子女性別與家庭住房資產(chǎn)

劉 華 胡思妍陳力朋

(1.華中科技大學(xué) 管理學(xué)院，湖北 武漢 430074； 2.鄭州大學(xué) 商學(xué)院，河南 鄭州 450001)

一、引言

住房資產(chǎn)作為家庭財(cái)富重要的組成部分，在家庭總資產(chǎn)中占據(jù)了相當(dāng)大的比重。西南財(cái)經(jīng)大學(xué)發(fā)布的《2018中國城市家庭財(cái)富健康報(bào)告》顯示，2017年中國家庭住房資產(chǎn)在家庭總資產(chǎn)中占比77.7%，遠(yuǎn)高于美國的34.6%。一些文獻(xiàn)對我國過高的住房資產(chǎn)占比進(jìn)行了研究，一種觀點(diǎn)認(rèn)為，傳統(tǒng)的“農(nóng)耕文明”和“家國倫理”使中國人形成了根深蒂固的家庭觀念，住房對于國人而言不僅是遮風(fēng)擋雨的安身之所，更是承載家國情懷的歸宿地。因此相比租房，買房能給家庭帶來更大的效用，人們更愿意在經(jīng)濟(jì)能力允許的情況下選擇買房居住[1]。還有一種觀點(diǎn)認(rèn)為，近年來房價(jià)快速上漲，在引起住房資產(chǎn)增值的同時，也增加了居民對投資性和改善性房產(chǎn)的需求，從而導(dǎo)致家庭資產(chǎn)“房產(chǎn)化”[2]。

在已有研究家庭住房資產(chǎn)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文試圖從當(dāng)前性別失衡的中國婚姻市場的角度對家庭較高住房資產(chǎn)占比現(xiàn)象進(jìn)行解釋。受“安居樂業(yè)”傳統(tǒng)文化的影響，住房在我國居民生活，尤其是在婚姻生活中扮演重要的角色。隨著我國居民收入的提高以及消費(fèi)模式的轉(zhuǎn)變，人們越來越重視婚姻的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，擁有一套住房在當(dāng)代社會往往被認(rèn)為是夫妻雙方結(jié)婚的基本條件。在我國父權(quán)制的歷史背景下，“從夫居”成為主流的居住形式，男方家庭在婚姻中承擔(dān)購置婚房的主要責(zé)任[3]。生育男孩的父母相比生育女孩父母會更積極地進(jìn)行住房資產(chǎn)的配置，為兒子未來的婚事做準(zhǔn)備。

與此同時，我國當(dāng)前的人口性別比失衡現(xiàn)象也加劇了男孩家庭的購房行為。根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》公布的最新數(shù)據(jù)，截至2018年底，中國適婚年齡的男性總?cè)丝诒扰远嗔思s3500萬。男性人口偏多使得選擇配偶的競爭愈發(fā)激烈，尤其是在農(nóng)村地區(qū)，可能存在一些男性無法婚配的問題。在婚姻市場信息不對稱的背景下，住房成為體現(xiàn)男方財(cái)力及能力的信號載體[4]，擁有高檔次的住房能大大提高適婚男性在同齡適婚群體中的競爭優(yōu)勢。因此，出于增強(qiáng)婚姻競爭力的目的，育有男孩的家庭可能會通過購買更高質(zhì)量和價(jià)值的住房來提高其在婚姻市場匹配成功的概率。

除此之外，由于男性在傳統(tǒng)家庭觀念中承擔(dān)著養(yǎng)家糊口、傳宗接代的主要責(zé)任，因此育有男孩的家庭往往承受更大的經(jīng)濟(jì)壓力，且擁有較低的風(fēng)險(xiǎn)偏好。而我國目前的金融市場發(fā)展不夠完善，近年來股市經(jīng)歷了較大的波動，這使得人們對于股票類風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資更加謹(jǐn)慎；且我國社會保障體系尚不健全，這也導(dǎo)致居民更愿意購買低風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)來應(yīng)對未來可能面對的子女教育或養(yǎng)老等問題。在這樣的背景下，低風(fēng)險(xiǎn)、低流動性的房產(chǎn)就成了這些家庭的首選。住房的抵押功能不僅可以緩解家庭的流動性約束，而且能夠有效降低家庭的預(yù)防性儲蓄需求[5][6]。育有男孩的家庭為了幫助兒子成家立業(yè)，可能會更多地持有住房資產(chǎn)，以盡可能降低金融風(fēng)險(xiǎn)，減輕家庭的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。

