從“競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄”到“競(jìng)爭(zhēng)性投資”:再論性別失衡對(duì)中國(guó)家庭金融決策的影響

摘要：“競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄”理論認(rèn)為，中國(guó)性別失衡現(xiàn)象可能促使家庭增加儲(chǔ)蓄，以提升子女在婚戀市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力。在金融體系持續(xù)發(fā)展、風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)供給增加的新時(shí)代背景下，家庭金融決策可能因性別失衡而從傳統(tǒng)儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)向風(fēng)險(xiǎn)投資。利用2015、2017、2019年三輪中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，基于廣義雙重差分模型研究發(fā)現(xiàn)：性別失衡加劇的省份中，有兒子的家庭更傾向于參與金融市場(chǎng)并持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，但未發(fā)現(xiàn)“競(jìng)爭(zhēng)性買房”的證據(jù);金融知識(shí)水平低、已成年兒子未婚的家庭風(fēng)險(xiǎn)金融決策對(duì)性別失衡更敏感。因此，因性別失衡而涉足風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的家庭可能被高收益率所吸引而忽視潛在風(fēng)險(xiǎn)，政府部門需加強(qiáng)對(duì)居民普及金融知識(shí)、強(qiáng)調(diào)理性參與投資，方能保障金融體系的穩(wěn)定和健康發(fā)展。

關(guān)鍵詞：性別失衡;競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄;競(jìng)爭(zhēng)性投資;風(fēng)險(xiǎn)金融投資;婚戀市場(chǎng);家庭金融;金融知識(shí)

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1002-2848-2024（04）-0041-14

一、問題提出

自1990年中國(guó)建立股票市場(chǎng)以來(lái)，多層次資本市場(chǎng)建設(shè)逐步推進(jìn)，風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)供給不斷增加，人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和可支配收入也持續(xù)增長(zhǎng)。盡管傳統(tǒng)資產(chǎn)選擇理論認(rèn)為所有的投資者都應(yīng)將一定比例的財(cái)富投資于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)[1]，但中國(guó)家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融投資的比例、風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)在總資產(chǎn)中的占比卻長(zhǎng)期處于較低水平，被學(xué)者們稱為“有限參與”（limited participation）之謎[2]。家庭作為社會(huì)的“基本細(xì)胞”，合理的資產(chǎn)配置不僅能夠增加財(cái)產(chǎn)性收入、提高收入和財(cái)富的抗通貨膨脹能力、保障居民長(zhǎng)期生活質(zhì)量，更關(guān)系到整體經(jīng)濟(jì)社會(huì)融資體系的運(yùn)作和金融市場(chǎng)的平穩(wěn)健康發(fā)展。

對(duì)此，國(guó)家金融監(jiān)督管理總局（原中國(guó)銀行保險(xiǎn)監(jiān)督管理委員會(huì)）、中國(guó)證券監(jiān)督管理委員會(huì)多次提出增強(qiáng)資本市場(chǎng)的財(cái)富管理功能，引導(dǎo)居民儲(chǔ)蓄有效轉(zhuǎn)化為資本市場(chǎng)長(zhǎng)期資金的改革目標(biāo)。從中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)來(lái)看，2011—2019年中國(guó)家庭的金融市場(chǎng)（包括股票、基金、債券、風(fēng)險(xiǎn)理財(cái)或衍生品市場(chǎng)）參與率從8.9%持續(xù)提升到17.1%，翻了近一番，“有限參與”現(xiàn)象有較大程度的緩解（見圖1）。然而，投資決策是一個(gè)復(fù)雜的過程，家庭需要花費(fèi)時(shí)間進(jìn)行信息搜尋和處理才能充分地理解金融市場(chǎng)的運(yùn)作規(guī)律，在此過程中金融知識(shí)扮演著重要角色。但是，中國(guó)家庭金融知識(shí)匱乏的現(xiàn)象卻十分普遍。本文根據(jù)2013、2015、2017、2019年四輪CHFS數(shù)據(jù)①測(cè)量家庭金融知識(shí)水平，從信息關(guān)注、對(duì)利率和通貨膨脹的理解三方面進(jìn)行考察，計(jì)算能夠正確回答三個(gè)基礎(chǔ)問題的受訪家庭比例。從圖2可以發(fā)現(xiàn)，中國(guó)居民整體的金融知識(shí)和素養(yǎng)長(zhǎng)期處于低位波動(dòng)水平，并未呈現(xiàn)逐輪上升趨勢(shì);即便是最為樂觀的2019年，也僅有5.3%的受訪者能夠給出正確答案。

伴隨著長(zhǎng)期低下的金融知識(shí)水平，中國(guó)家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與率卻在持續(xù)提升。由此，一個(gè)亟待回答的問題是，什么因素和作用機(jī)制驅(qū)動(dòng)了這一現(xiàn)象？ 本文將從性別失衡角度切入進(jìn)行解釋。

聯(lián)合國(guó)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)事務(wù)部發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示②，中國(guó)是全球范圍性別失衡最嚴(yán)重、持續(xù)時(shí)間最長(zhǎng)、波及人口最多的國(guó)家。2002—2021年中國(guó)15歲及以上男性與女性未婚人口數(shù)的抽樣比例如圖3所示③，未婚男女比例嚴(yán)重偏離1∶1的正常水平，長(zhǎng)期居于高位且還在2010年后有明顯上升趨勢(shì)，表明在中國(guó)婚戀市場(chǎng)上存在嚴(yán)重的男性擠壓?jiǎn)栴}。

