子女性別影響家庭的借貸行為嗎？

楊麗瑩 毛壹文 齊春宇

〔內(nèi)容提要〕基于2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，實(shí)證研究子女性別對(duì)家庭借貸行為的影響，并使用首胎子女性別作為工作變量解決內(nèi)生性問(wèn)題。研究發(fā)現(xiàn)，在城市和農(nóng)村，有男孩的家庭比只有女孩的家庭均持有更高的負(fù)債，平均高出31%-38%，且代際關(guān)聯(lián)度與家庭負(fù)債水平呈負(fù)相關(guān)，進(jìn)一步通過(guò)Tobit回歸和更換解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，所得結(jié)果與基準(zhǔn)回歸方向一致。本文不僅有助于了解人口政策和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型進(jìn)程中子女性別對(duì)家庭借貸的影響，還為中國(guó)家庭借貸差異提供了更豐富的微觀經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

〔關(guān)鍵詞〕家有男孩 子女性別 家庭借貸 負(fù)債

一、引言

家庭投資管理是實(shí)現(xiàn)家庭財(cái)富保值增值的重要途徑，子女是家庭投資行為的重要影響機(jī)制之一，父母對(duì)子女的重視程度、期望不同以致采取不同的投資偏好。中國(guó)自古有“養(yǎng)兒防老”的文化傳統(tǒng)，折射出父母將撫養(yǎng)子女視為一種“投資”行為，且潛意識(shí)認(rèn)為撫養(yǎng)男孩會(huì)獲得更多的回報(bào)，因此成年個(gè)體會(huì)針對(duì)家庭人口結(jié)構(gòu)調(diào)整家庭資產(chǎn)配置以期獲得家庭財(cái)富最大化。據(jù)2021年第四季度《中國(guó)家庭財(cái)富指數(shù)調(diào)研報(bào)告》指出，房產(chǎn)對(duì)財(cái)富增加的貢獻(xiàn)不斷下降，金融投資對(duì)財(cái)富增加的貢獻(xiàn)不斷上升，家庭財(cái)富配置更加均衡穩(wěn)定，由此可見(jiàn)疫情使家庭更注重投資管理，風(fēng)險(xiǎn)管理意識(shí)也有所加強(qiáng)，直接體現(xiàn)為投資方式上更加多元，線(xiàn)上理財(cái)需求增加，信貸作為家庭資產(chǎn)配置的一種手段，受到家庭投資者青睞的同時(shí)也受到學(xué)者的關(guān)注。甘犁等（2020）研究發(fā)現(xiàn)逾四分之一家庭信貸需求增加，低收入群體信貸獲取難度下降，刺激未來(lái)家庭信貸規(guī)模的增加。顏志杰等（2005）實(shí)證分析得出上學(xué)子女?dāng)?shù)越多，農(nóng)戶(hù)獲得非正規(guī)貸款的可能性越高，這是由于子女教育費(fèi)用促使農(nóng)戶(hù)提高借款成功率。張雅淋等（2020）從住房負(fù)債與非住房負(fù)債視角研究負(fù)債與消費(fèi)的關(guān)系，實(shí)證結(jié)果顯示，負(fù)債家庭擁有顯著的消費(fèi)相對(duì)剝奪，負(fù)債越高，抑制性越強(qiáng)。

2021年《中共中央國(guó)務(wù)院關(guān)于優(yōu)化生育政策促進(jìn)人口長(zhǎng)期均衡發(fā)展的決定》中指出，實(shí)施積極生育政策以應(yīng)對(duì)人口老齡化。張海峰（2019）研究表明生育政策的放開(kāi)會(huì)影響家庭經(jīng)濟(jì)決策，具體表現(xiàn)為子女?dāng)?shù)量與家庭儲(chǔ)蓄顯著負(fù)相關(guān)。二孩生育的實(shí)施使得家庭參與金融市場(chǎng)的概率顯著提高，其影響機(jī)制是子女?dāng)?shù)量增多使家庭由于即期和預(yù)期支出增加而面臨流動(dòng)性需求。上述文章聚焦于生育政策與子女?dāng)?shù)量的聯(lián)系，但家庭子女性別結(jié)構(gòu)隨生育政策也會(huì)發(fā)生變化，深層次研究不同地區(qū)子女性別偏好對(duì)家庭金融行為問(wèn)題的影響為今后相關(guān)政策的制定提供科學(xué)依據(jù)?；诖?，本文研究城市與農(nóng)村子女性別差異對(duì)家庭借貸這一金融行為的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

