補(bǔ)償性購房動機(jī)：持續(xù)改善的高等教育性別比與房價上漲

何林浩

（上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200433）

一、引 言

《上海日報(bào)》的一個抽樣調(diào)查顯示，80%的母親不愿意把女兒嫁給一個沒有住房的男性；5i5j.com對中國北京、上海和天津等8個城市中年母親的調(diào)查顯示，平均只有18%的受訪者表示同意租房，這些調(diào)查說明住房不僅僅承載居住價值。居民擁有住房的數(shù)量嚴(yán)重超過了“居住需求”，邵書峰（2013）發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村中農(nóng)戶的住房投資較大但使用率較低，很多作為儲藏使用或者空置。Sargeson（2002）也發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村地區(qū)存在強(qiáng)烈的“建房熱”現(xiàn)象，農(nóng)村的住房自有率超過99%。賀雪峰（2009）認(rèn)為，建房是農(nóng)村結(jié)婚的首要條件，這導(dǎo)致了大量的住房建設(shè)。人們一般認(rèn)為，男方家庭比女方家庭更有責(zé)任為新婚夫婦提供住房，或者至少應(yīng)負(fù)擔(dān)住房費(fèi)用的大頭，余麗甜和連洪泉（2017）利用CFPS的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，未婚男性家庭可能需要在婚禮之前儲蓄更多，間接證明了這一點(diǎn)。有研究認(rèn)為這主要是因?yàn)槟蟹郊彝バ枰兄x女方家庭對新娘的養(yǎng)育之恩（Zhang和Chan，1999），盡管女方家庭有時會負(fù)擔(dān)一部分的住房支出，但是一般而言，男方家庭會負(fù)擔(dān)大部分的住房費(fèi)用。

婚姻市場上男性承擔(dān)了非常大的購房責(zé)任，雖然社會輿論廣泛關(guān)注這個現(xiàn)象，然而很少有文獻(xiàn)對這個現(xiàn)象進(jìn)行深層次的經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋。Wei和Zhang（2011）、Wei等（2012）以及Du和Wei（2013）從人口性別比失衡的角度對高房價以及高儲蓄率進(jìn)行了解釋。然而，由“一孩半政策”導(dǎo)致的人口性別比失衡主要發(fā)生在經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)，而房價上漲則主要發(fā)生在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，陳斌開等（2014）也指出，人口性別比失衡主要發(fā)生在農(nóng)村，而住房市場卻在城市，考慮到第六次人口普查數(shù)據(jù)的人口性別比數(shù)據(jù)無法與以往幾次的普查數(shù)據(jù)對應(yīng)，本文以第五次人口普查數(shù)據(jù)為例，城市地區(qū)15-19歲人口的性別比只有97.17，而鄉(xiāng)村地區(qū)15-19歲人口性別比為109.59。因此，人口性別比失衡并不能很好地解釋婚姻市場上男性為何相對于女性承擔(dān)了較大的購房責(zé)任，進(jìn)而也不能很好地解釋城市房價上漲。

本文注意到，中國婚姻市場除了適婚人口性別比的重度失衡之外，還出現(xiàn)了另外一個非常重要的現(xiàn)象，即女性教育水平相對于男性出現(xiàn)了大幅度的提高，并且這種現(xiàn)象在城市更為顯著。中國從1999年開始急劇擴(kuò)大高等教育規(guī)模，使年輕人口的受教育水平迅速提高，高校擴(kuò)招中也出現(xiàn)了一個非常值得關(guān)注的現(xiàn)象，即女性在高等教育人口中的占比迅速提升，這使得女性受教育水平的提高速度遠(yuǎn)快于男性。如圖1所示，6歲及以上、大專及以上女性人口與男性人口比值從2002年的0.69上升到2014年的0.90，在短時間內(nèi)高等教育市場的性別結(jié)構(gòu)發(fā)生如此大的變化必然會對其他領(lǐng)域產(chǎn)生非常重要的影響。

圖1 6歲以上大專及以上女性人口與男性人口比的變化趨勢

Becker（1973，1981）認(rèn)為，由于結(jié)婚后男女雙方在家庭內(nèi)部的收益分配通常是依據(jù)習(xí)俗而定，可能偏離各自在市場上能夠得到的“均衡價格”，那么在市場上占據(jù)優(yōu)勢的一方就可能在婚前將這些“差價”通過一次性彩禮或嫁妝的形式收取過來。因此，根據(jù)Becker的理論，當(dāng)女性的相對教育水平大幅度上升后，男性與女性在婚前的討價還價能力和婚后的婚姻收益分配會出現(xiàn)不一致的情況，隨著高等教育市場中性別比例（女/男）的持續(xù)改善，在婚姻匹配中男性可能會通過購房或者其他的資產(chǎn)形式來對女性教育水平的提高進(jìn)行補(bǔ)償。

本文提出的假說為Wei等（2012）研究文獻(xiàn)提供了補(bǔ)充，并且避免他們文中的一個主要缺陷，即人口性別比失衡主要發(fā)生在經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)而房價上漲卻主要發(fā)生在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)。高等教育性別比改善導(dǎo)致的購房“補(bǔ)償效應(yīng)”與適婚人口性別比失衡導(dǎo)致的購房“競標(biāo)賽效應(yīng)”共同影響了男性為結(jié)婚而購房的壓力，如果只強(qiáng)調(diào)人口性別比失衡導(dǎo)致的購房“競標(biāo)賽效應(yīng)”無法解釋很多購房現(xiàn)象，比如在北京、上海等一線城市人口性別比失衡不太嚴(yán)重，但這些地區(qū)的男性購房壓力相對于女性依然很大。

