住房財富效應(yīng)與居住模式對適齡人群生育意愿的影響研究

丁仁船， 鄔登輝， 蔡 弘

(1.安徽建筑大學(xué) 城市管理研究中心，安徽 合肥 230009；2.安徽建筑大學(xué) 公共管理學(xué)院，安徽 合肥 230009)

2021年公布的第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，我國人口出生率相較于2010年“六普”時期進一步下降，截至2020年總和生育率僅為1.3，低于世代更替水平，進入1.5以下的“低生育率”區(qū)間[1]。雖然我國2016年實施了全面二孩的人口政策，但根據(jù)國家統(tǒng)計局調(diào)查顯示，生育政策的調(diào)整并未緩解我國人口生育率下降的趨勢，出生人口數(shù)量進一步下降的態(tài)勢明顯。面對適齡生育人口低生育率現(xiàn)狀，通過住房、教育、收入等多種渠道提高適齡人口生育意愿成為學(xué)術(shù)界的普遍共識。

生育意愿是適齡生育人群是否進行生育行為的直接體現(xiàn)，對適齡生育人群的預(yù)期生育行為起著決定性作用，因此對影響適齡生育人群的生育意愿因素進行分析，有利于發(fā)現(xiàn)當(dāng)下低生育意愿的原因，從根本上解決人口出生率過低的問題。近些年來伴隨著社會經(jīng)濟水平的發(fā)展，適齡生育人群的生育意愿由原來的內(nèi)生驅(qū)動逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)橥獠可鐣?jīng)濟刺激驅(qū)動，生育行為也從“生活必需品”轉(zhuǎn)向“成本-收益”決策，生育意愿受到住房、收入、社保等諸多外在因素影響[2]。伴隨著近些年來商品住房價格的快速增長，高房價的“雙刃性”對于適齡生育人群生育意愿的影響日益突出，住房的財富效應(yīng)通過住房面積、住房產(chǎn)權(quán)等多種形式對人們的生育意愿產(chǎn)生影響。另一方面，住房作為家庭共同生活的載體，家庭居住模式的差異對適齡生育人群生育意愿也具有一定影響。因此，從住房財富效應(yīng)以及家庭居住模式的角度探討適齡生育人群生育意愿，提出改善適齡生育人群住房狀況的相關(guān)建議，對提高適齡人群生育意愿具有重要意義。

一、文獻回顧

根據(jù)邊際孩子合理選擇理論，認(rèn)為生育意愿是由家庭生育成本和孩子家庭效用二者間的平衡關(guān)系所決定，而房價的上漲會導(dǎo)致生育成本的增加，增強生育負(fù)效用，從而降低適齡人群的生育意愿[3]。Becker的新家庭經(jīng)濟學(xué)認(rèn)為，城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展差異衍生出的城鄉(xiāng)房產(chǎn)價格差異是導(dǎo)致城鄉(xiāng)生育率差異的重要原因，較高的房產(chǎn)價格抑制了城市育齡人群的生育意愿[4]。原因在于，購房支出的增加會擠壓生育支出，從而降低人們的生育意愿，因此房價越高對于家庭人口總數(shù)產(chǎn)生擠出效應(yīng)越明顯，但從房屋產(chǎn)權(quán)來看，房價的變動會提高自有產(chǎn)權(quán)人群的生育意愿，而對租住人群不會產(chǎn)生影響[5]。另一方面，房價對于擁有不同住房需求家庭的生育意愿影響呈現(xiàn)差異，房價上漲會降低首套房家庭或非首套房家庭的生育意愿，但對于有換房需求家庭而言，房價上漲會增強其生育意愿[6]。Lin等認(rèn)為不同的住房狀況下的適齡生育人群生育意愿具有差異，租住家庭相較于自住家庭生育推遲明顯，而與親人同居則可有效提前生育行為[7]。國外對于住房與生育意愿之間的研究起步早、研究深，對我國研究具有較大的參考與借鑒意義，但由于國內(nèi)外在學(xué)區(qū)房、公租房等方面差異明顯，因此國外研究可以為本次研究提供堅實的理論基礎(chǔ)而不能照搬。

