女性教育優(yōu)勢(shì)：基于房?jī)r(jià)上漲對(duì)子代教育支出影響的分析*

耿 峰，秦雪征

（北京大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100871）

一、引 言

近些年來(lái)，隨著越來(lái)越多接受過(guò)高等教育的女性進(jìn)入社會(huì)，有關(guān)男女平等關(guān)系的話題引起了人們的熱議。在就業(yè)市場(chǎng)上，用人單位對(duì)男性求職者的偏好使得女大學(xué)畢業(yè)生們感受到了就業(yè)歧視。在婚姻市場(chǎng)上，女性大多偏好學(xué)歷相當(dāng)或者略高的配偶，這導(dǎo)致?lián)碛休^高學(xué)歷的優(yōu)秀女性覺得自己成為“剩女”的風(fēng)險(xiǎn)越來(lái)越大。而一些男性則認(rèn)為，隨著文化程度的提高，當(dāng)代女性表現(xiàn)得愈加強(qiáng)勢(shì)、霸道，使得他們過(guò)得非常疲憊，甚至產(chǎn)生逃離婚姻的想法。這些熱議，表明兩性關(guān)系的變化已經(jīng)給人們的現(xiàn)實(shí)生活帶來(lái)了深刻的影響。而這些話題背后，更多是因?yàn)槲覈?guó)女性在教育領(lǐng)域獲得了優(yōu)勢(shì)。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)，高校在校生中女性的占比已經(jīng)由1999年的38.31%上升至2012年的51.35%。

女性教育優(yōu)勢(shì)并非我國(guó)所獨(dú)有，而是一種全球性現(xiàn)象（OECD，2013）。在對(duì)該現(xiàn)象的解釋上，國(guó)外主流觀點(diǎn)認(rèn)為，教育領(lǐng)域的女性優(yōu)勢(shì)源于女性的教育投入可以在勞動(dòng)力市場(chǎng)和婚姻市場(chǎng)上獲得更高的回報(bào)（Card，1999；Lefgren和McIntyre，2006）。雖然這些觀點(diǎn)可以在一定程度上解釋女性教育優(yōu)勢(shì)存在的原因，但卻忽視了其他可能影響家庭教育投資的因素，特別是缺乏對(duì)房產(chǎn)這一重要的家庭資產(chǎn)在其中所發(fā)揮作用的探討。根據(jù)陳斌開和張川川（2016）的發(fā)現(xiàn)，我國(guó)的房?jī)r(jià)正是在1999年大學(xué)擴(kuò)招以后才出現(xiàn)明顯的上漲，這與女性在高校在校生中的比例上漲在時(shí)間上保持了驚人的一致。因此，從家庭住房資產(chǎn)的角度來(lái)分析女性教育優(yōu)勢(shì)，對(duì)于理解家庭教育投資決策和行為具有重要意義。

幾乎所有的文獻(xiàn)都是從“借貸約束”的角度分析住房資產(chǎn)與家庭教育投資之間的關(guān)系（Belly 和 Lochner，2007；Lovenheim 和 Reynolds，2012；陳永偉等，2014）。對(duì)于大多數(shù)家庭而言，房產(chǎn)是其財(cái)富最重要的組成部分。例如，根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)，2012年我國(guó)城鎮(zhèn)居民的住房持有率就已經(jīng)超過(guò)89%。因此，房?jī)r(jià)的上漲也就給絕大多數(shù)家庭帶來(lái)了明顯的財(cái)富積累。根據(jù)經(jīng)典的人力資本理論，在不完全資本市場(chǎng)上，家庭財(cái)富的增加可以通過(guò)緩解信貸約束來(lái)促進(jìn)家庭對(duì)子女的教育支出（Becker和Tomes，1986）。但是，這一影響發(fā)生的前提是，父母為了子女的教育花費(fèi)，將房屋抵押給商業(yè)銀行或其他金融機(jī)構(gòu)以進(jìn)行借貸（Hotz等，2018）。然而，這種情況在我國(guó)并不成立。在本文所用的2 715個(gè)有效觀測(cè)樣本中，僅有18個(gè)家庭存在商業(yè)教育貸款或者需要提供抵押的民間教育借款，占比僅為0.66%。這說(shuō)明，房?jī)r(jià)上漲不太可能通過(guò)放松家庭“借貸約束”的渠道來(lái)影響我國(guó)家庭的教育投資，進(jìn)而也就無(wú)法解釋我國(guó)的女性教育優(yōu)勢(shì)。

女性之所以在我國(guó)教育領(lǐng)域存在優(yōu)勢(shì)，其真正的原因在于房?jī)r(jià)的上漲可能會(huì)通過(guò)“財(cái)富效應(yīng)”影響家庭對(duì)子女的教育支出，但由于存在“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”，使得生育男孩抑制甚至抵消了“財(cái)富效應(yīng)”的發(fā)揮，導(dǎo)致房?jī)r(jià)的上漲對(duì)兩類家庭（只有女孩的家庭和有男孩的家庭）的教育支出產(chǎn)生了差異性的影響。除了“借貸約束”機(jī)制，子代教育支出受到房?jī)r(jià)影響的第二個(gè)原因在于其具有的“消費(fèi)品”屬性。Becker（1960）認(rèn)為，子女的人力資本（教育為主）可以直接給父母帶來(lái)效用，這一觀點(diǎn)意味著子女被父母視作一種耐用消費(fèi)品。因此，父母對(duì)子代的教育支出就是一種直接的消費(fèi)支出。在我國(guó)，隨著市場(chǎng)化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不斷提高，家庭的經(jīng)濟(jì)功能逐漸減弱，感情紐帶作用逐漸強(qiáng)化，子女的人力資本逐漸從“投資品”轉(zhuǎn)變?yōu)椤跋M(fèi)品”（陳志武，2015；陸方文等，2017）。這種“消費(fèi)品”屬性，使得房?jī)r(jià)的上漲會(huì)通過(guò)“財(cái)富效應(yīng)”來(lái)增加父母對(duì)子女的教育支出水平（Campbell和Cocco，2007）。同時(shí)，住房對(duì)子代教育支出的“財(cái)富效應(yīng)”會(huì)受到家庭內(nèi)遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)的明顯制約。我國(guó)的民間傳統(tǒng)是婚房一般由男方家庭提供。并且，計(jì)劃生育政策的長(zhǎng)期實(shí)施所造成的“男多女少”，進(jìn)一步提高了住房作為男性在婚姻市場(chǎng)上提升自身競(jìng)爭(zhēng)力的重要性。在房?jī)r(jià)過(guò)快上漲以致成年男子無(wú)力負(fù)擔(dān)的情況下，父母贈(zèng)予資金幫助兒子買房成為了社會(huì)的普遍現(xiàn)象。“助兒買房”使得房?jī)r(jià)上漲帶來(lái)的財(cái)富積累被子女購(gòu)房成本的上升所抵消，因此房?jī)r(jià)上漲不會(huì)對(duì)家庭的消費(fèi)（包括子代的教育支出）產(chǎn)生顯著的正向影響（Skinner，1989；陳健和黃少安，2013）。而對(duì)于只有女孩的家庭來(lái)說(shuō)，贈(zèng)予買房的壓力很小，房?jī)r(jià)上漲帶來(lái)的“財(cái)富效應(yīng)”對(duì)子女教育投資的影響更加明顯。因此，住房?jī)r(jià)格對(duì)子代教育支出的影響在上述兩類家庭之間可能存在顯著差異，房?jī)r(jià)上漲會(huì)促進(jìn)只有女孩家庭的教育支出。因此，在房?jī)r(jià)快速上漲的背景下，女性子代獲得了相對(duì)較多的教育投入，造成了女性在教育領(lǐng)域的優(yōu)勢(shì)地位。