Campbell（2016）首次提出家庭金融的概念，他認(rèn)為家庭金融應(yīng)作為一個(gè)獨(dú)立的研究方向并指出家庭金融應(yīng)主要包括家庭資產(chǎn)配置和家庭負(fù)債這兩個(gè)分支。根據(jù)2019年中國(guó)人民銀行調(diào)查統(tǒng)計(jì)司的調(diào)查數(shù)據(jù)可知，我國(guó)家庭負(fù)債特征分布較為明顯，主要集中在銀行放出的貸款，占總負(fù)債的76.0%。

關(guān)于家庭借貸的研究，多數(shù)學(xué)者主要從家庭收入、城鄉(xiāng)差異等微觀和宏觀影響因素及家庭決策者文化程度、家庭規(guī)模、家庭金融素養(yǎng)等人口學(xué)特征方面考慮。有研究證明家庭負(fù)債與家庭收入之間存在一定的相關(guān)性，也有文獻(xiàn)指出除了家庭收入，家庭成員人數(shù)以及房屋價(jià)值等與家庭負(fù)債顯著相關(guān)。Fabbri和Padula（2004）曾指出家庭規(guī)模與家庭負(fù)債之間有著顯著的正向相關(guān)關(guān)系。何麗芬等（2012）也同樣認(rèn)為家庭規(guī)模與家庭負(fù)債之間存在正相關(guān)。金融素養(yǎng)可以降低家庭對(duì)于“負(fù)債性消費(fèi)”的依賴(lài)程度，金融素養(yǎng)的提高，能更合理地優(yōu)化資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)。吳衛(wèi)星和吳錕（2018）實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，金融素養(yǎng)高的居民家庭更可能持有負(fù)債和偏好通過(guò)正規(guī)渠道借貸，同時(shí)減少過(guò)度家庭負(fù)債。家庭借貸“有限參與”現(xiàn)象普遍存在，收入和房產(chǎn)市值高的家庭更傾向于持有負(fù)債。

在區(qū)域差異上，由于地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，西部地區(qū)家庭負(fù)債水平明顯高于東中部地區(qū)（陳斌開(kāi)和李濤，2011）。微觀角度上，人口結(jié)構(gòu)對(duì)家庭負(fù)債行為有顯著影響。常思浩（2021）基于家庭年齡結(jié)構(gòu)這一人口學(xué)變量，通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)老年撫養(yǎng)比和少兒撫養(yǎng)比對(duì)家庭負(fù)債意愿和負(fù)債規(guī)模顯著負(fù)相關(guān)。鄧鑫（2021）通過(guò)自然實(shí)驗(yàn)（全面二孩政策的實(shí)行）及雙重差分模型進(jìn)行估計(jì)，研究得出有新生子女的家庭平均債務(wù)水平更高。子女?dāng)?shù)量作為影響家庭規(guī)模的因素會(huì)對(duì)家庭負(fù)債產(chǎn)生影響，國(guó)內(nèi)學(xué)者何光輝等研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)家庭負(fù)債規(guī)模較大且主要集中于支持子女買(mǎi)房、子女教育及自身健康，而農(nóng)村有更多家庭需要負(fù)債。綜上，學(xué)者對(duì)于子女性別的研究集中家庭資產(chǎn)配置，而對(duì)家庭借貸的研究集中于子女?dāng)?shù)量、家庭金融素養(yǎng)，從子女性別結(jié)構(gòu)出發(fā)考慮者較少。因此，本文的創(chuàng)新點(diǎn)是在參考已有研究的基礎(chǔ)上，將子女性別作為解釋變量，將首胎子女性別比作為工具變量研究人口結(jié)構(gòu)與家庭債務(wù)之間的關(guān)系。

