城鄉(xiāng)家庭子女數(shù)量與家庭資產(chǎn)組合選擇行為研究

■王翌秋，王昊宇

一、引言

家庭財富的積累以及金融市場的發(fā)展對家庭資產(chǎn)組合選擇行為具有重要影響。大量研究發(fā)現(xiàn)我國家庭資產(chǎn)組合面臨市場有限參與、投資組合兩極分化、投資風險錯配、投資本地偏差以及“資產(chǎn)荒”等問題（王治政等，2015）。為了更好地解釋這些問題，大量學者開始探討財富、收入、投資者風險偏好程度等因素對家庭資產(chǎn)組合選擇行為的影響（徐佳和譚婭，2016；Guiso et al.，2001），同時也有學者基于家庭生命周期理論來研究資產(chǎn)組合選擇行為。在家庭不同生命周期階段資產(chǎn)組合選擇行為的相關(guān)研究中，大多以投資者的年齡作為家庭生命周期的代理變量。但實際上，家庭生命周期包括單身期、新婚期、滿巢期、空巢期和寡居期等階段（Wells&Gubar，1966)，選用投資者年齡作為家庭生命周期的代理變量僅能體現(xiàn)該投資者自身的生命周期特征,而非家庭生命周期的特征。

家庭生命周期的相關(guān)研究表明，相比其他家庭生命周期階段，在從子女出生到子女獨立即滿巢期階段，家庭的經(jīng)濟行為因子女出生而受到較大沖擊。隨著家庭子女的出生或子女數(shù)量的增加，由于家庭成員之間利他主義動機的存在，母親可能會為了照顧子女而減少勞動供給（張川川，2011），導(dǎo)致家庭收入下降（段志民，2016），同時家庭消費增加，且消費結(jié)構(gòu)會發(fā)生變化，家庭會為了子女的健康而更加重視生活品質(zhì)，會偏好選擇高質(zhì)量高價格商品，同時也會為了照顧子女而減少旅游等休閑娛樂活動（李瑤，2005），家庭也會因此而積極調(diào)整資產(chǎn)組合選擇策略。此外，由于家庭成員之間遺產(chǎn)性動機的存在，年長一代會將自己的一部分收入和財富留給下一代，導(dǎo)致家庭積累財富的動機增強，進而影響家庭資產(chǎn)組合選擇行為。與西方國家相比，中國家庭中父母與子女的聯(lián)系更加緊密，中國家庭資產(chǎn)組合選擇行為往往會以子女未來的發(fā)展作為主要依據(jù)，因此家庭成員之間存在的利他主義動機與遺產(chǎn)性動機在中國尤為明顯。所以本文選取家庭生命周期階段中的滿巢期階段作為研究對象，研究城鄉(xiāng)家庭在滿巢期階段子女數(shù)量對家庭資產(chǎn)組合選擇行為的影響更加具有現(xiàn)實意義。

現(xiàn)有研究子女數(shù)量對家庭資產(chǎn)組合選擇行為影響的文獻，大多忽略了子女數(shù)量內(nèi)生性問題（Xiao，1996；張智穎，2016）。但實際上，往往有一些不可觀測因素影響子女數(shù)量與家庭資產(chǎn)組合選擇行為，比如家族基因會同時影響家庭生育決策及資產(chǎn)選擇決策，具有優(yōu)秀基因的家庭更加具有多生育孩子的動機，而且具有優(yōu)秀基因的家庭更具有獲得高收入的能力，其家庭資產(chǎn)組合選擇行為也不同。同時，子女數(shù)量與家庭資產(chǎn)組合選擇行為可能互為因果關(guān)系，例如由于家庭配置了高收益的資產(chǎn)，獲得了高收益，該家庭可能就有經(jīng)濟能力去再生育一個孩子。此時，擾動項與內(nèi)生解釋變量相關(guān)，使用普通的OLS回歸不能克服模型存在的內(nèi)生性問題。由于計劃生育政策的具體實施辦法在我國不同地域、不同群體中具有較大差異：與城市地區(qū)相比，農(nóng)村地區(qū)的生育政策較為寬松；少數(shù)民族家庭一般允許生育兩個孩子，而漢族家庭僅允許生育一個孩子。本文利用生育政策這類外生變量，并借鑒已有研究（李楊，2014；段志民，2016；劉亞飛和胡靜，2016），使用民族及城鄉(xiāng)區(qū)域作為子女數(shù)量的工具變量，以此克服模型的內(nèi)生性問題。