據(jù)此，Wei等[3]提出了“競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄”理論。該理論指出，中國(guó)嚴(yán)重的性別比失衡會(huì)扭曲婚戀市場(chǎng)，抬高男性的婚配成本，因此，地區(qū)性別比的上升會(huì)使有兒子的父母競(jìng)相增加儲(chǔ)蓄，以提高兒子在婚戀市場(chǎng)上的相對(duì)吸引力。實(shí)證結(jié)果表明，性別比不平衡能夠解釋中國(guó)1990—2007年約50%的儲(chǔ)蓄率增長(zhǎng)。但應(yīng)注意到，“競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄”理論提出的背景是在2007年以前：彼時(shí)，中國(guó)的金融市場(chǎng)不夠完善、金融產(chǎn)品供給較少且投資門檻較高，可供家庭選擇的空間小，人們積累財(cái)富的方式往往是無(wú)風(fēng)險(xiǎn)但收益極低的儲(chǔ)蓄，“勤儉致富”理念深入人心。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)和金融體系的發(fā)展，多層次資本市場(chǎng)逐漸建立起來(lái)，各類風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的供給增加，媒體也開始宣傳“存死錢不是致富之道”的理念。在新時(shí)代背景下，中國(guó)家庭逐漸意識(shí)到傳統(tǒng)儲(chǔ)蓄無(wú)法實(shí)現(xiàn)財(cái)富的快速增值甚至缺乏抗通貨膨脹功能，且2008年以來(lái)數(shù)輪房地產(chǎn)刺激政策也使商品房?jī)r(jià)格呈波浪式上漲，極大地推高了男性的婚配成本。因此，中國(guó)家庭可能轉(zhuǎn)而通過風(fēng)險(xiǎn)金融投資獲得較高的收益，以更高的收入與財(cái)富來(lái)提升未婚兒子的婚戀競(jìng)爭(zhēng)力。由此猜想，狹義的無(wú)風(fēng)險(xiǎn)儲(chǔ)蓄在性別失衡壓力下可能減少，競(jìng)爭(zhēng)性的風(fēng)險(xiǎn)金融投資趨于增多。

本文使用2015、2017、2019年三輪CHFS數(shù)據(jù)，在廣義雙重差分模型框架下利用家庭第一孩是否為男、家庭所在省份該孩同年齡段性別比兩個(gè)維度的信息進(jìn)行因果識(shí)別。本文的邊際貢獻(xiàn)主要有以下兩點(diǎn)：一是拓展了競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄理論，關(guān)注家庭是否涉入股票市場(chǎng)、各類風(fēng)險(xiǎn)金融決策及投入強(qiáng)度、房產(chǎn)投資意愿，更全面地刻畫性別失衡對(duì)家庭金融行為的影響，也從金融知識(shí)高低、未婚兒子的年齡兩個(gè)維度進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，豐富了研究發(fā)現(xiàn);二是實(shí)現(xiàn)了可信的因果識(shí)別———綜合使用三輪CHFS數(shù)據(jù)，得以利用同一地區(qū)同一年齡層性別比的時(shí)序變化進(jìn)行回歸，反映了家庭金融行為的動(dòng)態(tài)演進(jìn)。

二、現(xiàn)實(shí)背景與理論分析

（一）中國(guó)性別失衡的成因與特征事實(shí)梳理

中國(guó)出現(xiàn)性別失衡的潛在原因有很多。首先，傳統(tǒng)文化中的“重男輕女”或?qū)W術(shù)研究所稱的“男孩偏好”（son preference）是底層驅(qū)動(dòng)因素———在父權(quán)結(jié)構(gòu)的農(nóng)耕社會(huì)里，傳統(tǒng)家庭網(wǎng)絡(luò)的穩(wěn)定、繁衍和昌盛都與男性成員有著更加密切的關(guān)系，這構(gòu)成了中國(guó)“多子多?！庇^念的文化根源[4]。其次，從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度，一方面，由于傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)活動(dòng)需要操作重型農(nóng)具、負(fù)重行走，男性在農(nóng)業(yè)活動(dòng)中有著更高的勞動(dòng)生產(chǎn)率和比較優(yōu)勢(shì)，終生預(yù)期收入更高[5]，也承擔(dān)贍養(yǎng)年邁父母的主要責(zé)任。這意味著，對(duì)父母而言，生育男孩相較于女孩有著更高的經(jīng)濟(jì)價(jià)值，催生了“重男輕女”觀念。另一方面，在金融市場(chǎng)不完備的傳統(tǒng)社會(huì)中，醫(yī)療、養(yǎng)老等諸多風(fēng)險(xiǎn)防范和分散功能只能通過家庭等社群網(wǎng)絡(luò)而非金融市場(chǎng)實(shí)現(xiàn)，男孩對(duì)父母來(lái)說(shuō)也具有更高的價(jià)值，“養(yǎng)兒防老”的文化凸顯[6]。

在中國(guó)經(jīng)濟(jì)自1978年實(shí)現(xiàn)快速騰飛、從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會(huì)向現(xiàn)代工業(yè)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的過程中，性別失衡反而呈愈演愈烈的態(tài)勢(shì)，意味著文化因素并非問題的關(guān)鍵。諸多學(xué)者指出，在相當(dāng)長(zhǎng)的歷史階段，中國(guó)新生兒的性別比并不存在失衡現(xiàn)象，始于20世紀(jì)80年代的計(jì)劃生育政策可能才是性別失衡的導(dǎo)火索。比如，Li等[7]指出，在“一孩政策”下，中國(guó)家庭有動(dòng)機(jī)進(jìn)行胎兒性別選擇。與此同時(shí)，B超檢查技術(shù)的普及也為胎兒性別鑒定和選擇性墮胎提供了技術(shù)便利[8]———這從國(guó)務(wù)院近年來(lái)持續(xù)加大查處和打擊“兩非”（非醫(yī)學(xué)需要的胎兒性別鑒定和選擇性別人工終止妊娠）力度得以反映①。這也意味著，當(dāng)生育限制放松時(shí)，性別失衡可能緩解。李長(zhǎng)洪等[9]借助1984年“7號(hào)文件”（中共中央批轉(zhuǎn)國(guó)家計(jì)劃生育委員會(huì)黨組《關(guān)于計(jì)劃生育工作情況的匯報(bào)》）的沖擊提供了直接證據(jù)。在“一孩政策”實(shí)施一段時(shí)間后，考慮到兩性間的生理差異以及農(nóng)村生產(chǎn)活動(dòng)的實(shí)際困難，中央政府在1984年對(duì)部分地區(qū)調(diào)整了生育政策：農(nóng)村居民若生育第一孩是女孩，將獲得生育二胎的資格?；诘貐^(qū)、城鄉(xiāng)、時(shí)間差異的三重差分回歸結(jié)果表明，生育限制的放松減少了父母對(duì)子女性別的干預(yù)，通過緩解第一孩性別失衡的機(jī)制顯著降低了整體出生性別比。

當(dāng)下中國(guó)各地區(qū)間的性別比有著較大的差異（見圖4），這可能與“重男輕女”傳統(tǒng)文化觀念強(qiáng)度的原生差異、“一孩政策”的實(shí)際執(zhí)行情況②以及自1984年以來(lái)是否為“一孩半”政策③地區(qū)有關(guān)———這些因素均不與當(dāng)前居民家庭金融決策直接相關(guān)，較好地保證了后文的實(shí)證設(shè)定免受內(nèi)生性偏誤干擾。本文從2022年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》提取數(shù)據(jù)，統(tǒng)計(jì)了2021年中國(guó)各省份（不含港澳臺(tái)地區(qū)）15歲以上未婚人口的性別比。其中，海南省的性別比高達(dá)1.76，性別比最均衡的是北京市?？梢钥闯?，大部分地區(qū)婚戀市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)激烈，不同的婚戀市場(chǎng)情況會(huì)對(duì)不同特征的家庭投資決策產(chǎn)生影響。