國內(nèi)多數(shù)研究表明住房價格、房屋產(chǎn)權(quán)、住房面積等因素對生育意愿有著一定影響，住房狀況與生育意愿之間存在邏輯關(guān)聯(lián)[8]。房價上漲，適齡生育人群二孩生育意愿明顯降低，房價平均上升1%，總和生育率則會下降0.45%[9]，原因在于房價上漲間接提高了適齡生育家庭的生育成本與撫養(yǎng)成本[10]，導(dǎo)致在房價高峰期購買房屋的家庭會推遲其生育決策，降低其生育意愿[11]。從房產(chǎn)擁有數(shù)量來看，房價上漲，會降低無房產(chǎn)家庭和只擁有一處房產(chǎn)家庭生育意愿，而擁有超過兩處房產(chǎn)人群的生育意愿則保持穩(wěn)定[12]。從房屋產(chǎn)權(quán)來看，自有住房家庭的生育意愿高于租住家庭，并且隨著自有產(chǎn)權(quán)房屋數(shù)量的增加，生育意愿也會逐漸增強[13]。從住房面積來看，生育數(shù)量與住房面積呈正相關(guān)，因此可以通過為有生育需求的家庭置換更大面積的住宅來提高適齡人群的生育意愿[14]。家庭居住模式作為住房狀況的重要組成部分，對適齡人群生育意愿也具有顯著影響，父母的生育性別偏好、生育行為會通過代際同居過程中的代際壓力傳導(dǎo)至適齡生育人群從而對適齡生育人群的生育行為以及生育偏好產(chǎn)生影響[15]，代際同居家庭的生育行為會早于非代際同居家庭，并且代際同居家庭生育性別偏好為男，而非代際同居家庭生育性別偏好為女[16]。已有研究表明，生育意愿除了受到自身職業(yè)、收入等經(jīng)濟因素影響外，內(nèi)部主觀生育思想也起著重要影響，存在一部分人因為“生一個孩子很好”這個觀念而拒絕生二胎或三胎[17]。

當(dāng)下國內(nèi)學(xué)者對于住房與生育意愿之間的關(guān)聯(lián)進行了大量的探討，但存在一定的不足。一方面，住房決策與生育意愿之間的關(guān)系并不明確，大量研究表明房價上漲可能會抑制生育意愿，但也存在增強生育意愿的可能，原因在于不同收入家庭對于房價上漲所帶來家庭財富變動存在差異；另一方面，對住房與生育意愿之間的關(guān)聯(lián)研究使用的樣本數(shù)量較少且樣本存在局限性，難以精準(zhǔn)分析住房與生育意愿之間的關(guān)系，并且當(dāng)下研究多從宏觀角度對住房與生育意愿之間的關(guān)系進行了探討，缺乏從家庭微觀決策角度對住房與生育意愿進行分析。因此，本文使用2018年CGSS數(shù)據(jù)，從適齡生育人群視角，綜合房價、產(chǎn)權(quán)等多個方面建立住房狀況研究體系，基于該體系使用OLS線性回歸模型對住房狀況與生育意愿之間的關(guān)聯(lián)機制進行了研究，在加入個體因素變量和區(qū)分生育兒童性別后，進一步分析了在不同住房狀況中，不同收入、學(xué)歷以及生育孩子性別差異所體現(xiàn)出的生育意愿差異。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

Leibenstein在1957年基于經(jīng)濟學(xué)的價格理論對生育問題進行了分析，他將孩子看成消費品，會對父母產(chǎn)生正負(fù)兩種效用影響，一個是父母為孩子所付出的時間、精力與費用成為孩子撫育的成本所產(chǎn)生的生育負(fù)效用；另一個是在撫育孩子過程中增強家庭內(nèi)部關(guān)聯(lián)、維持婚姻穩(wěn)定性及提高家庭幸福指數(shù)所帶來的正效用。近些年來，伴隨著房價上漲所帶來的財富增值，一部分居民的住房不動產(chǎn)投資所帶來的收益改善了家庭經(jīng)濟狀況，提高了家庭對于生育成本的承擔(dān)能力，同時，伴隨著家庭財富的增加，通過生育以維系家庭紐帶、維護夫妻感情成為中產(chǎn)階級家庭的重要選擇。因此，從經(jīng)濟的角度來看，住房價格的上漲，增強了有房產(chǎn)家庭的抗生育風(fēng)險的能力，提高了家庭承擔(dān)生育成本的能力。因此提出如下假設(shè)：