本文將教育市場的性別結(jié)構(gòu)變化和住房市場聯(lián)系起來，提出教育市場的變化導(dǎo)致了婚姻匹配結(jié)構(gòu)的變化，高等教育擴(kuò)招與計(jì)劃生育導(dǎo)致了女性相對教育水平的大幅提高，這引發(fā)了婚姻匹配中男性對女性的補(bǔ)償性購房動機(jī)。這不僅拓展了中國居民購房動機(jī)的研究，也豐富了婚姻市場的研究。本文提供了一系列的證據(jù)來檢驗(yàn)本文提出的觀點(diǎn)：首先，家庭層面的數(shù)據(jù)為本文提出的理論機(jī)制提供了檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，夫妻教育水平差距越大或妻子教育水平相對較高的家庭更有可能購房而非租房，這個結(jié)論在控制了地區(qū)未婚人口性別比、家庭收入、丈夫是否獨(dú)生子女以及諸多虛擬變量后依然成立?？紤]到城市級別數(shù)據(jù)的缺乏，本文使用省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了檢驗(yàn)，使用大專以上女性數(shù)量與男性數(shù)量之比來衡量高等教育性別比，結(jié)果顯示高等教育性別比對房價具有顯著的正面影響。

本文的結(jié)構(gòu)如下：第二部分回顧了相關(guān)文獻(xiàn)；第三部分建立了一個婚姻收益分配模型；第四部分使用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)對本文的主要機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)；第五部分考察高等教育性別比的改善引發(fā)的微觀購房動機(jī)是否促進(jìn)了房價上漲；第六部分對全文進(jìn)行總結(jié)。

二、文獻(xiàn)回顧

與本文相關(guān)的文獻(xiàn)主要集中在住房市場、婚姻市場以及教育市場等方面。下文將主要從婚姻市場如何影響住房市場和教育市場如何影響婚姻市場兩個方面進(jìn)行文獻(xiàn)回顧。

現(xiàn)有文獻(xiàn)更多地關(guān)注住房的居住價值和投資價值（Mankiw和Weil，1989；Case和Shiller，1989；陳斌開等 2012；徐建瑋等 2012；高波等；2013；陸銘等，2014；劉學(xué)良等，2016）。當(dāng)然，也有一些頗具創(chuàng)新意義的文獻(xiàn)研究了婚姻匹配現(xiàn)象對房價的影響。雖然諸多文獻(xiàn)討論了性別比失衡對婚姻市場的影響（Angrist，2002；Edlund，2008），但他們都沒有把這種影響拓展到住房市場，沒有把婚姻市場的特征變化與房價聯(lián)系起來，Wei和Zhang（2011）以及Wei等（2012）做了開創(chuàng)性的分析工作，他們認(rèn)為住房是一種地位性商品，可以增加未婚男性在婚姻市場上的競爭力。他們的研究以房價作為中間機(jī)制，即住房才是婚姻市場競爭力的表現(xiàn)，但是部分學(xué)者對此提出了質(zhì)疑，認(rèn)為該文并沒有建立性別比與房價之間的邏輯鏈條，因?yàn)樾詣e比失衡主要發(fā)生在農(nóng)村而住房市場卻在城市（陳斌開等，2014；范子英和劉甲炎，2015）。方麗和田傳浩（2016）則把廣泛應(yīng)用于保險市場（Rothschild 和 Stiglitz，1976）、二手車市場（Akerlof，1970）以及勞動力市場（Spence，1973）的信息不對稱理論應(yīng)用到住房市場與婚姻匹配中。

Becker是使用經(jīng)濟(jì)學(xué)工具分析婚姻市場的先驅(qū)。Becker（1981）認(rèn)為，由于雙方結(jié)婚以后在家庭內(nèi)部的收益分配通常是依據(jù)習(xí)俗而定，這可能會偏離各自在市場上能夠得到的“價格”，那么在市場上占據(jù)優(yōu)勢的一方就可能在婚前將這些“差價”一次性通過彩禮或嫁妝的形式收取過來，尤其是在適婚人口性別比失衡的情況下，男性群體為了爭奪稀缺的女性會逐漸抬高彩禮的數(shù)量，在所有男性特征相同的情況下，彩禮的均衡數(shù)量會一直提高到男性在結(jié)婚和保持單身之間無差別。Becker的這個觀點(diǎn)為本文把住房代入到婚姻匹配中提供了啟發(fā)，在農(nóng)業(yè)社會中，女性出嫁后女性的父母會遭受損失，因此這種一次性的轉(zhuǎn)移支付會通過彩禮的形式表現(xiàn)出來，而在現(xiàn)代社會中，這種一次性轉(zhuǎn)移支付更多地由男性家庭直接轉(zhuǎn)讓給女性，男性承擔(dān)更大的購房責(zé)任就是其中一個可供選擇的辦法。一些文獻(xiàn)也從各個角度強(qiáng)調(diào)婚姻匹配過程中資產(chǎn)轉(zhuǎn)讓的重要性，比如Zhang和Chan（1999）創(chuàng)新性地提出了嫁妝對女性婚姻福利的重要作用，他們的研究豐富了婚姻匹配過程中資產(chǎn)轉(zhuǎn)讓的形式以及作用。其他的研究還包括Cheung（1972）、Cox和Jakubson（1995）。

男性與女性在婚前的討價還價能力和婚后的婚姻收益分配不一致的程度越大，男性就越需要加大住房購買來對女性進(jìn)行補(bǔ)償。吳要武和劉倩（2015）指出，在高等教育的擴(kuò)展過程中，教育市場的性別比結(jié)構(gòu)發(fā)生了非常顯著的變化，他們根據(jù)2000年和2010年的人口普查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，女性接受高等教育的人數(shù)增加的更快，教育市場的性別差異在改善，男本科生的比例下降到50%，男研究生甚至下降到45%左右，女研究生在數(shù)量上已超過男性。短時間內(nèi)教育市場的性別比例發(fā)生如此大的變化很大程度上可能會對婚姻市場產(chǎn)生重要影響，此時，根據(jù)Becker的理論，男性承擔(dān)的購房壓力也將越來越大。