本文利用2017年中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了子女性別對家庭住房資產(chǎn)配置的影響。研究結(jié)果表明，育有男孩及男孩數(shù)量的增加會顯著提高家庭住房資產(chǎn)占比，有男孩家庭相較沒有男孩家庭住房資產(chǎn)占比增加1.42%，而每多1個男孩會導(dǎo)致家庭增加1.25%的住房資產(chǎn)投資。育有男孩及男孩數(shù)量對住房資產(chǎn)配置的促進(jìn)影響在有適婚子女家庭更加顯著；男孩的存在會使家庭更加厭惡風(fēng)險(xiǎn)，從而增加對房產(chǎn)這種低風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的持有。

本文余下部分安排如下：第二部分對本文相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行回顧；第三部分是模型設(shè)定與變量說明；第四部分是實(shí)證結(jié)果分析和機(jī)制檢驗(yàn)；第五部分是穩(wěn)健型檢驗(yàn)；最后一部分是本文的研究結(jié)論。

二、文獻(xiàn)綜述

家庭異質(zhì)性對家庭資產(chǎn)組合的影響一直是家庭金融研究的熱點(diǎn)問題。不同家庭的資產(chǎn)組合因家庭財(cái)富和家庭特征不同而存在差異[7]，已有文獻(xiàn)研究了家庭收入、財(cái)富、戶主年齡、性別、婚姻狀況和健康狀況等個人或家庭因素對家庭資產(chǎn)組合的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，擁有高可支配收入、財(cái)富和教育程度的家庭傾向于更積極地投資，會將更高比例的財(cái)富投資于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)[8]。家庭對于風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的投資呈現(xiàn)明顯的生命周期效應(yīng)，隨著投資者年齡增長，家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比呈現(xiàn)“倒U型”結(jié)構(gòu)[9]。女性和已婚人士更加厭惡風(fēng)險(xiǎn)，較少持有股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)[10]。而投資者的健康狀況主要通過影響主觀預(yù)期壽命進(jìn)而影響投資行為，健康狀況良好的投資者擁有更長的投資周期和更高的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度，其資產(chǎn)組合中風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比重更高[11]。除了上述影響因素外，家庭人口結(jié)構(gòu)也會對家庭資產(chǎn)組合產(chǎn)生重要影響。

根據(jù)家庭生命周期理論，子女的誕生會改變家庭結(jié)構(gòu)，使家庭進(jìn)入一個新的發(fā)展階段，家庭對子女未來支出的提前規(guī)劃會影響當(dāng)下家庭的資產(chǎn)配置行為[12]。然而，育有子女對家庭資產(chǎn)組合究竟會產(chǎn)生何種影響，國內(nèi)外已有的研究結(jié)果尚未達(dá)成一致意見。部分學(xué)者認(rèn)為育有子女會使家庭更多地持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，父母為了給子女創(chuàng)造良好的生活環(huán)境更愿意奮斗和承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)[13][14]；而另一些學(xué)者提出了不同的觀點(diǎn)，認(rèn)為撫育子女的高額成本會使家庭在資產(chǎn)組合的選擇上更加謹(jǐn)慎[15][16]。李烜等的實(shí)證研究結(jié)果表明，子女的存在會顯著提高家庭的主觀風(fēng)險(xiǎn)偏好，而對家庭風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占比沒有產(chǎn)生顯著性的影響[17]。這一結(jié)論也為以上兩種觀點(diǎn)提供了合理的解釋：撫育子女意味著父母的老年生活有了相應(yīng)的保障，因此父母會更傾向于尋求風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)；但撫育兒女也會讓家庭面臨較大的經(jīng)濟(jì)壓力，所以這種投資意愿無法完全轉(zhuǎn)化為實(shí)際行動。還有一種解釋基于家庭代際轉(zhuǎn)移的視角，認(rèn)為中國家庭除了撫育子女、為他們提供良好的生活保障之外，可能會考慮遺贈一部分財(cái)產(chǎn)給兒女，而不以父母的一生為時間跨度來尋求效用的最大化[18]。遺贈動機(jī)的存在使得家庭近似擁有無限長的投資期限，會降低投資期限效應(yīng)對家庭資產(chǎn)組合的影響，強(qiáng)化家庭的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向，使家庭更少地持有風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)[19][20]。

