吳衛(wèi)星， 王 睿

(對外經(jīng)濟貿(mào)易大學 金融學院， 北京 100029)

一、問題的提出

隨著我國人均收入的不斷提高，居民家庭資產(chǎn)尤其是住房資產(chǎn)不斷增加。中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計司《2019年中國城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)負債情況調(diào)查》顯示，截至2019年，我國城鎮(zhèn)居民家庭戶均總資產(chǎn)317.9萬元，住房資產(chǎn)占比59.1%。伴隨著住房資產(chǎn)的持續(xù)增加，家庭住房負債也不斷升高。上述調(diào)查數(shù)據(jù)表明，中國城鎮(zhèn)居民負債家庭占比56.5%。而在貸款購房家庭中，戶均負債為51.2萬元，占家庭總負債的比重高達75.9%。除規(guī)模擴張外，住房貸款增速過高更值得關(guān)注。根據(jù)Wind數(shù)據(jù)，我國個人住房貸款余額從2004年12月的1.6萬億元增加到2020年12月的36.6萬億元，年均增速高達21.61%。微觀上，家庭住房負債可能會導致居民資金流量表“入不敷出”，對居民消費支出產(chǎn)生負面影響[1]；償債壓力的提升，還會降低居民幸福感[2]。宏觀上，家庭住房負債過高可能會引發(fā)金融行業(yè)的系統(tǒng)性風險，導致宏觀經(jīng)濟波動，甚至引發(fā)金融危機，不利于經(jīng)濟穩(wěn)定[3-4]。2008年，由住房貸款違約所引發(fā)美國次貸危機很快就演變?yōu)槿蛐越鹑谖C，對各國經(jīng)濟產(chǎn)生了嚴重的沖擊。因此，住房杠桿增速過快可能會增加我國家庭經(jīng)濟脆弱性，放大我國宏觀經(jīng)濟的潛在風險。在宏觀經(jīng)濟下行壓力加大疊加新冠肺炎疫情沖擊的背景下，形勢更為嚴峻。從這個意義上講，厘清影響家庭住房負債的關(guān)鍵因素，防范住房市場可能出現(xiàn)的風險非常重要。

家庭負債所帶來的風險可能是系統(tǒng)性的[5]。從我國的現(xiàn)實情況來看，住房負債是我國家庭最為重要的負債，但是有關(guān)家庭人口特征與家庭住房負債的研究依然較少。部分文獻對家庭人口特征與居民住房決策進行了研究。楊華等[6]指出，婚配年齡人數(shù)越多，居民住房需求大幅增加，住房價格將出現(xiàn)劇烈上漲。劉學良等[7]認為，20世紀80年代生育高峰期出生的人口集中進入婚齡是我國住房價格快速上漲的重要原因。鄧鑫[8]研究發(fā)現(xiàn)，新生子女會導致家庭消費支出增加和家庭資產(chǎn)的重新配置，并由此增加了家庭債務(wù)。因此家庭人口特征可能會對家庭住房負債產(chǎn)生影響。然而，上述研究主要聚焦于家庭人口數(shù)或家庭子女數(shù)對家庭住房決策的研究，忽視了我國傳統(tǒng)文化中子女性別的顯著差異，我國傳統(tǒng)家庭文化“偏愛男孩”“傳宗接代”“多子多?！钡人枷胗^念對家庭住房決策可能產(chǎn)生顯著的異質(zhì)性影響。Wei & Zhang[9]從中國傳統(tǒng)文化視角出發(fā)，充分考慮了我國家庭男女性別的異質(zhì)性，提出了競爭性儲蓄理論，指出中國家庭儲蓄的主要目的是為子女結(jié)婚做準備，隨著性別比例的上升，有兒子的父母需要增加儲蓄，以提高孩子在婚姻市場上的相對吸引力。競爭性儲蓄理論充分考慮了我國家庭傳統(tǒng)文化觀念的影響，那么我國家庭子女性別的不同對家庭負債決策的影響是否存在差異，現(xiàn)有文獻并未對此進行進一步的研究。

部分學者認為，家庭在做出決策時，往往具有一定的預(yù)期性和前瞻性[10]。此時，家庭對未來所形成的預(yù)期可能會在家庭決策的過程中發(fā)揮重要作用。賈志科、呂紅平[11]發(fā)現(xiàn)，家庭理想子女數(shù)量的減少導致家庭人口數(shù)的逐步減少，因此家庭生育子女數(shù)量往往取決于家庭的生育意愿，受現(xiàn)實條件的制約，家庭意愿子女數(shù)量與家庭實際子女數(shù)量可能會存在差異，例如部分年輕家庭的子女數(shù)量少于家庭意愿子女數(shù)量?；诶硇灶A(yù)期理論，這些家庭可能會根據(jù)家庭意愿子女數(shù)量，而不是現(xiàn)有子女數(shù)量進行經(jīng)濟決策。因此，家庭生育意愿可能才是真正影響家庭住房負債決策的重要因素。本文對家庭生育意愿與家庭住房負債之間的關(guān)系進行了研究，發(fā)現(xiàn)家庭生育意愿數(shù)量較多的家庭住房負債水平更高。意愿生育男孩數(shù)量與家庭住房負債顯著正相關(guān)，而意愿生育女孩數(shù)量與家庭住房負債不相關(guān)。這種差異可能是由“傳宗接代”“養(yǎng)兒防老”等傳統(tǒng)觀念所導致，家庭會針對意愿子女數(shù)量的不同進行不同的住房資產(chǎn)配置，從而會進一步影響家庭住房負債行為。家庭生育意愿主要增加了家庭消費性住房資產(chǎn)配置，而民間借貸是家庭住房負債攀升的主要渠道。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，高收入家庭與低收入家庭生育意愿的增加均會提高家庭住房負債水平，家庭小孩撫養(yǎng)比較高和戶主健康狀況較好的家庭生育意愿與家庭住房負債之間的關(guān)系更加顯著。

