1. 引言
央行发布的《2018年中国金融发展报告》阐述了当前国内金融市场规模持续扩大、金融市场参与主体类型和数量持续增加的特征，家庭作为金融投资决策的重要主体，其投资行为备受关注。家庭金融市场参与影响因素可分为家庭结构和家庭关系。2016年《中国家庭发展报告》表明国内家庭呈现出多样化的特点，人口老龄化和二胎政策促进了家庭结构的演变；不同的家庭关系孕育差别化的家庭纽带，影响成员的经济行为和心理特征。
传统研究多考虑家庭个体特征变量和地区经济现象，亦有部分学者将家庭社会网络纳入研究范畴，探索其与家庭金融市场参与之间的影响机制，但大多仅停留在家庭代际分布和家庭外部关系，甚少了解家庭成员质量和家庭内部关系对家庭金融市场参与的影响，本文则从此处着手，兼具理论价值和实际意义，不仅是对以往宏观和个体因素等关注变量的验证和补充，更为家庭理性参与股市和政府制定政策发挥了正向作用。
2. 文献回顾
家庭的投资决策需要综合考虑各项因素。学者们对家庭金融市场参与影响因素的研究主要集中在以下几方面：
首先，基本变量关注个体特征。尹志超、宋全云等(2014)基于2013年中国家庭金融调查数据探究了户主特征变量于金融市场参与的影响，发现金融知识能显著促进家庭配置风险资产 [1]，这和Rooij et al. (2011)运用2005年荷兰银行的家庭调查数据所得的结论一致 [2]。周弘 [3] (2015)研究发现消费者在金融教育方面的时间和货币投入对家庭股市参与有促进作用。
其次，家庭特征因素涉及较多。尹志超、吴雨等(2015)考察了家庭净资产与家庭参与正规金融市场的联系，结果表明显著促进 [4]，Ming (2019)也认为家庭净收入能促进家庭参与股市 [5]。卢亚娟、孟丹丹等(2019)聚焦了家庭人口结构对家庭股市参与的影响，认为金融投资决策受家庭代际人数差异的多元化影响 [6]。
最后，股市参与亦关乎社会互动。Ming & Robert (2015)研究发现家庭从事扫墓活动、保留家谱等家庭社会行为会增加风险投资几率 [7]，Ming (2019)通过在“信念”这个解释变量中渗透家庭社交关系，发现与工作场所相关的家庭股市参与最多，农业家庭反之 [5]。朱光伟、杜在超等(2014)指出信息渠道更有效的家庭更愿意投资股票，并认为关系能够明显提升股市参与水平 [8]。
综上所述，已有较多学者关注家庭金融市场参与和金融资产配置，但着眼于家庭质量结构及其内部关系的文章甚少，本文从家庭成员结构的多维度出发，除探究子女数量对家庭金融市场参与的影响外，引入家庭各成员受教育程度和身体状况指标，丰富家庭结构指标体系，并充分考虑家庭关系，说明不同的“家庭内部互动”对股市参与和资产配置的影响，以完善家庭金融市场参与影响机制研究，帮助相关政府部门制定政策。
3. 模型与变量
3.1. 模型应用
本文应用Probit模型研究分析家庭结构与家庭关系对家庭金融市场参与的影响，模型如下：
(1)
(2)
Y1表示家庭参与金融市场与否，Y1 = 1为“是”，Y1 = 0为“否”，Y2同理；Financial_structure是本文中的“家庭结构”，Financial_relationship为“家庭关系”；α1、α2分别衡量了家庭结构、家庭关系对家庭金融市场参与的影响；X为包含人口特征统计、地区和经济因素的所有控制变量；u~(0, σ2)。
为进一步研究家庭结构对家庭金融资产选择的影响，选择Tobit模型，如下：
(3)
上式中，Financial_structure说明同上，Y代表风险资产或股票资产占金融资产的比重，Y*是界定在(0,1)之内的的观测值，表明两类资产各自占据金融资产的比重。
3.2. 数据来源与变量选取
本文采用西南财经大学提供的2015年“中国家庭金融调查”问卷数据结果，涵盖了全国29个省363个县1439个村(居)委会，总计37,289户家庭，涉及人口统计特征、资产与负债、收入与支出等各项基础信息。本文剔除了家庭年收入和净资产小于零的样本。下面就家庭结构和家庭关系的指标界定和其他所需变量进行必要说明。
3.2.1. 被解释变量：金融市场参与、股市参与、风险资产占比、股票资产占比
风险资产配置主要考虑了股票、基金、金融理财产品、金融债券、企业债券、衍生品、非人民币资产等，并将现金、股票账户现金、政府债券、活期存款、定期存款等作为无风险资产。两者构成了家庭金融资产。家庭参与金融市场或股票市场分别用家庭是否持有风险资产或购买股票衡量，风险资产占比为风险资产占金融资产比重，股票资产占比则为股票资产与金融资产的比值。
