少儿抚养对家庭金融市场参与的影响——基于2018年CFPS数据的实证研究

尹盼盼 周启清

一、引 言

在综合考虑我国国民经济与社会发展的现实需求基础上，为促进人口长期均衡发展，保障人力资源有效供给，为我国经济高质量发展保驾护航，自2013年11月开始，我国先后实施了单独二孩政策、全面二孩政策、放开三孩政策以激励居民生育行为。然而，生育问题不只是一个简单的生育意愿问题，还应充分考虑孩子的抚养与未来发展问题。生育孩子是基于家庭经济能力作出的一种理性决策。因此，单独二孩政策、全面二孩政策的实施效果未能达到预期。有效激励居民的生育意愿，提高我国总和生育率，必须采取更多的保障政策，切实增加居民收入，减轻居民养育成本。现有研究表明，在其他条件不变的前提下，家庭金融是家庭增收的重要路径。基于此，有必要对少儿抚养比与家庭金融市场参与的关系进行深入研究，从而优化家庭金融资产配置结构，实现家庭金融高质量发展，最终减轻家庭的少儿抚养负担，提高整个社会的总和生育率。

目前，学者们已经对少儿抚养与家庭金融市场参与问题进行了有益的探索。部分学者认为，少儿抚养比的提升减少了家庭的金融市场参与行为。王子城（2016）通过运用Logit模型，发现人口抚养负担的上升会减少家庭的金融市场参与行为，并降低对股票等风险资产的投资。[1]卢亚娟、刘澍（2017）运用倾向值匹配法实证研究了“全面二孩”政策对家庭资产配置的影响，发现在其他条件相似的情况下，生育二胎将减少家庭金融资产总量，降低风险资产占比，原因在于家庭会在养育二胎后追求更加稳健的投资。[2]王翌秋、王昊宇（2018）指出，由于父母与子女之间存在明显的利他主义动机和遗产性动机，所以处在满巢期阶段的家庭，当子女数量增加时，会增加房地产的持有量，减少金融资产投资行为。[3]潘文东（2021）基于Probit模型与Tobit模型的实证研究结果，发现子女数量增加减少了家庭的金融市场参与行为，降低了家庭风险资产配置比重，且子女数量越多，这种影响越大。[4]

另一部分学者认为，少儿抚养比提升促进了家庭金融市场参与行为。蓝嘉俊、杜鹏程、吴泓苇（2018）借助2013年我国家庭金融调查数据，研究了家庭人口结构与风险资产选择的关系，发现少儿抚养比提高会增加家庭金融市场参与行为，提高风险资产的配置比重，原因是少儿抚养比的提升提高了家庭风险偏好程度。[5]贾男、周颖、杨天池（2021）发现，二孩家庭比未生育二孩家庭参与金融市场的概率高5.25%，风险资产持有比例高10.3%，其影响机制是孩子数量增多会促使家庭面临更多的即期和预期支出，因此家庭倾向于投资回报较高的资产。[6]

综上所述，学者们对少儿抚养与家庭金融市场参与之间的关系进行了积极探讨，但未能达成共识，因此有必要针对该问题进行深入研究。本文综合运用背景风险理论、马斯洛需求理论、期望效用理论，并结合我国金融市场发展和居民金融素养的实际情况，从时间成本、投资资本、风险偏好、金融市场风险影响、金融素养水平五个维度构建了少儿抚养比影响家庭金融市场参与行为的理论体系，并借助Logit模型和CFPS数据进行实证检验，进一步丰富和发展了相关研究体系。

二、少儿抚养比影响家庭金融市场参与行为机理分析

高少儿抚养比通过挤压闲暇时间、减少投资资本、改变风险偏好三种倾向，以及金融市场高风险、居民低金融素养的现实，减少了家庭的金融市场参与行为。

（一）闲暇时间挤压与家庭金融市场参与

少儿抚养比的提高会减少家庭参与金融市场投资的时间。在现代社会，抚养孩子涉及的活动日益增多，所需时间成本亦不断加大。除上班以外，家长要处理日常家务、接送孩子参加教育培训、辅导孩子完成家庭作业等诸多与孩子相关的事务，这就意味着在照顾孩子之余，能够用于其他事务的闲暇时间很少。而金融投资行为是一种需要耗费大量时间用于收集市场信息、作出投资决策、进行市场交易的行为。在瞬息万变的金融市场，想要从中获得收益，必须时刻关注金融市场动态，这就要求投资者必须为此耗费大量时间与精力，而这与照顾孩子所需的时间相冲突。尤其在“男主外，女主内”的传统观念影响下，家庭日常事务、养育子女等活动通常都由女性承担，家庭财务一般也由女性主导。由此可见，抚养少儿比提高后，家庭可用于金融市场投资的闲暇时间被大幅压缩，家庭投资金融产品的概率也即随之减少。