本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下方面。第一，使用代表性數(shù)據(jù)研究了家庭人口特征與家庭住房負債之間的關(guān)系，探索了家庭生育意愿對我國家庭住房負債的影響，與現(xiàn)有文獻側(cè)重研究家庭人口數(shù)量和家庭子女數(shù)量對家庭住房決策的影響不同，本文的分析不僅考慮家庭意愿生育孩子數(shù)量，還充分考慮了我國傳統(tǒng)文化中不同性別角色的差異，對家庭人口特征影響住房負債決策背后的原因進行了深入研究，是對競爭性儲蓄理論的進一步完善與補充。第二，本文基于Leibenstein[12]對家庭生育預(yù)期成本和預(yù)期收益的研究，使用家庭生育意愿而非實際生育行為作為家庭人口特征進行研究，能夠更好地測度家庭對未來生育計劃進行合理預(yù)期對家庭負債決策的影響，對家庭效用最大化決策和預(yù)期理論進行了有益的補充。第三，本文從家庭住房決策以及負債行為的角度研究了家庭生育意愿影響家庭住房負債的機制，拓展了相關(guān)研究的深度。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

(一)生育意愿與家庭住房負債

已有研究表明，生育意愿取決于生育的預(yù)期成本和預(yù)期收益，是家庭基于理性預(yù)期理論進行的最優(yōu)化決策[12]。雖然生育意愿不等于生育行為，生育意愿與生育行為之間存在著生育意愿與生育打算、生育打算與生育選擇、生育選擇與生育行為三重偏差[13]，但是生育意愿與生育行為之間存在著必然且密切的聯(lián)系，家庭的生育行為很大程度上取決于家庭生育意愿。部分研究表明家庭生育意愿與家庭子女數(shù)量存在密切關(guān)系。賈志科、呂紅平[11]研究發(fā)現(xiàn)，家庭理想子女數(shù)量的降低會導致家庭人口數(shù)量的逐步減少。而人口因素是影響住房需求與住房價格的重要因素。楊華等[6]指出，當人口出生率高峰期人群進入成年和婚配年齡后，住房需求將大幅增加，房價將出現(xiàn)劇烈上漲。李超等[14]認為，城市的常住人口和流動人口數(shù)量、人口撫養(yǎng)比對中國城市的住房需求具有深遠影響。劉學良等[7]發(fā)現(xiàn)，20世紀80年代生育高峰期出生的人口集中進入婚齡是2004年以來中國城市住房價格持續(xù)、快速上漲的重要原因之一。陳斌開等[15]認為，1981—1990年期間的“嬰兒潮”很可能是2004年以來中國住房需求快速增加的重要原因。鄧鑫[8]的經(jīng)驗證據(jù)表明，家庭子女數(shù)量越多，家庭的住房需求會更高。隨著我國房價的不斷升高，家庭無法承擔一次性購買住房的費用，往往會選擇使用銀行貸款或民間借貸的方式購買住房，因此家庭購買住房行為必然推動家庭住房負債的上升。因此，生育意愿較高的家庭可能會提前為孩子配置住房，提高家庭住房負債水平。此外，家庭會提前為撫養(yǎng)孩子進行儲蓄以滿足未來教育支出等資金需求，因而家庭在住房負債時，會保留一部分流動性資金用于儲蓄。在父母追求高質(zhì)量教育背景下，家庭會增加育兒相關(guān)的教育支出，為提高孩子競爭力而進行儲蓄[16]。因此，家庭在購買或更換住房時傾向于選擇更高比例的住房貸款，從而進一步推高家庭住房負債水平。由此，本文提出如下假設(shè)。