第六次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)顯示，全國(guó)總?cè)丝谥袃H有16.5%處于流動(dòng)狀態(tài)，且流動(dòng)人口中相當(dāng)大比例的夫妻來(lái)自于同一個(gè)省份。這意味著，中國(guó)各地區(qū)婚戀市場(chǎng)的性別比不會(huì)在短時(shí)間內(nèi)由于人口遷移而改變。中國(guó)幅員遼闊，各地在文化習(xí)俗、方言、飲食習(xí)慣等方面差異較大，出于交流溝通等考慮，人們可能傾向于在本地聚集地內(nèi)締結(jié)婚姻[11]。因此，中國(guó)每個(gè)省份事實(shí)上可視為“本地化”的婚戀市場(chǎng)，家庭可以通過觀察本省份與子女同年齡段的性別比狀況來(lái)預(yù)測(cè)未來(lái)婚戀市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)情況。由于中國(guó)各地區(qū)的性別比有著較大的截面差異，在時(shí)序維度上因出生率、經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展?fàn)顩r的不同也有著一定的變化，地區(qū)各年齡段的性別比有著較大的數(shù)值變差（data variation），這為本文后續(xù)的實(shí)證識(shí)別性別失衡與家庭金融決策的因果關(guān)系提供了扎實(shí)的事實(shí)基礎(chǔ)。

（二）“競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄”的文獻(xiàn)回顧與理論分析

性別失衡使得婚戀市場(chǎng)上的男性供大于求[12]，婚配擠壓所致的競(jìng)爭(zhēng)加劇將使部分男性難以找到伴侶，需要通過增加婚姻支出如彩禮、婚房購(gòu)置和婚禮費(fèi)用，或在婚后承擔(dān)更多家務(wù)等形式來(lái)滿足伴侶的需求。在中國(guó)的婚姻習(xí)俗中，新婚夫妻的住房一般由男方提供或承擔(dān)大部分費(fèi)用，住房構(gòu)成婚姻支出的一大部分。方麗等[13]利用2011年浙江、湖北、陜西的調(diào)研數(shù)據(jù)，基于信號(hào)理論解釋了中國(guó)農(nóng)村地區(qū)的“建房熱”現(xiàn)象。他們認(rèn)為，中國(guó)農(nóng)村的婚姻市場(chǎng)上存在信息不對(duì)稱，男方家庭只能通過住房資產(chǎn)顯示自身實(shí)力，住房成為體現(xiàn)男方財(cái)力的標(biāo)志。胡明志等[14]利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)在控制各類因素潛在影響后，自有住房者比租房居住者的結(jié)婚概率高6.3個(gè)百分點(diǎn)，城市房產(chǎn)對(duì)婚姻締結(jié)確實(shí)起到了促進(jìn)作用。由于中國(guó)的傳統(tǒng)社會(huì)文化比較重視男性子嗣（尤其是長(zhǎng)子）構(gòu)建家庭，孩子的婚姻是家庭的頭等大事，未婚男性的婚配壓力往往會(huì)落到整個(gè)家庭上。張川川等[15]基于中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，人口性別比對(duì)男方的彩禮支出有顯著正向影響，但對(duì)女方嫁妝影響不顯著，并且在“從夫居文化”越盛行的地方影響程度越深。在多數(shù)情況下，剛成年并初入職場(chǎng)的青年男性難以獨(dú)立應(yīng)對(duì)高昂的婚房購(gòu)置、婚事成本以及婚戀期間諸多費(fèi)用的壓力，父母往往需“集全家之力”來(lái)提升兒子在婚戀市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力[16]，這給育有男孩的家庭帶來(lái)了極大的經(jīng)濟(jì)壓力。

在此背景下，Wei等[3]提出“競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄”理論，使用1980—2007年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)、2002年的中國(guó)家庭收入調(diào)查（CHIP）數(shù)據(jù)微觀家戶數(shù)據(jù)證明性別失衡導(dǎo)致有兒子的中國(guó)家庭競(jìng)相增加儲(chǔ)蓄。但囿于數(shù)據(jù)限制，該文將儲(chǔ)蓄率定義為ln（人均可支配收入/人均生活支出），并未對(duì)傳統(tǒng)的銀行儲(chǔ)蓄或風(fēng)險(xiǎn)金融投資加以區(qū)分。很多研究對(duì)中國(guó)性別失衡的經(jīng)濟(jì)后果展開了豐富的研究。例如，靳小怡等[17]關(guān)注到在性別失衡情境下，農(nóng)村大齡未婚男性逐漸增多、婚姻成本激增等，嚴(yán)重制約了農(nóng)村地區(qū)人口與家庭可持續(xù)發(fā)展。Wei等[18]指出，性別失衡使房產(chǎn)成為婚戀市場(chǎng)的“地位商品”（status good），“丈母娘經(jīng)濟(jì)”一定程度上推高了中國(guó)房?jī)r(jià)。

也有不少文獻(xiàn)關(guān)注到了性別失衡對(duì)家庭勞動(dòng)決策和職業(yè)選擇的影響。鐘粵俊等[19]運(yùn)用2012—2014年廣東省流動(dòng)人口衛(wèi)生計(jì)生動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究證實(shí)，在婚配競(jìng)爭(zhēng)大、成本高或家庭對(duì)于婚配壓力承受能力較低的地區(qū)，男孩占比越高的家庭創(chuàng)業(yè)的可能性越大。藍(lán)嘉俊等[20]采用2013年中國(guó)家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證發(fā)現(xiàn)性別失衡帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)壓力會(huì)激發(fā)男性的冒險(xiǎn)精神和企業(yè)家精神，使男性更加努力工作，顯著提高了男性創(chuàng)業(yè)概率，且對(duì)農(nóng)村和低教育男性的影響更大。Yuan等[21]使用2009年中國(guó)農(nóng)村金融調(diào)查數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了性別失衡對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)家庭所在地區(qū)性別失衡越嚴(yán)重，農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)越普遍。Tan等[22]發(fā)現(xiàn)，在高性別失衡地區(qū)，為了提高兒子在婚戀市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力，適婚年齡男性的父母將傾向于從事收入高但風(fēng)險(xiǎn)大的工作，工傷工亡風(fēng)險(xiǎn)顯著提升;同時(shí)，由于愿意從事高危工作的工人增多，勞方議價(jià)能力相對(duì)資方減弱，雇主會(huì)減少對(duì)勞動(dòng)保護(hù)的投資，進(jìn)一步加劇了工傷工亡。筆者將這一系列現(xiàn)象稱為“致命的歧視”（deadly discrimination）。