H1a：房價上漲，自有產(chǎn)權(quán)房屋價值上漲會提高適齡人群生育意愿；

H1b：房屋面積對生育意愿具有顯著影響。

適齡人群的生育決策不僅受到自身經(jīng)濟狀況的影響，財富代際的流動也是適齡人群生育決策的重要考慮。根據(jù)John Caldwell(1976)的代際財富流動理論，財富的代際流動會抑制適齡人群的生育意愿。當(dāng)下第三消費時代，呈現(xiàn)出感性化、小眾化以及發(fā)展型消費特征，導(dǎo)致當(dāng)下適齡生育人群在進行生育決策時會更加在乎個人財富的分配以及流動，而房屋作為重要的不動資產(chǎn)，其使用價值以及增值屬性的歸屬對于適齡生育人群的生育決策有著重要的影響。因此，基于理性經(jīng)濟選擇，適齡生育人群會將房屋產(chǎn)權(quán)視為自己的私人財產(chǎn)以滿足個體消費以及發(fā)展需求，因而偏好生育女孩避免財富進行代際流動。提出如下假設(shè)：

H2a：擁有房屋產(chǎn)權(quán)的適齡人群生育意愿較高；

H2b：擁有房屋產(chǎn)權(quán)的適齡生育人群偏向生育女孩。

在當(dāng)代中國，受傳統(tǒng)孝文化的教育以及對原生家庭的尊重，即便子女成家與父母之間的代際關(guān)聯(lián)依然緊密，依據(jù)緊密的程度不同被劃分為以夫妻為家庭主導(dǎo)的主干家庭和以父母為家庭主導(dǎo)的核心家庭兩種模式。Waynforth(2012)通過對英國婚育人群調(diào)研發(fā)現(xiàn)，主干家庭的生育行為要高于核心家庭，父母的生育意愿通過情感性壓力傳遞給子女，因此與父母聯(lián)系的緊密、居住的遠(yuǎn)近等因素會對適齡生育人群生育動因產(chǎn)生重要影響[18]。同時，父母的性別生育偏好會通過情感表達和代際權(quán)威轉(zhuǎn)化為子女的生育壓力，成為適齡生育人群需要履行的主觀和客觀上義務(wù)[19]。提出如下假設(shè)：

H3a：在控制其他條件的情況下，與父母同居會增加適齡人群的生育意愿；

H3b：父母自身的性別偏好會顯著影響適齡人群的生育性別偏好。

三、研究設(shè)計

(一)研究方法

本文設(shè)定的OLS線性回歸模型重點在于檢驗住房財富效應(yīng)、居住模式與生育意愿之間的關(guān)系。模型設(shè)定如下：

Yi=yi+ei=α+β1x1+β2x2+β3x3+

β4x4+ηixi+ei

(1)

其中，Yi表示育齡人群i的真實生育意愿；X1～X4分別表示四個解釋標(biāo)量，分別為房屋面積、房屋產(chǎn)權(quán)、是否與配偶同居、是否與父母同住，Xi表示控制變量，α表示常數(shù)項，ei表示隨機干擾項，β1～β4和ηi分別表示對應(yīng)變量的系數(shù)。

(二)數(shù)據(jù)來源及變量處理

本次研究使用的數(shù)據(jù)來源于中國綜合社會調(diào)查(CGSS)，該調(diào)查作為我國較早進行的學(xué)術(shù)調(diào)查項目，具有全國性、綜合性和連續(xù)性的特點，被廣泛運用于研究我國社會問題。CGSS調(diào)查數(shù)據(jù)以17—117歲的年齡人口為調(diào)查對象，對被調(diào)查者的個人狀況、住房狀況以及生育意愿等進行了細(xì)致、詳實、可靠的調(diào)查。本文選取2018年的調(diào)查數(shù)據(jù)進行研究，同時，結(jié)合各地市2017年統(tǒng)計數(shù)據(jù)中商品房價格數(shù)據(jù)作為本次研究的補充數(shù)據(jù)。通過篩選、剔除等方法得到有效樣本4904個。