（二）投资资本减少与家庭金融市场参与

家庭可支配收入多少是决定家庭是否积极参与金融市场的重要因素。少儿抚养比的提升挤压了家庭金融市场参与的投资能力。马斯洛需求理论认为，人的需求由低到高分为五个层面，只有满足低层次需求以后，才会追求更高层次的需求。家庭的金融资产配置行为亦是如此。家庭的金融资产只有先满足了交易动机、预防动机等低层次金融需求之后，才会产生投资理财等高层次金融需求。一旦开始抚养孩子，必然会产生孩子的医疗、教育、日常消费等低层次金融需求，进而对家庭金融市场投资能力产生“挤出效应”。特别是伴随着教育的持续“内卷”，“不能让孩子输在起跑线上”、“再苦也不能苦孩子”等思想盛行，导致抚养孩子的成本愈加高昂。根据王志章和刘天元（2017）的估算，广州的二孩生育成本约为87万元，重庆和武汉的二孩生育成本约为73万元，南昌和潍坊约为50万元，玉溪约为40万元。[7]在孩子抚养成本不断增加的同时，我国作为一个发展中国家，人均可支配收入水平尚处于一个相对较低的水平。同时，2019年我国家庭负债率已经高达55%，相当大比例居民家庭负债率达到了难以承担的水平。所以伴随着少儿抚养比的提高，我国家庭可用于投资金融风险产品的可支配收入不断减少，而且现行金融投资市场的门槛又比较高，这变相地将部分家庭金融参与者排除在外，使得部分家庭减少了金融市场的参与行为。

（三）风险偏好改变与家庭金融市场参与

伴随着少儿抚养比的上升，子女的教育、医疗、日常生活支出等消费支出也不断增加，家庭可用于投资金融产品的可支配收入下降。可支配收入水平的下降，会产生两个消极结果。其一，可支配收入减少后，在进行投资时，投资项目的分散性变差，相应的金融投资风险就更高；其二，可支配收入降低，意味着家庭承担金融风险的能力下降。基于以上两个事实的分析，可以明确家庭参与金融市场的风险激增，所以家庭对财务安全产生担忧，为应对以后少儿抚养所需的教育、医疗、日常生活等消费支出，实现效用最大化，保障现金流的稳定，获得财务安全感，在抚养孩子这个家庭生命周期内，家庭的金融风险投资偏好就转向于低风险金融投资，储蓄动机增强，进而显著减少对股票市场等风险性金融市场的参与。

（四）金融市场风险与家庭金融市场参与

我国目前的资本市场中，上市公司质量欠佳，缺乏真正达到价值投资标准的优质企业。加之部分监管制度不完善，以乐视等为代表的一批企业，通过讲故事、伪造虚假财务数据等行为操纵股市，欺骗广大投资者，导致我国股市长期低迷，股价波动无序，投机炒作现象盛行，单个投资者很难从中获得稳定的投资收益。与此同时，前期看起来很好、影响很大的互联网金融理财产品不断爆雷，坑害了大批投资人，极大地打击了投资者对股市的信心。因此，在当前我国的金融市场中，投资者预期遭受损失的概率极大，获得收益的概率较小。一般来说，在抚养孩子后，家庭会产生高风险金融投资与低风险金融投资两种风险偏好，但由于我国当前金融市场高风险的特征，减少高风险的金融投资必然成为理性投资者的选择。