還有文獻(xiàn)研究了性別失衡對(duì)家庭內(nèi)部相對(duì)議價(jià)能力的影響。王臨風(fēng)等[23]利用2005年1%人口抽樣調(diào)查和2010年第三期中國(guó)婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)地區(qū)性別比上升會(huì)提升男性勞動(dòng)參與率、降低女性勞動(dòng)參與率，也使婚后女性獲得更大的家庭決策權(quán)和自主權(quán)。章元等[24]使用2010和2020年CFPS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，性別失衡顯著增加了妻子以及子女的各種營(yíng)養(yǎng)膳食攝入量，提升了妻子的身心健康水平。

綜合來(lái)看，在Wei等[3]的論文發(fā)表后，“剩男”經(jīng)濟(jì)學(xué)引發(fā)了大量研究關(guān)注，但對(duì)家庭金融決策的深入探討較少。在新時(shí)代背景下，傳統(tǒng)的銀行儲(chǔ)蓄抗通貨膨脹能力趨弱、民眾逐漸意識(shí)到其價(jià)值增值能力極為有限，與此同時(shí)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)供給持續(xù)增加、婚配成本急劇上升。因此，本文提出以下研究假設(shè)：中國(guó)家庭的“競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄”可能已發(fā)生了實(shí)質(zhì)轉(zhuǎn)變，性別失衡將顯著提升中國(guó)家庭持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的概率與數(shù)量。

梁斌等[25]使用2017年CHFS數(shù)據(jù)和中國(guó)時(shí)間利用調(diào)查（CTUS）數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，家庭的“第一孩為男”和“男孩占比”會(huì)顯著影響家庭的金融決策———在“傳宗接代”觀念較強(qiáng)的地區(qū)，有男孩的家庭會(huì)增加儲(chǔ)蓄、減少風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)投資。但該文只能證明，第一孩為男和第一孩為女的家庭（或男孩占比不同的家庭）在金融資產(chǎn)選擇上存在顯著差異，無(wú)法體現(xiàn)地區(qū)性別失衡的影響，在因果識(shí)別上存在改進(jìn)空間。Li等[16]使用2013年CHFS數(shù)據(jù)進(jìn)行廣義雙重差分模型回歸發(fā)現(xiàn)，縣區(qū)的性別比每上升1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，第一孩為男的家庭相對(duì)第一孩為女的家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的概率顯著提升約2.9個(gè)百分點(diǎn)，證實(shí)性別失衡的確驅(qū)動(dòng)了家庭的風(fēng)險(xiǎn)金融投資。

本文采取與Li等[16]相似的實(shí)證設(shè)定，并主要在三方面進(jìn)行改進(jìn)。第一，綜合2015、2017和2019年CHFS數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。更新且更多的樣本能更好地反映中國(guó)家庭金融行為的動(dòng)態(tài)演進(jìn)規(guī)律，實(shí)現(xiàn)更高的估計(jì)效率;多輪數(shù)據(jù)還使回歸能夠利用同一地區(qū)同一年齡層性別比的時(shí)序變化來(lái)驅(qū)動(dòng)結(jié)果，實(shí)現(xiàn)更“干凈”的因果識(shí)別。第二，除了關(guān)注家庭是否涉入股票市場(chǎng)、各類風(fēng)險(xiǎn)金融投資及投入總量，本文也對(duì)房產(chǎn)投資意愿進(jìn)行拓展檢驗(yàn)。第三，本文還從金融知識(shí)水平高低、未婚兒子的年齡兩個(gè)維度進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，以期豐富研究發(fā)現(xiàn)。

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本構(gòu)造

從數(shù)據(jù)可獲得性、關(guān)鍵變量跨輪可比等方面綜合考慮，本文使用2015、2017和2019年CHFS數(shù)據(jù)構(gòu)成混合截面數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。CHFS數(shù)據(jù)由西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心提供，樣本覆蓋了中國(guó)29個(gè)省份（不包括西藏、新疆和港澳臺(tái)地區(qū)），提供了家庭財(cái)務(wù)決策和活動(dòng)方面的詳細(xì)數(shù)據(jù)，如是否進(jìn)行股票等風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資、家庭的收支情況、未來(lái)是否有新購(gòu)或新建住房的打算等，訪談時(shí)由對(duì)家庭狀況最了解的成員回答。該數(shù)據(jù)較大的樣本量、科學(xué)的抽樣設(shè)計(jì)和較低的拒訪率較好地保證了數(shù)據(jù)質(zhì)量和可信度。

本文將研究樣本限定為至少有一個(gè)孩子的家庭，其中最大的子女未婚且年齡介于7～35歲之間。本文使用廣義雙重差分模型進(jìn)行因果識(shí)別，將第一孩為男的家庭（BF=1）作為處理組，同省份第一孩為女的家庭（BF=0）作為對(duì)照組，以此控制同省份不可觀測(cè)遺漏變量的干擾，最大限度地提高了家庭之間的可比性。對(duì)于性別失衡變量SR，本文使用2010年第六次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)中各省份各年齡段男性占比來(lái)推測(cè)樣本中第一孩年齡對(duì)應(yīng)的隊(duì)列性別比（cohort sex ratio）進(jìn)行衡量。舉例來(lái)說(shuō)，在CHFS 2015年數(shù)據(jù)中受訪家庭的孩子為8歲，回溯至2010年人口普查時(shí)為3歲，再假設(shè)其未來(lái)婚配在±2歲的年齡區(qū)間內(nèi)發(fā)生，則該孩子對(duì)應(yīng)的隊(duì)列性別比為2010年人口普查數(shù)據(jù)中該省份1～5歲人口的平均性別比。從而，SR 的取值具有不同省份截面間、同一省份內(nèi)時(shí)序上、同省份同時(shí)點(diǎn)上不同年齡段的隊(duì)列差異，后續(xù)實(shí)證模型在使用省份固定效應(yīng)削弱不可觀測(cè)遺漏變量?jī)?nèi)生性問題的干擾后，不同省份截面間不隨時(shí)間變化的平均差異被消去，同一省份內(nèi)時(shí)序上、同省份同時(shí)點(diǎn)上不同年齡段的性別比數(shù)值差異仍得以驅(qū)動(dòng)雙重差分模型的回歸。