三、數(shù)據(jù)和方法

研究使用數(shù)據(jù)來(lái)源于2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）。該數(shù)據(jù)包括除新疆、西藏和中國(guó)港澳臺(tái)地區(qū)以外的29個(gè)省份，共有40011個(gè)家庭樣本。在數(shù)據(jù)處理過(guò)程中，本文選取以下家庭：（1）戶(hù)主已婚且有子女；（2）首胎子女年齡不超過(guò)22歲，并剔除了主要信息缺失的樣本。最終使用的樣本家庭數(shù)為10930，其中城市樣本為5158，農(nóng)村樣本為5772。

本文核心解釋變量為是否為男孩家庭，即將有一個(gè)及以上男孩數(shù)量的家庭當(dāng)作男孩家庭，只有女孩的家庭當(dāng)作女孩家庭，并且著眼于家庭中最小一代子女的性別，與家庭實(shí)際情況更為接近。首先，通過(guò)分析家庭成員與戶(hù)主的關(guān)系來(lái)確定子女成員，但是CHFS數(shù)據(jù)中并沒(méi)有可以直接使用的關(guān)系變量，因此本文根據(jù)CHFS調(diào)查問(wèn)卷中a1014（受訪(fǎng)者與戶(hù)主的關(guān)系）及a2001（家庭成員與受訪(fǎng)者的關(guān)系）兩個(gè)變量，來(lái)分析判斷家庭成員與戶(hù)主的關(guān)系。其次，由于其他關(guān)系不易分析，本文只保留受訪(fǎng)者與戶(hù)主關(guān)系為本人、配偶及子女的家庭樣本。具體方法如下：

當(dāng)受訪(fǎng)者與戶(hù)主關(guān)系為本人時(shí)，選擇與其關(guān)系為子女和孫子/孫女的家庭成員。若與受訪(fǎng)者的關(guān)系為孫子/孫女，為減少祖孫關(guān)系的影響，本文修改戶(hù)主，即將有孫子輩家庭中與受訪(fǎng)者關(guān)系為兒子的成員設(shè)為戶(hù)主，同時(shí)只選取受訪(fǎng)者兒子數(shù)為1的家庭，確保只有一個(gè)戶(hù)主存在，來(lái)排除叔侄情況的干擾。

當(dāng)受訪(fǎng)者與戶(hù)主關(guān)系為配偶時(shí)，家庭成員與戶(hù)主配偶的關(guān)系等同于與戶(hù)主的關(guān)系，因此與上一種判別方法相同。

當(dāng)受訪(fǎng)者與戶(hù)主關(guān)系為子女時(shí)，與受訪(fǎng)者關(guān)系為兄弟姐妹的家庭成員也是子女。

至此家庭子女成員得到確定，再根據(jù)性別確定男孩家庭，最終得出男孩家庭占比為67%；同時(shí)根據(jù)年齡確定首胎，最終得出首胎子女性別比為110.7。主要變量的說(shuō)明見(jiàn)表1。

本文使用OLS數(shù)據(jù)回歸方法，基本回歸模型為：

四、實(shí)證結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸分析

表2報(bào)告了基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果，其中第（1）—（3）列是城市樣本的估計(jì)結(jié)果；第（4）—（6）列是農(nóng)村樣本的估計(jì)結(jié)果；上述結(jié)果均控制了地區(qū)固定效應(yīng)，并采用穩(wěn)健異方差估計(jì)。

