劉 娜，劉國(guó)武

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105)

一、引言

近年來(lái)，我國(guó)家庭資產(chǎn)規(guī)模迅速擴(kuò)大。中國(guó)人民銀行調(diào)查統(tǒng)計(jì)司2020年調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)城鎮(zhèn)家庭戶均總資產(chǎn)額近320萬(wàn)元，但家庭資產(chǎn)分布不盡合理，房產(chǎn)在家庭總資產(chǎn)中占比近70%。這表明，我國(guó)家庭資產(chǎn)配置總體呈現(xiàn)品種單一化、風(fēng)險(xiǎn)集中化特點(diǎn)。同時(shí)，受計(jì)劃生育政策及傳統(tǒng)“男孩偏好”(Son Preference)觀念的深刻影響，我國(guó)新生人口呈現(xiàn)出“男多女少”的基本趨勢(shì)。第七次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)顯示，2020年我國(guó)出生人口性別比仍在111.3的高位。那么，居高不下的出生人口性別比與我國(guó)家庭過(guò)于集中的房產(chǎn)投資之間是否存在著某種關(guān)聯(lián)？利用多方數(shù)據(jù)，我們嘗試探察中國(guó)家庭房產(chǎn)配置與出生人口性別比之間的關(guān)系(見(jiàn)圖1)。因我國(guó)1998年開始全面實(shí)施住房商品化改革，考慮到子女成年后才能“獨(dú)立門戶”，圖1性別比數(shù)據(jù)為橫軸對(duì)應(yīng)年份往前追溯20年的我國(guó)出生人口性別比，可以發(fā)現(xiàn)，我國(guó)家庭房產(chǎn)配置占比與人口性別比均隨時(shí)間延續(xù)呈上升趨勢(shì)，而兩者的相關(guān)系數(shù)達(dá)0.897，說(shuō)明二者具有高度相關(guān)性。那么，在我國(guó)宏觀人口性別比失衡的背景下，微觀家庭子女性別是否會(huì)影響家庭住房資產(chǎn)配置呢？存在怎樣的影響？又將通過(guò)何種機(jī)制作用于家庭房產(chǎn)配置？本文擬就此問(wèn)題展開深入探討。

住房資產(chǎn)是我國(guó)家庭配置占比最高的實(shí)物資產(chǎn)，少數(shù)學(xué)者也曾圍繞子女性別對(duì)家庭房產(chǎn)配置的影響展開探討。Clark(1992)基于美國(guó)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，擁有多個(gè)異性別子女的家庭將顯著增加房間數(shù)需求。[1]1291-1302易成棟等(2018)基于中國(guó)城市數(shù)據(jù)展開的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，有男孩的家庭比沒(méi)有男孩的家庭將擁有更大的住房建筑面積，更可能配置多套房產(chǎn)。[2]100-107但這些文獻(xiàn)并未進(jìn)一步剖析子女性別結(jié)構(gòu)對(duì)家庭房產(chǎn)配置產(chǎn)生影響的路徑和機(jī)制。本文擬在前人文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上，使用最新家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)系統(tǒng)考察子女性別對(duì)我國(guó)家庭房產(chǎn)配置的影響，并深度剖析子女性別影響家庭房產(chǎn)配置的作用機(jī)制，以期對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)形成補(bǔ)充。

本文擬采用中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)2017年數(shù)據(jù)考察子女性別對(duì)中國(guó)家庭房產(chǎn)配置的影響，并探討子女性別影響家庭資產(chǎn)配置的動(dòng)因?？赡艽嬖谝韵逻呺H貢獻(xiàn)：(1)從子女性別角度探查我國(guó)家庭房產(chǎn)配置差異化現(xiàn)象。此項(xiàng)考察既拓展了家庭資產(chǎn)配置問(wèn)題的文獻(xiàn)研究，也為優(yōu)化我國(guó)家庭資產(chǎn)配置提供了實(shí)踐指導(dǎo)。(2)與已有文獻(xiàn)不同本文僅針對(duì)家庭房產(chǎn)配置展開探討。家庭可持有的資產(chǎn)種類繁多，持有比例各異，不可一概而論。本文靶向中國(guó)家庭資產(chǎn)占比最高的住房資產(chǎn)展開探討，使家庭資產(chǎn)配置相關(guān)分析更具有針對(duì)性，也更符合中國(guó)家庭大部分資產(chǎn)配置為房產(chǎn)的事實(shí)。