（二）實(shí)證模型設(shè)定與變量說(shuō)明

為驗(yàn)證性別失衡是否會(huì)影響家庭金融資產(chǎn)的選擇，設(shè)定廣義雙重差分模型如下：

Yikpt =β1BFikpt +β2SRkpt +β3BFikpt ×SRkpt +ΣXikpt +μp +ωt +εipt （1）

其中，下標(biāo)i 代表家庭，k 代表孩子的年齡區(qū)段，t 代表不同調(diào)查輪次年份，p 代表家庭i 所處省份;解釋變量BFikpt 為虛擬變量，家庭第一孩為男賦值1，為女賦值0①;SRkpt 表示家庭i 的第一孩所屬年齡段k 在所處省份p 對(duì)應(yīng)第t 年的性別比;Yikpt 代表被解釋變量，為多種金融決策信息，如是否持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)及數(shù)量、房產(chǎn)購(gòu)置計(jì)劃、儲(chǔ)蓄等;Xikpt 代表控制變量，為了盡可能規(guī)避遺漏變量偏誤，本文控制了可能對(duì)金融資產(chǎn)選擇產(chǎn)生影響的父母和家庭特征，控制了省份固定效應(yīng)和調(diào)查輪次固定效應(yīng);εipt 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

式 （1）中，β1 只能反映該家庭第一孩為男對(duì)投資選擇的影響，不能體現(xiàn)地區(qū)性別失衡的影響;β2 反映的是地區(qū)性別失衡對(duì)所有家庭金融資產(chǎn)選擇的影響，但由于家庭投資決策在各地間有著系統(tǒng)性差異，不一定是由性別失衡導(dǎo)致，如果當(dāng)?shù)氐男詣e失衡狀況與某些不可觀測(cè)且影響家庭投資選擇的因素相關(guān)，就構(gòu)成遺漏變量?jī)?nèi)生性問題。因果識(shí)別實(shí)際上依賴BFikpt 和SRkpt 的交互項(xiàng)：假設(shè)性別失衡的確對(duì)家庭金融決策產(chǎn)生了影響，但如果遺漏變量對(duì)家庭金融決策的影響在第一孩不同性別的家庭間沒有系統(tǒng)性差異，則同省份同輪次內(nèi)第一孩不同性別的家庭進(jìn)行差分將有效地剝離遺漏變量的干擾，交互項(xiàng)系數(shù)β3 反映的便是性別失衡對(duì)兩類家庭金融決策影響的差異。如果本文猜想成立，那么在性別失衡越嚴(yán)重的省份，家庭第一孩為男性時(shí)，感受到的經(jīng)濟(jì)壓力越大，因此可能更有動(dòng)機(jī)參與風(fēng)險(xiǎn)金融投資，BFikpt 和SRkpt的交互項(xiàng)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融投資的影響將是顯著為正的。

本文采用一系列被解釋變量Y 來(lái)刻畫家庭金融決策：SMP 是一個(gè)針對(duì)問題“目前，您家是否有股票賬戶”和“您家是否有非公開市場(chǎng)交易的股票”構(gòu)建的虛擬變量，如果一個(gè)家庭對(duì)于任意一個(gè)問題作出了肯定回答，則該被解釋變量取1，反之為0;RMP 也是一個(gè)虛擬變量，如果家庭參與了股票、基金、債券或衍生品中的任意一個(gè)市場(chǎng)投資，便視作參與了風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)。股票資產(chǎn)總量INS 定義為家庭持有的股票資產(chǎn)的數(shù)量;風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)IRA 定義為家庭持有的股票、基金、債券和衍生品資產(chǎn)的總和。參考Wei等[3]的方法，廣義儲(chǔ)蓄率定義為ln（人均可支配收入/人均生活支出）。對(duì)于房屋投資意愿BH ，參考魏下海等[26]的研究，根據(jù)問卷中的“未來(lái)，您家是否有新購(gòu)/新建住房的打算”來(lái)衡量，但該問題只出現(xiàn)于2015和2017年CHFS問卷，2019年問卷的問題轉(zhuǎn)變?yōu)椤敖鼉赡晔欠褓?gòu)置了房產(chǎn)”，后續(xù)回歸只使用前兩輪數(shù)據(jù)以保證口徑一致。

為提升模型估計(jì)效率、削弱遺漏變量?jī)?nèi)生性干擾，本文參考Li等[16]的研究在回歸模型中加入可能對(duì)家庭金融資產(chǎn)選擇產(chǎn)生影響的控制變量。父母特征變量①，包括父親教育水平（FE）、母親教育水平（ME）、父親年齡（FA）、母親年齡（MA ）、父親的政治面貌（FPS）、母親的政治面貌（MPS）、父親戶口（FH ）、母親戶口（MH ）;家庭特征變量，包括是否居住在農(nóng)村（RUR）、第一孩的年齡（AGE）、家庭總收入（INC）。

全文主要變量的定義如表1所示。

四、回歸結(jié)果與討論

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

性別失衡對(duì)家庭金融決策影響的回歸結(jié)果見表2。第（1）（3）（6）列被解釋變量分別為股票市場(chǎng)參與、風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)參與、是否計(jì)劃買房的虛擬變量;第（2）（4）列被解釋變量為家庭持有的股票和風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)數(shù)量———對(duì)于不參與股市和風(fēng)險(xiǎn)投資的家庭，數(shù)值自然為0，故這兩個(gè)變量分布具有“零值堆積+連續(xù)正值”的混合特征，選用Tobit模型進(jìn)行回歸;第（5）列被解釋變量為廣義儲(chǔ)蓄率。本文重點(diǎn)關(guān)注BF×SR 的系數(shù)?？梢园l(fā)現(xiàn)，第（1）～（4）列回歸的系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明相較于第一孩為女的家庭，地區(qū)較高的性別比會(huì)明顯提升第一孩為男的家庭參與股票市場(chǎng)和風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的概率，這些家庭也會(huì)把更多的資產(chǎn)配置于風(fēng)險(xiǎn)金融產(chǎn)品。此外，值得注意的是，第（1）（3）和（2）（4）列的交互項(xiàng)系數(shù)非常接近（沒有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著差別），說(shuō)明中國(guó)家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融投資的主要形式就是投資股票②。