3.2.2. 自变量：家庭结构指标、家庭关系指标
卢亚娟、孟丹丹等(2019)采用少年抚养比、老年赡养比来丈量家庭结构 [6]，缺乏对质量信息的关注，而本文不仅选取子女数量和儿子数量占比，还关注了拥有大专及以上学历(高等教育)的人数和身体欠佳的人数各自对家庭总人数的比重，共构造了4个代理指标。
关于家庭关系指标，与詹奕等(2015) [9] 相同，本文围绕接触频率、接受支持、提供支持这三个维度，选取了问卷中相对应的5个问题，剔除缺失样本后，采用迭代主因子法展开因子分析，可选因子为1个，用以表示家庭关系。
3.2.3. 其他控制变量
参考以往文献，本文选取了户主特征变量(户主年龄、性别、婚姻状况、农业户口等)和家庭经济特征变量(家庭收入和净资产、是否从事个体工商业)作为控制变量。为了控制省份地域差异，引用省份哑变量。表1为各变量的描述性统计：
Table 1. Descriptive statistics for variables
表1. 变量的描述性统计
从表1可得，样本中有14.8%的家庭参与金融市场，参与股票市场的家庭占比10.3%，表明中国家庭金融市场和股票市场参与的比例均较低。风险资产与金融资产的比值仅5.7%，表明家庭出于风险规避而较少选择风险资产。高等教育占比均值为28.6%，最大值、最小值分别是1、0，说明我国家庭整体受教育水平有待提高，家庭结构中的文化水平异质性大。身体欠佳占比的均值不及13%，说明身体较好的成员占大多数，家庭其他成员的陪护和医疗负担较轻。户主年龄的均值为53.3岁，可以看出户主大多已达到孕育子女的年龄，而其子女数量均值仅0.93，最大值为10，一定程度上表现了中国家庭受传统文化的禁锢和新兴文化的冲击，一部分家庭保留了“多子多福”的生育观念，而另一部分则可能顺应社会变迁，执行“丁克”理念。家庭关系指标的最大值与最小值相差近30，不同家庭的户主与父母的关系差异明显。
4. 实证分析及结果
4.1. 家庭结构与金融市场参与
4.1.1. 子女数量、儿子数量占比与家庭金融市场参与
家庭各代际人口数量是衡量家庭结构的重要指标，受如今人才竞争激烈的社会环境影响，子女教育即人才培养成为许多家庭投入的重点，且中国传统家庭体系中的“重男轻女”思想导致未成年人培育和成年后的代际支持存在性别差异 [10]，因此本文特取子女数量和儿子数量占比为家庭人口分布代表，检验其会否显著影响家庭的金融市场参与和股市参与。
Table 2. Effects of the nnumber of children and the proportion of sons on financial markets participation
表2. 子女数量、儿子数量占比对金融市场参与的影响
注：*、**、***表示0.1、0.05、0.01的显著水平；括号内是标准差；已控制省份固定效应。
表2第(1)、(2)列为子女数量作为解释变量的估计结果，第(3)、(4)列则以儿子数量占比为解释变量。
针对关注变量，以第(1)列为例，子女数量的系数为−0.125，显著水平为1%，计算得其边际效应为−0.02，即家庭每增加1个孩子，家庭金融市场参与的可能性降低2%。一定程度上说明子女越多，家庭投资金融市场的概率越低。由第(3)列可知，儿子数量占比同样对金融市场参与有抑制作用。
对于控制变量，估计中引入家庭总收入和家庭净资产以控制家庭经济因素。通过第(1)列可得，家庭收入(对数)及家庭净资产(对数)的系数分别为0.199、0.009，因而收入越丰厚、净资产积累越多的家庭越有可能参与金融市场。同时，自营工商业的家庭会更愿意进入金融市场，这是因为自营工商业能扩大家庭收入的增长空间，并增加了依靠投资分散风险的意愿。风险厌恶程度越高，为规避风险而越少参与金融市场。年龄的逐年增长、财富的不断积累，同样能提升家庭股票市场的参与率。另外，由于知识欠缺、信息闭塞及经济欠发达等原因，农村家庭相较于城市家庭较少投资金融市场和股市。
从第(2)、(4)列，发现子女数量和儿子数量占比对家庭股票市场参与同样具备显著的反向影响。综合上述结果，可知子女越多、儿子占比越大，家庭越不可能进入金融市场和投资股市。
4.1.2. 高等教育、身体欠佳占比与家庭金融市场参与
家庭结构不仅关乎人口数量特征即家庭代际分布，更同家庭成员素质教育和身体状况等质量特征密切相关。接下来就受高等教育的人数和身体欠佳的人数分别在家庭成员总数中的占比研究其对家庭金融市场参与的影响，见表3。