二、數(shù)據(jù)介紹與模型構(gòu)建

1.數(shù)據(jù)來(lái)源及描述統(tǒng)計(jì)

本文擬使用由西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心采集的中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)2017年數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)擁有樣本家庭有關(guān)住房資產(chǎn)及子女特征等詳細(xì)信息，為探察子女性別對(duì)家庭房產(chǎn)配置的影響提供了良好的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。因樣本家庭中40歲以上成年子女大都已婚獨(dú)立(1)CHFS 2017年數(shù)據(jù)顯示，40歲以上人群的已婚率為88%，戶主40歲以上的家庭房產(chǎn)持有率為94%。而40歲以下成年子女已婚比例為38.0%，30歲以下成年子女已婚比例僅為19.6%。，且1978年計(jì)劃生育政策實(shí)施當(dāng)年出生的孩子在CHFS 2017調(diào)查年份即將滿40歲，以40歲為界限可明確剔除計(jì)劃生育政策實(shí)施前后的群組(cohort)差異，因此本文將樣本限定在最大子女年齡在40歲以下的家庭。在處理缺失值和異常值后，我們的有效樣本為17 203個(gè)家庭。

樣本家庭描述統(tǒng)計(jì)展示見(jiàn)表1：

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

表1顯示，樣本家庭戶均持有房產(chǎn)1.15套，房產(chǎn)價(jià)值額74.24萬(wàn)元，持有房產(chǎn)111.20平方米。而戶均男孩數(shù)為0.92個(gè)，男孩占家庭子女總數(shù)61%，可見(jiàn)中國(guó)性別比失衡現(xiàn)象在家庭層面亦表現(xiàn)為子女性別比的失衡。進(jìn)一步地，我們?cè)谌珮颖局泻Y選出獨(dú)生子女家庭，以探察其家庭房產(chǎn)配置是否存在差異。表2的t檢驗(yàn)結(jié)果顯示，無(wú)論城鎮(zhèn)還是鄉(xiāng)村，獨(dú)生子家庭持有的房產(chǎn)套數(shù)、房產(chǎn)價(jià)值額、持有房產(chǎn)面積均顯著高于獨(dú)生女家庭(2)除農(nóng)村地區(qū)家庭房產(chǎn)價(jià)值額的差異不夠顯著外，其他差異至少在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。。這說(shuō)明，中國(guó)家庭房產(chǎn)配置確因子女性別存在顯著不同。那么，子女性別究竟在多大程度上影響我國(guó)家庭的房產(chǎn)配置呢？接下來(lái)我們將進(jìn)行更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證考察。

表2 家庭房產(chǎn)配置的子女性別差異：獨(dú)生子家庭VS獨(dú)生女家庭

2.模型設(shè)置

本文擬探查子女性別對(duì)家庭房產(chǎn)配置的影響。因新房是子女成婚“自立門戶”的重要前提，此處將著重探查子女性別對(duì)家庭持有房產(chǎn)套數(shù)的影響，家庭房產(chǎn)價(jià)值額、持有房產(chǎn)面積擬作為持有房產(chǎn)套數(shù)的替換變量在后續(xù)展開穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于部分樣本家庭并未擁有住房資產(chǎn)，家庭持有房產(chǎn)套數(shù)、房產(chǎn)價(jià)值額、持有房產(chǎn)面積數(shù)據(jù)是截?cái)嗟?Censored)，因此將運(yùn)用Tobit模型展開回歸分析。我們的估計(jì)函數(shù)設(shè)置如下：

y*=αChildGenderi+βX+ui

(1)