H1：意愿生育孩子數(shù)量越多，家庭住房負債水平越高。

(二)生育意愿差異與家庭住房負債

部分學者認為，對家庭人口因素進行研究時，不應(yīng)僅局限于家庭人口數(shù)量和子女數(shù)量，還應(yīng)當考慮家庭性別差異。性別地位實踐理論指出文化觀念是社會關(guān)系的一種反映，會對個人的行為決策產(chǎn)生影響，因此性別觀念可能會對家庭決策產(chǎn)生不同的影響[17]。賈志科、呂紅平[11]認為，文化觀念影響下生育意愿變動為性別比失衡提供了社會心理基礎(chǔ)，家庭意愿子女數(shù)逐步減少，性別偏好持續(xù)存在，在生育政策、B超技術(shù)等共同作用下，導致了性別比例的失衡。近40年來，男孩偏好和女孩偏好一直呈明顯弱化趨勢，社會整體文化氛圍正在由有性別偏好向無性別偏好轉(zhuǎn)變。當男孩偏好弱化遲緩于女孩偏好弱化時，呈現(xiàn)出男孩偏好的相對強化，從而在生育率持續(xù)下降的進程中，導致出生性別比上升[18]。受傳統(tǒng)思想“重男輕女”“傳宗接代”的影響，家庭往往意愿生育男孩[19]，對男孩投入更多的資源，從而導致男女比例的不均衡。Wei & Zhang[9]的競爭性儲蓄理論認為，中國家庭儲蓄的主要目的是為子女結(jié)婚做準備，隨著性別比的上升，有兒子的父母需要增加儲蓄，以提高孩子在婚姻市場上的相對吸引力。因此不同的生育意愿所帶來的家庭人口結(jié)構(gòu)變化可能會對家庭金融決策產(chǎn)生重要影響。在中國，購買婚房多由男方家庭承擔，性別失衡使得婚姻市場中男性競爭加劇，父母需要為兒子準備婚房以提高其在婚姻市場中的競爭力[20]。住房資產(chǎn)作為家庭最重要的資產(chǎn)，男孩家庭可能會傾向于擁有更多住房資產(chǎn)，從而會增加其住房負債。因此，在生育決定中偏愛男孩的家庭往往住房負債水平更高。由此，本文提出如下假設(shè)。

H2：相對于意愿生育女孩的家庭，意愿生育男孩家庭的住房負債水平更高。

(三)家庭生育意愿與家庭住房負債屬性

家庭住房不僅具有消費屬性，同時還具有投資屬性[21]，那么家庭生育意愿提高所帶來的家庭住房負債是消費性住房負債還是投資性住房負債呢？部分研究表明房價提高會帶動投資性住房的購買，從而增加家庭投資性住房負債。盛夏等[22]基于購房動機異質(zhì)性視角研究了房價與中國家庭杠桿率之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)房價升高使家庭更傾向于充分利用房貸政策，使得家庭投資性住房債務(wù)余額增加程度顯著超過家庭消費性住房債務(wù)余額。但是從家庭生育意愿的視角來看，可能會導致不同的家庭住房負債需求。當家庭生育意愿較強，預(yù)期未來家庭人口數(shù)量較多時，可能會更換面積更大、總價值更高的住房，優(yōu)先滿足家庭居住需求，提高家庭的消費性住房負債。胡婉旸等[23]認為，父母愿意為了孩子的成長為孩子提供更大的住房空間，并為其支付教育住房溢價(學區(qū)房溢價)，更換更貴更好的房產(chǎn)，增加家庭消費性住房需求。蔡宏波等[24]指出，父母對子女的利他傾向較高，對于高收入家庭，如果孩子數(shù)量增加，家庭會減少住房數(shù)量，提高孩子撫養(yǎng)質(zhì)量。因此，生育意愿越強的家庭往往不會選擇增加住房數(shù)量，而是更換面積更大、教育價值更高的住房。由此，本文提出如下假設(shè)。

H3：生育意愿提高對家庭住房負債提升的影響主要表現(xiàn)為消費性住房負債擴張。

三、 研究設(shè)計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)為北京大學中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)庫，CFPS調(diào)查問卷共有社區(qū)問卷、家庭問卷、成人問卷和少兒問卷4種主體問卷類型，家庭問卷收集家庭的日常生活、社會交往與經(jīng)濟活動方面的信息，包括地理交通、生活條件、社會交往、住房情況、家庭收支、家庭資產(chǎn)等。成人問卷指針對16 歲及以上人群的問卷，內(nèi)容包括個人信息、兄弟姐妹、教育狀況、婚姻、收入、主觀感受、認知測試等方面。為了研究家庭生育意愿與家庭住房負債之間的關(guān)系，本文選擇2018年數(shù)據(jù)進行研究，將家庭問卷和成人問卷數(shù)據(jù)合并后剔除一些異常值，并對連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾(Winsorize)處理，最終得到10 227個家庭的觀測數(shù)據(jù)。

(二)變量定義

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為家庭住房負債(Hdebt)。為消除極端值和家庭資產(chǎn)異質(zhì)性的影響，使用家庭住房負債總額與家庭總資產(chǎn)的比值來構(gòu)建家庭住房負債指標，為了保障回歸結(jié)果的易讀性，對家庭住房負債指標進行放大100倍處理。為對家庭負債不同渠道進行區(qū)分，本文還將家庭住房負債區(qū)分為商業(yè)銀行住房負債(Hdebtb)和民間住房負債(Hdebtp)兩類。