綜上所述，現(xiàn)有的文獻(xiàn)似乎并沒有意識到高等教育市場中的性別比例轉(zhuǎn)變導(dǎo)致的女性相對教育水平大幅提高對住房市場的影響，而僅僅考慮了人口市場中的性別比失衡對住房市場的影響。本文首次把教育市場中的高等教育性別比例和住房市場聯(lián)系起來，拓展了房價影響因素的研究范圍。

三、理論分析

基于Becker（1981）的經(jīng)典模型來分析住房在婚姻匹配中的補(bǔ)償作用，在模型中，進(jìn)入婚姻后男性和女性的婚姻產(chǎn)出分配主要由風(fēng)俗決定，比例是固定的，而均衡的婚姻產(chǎn)出分配則由男性與女性的相對競爭地位決定，采取一種較為簡單的建模方式建立模型。

（一）模型的基本框架。為了簡化描述，假設(shè)婚姻市場上男性參與者與女性參與者都是同質(zhì)的，并且婚姻的產(chǎn)出能夠組合成一種單一的同質(zhì)商品，男性和女性結(jié)婚后的婚姻產(chǎn)出作為收入分配給丈夫和妻子。因此，對于所有參與到婚姻市場的男性和女性，存在下面的等式：

其中，Zmf為男性和女性進(jìn)入婚姻的總產(chǎn)出，Zm為男性配偶從婚姻分配中得到的產(chǎn)出，Zf為女性配偶從婚姻分配中得到的產(chǎn)出。

婚姻參與者選擇結(jié)婚而非單身說明從婚姻中獲得的產(chǎn)出大于等于保持單身狀態(tài)獲得的產(chǎn)出，這主要是由于進(jìn)入婚姻可以獲取家庭內(nèi)部分工的收益，比如男性更擅長市場活動而女性更擅長家庭活動等。因此存在下面的約束條件：

其中，Zsm為男性保持單身的產(chǎn)出，Zsf為女性保持單身的產(chǎn)出。

男性和女性進(jìn)入婚姻而產(chǎn)生的家庭分工收益可以用Zmf-Zsm-Zsf來衡量。假設(shè)男性分配得到的均衡婚姻產(chǎn)出為，女性分配得到的均衡婚姻產(chǎn)出為，其主要由男性和女性在婚姻市場上的競爭地位所決定。然而，諸如住房和孩子等“家庭商品”是被共同擁有的，被共同消費(fèi)而非獨(dú)占消費(fèi)，因此很可能男性和女性分配得到的均衡婚姻產(chǎn)出和實(shí)際得到的婚姻產(chǎn)出不相等，也即

對于這種情況，Becker（1981）提出的一個可供選擇的辦法是：在結(jié)婚前男性與女性之間進(jìn)行一次性的資產(chǎn)轉(zhuǎn)移。假設(shè)女性婚前的討價還價能力大于婚后的產(chǎn)出分配，這種資產(chǎn)轉(zhuǎn)移的形式可以是住房或彩禮金等，由于提供更多資產(chǎn)轉(zhuǎn)移的男性更容易找到配偶，這種競爭會把轉(zhuǎn)移的資產(chǎn)數(shù)量增大到女性的實(shí)際婚姻收益等于均衡的婚姻收益。同理，當(dāng)男性婚前的討價還價能力大于婚后的收益分配時，女性也會進(jìn)行適當(dāng)?shù)馁Y產(chǎn)轉(zhuǎn)移，這種轉(zhuǎn)移一般稱為“嫁妝”。另外，Becker認(rèn)為即便資產(chǎn)支付給了父母而非待婚子女，也不會影響均衡的結(jié)果。

在有效的一夫一妻制的婚姻市場中，均衡狀態(tài)必定是愿意結(jié)婚的男性數(shù)量和愿意結(jié)婚的女性數(shù)量相等，而如果適婚人口性別比例偏離1，則要求保持單身的人獲得的收益與他們參與到婚姻市場中獲得的收益是無差別的（Becker，1981）。比如當(dāng)男性數(shù)量大于女性數(shù)量，全部女性結(jié)婚后仍會存在部分男性保持單身狀態(tài)，在所有男性都是同質(zhì)個體的情況下，這些男性之所以愿意保持單身，是因?yàn)檫M(jìn)入婚姻和保持單身的收益是相同的，也就是說在男性過剩的情況下，女性獲得了婚姻中產(chǎn)生的全部分工收益，婚姻收益從男性向女性重新分配。

假設(shè)男性從婚姻中獲得的分工收益是Z1，女性從婚姻中獲得的分工收益是Z2，在男性過剩的情況下存在下面的等式：

式（3）和（4）對本文的分析有著至關(guān)重要的作用，Becker對這個觀點(diǎn)進(jìn)行了非常詳細(xì)的分析。中國目前的婚姻市場是否出現(xiàn)男性過剩是式（3）和（4）成立的關(guān)鍵條件。國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，不管是15-19歲人口的性別比還是20-24歲人口的性別比在近十年都大幅上升，且性別比例要高于100。

在一夫一妻的前提下，婚姻的總產(chǎn)出取決于丈夫與妻子的質(zhì)量，為簡化，使用教育程度來衡量男性與女性的質(zhì)量，因此存在下面的等式：

其中，A衡量了婚姻中分工的規(guī)模效應(yīng)，A＞1可以確保進(jìn)入婚姻的收益大于保持單身的收益，Em為丈夫的教育水平，Ef為妻子的教育水平。而男性和女性保持單身的產(chǎn)出也與其教育水平有關(guān)，對于男性而言，假設(shè)：