Y=max(0,y*)

(2)

其中，Y表示家庭持有房產(chǎn)套數(shù)；y*為家庭持有房產(chǎn)套數(shù)大于0(可觀測(cè))的部分；ChildGenderi是家庭子女性別，擬被量化為控制家庭孩童總數(shù)后的家庭男孩數(shù)，或男孩數(shù)占家庭子女總數(shù)的比率；X是控制變量，包括戶主年齡、性別、受教育年限、戶口類別、健康狀況等在內(nèi)的戶主特征變量，家庭總收入、總負(fù)債、是否持有多套房產(chǎn)、少兒人口比、老年人口比、孩子總數(shù)、子女最大年齡等家庭特征變量，以及城鄉(xiāng)地區(qū)、省份虛擬變量等地區(qū)特征。為排除家庭因投資增持房產(chǎn)的影響，特別控制了各省商品房銷售均價(jià)。展開穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)，被解釋變量Y替換為家庭房產(chǎn)價(jià)值額或持有房產(chǎn)面積。

然而，子女性別與家庭房產(chǎn)配置間可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，主要原因有二：其一，可能遺漏某些控制變量，家庭房產(chǎn)配置受到諸多因素的共同影響，雖盡可能多地控制相關(guān)影響因素，但仍可能遺漏諸如消費(fèi)習(xí)慣、家庭偏好等無(wú)法直接觀測(cè)的重要變量；其二，可能存在測(cè)量誤差，CHFS調(diào)查中家庭房產(chǎn)配置信息由受訪者主觀回答，因房產(chǎn)價(jià)值等屬于家庭敏感信息，可能存在錯(cuò)報(bào)、漏報(bào)等情況。有鑒于此，我們將基于工具變量法緩解可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。通常，居住在同一社區(qū)內(nèi)的家庭在收入水平、受教育程度等方面存在趨同，社區(qū)內(nèi)某個(gè)家庭生育多少孩子、是否受“男孩偏好”觀念的影響很可能與社區(qū)其他家庭具有較高相似度，而社區(qū)家庭生育決策對(duì)某個(gè)家庭的房產(chǎn)配置并不會(huì)產(chǎn)生直接影響。由此，我們借鑒尹志超、宋全云、吳雨(2014)的做法，使用“除自家以外的社區(qū)戶均男孩數(shù)/社區(qū)戶均男孩比例”作為工具變量展開實(shí)證分析。

三、實(shí)證分析

1.全樣本分析

表3展示了子女性別對(duì)家庭持有房產(chǎn)套數(shù)影響的回歸結(jié)果。其中列(1)和列(2)報(bào)告了控制家庭孩子總數(shù)后對(duì)“家庭男孩數(shù)量”展開的回歸分析結(jié)果，列(4)和列(5)報(bào)告了對(duì)“家庭男孩比例”的回歸結(jié)果。無(wú)論Tobit模型還是IV Tobit模型，回歸分析均表明，每多撫育一個(gè)男孩家庭持有房產(chǎn)套數(shù)將顯著增加，家中男孩比例每增加一個(gè)百分點(diǎn)家庭持有房產(chǎn)套數(shù)也將顯著增加(3)受篇幅所限，其他變量的回歸結(jié)果未予展示，感興趣的讀者可向作者索取。。此處，Wald檢驗(yàn)在5%的顯著性水平下拒絕了不存在內(nèi)生性的假設(shè)，而一階段回歸F值、T值及關(guān)鍵系數(shù)的顯著性均拒絕了“除自家以外社區(qū)戶均男孩數(shù)/男孩比例”為弱工具變量的假設(shè)。由此我們認(rèn)為，使用工具變量較好地緩解了本研究可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，因此后續(xù)分析將僅報(bào)告基于IV Tobit模型的回歸結(jié)果。