2.解釋變量

本文的解釋變量是家庭生育意愿。參考侯佳偉等[25]的研究，使用家庭“期望孩子數(shù)”作為家庭意愿生育孩子數(shù)量(Dkids)的度量，并進一步根據(jù)性別區(qū)分為意愿生育男孩數(shù)量(Dboys)和意愿生育女孩數(shù)量(Dgirls)進行研究。其中，意愿生育男孩數(shù)量使用“希望要幾個男孩”進行度量，而意愿生育女孩數(shù)量用意愿生育孩子數(shù)量與意愿生育男孩數(shù)量的差值進行度量。

3.控制變量

參考吳衛(wèi)星等[26]的研究，對戶主特征、家庭特征、家庭經(jīng)濟狀況進行控制。CFPS調(diào)查中沒有明確戶主，但是明確了財務(wù)回答人，本文以財務(wù)回答人作為家庭的戶主，并統(tǒng)計其人口特征與家庭特征變量，具體包括戶主性別(Gender)、年齡(Age)、婚姻狀況(Mari)、受教育年限(Edu)、健康狀況(Health)、家庭規(guī)模(Fsize)、家庭老人撫養(yǎng)比(Oldr)、家庭小孩撫養(yǎng)比(Kidr)、居民風險偏好(Riskpre)、居民戶口類型(Urban)、家庭收入(Fincome)、家庭凈資產(chǎn)(Nasset)和家庭所在地區(qū)(Area)等人口和家庭特征變量，以及居民風水信念(Belief)、住房資產(chǎn)價值(Lnhvalue)、傳宗接代重要性(Pro)等變量，在實證中將家庭收入等連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理，并使用對數(shù)形式進行分析。表1列出本文所使用主要變量的定義與說明。

在本文的異質(zhì)性分析中，還特別定義了家庭收入、家庭小孩撫養(yǎng)比和健康狀況等控制變量的示性變量，以區(qū)分異質(zhì)性家庭。家庭收入示性變量(Ifincome)：如果家庭收入大于樣本家庭收入中位數(shù)定義為1，家庭收入小于樣本家庭收入中位數(shù)定義為0。家庭小孩撫養(yǎng)比示性變量(Ikidr)：當家庭小孩撫養(yǎng)比大于等于0.2時定義為1，家庭小孩撫養(yǎng)比小于0.2時定義為0。居民健康狀況示性變量(Ihealth)：當居民健康狀況為“比較健康”“很健康”“非常健康”時定義為1，居民健康狀況為“一般”和“不健康”時定義為0。

(三)模型構(gòu)建

為了驗證前文所提假設(shè)，本文構(gòu)建了如下回歸模型檢驗H1：

Hdebt=α0+α1Dkids+∑βX+ε

(1)

其中，X為控制變量，ε為殘差項。同時，將家庭意愿生育孩子數(shù)量(Dkids)更換為意愿生育男孩數(shù)量(Dboys)和意愿生育女孩數(shù)量(Dgirls)，用以檢驗本文H2；根據(jù)家庭擁有住房數(shù)量將樣本分為消費性住房家庭和投資性住房家庭，以檢驗本文的H3。

四、實證結(jié)果及分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2展示了本文所使用的主要變量的描述性統(tǒng)計，結(jié)果顯示意愿生育孩子數(shù)量平均為2.100個，意愿生育男孩數(shù)量高于意愿生育女孩數(shù)量[27]，說明家庭整體偏愛男孩。家庭平均住房負債水平為5.163%，但是不同家庭住房負債水平差異較大。52.3%的戶主為男性，戶主平均年齡為51.830歲，已婚占比為86.0%，平均受教育年限為7.498年，健康人數(shù)占比66.6%，家庭規(guī)模為2.544人，家庭老人撫養(yǎng)比為17.1%，家庭小孩撫養(yǎng)比為7.1%，城鎮(zhèn)戶口占比50.3%，風險偏好人群占比為28.3%，表明大部分家庭為風險厭惡，家庭年均收入為8.054萬元，家庭平均凈資產(chǎn)為69.410萬元，從地域分布來看，樣本人口大多位于東部地區(qū)，符合我國人口分布特征。

表1 主要變量定義

(二)家庭生育意愿對家庭住房負債的影響

為考察生育意愿與家庭住房負債之間的關(guān)系，首先對生育意愿與家庭住房負債進行回歸分析，并在回歸中加入戶主性別、婚姻狀況、受教育年限等個人特征變量以及家庭規(guī)模、家庭收入、家庭凈資產(chǎn)、所在地區(qū)等家庭特征(宏觀)變量，對家庭異質(zhì)性進行控制，表3的列(1)～列(3)分別為意愿生育孩子數(shù)量、男孩數(shù)量、女孩數(shù)量與家庭住房負債之間的回歸結(jié)果?？梢钥吹剑彝ヒ庠干⒆訑?shù)量與家庭住房負債之間存在顯著的正向關(guān)系，家庭意愿生育男孩數(shù)量與家庭住房負債之間的正相關(guān)關(guān)系在1%的水平下顯著，而家庭意愿生育女孩數(shù)量與家庭住房負債之間并未顯現(xiàn)出明顯的相關(guān)關(guān)系①。由于家庭住房負債是以家庭住房總負債與家庭總資產(chǎn)的比值進行測度，因此隨著時間的增加，家庭住房總負債水平可能隨著居民的償還而逐漸減少，家庭的總資產(chǎn)水平隨著時間的增加而不斷增加，從而降低家庭住房負債。因此，在列(4)～列(6)中，僅使用2015年之后買房的樣本進行檢驗，發(fā)現(xiàn)意愿生育孩子數(shù)量、意愿生育男孩數(shù)量與家庭住房負債之間依然存在顯著的正相關(guān)，而意愿生育女孩數(shù)量與家庭住房負債的回歸結(jié)果卻并不顯著，因此家庭生育意愿與家庭住房負債之間的正向關(guān)系可能主要是由意愿生育男孩所致，H1得證。