由于大部分個體是在完成必要的學(xué)業(yè)后才會考慮個人婚姻問題，而生育又滯后結(jié)婚，因此本文借鑒張暉等學(xué)者的做法[20]，從兩方面考慮將育齡界限劃分為17歲至50歲，作為本文的考察對象。一方面考慮到受到三孩政策等生育政策的影響，高齡產(chǎn)婦數(shù)量會有所增加；另一方面考慮到存在一部分大齡男性仍然具有生育意愿。同時鑒于受調(diào)查樣本中生育孩子意愿數(shù)、生育男孩意愿數(shù)和生育女孩意愿數(shù)超過3個的樣本數(shù)量較少，為避免極端值影響，因此將生育孩子意愿數(shù)、生育男孩意愿數(shù)和生育女孩意愿數(shù)超過3個的均賦值為3。

被解釋變量：生育意愿。在CGSS調(diào)查問卷中，將問題“如果沒有政策限制的話，您希望有幾個孩子？”和“現(xiàn)有孩子數(shù)量”之間的差額作為生育意愿的代替變量進行考察。此外，本文還將通過使用“生育男孩意愿數(shù)量”和“現(xiàn)有男孩數(shù)量”之差和“生育女孩意愿數(shù)量”和“現(xiàn)有女孩數(shù)量”之差兩個因變量來考察不同房屋狀況中適齡生育人群的生育性別偏好及其影響因素。

核心解釋變量：住房狀況及居住模式。本次研究的核心解釋變量住房狀況包括房屋面積、房屋產(chǎn)權(quán)、是否與配偶同居、是否與父母同居四個方面。房屋面積，來源于問題“您現(xiàn)在住的這座住房的套內(nèi)建筑面積是(平方米)”，為數(shù)值型變量；房屋產(chǎn)權(quán)，來源于問題“您現(xiàn)在這座房子的產(chǎn)權(quán)屬于誰”，將“自己所有”“配偶所有”“子女所有”“父母所有”視為擁有自己住房，賦值為1，將“其他家人所有”“租來的”“其他情況”視為無自有住房，賦值為0；是否與配偶同居，來源于問題“現(xiàn)在您和您的配偶或同居伴侶住在一起嗎”，將“住在一起”“不住在一起，但在一個城市”視為同居，賦值為1，將“不住在一起，在同一省的不同城市”“不住在一起，在不同省”“不住在一起，在不同國家”“不知道”視為未同住，賦值為0；是否與父母同住，來源于問題“目前是否與您同吃同住？”和“請問他們是您的？”，將回答“吃住都在一起”或“住在一起，但吃不在一起”，“父母”或“配偶父母”的視為與父母同住，賦值為1，其余回答視為未與父母同住，賦值為0。

控制變量，根據(jù)現(xiàn)有研究文獻，本文還選擇以下變量為控制變量：個體社會特征使用被調(diào)查者的年齡、性別、婚姻、受教育程度；家庭經(jīng)濟特征使用家庭年收入對數(shù)[21]；由各地區(qū)統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)得出的各地區(qū)商品房價格對數(shù)。

以上變量的處理結(jié)果、含義和描述性統(tǒng)計見表1。

表1 樣本描述統(tǒng)計表

四、實證結(jié)果以及分析

(一)基準(zhǔn)回歸

根據(jù)理論假設(shè)和公式(1)，本文采用OLS回歸對模型進行估計，估計結(jié)果如表2所示。

表2 基準(zhǔn)回歸

從第(1)到第(2)列來看，住房狀況中房屋產(chǎn)權(quán)、房屋面積對生育孩子意愿數(shù)具有顯著促進作用，但兩者對于生育意愿數(shù)的影響系數(shù)呈波動降低態(tài)勢。在(1)列中，房屋面積對生育孩子意愿數(shù)的影響系數(shù)為0.283，即房屋面積每增加一個單位，生育意愿會增加0.283個單位，(2)列中加入房屋產(chǎn)權(quán)后，房屋面積對生育孩子意愿數(shù)的影響系數(shù)上升至0.287，房屋產(chǎn)權(quán)對生育孩子意愿數(shù)的影響系數(shù)為0.123，即相較于他人產(chǎn)權(quán)，自有產(chǎn)權(quán)房屋的適齡生育人群的生育孩子意愿數(shù)為0.123個單位。在(3)至(4)列分別加入是否與配偶同居和是否與父母同住后，是否與配偶同居、是否與父母同住二者對生育孩子意愿數(shù)皆呈顯著正向影響，其中在(3)列中，加入是否與配偶同居后，房屋面積和房屋產(chǎn)權(quán)影響系數(shù)分別下降為0.152、0.019，是否與配偶同居對生育孩子意愿數(shù)的影響系數(shù)為0.218，即與配偶同居的適齡生育人群相較于未與配偶同居的適齡人群的生育孩子意愿數(shù)為0.218個單位，在(4)列增加是否與父母同住后，房屋面積、房屋產(chǎn)權(quán)以及是否與配偶同居影響系數(shù)皆下降，分別為0.139、0.024和0.207，而與父母同住的適齡生育人群相較于未與父母同住的適齡生育人群生育孩子意愿數(shù)為0.211個單位，并且是否與父母同住的影響系數(shù)為最高，即與父母同住對生育孩子意愿數(shù)的影響相較于房屋面積、房屋產(chǎn)權(quán)以及與配偶同居更強。