表3 子女性別對(duì)家庭持有房產(chǎn)套數(shù)的影響：全樣本

為驗(yàn)證上述回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，我們首先以剔除極端值的方式進(jìn)行檢驗(yàn)。收入是家庭資產(chǎn)配置的重要影響因素，我們首先去除家庭年收入過(guò)低(小于2 000元/年)的樣本展開檢驗(yàn)。表4列(1)和列(2)相關(guān)回歸結(jié)果不論從邊際效應(yīng)大小還是顯著性水平上均與表3全樣本回歸基本一致。我們還基于家庭持有房產(chǎn)套數(shù)變量進(jìn)行樣本縮尾處理，去除前后1%樣本展開檢驗(yàn)。如表4列(3)和列(4)所示，結(jié)果亦與表3基本一致。

表4 子女性別對(duì)家庭持有房產(chǎn)套數(shù)的影響：剔除極端值

接下來(lái)，我們將家庭持有房產(chǎn)套數(shù)替換為家庭房產(chǎn)價(jià)值額和持有房產(chǎn)面積來(lái)進(jìn)一步檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。表5 IV Tobit回歸結(jié)果顯示，男孩數(shù)量或男孩比例增加將顯著提升家庭房產(chǎn)價(jià)值額和持有房產(chǎn)面積，這表明子女性別對(duì)家庭房產(chǎn)配置的顯著影響不僅僅體現(xiàn)在增持房產(chǎn)套數(shù)上，同時(shí)也體現(xiàn)在提升房產(chǎn)價(jià)值額和持有房產(chǎn)面積上。

表5 子女性別對(duì)家庭持有房產(chǎn)價(jià)值額及房產(chǎn)面積的影響

綜上所述，子女性別的確顯著影響著家庭房產(chǎn)配置，男孩數(shù)量越多或男孩比例越高的家庭其持有房產(chǎn)套數(shù)會(huì)顯著增加，家庭房產(chǎn)價(jià)值額、持有房產(chǎn)面積顯著增多。

2.異質(zhì)性分析

前述分析雖將家中最大子女年齡控制在40歲以下，但0歲至40歲仍是一個(gè)較大的年齡跨度。子女性別對(duì)家庭房產(chǎn)配置的影響是否在不同年齡階段子女家庭中存在差異？本節(jié)將探討這一問(wèn)題。我國(guó)《民法典》規(guī)定，十八周歲以上的自然人為成年人，因此我們將有未成年子女的家庭劃歸為一組。第六次人口普查數(shù)據(jù)顯示，2010年我國(guó)平均初婚年齡為26歲且呈逐年上升趨勢(shì)。而依據(jù)《上海女性發(fā)展調(diào)研報(bào)告》(4)https://baijiahao.baidu.com/s?id=1618259656878501102&wfr=spider&for=pc。，2015年上海男性和女性平均初婚年齡分別為30.3歲和28.4歲，30歲以后結(jié)婚的人群越來(lái)越多?？紤]到我國(guó)幅員遼闊，各地青年結(jié)婚年齡存在較大差異(variation)，我們將子女最大年齡在18歲至34歲的家庭(子女最適婚年齡組)劃歸為一組，子女最大年齡在35～40歲的家庭(子女大部分已成婚)歸為第三組(5)樣本統(tǒng)計(jì)顯示，子女最大年齡在18～34歲組家庭的子女已婚率為22.5%；子女最大年齡在35～40歲組家庭的子女已婚率為68.2%。。

表6報(bào)告了依據(jù)子女年齡展開的分組回歸結(jié)果。分析表明，當(dāng)家庭子女年齡較小(0～17歲)或較大(35～40歲)時(shí)，男孩數(shù)量和男孩比例對(duì)家庭持有房產(chǎn)套數(shù)呈現(xiàn)中性，而顯著影響僅存在于子女最大年齡在18～34歲(最適婚年齡)的家庭中。這說(shuō)明，子女性別對(duì)家庭房產(chǎn)配置的顯著影響主要集中在子女適婚年齡階段。

