李 斌 ,張 越 ,張所地

(1.山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 管理科學(xué)與工程學(xué)院,山西 太原 030031;2.廣州工商學(xué)院 管理學(xué)院,廣東 佛山 528135)

一、引言

自1998 年住房市場(chǎng)化改革以來(lái),居民住房需求得以釋放,房?jī)r(jià)一度快速上漲。2010 年后,國(guó)家出臺(tái)多輪調(diào)控政策干預(yù),住房市場(chǎng)變得更加錯(cuò)綜復(fù)雜,新問題不斷涌現(xiàn)。2016 年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議首次提出“房住不炒”之定位,防過(guò)熱、控風(fēng)險(xiǎn)、保民生。2022 年初行業(yè)下行背景下,各級(jí)政府多措并舉確保實(shí)現(xiàn)“穩(wěn)房?jī)r(jià)、穩(wěn)地價(jià)、穩(wěn)預(yù)期”之目標(biāo)?？梢?住房問題不僅是經(jīng)濟(jì)問題,更是關(guān)乎國(guó)計(jì)民生的重大社會(huì)問題,能否把握住房市場(chǎng)發(fā)展規(guī)律,對(duì)于建立住房市場(chǎng)長(zhǎng)效機(jī)制、保障經(jīng)濟(jì)社會(huì)平穩(wěn)健康發(fā)展意義重大。

與此同時(shí),由于我國(guó)傳統(tǒng)的“男孩偏好”觀念,加上20 世紀(jì)80 年代開始持續(xù)30 多年的計(jì)劃生育政策以及孕中性別檢測(cè)技術(shù)發(fā)展,我國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)存在嚴(yán)重的出生性別比例失衡問題。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示,1982 年我國(guó)出生人口性別比為107.6(女=100),開始超出人口學(xué)中的正常值域范圍,并隨時(shí)間不斷攀升。2004 年,出生人口性別比達(dá)到了121.2(女=100)的峰值,性別結(jié)構(gòu)嚴(yán)重失衡。第七次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)顯示,我國(guó)出生人口性別比為111.3(女=100),性別結(jié)構(gòu)失衡仍是未來(lái)人口發(fā)展中的重大問題。出生人口性別失衡勢(shì)必會(huì)影響進(jìn)入婚姻市場(chǎng)中的適婚人群結(jié)構(gòu)。2019 年全國(guó)人口變動(dòng)情況抽查調(diào)查結(jié)果顯示,我國(guó)15 歲及以上人口中未婚人口性別比高達(dá)152.95(女=100),適婚人群性別失衡問題嚴(yán)峻,男性之間存在嚴(yán)重的“婚姻擠壓”現(xiàn)象。在此不利背景之下,適婚男性只有向外界傳遞自身品質(zhì)“信號(hào)”,才能在婚配競(jìng)爭(zhēng)中尋求有利地位,進(jìn)而達(dá)到婚姻締結(jié)目的。此時(shí),住房由于其價(jià)值遠(yuǎn)超個(gè)人支付水平、易于觀測(cè)、相對(duì)稀缺等特征,地位性商品屬性明顯,便成為了可以傳遞男性社會(huì)地位、個(gè)人能力、家庭財(cái)富水平等“信號(hào)”的優(yōu)良載體。同時(shí),我國(guó)的社會(huì)傳統(tǒng)也進(jìn)一步強(qiáng)化了住房的地位性商品屬性。自古以來(lái)“有房才有家”“筑巢引鳳”等傳統(tǒng)觀念賦予了住房特殊含義;傳統(tǒng)性別角色分工致使社會(huì)文化中“干得好不如嫁得好”的擇偶觀念進(jìn)一步催生了“丈母娘經(jīng)濟(jì)”。此時(shí),住房成為了男性在婚姻市場(chǎng)中避免“淘汰”的利器法寶,婚姻市場(chǎng)也與住房市場(chǎng)捆綁交織日益密切,婚姻擠壓現(xiàn)象會(huì)對(duì)住房市場(chǎng)產(chǎn)生何種影響,以及未來(lái)調(diào)控的思路策略如何值得深思。

對(duì)于目前我國(guó)婚姻市場(chǎng)上婚姻擠壓現(xiàn)象的形成,多數(shù)學(xué)者認(rèn)為主要源于性別結(jié)構(gòu)因素。持續(xù)偏高的人口性別比必然會(huì)導(dǎo)致婚齡人口性別失衡,其直接后果之一就是形成婚姻擠壓[1-2]。在宗族文化強(qiáng)度越高的地區(qū),男孩偏好越強(qiáng),從而加劇了出生性別失衡程度[3]。同時(shí),也有學(xué)者認(rèn)為男大女小的婚配模式、人口年齡結(jié)構(gòu)也是造成婚姻擠壓的重要因素[4],而死亡率的性別差異以及不斷下降的出生率也會(huì)在一定程度上加劇婚姻擠壓[5]。

面對(duì)婚姻市場(chǎng)的激烈競(jìng)爭(zhēng),男性會(huì)采取多種策略進(jìn)行應(yīng)對(duì)。除了擴(kuò)大擇偶地域范圍等策略之外[6],不斷提高婚姻支付數(shù)額成為最為重要的策略[7]。房?jī)r(jià)快速上漲并在高位波動(dòng)的背景之下,女性及其家庭經(jīng)濟(jì)預(yù)期的不確定性增強(qiáng),婚姻觀念隨之受到影響,女性更傾向通過(guò)“嫁的好”來(lái)抵御風(fēng)險(xiǎn)[8]。貝殼找房發(fā)布的《2020 婚房消費(fèi)調(diào)查報(bào)告》顯示,60%的女生拒絕租房結(jié)婚,拒絕的主要原因在于有房才有安全感?？梢?在婚配競(jìng)爭(zhēng)及“無(wú)房不嫁”的雙重壓力之下,買房成為男青年彰顯地位的普遍選擇[9],為了覓得佳偶男孩家庭偏向選擇面積更大、價(jià)值更高的住房[10-11],推動(dòng)了房?jī)r(jià)的上漲[12-13]。