不僅子女的存在會改變家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好和資產(chǎn)組合，子女的性別同樣會對家庭決策和資產(chǎn)選擇產(chǎn)生影響。一方面，在我國傳統(tǒng)農(nóng)耕文明中，男性往往是家庭的主要勞動力，并承擔(dān)著贍養(yǎng)父母、綿延子嗣的責(zé)任。在這樣的背景下，兒子的婚事成了家庭的萬事之先，家庭會為兒子的婚事提前進(jìn)行一定的物質(zhì)準(zhǔn)備[21]。另一方面，20世紀(jì)80年代以來我國適婚性別比不斷上升，不可避免地對婚姻市場造成沖擊，使得男性在婚姻市場的匹配難度大大提高。為了使兒子在婚姻市場上更具競爭優(yōu)勢，家庭往往會改變其投資決策行為[22]。Wei和Zhang首次提出“競爭性儲蓄”的理論解釋，即在性別失衡嚴(yán)重的地區(qū)，父母會為了提高兒子在婚姻市場上的競爭力而增加儲蓄[3]。余麗甜等的研究也證實(shí)了上述觀點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)相對于只有女兒的家庭，有兒子的家庭為結(jié)婚而儲蓄的動機(jī)更強(qiáng)[21]。還有部分學(xué)者認(rèn)為，與儲蓄相比，收入在財(cái)富積累中發(fā)揮更重要的作用，因此面對婚姻市場壓力有兒子的父母會追求更高的預(yù)期工資，更可能創(chuàng)業(yè)和增加勞動力供給[23][24]。此外，Li和Yi的研究發(fā)現(xiàn)，面對來自婚姻市場不斷上升的經(jīng)濟(jì)壓力，父母花在兒子教育上的花費(fèi)更少，而在婚姻、購買房屋和耐用品上花費(fèi)更多[25]。方麗等從信號理論的角度，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村地區(qū)的男方家庭會通過住房投資在婚姻市場上顯示自身地位[4]。類似的，Grier等分析汽車交易數(shù)據(jù)得到，居住在性別比較低地區(qū)的未婚男性會通過購買更加昂貴的汽車來增加競爭力[26]。

綜觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，雖然目前國內(nèi)外已有學(xué)者研究子女特征與家庭資產(chǎn)組合的關(guān)系，但鮮少考慮子女性別差異對家庭住房資產(chǎn)的影響，且大多忽略了子女性別及數(shù)量的內(nèi)生性問題。基于此，本文在男女性別比失衡的時代背景下，從婚姻市場競爭性的角度出發(fā)，結(jié)合最新的中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，并利用第一胎子女性別作為工具變量研究男孩家庭的住房資產(chǎn)選擇行為。與以往文獻(xiàn)相比，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個方面：首先，不同于以往研究家庭人口結(jié)構(gòu)與金融資產(chǎn)選擇的文獻(xiàn)，本文的側(cè)重點(diǎn)在家庭住房資產(chǎn)，試圖對中國家庭較高住房資產(chǎn)占比的成因進(jìn)行探究；第二，本文從風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度和競爭性動機(jī)兩個角度，分析了子女性別對家庭住房資產(chǎn)的影響機(jī)制；第三，本文選用第一胎子女性別作為是否育有男孩及男孩數(shù)量的工具變量，對本文的核心解釋變量進(jìn)行了內(nèi)生性識別，使得估計(jì)結(jié)果更加可靠。

三、模型與變量

(一)模型設(shè)定

本文從是否育有男孩和男孩數(shù)量兩個方面考察子女性別對家庭住房資產(chǎn)的影響，并建立如下計(jì)量模型：

house_ratioij=α0+α1boy_yesij+X'ijδ+λj+εij

(1)

house_ratioij=β0+β1boy_numij+X'ijδ+λj+εij

(2)