值得注意的是，第（5）列結(jié)果顯示，家庭第一孩為男性與地區(qū)性別比的交互項(xiàng)對(duì)廣義儲(chǔ)蓄率具有顯著為負(fù)的影響———盡管變量構(gòu)造形式與Wei等[3]的研究相同，但回歸結(jié)果不一致。Wei等[3]使用的是1980—2007年的省級(jí)數(shù)據(jù)來(lái)檢驗(yàn)廣義儲(chǔ)蓄率的變化，在當(dāng)時(shí)的時(shí)代背景下，儲(chǔ)蓄幾乎是中國(guó)家庭積累財(cái)富的唯一方式;而近十幾年來(lái)，中國(guó)金融體系持續(xù)發(fā)展、風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)供給增加，那些希望幫助兒子提高婚戀市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的父母可能改變金融決策，通過預(yù)期收益率更高的風(fēng)險(xiǎn)投資以期更快地積累家庭財(cái)富。這里需要說(shuō)明的是，CHFS數(shù)據(jù)沒有體現(xiàn)家庭現(xiàn)金持有、銀行存款形式的狹義儲(chǔ)蓄信息，廣義儲(chǔ)蓄率實(shí)際上測(cè)度的是可支配收入與生活支出間的差額，家庭既可能將這部分差額進(jìn)行無(wú)風(fēng)險(xiǎn)的狹義儲(chǔ)蓄，也可能進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融投資。由于BF×SR 對(duì)廣義儲(chǔ)蓄率的影響顯著為負(fù)，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融投資的影響顯著為正，可推知狹義儲(chǔ)蓄必然顯著減少。綜合來(lái)看，表2的回歸結(jié)果說(shuō)明，性別失衡對(duì)中國(guó)家庭金融決策的影響在新時(shí)代背景下主要體現(xiàn)為競(jìng)爭(zhēng)性的金融投資。

第（6）列的被解釋變量為未來(lái)新建或購(gòu)房打算，BF×SR 的系數(shù)為負(fù)但不具統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性，未能支持“競(jìng)爭(zhēng)性買房”假設(shè)。這一結(jié)果可能有兩方面原因。第一，中國(guó)家庭的自有住房率極高，受各類因素的邊際影響較小：西南財(cái)經(jīng)大學(xué)和中國(guó)人民銀行共同發(fā)布的《中國(guó)家庭金融調(diào)查報(bào)告》①顯示，中國(guó)自有住房率高達(dá)89.68%，遠(yuǎn)超世界60%左右的平均水平，中國(guó)家庭增購(gòu)住房的需求并不迫切。第二，近些年加強(qiáng)房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控政策不斷出臺(tái)，加之土地供應(yīng)因素的影響，房地產(chǎn)市場(chǎng)趨于降溫，房產(chǎn)無(wú)法像2012年以前那樣帶來(lái)大幅增值收益，投資屬性減弱，特別在一些邊緣城市或新興區(qū)域還會(huì)面臨市場(chǎng)發(fā)展不成熟、房地產(chǎn)投資風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較高的問題。因此，家庭資產(chǎn)“房產(chǎn)化”的熱潮也大幅減退。甘犁等[27]指出，房地產(chǎn)行業(yè)主要滿足新增的住房需求，以中國(guó)房地產(chǎn)行業(yè)的產(chǎn)能，不到兩年時(shí)間就能滿足現(xiàn)有家庭的剛性需求，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看房?jī)r(jià)下跌是難以避免的。

（二）異質(zhì)性檢驗(yàn)與討論

1.家庭金融知識(shí)

家庭的金融知識(shí)和金融決策間存在緊密聯(lián)系[28]。金融知識(shí)越豐富的人越能理解風(fēng)險(xiǎn)與收益的關(guān)系，越能夠理性地在兩者間進(jìn)行權(quán)衡，謹(jǐn)慎考慮是否進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融投資;同時(shí)，金融知識(shí)水平較高的家庭往往能更好地收集與分析各個(gè)來(lái)源的信息。本文構(gòu)建金融知識(shí)水平指標(biāo)來(lái)檢驗(yàn)性別失衡對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響是否存在異質(zhì)性。CHFS問卷對(duì)受訪者的財(cái)經(jīng)信息關(guān)注程度、利率計(jì)算和通貨膨脹理解提出了三個(gè)問題，分別是“您平時(shí)對(duì)經(jīng)濟(jì)、金融方面的信息關(guān)注程度如何”，“假設(shè)銀行的年利率是4%，如果把100元錢存1年定期，1年后獲得的本金和利息為多少”和“假設(shè)銀行的年利率是5%，通貨膨脹率每年是3%，把100元錢存銀行一年之后能夠買到的東西將如何”。本文將第一個(gè)問題回答為“非常關(guān)注”“很關(guān)注”和“一般”的賦值1，否則為0;將第二個(gè)問題和第三個(gè)問題回答正確賦值1，否則為0。進(jìn)而，將這三個(gè)問題的回答結(jié)果加總后，將前邊的總樣本劃分為具有金融知識(shí)（關(guān)注財(cái)經(jīng)信息或至少答對(duì)1題，賦值1）和不具有金融知識(shí)（不關(guān)注財(cái)經(jīng)信息且答題錯(cuò)誤，賦值0）兩類家庭?；貧w結(jié)果如表3所示。

對(duì)于金融知識(shí)水平較高的家庭分樣本，BF×SR 的系數(shù)基本都不顯著（除以IRA 為被解釋變量的回歸仍具5%的顯著性水平，但系數(shù)明顯小于低金融知識(shí)分樣本）;而在金融知識(shí)水平較低的分樣本，BF×SR 對(duì)四個(gè)風(fēng)險(xiǎn)金融投資變量的影響均顯著為正，系數(shù)也都大于表2的基準(zhǔn)回歸，說(shuō)明性別失衡引致的競(jìng)爭(zhēng)性風(fēng)險(xiǎn)金融投資集中體現(xiàn)于該分樣本。此外，廣義儲(chǔ)蓄率的顯著下降也僅體現(xiàn)于低金融知識(shí)分樣本;兩個(gè)分樣本都未能觀察到“競(jìng)爭(zhēng)性買房”。綜合來(lái)看，表3的回歸結(jié)果表明，在性別失衡壓力下，缺乏金融知識(shí)的家庭未能理性認(rèn)識(shí)金融投資的風(fēng)險(xiǎn)和收益，更可能涉入風(fēng)險(xiǎn)金融投資，這種非理性行為是值得警惕的。