表6 子女性別對(duì)家庭持有房產(chǎn)套數(shù)的影響：子女年齡三分組

此外，有研究表明，擁有不同收入水平的家庭其消費(fèi)結(jié)構(gòu)存在著一定差異。[3]3-16，[4]3-12那么，不同收入水平家庭中子女性別差異對(duì)家庭房產(chǎn)配置的影響是不是也存在某種差異？此處，我們將樣本家庭按收入水平由低到高排序并平均分為四組，對(duì)不同組別子樣本展開了回歸。表7回歸結(jié)果顯示，處于前50%分位的低收入家庭與75%～100%分位的高收入家庭(6)樣本描述性統(tǒng)計(jì)顯示， 50分位數(shù)樣本家庭的年收入為7.8萬(wàn)元，75分位數(shù)為14.89萬(wàn)元，而家庭年收入均值11.74萬(wàn)元位于二者之間。據(jù)此，我們把收入水平在樣本前50%的界定為低收入家庭，50%～75%之間的界定為中等收入家庭，75%～100%之間的界定為高收入家庭。，其持有房產(chǎn)套數(shù)對(duì)男孩數(shù)量和男孩比例并不敏感，而處于50%～75%分位的中等收入家庭，其男孩數(shù)量和男孩比例對(duì)家庭持有房產(chǎn)套數(shù)產(chǎn)生了顯著影響。這表明，子女性別對(duì)家庭房產(chǎn)配置的顯著影響更集中在中等收入家庭。

表7 子女性別對(duì)家庭持有房產(chǎn)套數(shù)的影響：家庭收入四分組

四、動(dòng)因辨析

前述研究證實(shí)，子女性別的確會(huì)對(duì)家庭房產(chǎn)配置產(chǎn)生顯著影響。那么，此種影響的作用機(jī)制是怎樣的呢？

為進(jìn)一步探究子女性別對(duì)家庭房產(chǎn)配置產(chǎn)生影響的可能途徑，我們整理了樣本家庭新購(gòu)住房目的調(diào)查信息，并以“家庭新購(gòu)/新建住房是否以子女結(jié)婚為目的”為被解釋變量對(duì)家庭基于子女性別的差異化購(gòu)房動(dòng)機(jī)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。表8 列(1)和列(2)回歸結(jié)果顯示，男孩數(shù)越多或男孩比例越高，家庭以子女結(jié)婚為購(gòu)房動(dòng)機(jī)的可能性越大。這說(shuō)明，相對(duì)于女孩，家庭更傾向于為男孩結(jié)婚新購(gòu)/新建住房；此外在中國(guó)傳統(tǒng)中，男孩肩負(fù)傳宗接代及未來(lái)贍養(yǎng)老年父母(即“養(yǎng)兒防老”)的責(zé)任。在資源既定前提下，中國(guó)家庭很可能更傾向于支持男孩接受更多的教育，使他們未來(lái)在勞動(dòng)力市場(chǎng)上更具競(jìng)爭(zhēng)力，這可能表現(xiàn)為家庭為男孩能夠接受更好的教育而購(gòu)買學(xué)區(qū)房。因此，我們進(jìn)一步從子女教育角度考察了子女性別是否對(duì)家庭房產(chǎn)配置產(chǎn)生影響。表8列(3)和列(4)報(bào)告的相關(guān)回歸結(jié)果均為負(fù)值且不顯著，這表明子女性別對(duì)家庭以子女教育為目的的購(gòu)房動(dòng)機(jī)并未產(chǎn)生顯著影響，家庭以子女教育為動(dòng)機(jī)的購(gòu)房行為并不會(huì)因子女性別差異而有所不同。綜上所述，相較于子女教育，以子女結(jié)婚為目的的家庭購(gòu)房需求更顯著地受到子女性別的影響，有男孩的家庭更可能為兒子準(zhǔn)備婚房而配置更多房產(chǎn)。Wei & Zhang(2011)曾提出競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄假說(shuō)，認(rèn)為在中國(guó)性別比失衡的地區(qū)，男孩父母會(huì)增加儲(chǔ)蓄以提高兒子在婚姻市場(chǎng)上的相對(duì)吸引力進(jìn)而增加兒子成婚概率。[5]511-564上述實(shí)證分析證實(shí)，“競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄假說(shuō)”的確在我國(guó)家庭房產(chǎn)配置層面得到了驗(yàn)應(yīng)。