本文研究城鄉(xiāng)家庭滿巢期階段子女數(shù)量對家庭資產(chǎn)組合選擇行為的影響，可以為后續(xù)學者研究帶有“子女”因素的家庭資產(chǎn)配置最優(yōu)化模型提供一定的理論與實證支撐。同時，從研究家庭人口結(jié)構(gòu)變化帶來的金融行為變化的角度來看，也可以為當前計劃生育政策調(diào)整時期如何更好地與經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展提供政策建議。

二、文獻綜述

目前，經(jīng)濟學家已經(jīng)建立了諸多家庭金融理論模型來刻畫家庭投資者的金融行為。國內(nèi)外學者逐漸挖掘諸如家庭財富（徐佳和譚婭，2016；吳衛(wèi)星和易盡然，2008）、家庭收入（張兵和吳鵬飛，2016）、投資者風險態(tài)度（汪紅駒和張慧蓮，2006；吳慶躍和周欽，2015）、投資者生命周期（王向楠等，2013）、投資者受教育程度（楊靖，2015）及婚姻狀況（Agnew et al.，2003）等因素對家庭投資行為或資產(chǎn)組合選擇行為的影響，但由于樣本及所用方法不同，得到的結(jié)論也不盡相同。在滿巢期家庭子女數(shù)量對家庭資產(chǎn)組合影響的相關(guān)文獻中，大量文獻認為，隨著家庭進入滿巢期階段，家庭會產(chǎn)生積累資產(chǎn)的動機（Grinstein-Weiss et al.，2006），家庭收入和消費會發(fā)生改變（王金營等，2010），家庭在資產(chǎn)組合的選擇上更加謹慎（Ferrara，2003），會更傾向于投資低風險且多樣化的資產(chǎn)，來確保資產(chǎn)安全（Xiao，1996；Grinstein-Weiss et al.，2008），而隨著家庭子女數(shù)量的增加，這些特點會更加突出（Grinstein-Weiss et al.，2008；樊綱治和王宏揚，2015）。

現(xiàn)有文獻在識別子女數(shù)量與家庭資產(chǎn)組合選擇行為的關(guān)系時，大多只構(gòu)建簡單的模型進行比較分析，未考慮子女數(shù)量內(nèi)生性的問題（張智穎，2016），從而無法準確識別子女數(shù)量與家庭資產(chǎn)組合選擇行為的因果關(guān)系?，F(xiàn)有相關(guān)研究中使用工具變量法來解決內(nèi)生性問題的有如下幾篇代表性文獻：段志民（2016）在研究子女數(shù)量對家庭收入的影響時，以頭胎子女性別以及戶口類型與頭胎子女性別的交互項共同作為家庭子女數(shù)量的工具變量；李楊（2014）在研究子女數(shù)量與子女對父母的經(jīng)濟支持的因果關(guān)系時，以包括樣本本人以及兄姐的性別構(gòu)成作為工具變量解決內(nèi)生性問題；張川川（2011）在研究子女數(shù)量對已婚女性勞動供給的影響時，選取頭胎子女的性別作為子女數(shù)量的工具變量；劉亞飛和胡靜（2016）在研究子女數(shù)量對母親健康的影響時，通過計劃生育政策中民族與城鄉(xiāng)差異構(gòu)建工具變量解決內(nèi)生性問題。