表2第（1）列考慮了解釋變量城市男孩家庭（havinson）以及戶(hù)主特征對(duì)家庭負(fù)債的影響，第（2）列和第（3）列分別在第（1）列的基礎(chǔ)上進(jìn)一步控制了家庭特征和是否三代及以上家庭變量。從回歸結(jié)果來(lái)看，各列回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，（1）—（3）結(jié)果顯示，城市樣本中，有男孩的家庭相比只有女孩的家庭持負(fù)債大約高出31%-38%左右。這一現(xiàn)象可由男女家庭在婚姻市場(chǎng)受到的壓力不同來(lái)解釋?zhuān)诳刂萍彝ヌ卣鞯那闆r下，男孩家庭出于結(jié)婚的需求，會(huì)增加對(duì)房屋和車(chē)輛等不動(dòng)產(chǎn)的投資，以提高覓偶的競(jìng)爭(zhēng)力。但是在當(dāng)下中國(guó)社會(huì)，大部分男孩家庭持有較少的可支配資產(chǎn)，故傾向于銀行貸款和分期支付等主要手段進(jìn)行資產(chǎn)積累，以致負(fù)債規(guī)模的擴(kuò)大。此外，控制變量方面，第（2）列加入家庭凈資產(chǎn)對(duì)數(shù)和家庭總收入對(duì)數(shù)變量，分別在1%和5%的水平上顯著為正，表明在城市家庭中，家庭負(fù)債會(huì)隨凈資產(chǎn)的增加而增加。第（3）列加入是否為三代及以上家庭變量，進(jìn)一步探究代際關(guān)系對(duì)家庭負(fù)債的影響，回歸結(jié)果顯示，家庭代數(shù)與家庭負(fù)債呈負(fù)相關(guān)，且在1%水平上顯著。據(jù)中國(guó)實(shí)情來(lái)看，主要是家庭中年長(zhǎng)的一代人愿意為家庭提供經(jīng)濟(jì)幫助，從而減少負(fù)債總額。

表2第（4）列研究農(nóng)村男孩家庭以及戶(hù)主特征對(duì)家庭負(fù)債的影響，第（5）列和第（6）列在第（4）列基礎(chǔ)上逐步添加控制變量，回歸結(jié)果與城市家庭相似，在中國(guó)農(nóng)村家庭，家有男孩會(huì)提高家庭負(fù)債總額大約33%-41%左右?？刂谱兞糠矫?，在農(nóng)村家庭中，家庭負(fù)債會(huì)隨總收入的增加而減少，這與城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異有關(guān)。一方面，農(nóng)村家庭相比于城市家庭，持有較少的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，對(duì)貸款的需求也較低；另一方面，農(nóng)村家庭更傾向于提高收入來(lái)滿(mǎn)足消費(fèi)需求。此外，無(wú)論城市還是農(nóng)村家庭，戶(hù)主的年齡、性別等因素對(duì)家庭負(fù)債影響不大，而健康程度對(duì)家庭負(fù)債有較大影響（在1%的水平顯著為負(fù)），表明戶(hù)主身體越健康，家庭負(fù)債會(huì)越少。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)分析

（1）Tobit歸并回歸檢驗(yàn)

本文的被解釋變量為家庭總負(fù)債規(guī)模的對(duì)數(shù)，存在6729個(gè)家庭樣本總負(fù)債規(guī)模對(duì)數(shù)為0，此時(shí)被解釋變量lndebt的分布由一個(gè)離散點(diǎn)和一個(gè)連續(xù)分布組成，OLS基準(zhǔn)回歸的結(jié)果可能因受限值0而產(chǎn)生誤差，因此本文使用Tobit模型對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

采用左歸并回歸，糾正受限于左側(cè)的誤差?；貧w結(jié)果與OLS基本方向一致，男孩家庭的負(fù)債高于女孩家庭。城市樣本中，男孩家庭比只有女孩的家庭持有負(fù)債高出85%，在5%水平上顯著；農(nóng)村樣本中，男孩家庭比只有女孩的家庭持有負(fù)債高出30%，在10%水平上顯著。城鎮(zhèn)家庭因有男孩而增加負(fù)債的比例要顯著高于農(nóng)村家庭（見(jiàn)表3）。

（2）更換被解釋變量

基準(zhǔn)回歸中的yi指的是家庭總負(fù)債的對(duì)數(shù)，接下來(lái)我們將yi更換為是否持有負(fù)債這一虛擬變量來(lái)檢驗(yàn)子女性別對(duì)家庭負(fù)債的影響。表4通過(guò)Probit回歸，匯報(bào)平均邊際效應(yīng)，結(jié)果顯示城市與農(nóng)村家庭的回歸結(jié)果均在10%的水平上顯著為正，表明對(duì)于男孩家庭樣本，有負(fù)債的家庭要比沒(méi)有負(fù)債的家庭高出6%—8%。說(shuō)明本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的，即子女性別會(huì)影響家庭借貸行為，家有男孩會(huì)增加負(fù)債。