此外，表3還報告了個人特征、家庭特征與住房負債之間的關(guān)系?？梢钥吹?，戶主性別、婚姻狀況、家庭規(guī)模、家庭小孩撫養(yǎng)比、風險偏好與家庭住房負債之間不存在顯著關(guān)系，而戶主年齡與家庭住房負債之間呈現(xiàn)U型關(guān)系，說明隨著戶主年齡的增長，家庭住房負債先降低后增加，戶主受教育年限與家庭住房負債之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，這說明隨著戶主受教育水平的提高，家庭更傾向于增加住房負債。戶主健康狀況越好，住房負債越多。與農(nóng)村相比，城鎮(zhèn)家庭住房負債水平更高，這可能是由城鎮(zhèn)住房價格較高所致。家庭老人撫養(yǎng)比與家庭住房負債負相關(guān)，說明家庭老人撫養(yǎng)比越高，家庭的謹慎性動機更強導致家庭住房負債水平更低。家庭收入與家庭住房負債正相關(guān)，這可能是由家庭對未來預(yù)期更加樂觀所致。家庭凈資產(chǎn)回歸系數(shù)為負，說明家庭凈資產(chǎn)越高，住房負債越低。地區(qū)變量系數(shù)為負，說明東部地區(qū)比西部地區(qū)的家庭住房負債更低，這可能是由東部地區(qū)房價較高導致家庭資產(chǎn)水平較高所致。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

(三)不同生育偏好家庭的住房負債

表3聚集不同生育偏好對家庭住房負債的影響，那么從家庭層面出發(fā)，部分家庭較為偏愛男孩，部分家庭較為偏愛女孩，也有部分家庭對生育意愿沒有明顯偏好。為了探究不同生育偏好家庭的生育意愿與住房負債之間的關(guān)系，把樣本區(qū)分為偏好男孩家庭、偏好女孩家庭、無特殊偏好家庭三類：偏好男孩家庭是指家庭意愿生育男孩數(shù)量大于女孩數(shù)量的家庭；偏好女孩家庭是指家庭意愿生育女孩數(shù)量大于男孩數(shù)量的家庭；無特殊偏好家庭指家庭意愿生育男孩數(shù)量等于女孩數(shù)量的家庭。表4分別報告了偏好男孩家庭、偏好女孩家庭、無特殊偏好家庭意愿生育孩子數(shù)量與家庭住房負債之間的關(guān)系，可以看到偏好男孩家庭和無特殊偏好家庭的生育意愿越強，家庭住房負債水平越高，但是偏好女孩家庭的生育意愿與家庭住房負債水平卻并未呈現(xiàn)出顯著的相關(guān)關(guān)系，與表3中家庭意愿生育男孩數(shù)量提高了家庭住房負債水平的結(jié)果相一致。

表3 生育意愿影響家庭住房負債的回歸結(jié)果

表4 不同生育偏好家庭生育意愿影響住房負債的回歸結(jié)果

(四)性別差異研究

前述結(jié)果顯示，意愿生育孩子數(shù)量、意愿生育男孩數(shù)量與家庭住房負債之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，而意愿生育女孩數(shù)量與家庭住房負債不相關(guān)，即家庭意愿生育男孩、女孩數(shù)量對家庭住房負債的影響存在顯著差異，那么造成這種差異的原因是什么？從競爭性儲蓄理論出發(fā)，由于家庭更偏愛生育男孩，導致性別比例失衡，男孩較多家庭需要更多儲蓄獲得婚姻市場的競爭力，因此性別差異的背后可能存在著一定的文化與社會因素。CFPS數(shù)據(jù)庫詢問了“傳宗接代對您的重要程度”，使用Pro變量能夠較好地區(qū)分家庭性別異質(zhì)性，從而能夠?qū)π詣e差異進行分析。首先使用傳宗接代重要性對家庭意愿生育男孩數(shù)量、意愿生育女孩數(shù)量進行回歸，表5的列(1)和列(2)分別報告了回歸結(jié)果，可以看到傳宗接代重要性與家庭意愿生育男孩數(shù)量之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，而與家庭意愿生育女孩數(shù)量之間顯著負相關(guān)，表明傳宗接代觀念會加強家庭男孩生育意愿，削弱家庭女孩生育意愿，能夠較好地區(qū)分出家庭男孩、女孩生育意愿的差異。接下來使用傳宗接代重要性變量把樣本分為“傳宗接代重要”和“傳宗接代不重要”兩組進行分析，列(3)和列(5)為“傳宗接代重要”家庭，而列(4)和列(6)為“傳宗接代不重要”家庭，分組回歸后發(fā)現(xiàn)，“傳宗接代重要”家庭意愿生育男孩數(shù)量與家庭住房資產(chǎn)配置呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，同樣地，“傳宗接代重要”家庭意愿生育男孩數(shù)量與家庭住房負債之間也呈現(xiàn)顯著正相關(guān)。而在“傳宗接代不重要”的家庭中，家庭意愿生育男孩數(shù)量與家庭住房資產(chǎn)配置、家庭住房負債不相關(guān)，這說明傳宗接代觀念可能是影響家庭生育意愿性別差異并進一步影響家庭住房資產(chǎn)負債配置的根本因素。因此，H2得證。