表8 子女性別對(duì)家庭購(gòu)房動(dòng)機(jī)的影響：子女結(jié)婚V.S.子女教育(Probit模型)

五、結(jié)論

本文使用中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)2017年數(shù)據(jù)考察了子女性別對(duì)家庭房產(chǎn)配置的影響。以“除自家以外社區(qū)平均男孩數(shù)/男孩比例”為工具變量的IV Tobit回歸結(jié)果表明，家庭房產(chǎn)配置的確因子女性別存在顯著差異。主要結(jié)論如下：第一，每多撫育一個(gè)男孩，家庭持有房產(chǎn)套數(shù)將顯著增加，且房產(chǎn)價(jià)值額、家庭持有房產(chǎn)面積同步顯著增加?；诩彝ツ泻⒈壤笜?biāo)展開的回歸結(jié)果亦一致、穩(wěn)??；第二，子女性別對(duì)家庭房產(chǎn)配置的影響主要集中于18～34歲婚齡子女家庭，子女年齡較小或較大家庭的房產(chǎn)配置并不因子女性別存在顯著差異。同時(shí)，此種顯著影響主要集中在中等收入家庭，對(duì)低收入家庭和高收入家庭的影響并不顯著；第三，家庭購(gòu)房動(dòng)機(jī)分析表明，家庭更傾向于為男孩結(jié)婚新購(gòu)/新建住房，而以子女教育為動(dòng)機(jī)的家庭購(gòu)房行為并不因子女性別存在顯著差異。綜合上述結(jié)果我們認(rèn)為，有男孩的家庭為提高兒子婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力進(jìn)行的房產(chǎn)財(cái)富競(jìng)備很可能是中國(guó)家庭房產(chǎn)配置差異化的重要原因。

本研究也存在著一些不足，其中最重要的是，CHFS數(shù)據(jù)對(duì)城市信息進(jìn)行了“模糊化”處理，我們無(wú)法基于城市層面信息(如性別比、商品房銷售價(jià)格等)展開更細(xì)致的分析。利用更豐富的數(shù)據(jù)信息進(jìn)一步推進(jìn)子女性別對(duì)家庭房產(chǎn)配置影響的探討是我們未來(lái)的研究方向。

近年來(lái)我國(guó)人口性別比失衡現(xiàn)象依然嚴(yán)峻，男孩家庭為提高孩子婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力更傾向于增持房產(chǎn)以彰顯社會(huì)財(cái)富與地位，這很有可能造成家庭房產(chǎn)配置比例過(guò)高、家庭資產(chǎn)多樣性降低，引致家庭短期抗風(fēng)險(xiǎn)能力下降等一系列負(fù)面后果。有鑒于此，我們提出以下建議：第一，弱化“男孩偏好”觀念，倡導(dǎo)“生男生女都一樣”。在全面放開三孩生育政策基礎(chǔ)上進(jìn)一步出臺(tái)多維措施以減少生育性別選擇，降低出生人口性別比、優(yōu)化人口結(jié)構(gòu)，進(jìn)而降低男孩家庭在婚姻市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)壓力。第二，引導(dǎo)家庭優(yōu)化資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)。通過(guò)媒體宣傳、舉辦培訓(xùn)班等形式進(jìn)行家庭資產(chǎn)配置風(fēng)險(xiǎn)警示。引導(dǎo)家庭增持金融資產(chǎn)、工商業(yè)資產(chǎn)等流動(dòng)性資產(chǎn)，以增強(qiáng)家庭短期抗風(fēng)險(xiǎn)能力。