縱觀現(xiàn)有文獻，目前國內(nèi)外雖已有學者研究子女特征與家庭資產(chǎn)組合的關(guān)系，但側(cè)重點較多集中在家庭子女性別差異方面，國內(nèi)學者通常以子女性別作為切入點研究其家庭的收入與消費，與家庭資產(chǎn)組合相結(jié)合的研究較少，而且由于研究的方法不同，得到的結(jié)論也有差異。此外，現(xiàn)有文獻偏好以投資者年齡作為家庭生命周期的代理變量進行研究，忽視了家庭生命周期的具體特征?？紤]到家庭在進入滿巢期階段后，家庭從無子女到有子女，子女數(shù)量增加，導(dǎo)致家庭中父母在子女教育、婚姻及婚后面臨的經(jīng)濟壓力和責任方面面臨著不同的經(jīng)濟壓力，從而產(chǎn)生不同的經(jīng)濟行為和資產(chǎn)組合選擇行為，所以選取家庭生命周期中的滿巢期階段作為研究對象；在研究方法上，本文借鑒已有研究構(gòu)建有效的工具變量以克服模型內(nèi)生性問題，以得到子女數(shù)量對家庭資產(chǎn)組合選擇行為的凈效應(yīng)。

三、模型、數(shù)據(jù)與變量

（一）模型設(shè)計

由于計劃生育政策的實施，我國的城市與農(nóng)村家庭、少數(shù)民族與漢族家庭的子女數(shù)量會存在差異，借鑒已有研究（李楊，2014；段志民，2016；劉亞飛和胡靜，2016），本文以民族、城鄉(xiāng)區(qū)域及民族與城鄉(xiāng)區(qū)域的交互項共同作為子女數(shù)量的工具變量以克服內(nèi)生性問題。由于資產(chǎn)的投資回報率是影響家庭資產(chǎn)組合選擇行為的重要因素之一，但該指標在個體層面上較難獲得，所以本文把家庭資產(chǎn)進行分類研究。參照王廣謙（2014）對家庭資產(chǎn)的分類方式，把家庭資產(chǎn)分為家庭實物資產(chǎn)和家庭金融資產(chǎn)兩類，前者主要指房產(chǎn)，后者按照收益和風險水平分為貨幣類金融資產(chǎn)、證券類金融資產(chǎn)和保障類金融資產(chǎn)。其中，貨幣類金融資產(chǎn)主要指銀行存款、銀行理財產(chǎn)品、債券等；證券類金融資產(chǎn)主要包括股票和基金；保障類金融資產(chǎn)主要指商業(yè)保險。

1.加入工具變量的泊松回歸模型

由于被解釋變量是家庭實物資產(chǎn)即房產(chǎn)的套數(shù)，屬于計數(shù)變量，所以本文選擇運用泊松回歸模型作為研究家庭實物資產(chǎn)參與情況的模型，并加入工具變量以克服內(nèi)生性問題。模型設(shè)定如下：