式(1)和式(2)中，house_ratioij為j地區(qū)中家庭i的住房資產(chǎn)占比，boy_yesij為是否育有男孩的虛擬變量，boy_numij為男孩數(shù)量，Xij為家庭的相關(guān)特征，如戶主年齡、戶主性別、戶主受教育年限、戶主婚姻狀況、戶主健康狀況、家庭收入、家庭財(cái)富等。另外，通過加入城市虛擬變量λj對地區(qū)固定效應(yīng)加以控制，εij為隨機(jī)擾動項(xiàng)。α1和β1為本文主要關(guān)注的系數(shù)，其中α1度量是否育有男孩對家庭住房資產(chǎn)占比的影響，β1則度量男孩個數(shù)對家庭住房資產(chǎn)占比的影響。

(二)數(shù)據(jù)與變量

本文使用的數(shù)據(jù)來自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心于2017年在全國范圍內(nèi)開展的“中國家庭金融調(diào)查”(China Household Finance Survey，CHFS)項(xiàng)目。該調(diào)查采集了全國29個省(自治區(qū)、直轄市)、355個縣(區(qū)、縣級市)、40011戶家庭的樣本信息，調(diào)查內(nèi)容包含家庭金融資產(chǎn)、非金融資產(chǎn)、負(fù)債、收入與支出等幾個方面。刪除異常值及關(guān)鍵變量缺失值后，最終獲得10971個有效樣本。

本文考察婚姻市場競爭環(huán)境下子女性別對家庭住房投資的影響，選用“家庭住房資產(chǎn)占比(house_ratio)”作為被解釋變量。CHFS詳細(xì)調(diào)查了家庭的房產(chǎn)數(shù)量、產(chǎn)權(quán)形式、房產(chǎn)價(jià)值等信息，依照這些信息，本文加總了各家庭所有自有產(chǎn)權(quán)房產(chǎn)的現(xiàn)時價(jià)值，并計(jì)算其在家庭總資產(chǎn)中的占比，以此衡量家庭住房投資的力度。

本文以“是否育有男孩(boy_yes)”及“男孩數(shù)量(boy_num)”作為核心解釋變量，分別從廣度和深度兩個維度探討子女性別對家庭資產(chǎn)的影響。需要注意的是，研究中可能存在反向因果的問題，如高住房投資帶來的財(cái)富效應(yīng)會反過來影響家庭的生育決策。為克服這一內(nèi)生性問題，本文借鑒段志民和陸方文等的做法[27][28]，選取家庭第一胎子女性別(child1_gender)作為是否育有男孩及男孩數(shù)量的工具變量。

此外，為了盡可能排除其他家庭因素對本文研究的影響，本文參考已有文獻(xiàn)，選取戶主年齡(age)、戶主性別(gender)、戶主受教育年限(education)、戶主婚姻狀況(marriage)、戶主健康狀況(health)、是否居住農(nóng)村(rural)、家庭年收入對數(shù)(lnincome)、家庭財(cái)富對數(shù)(lnwealth)、家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好程度(risk_preference)、是否有自營工商業(yè)(self_employ)等一系列變量作為控制變量。

表1給出了本文所使用的所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)。由表1可知，住房資產(chǎn)在家庭資產(chǎn)組合中占據(jù)主要地位。在本文的樣本中，家庭平均住房資產(chǎn)占比達(dá)到63.19%。從家庭人口結(jié)構(gòu)來看，接近半數(shù)的家庭育有男孩；樣本家庭中男孩數(shù)量的平均值為0.55，其中數(shù)量最多的家庭育有4個男孩。樣本中戶主的平均年齡為45.8歲，且大部分家庭戶主為男性，戶主的平均受教育年限為10.8年。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證分析結(jié)果

