使家庭面臨更多的即期和預期支出，因此家庭傾向于投資回報較高的資產。[6]

綜上所述，學者們對少兒撫養與家庭金融市場參與之間的關系進行了積極探討，但未能達成共識，因此有必要針對該問題進行深入研究。本文綜合運用背景風險理論、馬斯洛需求理論、期望效用理論，并結合我國金融市場發展和居民金融素養的實際情況，從時間成本、投資資本、風險偏好、金融市場風險影響、金融素養水平五個維度構建了少兒撫養比影響家庭金融市場參與行為的理論體系，并借助Logit模型和CFPS數據進行實證檢驗，進一步豐富和發展了相關研究體系。

二、少兒撫養比影響家庭金融市場參與行為機理分析

高少兒撫養比通過擠壓閑暇時間、減少投資資本、改變風險偏好三種傾向，以及金融市場高風險、居民低金融素養的現實，減少了家庭的金融市場參與行為。

（一）閑暇時間擠壓與家庭金融市場參與

少兒撫養比的提高會減少家庭參與金融市場投資的時間。在現代社會，撫養孩子涉及的活動日益增多，所需時間成本亦不斷加大。除上班以外，家長要處理日常家務、接送孩子參加教育培訓、輔導孩子完成家庭作業等諸多與孩子相關的事務，這就意味著在照顧孩子之余，能夠用于其他事務的閑暇時間很少。而金融投資行為是一種需要耗費大量時間用于收集市場信息、作出投資決策、進行市場交易的行為。在瞬息萬變的金融市場，想要從中獲得收益，必須時刻關注金融市場動態，這就要求投資者必須為此耗費大量時間與精力，而這與照顧孩子所需的時間相沖突。尤其在“男主外，女主內”的傳統觀念影響下，家庭日常事務、養育子女等活動通常都由女性承擔，家庭財務一般也由女性主導。由此可見，撫養少兒比提高后，家庭可用于金融市場投資的閑暇時間被大幅壓縮，家庭投資金融產品的概率也即隨之減少。

（二）投資資本減少與家庭金融市場參與

家庭可支配收入多少是決定家庭是否積極參與金融市場的重要因素。少兒撫養比的提升擠壓了家庭金融市場參與的投資能力。馬斯洛需求理論認為，人的需求由低到高分為五個層面，只有滿足低層次需求以后，才會追求更高層次的需求。家庭的金融資產配置行為亦是如此。家庭的金融資產只有先滿足了交易動機、預防動機等低層次金融需求之后，才會產生投資理財等高層次金融需求。一旦開始撫養孩子，必然會產生孩子的醫療、教育、日常消費等低層次金融需求，進而對家庭金融市場投資能力產生“擠出效應”。特別是伴隨著教育的持續“內卷”，“不能讓孩子輸在起跑線上”、“再苦也不能苦孩子”等思想盛行，導致撫養孩子的成本愈加高昂。根據王志章和劉天元（2017）的估算，廣州的二孩生育成本約為87萬元，重慶和武漢的二孩生育成本約為73萬元，南昌和濰坊約為50萬元，玉溪約為40萬元。[7]在孩子撫養成本不斷增加的同時，我國作為一個發展中國家，人均可支配收入水平尚處于一個相對較低的水平。同時，2019年我國家庭負債率已經高達55%，相當大比例居民家庭負債率達到了難以承擔的水平。所以伴隨著少兒撫養比的提高，我國家庭可用于投資金融風險產品的可支配收入不斷減少，而且現行金融投資市場的門檻又比較高，這變相地將部分家庭金融參與者排除在外，使得部分家庭減少了金融市場的參與行為。

（三）風險偏好改變與家庭金融市場參與

伴隨著少兒撫養比的上升，子女的教育、醫療、日常生活支出等消費支出也不斷增加，家庭可用于投資金融產品的可支配收入下降?？芍涫杖胨降南陆?，會產生兩個消極結果。其一，可支配收入減少后，在進行投資時，投資項目的分散性變差，相應的金融投資風險就更高；其二，可支配收入降低，意味著家庭承擔金融風險的能力下降?；谝陨蟽蓚€事實的分析，可以明確家庭參與金融市場的風險激增，所以家庭對財務安全產生擔憂，為應對以后少兒撫養所需的教育、醫療、日常生活等消費支出，實現效用最大化，保障現金流的穩定，獲得財務安全感，在撫養孩子這個家庭生命周期內，家庭的金融風險投資偏好就轉向于低風險金融投資，儲蓄動機增強，進而顯著減少對股票市場等風險性金融市場的參與。