Table 3. Effects of the proportion of people in higher education or poor health on financial markets participation
表3. 高等教育、身体欠佳占比对金融市场参与的影响
为节约篇幅，省略控制变量，下文表格同理。
结果显示，高等教育占比的系数均为正，说明家庭中接受高等教育的人数比重越高，家庭越有可能投入金融市场和股票市场，原因可能在于教育水平的提高带来的金融市场认知度和获利信心的提升。后两列中，身体欠佳占比的系数均为负，第(3)列的边际效应为0.08，第(4)列的边际效应为0.07，表明家庭中每增加1个身体不好(或非常不好)的人，家庭参与金融市场和股票市场的概率会分别降低8%和7%，可见身体欠佳占比增大会阻碍家庭参与金融和股票市场。
4.2. 家庭关系与金融市场参与、金融资产选择
我国家庭历来以社会组织单位的形式被牢牢稳固，导致家庭成为与人们形影不离的寄托或束缚。金融市场参与作为一项度量金融发展状况的微观行为，同“关系”的联系密不可分。以往文献就“关系”变量，多用社会互动衡量家庭关系，其“关系”体系包含在外就餐支出、娱乐和通信支出等，视野局限于家庭以外，而对家庭内部关系纽带尚且缺乏深入研究，文献支持也较少。前文给予了家庭关系严格定义，接下来就家庭关系对金融市场参与、家庭资产选择的影响进行探究分析。表4给出了针对不同类型变量分别利用Probit模型、Tobit模型进行回归的结果。
Table 4. Effects of family relations on financial market participation and financial asset selection
表4. 家庭关系对金融市场参与、金融资产选择的影响
第(1)列报告家庭关系的系数为0.159，且计算得边际效应0.03，第(2)列显示系数为0.132；第(3)列报告家庭关系的边际效应为0.092，最后一列为0.075。由此可见，在控制户主特征变量、家庭经济因素和地区因素后，良好的家庭关系水平不仅能使家庭更高程度地参与金融市场、投资股票，还能扩大其风险资产和股票资产持有比例。这是因为，户主与父母之间较高的接触频率、较大的相互支持力度，使得家庭拥有更充足的情感共通度和经济支撑力，一定程度上会削弱其在参与金融市场和配置金融资产上的风险厌恶心理，提升参与度和对风险资产的需求。
5. 稳健性检验
为检验上述结果的稳健性，本部分对家庭结构中的子女数量进行分组处理，1 = “子女数 > 2”代表充足的子女数量，0 = “子女数 ≤ 2”表明家庭子女数较少。表5说明孩子的增加，会导致家庭更低程度的融入金融市场，尤其是股票市场。另外，剔除了家庭关系中父母在决策中起决定作用的样本。表5显示，家庭关系的系数依然显著为正，证明结果稳健。
Table 5. Effects of the number of children, family relations on financial market participation: robustness test
表5. 子女数量、家庭关系对金融市场参与的影响：稳健性检验
6. 结论与政策启示
家庭结构和家庭关系的差别化使得家庭的投资行为呈现异质性，本文以两者对家庭金融市场参与是否有影响以及如何影响为研究主题。主要结论有：子女越多、儿子占比越大，家庭越不愿意参与金融市场、股票市场；高等教育人数占比对家庭金融市场参与度有促进作用的同时，身体欠佳人数占比相反；家庭关系可以对家庭投入金融市场产生显著的正向影响，并增大其金融市场及股市参与度。另外，本文赋予子女数量以0~1分类并剔除家庭结构中父母负责关键决策的样本后发现结果仍旧稳健。
本文的贡献在于，用教育水平和身体状况阐释家庭结构，构造质量指标以补充过去仅用数量指标衡量家庭结构的缺陷，全面考察了家庭结构对金融市场参与的影响。同时，关注家庭内部成员关系，运用囊括物质和心理特征的家庭关系衡量指标，将家庭内部关系引入金融研究领域。本文的不足之处在于，探究家庭关系对金融市场参与的影响时，涉及的主体局限于户主与父母。同时，家庭结构中除孩子外其余主体的分布也对家庭投资决策有重要影响。
本文研究表明，家庭结构和家庭关系能显著作用于家庭金融市场参与度和资产配置比例，为优化家庭资产、推动金融发展，建议政府着力提升教育改革力度、完善社会保障及收入分配制度，利用转移性支出补贴鼓励节假日家庭团聚，以积极投入和谐家庭建设，在推动金融市场进步的同时，促进和谐社会发展。