為了驗(yàn)證上述觀點(diǎn)，本文利用“中國(guó)家庭金融調(diào)查”（China Household Finance Survey，以下簡(jiǎn)稱CHFS）2013年與2015年的兩期面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了房?jī)r(jià)上漲對(duì)只有女孩家庭和有男孩家庭在子代教育支出上帶來(lái)的差異性影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，房?jī)r(jià)的上漲通過(guò)“財(cái)富效應(yīng)”顯著地促進(jìn)了只有女孩家庭的教育支出；第二，“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”的存在抑制了住房對(duì)子代教育支出的“財(cái)富效應(yīng)”，使得房?jī)r(jià)的上漲并沒(méi)有促進(jìn)有男孩家庭的教育支出，而女性子代獲得了更多的教育支出，成就了女性在教育領(lǐng)域的優(yōu)勢(shì)。

本文的研究具有以下理論和實(shí)踐意義：第一，從房?jī)r(jià)上漲的視角分析了女性教育優(yōu)勢(shì)的原因，對(duì)相關(guān)理論解釋進(jìn)行了有效的擴(kuò)展；第二，與已有文獻(xiàn)強(qiáng)調(diào)信貸約束的作用不同，本文結(jié)合我國(guó)的實(shí)際情況，從“財(cái)富效應(yīng)”的視角分析了房?jī)r(jià)上漲對(duì)子代教育支出的影響，加深了對(duì)原有理論的認(rèn)識(shí)；第三，分析了房?jī)r(jià)上漲對(duì)只有女兒家庭和有男孩家庭在子代教育支出方面的差異性影響和影響機(jī)制，并為相關(guān)政策的制訂和修改提供了建設(shè)性意見。

本文后續(xù)安排如下：第二部分為文獻(xiàn)綜述，回顧并總結(jié)有關(guān)住房?jī)r(jià)格與家庭消費(fèi)以及教育投資之間關(guān)系的相關(guān)文獻(xiàn)；第三部介紹了本文的數(shù)據(jù)來(lái)源、主要回歸變量和實(shí)證策略；第四部分為實(shí)證研究，重點(diǎn)分析了住房?jī)r(jià)格變動(dòng)對(duì)兩類家庭（只有女孩家庭和有男孩家庭）教育支出的差異性影響；第五部分進(jìn)一步分析了造成上述差異性影響的原因；最后為本文的結(jié)論與政策分析。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）住房?jī)r(jià)格變動(dòng)對(duì)消費(fèi)支出的影響。根據(jù)生命周期理論，理性消費(fèi)者的消費(fèi)水平并不取決于當(dāng)期的絕對(duì)收入，而是由生命周期內(nèi)的總財(cái)富決定?；谶@一理論，住房財(cái)富越多的家庭，消費(fèi)越多。這種住房資產(chǎn)價(jià)值水平對(duì)消費(fèi)的影響被李濤和陳斌開（2014）稱為住房的“資產(chǎn)效應(yīng)”；同時(shí)，由于現(xiàn)實(shí)中家庭住房財(cái)富的變化主要是由房?jī)r(jià)波動(dòng)造成的，這種房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)家庭消費(fèi)的影響就是Campbell和Cocco（2007）強(qiáng)調(diào)的住房的“財(cái)富效應(yīng)”。根據(jù)持久收入理論，如果房?jī)r(jià)的變動(dòng)被預(yù)期到，家庭消費(fèi)將不會(huì)發(fā)生變化。只有未被預(yù)期到的房?jī)r(jià)波動(dòng)才會(huì)影響家庭的消費(fèi)水平。

對(duì)于住房“財(cái)富效應(yīng)”產(chǎn)生的原因，已有文獻(xiàn)主要有三種解釋。第一，根據(jù)生命周期?持久收入理論，理性經(jīng)濟(jì)人會(huì)將其總財(cái)富在整個(gè)生命周期內(nèi)平滑地消費(fèi)掉。因此，房?jī)r(jià)上漲直接增加了家庭的財(cái)富水平，進(jìn)而提高了居民的消費(fèi)支出（Carroll等，2011）。第二，房?jī)r(jià)上漲通過(guò)緩解家庭的借貸約束來(lái)提高家庭消費(fèi)支出（Campbell和Cocco，2007；Mian和Sufi，2011）。第三，房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)的促進(jìn)作用主要源于對(duì)預(yù)防性儲(chǔ)蓄的替代作用（Gan，2010）。然而，也有一些文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)上漲對(duì)消費(fèi)的正向影響不再顯著甚至表現(xiàn)為抑制作用。Skinner（1989）發(fā)現(xiàn)，如果存在較強(qiáng)的遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)，父母會(huì)將自身房屋價(jià)格上漲所帶來(lái)的財(cái)富所得留給子女用于購(gòu)買更加昂貴的房屋，因此房?jī)r(jià)上漲對(duì)家庭消費(fèi)的影響很小。陳健和黃少安（2013）則利用我國(guó)城市層面的問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù)，從理論和實(shí)證上證明了遺產(chǎn)動(dòng)機(jī)的存在抑制了住房對(duì)家庭總消費(fèi)財(cái)富效應(yīng)的發(fā)揮。陳斌開和楊汝岱（2013）發(fā)現(xiàn)，對(duì)于無(wú)房家庭而言，房?jī)r(jià)上漲會(huì)產(chǎn)生“房奴效應(yīng)”，逼迫居民為買房而儲(chǔ)蓄，從而抑制了居民的消費(fèi)。顏色和朱國(guó)鐘（2013）認(rèn)為，永久持續(xù)的房?jī)r(jià)上漲會(huì)促進(jìn)消費(fèi)的增長(zhǎng)，而不可持續(xù)的房?jī)r(jià)上漲使得家庭會(huì)為了購(gòu)房和還房貸而削減消費(fèi)，因此現(xiàn)實(shí)中我國(guó)不可持續(xù)的房?jī)r(jià)上漲最終抑制了居民的消費(fèi)。