（四）金融市場風險與家庭金融市場參與

我國目前的資本市場中，上市公司質量欠佳，缺乏真正達到價值投資標準的優質企業。加之部分監管制度不完善，以樂視等為代表的一批企業，通過講故事、偽造虛假財務數據等行為操縱股市，欺騙廣大投資者，導致我國股市長期低迷，股價波動無序，投機炒作現象盛行，單個投資者很難從中獲得穩定的投資收益。與此同時，前期看起來很好、影響很大的互聯網金融理財產品不斷爆雷，坑害了大批投資人，極大地打擊了投資者對股市的信心。因此，在當前我國的金融市場中，投資者預期遭受損失的概率極大，獲得收益的概率較小。一般來說，在撫養孩子后，家庭會產生高風險金融投資與低風險金融投資兩種風險偏好，但由于我國當前金融市場高風險的特征，減少高風險的金融投資必然成為理性投資者的選擇。

（五）金融素養與家庭金融市場參與

陳學招和張雯佳（2018）、趙國慶和周學琴（2021）等學者的研究均表明，金融素養提升與家庭金融市場參與之間呈現正相關關系。[8]-[9]較高的金融素養會促進家庭參與金融市場，反之，較低的金融素養則會阻礙家庭的金融市場參與行為。當前，我國居民的金融素養處于中等偏低水平（陶維榮，2021）。[10]本文對中國家庭追蹤調查數據庫（CFPS）2018年關于定期存款、通貨膨脹、投資風險三個問題的回答情況進行了統計，共獲得8758個有效調查數據，但僅有590個受訪者正確回答了全部問題，平均每位受訪者僅正確回答1.14個問題。這表明，我國居民對定期存款、通貨膨脹、投資風險的認識尚處于一個較低的水平。較低的金融素養，代表著居民對家庭參與金融市場的積極效應的認知還有待提升。由于未能充分認識參與金融市場對家庭的財富效應，部分居民主觀上不愿意投資金融風險產品。

三、數據來源、變量選取與模型構建

（一）變量選取

被解釋變量：借鑒張正平和盧歡（2021）的做法[11]，本文以金融市場參與情況為被解釋變量，具體調查問題為“您家現在是否持有金融產品？如股票、基金、國債、信托產品、外匯產品等”，取值方法為“是”等于1，“否”等于0。

解釋變量：參考李婧和許晨辰（2020）的做法[12]，以少兒撫養比作為家庭人口年齡結構變量。少兒撫養比為家庭中14歲及以下家庭成員占15～64歲家庭成員的比重。

控制變量：背景風險（Background Risk）理論表明，家庭進行投資時還需要考慮家庭成員健康、務工收入等風險。本文從家庭與戶主兩個層面選取控制變量，將回答家庭財務問題的受訪者視為戶主。在家庭層面，選取全部家庭純收入、家庭凈資產作為控制變量；在戶主層面，選取年齡、年齡的平方、性別、婚姻情況、受教育年限、健康水平為控制變量。

（二）模型構建

由于被解釋變量金融市場參與情況為離散型變量，故選取Logit模型分析少兒撫養比與家庭金融市場參與行為之間的關系。構建實證模型如下：

其中，ft200i為被解釋變量，表示家庭i的金融市場參與情況；childi是解釋變量，表示家庭i的少兒撫養比；controli為控制變量，由家庭i的全部家庭純收入fincome1、家庭凈資產total_asset、戶主年齡age、年齡的平方、性別gender、婚姻情況marriage_18、受教育年限cfps2018eduy_im、健康水平qp201構成；εi為隨機變量。

（三）數據情況說明

本文研究數據為2018年中國家庭追蹤調查數據庫（CFPS）的橫截面數據，在依據實證要求進行選取后，共得到10604個有效樣本。其中，為削弱模型的共線性、減少異方差，參考王子城（2016）[1]、齊紅倩和劉巖（2020）[13]的做法，對全部家庭純收入、家庭凈資產進行取對數處理；戶主性別的取值標準為男性等于1，女性等于0；婚姻情況的取值標準為“在婚（有配偶）”取值1，“未婚”、“離婚”、“同居”、“喪偶”等情況取值0；戶主健康情況的取值標準為不健康取0，一般、比較健康、很健康、非常健康取1；年齡的平方，依據張正平和盧歡（2021）的做法[11]，由年齡的二次方除100求得。表1展示了相關指標的描述性統計結果。

表1 變量的描述性統計結果

四、少兒撫養比影響家庭金融市場參與行為的實證分析

（一）基準回歸結果分析

在基準回歸中，本文使用逐步回歸法。表2顯示，在先后加入家庭層次控制變量與戶主層次控制變量的情況下，少兒撫養比的系數始終為負，且通過了1%的顯著性水平檢驗，表明少兒撫養比的提升會阻礙家庭對金融市場的參與；邊際系數為-0.028或-0.023，表明少兒撫養比提升1個百分點，家庭投資金融產品的概率就下降2至3個百分點。