根據(jù)前文得出的結(jié)論，在男性數(shù)量多于女性數(shù)量的婚姻市場中，女性進(jìn)入婚姻后獲得的均衡產(chǎn)出數(shù)量為：

而由于家庭內(nèi)部的商品大多數(shù)都是共同消費(fèi)的，或者其他一些原因比如孩子都是跟著父親姓等等，女性婚后實(shí)際可獲得的產(chǎn)出分配數(shù)量為：

其中，θ代表雙方結(jié)婚以后女性獲得的由習(xí)俗等因素而定的在家庭內(nèi)部產(chǎn)出分配的固定比例。如果女性均衡收益大于實(shí)際收益，男性需要在婚前進(jìn)行一次性的資產(chǎn)轉(zhuǎn)移來對競爭地位較高的女性進(jìn)行補(bǔ)償，Becker認(rèn)為這種資產(chǎn)轉(zhuǎn)移的數(shù)量會把男性和女性的婚姻收益提高或降低到由均衡婚配所決定的水平，因此男性對女性的補(bǔ)償數(shù)量為女性的均衡收益減去女性的實(shí)際收益，即：

其中，ΔH為婚前的一次性補(bǔ)償?shù)臄?shù)量，補(bǔ)償?shù)男问娇赡転樽》俊⒉识Y、年齡或其他資產(chǎn)形式，這主要取決于女性及其父母對住房補(bǔ)償與其他資產(chǎn)補(bǔ)償?shù)南鄬π枨蟆Ｔ诨橐鍪袌錾?，如果女性更偏好男性配偶的年齡，那么補(bǔ)償?shù)男问骄涂赡苁且阅挲g的方式進(jìn)行補(bǔ)償；而如果女性的父母更為強(qiáng)勢，那么補(bǔ)償?shù)男问胶芸赡苁且圆识Y的形式轉(zhuǎn)移給女性的父母。本文想要強(qiáng)調(diào)的是，一方面，隨著城市化的快速推進(jìn)，住房在婚姻補(bǔ)償中占據(jù)了至關(guān)重要的作用；另一方面，在男女共同承擔(dān)購房費(fèi)用的情況下，彩禮、汽車或者年齡等都可以作為男性向女性的補(bǔ)償。

（二）模型的結(jié)果分析。由式（9）可知，在男性教育程度不變的情況下，女性教育程度的提高會加大婚前男性向女性的一次性資產(chǎn)轉(zhuǎn)移數(shù)量。隨著女性教育程度的提高，在住房與其他資產(chǎn)相對需求沒有發(fā)生改變的情況下，男性需要在婚前承擔(dān)更大的購房責(zé)任。

然而式（9）只說明了男性需要增加住房購買，問題在于女性是否會相應(yīng)地減少住房購買數(shù)量，從而可能抵消男性提高的購買數(shù)量，以至于女性教育水平的提高并沒有提高整體的住房購買數(shù)量呢？一方面，在中國由于風(fēng)俗等原因，男性占據(jù)了大部分家庭產(chǎn)出，女性歷來較少承擔(dān)住房購買，因此隨著女性相對教育水平的提高，住房的購買數(shù)量無從減少。另一方面，Wei和Zhang（2011）在分析人口性別比失衡對居民儲蓄的影響時也遇到了類似的問題，他們的解決辦法是在模型中加入了女性在婚姻家庭中的話語權(quán)，使得有女兒的家庭也不會減少儲蓄量，他們的邏輯同樣適合本文的分析。此外，由于婚姻契約是不完全契約，Zhang和Chan（1999）認(rèn)為，女性的嫁妝可以使得新娘在其家庭中具有更強(qiáng)的威脅力，保證婚姻契約的有效執(zhí)行，他們發(fā)現(xiàn)“彩禮”和“嫁妝”同時存在，提出一個女性的“嫁妝”影響女性婚后福利的機(jī)制，那么根據(jù)他們的邏輯，女性承擔(dān)部分購房款同樣也會影響女性的婚后福利。本文認(rèn)為這個動機(jī)很可能抵消了女性減少住房購買數(shù)量的想法。

需要特別指出的，在補(bǔ)償性動機(jī)的框架下，雖然人口性別比失衡也是男性承擔(dān)更大購房責(zé)任的原因，然而男性承擔(dān)的購房責(zé)任不會因?yàn)槿丝谛詣e比失衡的加劇而增加，這說明高等教育性別比改善導(dǎo)致的購房“補(bǔ)償效應(yīng)”與人口性別比失衡導(dǎo)致的購房“競標(biāo)賽效應(yīng)”對房價的影響機(jī)制是截然不同的。如果只強(qiáng)調(diào)人口性別比失衡導(dǎo)致的購房“競標(biāo)賽效應(yīng)”會無法解釋很多購房現(xiàn)象，比如在北京和上海等一線城市的人口性別比失衡不太嚴(yán)重，甚至出現(xiàn)女性過剩的情形下，這些地區(qū)的男性購房壓力相對于女性依然很大。

（三）模型拓展的一些討論。首先，上述模型分析沒有考慮到男性與女性的年齡婚配會隨著女性相對教育水平的變化而變化。如果男性與女性在婚姻市場的相對競爭地位發(fā)生了變化，那么男性與女性在年齡方面的婚姻匹配也必將發(fā)生變化，一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)高學(xué)歷女性并不是不結(jié)婚，而是結(jié)婚年齡推遲（Isen和Stevenson，2010）。延遲結(jié)婚的目的在于尋求更好的配偶，男性將面臨更大的婚姻競爭壓力，要么選擇加大住房購買或者提高自身其他方面的質(zhì)量，要么只能在更小的范圍內(nèi)選擇配偶，因此，女性相對于男性結(jié)婚年齡的延遲進(jìn)一步加劇了婚姻市場的競爭。