（二）借貸約束對(duì)家庭教育支出的影響。與一般的消費(fèi)支出不同，家庭對(duì)子女的教育支出是一種重要的人力資本投資。以往的文獻(xiàn)多從借貸約束的角度來(lái)解釋教育投資與住房?jī)r(jià)格之間的關(guān)系。在經(jīng)典的人力資本投資模型中，假定不存在借貸約束，家庭會(huì)不斷地增加教育投入，直到教育投資的回報(bào)率等于其他物質(zhì)資本的收益率（Becker，1962；Ben-Porath，1967）。但是，Becker和Tomes（1986）在引入借貸約束之后發(fā)現(xiàn)，當(dāng)家庭面臨著較為嚴(yán)重的借貸約束時(shí)，教育投入的水平會(huì)低于最優(yōu)投入水平。家庭資產(chǎn)價(jià)格的上漲會(huì)不斷緩解借貸約束，進(jìn)而提高對(duì)子女的教育投入。

與理論模型的結(jié)論一致，一些實(shí)證研究證明了家庭資產(chǎn)價(jià)格上漲對(duì)教育投資的促進(jìn)作用。例如，Belly和Lochner（2007）利用美國(guó)的數(shù)據(jù)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，家庭收入狀況對(duì)年輕人的大學(xué)入學(xué)率以及入讀的學(xué)校質(zhì)量均具有顯著正影響，其原因在于家庭資產(chǎn)升值緩解了家庭面臨的借貸約束。Lovenheim和Reynolds（2012）發(fā)現(xiàn)，短期房?jī)r(jià)上漲所帶來(lái)的家庭住房財(cái)富增加能夠顯著提高子女進(jìn)入頂尖高等學(xué)府的概率，并且這種促進(jìn)作用在中低收入家庭尤為明顯。Johnson（2014）對(duì)本世紀(jì)初美國(guó)房地產(chǎn)泡沫和崩潰進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)價(jià)格下跌所導(dǎo)致的家庭財(cái)富減少顯著地降低了子女的大學(xué)入學(xué)比例。

國(guó)內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)研究表明，家庭教育投資的影響因素主要包括：家庭收入（魏新和邱黎強(qiáng)等，1998；孫志軍，2004；谷宏偉和楊秋平，2013）、父母受教育程度（李紅偉，2000；李旻等，2006）、家庭人口結(jié)構(gòu)（李超，2016）等。就我們所知，陳永偉等（2014）是目前僅有的一篇專門研究住房財(cái)富與家庭教育支出之間關(guān)系的文獻(xiàn)。該文利用CFPS2010年數(shù)據(jù)，考察了住房財(cái)富對(duì)城鎮(zhèn)家庭教育開支的影響。但由于研究使用的是橫截面數(shù)據(jù)，無(wú)法很好地控制家庭成員不可觀察的偏好、能力和預(yù)期等因素的影響，使得該文獻(xiàn)的研究存在著較強(qiáng)的內(nèi)生性，無(wú)法真正識(shí)別住房?jī)r(jià)格變化對(duì)教育支出的影響；同時(shí)，該文獻(xiàn)僅分析了住房財(cái)富通過(guò)借貸約束對(duì)教育支出產(chǎn)生的影響，未考慮教育支出帶有的消費(fèi)屬性。然而，現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)顯示，借貸約束的影響是有限的，因而該文也就無(wú)法真正揭示出住房在女性教育優(yōu)勢(shì)中發(fā)揮的作用。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量介紹與實(shí)證策略

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源。本文所用數(shù)據(jù)為CHFS2013年和2015年的調(diào)查數(shù)據(jù)。CHFS是西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心在全國(guó)范圍內(nèi)開展的大型微觀調(diào)查數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)首次全面收集了我國(guó)家庭的金融微觀信息，包括家庭的資產(chǎn)與負(fù)債、收入與支出、保險(xiǎn)和社會(huì)保障、家庭金融知識(shí)及偏好信息等。迄今為止，CHFS共進(jìn)行了三輪全國(guó)性的調(diào)查：2011年，CHFS首次對(duì)全國(guó)25個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的8 438個(gè)家戶進(jìn)行了調(diào)查；2013年，CHFS將調(diào)查范圍擴(kuò)展至26個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的28 143戶家庭，并對(duì)2011年的6 846個(gè)家庭進(jìn)行了追訪；2015年則將調(diào)查范圍進(jìn)一步擴(kuò)展至全國(guó)29個(gè)省份的37 289個(gè)家庭。基于分層和規(guī)模度量成比例（PPS）等多種抽樣手段使得CHFS數(shù)據(jù)的抽樣和非抽樣誤差較小、質(zhì)量較高。

基于本文的研究主題，我們只保留了尚有子女處于上學(xué)階段的家戶樣本。由于本文主要關(guān)注的是房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)子女教育支出造成的影響，而新購(gòu)（新建）或出售住房會(huì)導(dǎo)致住房財(cái)富在房?jī)r(jià)不變的情形下發(fā)生變化，因此本文刪去了存在上述行為的樣本戶。同時(shí)，為了規(guī)避無(wú)房家庭可能存在的“房奴效應(yīng)”，更好地揭示房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)子女教育支出的影響，本文只保留了有房家庭的樣本。此外，參考Bostalic 等（2009），刪去了戶主年齡超過(guò)65歲的家戶，以防止退休行為可能帶來(lái)的影響。最終，通過(guò)家戶代碼匹配之后獲得的有效面板觀測(cè)樣本為2 715個(gè)。

（二）變量介紹。

1. 被解釋變量：家庭對(duì)子女的教育支出。CHFS對(duì)家庭的各類支出進(jìn)行了詳細(xì)的調(diào)查，其中有與被解釋變量相關(guān)的問(wèn)題“去年，您家花在小孩（包括在校大學(xué)生）身上的教育培訓(xùn)支出有多少？”我們將對(duì)該問(wèn)題的回答結(jié)果作為本文回歸的被解釋變量。

2. 核心解釋變量：家庭的住房市值。CHFS對(duì)所有樣本家庭的房產(chǎn)數(shù)量與每套房的自報(bào)市值進(jìn)行了細(xì)致的調(diào)查。根據(jù)對(duì)這些問(wèn)題的回答，本文計(jì)算了每戶家庭的房產(chǎn)總市值，用來(lái)代表家庭的住房財(cái)富情況。由于CHFS只詢問(wèn)了每戶家庭最多三套房的市值，因此我們刪去了房屋持有量大于三套的家戶。在CHFS2013年和2015年的調(diào)查中，擁有超過(guò)三套房的家庭占比都不到0.5%，因此并不影響后文的分析。此外，使用CHFS中的自報(bào)市值既可以避免房?jī)r(jià)與宏觀經(jīng)濟(jì)政策之間的相關(guān)性所導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題（李江一，2016），又可以準(zhǔn)確地反映家庭在感知到住房?jī)r(jià)格變化之后對(duì)子女教育支出意愿的調(diào)整。