表2 基準回歸與穩健性檢驗結果統計

基準回歸結果亦表明，全部家庭純收入、家庭凈資產與家庭金融市場參與呈正相關關系，家庭擁有更多的可支配收入、擁有更多的家庭資產，家庭越有能力參與金融市場投資，這與常識性分析結果相符合。性別與家庭金融市場參與之間呈負相關關系，這與郭峰和王瑤佩（2020）[14]、張正平和盧歡（2021）[11]的研究結果一致，當女性作為家庭財務實際控制人時，更傾向于投資金融產品。年齡與家庭金融市場參與的關系與車樹林和王瓊（2016）[15]的研究結果一致，二者為“倒U型”關系，即伴隨著年齡的增長，在一定年齡之后，居民的金融投資欲望下降。受教育年限與金融市場參與之間為顯著正相關關系，這與王子城（2016）[1]、周天蕓等（2019）[16]的研究結果一致。一般來說，人們受教育程度越高，對金融市場信息的獲取能力與辨別能力愈強，亦愈有經濟條件對金融產品進行投資?；橐銮闆r與家庭金融市場參與之間呈負相關關系，健康情況與家庭金融市場參與之間呈正相關關系，但均未通過顯著性檢驗。

注：①*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平；②括號內為各統計量的t值；③以下各表與此表相同。

（二）穩健性檢驗

穩健性檢驗是實證分析的重要組成部分，它能夠有效驗證評價方法和指標的解釋能力。由于樣本數量與指標的有限性，本文使用補充變量法與改變樣本容量法進行穩健性檢驗。

1．補充變量法

為了保證基準回歸的檢驗結果真實可信，本文采用補充變量法進行穩健性檢驗。金融素養是影響家庭金融市場參與的重要因素。居民的金融素養越高，對金融市場的認知越深刻，越能顯著意識到參與金融市場的益處，并擁有比普通人更強的投資信心。陳學招和張雯佳（2018）、趙國慶和周學琴（2021）等學者的研究表明，金融素養提升與家庭金融市場參與之間呈現正相關關系。[8]-[9]本文參考曾志耕、何青、吳雨等（2015）的思路[17]，以家庭金融知識得分總和表示金融素養，根據定期存款、通貨膨脹、投資風險三個問題判斷金融素養，設三道題的正確答案為1，其余為0，將三道題的正確得分總和視為金融素質得分。

互聯網信息渠道的使用亦是影響家庭金融市場參與程度的重要因素。王智茂等（2019）[18]、張正平和盧歡（2021）[11]均認為，互聯網信息渠道的使用有助于提升家庭金融市場參與程度?；ヂ摼W服務能夠為投資者提供更多的金融市場信息，緩解金融市場信息不對稱問題，提供更便捷的金融產品服務渠道，降低交易成本，從而提升家庭參與金融市場投資的積極性。本文以戶主使用移動設備上網的情況作為衡量互聯網信息渠道使用情況的指標，取值標準為上網等于1，不上網等于0。

2．改變樣本容量法

張正平和盧歡（2021）等學者的研究表明，年齡與家庭金融市場參與之間呈現“倒U型”關系。伴隨著年齡的增長，在一定年齡之后，人們的金融投資欲望下降[11]。同時，在年齡超過一定界限后，老人們不僅不能照顧少兒，反而開始需要他人的照顧。所以，有必要剔除樣本中的年齡極大值樣本。此外，一般而言，大學生畢業與參加工作的年齡在22歲左右，擁有穩定收入之后，個人才有更高的投資能力；同時，我國男性的法定結婚年齡是22歲。因此，有必要剔除樣本中的年齡極小值樣本。綜上所述，本文將樣本中的極端值剔除，選取22-65歲的數據重構研究樣本，從而得到最適合本文研究目的的樣本來檢驗結論是否依然穩健。

穩健性檢驗結果如表2所示，在補充遺漏變量金融素養和互聯網信息渠道使用情況以后，或者重構研究樣本進行回歸以后，核心解釋變量少兒撫養比只是邊際系數大小發生變化，系數的符號方向與顯著性水平均未發生改變，從而證明了前文結果是可信的。

（三）內生性問題處理

內生性問題是實證類文章必須解決的問題。在本文的模型設定中，可能存在遺漏解釋變量、測量誤差、變量互為因果等現象，從而引起內生性問題。一方面，影響家庭金融市場參與的因素是多種多樣的，除少兒撫養比、年齡、家庭凈資產、家庭純收入、受教育年限等因素以外，還受到文化、戶主風險偏好、社會氛圍等難以測度因素的影響。另一方面，少兒撫養比在影響家庭金融市場參與的同時，家庭金融市場參與也在影響少兒撫養比。