其次，上述模型沒有考慮到女性進(jìn)入婚姻對工作的影響會隨著女性教育水平的變化而變化。吳要武和劉倩（2015）根據(jù)2000年、2005年以及2010年的人口普查數(shù)據(jù)得出，女研究生結(jié)婚率的下降速度遠(yuǎn)高于男研究生；女性一旦進(jìn)入婚姻將會影響工作，女性教育水平的提高使得其從婚姻中獲得的分工收益減少（H?rk?nen和Dronkers，2006），會激勵那些接受了高等教育的女性參與勞動力市場甚至占據(jù)那些競爭激烈的工作崗位，這限制了她們投入家庭的時間。從一定意義上說，那些接受了高等教育的“剩女”，大多是勞動力市場上的成功者（Bertrand等，2010），因此部分高等教育女性退出婚姻市場是理性選擇，因?yàn)樗麄儚幕橐鲋蝎@得的分工收益較少。

上述兩個機(jī)制雖然是通過加劇“意愿結(jié)婚人口”的性別比失衡來影響婚姻競爭從而提高男性為結(jié)婚而購房的壓力，但均會增強(qiáng)男性對女性的補(bǔ)償性購房動機(jī)。首先，女性延遲結(jié)婚是因?yàn)樘囟挲g段的男性無法給予足夠的補(bǔ)償，從而女性只能尋求年齡上的補(bǔ)償；其次，女性保持單身也是因?yàn)槟行圆荒軌蚪o予女性為了家庭而犧牲工作的補(bǔ)償。隨著女性相對教育水平的提高，女性保持單身或延遲結(jié)婚的概率增加，此時男性必須給予更大的補(bǔ)償才能把意愿單身或延遲結(jié)婚的女性吸引到婚姻市場上來。

四、補(bǔ)償性購房動機(jī)的檢驗(yàn)：家庭層面的證據(jù)

本文借鑒Wei等（2012）的研究方法，使用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)對本文提出的機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。本文觀點(diǎn)的核心在于男性會購買住房來補(bǔ)償女性不斷提高的教育水平，如果這個觀點(diǎn)是正確的，那么在住房和妻子相對教育水平之間必定存在相關(guān)關(guān)系，表現(xiàn)為已婚家庭中妻子的相對教育水平越高，更有可能選擇購房或者購房面積越大。然而妻子相對教育水平越高家庭的收入可能也會越高，因此需要排除妻子相對教育水平通過收入影響購房行為的機(jī)制。

需要特別說明的是，這部分機(jī)制檢驗(yàn)的目的是“不能證偽”而非“證實(shí)”，這主要是由于相關(guān)數(shù)據(jù)的缺乏，我們無法得到直接的證據(jù)，而只能通過一些替代的證據(jù)來考察這些證據(jù)是否能夠證偽本文提出的機(jī)制。換句話說，下文實(shí)證分析的目的是提供“不能證偽”補(bǔ)償性購房動機(jī)的證據(jù)，而非提供“證實(shí)”補(bǔ)償性購房動機(jī)的證據(jù)，也許下文的回歸結(jié)果可以有其他的解釋，但至少其沒有與補(bǔ)償性購房動機(jī)相悖。

（一）數(shù)據(jù)與變量選取。目前能夠滿足本文研究目的的大樣本數(shù)據(jù)庫只有2000年普查數(shù)據(jù)的部分樣本數(shù)據(jù)和2005年的1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，雖然數(shù)據(jù)時效性較差，但對于某些問題的分析依然具有不可替代性，比如陸銘等（2014）使用該數(shù)據(jù)庫研究了城市化對房價的影響，吳要武和劉倩（2015）使用該數(shù)據(jù)庫研究了高校擴(kuò)招對婚姻市場的影響；此外，機(jī)制檢驗(yàn)的目的在于證偽機(jī)制的存在性而非得出某方面的政策結(jié)論，因此時效性較差的數(shù)據(jù)不會顯著影響本文結(jié)論的可靠性。本文在下面的分析中使用2005年的數(shù)據(jù)，為了緩解數(shù)據(jù)陳舊的缺點(diǎn)，本文將把樣本限制為丈夫出生于1975年之后。該數(shù)據(jù)庫中，居民住房來源包含了自建住房、購買商品房、購買經(jīng)濟(jì)適用房、購買原公有住房、租用公有住房以及租用商品房，本文把前四個概括為購房，把后兩個概括為租房，形成0和1變量；教育水平包含了未上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中、大專、本科以及研究生以上，分為賦值為1到7。

為了直接考察均衡狀態(tài)下住房與夫妻教育水平差距的關(guān)系，本文把樣本限制為已婚家庭樣本。選擇的被解釋變量是“是否購房”，購房=1，租房=0，核心解釋變量是夫妻教育水平差?？刂谱兞繌南旅鎺讉€方面來選?。海?）地區(qū)未婚人口性別比：使用2005年該地區(qū)未婚女性數(shù)量除以未婚男性數(shù)量得出；（2）家庭收入：包含妻子的收入和丈夫的收入；（3）丈夫是否獨(dú)生：丈夫獨(dú)生為1，非獨(dú)生為0，這個變量可以衡量父母的資助情況；（4）個體特征的固定效應(yīng)：丈夫年齡、省份以及居住地級別，此外本文還加入了妻子收入占比分組的虛擬變量，把妻子收入占比分為5個組，這可以緩解妻子相對教育水平通過妻子收入影響購房行為的可能性。