3. 主要控制變量。參照以往研究（Campbell和Cocco，2007；黃靜和屠梅曾，2009；李濤和陳斌開，2014；陳永偉等，2014），本文選取的控制變量包括：①家庭的其他資產(chǎn)和收入變量。主要包括家庭的金融資產(chǎn)以及住房與金融以外資產(chǎn)的市值、家庭總收入、住房負(fù)債和其他負(fù)債。其中，金融資產(chǎn)包括銀行存款、股票、基金、債券、理財(cái)產(chǎn)品、貴金屬、現(xiàn)金和借出款等；其他資產(chǎn)包括車輛、古玩和其他耐用品等；單獨(dú)控制住房負(fù)債源于有研究發(fā)現(xiàn)只有住房?jī)糌?cái)富才會(huì)影響家庭消費(fèi)（Mian和Sufi，2010）；家庭總收入包括工資收入、農(nóng)業(yè)與工商業(yè)經(jīng)營(yíng)收入、財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入和養(yǎng)老金收入等家庭可支配的收入。②家庭的人口學(xué)變量以及戶主特征變量。主要包括家庭規(guī)模、家庭中處于不同教育階段的孩子數(shù)量、60歲以上老人的數(shù)量、戶主的年齡和婚姻狀況以及戶主是否有工作等。根據(jù)我國(guó)的《義務(wù)教育法》和各地區(qū)的相關(guān)入學(xué)規(guī)定，本文分別用家庭中4?7歲、8?13歲以及14?16歲孩子的數(shù)量表示家庭中接受學(xué)前教育（幼兒園和學(xué)前班）、小學(xué)教育和初中教育的人數(shù)；接受高中以上教育的人數(shù)則來(lái)自于CHFS調(diào)查中的就業(yè)相關(guān)問(wèn)題的回答結(jié)果①由于CHFS的子女教育支出數(shù)據(jù)是上一年度的支出結(jié)果，因此家庭中4?7歲、8?13歲以及14?16歲子女的數(shù)量分別表示上一年家庭中3?6歲、7?12歲以及13?15歲子女的數(shù)量；CHFS詢問(wèn)了所有16歲以上家庭成員就業(yè)情況以及未就業(yè)的原因，文中接受高中以上教育的人數(shù)是根據(jù)問(wèn)卷中每個(gè)家庭中未就業(yè)原因選擇“在讀學(xué)生”的成員加總計(jì)算得到。。另外，由于面板回歸中戶主的實(shí)際年齡與年度虛擬變量之間存在完全共線性，參考陳健和黃少安（2013）的劃分方式，本文將不超過(guò)35歲的戶主定義為青年，36?50歲定義為中年，超過(guò)50歲則定義為老年。③地區(qū)變量。為了控制地區(qū)因素對(duì)回歸結(jié)果的影響，基于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)，控制變量還包括省份人均GDP（代表地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平）、省份居民可支配收入、省份CPI以及省份生均教育經(jīng)費(fèi)（代表地區(qū)的教育質(zhì)量）。④年度啞變量，以此控制時(shí)間趨勢(shì)的影響。

表1為描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，可以看出，在本文使用的樣本戶中，對(duì)子女的平均教育支出約為6 065.26元。住房市值的均值為34.71萬(wàn)元，明顯高于家庭總收入，更大大超過(guò)金融資產(chǎn)的市值。其他實(shí)物資產(chǎn)和耐用品的市值相對(duì)偏低，約為金融資產(chǎn)市值的60%。家庭的平均住房負(fù)債為16 492.53元，約占家庭年平均收入的35%。另外，僅有不到8%的家庭擁有兩套以上的住房。家庭的平均人口數(shù)約等于4，其中60歲以上老人的占比約為9%。接近9成的戶主擁有工作；絕大多數(shù)的戶主處在36至50歲的中年階段（占比為68%），35歲以下與51歲以上的戶主分別占到了11%和21%。絕大多數(shù)戶主為男性（占比為78.9%）且已婚（占比為96.2%），平均學(xué)歷在初中至高中之間。從各教育階段的子女人數(shù)來(lái)看，家庭中多數(shù)的子女目前正接受小學(xué)和高中以上的教育。子女中男性占比約為55%。

表 1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表 1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（三）實(shí)證策略。本文旨在從房?jī)r(jià)上漲的角度來(lái)解釋我國(guó)的女性教育優(yōu)勢(shì)現(xiàn)象。結(jié)合文獻(xiàn)和現(xiàn)實(shí)情況，本文認(rèn)為，我國(guó)房?jī)r(jià)的上漲對(duì)家庭子女教育支出存在著潛在的“財(cái)富效應(yīng)”；但是，由于生育有男孩的家庭中存在著“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”，這種動(dòng)機(jī)會(huì)抑制住房“財(cái)富效應(yīng)”的發(fā)揮，使得房?jī)r(jià)的上漲僅僅提高了只有女孩家庭的教育支出，最終造成了女性在教育領(lǐng)域的優(yōu)勢(shì)。

為了驗(yàn)證上述解釋，需要依次回答以下三個(gè)問(wèn)題：（1）我國(guó)房?jī)r(jià)的上漲是否顯著提高了只有女孩家庭的教育支出，而對(duì)有男孩家庭的教育支出的影響則顯著小于前一類家庭？（2）如果房?jī)r(jià)的上漲顯著提高了只有女孩家庭教育支出，那么這種促進(jìn)作用是否源于住房的“財(cái)富效應(yīng)”？（3）如果上一問(wèn)題的答案是肯定的，那么房?jī)r(jià)對(duì)有男孩家庭教育支出的影響較小或不顯著是否是由“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”對(duì)住房“財(cái)富效應(yīng)”的抑制所造成的？為此，本文將進(jìn)行如下實(shí)證分析：

首先，使用固定效應(yīng)回歸對(duì)所有家戶進(jìn)行估計(jì)，并調(diào)整回歸所用的估計(jì)方法和樣本，以檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。為了分析住房?jī)r(jià)格對(duì)兩類家庭（只有女孩的家庭和有男孩的家庭）子女教育支出影響的差異性，我們?cè)诨貧w中引入表征家庭中是否有兒子的虛擬變量以及這一虛擬變量與房產(chǎn)價(jià)值的交互項(xiàng)。具體的回歸方程如下：