方程（2）為第一階段回歸方程，用外生的工具變量識別出內(nèi)生解釋變量的估計值。其中，children_numberij是地區(qū)j中家庭i的“子女數(shù)量”；ethnicityij是工具變量“民族”，漢族為0，少數(shù)民族為1；ruralij為工具變量“城鄉(xiāng)區(qū)域”，城市為0，農(nóng)村為1；ethnicityij×ruralij為工具變量“民族與城鄉(xiāng)區(qū)域的交互項”。方程（1）為第二階段回歸方程，其中被解釋變量HPij為實物資產(chǎn)即房產(chǎn)套數(shù)，children_numberij是已經(jīng)識別出內(nèi)生變異后的解釋變量，本文中控制變量Zij包括受訪者①在CHFS調(diào)查中，受訪者是最了解家庭財務(wù)狀況的人。的年齡、受訪者年齡的平方、受訪者的性別、受訪者的受教育程度、受訪者的婚姻狀況、受訪者的風險態(tài)度②受訪者風險態(tài)度這一變量是根據(jù)CHFS調(diào)查問卷中“如果您有一筆資產(chǎn)，您愿意選擇哪種投資項目？”回答獲得?；卮鸢ā安辉敢獬袚魏物L險，略低風險略低回報，平均風險平均回報，略高風險略高回報，高風險高回報”。本文定義“不愿意承擔任何風險”或“略低風險略低回報”為不愿意承擔風險，“平均風險平均回報”為愿意承擔中等風險，“略高風險略高回報，高風險高回報”為愿意承擔高風險。、母親的生育年齡、頭胎性別以及家庭收入③家庭收入與家庭資產(chǎn)組合可能存在互為因果的情況，為了避免內(nèi)生性，本文在計算家庭收入時，去除了因投資該項資產(chǎn)所獲得的收入，此外由于家庭收入包括生產(chǎn)性收入，有部分樣本生產(chǎn)性收入為負值，導(dǎo)致最后計算得到的家庭收入為負，所以本文把家庭收入小于等于0的數(shù)據(jù)全部替換成5。；此外，通過加入省份虛擬變量（用vj表示）對地區(qū)固定效應(yīng)加以控制；εij為模型的擾動項。

2.Probit模型

由于被解釋變量家庭金融資產(chǎn)參與情況是[0，1]變量，所以本文選擇使用Probit模型作為研究家庭金融資產(chǎn)參與情況的模型，并加入工具變量以克服內(nèi)生性問題。模型設(shè)定如下：

方程（4）為第一階段回歸方程，變量設(shè)定同方程（2）一樣。方程（3）為第二階段回歸方程，其中被解釋變量FPtij分別表示為：FP1ij為地區(qū)j中家庭i是否參與貨幣類金融資產(chǎn)，F(xiàn)P2ij為地區(qū)j中家庭i是否參與證券類金融資產(chǎn)，F(xiàn)P3ij為地區(qū)j中家庭i是否參與保障類金融資產(chǎn)。關(guān)鍵解釋變量及控制變量與方程（1）相同；εij為模型的擾動項。

3.Tobit模型

由于被解釋變量是家庭資產(chǎn)占比，數(shù)據(jù)形式服從[0，1]的連續(xù)分布，屬于受限因變量，所以本研究采用建立Tobit模型的方法來研究子女數(shù)量對家庭實物資產(chǎn)及金融資產(chǎn)的配置程度，并加入工具變量以克服內(nèi)生性問題。模型設(shè)定如下：

方程（6）為第一階段回歸方程，變量設(shè)定同方程（2）相同。方程（5）為第二階段回歸方程，其中被解釋變量Atij共有四個，分別為實物資產(chǎn)占比、貨幣類金融資產(chǎn)占比、證券類金融資產(chǎn)占比、保障類金融資產(chǎn)占比。關(guān)鍵解釋變量及控制變量與方程（1）相同；εij為模型的擾動項。

在以上所有模型中，本文檢驗?zāi)Ｐ偷膬?nèi)生性問題與工具變量的有效性，如果模型的確存在內(nèi)生性問題，實證結(jié)果匯報加入工具變量后的回歸結(jié)果，并檢驗工具變量的有效性；如果模型不存在內(nèi)生性問題，則匯報不加入工具變量的回歸結(jié)果。

（二）數(shù)據(jù)來源

本研究使用的數(shù)據(jù)來自西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查與研究中心組織管理的2013年“中國家庭金融調(diào)查”（CHFS）項目數(shù)據(jù)，受訪樣本為28143個家庭和97916個人①由于2011年與2013年的調(diào)查樣本量差距較大，所以本文只選用樣本量更大的2013年數(shù)據(jù)。。本文將研究對象設(shè)定為存在子女且子女年齡在0～18歲處于滿巢期的城鄉(xiāng)家庭，剔除關(guān)鍵變量缺失及異常值的樣本，共得到7467個有效樣本。