(五)生育意愿與家庭住房負債屬性分析

現(xiàn)有文獻認為，家庭住房不僅具有消費屬性，同時具有投資屬性，家庭住房不僅可以用來居住，還可以用于投資，進行住房資產(chǎn)的保值增值。參照文獻中一般做法，將家庭首套房認為是消費性住房，而將兩套及以上的住房認定為投資性住房[3]。為研究家庭生育意愿所帶來的家庭住房負債上升主要是居住、上學等現(xiàn)實消費需求，還是未來結(jié)婚、資產(chǎn)升值等未來投資性需求，使用分組回歸的方式進行深入研究，表6列(1)～列(3)為僅有一套住房家庭生育意愿與家庭住房負債之間的回歸結(jié)果，列(4)～列(6)為多于一套住房家庭的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)家庭生育意愿與家庭住房負債的正相關(guān)關(guān)系僅在消費性住房(首套房)需求組顯著，而在投資性住房(兩套房及以上)需求組中并不顯著，因此與房價上漲促進投資性住房負債不同，居民生育意愿提高會顯著增加家庭消費性住房負債。因此，H3得證。

表5 生育意愿與家庭住房負債性別差異性回歸結(jié)果

表6 生育意愿與家庭住房負債用途異質(zhì)性回歸結(jié)果

(六)穩(wěn)健性檢驗

家庭生育意愿長期較為穩(wěn)定，而家庭住房負債水平則能夠在短期發(fā)生較大變化。因此，本文的研究不存在反向因果關(guān)系，但是為了防止出現(xiàn)遺漏變量等問題，需要進一步使用計量方法對內(nèi)生性進行處理。由于在CFPS數(shù)據(jù)庫中，僅有2018年問卷詢問了家庭生育意愿相關(guān)變量，本文無法運用面板回歸對內(nèi)生性進行處理，而是選擇工具變量的方式對遺漏變量等問題進行進一步討論與驗證。一般而言，相信風水的家庭較為傳統(tǒng)，而傳統(tǒng)家庭往往存在多子多福、偏愛男孩等觀念。Choi & Hwang[28]認為，雖然封建制度早已消除, 但是傳統(tǒng)觀念一定程度上依然扎根于人們的頭腦中，傳統(tǒng)生育觀念在一定時期、一定范圍和一定人群中將長期存在。胡榮、林彬彬[29]研究發(fā)現(xiàn)，女性對于傳統(tǒng)性別觀念越是贊成，生育意愿越強。因此，從文化角度出發(fā)以“您是否相信風水”這種傳統(tǒng)觀念作為家庭生育意愿的工具變量具有一定的合理性。此外，傳統(tǒng)觀念與家庭住房負債之間并無直接的關(guān)系，滿足工具變量的外生性假設(shè)。表7列(1)～列(3)分別為戶主相信風水與家庭意愿生育孩子數(shù)量、男孩數(shù)量、女孩數(shù)量之間的回歸結(jié)果，一階段回歸結(jié)果顯著為正，說明家庭風水信念與家庭意愿生育孩子數(shù)量之間存在顯著正向關(guān)系，列(4)～列(6)為家庭意愿生育孩子數(shù)量與家庭住房負債工具變量回歸結(jié)果，回歸結(jié)果均通過F值檢驗，工具變量回歸結(jié)果與前述結(jié)果基本一致，但不同的是，家庭意愿生育女孩數(shù)量與家庭住房負債之間的結(jié)果同樣顯著正相關(guān)，這可能是由于家庭意愿生育女孩數(shù)量由家庭意愿生育孩子數(shù)量與家庭意愿生育男孩數(shù)量做差得到，相對于直接詢問意愿生育女孩數(shù)量，這種間接的計算方式可能存在一定的測量偏差，使得該變量更接近于度量家庭意愿生育孩子數(shù)量，尤其是當意愿生育孩子數(shù)量遠大于意愿生育男孩數(shù)量時。

