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user: 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 participatio (1) (2) (3) (4) 金融市场 股票市场 金融市场 股票市场 孩子数量 −0.125 *** −0.154 *** (0.012) (0.014) 儿子数量占比 −0.191 *** −0.275 *** (0.043) (0.052) 户主年龄 −0.003 0.012 * 0.004 0.019 *** (0.004) (0.005) (0.004) (0.005 男性 0.075 *** 0.063 ** 0.075 *** 0.061 * (0.022) (0.024) (0.022) (0.024) 婚姻状况 0.129 *** 0.010 ** 0.119 *** 0.086 * (0.031) (0.035) (0.031) (0.035) 农业户口 0.606 *** 0.589 *** 0.613 *** 0.599 *** (0.022) (0.025) (0.022) (0.025) 家庭收入(对数) 0.199 *** 0.201 *** 0.205 *** 0.206 *** (0.007) (0.009) (0.008) (0.009) 家庭净资产(对数) 0.009 *** 0.012 *** 0.010 *** 0.013 *** (0.002) (0.002) (0.002) (0.002) 个体工商业 0.110 ** 0.218 ** 0.217 ** 0.215 ** (0.070) (0.072) (0.071) (0.073) 风险厌恶 −0.168 *** −0.204 *** −0.169 *** −0.205 *** (0.007) (0.008) (0.007) (0.008) 农村 −0.868 *** −1.025 *** −0.884 *** −1.037 *** (0.040) (0.055) (0.039) (0.055) 观测值数 35889 35889 35899 35899 pseudo R 2 0.263 0.282 0.260 0.278 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 participatio (1) (2) (3) (4) 金融市场 股票市场 金融市场 股票市场 高等教育占比 0.895 *** 0.890 *** (0.033) (0.037) 身体欠佳占比 −0.485 *** −0.519 *** (0.054) (0.066) 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 selectio Probit模型 Tobit模型 (1) (2) (3) (4) 金融市场 股票市场 风险资产占比 股票资产占比 家庭关系 0.159 *** 0.132 *** 0.092 *** 0.075 *** (0.012) (0.013) (0.015) (0.017) 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。