其中，eduspit是家庭i在t期對(duì)子代的教育支出，sonit為表征家庭中是否有兒子的虛擬變量（0代表家庭中只有女兒，1代表家庭中有兒子），housval是家庭i住房資產(chǎn)在t期的市值。因此，系數(shù)β2表示在只有女孩的家庭中，房?jī)r(jià)的上漲對(duì)子代教育支出的影響；而系數(shù)β3則表示房?jī)r(jià)上漲對(duì)兩類家庭（只有女孩的家庭以及有男孩的家庭）教育支出的影響差異。Xit為家庭i隨時(shí)間變化的其他控制變量，包括家庭各類非住房資產(chǎn)的價(jià)值、負(fù)債情況、收入情況、戶主年齡、戶主受教育程度、戶主的婚姻狀況、家庭中處在各教育階段的人數(shù)、家庭規(guī)模、家中60歲以上人口數(shù)、省份的人均實(shí)際GDP水平（代表地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平）、省份居民人均可支配收入、省份的CPI（2010年=100）以及省份的生均教育經(jīng)費(fèi)（代表地區(qū)的教育質(zhì)量）；ui表示家庭成員的能力和偏好等短期內(nèi)不隨時(shí)間變化的因素，θt表示時(shí)間趨勢(shì)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)?？紤]到家庭收入、資產(chǎn)和負(fù)債等經(jīng)濟(jì)變量可能存在的異方差以及這些變量之間的非線性關(guān)系，本文對(duì)這些控制變量也進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。①在我們的樣本中，部分收入、資產(chǎn)以及負(fù)債變量的觀測(cè)值為零。對(duì)于這些變量，我們?cè)谌?duì)數(shù)時(shí)，對(duì)原觀測(cè)值進(jìn)行了+1的處理。同時(shí)，依據(jù)各省的CPI數(shù)據(jù)，將所有的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)換算成以2010年為基準(zhǔn)的可比數(shù)據(jù)。

其次，對(duì)于只有女孩的家庭，通過(guò)分析房?jī)r(jià)對(duì)子代教育支出影響在不同樣本之間的異質(zhì)性來(lái)考察上述影響是否源于住房的“財(cái)富效應(yīng)”。第一，在我國(guó)，居民的住房產(chǎn)權(quán)類型存在著很大的差異。產(chǎn)權(quán)在住房市場(chǎng)上至關(guān)重要，只有具備完全產(chǎn)權(quán)的住房才容易在市場(chǎng)上流通，住房財(cái)富的增值才能轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)。因此，如果房?jī)r(jià)的上漲對(duì)只有女孩家庭教育支出的促進(jìn)作用是一種“財(cái)富效應(yīng)”，那么這種效應(yīng)只有在住房具有完全產(chǎn)權(quán)的家庭中才能顯現(xiàn)。第二，僅有相對(duì)較少比例的家庭所居住的房屋為新建或二手的商品房，多數(shù)居民的住房源于從單位購(gòu)買的原公有住房或者自建房。②在本文所用的2 715個(gè)有效樣本戶中，僅有596個(gè)家庭擁有的房屋全部為商品房，占比為22%。此外，還存在著少量的政策性住房和安置房等其他類型的住房。除了商品房可以在市場(chǎng)上自由交易，其他類型的住房盡管可能具有完全產(chǎn)權(quán)，但是存在著或多或少的交易限制。因此，如果房?jī)r(jià)上漲對(duì)只有女孩家庭的教育支出的促進(jìn)作用是一種“財(cái)富效應(yīng)”，那么非商品房所帶來(lái)的“財(cái)富效應(yīng)”應(yīng)該會(huì)小一些。

最后，通過(guò)在回歸方程中引入“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”的代理變量以及該變量與住房?jī)r(jià)值的交互項(xiàng)，來(lái)識(shí)別是否是“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”對(duì)住房“財(cái)富效應(yīng)”的抑制作用使得住房?jī)r(jià)格對(duì)有男孩家庭教育支出的影響較小或不顯著。參照陳健和黃少安（2013）的思路，本文將家庭中男性子代的比例作為遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)的代理變量，構(gòu)建如下回歸方程：

其中，ln（houseval）×rb代表家庭住房財(cái)富與男性子代比例（rb）的交互項(xiàng)，控制變量與固定效應(yīng)回歸相同。一般認(rèn)為，家庭中男性子代的比例越大，父母的“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”越大。因此，如果“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”抑制了住房財(cái)富對(duì)子女教育支出的正向影響，男性子代比例越大的家庭，住房財(cái)富對(duì)孩子教育支出的促進(jìn)作用越小，即式（2）中的系數(shù)β3顯著為負(fù)。

四、住房?jī)r(jià)格對(duì)兩類家庭教育支出的差異性影響

本節(jié)考察住房?jī)r(jià)格對(duì)兩類家庭（只有女孩家庭和有男孩家庭）教育支出影響的差異性，包括住房?jī)r(jià)格的上漲是否顯著促進(jìn)了只有女孩家庭的教育支出，以及其對(duì)有男孩家庭教育支出的影響是否顯著低于前一類家庭。

需要說(shuō)明的是，在分析住房?jī)r(jià)格與家庭教育支出之間的關(guān)系時(shí)往往會(huì)面臨著兩個(gè)較為嚴(yán)重的問(wèn)題：（1）住房財(cái)富與子代教育支出會(huì)同時(shí)受到家庭成員能力、預(yù)期以及偏好等不可觀測(cè)因素的影響，這將導(dǎo)致OLS回歸出現(xiàn)內(nèi)生性問(wèn)題。（2）研究房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)家庭教育支出影響的前提是住房?jī)r(jià)格的波動(dòng)是在一個(gè)正常的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)里進(jìn)行的。當(dāng)前一些學(xué)者認(rèn)為，由于我國(guó)近年來(lái)房?jī)r(jià)上漲較快，社會(huì)上越來(lái)越多的資源向房地產(chǎn)行業(yè)傾斜，房地產(chǎn)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)越來(lái)越大。加上，土地出讓金對(duì)于地方財(cái)政的重要性，中國(guó)經(jīng)濟(jì)事實(shí)上已經(jīng)被房地產(chǎn)業(yè)所綁架。一旦房?jī)r(jià)出現(xiàn)較大程度的下跌，將對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及金融和財(cái)政體系帶來(lái)巨大的沖擊。因此，政府通過(guò)貨幣政策和調(diào)控土地供給來(lái)直接干預(yù)房?jī)r(jià)的正常調(diào)整。也就是說(shuō)，房地產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)的綁架嚴(yán)重干擾了住房?jī)r(jià)格的正常波動(dòng)。如果忽視了這種作用，就無(wú)法正確地分析住房?jī)r(jià)格變動(dòng)對(duì)家庭教育支出的真實(shí)影響。