表7 采用工具變量的回歸結(jié)果

五、進一步分析

(一)家庭住房負債傳導機制研究

家庭生育意愿為什么會對家庭住房負債產(chǎn)生影響？根據(jù)競爭性儲蓄理論，家庭會為孩子的未來提前進行儲蓄。在中國，住房一直是居民最喜愛的資產(chǎn)，在我國房價連年攀升的背景下，住房不僅具有居住價值，還具有投資價值，家庭對住房資產(chǎn)進行配置一方面能解決下一代上學等現(xiàn)實問題，另一方面還可以使資產(chǎn)保值增值，因此對住房資產(chǎn)進行配置可能是家庭生育意愿影響家庭住房負債的重要渠道?？紤]到我國較多城市均有住房限購政策，家庭對于住房資產(chǎn)配置的選擇往往不是購買更多的住房，而是更換更高價值的住房，因此使用家庭住房資產(chǎn)價值的對數(shù)作為家庭住房資產(chǎn)配置變量進行中介效應(yīng)回歸，表8列(1)～列(3)為家庭意愿生育孩子數(shù)量與家庭住房負債之間的中介效應(yīng)回歸結(jié)果，列(4)～列(6)為家庭意愿生育男孩數(shù)量與家庭住房負債中介效應(yīng)回歸結(jié)果，家庭意愿生育孩子數(shù)量、意愿生育男孩數(shù)量與家庭住房資產(chǎn)價值密切相關(guān)，將家庭住房資產(chǎn)價值加入基準回歸方程?；貧w結(jié)果顯示，家庭意愿生育孩子數(shù)量和意愿生育男孩數(shù)量的系數(shù)顯著減小，說明意愿生育孩子數(shù)量和意愿生育男孩數(shù)量越多的家庭，會更多配置家庭住房資產(chǎn)導致家庭住房負債上升。

表8 生育意愿、住房資產(chǎn)配置影響家庭住房負債的回歸結(jié)果

(二)家庭住房負債資金渠道研究

前文的實證結(jié)果表明，家庭生育意愿的提高增加了家庭住房負債，那么家庭生育意愿主要是增加了從銀行獲得的負債資金，還是增加了從民間獲得的負債資金？為了研究家庭生育意愿是否對不同資金渠道的家庭住房負債存在異質(zhì)性影響，本文將家庭住房負債按照資金來源區(qū)分為家庭住房銀行負債和家庭住房民間負債，表9的列(1)和列(2)分別為家庭意愿生育孩子數(shù)量與家庭住房銀行負債、家庭住房民間負債之間的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，家庭意愿生育孩子數(shù)量顯著促進了家庭住房民間負債和家庭住房銀行負債。列(3)和列(4)披露了家庭意愿生育男孩數(shù)量與家庭住房銀行負債和家庭住房民間負債之間的關(guān)系。不難發(fā)現(xiàn)，家庭意愿生育男孩數(shù)量與家庭住房民間負債顯著正相關(guān)，而與家庭住房銀行負債不相關(guān)。列(5)和列(6)結(jié)果顯示，家庭意愿生育女孩數(shù)量與家庭住房銀行負債、家庭住房民間負債之間均不顯著。因此，男孩生育意愿顯著提高了家庭住房民間借貸。

表9 生育意愿影響家庭住房負債資金渠道的回歸結(jié)果

(三)異質(zhì)性分析

上述結(jié)果表明意愿生育孩子數(shù)量和意愿生育男孩數(shù)量越多，家庭住房負債水平越高，但是該效應(yīng)會因家庭特征不同而呈現(xiàn)差異。因此，對家庭異質(zhì)性分析能夠更加深入認識家庭生育意愿與家庭住房負債之間的關(guān)系。陳斌開、李濤[30]在對中國城鎮(zhèn)居民家庭資產(chǎn)負債現(xiàn)狀與成因的研究中指出，家庭收入越高，家庭資產(chǎn)越多，家庭負債水平就越低。因此，家庭收入與資產(chǎn)可能會影響家庭住房負債水平，而家庭人口特征與戶主健康狀況也是影響家庭負債的重要方面?；诖?，本文接下來從家庭收入與資產(chǎn)狀況、家庭小孩撫養(yǎng)比、戶主健康狀況三個方面進行分析，討論家庭生育意愿與家庭住房負債之間的異質(zhì)性關(guān)系。

表10分別報告了家庭收入、家庭小孩撫養(yǎng)比、戶主健康狀況異質(zhì)性分析的結(jié)果，列(1)在基準回歸的基礎(chǔ)上加入表示家庭收入的示性變量和家庭收入示性變量與意愿生育男孩數(shù)量的交乘項，發(fā)現(xiàn)交乘項的系數(shù)并不顯著，因此家庭生育意愿與家庭住房負債的正向關(guān)系并不會隨著家庭收入的不同而表現(xiàn)出明顯差異。同樣地，在對家庭總資產(chǎn)、家庭凈資產(chǎn)進行異質(zhì)性分析后，也得出相似的結(jié)果。列(2)中加入家庭小孩撫養(yǎng)比示性變量和家庭小孩撫養(yǎng)比示性變量與家庭意愿生育男孩數(shù)量的交乘項，回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，說明家庭小孩撫養(yǎng)比越高，家庭意愿生育男孩數(shù)量與家庭住房負債之間的經(jīng)濟意義越顯著，表明家庭在已經(jīng)撫養(yǎng)孩子的情況下，預(yù)期未來生育男孩數(shù)量越多，家庭住房負債水平依然越高。列(3)中加入表示戶主健康狀況的示性變量和戶主健康狀況示性變量與家庭意愿生育男孩數(shù)量的交乘項，回歸系數(shù)在5%的水平下顯著為正，說明戶主健康狀況越好，其家庭住房負債水平越高，這可能是由于家庭不需要較多的預(yù)防性儲蓄來應(yīng)對可能出現(xiàn)的健康風險。

