劉 娜，劉國武

(湘潭大學 商學院，湖南 湘潭 411105)

一、引言

近年來，我國家庭資產(chǎn)規(guī)模迅速擴大。中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計司2020年調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，我國城鎮(zhèn)家庭戶均總資產(chǎn)額近320萬元，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，我國家庭資產(chǎn)配置總體呈現(xiàn)品種單一化、風險集中化特點。同時，受計劃生育政策及傳統(tǒng)“男孩偏好”(Son Preference)觀念的深刻影響，我國新生人口呈現(xiàn)出“男多女少”的基本趨勢。第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，2020年我國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家庭過于集中的房產(chǎn)投資之間是否存在著某種關聯(lián)？利用多方數(shù)據(jù)，我們嘗試探察中國家庭房產(chǎn)配置與出生人口性別比之間的關系(見圖1)。因我國1998年開始全面實施住房商品化改革，考慮到子女成年后才能“獨立門戶”，圖1性別比數(shù)據(jù)為橫軸對應年份往前追溯20年的我國出生人口性別比，可以發(fā)現(xiàn)，我國家庭房產(chǎn)配置占比與人口性別比均隨時間延續(xù)呈上升趨勢，而兩者的相關系數(shù)達0.897，說明二者具有高度相關性。那么，在我國宏觀人口性別比失衡的背景下，微觀家庭子女性別是否會影響家庭住房資產(chǎn)配置呢？存在怎樣的影響？又將通過何種機制作用于家庭房產(chǎn)配置？本文擬就此問題展開深入探討。

住房資產(chǎn)是我國家庭配置占比最高的實物資產(chǎn)，少數(shù)學者也曾圍繞子女性別對家庭房產(chǎn)配置的影響展開探討。Clark(1992)基于美國數(shù)據(jù)的實證分析發(fā)現(xiàn)，擁有多個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)基于中國城市數(shù)據(jù)展開的實證分析發(fā)現(xiàn)，有男孩的家庭比沒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但這些文獻并未進一步剖析子女性別結(jié)構對家庭房產(chǎn)配置產(chǎn)生影響的路徑和機制。本文擬在前人文獻研究的基礎上，使用最新家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)系統(tǒng)考察子女性別對我國家庭房產(chǎn)配置的影響，并深度剖析子女性別影響家庭房產(chǎn)配置的作用機制，以期對現(xiàn)有文獻形成補充。

本文擬采用中國家庭金融調(diào)查(CHFS)2017年數(shù)據(jù)考察子女性別對中國家庭房產(chǎn)配置的影響，并探討子女性別影響家庭資產(chǎn)配置的動因?？赡艽嬖谝韵逻呺H貢獻：(1)從子女性別角度探查我國家庭房產(chǎn)配置差異化現(xiàn)象。此項考察既拓展了家庭資產(chǎn)配置問題的文獻研究，也為優(yōu)化我國家庭資產(chǎn)配置提供了實踐指導。(2)與已有文獻不同本文僅針對家庭房產(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)配置相關分析更具有針對性，也更符合中國家庭大部分資產(chǎn)配置為房產(chǎn)的事實。

二、數(shù)據(jù)介紹與模型構建

1.數(shù)據(jù)來源及描述統(tǒng)計

本文擬使用由西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查與研究中心采集的中國家庭金融調(diào)查(CHFS)2017年數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)擁有樣本家庭有關住房資產(chǎn)及子女特征等詳細信息，為探察子女性別對家庭房產(chǎn)配置的影響提供了良好的數(shù)據(jù)基礎。因樣本家庭中40歲以上成年子女大都已婚獨立(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年計劃生育政策實施當年出生的孩子在CHFS 2017調(diào)查年份即將滿40歲，以40歲為界限可明確剔除計劃生育政策實施前后的群組(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個家庭。