為了避免上述問(wèn)題，首先我們利用兩期面板數(shù)據(jù)，在模型中添加家庭固定效應(yīng)以控制不可觀測(cè)的家庭特征（Gan，2010；李濤和陳斌開，2014）；其次，我們?cè)诠潭ㄐ?yīng)回歸的模型中添加了新變量，省一級(jí)房地產(chǎn)業(yè)增加值占收入法GDP的比重（r_adv）。這一比重越大，房地產(chǎn)業(yè)對(duì)于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)度越大，即房地產(chǎn)對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的綁架作用越強(qiáng)。因此，在回歸模型中添加這一比重，就可以控制房地產(chǎn)對(duì)經(jīng)濟(jì)的綁架所造成的影響，從而得到較為正確的估計(jì)結(jié)果。表2匯報(bào)了基于（1）式的固定效應(yīng)回歸結(jié)果。

表 2 住房?jī)r(jià)格上漲對(duì)子代教育支出影響的固定效應(yīng)分析

表2的回歸結(jié)果表明，房?jī)r(jià)的上漲對(duì)只有女孩家庭的子代教育支出具有顯著的正向影響。并且，房?jī)r(jià)上漲對(duì)有男孩家庭教育支出的影響顯著低于只有女孩的家庭。第3列的回歸結(jié)果表明：（1）在引入了所有的控制變量之后，房?jī)r(jià)每上漲1倍，只有女孩家庭的教育支出將增加60.4%；（2）相比只有女孩的家庭，房?jī)r(jià)上漲對(duì)有男孩家庭教育支出的影響降低了72.3%。

表2還匯報(bào)了其他因素對(duì)子女教育支出影響的估計(jì)結(jié)果。首先，除了住房以外，金融資產(chǎn)以及家庭耐用品等固定資產(chǎn)對(duì)子女教育支出都沒(méi)有顯著的影響，而收入的增加則會(huì)顯著地促進(jìn)子代教育支出。這可能是因?yàn)?，金融等資產(chǎn)的市值具有極大的不確定性，短期的升值并不一定意味著長(zhǎng)期總財(cái)富的增加，因而不會(huì)對(duì)子代的教育支出產(chǎn)生顯著的作用；相反，居民的收入中大多數(shù)是工資收入，這種收入的增加是相對(duì)穩(wěn)定的，因此可以有效地提高家庭對(duì)子代的教育支出水平。其次，各教育階段子代的數(shù)量對(duì)教育支出基本都存在著顯著的正向影響。最后，戶主已婚的家庭對(duì)子代的教育支出較低，盡管并不顯著。這可能是由于，給定家庭的收入和財(cái)富，單親家庭的父親或母親對(duì)子代的偏好更強(qiáng)，愿意在子代身上進(jìn)行更多的支出。

需要指出的是，上述回歸并不能完全解決內(nèi)生性問(wèn)題。為了增強(qiáng)回歸結(jié)果的可信性，本文進(jìn)行了四類穩(wěn)健性檢驗(yàn)：（1）固定效應(yīng)回歸無(wú)法控制房?jī)r(jià)預(yù)期的影響，而房?jī)r(jià)的預(yù)期顯然是與子代教育支出以及住房市值同時(shí)相關(guān)的。為此，我們借鑒李濤和陳斌開（2014）的做法，使用2015年的橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS回歸，并在回歸方程中引入上一期的教育支出水平。Hall（1978）認(rèn)為，在每一期，家庭的消費(fèi)決策都是依據(jù)已有的信息而作出的，在回歸中引入上一期的教育支出可以控制住上一期信息中所包含的因素（包括不可觀測(cè)的家庭特征和對(duì)未來(lái)的預(yù)期）。此時(shí)回歸之后的結(jié)果代表著預(yù)期之外的房?jī)r(jià)上漲對(duì)子代教育支出的影響。另外，子代就讀的學(xué)校類型往往是家庭教育支出的一個(gè)重要影響因素。遺憾的是，在我們使用的CHFS數(shù)據(jù)中，只有2015年的數(shù)據(jù)匯報(bào)了子女就讀的學(xué)校類型，因此可以利用上述回歸方法并在控制變量中引入就讀各種類型學(xué)校的子代人數(shù)，從而得到盡可能可靠的結(jié)果。（2）借鑒張浩等（2017）的做法，將兩期子代教育支出的變化量對(duì)住房市值的變化量進(jìn)行回歸。其中，戶主的特征變量使用2015年的數(shù)據(jù)。（3）為避免住房財(cái)富與子女教育支出之間可能存在的雙向因果問(wèn)題，借鑒張浩等（2017）的做法，將2015年的子女教育支出作為因變量，自變量替換為2013年的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。由于2015年的子女教育支出不可能影響2013年的住房市場(chǎng)，因此可使用這樣的方法來(lái)排除雙向因果問(wèn)題。（4）學(xué)區(qū)房的購(gòu)買決策一方面反映了家庭對(duì)子女教育的重視程度，另一方面會(huì)影響家庭住房財(cái)富的變化（陳永偉等，2014）。因此，為避免上述決策可能帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，本文使用沒(méi)有購(gòu)買過(guò)學(xué)區(qū)房的子樣本進(jìn)行了單獨(dú)分析。表3給出了上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果。

表 3 住房?jī)r(jià)格上漲對(duì)子代教育支出影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表3的第（1）列表明，在引入上一期教育支出之后，對(duì)于只有女孩的家庭，住房?jī)r(jià)格的上漲仍對(duì)子代教育支出具有顯著正影響。同時(shí)，這一影響顯著大于有男孩的家庭。此外，引入上一期支出之后，住房市值的系數(shù)雖然顯著但低于固定效應(yīng)回歸的結(jié)果。這是因?yàn)?，固定效?yīng)回歸的結(jié)果包含了預(yù)期和未預(yù)期到的房?jī)r(jià)上漲對(duì)子代教育支出的影響，而當(dāng)前的回歸結(jié)果只表示了未預(yù)期到的房?jī)r(jià)上漲的影響。此外，就讀于二本及三本大學(xué)的子女人數(shù)對(duì)子代教育支出具有顯著的正向影響，這可能與二本大學(xué)能提供的獎(jiǎng)助學(xué)金較少及三本大學(xué)的學(xué)費(fèi)普遍較高有關(guān)。表3的第（2）列表示差分回歸，回歸的結(jié)果與固定效應(yīng)回歸的結(jié)果基本一致。在表3的第（3）列中，我們用2015年的子女教育支出對(duì)2013年的相應(yīng)變量進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果表明，在排除了反向因果之后，房?jī)r(jià)的上漲對(duì)只有女孩家庭的子代教育支出依然有顯著的促進(jìn)作用。表3的第（4）列則為無(wú)學(xué)區(qū)房家庭的估計(jì)結(jié)果，與固定效應(yīng)回歸的結(jié)果相差不大。綜上所述，這些回歸的結(jié)果一致證明了固定效應(yīng)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、住房?jī)r(jià)格對(duì)子代教育支出影響的進(jìn)一步分析