表10 意愿生育男孩數(shù)量影響家庭住房負債異質(zhì)性回歸結(jié)果

綜上所述，家庭意愿生育男孩數(shù)量與家庭住房負債之間的關(guān)系會因家庭特征的不同而顯現(xiàn)出異質(zhì)性結(jié)果，高收入家庭與低收入家庭之間并無顯著差異，家庭小孩撫養(yǎng)比較高和戶主健康狀況較好的家庭，意愿生育男孩數(shù)量對家庭住房負債的影響更加顯著。

六、研究結(jié)論與啟示

近年來，我國家庭住房負債不斷上升，家庭住房負債的不斷上升不僅可能降低居民消費與福利水平，還可能導致金融系統(tǒng)性風險，增加宏觀經(jīng)濟脆弱性。因此，對影響家庭住房負債的因素進行深入研究，有利于增加對家庭住房負債趨勢的理解?；贑FPS2018年調(diào)查問卷，實證檢驗了家庭生育意愿對家庭住房負債的影響，并在此基礎(chǔ)上對生育預(yù)期性別差異進行了深入分析。

研究發(fā)現(xiàn)，家庭生育意愿與家庭住房負債之間存在顯著的正向關(guān)系，這種效應(yīng)會隨著生育意愿性別不同而存在顯著差異，家庭意愿生育男孩數(shù)量會顯著增加家庭住房負債，而意愿生育女孩數(shù)量與家庭住房負債之間并不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。在更換檢驗方法、進行內(nèi)生性處理以后，研究結(jié)論依然保持穩(wěn)健。進一步研究發(fā)現(xiàn)，“傳宗接代”觀念等文化與社會因素是影響家庭生育意愿性別差異并進一步影響家庭住房負債的根本因素。意愿生育男孩數(shù)量越多的家庭，會更多地配置家庭住房資產(chǎn)導致家庭住房負債上升。家庭生育意愿更高的家庭會選擇更換更大、價值更高的住房，增加了家庭消費性住房負債，而不是配置多套住房，提高家庭投資性住房負債。民間借貸是家庭住房負債攀升的主要資金渠道。異質(zhì)性研究表明，家庭意愿生育男孩數(shù)量對家庭住房負債的影響在不同收入和資產(chǎn)家庭之間并無顯著差異，對家庭小孩撫養(yǎng)比較高和戶主健康狀況較好的家庭更為顯著。

根據(jù)本文研究結(jié)果，提出如下兩點建議。

第一，在社會和個人層面加強男女平等宣傳，倡導社會關(guān)愛女性，提高女性家庭地位和社會地位，從社會話語權(quán)層面對女性權(quán)益進行保護。尊重女性生育意愿，維護女性生育自由權(quán)與女性生育自主權(quán)，樹立生男生女都一樣的生育觀，尊重生命自然選擇的結(jié)果。逐步摒棄傳統(tǒng)道德規(guī)范中的性別不平等現(xiàn)象，打破針對子女性別所存在的固定思維與觀念，逐步轉(zhuǎn)變“養(yǎng)兒防老”“傳宗接代”等不良傳統(tǒng)觀念，避免傳統(tǒng)落后的生育文化對家庭生育意愿的影響。

第二，從法律層面對女性進行保護，在就業(yè)、收入、待遇等方面促進男女平等，消除性別收入差距，提高女性經(jīng)濟地位與收入水平。提倡家庭雙薪收入，保障家庭男女經(jīng)濟地位平等。在女性生育期間，應(yīng)當通過設(shè)置留職帶薪、留職津貼、延長夫妻雙方的產(chǎn)假時間等方式，提高女性社會地位，維護女性收入穩(wěn)定性。確保男性對家庭生育所應(yīng)當付出的責任和義務(wù)，同時對生育家庭實施符合實際的配套措施與照顧計劃，如嬰幼兒的夫妻輪流照護等配套政策，特別是對家庭生育與嬰幼兒照料提供收入支持與社會肯定，為夫妻雙方養(yǎng)育孩子做好時間與物質(zhì)保障，為促進男女平等提供經(jīng)濟基礎(chǔ)與法律保障。提倡夫妻共同奮斗，共同買房，減輕男方家庭單獨承擔住房負債壓力，分散家庭住房負債風險。

注 釋：

①考慮到我國的二孩生育政策對家庭生育意愿的影響，用家庭意愿孩子數(shù)小于等于2的樣本進行檢驗，發(fā)現(xiàn)結(jié)果沒有顯著變化。