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

下文采用logit模型進(jìn)行回歸，具體回歸結(jié)果見表1。（1）列只包含了夫妻教育水平差，結(jié)果顯示回歸系數(shù)為負(fù)且在1%的水平上顯著，這說明在已婚家庭中，妻子的教育水平高于丈夫越多，該家庭越可能購房而不是租房，這驗(yàn)證了本文提出的觀點(diǎn)，男性會對女性的教育水平提高進(jìn)行補(bǔ)償。當(dāng)然，只包含核心解釋變量可能會使得模型存在嚴(yán)重的內(nèi)生性問題，因此需要加入其他的控制變量，（2）列加入地區(qū)未婚人口性別比等控制變量，夫妻教育水平差的系數(shù)依然為負(fù)，并且地區(qū)未婚人口性別比的系數(shù)也為負(fù)且在1%的水平上顯著，說明性別比越失衡，婚姻市場競爭越激烈，該地區(qū)的家庭越可能購房，這與Wei等（2012）的結(jié)論是相同的。

表1 夫妻教育水平差與購房行為

由于模型（1）和（2）存在內(nèi)生性，購房行為的選擇也會改變男性尋求女性配偶的質(zhì)量，系數(shù)的絕對值可能偏大，因此本文使用省份的高等教育性別比作為解釋變量，這可以用來衡量一個地區(qū)男女教育水平的差距進(jìn)而決定了該地區(qū)家庭夫妻教育水平的平均差距，而地區(qū)男女教育水平差距主要是由該地區(qū)的文化觀念決定的，因此在某種程度上該變量相對于個體的購房行為是外生的。本文選擇2005年省份的高等教育性別比，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局抽樣調(diào)查的匯總數(shù)據(jù)。（3）和（4）列即為回歸結(jié)果，（3）列只包含了省份高等教育性別比，結(jié)果顯示核心解釋變量在1%的水平上顯著，高等教育性別比的回歸系數(shù)絕對值遠(yuǎn)大于（1）列中夫妻教育水平差距的回歸系數(shù)絕對值，這主要是因?yàn)槎叩挠?jì)算單位不同。（4）列加入了地區(qū)未婚人口性別比、家庭收入以及丈夫是否獨(dú)生的控制變量，高等教育性別比的回歸系數(shù)符號和顯著性依然符合預(yù)期，并且系數(shù)的大小并沒有發(fā)生明顯的變化，此外，家庭收入和丈夫是否獨(dú)生的系數(shù)為正，說明家庭收入越高，越可能購房而不是租房，丈夫?yàn)楠?dú)生子的家庭更有可能購房，這與常識相符合。最后，本文還從變量選擇以及樣本選擇等角度進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，由于篇幅限制并沒有報(bào)告相應(yīng)的回歸結(jié)果。①穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果備索。

總的來說，表1的實(shí)證結(jié)果沒有證偽本文提出的觀點(diǎn)，即男性會使用住房對高教育水平的女性進(jìn)行補(bǔ)償，住房可以用來平衡男性與女性婚姻競爭地位和婚后收益分配的不匹配，這可以改變購房行為。

（三）假說的進(jìn)一步檢驗(yàn)。由于無法計(jì)算家庭住房由男方和女方承擔(dān)的具體比例，上文的分析只從側(cè)面考察了回歸結(jié)果是否能夠“證偽”本文提出的假說。一般認(rèn)為，婚姻中男方承擔(dān)更大的購房責(zé)任，然而這個觀點(diǎn)缺乏嚴(yán)格的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)，下面將基于婚前購房的性別差異來驗(yàn)證這一傳統(tǒng)的觀點(diǎn)，以進(jìn)一步驗(yàn)證本文觀點(diǎn)的可靠性?？疾旎榍百彿康男詣e差異能夠在一定程度上緩解上文實(shí)證分析中丈夫與妻子承擔(dān)購房款比例的變化對結(jié)果的影響。

同樣，在下面的分析中使用1%抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，本文將把樣本限制為出生于1975年之后；此外，為了避免與父母購房產(chǎn)生混淆，本文只選擇戶主的樣本；最后，婚后的住房無法計(jì)算男女雙方購房支出的比例，因此只對未婚人口進(jìn)行分析。控制變量選擇：其他特征也會影響購房行為，本文控制了收入水平和教育水平，另外還考慮到子女購房父母一般會給予資助，然而無法獲得已為戶主人口的父母收入狀況，但抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)庫中有是否獨(dú)生的指標(biāo)。下文還設(shè)置了個體特征的固定效應(yīng)：出生年份、省份以及居住地級別。

具體的回歸結(jié)果見表2。（1）列的被解釋變量是購房面積，性別的回歸系數(shù)為6.250，在1%的水平上顯著，這說明未婚男性比未婚女性的購房面積平均高出6.25平方米，雖然6.25平方米看起來不大，但考慮到這是對已購房男性與已購房女性的比較，足以說明未婚男性與未婚女性購房行為的差異；（2）列的被解釋變量是0和1變量（租=0，購=1），因此采用logit模型進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示回歸系數(shù)為0.508，這說明未婚男性購房的可能性更大，回歸系數(shù)經(jīng)過概率轉(zhuǎn)換，未婚男性購買住房的概率是未婚女性的1.66倍，這個結(jié)果同樣沒有證偽補(bǔ)償性購房動機(jī)的存在性。

表2 男性與女性婚前購房行為的差異

五、高等教育性別比改善與房價上漲：省級層面的證據(jù)

上文的分析檢驗(yàn)了補(bǔ)償性購房動機(jī)的存在性，那么高等教育性別比轉(zhuǎn)變導(dǎo)致的女性相對教育水平大幅提高是否促進(jìn)了宏觀的房價上漲？下面將詳細(xì)回答這個問題。

（一）數(shù)據(jù)與變量選取。本文使用的是中國2002-2014年省級面板數(shù)據(jù)，如果不考慮數(shù)據(jù)可得性問題，城市面板數(shù)據(jù)包含的信息更多，使用城市面板數(shù)據(jù)來分析得出的結(jié)果更加可靠，然而不管是35個大中城市還是70個大中城市均存在某些變量缺失值較多或者相關(guān)數(shù)據(jù)不可得的問題。因此，為了保證數(shù)據(jù)可獲得性，本文采用省級面板數(shù)據(jù)，存在個別缺失值，使用插值法進(jìn)行補(bǔ)全。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國教育統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫等。