（三）工具變量（IV）回歸

由于計(jì)劃生育政策和傳統(tǒng)重男輕女思想，不少家庭仍有“生兒而止”的傳統(tǒng)，因而子女性別易受個(gè)人主觀操控，會(huì)導(dǎo)致遺漏變量偏誤，同時(shí)，子女性別和家庭負(fù)債也可能存在雙向因果關(guān)系。為解決可能的內(nèi)生性問(wèn)題，本文將首胎子女性別作為工具變量，分別對(duì)城市和農(nóng)村家庭的負(fù)債情況進(jìn)行估計(jì)，同時(shí)控制了與基準(zhǔn)回歸中相同的特征變量和固定效應(yīng)。表5的結(jié)果表明無(wú)論在城市還是農(nóng)村，有男孩家庭要比只有女孩家庭負(fù)債總額高出37%，且在5%水平上顯著，工具變量回歸結(jié)果跟基準(zhǔn)回歸結(jié)果非常接近。

五、結(jié)論及啟示

本文使用2017年CHFS數(shù)據(jù)研究子女性別對(duì)家庭借貸的影響，并將首胎子女性別比作為工具變量進(jìn)行2SLS回歸，結(jié)論如下：第一，在城市和農(nóng)村，男孩家庭相比只有女孩家庭均有更高的負(fù)債總額，表明子女性別是影響負(fù)債的關(guān)鍵因素；第二，無(wú)論城市還是農(nóng)村，代際關(guān)系均與家庭負(fù)債呈負(fù)相關(guān)。本文基于一個(gè)新穎視角，從微觀角度上驗(yàn)證了子女性別會(huì)造成家庭負(fù)債的高低，為影響家庭借貸因素的研究提供了新思路。同時(shí)也存在著一些不足：由于 CHFS中已公布的省級(jí)城市數(shù)據(jù)較少，本文難以結(jié)合城市層面數(shù)據(jù)（如性別比等）進(jìn)行分析，故未從性別比失衡等角度深入研究子女性別對(duì)家庭借貸的影響。

男孩家庭較于女孩家庭持有更高的負(fù)債，很大一部分原因來(lái)自住房投資。魏下海和萬(wàn)江滔（2020）發(fā)現(xiàn)地區(qū)性別比是影響家庭資產(chǎn)決策的重要變量，男孩家庭要比女孩家庭更傾向于投資住房資產(chǎn)，以此來(lái)“筑巢引鳳”，同時(shí)避免高風(fēng)險(xiǎn)的金融資產(chǎn)，建議政府采取措施優(yōu)化國(guó)內(nèi)房產(chǎn)市場(chǎng)，降低并穩(wěn)定房?jī)r(jià)，使男孩家庭相對(duì)減輕一些購(gòu)房的借貸壓力，擠出房貸泡沫，維護(hù)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定。此外，本文研究發(fā)現(xiàn)代際關(guān)系與家庭負(fù)債呈負(fù)相關(guān)，這一發(fā)現(xiàn)挑戰(zhàn)傳統(tǒng)“養(yǎng)兒防老”觀念，有研究表明家庭的消費(fèi)支出一般女孩少于男孩（陳良，2014），因此男孩家庭有著更高的消費(fèi)支出。除卻信貸消費(fèi)，長(zhǎng)輩的代際財(cái)富支持在男孩家庭更為明顯，隨著老齡化程度的加重，應(yīng)老年人普及基本金融知識(shí)，注重提高老年人的幸福感，發(fā)展適合老年人的保障體系。

本研究也具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。隨著“全面三孩”政策的放開(kāi)，大量關(guān)于生育二孩、三孩對(duì)家庭中女孩不利的討論甚囂塵上，從本文的結(jié)果來(lái)看，女孩家庭要比男孩家庭持有較少借貸，因此擁有更穩(wěn)定的家庭財(cái)富，相較于男孩家庭，女孩家庭不必考慮買(mǎi)房婚娶等壓力，生活質(zhì)量可以有進(jìn)一步提升，當(dāng)家庭的資源比較充足、家庭性別文化較為平等時(shí)，女孩可以獲得與男孩同樣、甚至更高的教育投資，進(jìn)一步推動(dòng)我國(guó)性別觀念的平等化，緩解性別失衡帶來(lái)的不利影響。

（作者單位：臨沂大學(xué)商學(xué)院）