(5)列中控制了其他變量后，房屋面積、房屋產(chǎn)權(quán)、是否與配偶同居以及是否與父母同住皆通過了顯著性檢驗，即對生育意愿具有顯著正向影響，其中，房屋面積、是否與配偶同居以及是否與父母同住影響系數(shù)上升，但是否與父母同住影響系數(shù)依然為最高，房屋產(chǎn)權(quán)影響系數(shù)下降，故房屋面積對生育意愿具有顯著促進作用，假設(shè)H1b成立，同時，自有產(chǎn)權(quán)的適齡生育人群的生育意愿高于他人產(chǎn)權(quán)的適齡人群生育意愿，假設(shè)H2a成立，擁有房屋產(chǎn)權(quán)會提高適齡生育人群的生育意愿。在控制變量中，年齡、婚姻、年收入對數(shù)通過顯著性檢驗并呈正向相關(guān)影響，性別、受教育程度、房價對數(shù)呈顯著負(fù)相關(guān)影響。由此可知，當(dāng)下，低生育人群呈現(xiàn)出高房價地區(qū)受過高等教育的女性人群特征，而富裕已婚人群隨著年齡的增長生育意愿會逐漸提高。

基于上述回歸結(jié)果，為進一步檢驗住房財富效應(yīng)的影響，加入了房價與房屋面積、房屋產(chǎn)權(quán)的交互項，檢驗由于房價變動所產(chǎn)生的財富效應(yīng)對不同住房狀況的適齡生育人群的影響。結(jié)果見表3，加入交互項后，在(1)和(2)列中自變量的系數(shù)和方向沒有發(fā)生顯著變化，但基于房屋產(chǎn)權(quán)進行分類回歸后，自變量的系數(shù)和方向發(fā)生顯著變化。

表3 住房財富效應(yīng)回歸

在(1)列中，房價與房屋面積、房價與住房產(chǎn)權(quán)二者的交互項通過顯著性檢驗并為正相關(guān)，是否與配偶同居和是否與父母同住皆呈顯著正相關(guān)，表明房價的上漲對于住房面積較大且自有產(chǎn)權(quán)的適齡生育人群的生育意愿具有明顯的促進作用，同時，是否與配偶同居、是否與父母同住對生育意愿也呈顯著正相關(guān)，但是否與父母同住的影響系數(shù)更大為0.340，即代際壓力對于當(dāng)下適齡人群生育意愿的影響相較于其他因素影響較強。在(2)列加入控制變量后，四個變量依然顯著且為正向影響，是否與父母同住影響系數(shù)仍然為最高。在(3)列和(4)列中，住房為他人產(chǎn)權(quán)，房價與房屋面積交互項、是否與配偶同居對生育意愿呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)，影響系數(shù)分別為-0.215、-0.114，并且在加入控制變量后抑制作用進一步提高，而是否與父母同住為顯著正相關(guān)，在加入控制變量后影響系數(shù)提高至0.312。在(5)列和(6)列中，住房為自有產(chǎn)權(quán)，房價與房屋面積交互項對生育意愿具有顯著促進作用，住房的財富效應(yīng)凸顯，而是否與配偶同居、是否與父母同住對生育意愿皆呈現(xiàn)顯著正向影響，在加入控制變量后，三個變量的系數(shù)和方向保持穩(wěn)定。綜上，住房財富效應(yīng)對自有產(chǎn)權(quán)的適齡生育人群具有正向促進作用，而對他人產(chǎn)權(quán)則具有負(fù)向影響，并且與父母同住對增強生育意愿影響強烈，故假設(shè)H1a成立，房價上漲對自有產(chǎn)權(quán)住房的適齡生育人群的生育意愿具有促進作用。