(一)子女性別對家庭住房資產(chǎn)的影響

表2報(bào)告了是否育有男孩和男孩數(shù)量對家庭住房資產(chǎn)占比影響的OLS估計(jì)結(jié)果。其中(1)～(3)列是是否育有男孩對家庭住房資產(chǎn)占比的估計(jì)結(jié)果，在未控制其他家庭特征的情況下，列(1)結(jié)果顯示，是否育有男孩的系數(shù)為正且在1%水平上顯著，初步說明了育有男孩對家庭住房資產(chǎn)占比具有顯著正向影響。列(2)和列(3)進(jìn)一步加入家庭層面控制變量和地區(qū)固定效應(yīng)，回歸結(jié)果顯示生育男孩對家庭住房資產(chǎn)占比的影響依然顯著為正，即在控制其他家庭特征和地區(qū)固定效應(yīng)后，有男孩家庭的住房資產(chǎn)占比相較于沒有男孩家庭提高了1.42%。表2中第(4)～(6)列展示了家庭男孩數(shù)量對家庭住房資產(chǎn)占比的回歸結(jié)果，在盡可能消除其他家庭因素和地區(qū)差異的影響后，男孩數(shù)量對家庭住房資產(chǎn)占比的影響在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，說明不僅男孩的存在會對家庭住房資產(chǎn)占比產(chǎn)生影響，男孩的數(shù)量同樣會影響家庭對住房資產(chǎn)的持有，每增加1個男孩會使家庭住房資產(chǎn)占比提高1.25%。

表2子女性別對家庭住房資產(chǎn)的影響

從控制變量看，戶主為女性的家庭住房資產(chǎn)占比更高。已有研究發(fā)現(xiàn)，女性比男性更加厭惡風(fēng)險(xiǎn)，有更低的金融風(fēng)險(xiǎn)容錯度[10]。因此當(dāng)家庭的金融決策者為女性時，家庭的資產(chǎn)選擇會比男性金融決策者家庭更保守，會進(jìn)行更少的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)配置，而多投資房產(chǎn)這類低風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。戶主受教育程度對家庭住房資產(chǎn)占比有顯著負(fù)向影響，這是由于受教育水平越高的家庭，金融知識水平相應(yīng)提高，會增加家庭對股票、基金等多種金融資產(chǎn)的持有，從而擠壓住房資產(chǎn)所占的比重[8]。已婚家庭考慮到成家立業(yè)的需要，相比未婚家庭會持有更多的住房資產(chǎn)。戶主健康狀況較差的家庭，其住房資產(chǎn)占比越高。長期投資通常被認(rèn)為可以避免風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)價(jià)格的短期波動，但當(dāng)投資者的健康狀況較差時，其必然會調(diào)低生命時間期望，縮短預(yù)期投資期限，此時投資者會選擇更加保守的資產(chǎn)組合[20]。從事自營工商業(yè)對家庭持有住房資產(chǎn)起到了顯著的抑制作用，這與Shum和Faig的研究結(jié)論是一致的，個體工商業(yè)家庭承擔(dān)了自主創(chuàng)業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)，出于風(fēng)險(xiǎn)替代和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的目的會降低風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的持有[29]。

(二)機(jī)制檢驗(yàn)

前文的實(shí)證結(jié)果顯示，育有男孩及男孩數(shù)量的增加會顯著提高家庭住房資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重，本部分將進(jìn)一步分析這種影響產(chǎn)生的傳導(dǎo)機(jī)制。我國傳統(tǒng)婚姻觀念強(qiáng)調(diào)“男主外，女主內(nèi)”，男性更多地承擔(dān)賺錢養(yǎng)家的責(zé)任，承受著更大的經(jīng)濟(jì)壓力。在這一背景下，育有男孩的家庭積累財(cái)富的動機(jī)往往會增強(qiáng)，家庭可能會更加厭惡風(fēng)險(xiǎn)，并期望家庭資產(chǎn)能夠持續(xù)穩(wěn)定增長，這時收益穩(wěn)定且風(fēng)險(xiǎn)較小的房產(chǎn)類實(shí)物資產(chǎn)就成了這些家庭的首選。此外，男孩數(shù)量的增加也會使家庭撫育子女的壓力增大，家庭可能會傾向于更加保守的投資，從而避免因?yàn)橐馔鈸p失對家庭生活造成較大的沖擊。因此，育有男孩及男孩數(shù)量的增加可能通過影響家庭的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，進(jìn)而影響家庭對住房資產(chǎn)的配置。