（三）變量定義與描述性統(tǒng)計

表1匯報了相關(guān)變量的定義和描述性統(tǒng)計結(jié)果。從家庭子女構(gòu)成來看，在全樣本家庭中，家庭子女數(shù)量平均為1.354個，其中，城市家庭平均有1.241個子女，農(nóng)村家庭平均有1.557個子女②城市家庭中有1個小孩的家庭為4214戶，占比79.4%；有2個及以上小孩的家庭為1092戶，占比20.6%。農(nóng)村家庭中有1個小孩的家庭為1186戶，占比54.9%；有2個及以上小孩的家庭為975戶，占比45.1%。。從家庭資產(chǎn)參與情況來看，家庭平均擁有0.904套房屋，有67.7%的家庭選擇參與貨幣類金融資產(chǎn)，10.7%的家庭選擇參與證券類金融資產(chǎn)，14.7%的家庭選擇參與保障類金融資產(chǎn)，城市家庭的資產(chǎn)參與情況與農(nóng)村家庭相比有顯著差異。從家庭資產(chǎn)配置情況來看，在全樣本中家庭配置實物資產(chǎn)比例為69.8%，配置貨幣類金融資產(chǎn)的比例為26.1%，配置證券類金融資產(chǎn)的比例為2.2%，配置保障類金融資產(chǎn)的比例為1.9%；城市家庭在貨幣類和證券類金融資產(chǎn)上的配置比例顯著高于農(nóng)村家庭。

四、模型估計結(jié)果及分析

（一）城鄉(xiāng)家庭子女數(shù)量對家庭實物資產(chǎn)選擇行為的影響

表1　變量選擇及定義

表2　城鄉(xiāng)家庭子女數(shù)量對家庭實物資產(chǎn)參與及配置情況的影響

如表2所示，城鄉(xiāng)家庭子女數(shù)量對家庭實物資產(chǎn)，即房產(chǎn)的參與及配置情況均有顯著的正向影響，說明在其他變量一定時，隨著家庭子女數(shù)量增加，家庭更偏好持有實物資產(chǎn)且在實物資產(chǎn)中愿配置更大比例的家庭經(jīng)濟資源，這一結(jié)果在城市和農(nóng)村樣本中具有一致的趨勢。在我國，房價長期居高不下，在居民看來投資房產(chǎn)是一項穩(wěn)賺不賠的投資，并且我國長期以來存在持有房產(chǎn)以保障自身生活穩(wěn)定的文化背景，因此持有房產(chǎn)、追求多套房產(chǎn)常常成為家庭奮斗的目標。隨著家庭子女數(shù)量的增加，家庭養(yǎng)育子女的經(jīng)濟和精神壓力也隨之上升，出于家庭成員之間存在的利他主義動機，母親通常會為了養(yǎng)育子女而減少勞動供給，家庭收入可能下降，但家庭消費支出卻日益升高，在這種情況下，為了保證家庭資產(chǎn)的安全同時也為了子女未來的經(jīng)濟保障，家庭往往會選擇一些收益不低且風險不高的資產(chǎn)進行持有，例如房產(chǎn)類實物資產(chǎn)。此外，由于家庭成員之間遺產(chǎn)性動機的存在，家庭子女數(shù)量的增加會使得家庭積累財富的動機增強，家庭也會偏好持有具有較高升值空間的房產(chǎn)。相對于城市家庭，農(nóng)村家庭子女數(shù)量對家庭實物資產(chǎn)的參與及配置情況的影響更大，這是因為相比城市，農(nóng)村自建房的成本更低，農(nóng)村家庭的婚姻觀更為現(xiàn)實，農(nóng)村父母為了使子女在婚姻市場更具有競爭力會持有更多的房產(chǎn)①需要說明的是，我國農(nóng)村宅基地不允許交易，本文研究側(cè)重于家庭資產(chǎn)的存量（例如農(nóng)戶自建或擴建住房）而非流量。。由表2可知，模型（1）和（2）以民族、城鄉(xiāng)區(qū)域、民族及城鄉(xiāng)區(qū)域的交互項共同作為子女數(shù)量的工具變量，并通過了弱工具變量檢驗及過度識別檢驗；模型（3）和（4）內(nèi)生性檢驗顯示無顯著內(nèi)生性問題，因此匯報不加入工具變量的回歸結(jié)果；模型（5）和（6）以民族作為子女數(shù)量的工具變量，通過了弱工具變量檢驗。