綜上可見,國(guó)內(nèi)外學(xué)者在婚姻擠壓形成以及“婚”“房”兩個(gè)市場(chǎng)的聯(lián)系等方面已經(jīng)進(jìn)行了比較深入的分析。但是,現(xiàn)有研究通常從性別失衡、婚配競(jìng)爭(zhēng)等角度切入,而直接探討婚姻擠壓與住房市場(chǎng)關(guān)聯(lián)的較少,考慮二者關(guān)系的空間異質(zhì)性或空間聯(lián)動(dòng)效應(yīng)的成果更為鮮見?；诖?本文以2005—2019 年285 個(gè)地級(jí)市的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為研究樣本,改進(jìn)了婚姻擠壓水平的測(cè)度方法,探析婚姻擠壓和住房市場(chǎng)之間的非線性關(guān)系及空間溢出效應(yīng)。研究工作對(duì)于理解住房市場(chǎng)運(yùn)行規(guī)律,對(duì)于青年實(shí)現(xiàn)婚姻締結(jié)安居夢(mèng),對(duì)于提高人口和住房管理政策的精準(zhǔn)有效性等意義重大。

二、理論分析與研究假設(shè)

當(dāng)婚姻市場(chǎng)兩性比例失衡時(shí),部分男性或女性無(wú)法按照傳統(tǒng)偏好擇偶、甚至終身無(wú)法締結(jié)婚姻關(guān)系,這種現(xiàn)象被稱為婚姻擠壓[5,14]。在我國(guó),由于男性相對(duì)過(guò)剩,該現(xiàn)象特指男性婚姻擠壓,適婚男性之間需要對(duì)相對(duì)稀缺的女性婚姻資源展開婚配競(jìng)爭(zhēng)。

基于地位尋求理論可知,持有“地位性商品”是在人群中凸顯社會(huì)地位的一種手段。住房作為一種“地位性”商品,可以向女方傳遞個(gè)人財(cái)富水平、社會(huì)關(guān)系等綜合素質(zhì)信號(hào),減少婚配雙方的信息不對(duì)稱,增強(qiáng)男性在婚姻市場(chǎng)中的競(jìng)爭(zhēng)力,提高婚姻締結(jié)的可能性[15-16]。當(dāng)前我國(guó)社會(huì)中男外女內(nèi)的傳統(tǒng)性別分工觀念、推崇刻板“女性氣質(zhì)”的主流價(jià)值觀以及女性在職場(chǎng)中的弱勢(shì)地位致使“干得好不如嫁得好”的社會(huì)觀念得到廣泛認(rèn)同,女性在擇偶過(guò)程中會(huì)將男性的經(jīng)濟(jì)條件作為主要考慮因素[17]。同時(shí),在婚姻市場(chǎng)中相對(duì)稀缺的女性屬于擁有主動(dòng)權(quán)的一方,依據(jù)婚姻梯度理論,適婚女性及其家庭會(huì)更愿意與能夠改善自身生活水平的男性達(dá)成婚姻關(guān)系,向上進(jìn)行婚姻匹配。因此,價(jià)值高并且能夠給個(gè)人帶來(lái)長(zhǎng)期效用的住房成為婚姻匹配過(guò)程中的“香餑餑”。

值得注意的是,婚姻市場(chǎng)中尋求婚姻締結(jié)的雙方普遍存在信息不對(duì)稱,男女青年存在逆向選擇風(fēng)險(xiǎn)[15]。為了改善自身效用,未婚青年及其家庭會(huì)積極向外部傳遞優(yōu)質(zhì)“信號(hào)”。然而,住房商品不同于一般商品,其價(jià)值量巨大,絕大多數(shù)個(gè)人和家庭都面臨較高消費(fèi)門檻,能較好地將有房青年與其他同性區(qū)隔開來(lái),因此,住房作為信號(hào)載體向外界傳遞信息的效率與其“地位性商品”屬性密不可分。通常而言,在住房?jī)r(jià)格較低的城市,個(gè)人及家庭購(gòu)房相對(duì)輕松,其地位性特征相對(duì)較弱。反之,在住房?jī)r(jià)格水平較高的城市,個(gè)人及家庭對(duì)住房進(jìn)行支付的難度加大,此時(shí)住房反映青年及家庭綜合實(shí)力的信號(hào)功能較強(qiáng),青年通過(guò)購(gòu)房、購(gòu)好房可以更好地與其他同性形成分離均衡[18],激發(fā)了各類適婚男性的購(gòu)房需求,進(jìn)一步又會(huì)促進(jìn)房?jī)r(jià)上漲。在房?jī)r(jià)極高的城市,只有“品質(zhì)”良好的男性及其家庭才有可能具有購(gòu)房能力,婚配競(jìng)爭(zhēng)帶來(lái)的婚房需求轉(zhuǎn)化為真實(shí)需求的難度加大,對(duì)房?jī)r(jià)的刺激作用可能減弱。因此,提出研究假說(shuō)H1。