本文借鑒溫忠麟等歸納的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程[30]，對家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好程度(risk_preference)這一影響渠道進(jìn)行驗(yàn)證。表3列(1)和列(2)是沒有將風(fēng)險(xiǎn)偏好程度納入模型時的回歸結(jié)果，表明育有男孩及男孩數(shù)量對家庭住房資產(chǎn)占比有顯著的正向影響，這為中介效應(yīng)的檢驗(yàn)提供了前提。接著檢驗(yàn)子女性別對家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好程度的影響，從列(3)和列(4)回歸結(jié)果可以看出，育有男孩顯著降低了家庭的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度；隨著男孩數(shù)量的增加，家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好不斷降低。在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步檢驗(yàn)家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對住房資產(chǎn)占比的影響。本文的基礎(chǔ)回歸結(jié)果顯示，在同時控制風(fēng)險(xiǎn)偏好程度和其他家庭變量后，育有男孩及男孩數(shù)量對家庭住房資產(chǎn)占比具有顯著的負(fù)向影響，而家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好程度對住房資產(chǎn)占比的影響仍然顯著為負(fù)，說明風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度這一影響機(jī)制是存在的。育有男孩及男孩數(shù)量的增加會使家庭更加厭惡風(fēng)險(xiǎn)，使家庭將資金更多地投資于房產(chǎn)類實(shí)物資產(chǎn)，從而提高了家庭的住房資產(chǎn)占比。

表3子女性別對家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好的影響

育有男孩除了可以通過改變家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度進(jìn)而影響家庭資產(chǎn)組合之外，還能通過影響家庭在婚姻市場上的競爭性動機(jī)從而影響住房資產(chǎn)占比。由于男女性別比失衡現(xiàn)象的存在，有適婚男孩的家庭可能會面臨更大的婚姻市場的壓力，更需要利用自身經(jīng)濟(jì)條件來展現(xiàn)其在同齡適婚群體中競爭優(yōu)勢。而在婚姻市場信息不對稱的背景下，具有大額度、固定性、長期性等特征的住房資產(chǎn)相較其他家庭資產(chǎn)，更適合作為傳遞男方能力、家庭財(cái)富與社會地位的信號載體[4]。因此，受婚姻競爭壓力影響較大的家庭會選擇持有更多的住房資產(chǎn)。本部分通過分組回歸檢驗(yàn)競爭性動機(jī)這一影響機(jī)制。

通過分析未婚子女的年齡分布，我們發(fā)現(xiàn)樣本中未婚子女年齡主要集中在18～37歲(5%和95%分位數(shù))，表明此年齡段是婚姻匹配的主要階段。因此，本文根據(jù)是否有處于這一年齡階段的子女，將總樣本分為“有適婚年齡子女”和“無適婚年齡子女”兩個部分，并分別探究各子樣本下育有男孩對家庭住房資產(chǎn)占比的影響?；貧w結(jié)果如表4所示，當(dāng)家庭中存在適婚年齡子女時，育有男孩家庭的住房資產(chǎn)占比相較沒有男孩家庭顯著提高2.86%；而當(dāng)家中沒有適婚年齡子女時，育有男孩及男孩數(shù)量對家庭住房資產(chǎn)占比的影響均不顯著。子樣本回歸結(jié)果證實(shí)了本文的猜想，即面對更大婚姻市場競爭壓力的男孩家庭會更多地持有住房資產(chǎn)。

表4 競爭性動機(jī)對家庭住房資產(chǎn)的影響

(三)異質(zhì)性分析

本部分依據(jù)城鄉(xiāng)地區(qū)和家庭收入對樣本進(jìn)行劃分，進(jìn)一步考察不同類型家庭育有男孩對住房資產(chǎn)的影響。表5列(1)和列(2)分別報(bào)告了城市和農(nóng)村家庭育有男孩對住房資產(chǎn)占比的異質(zhì)性影響結(jié)果，通過對比可以發(fā)現(xiàn)，城市家庭育有男孩對住房資產(chǎn)的影響更加顯著。這可能是因?yàn)檗r(nóng)村自建房的成本較低，住房資產(chǎn)所占的比重相對較小，因此育有男孩對農(nóng)村家庭住房資產(chǎn)的影響比較微弱。此外，本文依據(jù)家庭年收入的25%和75%分位數(shù)，將全樣本劃分為低收入樣本、中等收入樣本和高收入樣本，并分別估計(jì)了不同收入家庭中育有男孩對家庭住房資產(chǎn)的影響。列(3)～(5)的估計(jì)結(jié)果顯示，相較于低收入家庭，中等收入和高收入家庭育有男孩對住房資產(chǎn)占比有更顯著的正向影響。低收入家庭由于資金約束的存在，可能沒有能力為子女婚事籌備更多房產(chǎn)。