（二）城鄉(xiāng)家庭子女數(shù)量對家庭金融資產(chǎn)組合選擇行為的影響

如表3所示，城鄉(xiāng)家庭子女數(shù)量對家庭貨幣類金融資產(chǎn)、證券類金融資產(chǎn)及保障類金融資產(chǎn)的參與及配置情況具有顯著的負向影響，這一結(jié)果在城市和農(nóng)村樣本中也基本具有一致的趨勢。這說明在其他變量一定時，隨著家庭子女數(shù)量增加，家庭參與貨幣類金融資產(chǎn)、證券類金融資產(chǎn)及保障類金融資產(chǎn)的概率會減少，且配置貨幣類金融資產(chǎn)、證券類金融資產(chǎn)及保障類金融資產(chǎn)的比例會降低。這是因為首先隨著家庭中子女數(shù)量的增加，家庭養(yǎng)育子女的經(jīng)濟壓力也隨之上升，由于家庭成員之間利他主義動機的存在，母親會為了養(yǎng)育子女而減少勞動供給，家庭收入下降，同時家庭消費支出增加，此時家庭的預(yù)算約束收緊，家庭決策者往往會減少持有貨幣類金融資產(chǎn)等低收益的資產(chǎn)，并且隨著家庭消費的增加，家庭更偏好持有現(xiàn)金用于基本消費，必然也會減少持有像銀行存款及銀行理財產(chǎn)品這類貨幣類金融資產(chǎn)。其次，由于家庭預(yù)算約束的收緊，家庭會更加謹慎的去選擇資產(chǎn)，減少證券類金融資產(chǎn)等高風險資產(chǎn)的持有。再次，對于本文所指的商業(yè)保險保障類金融資產(chǎn)，由于我國全覆蓋的城鄉(xiāng)醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險已對城鄉(xiāng)居民家庭面臨的主要風險起到“?；尽钡淖饔?，因此在家庭預(yù)算約束收緊的情況下，家庭參與和配置商業(yè)保險這類保障類金融資產(chǎn)的概率會下降。結(jié)合表2的回歸結(jié)果，由于家庭成員之間遺產(chǎn)性動機的存在，家庭積累財富的動機增強，家庭會偏好持有具有較高升值空間的房產(chǎn)，從而導(dǎo)致家庭減少對貨幣類金融資產(chǎn)、證券類金融資產(chǎn)及保障類金融資產(chǎn)的持有。相對于城市家庭，農(nóng)村家庭子女數(shù)量對家庭貨幣類金融資產(chǎn)及證券類金融資產(chǎn)的選擇影響更大，這是因為相比城市，農(nóng)村家庭更偏好選擇持有房產(chǎn)，從而會減少更多貨幣類金融資產(chǎn)及證券類金融資產(chǎn)的持有，而且相比城市，農(nóng)村家庭更不了解證券類金融資產(chǎn)，所以當存在預(yù)算約束時，會減少更多的證券類金融資產(chǎn)。