H1:婚姻擠壓對(duì)住房?jī)r(jià)格的影響具有空間異質(zhì)性。

根據(jù)地理學(xué)第一定律(Tobler's First Law)以及住房市場(chǎng)空間傳遞的“波紋效應(yīng)”,地理位置上相互鄰近的城市,受到區(qū)域間合作或競(jìng)爭(zhēng)以及要素流動(dòng)的影響,其住房市場(chǎng)變化會(huì)同鄰近城市產(chǎn)生空間聯(lián)系。其中,人口流動(dòng)是引起空間擴(kuò)散效應(yīng)的傳統(tǒng)因素。人口遷移會(huì)使市場(chǎng)參與者的資金投入到遷入地新的住房市場(chǎng)中,拉動(dòng)遷入地的住房購(gòu)買力,進(jìn)而推動(dòng)周邊住房市場(chǎng)發(fā)展。當(dāng)某一城市婚姻擠壓程度較高時(shí),青年不得不向周邊城市流動(dòng)以擴(kuò)大擇偶地域范圍,提高婚姻締結(jié)的可能性[19]。周邊城市的住房市場(chǎng)需求和住房?jī)r(jià)格隨之變化,形成空間上的互聯(lián)互動(dòng)。因此,提出研究假說(shuō)H2。

H2:婚姻擠壓對(duì)住房?jī)r(jià)格的影響存在空間溢出效應(yīng)。

下文將借助中國(guó)285 個(gè)地級(jí)市的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對(duì)如上假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)變量設(shè)計(jì)

1.核心解釋變量。本文的核心解釋變量是婚姻擠壓。目前,學(xué)者們常用的測(cè)度婚姻擠壓水平的指標(biāo)是性別比[20],多用某一年齡或者某一年齡段之下男性人口與女性人口數(shù)量進(jìn)行比較,如28 歲男女同齡性別比、18～34 歲人口的性別比、15 歲以上未婚人口性別比[21]等,以性別比例失衡水平代替婚姻擠壓水平。雖然以某一年齡或年齡段的男女性別比例失衡衡量婚姻擠壓具有一定合理性,但是兩者并非完全等同的關(guān)系。因?yàn)樵诨橐鍪袌?chǎng)中,男女締結(jié)婚姻的年齡差模式是多樣的,用單一的婚姻匹配模式測(cè)度某一年齡的性別比或者婚姻市場(chǎng)的相對(duì)過(guò)剩人口無(wú)法全面反映某一年齡的婚姻匹配情況,一定程度上影響了測(cè)度的精準(zhǔn)性。本文則通過(guò)計(jì)算不同婚姻年齡匹配模式下的潛在婚姻男性人數(shù),與實(shí)際女性人數(shù)構(gòu)建一個(gè)“婚配性別比”指標(biāo),可以更加精準(zhǔn)地刻畫我國(guó)婚姻擠壓水平,為進(jìn)一步探究婚姻擠壓與住房市場(chǎng)之間的關(guān)系奠定基礎(chǔ)。改進(jìn)的婚姻擠壓測(cè)度方法如下。

第一步,確定某一年齡下的女性數(shù)量為計(jì)算基準(zhǔn)并進(jìn)行數(shù)量計(jì)算。郭顯超[22]對(duì)2000 年和2010年男女分年齡的初婚概率進(jìn)行統(tǒng)計(jì),結(jié)果顯示我國(guó)人口在28 歲進(jìn)入婚姻的比例較高,因此本文以28歲的女性數(shù)量以及對(duì)應(yīng)的婚配年齡差作為計(jì)算潛在男性的基礎(chǔ)。其中,2005 年至2019 年各年28 歲女性人口數(shù)量F28借鑒逯進(jìn)等[23]的方法進(jìn)行推算而得?！吨袊?guó)2000 年人口普查資料》《中國(guó)2010 年人口普查資料》中,以5 歲為區(qū)間長(zhǎng)度統(tǒng)計(jì)了2000年和2010 年各城市分性別的人口數(shù),各個(gè)年齡的人口數(shù)并未統(tǒng)計(jì)。假定普查數(shù)據(jù)每5 歲區(qū)間內(nèi)人口為均勻分布,對(duì)每個(gè)年齡段內(nèi)人口數(shù)除以5,則得到2000 年和2010 年各年齡分性別的人口數(shù)量。在此基礎(chǔ)上,推算2005 年至2019 年各年28 歲女性人口數(shù)。例如,2001 年至2009 年28 歲女性人口數(shù)分別由2000 年27 歲、26 歲……19 歲女性人口數(shù)推出,2011 年至2019 年28 歲女性人口數(shù)分別由2010 年27 歲、26 歲……19 歲女性人口數(shù)推出。

第二步,計(jì)算28 歲女性對(duì)應(yīng)的各個(gè)年齡的潛在婚姻男性數(shù)量。潛在婚姻男性是女性在婚姻匹配中考慮與之締結(jié)婚姻關(guān)系的男性群體,本文以婚配年齡差模式計(jì)算潛在婚姻男性。姜全保等[4]指出已婚男性與女性的年齡差主要分布在-1 到5 歲之間,并給出已婚女性中夫妻年齡差比重分布P28+i。故首先根據(jù)第一步的方法推算2005 年至2019 年各個(gè)年齡的男性人口數(shù)M28+i(i=-1,2,…,4,5),再根據(jù)夫妻年齡差比重分布P28+i計(jì)算28 歲女性對(duì)應(yīng)的各年齡潛在婚配男性數(shù)量P28+iM28+i(i=-1,2,…,4,5)。

第三步,計(jì)算28 歲男女婚配性別比。計(jì)算公式為式(1)。

式(1)中,sr_1 為基于28 歲的男女婚配性別比,F28和M28+i分別為28 歲女性和28+i歲男性人口數(shù)量,P28+i表示28 歲女性中,與28+i歲男性結(jié)婚的女性所占的比例,∑P28+i=1。若婚配性別比大于1,說(shuō)明婚姻市場(chǎng)中潛在男性數(shù)量大于女性數(shù)量,存在男性婚姻擠壓;反之,則存在女性婚姻擠壓。