表5 育有男孩對家庭住房資產(chǎn)影響的異質(zhì)性分析

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)內(nèi)生性分析

研究子女性別對家庭住房資產(chǎn)占比的影響可能會存在內(nèi)生性挑戰(zhàn)。一方面，高住房資產(chǎn)占比帶來的“房奴效應(yīng)”或“財(cái)富效應(yīng)”可能會對家庭生育決策造成影響，從而產(chǎn)生反向因果的內(nèi)生性問題[31]；而另一方面，在計(jì)劃生育政策的約束下，受傳統(tǒng)“重男輕女”思想影響的家庭可能會通過胎兒性別鑒定等非法手段進(jìn)行子女性別的選擇，而這些影響子女性別選擇的因素可能影響家庭住房資產(chǎn)占比，從而導(dǎo)致遺漏變量偏差[32]。為了減少內(nèi)生性問題對本文估計(jì)結(jié)果的影響，本文借鑒Lee的思路，選取家庭第一胎子女性別(child1_gender)作為工具變量進(jìn)行兩階段估計(jì)[33]。第一胎子女性別會影響父母的生育決策，與重男輕女程度一致的家庭相比，第一胎是女孩的家庭生育率更高[34]。而Ebenstein的研究結(jié)果表明，父母通常不在第一胎上進(jìn)行性別選擇[35]，因此可以認(rèn)為第一胎子女的性別相對外生。吳曉瑜等則在研究中將第一胎子女性別作為子女性別的代理變量，認(rèn)為中國的性別失衡現(xiàn)象主要是由第二胎及以后的性別選擇所導(dǎo)致的，發(fā)生在第一胎的性別選擇現(xiàn)象并不嚴(yán)重[36]。因此，第一胎的性別可以看作是外生的。

此外，我們仿照方穎等的做法，從統(tǒng)計(jì)上檢驗(yàn)工具變量的外生性[37]。表6列(1)～(3)將家庭住房資產(chǎn)占比分別回歸于是否育有男孩、男孩數(shù)量與第一胎子女性別，列(4)則將是否育有男孩和第一胎子女性別兩個變量同時納入考慮。由回歸結(jié)果可以看出，當(dāng)只考慮第一胎子女性別對住房資產(chǎn)占比的影響時，其影響在5%的水平顯著；而當(dāng)是否育有男孩和第一胎子女性別同時被納入回歸時，第一胎子女性別不再具有顯著影響。這也從統(tǒng)計(jì)意義上說明，第一胎子女性別并不直接影響住房資產(chǎn)占比，而是通過是否育有男孩這一途徑間接對家庭住房投資產(chǎn)生影響。表中列(5)將家庭住房資產(chǎn)同時回歸于男孩數(shù)量和第一胎子女性別兩個變量，可以得到相同結(jié)論。這也從統(tǒng)計(jì)的角度驗(yàn)證了第一胎子女性別的外生性，說明將第一胎子女性別作為是否育有男孩及男孩數(shù)量的工具變量是可行的。

表6 工具變量的外生性檢驗(yàn)

表7是使用工具變量的兩階段最小二乘法的結(jié)果。列(1)和列(3)中一階段回歸的F統(tǒng)計(jì)量均大于10，且工具變量的t檢驗(yàn)量數(shù)值較大，說明不存在弱工具變量選擇問題，第一胎子女性別可以用來作為是否育有男孩及男孩數(shù)量的工具變量。工具變量的估計(jì)結(jié)果顯示，在盡可能糾正內(nèi)生性帶來的估計(jì)偏差后，育有男孩對家庭住房資產(chǎn)占比的影響在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，回歸系數(shù)為0.0394；男孩數(shù)量的邊際效應(yīng)同樣在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。工具變量的回歸結(jié)果高于基準(zhǔn)回歸結(jié)果，說明反向因果的存在降低了是否育有男孩及男孩數(shù)量對家庭住房資產(chǎn)占比的影響，但育有男孩及男孩數(shù)量的增加對家庭住房資產(chǎn)占比的正向影響仍然成立，進(jìn)一步說明了本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健型檢驗(yàn)：工具變量法(2SLS)

(二)Tobit模型估計(jì)