（五）金融素养与家庭金融市场参与

陈学招和张雯佳（2018）、赵国庆和周学琴（2021）等学者的研究均表明，金融素养提升与家庭金融市场参与之间呈现正相关关系。[8]-[9]较高的金融素养会促进家庭参与金融市场，反之，较低的金融素养则会阻碍家庭的金融市场参与行为。当前，我国居民的金融素养处于中等偏低水平（陶维荣，2021）。[10]本文对中国家庭追踪调查数据库（CFPS）2018年关于定期存款、通货膨胀、投资风险三个问题的回答情况进行了统计，共获得8758个有效调查数据，但仅有590个受访者正确回答了全部问题，平均每位受访者仅正确回答1.14个问题。这表明，我国居民对定期存款、通货膨胀、投资风险的认识尚处于一个较低的水平。较低的金融素养，代表着居民对家庭参与金融市场的积极效应的认知还有待提升。由于未能充分认识参与金融市场对家庭的财富效应，部分居民主观上不愿意投资金融风险产品。

三、数据来源、变量选取与模型构建

（一）变量选取

被解释变量：借鉴张正平和卢欢（2021）的做法[11]，本文以金融市场参与情况为被解释变量，具体调查问题为“您家现在是否持有金融产品？如股票、基金、国债、信托产品、外汇产品等”，取值方法为“是”等于1，“否”等于0。

解释变量：参考李婧和许晨辰（2020）的做法[12]，以少儿抚养比作为家庭人口年龄结构变量。少儿抚养比为家庭中14岁及以下家庭成员占15～64岁家庭成员的比重。

控制变量：背景风险（Background Risk）理论表明，家庭进行投资时还需要考虑家庭成员健康、务工收入等风险。本文从家庭与户主两个层面选取控制变量，将回答家庭财务问题的受访者视为户主。在家庭层面，选取全部家庭纯收入、家庭净资产作为控制变量；在户主层面，选取年龄、年龄的平方、性别、婚姻情况、受教育年限、健康水平为控制变量。

（二）模型构建

由于被解释变量金融市场参与情况为离散型变量，故选取Logit模型分析少儿抚养比与家庭金融市场参与行为之间的关系。构建实证模型如下：

其中，ft200i为被解释变量，表示家庭i的金融市场参与情况；childi是解释变量，表示家庭i的少儿抚养比；controli为控制变量，由家庭i的全部家庭纯收入fincome1、家庭净资产total_asset、户主年龄age、年龄的平方、性别gender、婚姻情况marriage_18、受教育年限cfps2018eduy_im、健康水平qp201构成；εi为随机变量。

（三）数据情况说明

本文研究数据为2018年中国家庭追踪调查数据库（CFPS）的横截面数据，在依据实证要求进行选取后，共得到10604个有效样本。其中，为削弱模型的共线性、减少异方差，参考王子城（2016）[1]、齐红倩和刘岩（2020）[13]的做法，对全部家庭纯收入、家庭净资产进行取对数处理；户主性别的取值标准为男性等于1，女性等于0；婚姻情况的取值标准为“在婚（有配偶）”取值1，“未婚”、“离婚”、“同居”、“丧偶”等情况取值0；户主健康情况的取值标准为不健康取0，一般、比较健康、很健康、非常健康取1；年龄的平方，依据张正平和卢欢（2021）的做法[11]，由年龄的二次方除100求得。表1展示了相关指标的描述性统计结果。

表1 变量的描述性统计结果

四、少儿抚养比影响家庭金融市场参与行为的实证分析

（一）基准回归结果分析

在基准回归中，本文使用逐步回归法。表2显示，在先后加入家庭层次控制变量与户主层次控制变量的情况下，少儿抚养比的系数始终为负，且通过了1%的显著性水平检验，表明少儿抚养比的提升会阻碍家庭对金融市场的参与；边际系数为-0.028或-0.023，表明少儿抚养比提升1个百分点，家庭投资金融产品的概率就下降2至3个百分点。