2.未婚兒子年齡

從中國(guó)“男大當(dāng)婚”的現(xiàn)實(shí)壓力來(lái)看，如長(zhǎng)子已達(dá)婚配年齡但仍未婚，家庭提升收入的需求會(huì)更為迫切，金融決策也可能由此體現(xiàn)一定的異質(zhì)性。本文根據(jù)第一孩的年齡將全樣本分為成年組（AGE≥18）和未成年組（AGE<18）進(jìn)行回歸，結(jié)果如表4所示?？砂l(fā)現(xiàn)BF×SR 對(duì)四個(gè)風(fēng)險(xiǎn)金融決策變量的影響系數(shù)均在已成年兒子未婚的家庭分樣本中更大，且統(tǒng)計(jì)顯著性更高，體現(xiàn)出明顯差異。這便說(shuō)明，隨著家庭中未婚兒子年齡的增大，在性別失衡越嚴(yán)重的地區(qū)，未婚成年男性在婚戀市場(chǎng)的議價(jià)能力越低，家庭面臨著更快地提升收入以早日解決孩子婚姻大事的需求，也就更可能進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融投資。同樣地，這種被迫性的投資可能是非理性的，潛藏著較大的風(fēng)險(xiǎn)。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）替換關(guān)鍵變量構(gòu)造方式

由于中國(guó)家庭第一孩的性別具有較強(qiáng)的外生性[9，29]，本文以第一孩是否為男性來(lái)賦值關(guān)鍵變量BF，與本省份同年齡層性別比SR 構(gòu)成交互項(xiàng)進(jìn)行回歸。但應(yīng)注意到，受“重男輕女”觀念的影響，第一孩的性別可能會(huì)影響家庭后續(xù)的生育決策：第一孩為女性的家庭可能傾向于生育第二、三個(gè)孩子，而第一孩為男性的家庭可能會(huì)停止生育，最終影響家庭規(guī)模。而由于家庭規(guī)模和養(yǎng)育兒女成本的差異，家庭的金融決策也會(huì)有所不同。為排除這些因素的潛在干擾，本文替換關(guān)鍵變量的構(gòu)造方式，證明前文的實(shí)證發(fā)現(xiàn)并不依賴某一特定關(guān)鍵變量定義而成立。

首先，參照Li等[16]的做法，將廣義雙重差分模型中的第一個(gè)孩子的性別BF 替換為未婚男孩的數(shù)量BOY。這樣的模型不再嚴(yán)格區(qū)分處理組與控制組，而是一個(gè)區(qū)分潛在受影響程度差異的強(qiáng)度雙重差分模型———如果本文的邏輯成立，在性別失衡更嚴(yán)重的地區(qū)，擁有更多未婚男孩的家庭會(huì)面臨更大的婚戀市場(chǎng)壓力，父母為多個(gè)兒子籌辦婚事的經(jīng)濟(jì)壓力更重，更有可能參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)或持有更大數(shù)量的風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，本文預(yù)期回歸中BOY×SR 將與原來(lái)的BF×SR 有著相同的系數(shù)方向和相似的統(tǒng)計(jì)顯著性，結(jié)果見表5。

其次，將廣義雙重差分模型中的第一個(gè)孩子性別BF 替換為家庭未婚男孩的比例BP，其邏輯也是相似的，預(yù)期BP×SR 取得與BF×SR 相近的回歸結(jié)果，見表5?？梢园l(fā)現(xiàn)，無(wú)論是BOY×SR 還是BP×SR，對(duì)家庭是否參與股票市場(chǎng)、持有股票資產(chǎn)的數(shù)額、是否參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)、持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的數(shù)額的影響均顯著為正。這說(shuō)明，在性別失衡越嚴(yán)重的地區(qū)，男孩數(shù)量越多、男孩在子女中占比越高的家庭，婚戀市場(chǎng)的扭曲會(huì)使家庭感受到越大的經(jīng)濟(jì)壓力，也就更有動(dòng)機(jī)參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)以期獲取較高的收益。綜合來(lái)看，表5第（1）～（4）列回歸結(jié)果與表2一致，說(shuō)明性別失衡壓力驅(qū)動(dòng)家庭風(fēng)險(xiǎn)金融投資的結(jié)論穩(wěn)健成立。在以廣義儲(chǔ)蓄率SAR 為被解釋變量的回歸中，BOY×SR 和BP×SR 也都顯著為負(fù)，證明無(wú)風(fēng)險(xiǎn)的銀行儲(chǔ)蓄并非“競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄”的主要形式，與表2一致;以購(gòu)房意愿BH 為被解釋變量的回歸中，兩個(gè)交互項(xiàng)均顯著為負(fù)，同樣不支持“競(jìng)爭(zhēng)性買房”現(xiàn)象的存在。

（二）安慰劑檢驗(yàn)

為排除其他不可觀測(cè)因素驅(qū)動(dòng)了本文實(shí)證發(fā)現(xiàn)的可能性，本文進(jìn)一步進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)以保證結(jié)論的可信度。在本文情境下，安慰劑檢驗(yàn)的做法為：對(duì)廣義雙重差分模型中構(gòu)造交互項(xiàng)的SR 變量的取值進(jìn)行隨機(jī)打亂，以偽性別比FSR 替代原來(lái)的SR 進(jìn)行回歸，樣本范圍、控制變量與固定效應(yīng)設(shè)定均保持不變，重復(fù)500次回歸以排除偶發(fā)性偏誤的干擾。以Stata軟件循環(huán)記錄每次回歸中BF×FSR 的回歸系數(shù)并做出分布圖———如果500次安慰劑回歸仍能得到接近于表2基準(zhǔn)回歸交互項(xiàng)的系數(shù)，則可倒推出基準(zhǔn)回歸結(jié)果本質(zhì)上與隨機(jī)回歸無(wú)異，顯著的回歸結(jié)果可能是由不可觀測(cè)的遺漏因素所驅(qū)動(dòng)。

對(duì)表2中BF×SR 顯著的第（1）～（5）列回歸進(jìn)行安慰劑回歸并繪制系數(shù)分布圖后發(fā)現(xiàn)，隨機(jī)分配的FSR 形成的交互項(xiàng)回歸系數(shù)集中分布在0附近，呈現(xiàn)以0為對(duì)稱軸、接近正態(tài)分布的形式。真實(shí)交互項(xiàng)的系數(shù)均遠(yuǎn)離500次隨機(jī)回歸所形成的分布，說(shuō)明隨機(jī)打亂SR 的取值后回歸不會(huì)產(chǎn)生與真實(shí)交互項(xiàng)相似的結(jié)果，研究結(jié)果較為穩(wěn)?、?。