本文將住房資產(chǎn)占比的上下限設(shè)置為1和0，盡管只有少部分樣本數(shù)據(jù)被壓縮至上下限，但為了避免估計(jì)結(jié)果的偏差，本部分使用Tobit模型進(jìn)行穩(wěn)健型檢驗(yàn)。表8列(1)～(2)給出了Tobit模型的回歸結(jié)果。為了更直觀地刻畫是否育有男孩及男孩數(shù)量對家庭住房資產(chǎn)占比的影響，我們報(bào)告的是各變量的邊際效應(yīng)，而非回歸系數(shù)?；貧w結(jié)果顯示育有男孩在1%的水平上顯著提高家庭的住房資產(chǎn)占比，控制家庭特征和城市固定效應(yīng)后的影響系數(shù)為0.0169；男孩數(shù)量對住房資產(chǎn)占比的影響同樣在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，由此說明本文的結(jié)果是穩(wěn)健的。

(三)剔除部分樣本

1984年，我國對計(jì)劃生育政策進(jìn)行調(diào)整和完善，在大部分農(nóng)村地區(qū)施行“一胎半”政策，即第一胎為男孩的家庭不允許再生、第一胎為女孩的家庭可以生育第二胎的彈性計(jì)劃生育政策。這意味著1984年之后絕大多數(shù)農(nóng)村地區(qū)的父母即使要進(jìn)行性別選擇，也會集中在第二胎而非第一胎上[38]。換言之，這些家庭組成的樣本第一胎子女性別的外生性更加可靠。因此，我們借鑒陸方文等的做法，選取第一胎子女出生于1984年之后的農(nóng)村家庭進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)[31]，回歸結(jié)果如表8列(3)～(4)所示。子樣本回歸結(jié)果表明，育有男孩及男孩數(shù)量的增加對住房資產(chǎn)占比有顯著的促進(jìn)作用。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：子樣本回歸及Tobit回歸

六、結(jié)論與政策建議

本文利用2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了子女性別和家庭住房投資的關(guān)系，估計(jì)了是否育有男孩及男孩數(shù)量對住房資產(chǎn)占比的影響。為避免內(nèi)生性引起的估計(jì)偏差，本文使用第一胎子女性別作為工具變量進(jìn)行估計(jì)。本文的主要研究結(jié)果表明，在控制個體特征、家庭特征及地區(qū)特征后，育有男孩能顯著提高家庭的住房資產(chǎn)占比；且隨著男孩數(shù)量的增加，住房資產(chǎn)占比也會顯著增加。原因是：一方面，育有男孩家庭為了增加在婚姻市場上的競爭力，會更多持有能反映自身能力和財(cái)力的住房資產(chǎn)。另一方面，男孩在家庭中承擔(dān)著贍養(yǎng)父母、撫育子女的主要責(zé)任，考慮到遺產(chǎn)性動機(jī)的存在，育有男孩的家庭積累財(cái)富的動機(jī)更強(qiáng)，會更偏好持有風(fēng)險(xiǎn)低但升值空間大的住房資產(chǎn)。

研究子女性別對家庭住房資產(chǎn)的影響，能在當(dāng)前適婚性別比嚴(yán)重失衡的背景下為我國高企的住房資產(chǎn)占比提供一些合理解釋，也能為計(jì)生政策與經(jīng)濟(jì)社會的協(xié)調(diào)發(fā)展提供理論和實(shí)證支持。當(dāng)前我國正值全面二孩政策實(shí)施階段，子女的性別及數(shù)量的增加會影響家庭對房產(chǎn)的需求，而性別比失衡的壓力也會對家庭的購房決策產(chǎn)生影響。因此，政府應(yīng)該更加關(guān)注全面放開二孩時期房地產(chǎn)市場的供需問題，對人口數(shù)量增加以及人口結(jié)構(gòu)變化帶來的住房需求和住房投資問題及時加以防范和應(yīng)對。一方面可以利用合理的宣傳和教育手段，提高對出生人口性別比失衡的治理能力和治理效果，盡可能弱化性別比失衡對家庭房產(chǎn)持有的推動作用；另一方面可以通過開征房產(chǎn)稅增加房產(chǎn)的持有成本，對增強(qiáng)婚姻市場競爭力的購房動機(jī)加以抑制，從而引導(dǎo)居民更加理性的住房消費(fèi)。