本文所選擇的被解釋變量為商品房平均銷售價格，用商品房銷售額除以商品房銷售面積來計(jì)算，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。本文選擇的核心解釋變量為：（1）高等教育性別比，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文以6歲以上大專及以上女性人口除以男性人口來衡量，雖然統(tǒng)計(jì)年鑒中的樣本為6歲以上，但考慮到高等教育擴(kuò)招是從1999年開始，本文選擇的變量衡量方式能夠反映婚姻市場中適婚人口的特征；（2）未婚人口性別比，本文以15歲及以上未婚人口性別比（女/男）來衡量，這可以反映婚姻市場未婚人口配對的可能性，如果比值小于1，就說明會存在某些男性無法成功找到結(jié)婚伴侶。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局歷年抽樣調(diào)查的匯總數(shù)據(jù)，其中2005年為1%人口抽樣調(diào)查樣本數(shù)據(jù)，其他年份為1‰人口抽樣調(diào)查樣本數(shù)據(jù)，2010年為人口普查數(shù)據(jù)。除上述關(guān)注的變量外，還需要引入其他的控制變量，包括人均可支配收入、人口撫養(yǎng)比、人均綠化、人均教育經(jīng)費(fèi)以及平均家庭規(guī)模等等。

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果。在處理面板數(shù)據(jù)時，使用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型是一個最基本的問題，為此需要進(jìn)行固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)識別的Hausman檢驗(yàn)，各個模型均強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，認(rèn)為應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型，因此下文只報(bào)告了固定效應(yīng)方法的回歸結(jié)果。具體的回歸結(jié)果見表3。（1）列只加入了高等教育性別比作為解釋變量，結(jié)果顯示其回歸系數(shù)為正且在1%的水平上顯著，完全符合本文的預(yù)期，高等教育性別比對房價有顯著的正面影響，當(dāng)然在沒有加入其他控制變量的情況下，回歸系數(shù)也可能捕捉到其他變量對房價的影響，因此系數(shù)偏大。為了與Wei等（2012）進(jìn)行比較，（2）列把未婚人口性別比代入到回歸方程之中，高等教育性別比的系數(shù)增大且依然在1%的水平上顯著。此外，未婚人口性別比的系數(shù)為負(fù)說明女性相對于男性的數(shù)量越少房價越高，這與Wei等（2012）的結(jié)果一致。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（3）列加入了其他控制變量后，高等教育性別比的系數(shù)雖然在5%的水平上顯著，但系數(shù)減小了，出乎意料的是未婚人口性別比的系數(shù)不再顯著，這明顯與現(xiàn)有文獻(xiàn)的結(jié)論不一致。當(dāng)然未婚人口性別比不顯著也可能是因?yàn)槭褂昧耸〖壝姘鍞?shù)據(jù)的緣故，省級面板數(shù)據(jù)中不同的解釋變量不可避免地存在共線性問題，變量之間的共線性會使回歸系數(shù)很不穩(wěn)定。其他控制變量中，人均可支配收入和人均教育經(jīng)費(fèi)的系數(shù)為正且顯著性較高，完全符合預(yù)期；人口撫養(yǎng)比與平均家庭規(guī)模的系數(shù)為負(fù)且顯著也符合本文的預(yù)期，而人均綠化面積的回歸系數(shù)不僅統(tǒng)計(jì)上不顯著，系數(shù)符號也不穩(wěn)定，這主要是因?yàn)槿司G化面積與其他變量存在較大程度的相關(guān)性。（4）列的被解釋變量是人均商品房銷售面積，高等教育性別比的系數(shù)為正且在1%的水平上顯著，這說明高等教育性別比的改善提高了住房需求，這在宏觀上佐證了高等教育性別比的變化會影響住房需求，從而導(dǎo)致了房價上漲。

總體而言，基準(zhǔn)回歸結(jié)果證實(shí)了本文提出的觀點(diǎn)：高等教育性別比改善導(dǎo)致的女性相對教育水平提高觸發(fā)了男性對女性的補(bǔ)償性購房動機(jī)，這會導(dǎo)致房價上漲。然而回歸結(jié)果與Wei等（2012）的結(jié)果存在較大的差異，他們認(rèn)為人口性別比失衡可以解釋30%-48%的房價上漲。本文認(rèn)為這種差異主要有以下兩個原因：（1）他們文章中使用的人口性別比是由普查數(shù)據(jù)倒推而來，沒有考慮人口在不同省份之間的流動；（2）他們文章中使用了較少的控制變量，這減弱了不同變量之間的共線性問題，使得回歸系數(shù)更加穩(wěn)定，但這種做法也可能導(dǎo)致回歸模型存在較為嚴(yán)重的遺漏變量問題。事實(shí)上，女性相對教育水平的提高與女性相對數(shù)量的減少是婚姻市場的兩面，如果只強(qiáng)調(diào)未婚人口性別比失衡導(dǎo)致的購房“競標(biāo)賽效應(yīng)”會無法解釋很多購房現(xiàn)象。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)以及遺漏變量問題的進(jìn)一步討論。住房制度改革以來，我國的房價以及其他經(jīng)濟(jì)特征發(fā)生了巨大變化，具有強(qiáng)烈的時段性特征，并且高等教育性別比的變化對房價的影響在不同的地區(qū)可能也存在較大的差異，因此本文對時間與地區(qū)子樣本分別進(jìn)行回歸。選擇的時段子樣本分別為：2002-2010年及2011-2014年，主要以固定效應(yīng)方法進(jìn)行估計(jì)，高等教育性別比的回歸系數(shù)在2002-2010年比基準(zhǔn)結(jié)果大，在2011-2014年比基準(zhǔn)結(jié)果小，這主要是因?yàn)?011-2014年金融因素對房價的影響更大，此時居民購房的最主要動機(jī)不再是為結(jié)婚而買房而是投資性購房。需要著重強(qiáng)調(diào)的是，未婚人口性別比在五個回歸中有四個系數(shù)不顯著，只有2011-2014年的樣本在10%的水平上顯著，這里再次出現(xiàn)了與Wei等（2012）的結(jié)論不一致的情況，證實(shí)了其他文獻(xiàn)對他們文中機(jī)制的質(zhì)疑（回歸結(jié)果略）。