為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性,本文采取替換核心解釋變量的方法進(jìn)行驗(yàn)證,即將核心解釋變量由28 歲婚配性別比(sr_1)替換為28 歲男女同歲性別比(sr_2)。其中,各年28 歲女性、28 歲男性人口數(shù)量的推算方法見第一步。

2.被解釋變量。本文的研究主題是探討婚姻擠壓對(duì)住房市場(chǎng)有何種影響,故選取最能反映住房市場(chǎng)發(fā)展變化的價(jià)格指標(biāo)作為被解釋變量。以城市商品住宅平均銷售價(jià)格作為該城市住房?jī)r(jià)格的替代變量,由商品住宅銷售額除以銷售面積計(jì)算而得。

3.控制變量。為了減少遺漏變量所帶來(lái)的誤差,根據(jù)房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論及逯進(jìn)等[23]學(xué)者的做法,本文選取的控制變量有:(1)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高,居民的收入水平及購(gòu)房能力往往也越高,對(duì)住房需求和房?jī)r(jià)都會(huì)產(chǎn)生正向影響,本文選取人均地區(qū)生產(chǎn)總值作為代理指標(biāo)。(2)人口密度。人口是構(gòu)成住房需求的最基本單位。人口越多,住房需求就越大,當(dāng)土地供應(yīng)數(shù)量有限時(shí),相對(duì)有限的住房資源價(jià)格就會(huì)隨之上升。(3)環(huán)境質(zhì)量。住房周圍環(huán)境質(zhì)量情況是人們選擇住房時(shí)考慮的重要因素。環(huán)境污染產(chǎn)生負(fù)向外部效應(yīng),會(huì)降低當(dāng)?shù)氐姆績(jī)r(jià)。考慮二氧化硫是工業(yè)廢氣的主要成分,故將工業(yè)二氧化硫的排放量作為代理指標(biāo)。(4)房地產(chǎn)開發(fā)投資。在其他條件不變時(shí),開發(fā)投資規(guī)模越大,未來(lái)的住房供應(yīng)越多;而短期來(lái)看,投資往往代表市場(chǎng)信心和預(yù)期,樂觀的預(yù)期會(huì)對(duì)需求和價(jià)格產(chǎn)生正向刺激作用。(5)地方財(cái)政支出水平。財(cái)政支出在一定程度上能反映當(dāng)?shù)氐幕A(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)水平。完善的交通條件、豐富的生活服務(wù)以及政府對(duì)醫(yī)療、教育事業(yè)的投入均會(huì)為當(dāng)?shù)鼐用駧?lái)正向外部效應(yīng),為當(dāng)?shù)氐姆康禺a(chǎn)增添附加值,進(jìn)而對(duì)住房需求和價(jià)格產(chǎn)生正向影響。為了剔除城市規(guī)模的影響,該變量由地方財(cái)政支出總額除以地區(qū)生產(chǎn)總值而得。上述變量匯總及說(shuō)明見表1。

表1 各變量定義

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源、處理與描述性統(tǒng)計(jì)

本文在《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》地級(jí)市名單中剔除了畢節(jié)市、銅仁市、拉薩市、日喀則市、昌都市、林芝市、山南市、那曲市、海東市、吐魯番市、哈密市、巢湖市、儋州市等統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的城市,以剩余285 個(gè)城市作為研究對(duì)象。商品住宅銷售額和銷售面積數(shù)據(jù)來(lái)自Wind 數(shù)據(jù)庫(kù),婚姻擠壓水平測(cè)度所需原始數(shù)據(jù)來(lái)自第五次和第六次人口普查長(zhǎng)表數(shù)據(jù),人均GDP、人口密度、工業(yè)二氧化硫排放量、房地產(chǎn)開發(fā)投資額、地方財(cái)政支出總額和地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》,并對(duì)個(gè)別缺失數(shù)據(jù)按趨勢(shì)法進(jìn)行補(bǔ)全。為剔除通貨膨脹的影響,本文以2005 年為基期,對(duì)住房?jī)r(jià)格、人均GDP、房地產(chǎn)開發(fā)投資額進(jìn)行了平減處理。為了縮小量級(jí)差異和消除異方差,對(duì)住房?jī)r(jià)格、人均GDP、人口密度、工業(yè)二氧化硫排放量、房地產(chǎn)開發(fā)投資額進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。數(shù)據(jù)處理后,對(duì)各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì),結(jié)果見表2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(三)實(shí)證方法設(shè)計(jì)

1.空間異質(zhì)性分析方法。為了研究婚姻擠壓對(duì)住房市場(chǎng)的影響,首先建立如下線性關(guān)系的面板回歸模型:

式(2)中,lnhpit為住房?jī)r(jià)格,sr_1it為婚姻擠壓水平,Xit是人均GDP、人口密度等控制變量向量,β、γ分別代表核心解釋變量及控制變量的影響系數(shù),下標(biāo)i、t分別表示城市和年份,εit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

不同城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、婚配競(jìng)爭(zhēng)激烈程度、住房信號(hào)釋放的必要性,以及婚嫁風(fēng)俗等存在較大差異,因此,婚姻擠壓對(duì)住房市場(chǎng)的作用可能呈現(xiàn)非線性特征。為了更細(xì)致地刻畫在不同城市中婚姻擠壓對(duì)于住房市場(chǎng)的影響效果,根據(jù)Koenker et al.[24]提出的分位數(shù)回歸方法,基于被解釋變量的條件分布來(lái)擬合解釋變量的線性函數(shù),進(jìn)一步構(gòu)建面板分位數(shù)回歸模型如下:

式(3)中,Qτ(lnhpit|sr_1it,Xit)表示lnhpit的條件分位數(shù),τ表示所取分位點(diǎn);βτ、γτ代表核心解釋變量及控制變量的影響系數(shù),是τ的函數(shù),隨τ的變化而變化;其他符號(hào)同上。

2.空間溢出效應(yīng)分析方法。第一步,構(gòu)建空間權(quán)重矩陣。構(gòu)建空間權(quán)重矩陣是研究空間自相關(guān)性和空間溢出效應(yīng)的基礎(chǔ)。參照學(xué)者們的常見做法[25],構(gòu)建地理距離和經(jīng)濟(jì)距離兩種權(quán)重矩陣。地理距離矩陣如下:

式(4)中,dij為兩個(gè)城市間的直線距離。

構(gòu)建經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣時(shí),采用人均GDP均值的差額衡量城市間的“經(jīng)濟(jì)距離”,并認(rèn)為該值與空間權(quán)重呈反方向變動(dòng),具體如下:

第二步,空間自相關(guān)檢驗(yàn)。分別計(jì)算地理距離和經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣的全局莫蘭指數(shù),結(jié)果如表3 所示。

由表3 可知,在地理距離權(quán)重矩陣下,住房?jī)r(jià)格和婚姻擠壓水平的全局莫蘭指數(shù)全部在1%的水平下顯著為正,表示房?jī)r(jià)和婚姻擠壓均存在正向的空間集聚現(xiàn)象。而在經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣下,只有住房?jī)r(jià)格的莫蘭指數(shù)全部顯著為正,而婚姻擠壓水平多數(shù)年份均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn),因此下文的空間分析特指地理距離權(quán)重矩陣下的情形。從兩個(gè)指標(biāo)的莫蘭值發(fā)現(xiàn),樣本期內(nèi)住房?jī)r(jià)格的正向空間相關(guān)性呈現(xiàn)先加強(qiáng)后減弱的“倒U”型特點(diǎn);而婚姻擠壓的正向空間相關(guān)性則呈“波浪”型變化。

表3 兩種空間矩陣的全局莫蘭指數(shù)

進(jìn)一步,通過(guò)莫蘭散點(diǎn)圖可以直觀反映城市周邊住房?jī)r(jià)格和婚姻擠壓的空間集聚特點(diǎn)。限于篇幅,僅給出2005 年和2019 年的莫蘭散點(diǎn)圖,見圖1至圖4。

圖1 2005 年住房?jī)r(jià)格莫蘭散點(diǎn)圖

圖2 2019 年住房?jī)r(jià)格莫蘭散點(diǎn)圖

由圖1 至圖4 可知,一是樣本期內(nèi)285 個(gè)城市住房?jī)r(jià)格和婚姻擠壓的空間分布具有類似規(guī)律,四個(gè)象限都有城市分布,但是絕大多數(shù)城市集中分布在一、三象限,“高-高”和“低-低”是兩個(gè)指標(biāo)的主要集聚模式。二是不同時(shí)間的莫蘭散點(diǎn)圖變化不大,反映出住房?jī)r(jià)格和婚姻擠壓的空間格局具有一定的穩(wěn)定性。

圖3 2005 年婚姻擠壓莫蘭散點(diǎn)圖

圖4 2019 年婚姻擠壓莫蘭散點(diǎn)圖

第三步,構(gòu)建空間面板模型。研究空間溢出效應(yīng)的模型主要有三種,第一種為空間自回歸模型(SAR)。SAR 模型用于研究相鄰城市房?jī)r(jià)對(duì)本城市的影響,公式為:

式(6)中,lnhpit為房?jī)r(jià),W為空間權(quán)重矩陣,λ為空間自回歸項(xiàng)系數(shù),Xit代表婚姻擠壓和人均GDP等變量向量,β為相應(yīng)回歸系數(shù),εit是隨機(jī)誤差項(xiàng),i表示城市,t表示時(shí)期。

第二種為空間誤差模型(SEM)。SEM 利用誤差項(xiàng)來(lái)反映城市之間的依賴性,公式如下:

式(7)中,εit=αWεit+μit,μit是隨機(jī)誤差項(xiàng),且有μ～N(0,σ2In),α為空間擾動(dòng)項(xiàng)的回歸系數(shù),其他符號(hào)含義同上。

第三種為空間杜賓模型(SDM)。如果同時(shí)考慮空間滯后、空間誤差效應(yīng),則可用空間杜賓模型,公式如下:

式(8)中,λWlnhpit為其他城市房?jī)r(jià)對(duì)本地房?jī)r(jià)的影響,Xitβ為本地婚姻擠壓和控制變量的影響,WXitδ為周邊城市婚姻擠壓和控制變量的影響。λ、β、δ分別為各項(xiàng)效應(yīng)的作用系數(shù),其他符號(hào)含義同上。

模型形式選擇時(shí)需要綜合考慮LM 檢驗(yàn)、LR 檢驗(yàn)、Wald 檢驗(yàn)和Hausman 檢驗(yàn)等結(jié)果來(lái)確定。

四、空間異質(zhì)性作用檢驗(yàn)

(一)面板分位數(shù)回歸結(jié)果與分析

采用式(3)所示面板分位數(shù)模型對(duì)285 個(gè)地級(jí)市進(jìn)行分析,結(jié)果見表4。表4 中列出了0.1～0.9中5 個(gè)分位點(diǎn)處的婚姻擠壓水平以及各控制變量的估計(jì)系數(shù)結(jié)果。

表4 面板分位數(shù)模型回歸結(jié)果

由表4 可知:

1.婚姻擠壓對(duì)住房?jī)r(jià)格具有顯著的正向影響。除0.1 分位點(diǎn)之外,其余分位點(diǎn)的回歸結(jié)果均顯示婚姻擠壓在10%的水平下顯著且系數(shù)均大于0。總體上看,樣本期內(nèi)婚姻市場(chǎng)的婚姻擠壓現(xiàn)象的確刺激了房?jī)r(jià)上漲。

2.婚姻擠壓對(duì)住房?jī)r(jià)格的作用具有非線性特征。在不同房?jī)r(jià)分位點(diǎn)下,婚姻擠壓對(duì)住房?jī)r(jià)格的影響并不均勻,而是隨著分位點(diǎn)的變化而變化。具體來(lái)看,0.1 分位點(diǎn)處對(duì)應(yīng)的是住房?jī)r(jià)格極低的城市,婚姻擠壓的作用并不顯著。隨著房?jī)r(jià)分位點(diǎn)不斷提高,婚姻擠壓對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生了顯著的不斷增強(qiáng)的正向影響。當(dāng)處于0.75 分位點(diǎn)即高房?jī)r(jià)城市時(shí),婚姻擠壓的回歸系數(shù)增加至0.23,此時(shí),婚姻擠壓水平每增加一個(gè)單位,房?jī)r(jià)將上漲0.23%。當(dāng)處于0.9 分位點(diǎn)時(shí),即在房?jī)r(jià)極高的城市,婚姻擠壓對(duì)房?jī)r(jià)的正向作用略有下降,但是作用力度依然處于高位。該結(jié)論驗(yàn)證了假設(shè)1 的正確性。

婚姻擠壓之所以對(duì)住房?jī)r(jià)格產(chǎn)生異質(zhì)性作用,可能有兩方面的原因。一是從住房信號(hào)功能上考慮。住房的信號(hào)作用與“地位性商品”屬性密切相關(guān),而“地位性商品”是一種價(jià)值強(qiáng)烈依賴“稀缺性”的商品。在低房?jī)r(jià)城市,男青年及其家庭購(gòu)房相對(duì)容易,住房商品在適婚人群中的“稀缺性”低于高房?jī)r(jià)城市,地位性商品屬性減弱致使婚姻擠壓造成的住房需求上漲有限。在高房?jī)r(jià)城市,男青年及家庭購(gòu)房難度加大,住房更能體現(xiàn)男性身份的“排斥性”。但在房?jī)r(jià)極高的城市,青年支付能力有限,退出購(gòu)房市場(chǎng)選擇租房的可能性增加,因此婚姻擠壓對(duì)房?jī)r(jià)的刺激作用反而可能下降。二是從住房信號(hào)釋放的必要性上考慮。低房?jī)r(jià)城市,往往也是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低、人口流動(dòng)性小的城市,男女通婚的地域范圍較小,相互之間更易通過(guò)“打聽”等方式獲得信息。高房?jī)r(jià)城市,往往具有經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、人口流動(dòng)頻繁的特點(diǎn),男女通婚的地域范圍更廣,婚姻市場(chǎng)信息不對(duì)稱、不透明程度更高,住房作為信息載體可以在婚姻締結(jié)的過(guò)程中發(fā)揮更大的作用。以上原因造成了各城市婚姻擠壓對(duì)住房?jī)r(jià)格的作用并非同質(zhì)而在空間上呈現(xiàn)出異質(zhì)性特征。

調(diào)查數(shù)據(jù)顯示：(1)孵化器走向盈利趨勢(shì)：2015年虧損企業(yè)11家，盈利企業(yè)5家，平均虧損220萬(wàn)，2016年虧損企業(yè)10家，盈利企業(yè)10家，平均盈利96萬(wàn)；(2)虧損的孵化器只減少一個(gè)，但虧損額減少幅度達(dá)三成；(3)盈利的孵化器成倍增長(zhǎng)，達(dá)到10家，所有孵化器總體上統(tǒng)計(jì)，虧損面遞減，實(shí)現(xiàn)了扭虧為盈。

3.各控制變量在各分位點(diǎn)下對(duì)住房?jī)r(jià)格的影響在1%的水平下均顯著,且影響系數(shù)會(huì)隨分位點(diǎn)變化而變化。樣本期內(nèi),人均GDP 對(duì)住房?jī)r(jià)格產(chǎn)生了顯著的正向作用,隨著房?jī)r(jià)分位點(diǎn)提高,人均GDP 的系數(shù)從0.362 增加至0.473,對(duì)房?jī)r(jià)的推動(dòng)作用逐漸增強(qiáng)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高,居民的收入水平和住房消費(fèi)能力往往也越高,加之高房?jī)r(jià)城市住房商品的保值增值功能優(yōu)越,越會(huì)促使住房需求增加,故高房?jī)r(jià)城市經(jīng)濟(jì)的房?jī)r(jià)刺激作用更強(qiáng)。人口密度與房?jī)r(jià)之間呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)性,且這種作用隨著分位點(diǎn)的提高而增強(qiáng)。住房是人民安居樂業(yè)的基本需求,人口密度提高住房需求往往也會(huì)增加,當(dāng)供給無(wú)法及時(shí)調(diào)整時(shí),推動(dòng)房?jī)r(jià)上漲。房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)住房?jī)r(jià)格的正向影響隨分位點(diǎn)的提高而逐步增強(qiáng)。開發(fā)投資是未來(lái)的供給,短期來(lái)看其更多體現(xiàn)的是市場(chǎng)預(yù)期和信心。樂觀預(yù)期下市場(chǎng)往往會(huì)出現(xiàn)供需兩旺、房?jī)r(jià)上漲的局面。工業(yè)二氧化硫排放量對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響。高房?jī)r(jià)城市中居民往往對(duì)環(huán)境質(zhì)量、住房品質(zhì)等有更高要求,與低房?jī)r(jià)城市相比,環(huán)境污染更可能會(huì)造成需求向其他城市轉(zhuǎn)移,對(duì)房?jī)r(jià)的負(fù)向影響更大。財(cái)政支出水平對(duì)住房?jī)r(jià)格具有顯著的正向影響,且這種作用隨分位點(diǎn)提升波動(dòng)性增強(qiáng)。相比低房?jī)r(jià)城市,高房?jī)r(jià)城市往往也是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)城市,居民對(duì)交通、醫(yī)療、教育等配套設(shè)施的要求以及消費(fèi)能力往往更高,加之住房的投資屬性較強(qiáng),故財(cái)政支出水平對(duì)房?jī)r(jià)的促進(jìn)作用更大。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了避免測(cè)量誤差帶來(lái)的估計(jì)偏誤,下文采用替換核心解釋變量的方法檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。由于同歲匹配也是我國(guó)婚姻匹配的主要模式之一,28歲男女性別比可以從一定程度上反映婚姻擠壓的程度,故將核心解釋變量由28 歲婚配性別比(sr_1)替換為28 歲男女同歲性別比(sr_2),替換后的評(píng)估結(jié)果如表5 所示。