樣本家庭描述統(tǒng)計展示見表1：

表1 變量描述性統(tǒng)計

表1顯示，樣本家庭戶均持有房產(chǎn)1.15套，房產(chǎn)價值額74.24萬元，持有房產(chǎn)111.20平方米。而戶均男孩數(shù)為0.92個，男孩占家庭子女總數(shù)61%，可見中國性別比失衡現(xiàn)象在家庭層面亦表現(xiàn)為子女性別比的失衡。進一步地，我們在全樣本中篩選出獨生子女家庭，以探察其家庭房產(chǎn)配置是否存在差異。表2的t檢驗結(jié)果顯示，無論城鎮(zhèn)還是鄉(xiāng)村，獨生子家庭持有的房產(chǎn)套數(shù)、房產(chǎn)價值額、持有房產(chǎn)面積均顯著高于獨生女家庭(2)除農(nóng)村地區(qū)家庭房產(chǎn)價值額的差異不夠顯著外，其他差異至少在5%的統(tǒng)計水平上顯著。。這說明，中國家庭房產(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家庭的房產(chǎn)配置呢？接下來我們將進行更嚴謹?shù)膶嵶C考察。

表2 家庭房產(chǎn)配置的子女性別差異：獨生子家庭VS獨生女家庭

2.模型設置

本文擬探查子女性別對家庭房產(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家庭持有房產(chǎn)套數(shù)的影響，家庭房產(chǎn)價值額、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。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)價值額、持有房產(chǎn)面積數(shù)據(jù)是截斷的(Censored)，因此將運用Tobit模型展開回歸分析。我們的估計函數(shù)設置如下：

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)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。展開穩(wěn)健性檢驗時，被解釋變量Y替換為家庭房產(chǎn)價值額或持有房產(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影響因素，但仍可能遺漏諸如消費習慣、家庭偏好等無法直接觀測的重要變量；其二，可能存在測量誤差，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)價值等屬于家庭敏感信息，可能存在錯報、漏報等情況。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)家庭生育決策對某個家庭的房產(chǎn)配置并不會產(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證分析。

三、實證分析

1.全樣本分析

表3展示了子女性別對家庭持有房產(chǎn)套數(shù)影響的回歸結(jié)果。其中列(1)和列(2)報告了控制家庭孩子總數(shù)后對“家庭男孩數(shù)量”展開的回歸分析結(jié)果，列(4)和列(5)報告了對“家庭男孩比例”的回歸結(jié)果。無論Tobit模型還是IV Tobit模型，回歸分析均表明，每多撫育一個男孩家庭持有房產(chǎn)套數(shù)將顯著增加，家中男孩比例每增加一個百分點家庭持有房產(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檢驗在5%的顯著性水平下拒絕了不存在內(nèi)生性的假設，而一階段回歸F值、T值及關鍵系數(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。由此我們認為，使用工具變量較好地緩解了本研究可能存在的內(nèi)生性問題，因此后續(xù)分析將僅報告基于IV Tobit模型的回歸結(jié)果。

表3 子女性別對家庭持有房產(chǎn)套數(shù)的影響：全樣本

為驗證上述回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，我們首先以剔除極端值的方式進行檢驗。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低(小于2 000元/年)的樣本展開檢驗。表4列(1)和列(2)相關回歸結(jié)果不論從邊際效應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)變量進行樣本縮尾處理，去除前后1%樣本展開檢驗。如表4列(3)和列(4)所示，結(jié)果亦與表3基本一致。

表4 子女性別對家庭持有房產(chǎn)套數(shù)的影響：剔除極端值

接下來，我們將家庭持有房產(chǎn)套數(shù)替換為家庭房產(chǎn)價值額和持有房產(chǎn)面積來進一步檢驗回歸結(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)價值額和持有房產(chǎn)面積，這表明子女性別對家庭房產(chǎn)配置的顯著影響不僅僅體現(xiàn)在增持房產(chǎn)套數(shù)上，同時也體現(xiàn)在提升房產(chǎn)價值額和持有房產(chǎn)面積上。

表5 子女性別對家庭持有房產(chǎn)價值額及房產(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)會顯著增加，家庭房產(chǎn)價值額、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歲仍是一個較大的年齡跨度。子女性別對家庭房產(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)將探討這一問題。我國《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年我國平均初婚年齡為26歲且呈逐年上升趨勢。而依據(jù)《上海女性發(fā)展調(diào)研報告》(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)婚的人群越來越多?？紤]到我國幅員遼闊，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報告了依據(jù)子女年齡展開的分組回歸結(jié)果。分析表明，當家庭子女年齡較小(0～17歲)或較大(35～40歲)時，男孩數(shù)量和男孩比例對家庭持有房產(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。這說明，子女性別對家庭房產(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結(jié)構存在著一定差異。[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)計顯示， 50分位數(shù)樣本家庭的年收入為7.8萬元，75分位數(shù)為14.89萬元，而家庭年收入均值11.74萬元位于二者之間。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 子女性別對家庭持有房產(chǎn)套數(shù)的影響：家庭收入四分組