在上文中，我們通過(guò)固定效應(yīng)回歸以及穩(wěn)健性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：第一，在只有女孩的家庭中，住房?jī)r(jià)格的上漲對(duì)子代教育支出存在著顯著正影響；第二，在生育有男孩的家庭中，住房?jī)r(jià)格上漲對(duì)子女教育支出的影響顯著小于只有女孩的家庭?；谝陨戏治觯静糠诌M(jìn)一步回答以下兩個(gè)問(wèn)題：首先，對(duì)于只有女孩的家庭，房?jī)r(jià)上漲對(duì)子代教育支出的促進(jìn)作用是否源于住房的“財(cái)富效應(yīng)”？其次，“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”對(duì)住房“財(cái)富效應(yīng)”的抑制作用是否是導(dǎo)致房?jī)r(jià)對(duì)有男孩家庭的教育支出的影響較小或者不顯著的原因？

（一）對(duì)住房“財(cái)富效應(yīng)”的檢驗(yàn)。根據(jù)本文所用的數(shù)據(jù)，只有極少數(shù)家庭（不到1%）存在商業(yè)教育貸款或者需要抵押的民間教育借款。因此，在我國(guó)，房?jī)r(jià)上漲不可能通過(guò)緩解“借貸約束”這一渠道來(lái)增加父母對(duì)子代的教育支出。此時(shí)，房?jī)r(jià)的上漲主要通過(guò)“財(cái)富效應(yīng)”來(lái)提高子代的教育支出。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)房?jī)r(jià)上漲對(duì)只有女孩家庭教育支出的促進(jìn)作用是否源于住房的“財(cái)富效應(yīng)”，本文將進(jìn)行分樣本分析。

根據(jù)“財(cái)富效應(yīng)”理論，如果房?jī)r(jià)上漲對(duì)只有女孩家庭教育支出的促進(jìn)作用是源于住房的“財(cái)富效應(yīng)”，那么這種作用在不完全產(chǎn)權(quán)住房的家庭應(yīng)該是不顯著的。CHFS詳細(xì)詢問(wèn)了家庭住房的產(chǎn)權(quán)形式，包括完全產(chǎn)權(quán)、部分產(chǎn)權(quán)、小產(chǎn)權(quán)、農(nóng)村集體土地使用權(quán)與其他產(chǎn)權(quán)形式。因此，為了檢驗(yàn)是否是住房的“財(cái)富效應(yīng)”導(dǎo)致了房?jī)r(jià)對(duì)只有女孩家庭教育支出的正向影響，我們將樣本戶分成兩類：住房全部為完全產(chǎn)權(quán)房的家庭和其他家庭，并對(duì)兩類家庭分別進(jìn)行（1）式的估計(jì)，實(shí)證結(jié)果見表4的第（1）列和第（2）列。回歸結(jié)果表明，只有具有完全產(chǎn)權(quán)的住房升值才能顯著地促進(jìn)只有女孩家庭的教育支出。這一分樣本回歸的結(jié)果可以證明，房?jī)r(jià)的上漲是通過(guò)“財(cái)富效應(yīng)”促進(jìn)了只有女孩家庭的教育支出。

表 4 住房?jī)r(jià)格上漲對(duì)家庭教育支出影響的分樣本分析

同理，如果房?jī)r(jià)上漲對(duì)只有女孩家庭教育支出的促進(jìn)作用源于住房的“財(cái)富效應(yīng)”，那么這種作用在非商品房的家庭應(yīng)該較弱。為此，我們將樣本戶分成兩類：一類家庭擁有多種類型的住房，另一類為僅擁有商品房的家庭，并使用（1）式進(jìn)行分樣本回歸，實(shí)證結(jié)果見表4的第（3）列和第（4）列。結(jié)果表明，兩種住房對(duì)只有女孩家庭的子代教育支出都存在著顯著的正向影響。但是，商品房?jī)r(jià)格的上漲所帶來(lái)的影響更大，從而進(jìn)一步證實(shí)了在只有女孩的家庭，住房?jī)r(jià)格上漲對(duì)子代教育支出的促進(jìn)作用是源于住房的“財(cái)富效應(yīng)”。①除此之外，我們還根據(jù)家庭是否擁有多套房進(jìn)行了類似的分樣本回歸。分樣本之間的回歸結(jié)果并不存在顯著的差異性?？赡艿脑蛟谟?，擁有多套房的家庭太少。

（二）“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”的影響。上一節(jié)的分析結(jié)果表明，對(duì)于只有女孩的家庭，住房?jī)r(jià)格上漲對(duì)子代教育支出的促進(jìn)作用是源于住房的“財(cái)富效應(yīng)”。因此，住房?jī)r(jià)格對(duì)有男孩家庭教育支出的影響較小可能源于“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”對(duì)住房“財(cái)富效應(yīng)”的抑制作用。住房“財(cái)富效應(yīng)”的理論基礎(chǔ)是生命周期理論，事實(shí)上，忽視“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”是傳統(tǒng)的生命周期理論遭到批評(píng)的一個(gè)重要原因（Kopczuk和Lupton，2007）。由于“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”的存在，父母傾向于將房屋在過(guò)世之后留給自己的子女或者將房?jī)r(jià)上漲的收益贈(zèng)與子女購(gòu)買高價(jià)的新房，因此房屋價(jià)格的上漲并沒(méi)有增加現(xiàn)有家庭可支配的財(cái)富，進(jìn)而不會(huì)對(duì)家庭的消費(fèi)支出產(chǎn)生明顯的影響（Skinner，1989；Venti和Wise，2002）。我國(guó)民間的傳統(tǒng)是，婚房一般由男方提供。但是，由于住房?jī)r(jià)格的過(guò)快上漲，成年男子根本無(wú)力獨(dú)自購(gòu)買一套住房。尤其是，隨著我國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，大量年輕男子由于讀大學(xué)或者打工遷移到更加發(fā)達(dá)的地區(qū)，而在這些地區(qū)房?jī)r(jià)上漲的速度一般高于出生地（即家庭住房所在地）的房?jī)r(jià)上漲速度。在這樣的情況下，生育了男孩就意味著將來(lái)要贈(zèng)與其資金幫助購(gòu)買住房、成家立業(yè)，而父母住房的升值通常會(huì)被購(gòu)房成本的上升所抵消。因此，在有男孩的家庭中，房?jī)r(jià)的上漲并不意味著家庭在其他消費(fèi)上可以支配的總財(cái)富增加，進(jìn)而不會(huì)對(duì)子代的教育支出產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用。反之，對(duì)于只有女孩的家庭來(lái)說(shuō)，由于“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”較弱或不存在，房?jī)r(jià)的上漲可以顯著地提高對(duì)子代的教育支出。為了說(shuō)明這一問(wèn)題，我們首先對(duì)上述兩類家庭和全部家庭分別進(jìn)行回歸，①此處回歸方程中的解釋變量與式（1）稍有不同，刪去了表征家庭中是否有兒子的虛擬變量以及這一虛擬變量與房產(chǎn)價(jià)值的交互項(xiàng)。并在表5中匯報(bào)了具體的回歸結(jié)果。