表5 面板分位數(shù)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

由表5 可知,替換變量后,除0.1 分位點(diǎn)外其他分位點(diǎn)的婚姻擠壓均對(duì)住房?jī)r(jià)格產(chǎn)生了顯著的正向影響。整體上看,高房?jī)r(jià)城市的影響更大。人均GDP、人口密度、工業(yè)SO2排放量、房地產(chǎn)開發(fā)投資額和財(cái)政支出水平對(duì)房?jī)r(jià)影響的方向和顯著性均與前文的評(píng)估結(jié)果一致。該結(jié)論不僅說(shuō)明前文的實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)定的,也再次驗(yàn)證了假設(shè)1 的正確性。

五、空間溢出效應(yīng)檢驗(yàn)

(一)模型形式確定

空間溢出效應(yīng)分析時(shí),首先要對(duì)空間模型形式進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果見表6。

表6 空間面板模型形式檢驗(yàn)

由表6 可知,LMerr 和LMlag,R-LMerr 和RLMlag 均通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn),說(shuō)明SAR、SEM模型都可應(yīng)用,故考慮SDM 模型。由于本研究采用2005—2019 年285 個(gè)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,時(shí)間跨度較長(zhǎng),根據(jù)董紀(jì)昌等[26]的觀點(diǎn),采用時(shí)間固定效應(yīng)模型較為合理。同時(shí),Hausman 檢統(tǒng)計(jì)量為193.03,p值為0.000,因此采用時(shí)間固定效應(yīng)的SDM 模型。最后,Wald 和LR 檢驗(yàn)均在10%的顯著性水平下拒絕了H0∶θ=0 和H0∶θ+ρβ=0 的原假設(shè),即SDM 模型不能退化為SAR 和SEM 模型。因此,最終選擇時(shí)間固定效應(yīng)的SDM 展開分析。

(二)SDM 模型估計(jì)結(jié)果與分析

限于篇幅,我國(guó)婚姻擠壓對(duì)住房?jī)r(jià)格影響的SDM 模型回歸結(jié)果不再展示,可向作者索取。

由于SDM 模型的回歸系數(shù)并不能直接反映變量間的空間互動(dòng)關(guān)系[27],需通過(guò)偏微分方程分解為直接和間接效應(yīng),結(jié)果見表7。

表7 空間溢出效應(yīng)分解結(jié)果

由表7 可得如下結(jié)論:

1.婚姻擠壓對(duì)住房?jī)r(jià)格的總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均顯著為正?；橐鰯D壓水平每上升1 個(gè)單位,對(duì)本地房?jī)r(jià)和鄰近城市房?jī)r(jià)的影響系數(shù)分別為0.185 和3.738,總影響系數(shù)為3.923?；橐鍪袌?chǎng)單身男性的婚姻擠壓越嚴(yán)重,男青年及家庭越需要通過(guò)購(gòu)房來(lái)獲得主動(dòng)地位和吸引優(yōu)質(zhì)女性,住房需求增加引起房?jī)r(jià)上漲。當(dāng)本地婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)加劇,部分青年可能會(huì)流動(dòng)到擇偶相對(duì)容易的城市,引起住房需求轉(zhuǎn)移,進(jìn)而促進(jìn)鄰地房?jī)r(jià)上漲。該結(jié)論反映出婚姻擠壓和房?jī)r(jià)間的確存在空間上的聯(lián)動(dòng)關(guān)系,也驗(yàn)證了假設(shè)2 的正確性。

2.所有控制變量均對(duì)本地房?jī)r(jià)產(chǎn)生了顯著影響,其中,人均GDP、二氧化硫排放量和政府財(cái)政支出對(duì)鄰地房?jī)r(jià)也產(chǎn)生了顯著外溢效應(yīng)。具體來(lái)看,人均GDP每增加1%,將推動(dòng)本地房?jī)r(jià)上漲0.338%,推動(dòng)鄰近地區(qū)房?jī)r(jià)上漲2.703%。當(dāng)城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展良好,則居民就業(yè)環(huán)境和收入水平往往也較為樂觀,這不僅增強(qiáng)了居民對(duì)本地住房的消費(fèi)能力,也會(huì)提高居民對(duì)鄰近城市住房的投資和消費(fèi)能力,進(jìn)而引起鄰地房?jī)r(jià)上漲。人口密度和房地產(chǎn)開發(fā)投資對(duì)房?jī)r(jià)的作用主要集中在本地,對(duì)鄰近城市沒有顯著影響。工業(yè)二氧化硫排放量作為代表環(huán)境污染的負(fù)向指標(biāo),對(duì)本地房?jī)r(jià)和周邊地區(qū)房?jī)r(jià)都起到了顯著的負(fù)向作用。政府財(cái)政支出則對(duì)本地和周邊城市都產(chǎn)生了正向影響,較高的財(cái)政支出往往和完善的基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)相對(duì)應(yīng),住房因附加值增加而增值,周邊城市的房?jī)r(jià)也可能會(huì)因波紋效應(yīng)而同步上漲。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