由表3可知，在研究貨幣類金融資產(chǎn)參與及配置情況時，模型（1）以民族、城鄉(xiāng)區(qū)域、民族及城鄉(xiāng)區(qū)域的交互項共同作為子女數(shù)量的工具變量，并通過了弱工具變量檢驗及過度識別檢驗。模型（2）以民族、城鄉(xiāng)區(qū)域共同作為子女數(shù)量的工具變量，并通過了弱工具變量檢驗及過度識別檢驗。模型（3）和（4）內(nèi)生性檢驗顯示無顯著內(nèi)生性問題，因此匯報不加入工具變量的回歸結(jié)果。模型（5）和（6）以民族作為子女數(shù)量的工具變量，通過了弱工具變量檢驗。在研究證券類金融資產(chǎn)參與及配置情況時，模型（7）～（12）內(nèi)生性檢驗顯示無顯著內(nèi)生性問題，因此匯報不加入工具變量的回歸結(jié)果。在研究保障類金融資產(chǎn)參與及配置情況時，模型（13）和（14）以民族、城鄉(xiāng)區(qū)域、民族及城鄉(xiāng)區(qū)域的交互項共同作為子女數(shù)量的工具變量，并通過了弱工具變量檢驗及過度識別檢驗。模型（15）、（16）、（18）內(nèi)生性檢驗顯示無顯著內(nèi)生性問題，因此匯報不加入工具變量的回歸結(jié)果。模型（17）以民族作為子女數(shù)量的工具變量，通過了弱工具變量檢驗。

五、結(jié)論與啟示

本文利用CHFS2013年調(diào)查數(shù)據(jù)，采用加入工具變量的泊松回歸、Probit模型和Tobit模型實證分析城鄉(xiāng)家庭子女數(shù)量對家庭資產(chǎn)組合選擇行為的影響，研究結(jié)果表明，在滿巢期家庭中，出于家庭成員之間的利他主義動機和遺產(chǎn)性動機，家庭會調(diào)整其持有的資產(chǎn)組合來調(diào)節(jié)因子女數(shù)量變化所帶來的父母養(yǎng)育子女的經(jīng)濟壓力。具體來說，由于家庭成員之間存在利他主義的動機，在家庭進入滿巢期階段后，母親為了養(yǎng)育子女減少勞動供給，家庭收入下降，但家庭消費卻在增加。在這種情況下，為了保證家庭資產(chǎn)的安全，同時也為了子女未來的經(jīng)濟保障，家庭會選擇持有具有較高升值空間的房產(chǎn)類實物資產(chǎn)。同時，家庭成員之間遺產(chǎn)性動機的存在使家庭更具積累財富的動機，導(dǎo)致家庭會增加對實物資產(chǎn)的持有，減少金融資產(chǎn)的持有，這種現(xiàn)象在農(nóng)村地區(qū)更為明顯。

表3　城鄉(xiāng)家庭子女數(shù)量對家庭金融資產(chǎn)參與及配置的影響

研究滿巢期城鄉(xiāng)家庭子女數(shù)量對家庭資產(chǎn)組合選擇行為的影響，有助于更好地全面認識和理解家庭的資產(chǎn)投資決策行為，也可以為當前計劃生育政策調(diào)整時期如何更好地使其與經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展提供一些理論和實證支撐。當前正值全面放開二胎時期，伴隨著國家人口政策變化，在家庭微觀層面上，子女數(shù)量增加會促進家庭對房產(chǎn)的需求，家庭面臨的風險和養(yǎng)育子女的經(jīng)濟壓力也在增加，政府一方面應(yīng)更加關(guān)注全面放開二胎時期房地產(chǎn)市場的供需問題，另一方面，如何提高家庭成員金融知識水平，進行多樣化投資以降低家庭人口構(gòu)成變化帶來的經(jīng)濟風險，是當前應(yīng)關(guān)注的一個重要問題；在國家宏觀層面上，由于人口政策變化導(dǎo)致的人口數(shù)量增加和人口結(jié)構(gòu)變化，人口對住房、教育、醫(yī)療等配套設(shè)施和公共服務(wù)的需求發(fā)生變化，經(jīng)濟發(fā)展如何適應(yīng)人口數(shù)量和結(jié)構(gòu)的變化，也是政府應(yīng)關(guān)注的重要問題。

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