表2 基准回归与稳健性检验结果统计

基准回归结果亦表明，全部家庭纯收入、家庭净资产与家庭金融市场参与呈正相关关系，家庭拥有更多的可支配收入、拥有更多的家庭资产，家庭越有能力参与金融市场投资，这与常识性分析结果相符合。性别与家庭金融市场参与之间呈负相关关系，这与郭峰和王瑶佩（2020）[14]、张正平和卢欢（2021）[11]的研究结果一致，当女性作为家庭财务实际控制人时，更倾向于投资金融产品。年龄与家庭金融市场参与的关系与车树林和王琼（2016）[15]的研究结果一致，二者为“倒U型”关系，即伴随着年龄的增长，在一定年龄之后，居民的金融投资欲望下降。受教育年限与金融市场参与之间为显著正相关关系，这与王子城（2016）[1]、周天芸等（2019）[16]的研究结果一致。一般来说，人们受教育程度越高，对金融市场信息的获取能力与辨别能力愈强，亦愈有经济条件对金融产品进行投资。婚姻情况与家庭金融市场参与之间呈负相关关系，健康情况与家庭金融市场参与之间呈正相关关系，但均未通过显著性检验。

注：①*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平；②括号内为各统计量的t值；③以下各表与此表相同。

（二）稳健性检验

稳健性检验是实证分析的重要组成部分，它能够有效验证评价方法和指标的解释能力。由于样本数量与指标的有限性，本文使用补充变量法与改变样本容量法进行稳健性检验。

1．补充变量法

为了保证基准回归的检验结果真实可信，本文采用补充变量法进行稳健性检验。金融素养是影响家庭金融市场参与的重要因素。居民的金融素养越高，对金融市场的认知越深刻，越能显著意识到参与金融市场的益处，并拥有比普通人更强的投资信心。陈学招和张雯佳（2018）、赵国庆和周学琴（2021）等学者的研究表明，金融素养提升与家庭金融市场参与之间呈现正相关关系。[8]-[9]本文参考曾志耕、何青、吴雨等（2015）的思路[17]，以家庭金融知识得分总和表示金融素养，根据定期存款、通货膨胀、投资风险三个问题判断金融素养，设三道题的正确答案为1，其余为0，将三道题的正确得分总和视为金融素质得分。

互联网信息渠道的使用亦是影响家庭金融市场参与程度的重要因素。王智茂等（2019）[18]、张正平和卢欢（2021）[11]均认为，互联网信息渠道的使用有助于提升家庭金融市场参与程度。互联网服务能够为投资者提供更多的金融市场信息，缓解金融市场信息不对称问题，提供更便捷的金融产品服务渠道，降低交易成本，从而提升家庭参与金融市场投资的积极性。本文以户主使用移动设备上网的情况作为衡量互联网信息渠道使用情况的指标，取值标准为上网等于1，不上网等于0。

2．改变样本容量法

张正平和卢欢（2021）等学者的研究表明，年龄与家庭金融市场参与之间呈现“倒U型”关系。伴随着年龄的增长，在一定年龄之后，人们的金融投资欲望下降[11]。同时，在年龄超过一定界限后，老人们不仅不能照顾少儿，反而开始需要他人的照顾。所以，有必要剔除样本中的年龄极大值样本。此外，一般而言，大学生毕业与参加工作的年龄在22岁左右，拥有稳定收入之后，个人才有更高的投资能力；同时，我国男性的法定结婚年龄是22岁。因此，有必要剔除样本中的年龄极小值样本。综上所述，本文将样本中的极端值剔除，选取22-65岁的数据重构研究样本，从而得到最适合本文研究目的的样本来检验结论是否依然稳健。

稳健性检验结果如表2所示，在补充遗漏变量金融素养和互联网信息渠道使用情况以后，或者重构研究样本进行回归以后，核心解释变量少儿抚养比只是边际系数大小发生变化，系数的符号方向与显著性水平均未发生改变，从而证明了前文结果是可信的。

（三）内生性问题处理

内生性问题是实证类文章必须解决的问题。在本文的模型设定中，可能存在遗漏解释变量、测量误差、变量互为因果等现象，从而引起内生性问题。一方面，影响家庭金融市场参与的因素是多种多样的，除少儿抚养比、年龄、家庭净资产、家庭纯收入、受教育年限等因素以外，还受到文化、户主风险偏好、社会氛围等难以测度因素的影响。另一方面，少儿抚养比在影响家庭金融市场参与的同时，家庭金融市场参与也在影响少儿抚养比。