此處仍采用替換核心解釋變量的方法,即將28歲婚配性別比(sr_1)替換為28 歲男女同歲性別比(sr_2)來(lái)檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)定性?？臻g效應(yīng)分解結(jié)果見表8。

表8 空間效應(yīng)分解穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

由表8 可知,將核心解釋變量替換后,SDM 模型的空間溢出效應(yīng)分解結(jié)果與上文基本一致,反映了前述研究結(jié)論是可靠和穩(wěn)定的,并再次驗(yàn)證了假設(shè)2 的正確性。

六、結(jié)論與啟示

本文在理論分析基礎(chǔ)上運(yùn)用面板分位數(shù)回歸、探索性空間數(shù)據(jù)分析、空間面板回歸等方法對(duì)2005年至2019 年中國(guó)285 個(gè)地級(jí)市婚姻擠壓對(duì)住房市場(chǎng)的空間異質(zhì)作用和空間溢出效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。主要結(jié)論有:(1)面板分位數(shù)回歸結(jié)果顯示,除最低分位點(diǎn)外,各個(gè)分位點(diǎn)下婚姻擠壓對(duì)住房?jī)r(jià)格均產(chǎn)生了顯著的正向影響,但這種影響并非均勻分布。相比低房?jī)r(jià)城市,高房?jī)r(jià)城市中婚姻擠壓對(duì)房?jī)r(jià)的刺激作用更大,體現(xiàn)了二者關(guān)系的空間異質(zhì)性。(2)探索性空間數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示,我國(guó)城市的住房?jī)r(jià)格和婚姻擠壓均存在正向的空間相關(guān)性,前者莫蘭指數(shù)呈現(xiàn)先升后降的“倒U”型趨勢(shì),后者則呈“波浪”型特點(diǎn)。樣本期內(nèi)絕大多數(shù)城市兩個(gè)指標(biāo)均呈“高-高”或“低-低”集聚模式,局部空間格局變化不大。(3)SDM 估計(jì)結(jié)果顯示,婚姻擠壓對(duì)住房?jī)r(jià)格的作用具有空間溢出性?；橐鰯D壓所帶來(lái)的婚房需求增加對(duì)本地住房?jī)r(jià)格產(chǎn)生了刺激作用,同時(shí)也會(huì)因適婚人口、資金等要素流動(dòng)對(duì)鄰近城市房?jī)r(jià)產(chǎn)生推動(dòng)作用。

由以上結(jié)論可知,婚姻市場(chǎng)的婚姻擠壓現(xiàn)象對(duì)城市住房市場(chǎng)產(chǎn)生了顯著影響,且這種影響具有復(fù)雜的作用形態(tài),并為人口和住房管理政策的制定提供了思路。第一,從思想觀念來(lái)看,國(guó)家不僅要引導(dǎo)強(qiáng)化性別平等觀念,扭轉(zhuǎn)傳統(tǒng)的“男孩偏好”,以消除潛在的性別歧視,而且還要引導(dǎo)青年群體樹立科學(xué)的婚戀觀念,從追求“婚房”“彩禮”轉(zhuǎn)向?qū)€(gè)人品質(zhì)素質(zhì)的追求,激勵(lì)青年自立自強(qiáng)進(jìn)而不斷提高全民素質(zhì)。第二,從兩個(gè)市場(chǎng)的管理方向來(lái)看,一要大力發(fā)展住房租賃市場(chǎng)和保障性住房體系,降低青年群體的婚育負(fù)擔(dān),二要治理婚嫁陋習(xí)、婚房競(jìng)爭(zhēng)等不良社會(huì)風(fēng)氣,規(guī)范發(fā)展婚介市場(chǎng),促進(jìn)婚姻市場(chǎng)與住房市場(chǎng)和諧發(fā)展。第三,從空間異質(zhì)性來(lái)看,人口與住房管理政策制定應(yīng)關(guān)注城市差異。要根據(jù)各城市經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、人口特征以及住房市場(chǎng)發(fā)展的具體階段因地制宜地出臺(tái)管理政策。從空間聯(lián)動(dòng)性來(lái)看,人口與住房管理政策都應(yīng)關(guān)注人口等要素在城市間的流動(dòng),也要關(guān)注周邊城市的變化,努力應(yīng)對(duì)鄰近城市帶來(lái)的負(fù)面影響,實(shí)現(xiàn)共同發(fā)展。第四,從長(zhǎng)遠(yuǎn)的人口發(fā)展來(lái)看,在全面放開三胎背景下,各地政府不僅要制定更加靈活的人口政策,綜合運(yùn)用稅收、住房補(bǔ)貼、生育哺育假、生育保險(xiǎn)等多種手段提高青年的生育意愿,而且還要系統(tǒng)性地考慮婚嫁、生育、養(yǎng)育等問題,使生育激勵(lì)政策能夠真正落地,進(jìn)而緩解性別失衡問題,在婚姻市場(chǎng)和住房市場(chǎng)的和諧之下不斷提高居民的幸福指數(shù)。