表 5 “遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”的影響

表5第（1）?（3）列的回歸結(jié)果顯示，只有女孩家庭的住房財(cái)富系數(shù)顯著為正，而有男孩的家庭和全樣本回歸的結(jié)果均不顯著。并且，有男孩的家庭住房升值對(duì)子代教育支出的影響是負(fù)的（盡管并不顯著）。原因可能在于，上文中提到的子代往大城市的遷徙使得婚房購(gòu)買成本的上升超過(guò)了自家住房的升值，因此生育男孩的家庭不僅不能從自家住房升值中獲得財(cái)富積累，反而需要從其他財(cái)富中抽走一部分以彌補(bǔ)購(gòu)房的差額，從而使得住房?jī)r(jià)格的上升對(duì)子代教育支出產(chǎn)生了負(fù)影響。這也初步證明了“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”的存在使得生育男孩的父母需要在兒子成家的階段“助兒買房”，從而抑制了住房對(duì)教育支出的“財(cái)富效應(yīng)”，最終導(dǎo)致住房?jī)r(jià)格的上漲沒(méi)能顯著地提高有男孩家庭的教育支出。

為了進(jìn)一步說(shuō)明“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”的影響，我們將男性子代比例作為“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”的代理變量，引入該變量以及其與住房市值的交互項(xiàng)，對(duì)所有樣本進(jìn)行（2）式的估計(jì)，實(shí)證結(jié)果見表5第（4）?（6）列。結(jié)果顯示，住房市值的系數(shù)顯著為正，交叉項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)。這說(shuō)明，隨著家庭中“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”的增強(qiáng)，房?jī)r(jià)上漲對(duì)子代教育支出的促進(jìn)作用越來(lái)越弱。結(jié)合上一節(jié)的分析，這一結(jié)果充分證明“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”對(duì)住房“財(cái)富效應(yīng)”的抑制導(dǎo)致了房?jī)r(jià)上漲對(duì)只有男孩家庭教育支出的影響不顯著，使得房?jī)r(jià)的上漲僅僅提高了只有女孩家庭的教育支出，最終造成了女性在教育領(lǐng)域的優(yōu)勢(shì)。

六、結(jié)論與政策分析

近年來(lái)，有關(guān)男女平等關(guān)系的話題討論反映了我國(guó)女性在教育領(lǐng)域的優(yōu)勢(shì)現(xiàn)象。對(duì)于女性教育優(yōu)勢(shì)，以往的研究大多從女性教育投入的回報(bào)較高來(lái)解釋，但卻忽視了房產(chǎn)在其中起到的作用。結(jié)合理論和現(xiàn)實(shí)情形，我們認(rèn)為，女性教育優(yōu)勢(shì)的原因可能源于住房?jī)r(jià)格的上漲會(huì)通過(guò)“財(cái)富效應(yīng)”影響家庭對(duì)子女的教育支出，但由于存在“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”，使得生育男孩抑制了這種“財(cái)富效應(yīng)”的發(fā)揮，導(dǎo)致住房?jī)r(jià)格的上漲對(duì)兩類家庭（只有女孩的家庭和有男孩的家庭）教育支出產(chǎn)生了差異性的影響，并最終使得女孩獲得了更多的教育。

為此，本文利用2013年和2015年CHFS面板數(shù)據(jù)，分析了住房?jī)r(jià)格的上漲對(duì)上述兩類家庭子代教育支出的影響。首先，通過(guò)在回歸中引入表征家庭中是否有兒子的虛擬變量以及其與房產(chǎn)價(jià)值的交互項(xiàng)，本文發(fā)現(xiàn)，對(duì)于只有女孩的家庭，住房?jī)r(jià)格的上漲顯著促進(jìn)了父母對(duì)子代的教育支出。并且，住房?jī)r(jià)格上漲對(duì)有男孩家庭教育支出的影響顯著低于只有女孩的家庭。其次，分樣本分析的結(jié)果表明，住房?jī)r(jià)格上漲對(duì)只有女孩家庭教育支出的促進(jìn)作用源于住房的“財(cái)富效應(yīng)”。最后，我們?cè)诨貧w中引入男性子代的比例以及其與住房?jī)r(jià)值的交互項(xiàng)，估計(jì)結(jié)果表明，“遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)”對(duì)住房“財(cái)富效應(yīng)”的抑制作用使得住房?jī)r(jià)格的上漲沒(méi)能顯著地提高有男孩家庭的教育支出，最終造成了女性在教育領(lǐng)域的優(yōu)勢(shì)。

本文的研究具有一定的政策價(jià)值。女性教育優(yōu)勢(shì)的趨勢(shì)化，一方面有助于女性社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的提高，真正實(shí)現(xiàn)“男女平等”；另一方面，也使得社會(huì)上的女性相比男性愈加強(qiáng)勢(shì)優(yōu)秀，這在婚姻市場(chǎng)上和家庭中給男性帶來(lái)了更多的壓力，造成越來(lái)越多的“剩男”、“剩女”，不利于社會(huì)的和諧與穩(wěn)定。本文研究表明，住房?jī)r(jià)格的快速上漲和以“助兒買房”為典型的遺贈(zèng)動(dòng)機(jī)是導(dǎo)致女性教育優(yōu)勢(shì)的原因，二者缺一不可。因此，首先，應(yīng)該出臺(tái)切實(shí)有效的政策措施以維持住房?jī)r(jià)格的穩(wěn)定，盡量緩解居民的購(gòu)房壓力，減輕男性和男方家庭的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)；同時(shí)，要注重宣傳更加公平的婚姻觀，提倡婚姻雙方共同購(gòu)房，使婚姻的男女雙方能真正地平等起來(lái)，共同締造幸福和諧的家庭和社會(huì)。

* 作者感謝西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心提供的非公開數(shù)據(jù)，感謝東北財(cái)經(jīng)大學(xué)張曉云助理教授的寶貴意見。當(dāng)然，文責(zé)自負(fù)。