為了減少模型中可能存在的內生性問題，本文借鑒李婧和許晨辰（2020）的做法[12]，以是否為雙獨或單獨家庭作為工具變量。表3中的結果顯示，在第一階段回歸中，是否為雙獨或單獨家庭與少兒撫養比顯著正相關，且F值為1241.91，這說明是否是雙獨或單獨家庭不是少兒撫養比的弱工具變量，是否為雙獨或單獨家庭均可以有效代表少兒撫養比；第二階段的回歸結果表明，少兒撫養比的系數依然為負，且通過了1%的顯著性水平檢驗，這進一步驗證了基準回歸的檢驗結果是可靠的。

表3 內生性檢驗結果統計

五、結論與建議

（一）結論

綜合運用馬斯洛需求理論、背景風險理論、期望效用理論、家庭生命周期理論、前景理論等可以發現，在其他條件不變的情況下，由于需要撫養孩子的緣故，可用投資時間被擠占，投資資金縮水，家庭的投資偏好趨于穩健。加之我國金融市場發展還不完善，缺乏高質量的金融產品，金融投資風險大，我國居民的金融素養又相對較低，對家庭金融的財富效用認識不足，這五大因素共同導致我國少兒撫養比的提升會減少家庭的金融市場參與行為?；鶞蕷w回、穩健性檢驗的結果均從實證的角度證明了這一假設的正確性。

（二）建議

1．普及金融知識，提高居民金融素養

思想是行動的先導，只有讓居民充分認識到參與金融市場的積極效用，居民才會主動購買金融產品。因此，相關機構應該制定各種有力措施，充分發揮科協的重要職能，努力提升居民的金融素養。這些措施應是多種多樣的，應線上與線下相結合，包括進一步推廣金融知識、出版金融知識科普書籍、拍攝金融知識與防詐騙宣傳片、舉行各類金融知識競賽、舉辦面向公眾的金融基礎知識講座、開設普及金融知識的免費網絡課程等。

2．發展專業化投資機構，壯大機構投資者

由于照顧孩子所需的時間極大地擠壓了能用于投資的時間，而金融投資行為又需要耗費大量的時間，二者產生了強烈沖突。同時，相對較少的資金進入金融市場，難以形成合理的資產配置，風險難以分散。因此，有必要大力發展專業化投資機構，推動機構投資者的規模與水平邁向一個新的發展階段。機構投資者是進行有價證券投資活動的專業機構，具有專業素質高、信息收集與分析能力強等優勢。個人投資者將資金委托給機構投資者，可以節省自己進行數據收集與分析的時間，實現專業的人做專業的事，同時優化資產結構，降低風險。

3．優化金融產品供給體系

我國居民的人均可支配收入較低，家庭負債率卻高達55%，在滿足低層次的金融需求后，剩下的可用于購買金融產品的資金規模就相對很小。同時，在撫養孩子以后，家庭的投資傾向大都會轉為低風險型。一種投資產品只有滿足了投資者的投資需求才能暢銷。因此，我國金融機構應該堅持金融供給側結構性改革，主動對接投資者的投資需求，大力創新金融產品與服務，創新一批投資門檻低、金融風險小、投資收益高的高質量金融產品。

4．提高上市公司質量

在我國目前的資本市場中，優質上市企業長期缺位，相當一部分企業靠“講PPT”、玩概念、編造虛假數據等蒙騙投資者，引發了“獐子島扇貝出逃”、“康美藥業299億現金突然蒸發”、“浪奇洗衣粉不翼而飛”等種種股市亂象，坑害了大批投資人。因此，我國應充分發揮人民銀行、證監會等監管機構職能，健全相關法律法規，嚴厲打擊各類違法違規行為，提高監管部門的監管能力與監管水平，推動企業回歸經營本業，最終讓投資者能夠放心持有公司證券，能夠真正從資本市場中獲利。

5．健全社會保障體系

在撫養孩子以后，投資者之所以會轉為偏好低風險投資，預防性儲蓄動機增強，根本原因在于社會保障體系不充分，撫養孩子的成本過高，相應的家庭承受風險的能力降低。如果能夠進一步完善社會保障體系，減輕家庭的撫養負擔，家庭可用于投資的資金增加，風險承受能力就會增強，家庭的風險偏好亦會轉變，進而提高家庭參與金融市場的動力，形成居民收入與金融市場高質量發展的良性互動，最終有效激勵居民的生育行為。因此，相關機構應該采取各種積極措施，構建一個覆蓋醫療、教育等各方面的社會保障體系，維護居民合法權益，有效降低家庭養育成本。