六、研究結(jié)論與對(duì)策建議

本文拓展了Wei等[3]提出的“競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄”理論，并基于2015、2017、2019年三輪CHFS數(shù)據(jù)，研究了性別失衡和家庭金融決策之間的聯(lián)系。研究有兩點(diǎn)主要發(fā)現(xiàn)。首先，相較于第一孩為女孩的家庭，所在省份較高的性別比會(huì)顯著提升第一孩為男孩的家庭參與風(fēng)險(xiǎn)金融市場(chǎng)的概率，持有風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的數(shù)量也顯著增加。這說(shuō)明，中國(guó)當(dāng)下愈演愈烈的性別失衡問題可以在一定程度上解釋中國(guó)金融市場(chǎng)參與率逐年提升的現(xiàn)象，“競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄”在新時(shí)代背景下主要體現(xiàn)為風(fēng)險(xiǎn)金融投資行為。其次，金融知識(shí)相對(duì)匱乏、兒子已成年但未婚的家庭更可能因?yàn)榛閼偈袌?chǎng)的壓力而選擇配置風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)。這說(shuō)明，這些家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融投資是被更高的預(yù)期收益率所吸引，沒有認(rèn)識(shí)到風(fēng)險(xiǎn)與收益的聯(lián)系，忽視了潛在風(fēng)險(xiǎn)。這意味著，這些家庭的投資可能超過了自身的風(fēng)險(xiǎn)承受能力，投資組合的構(gòu)造不合理，構(gòu)成了中國(guó)經(jīng)濟(jì)金融體系潛藏的底層風(fēng)險(xiǎn)。有鑒于此，本文從家庭投資者、金融機(jī)構(gòu)、政府三個(gè)角度提出以下建議：

第一，對(duì)于家庭投資者，需要提高自身的金融素養(yǎng)，學(xué)習(xí)基本的金融知識(shí)，加強(qiáng)對(duì)金融產(chǎn)品的理解，了解宏觀經(jīng)濟(jì)走勢(shì)、分析潛在投資機(jī)會(huì)，擴(kuò)大信息獲取渠道，降低信息不對(duì)稱。從理論上講，所有家庭都應(yīng)該或多或少地配置一些風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)，以提高收入和財(cái)富的抗通貨膨脹能力，拓寬財(cái)產(chǎn)性收入渠道。然而，在實(shí)際決策時(shí)，投資者需要審慎投資，根據(jù)自身的風(fēng)險(xiǎn)承受能力和投資目標(biāo)，選擇適合自己的投資產(chǎn)品和策略，避免盲目跟風(fēng)和投機(jī)行為。金融投資的風(fēng)險(xiǎn)管理強(qiáng)調(diào)“不要把雞蛋放在一個(gè)籃子里”，這是因?yàn)閭€(gè)人投資者很難實(shí)現(xiàn)充分的分散化投資，資金集中于單支、數(shù)支股票的風(fēng)險(xiǎn)過大，易出現(xiàn)處置效應(yīng)、跟風(fēng)與過度交易、本土偏差等非理性行為，所實(shí)現(xiàn)的風(fēng)險(xiǎn)—收益權(quán)衡水平顯著低于機(jī)構(gòu)投資者。因此，家庭進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)金融投資更應(yīng)通過基金、資產(chǎn)管理產(chǎn)品等途徑進(jìn)行，“讓專業(yè)的人做專業(yè)的事”。

第二，對(duì)于金融機(jī)構(gòu)，除了設(shè)計(jì)與投資者的風(fēng)險(xiǎn)—收益偏好、投資期限相適應(yīng)的產(chǎn)品以外，根據(jù)居民的收入水平和風(fēng)險(xiǎn)偏好提供個(gè)性化服務(wù)也至關(guān)重要。應(yīng)通過充分了解客戶的具體情況，包括資金狀況、投資目標(biāo)、風(fēng)險(xiǎn)承受能力等，為他們提供更有針對(duì)性的服務(wù)。在此過程中，應(yīng)積極推動(dòng)金融創(chuàng)新，不斷開發(fā)新金融產(chǎn)品和服務(wù)，以適應(yīng)市場(chǎng)的不斷變化和發(fā)展。此外，金融機(jī)構(gòu)還可以加強(qiáng)對(duì)金融產(chǎn)品的宣傳，拓寬渠道吸引投資者，講解自己的金融產(chǎn)品，吸引投資者參與，從而提高金融產(chǎn)品的知名度和市場(chǎng)占有率。

第三，對(duì)于政府，應(yīng)積極呼吁新婚家庭擺脫傳統(tǒng)觀念的束縛，借生育限制放松的“東風(fēng)”緩解中國(guó)居高不下的性別失衡問題。對(duì)于引發(fā)男方家庭焦慮的“天價(jià)彩禮”現(xiàn)象，政府可通過加強(qiáng)社會(huì)輿論引導(dǎo)、建立彩禮協(xié)商與糾紛解決機(jī)制等方式推動(dòng)移風(fēng)易俗，降低婚戀活動(dòng)中的不合理支出。對(duì)于一些性別失衡嚴(yán)重、男性婚配壓力過大的地區(qū)，政府可適當(dāng)鼓勵(lì)人口流動(dòng)，通過跨區(qū)域婚配來(lái)緩解婚戀市場(chǎng)亂象。此外，繼續(xù)堅(jiān)持“房住不炒”的政策，因地制宜地進(jìn)行房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控，抑制房產(chǎn)價(jià)格泡沫，引導(dǎo)家庭進(jìn)行適度的多元化金融投資，讓家庭財(cái)富得到合理的配置和增值。最后，加強(qiáng)金融知識(shí)普及宣傳，引導(dǎo)居民對(duì)資本市場(chǎng)的基本功能、定位、風(fēng)險(xiǎn)和收益的關(guān)系形成正確認(rèn)識(shí)，鼓勵(lì)長(zhǎng)期投資、價(jià)值投資、理性投資，推動(dòng)金融體系健康發(fā)展。同時(shí)，政府還應(yīng)加強(qiáng)對(duì)金融風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)警和防范，避免金融風(fēng)險(xiǎn)對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)造成不良影響。

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編輯：鄭雅妮，高原

基金項(xiàng)目：北京師范大學(xué)引進(jìn)人才科研啟動(dòng)項(xiàng)目（310432101）。