为了减少模型中可能存在的内生性问题，本文借鉴李婧和许晨辰（2020）的做法[12]，以是否为双独或单独家庭作为工具变量。表3中的结果显示，在第一阶段回归中，是否为双独或单独家庭与少儿抚养比显著正相关，且F值为1241.91，这说明是否是双独或单独家庭不是少儿抚养比的弱工具变量，是否为双独或单独家庭均可以有效代表少儿抚养比；第二阶段的回归结果表明，少儿抚养比的系数依然为负，且通过了1%的显著性水平检验，这进一步验证了基准回归的检验结果是可靠的。

表3 内生性检验结果统计

五、结论与建议

（一）结论

综合运用马斯洛需求理论、背景风险理论、期望效用理论、家庭生命周期理论、前景理论等可以发现，在其他条件不变的情况下，由于需要抚养孩子的缘故，可用投资时间被挤占，投资资金缩水，家庭的投资偏好趋于稳健。加之我国金融市场发展还不完善，缺乏高质量的金融产品，金融投资风险大，我国居民的金融素养又相对较低，对家庭金融的财富效用认识不足，这五大因素共同导致我国少儿抚养比的提升会减少家庭的金融市场参与行为。基准归回、稳健性检验的结果均从实证的角度证明了这一假设的正确性。

（二）建议

1．普及金融知识，提高居民金融素养

思想是行动的先导，只有让居民充分认识到参与金融市场的积极效用，居民才会主动购买金融产品。因此，相关机构应该制定各种有力措施，充分发挥科协的重要职能，努力提升居民的金融素养。这些措施应是多种多样的，应线上与线下相结合，包括进一步推广金融知识、出版金融知识科普书籍、拍摄金融知识与防诈骗宣传片、举行各类金融知识竞赛、举办面向公众的金融基础知识讲座、开设普及金融知识的免费网络课程等。

2．发展专业化投资机构，壮大机构投资者

由于照顾孩子所需的时间极大地挤压了能用于投资的时间，而金融投资行为又需要耗费大量的时间，二者产生了强烈冲突。同时，相对较少的资金进入金融市场，难以形成合理的资产配置，风险难以分散。因此，有必要大力发展专业化投资机构，推动机构投资者的规模与水平迈向一个新的发展阶段。机构投资者是进行有价证券投资活动的专业机构，具有专业素质高、信息收集与分析能力强等优势。个人投资者将资金委托给机构投资者，可以节省自己进行数据收集与分析的时间，实现专业的人做专业的事，同时优化资产结构，降低风险。

3．优化金融产品供给体系

我国居民的人均可支配收入较低，家庭负债率却高达55%，在满足低层次的金融需求后，剩下的可用于购买金融产品的资金规模就相对很小。同时，在抚养孩子以后，家庭的投资倾向大都会转为低风险型。一种投资产品只有满足了投资者的投资需求才能畅销。因此，我国金融机构应该坚持金融供给侧结构性改革，主动对接投资者的投资需求，大力创新金融产品与服务，创新一批投资门槛低、金融风险小、投资收益高的高质量金融产品。

4．提高上市公司质量

在我国目前的资本市场中，优质上市企业长期缺位，相当一部分企业靠“讲PPT”、玩概念、编造虚假数据等蒙骗投资者，引发了“獐子岛扇贝出逃”、“康美药业299亿现金突然蒸发”、“浪奇洗衣粉不翼而飞”等种种股市乱象，坑害了大批投资人。因此，我国应充分发挥人民银行、证监会等监管机构职能，健全相关法律法规，严厉打击各类违法违规行为，提高监管部门的监管能力与监管水平，推动企业回归经营本业，最终让投资者能够放心持有公司证券，能够真正从资本市场中获利。

5．健全社会保障体系

在抚养孩子以后，投资者之所以会转为偏好低风险投资，预防性储蓄动机增强，根本原因在于社会保障体系不充分，抚养孩子的成本过高，相应的家庭承受风险的能力降低。如果能够进一步完善社会保障体系，减轻家庭的抚养负担，家庭可用于投资的资金增加，风险承受能力就会增强，家庭的风险偏好亦会转变，进而提高家庭参与金融市场的动力，形成居民收入与金融市场高质量发展的良性互动，最终有效激励居民的生育行为。因此，相关机构应该采取各种积极措施，构建一个覆盖医疗、教育等各方面的社会保障体系，维护居民合法权益，有效降低家庭养育成本。