此外，雖然上文的實(shí)證分析控制了省份的固定效應(yīng)，但考慮到高等教育性別比的變異性較小，其與諸多變量存在相關(guān)關(guān)系，上文的回歸模型依然不可避免地存在遺漏變量問題，因而回歸系數(shù)可能存在偏誤。解決遺漏變量問題的方法主要有兩種：一是加入更多的控制變量，二是使用工具變量方法進(jìn)行估計(jì)。因此，為了緩解遺漏變量的影響，本文進(jìn)一步加入了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（以第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)的比值衡量）和大專以上人口占比的控制變量，結(jié)果顯示，高等教育性別比的回歸系數(shù)依然為正且在5%的水平上顯著，并且系數(shù)的大小沒有發(fā)生太大的變化，這說明本文模型遺漏變量的問題并不嚴(yán)重。最后，使用高等教育性別比的滯后項(xiàng)作為工具變量，二階段的回歸結(jié)果顯示，高等教育性別比的回歸系數(shù)變小，這說明上文的回歸模型確實(shí)存在一定的遺漏變量問題，但工具變量回歸的系數(shù)依然在10%的水平上顯著，這說明高等教育性別比對房價的影響依然穩(wěn)健。①穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未列出，如有需要可向作者索要。

六、總 結(jié)

21世紀(jì)以來，婚姻市場出現(xiàn)了兩個非常重要的現(xiàn)象，一是適婚人口性別比的重度失衡，二是女性相對于男性教育程度的大幅度提高，其中第二個現(xiàn)象在城市更為顯著。本文主要關(guān)注第二個現(xiàn)象對住房市場的影響，發(fā)現(xiàn)住房不僅存在居住價值還存在補(bǔ)償價值，提出了一種新的購房動機(jī)：由于婚姻收益分配機(jī)制的不靈活，男性與女性在婚前的討價還價能力和婚后的婚姻收益分配不一致，隨著高等教育性別比例（女/男）的持續(xù)改善，在婚姻匹配中男性會通過購房對女性教育水平的提高進(jìn)行補(bǔ)償。

家庭層面以及省級層面的數(shù)據(jù)驗(yàn)證了本文提出的理論機(jī)制。家庭層面的回歸結(jié)果顯示，妻子相對于丈夫教育水平較高的家庭更有可能購房而非租房，這個結(jié)論在控制了地區(qū)未婚人口性別比、家庭收入、丈夫是否獨(dú)生子女以及諸多變量后依然成立，這并沒有證偽本文理論模型提出的觀點(diǎn)：由于婚姻收益分配機(jī)制的不靈活，在婚姻匹配中男性會通過購房來對女性教育水平的提高進(jìn)行補(bǔ)償。既然男性需要對女性教育水平的提高進(jìn)行補(bǔ)償，那么就有必要考察一般均衡情況下，中國高等教育性別比持續(xù)改善與房價上漲的關(guān)系，考慮到城市級別數(shù)據(jù)的缺乏，本文使用省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，高等教育性別比顯著促進(jìn)了房價上漲。本文拓展了婚姻市場影響房價的研究，現(xiàn)有文獻(xiàn)忽視了婚姻市場中出現(xiàn)的一個重要現(xiàn)象，即女性相對于男性教育程度的大幅度提高，這種結(jié)構(gòu)性的變化促發(fā)了男性的補(bǔ)償性購房動機(jī)。

此外，本文認(rèn)為政府可以通過諸多措施來減弱補(bǔ)償性購房動機(jī)對房價的影響。女性相對教育水平提高帶來的補(bǔ)償性動機(jī)更多體現(xiàn)在購房行為上，而很少體現(xiàn)在女性家庭地位的提高上，因此政府應(yīng)當(dāng)出臺相關(guān)政策，引導(dǎo)男性的補(bǔ)償性行為，使得男性對女性的補(bǔ)償體現(xiàn)在其他方面，比如通過婚姻法的修改提高女性家庭地位等等。然而婚姻與家庭方面的政策變化會導(dǎo)致一些錯綜復(fù)雜的后果，因此上述政策建議只是一個方向性的建議，具體的政策是否可行還需要更加詳細(xì)的考察。

當(dāng)然本文還存在諸多的不足，在家庭層面的機(jī)制檢驗(yàn)分析中，本文并沒有區(qū)分家庭住房購買過程中丈夫與妻子承擔(dān)的購房款比例，而只是從證偽的角度對本文提出的機(jī)制進(jìn)行了檢驗(yàn)；此外，省級面板數(shù)據(jù)中不同解釋變量不可避免地存在共線性問題，這影響了回歸系數(shù)的準(zhǔn)確性；因此，未來的研究需要使用更為合適的數(shù)據(jù)來對本文的命題進(jìn)行檢驗(yàn)。更為重要的是，女性相對教育水平變化引起的男性補(bǔ)償性動機(jī)不僅會發(fā)生在住房市場，還會對家庭的其他行為產(chǎn)生重要影響，比如對生育行為和離婚行為的影響等，這些問題都有待于未來更為細(xì)致的研究。