四、動因辨析

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

為進一步探究子女性別對家庭房產(chǎn)配置產(chǎn)生影響的可能途徑，我們整理了樣本家庭新購住房目的調(diào)查信息，并以“家庭新購/新建住房是否以子女結(jié)婚為目的”為被解釋變量對家庭基于子女性別的差異化購房動機進行實證檢驗。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)婚為購房動機的可能性越大。這說明，相對于女孩，家庭更傾向于為男孩結(jié)婚新購/新建住房；此外在中國傳統(tǒng)中，男孩肩負傳宗接代及未來贍養(yǎng)老年父母(即“養(yǎng)兒防老”)的責任。在資源既定前提下，中國家庭很可能更傾向于支持男孩接受更多的教育，使他們未來在勞動力市場上更具競爭力，這可能表現(xiàn)為家庭為男孩能夠接受更好的教育而購買學區(qū)房。因此，我們進一步從子女教育角度考察了子女性別是否對家庭房產(chǎn)配置產(chǎn)生影響。表8列(3)和列(4)報告的相關回歸結(jié)果均為負值且不顯著，這表明子女性別對家庭以子女教育為目的的購房動機并未產(chǎn)生顯著影響，家庭以子女教育為動機的購房行為并不會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備婚房而配置更多房產(chǎn)。Wei & Zhang(2011)曾提出競爭性儲蓄假說，認為在中國性別比失衡的地區(qū)，男孩父母會增加儲蓄以提高兒子在婚姻市場上的相對吸引力進而增加兒子成婚概率。[5]511-564上述實證分析證實，“競爭性儲蓄假說”的確在我國家庭房產(chǎn)配置層面得到了驗應。

表8 子女性別對家庭購房動機的影響：子女結(jié)婚V.S.子女教育(Probit模型)

五、結(jié)論

本文使用中國家庭金融調(diào)查(CHFS)2017年數(shù)據(jù)考察了子女性別對家庭房產(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，每多撫育一個男孩，家庭持有房產(chǎn)套數(shù)將顯著增加，且房產(chǎn)價值額、家庭持有房產(chǎn)面積同步顯著增加。基于家庭男孩比例指標展開的回歸結(jié)果亦一致、穩(wěn)?。坏诙?，子女性別對家庭房產(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，此種顯著影響主要集中在中等收入家庭，對低收入家庭和高收入家庭的影響并不顯著；第三，家庭購房動機分析表明，家庭更傾向于為男孩結(jié)婚新購/新建住房，而以子女教育為動機的家庭購房行為并不因子女性別存在顯著差異。綜合上述結(jié)果我們認為，有男孩的家庭為提高兒子婚姻市場競爭力進行的房產(chǎn)財富競備很可能是中國家庭房產(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)對城市信息進行了“模糊化”處理，我們無法基于城市層面信息(如性別比、商品房銷售價格等)展開更細致的分析。利用更豐富的數(shù)據(jù)信息進一步推進子女性別對家庭房產(chǎn)配置影響的探討是我們未來的研究方向。

近年來我國人口性別比失衡現(xiàn)象依然嚴峻，男孩家庭為提高孩子婚姻市場競爭力更傾向于增持房產(chǎn)以彰顯社會財富與地位，這很有可能造成家庭房產(chǎn)配置比例過高、家庭資產(chǎn)多樣性降低，引致家庭短期抗風險能力下降等一系列負面后果。有鑒于此，我們提出以下建議：第一，弱化“男孩偏好”觀念，倡導“生男生女都一樣”。在全面放開三孩生育政策基礎上進一步出臺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，進而降低男孩家庭在婚姻市場的競爭壓力。第二，引導家庭優(yōu)化資產(chǎn)配置結(jié)構。通過媒體宣傳、舉辦培訓班等形式進行家庭資產(chǎn)配置風險警示。引導家庭增持金融資產(chǎn)、工商業(yè)資產(chǎn)等流動性資產(chǎn)，以增強家庭短期抗風險能力。