(二)生育性別差異分析

首先，分別使用“生育男孩意愿”和“生育女孩意愿”作為生育意愿的替代變量，考察住房財富效應(yīng)和居住模式對生育性別意愿影響的差異性，估計結(jié)果如表4所示。

從表4的(1)至(2)列可以看出，在使用“生育男孩意愿數(shù)”作為生育孩子意愿數(shù)的代理變量時，當(dāng)不控制其他變量時，房價與房屋面積的交互項、房價與住房產(chǎn)權(quán)的交互項、是否與配偶同居和是否與父母同住四個變量皆呈顯著正相關(guān)，控制了其他變量后，四個變量影響系數(shù)依然為正，但影響系數(shù)有所提高，分別為0.118、0.105、0.106、0.350。在使用“生育女孩意愿數(shù)”作為生育孩子意愿數(shù)的代理變量時，結(jié)果如表4第(3)和(4)列所示，房價與房屋面積的交互項、房價與住房產(chǎn)權(quán)的交互項、是否與配偶同居和是否與父母同住四個變量皆呈顯著正相關(guān)具有顯著正向影響，增加控制變量后，影響系數(shù)和方向保持穩(wěn)定，故擁有房屋產(chǎn)權(quán)的適齡生育人群偏向生育女孩，假設(shè)H2b成立。由此可以看出，住房的財富效應(yīng)和居住模式對于生育性別具有顯著差異，其中住房財富效應(yīng)偏向增強生育女孩的意愿，而在住房模式中，主干家庭偏向于生育男孩，核心家庭則偏向于生育女孩，原因在于生育的代際壓力對當(dāng)代生育人群依然存在，父代的性別歧視會通過代際壓力傳遞至子代，從而導(dǎo)致與父母同住的適齡生育人群對于男孩女孩的生育意愿存在較大差異，因此與父母同住會增強適齡人群的生育意愿，并影響適齡生育人群的生育偏好，假設(shè)H3a和H3b成立。

表4 生育意愿的性別差異檢驗

(三)分年齡段生育次序分析

通過對適齡生育人口的生育年齡進行劃分，采用二元Logistic回歸，以檢驗在不同年齡段住房財富效應(yīng)與居住模式對不同年齡段適齡生育人口的生育意愿。

通過回歸分析，結(jié)果如表5所示。在不同年齡段住房財富效應(yīng)與居住模式對適齡人口的生育意愿具有差異性。首先，在17-25歲低生育年齡段中，生育意愿主要受到與父母同住影響，與父母同住的適齡生育人群比未與父母同住的適齡生育人群的生育意愿高0.27個單位，與配偶同居也會提高適齡生育人群生育意愿0.105個單位；其次，在25-35歲中生育年齡段中，住房財富效應(yīng)與居住模式對生育一孩與二孩具有顯著影響，并具有促進作用，其中在促進一孩生育意愿中，房價與房屋面積的影響系數(shù)最大為0.356，與父母同住對生育二孩的影響系數(shù)最大為0.216；最后，在35-50歲高生育年齡段中，與配偶同住對其生育意愿影響最大，對生育一孩的影響系數(shù)為0.287、生育二孩的影響影響系數(shù)為0.387，其中房價與房屋面積的交互項對生育三孩具有顯著正向影響，影響系數(shù)為0.011。

表5 生育意愿分年齡段生育次序

綜上所述，住房財富效應(yīng)主要影響中生育年齡段和高生育年齡段人群，居住模式則主要影響低年齡段和中生育年齡段人群。低年齡段生育人群受經(jīng)濟社會發(fā)展影響，主要以工作為主，因此其生育意愿主要受代際壓力影響；中年齡段的生育人群受到住房財富效應(yīng)影響，提高了其生育成本承擔(dān)能力以及代際壓力因素影響，因此在財富效應(yīng)與父輩影響下，其一孩與二孩生育意愿較高；高年齡段生育人群，主要受配偶同居影響，在生育年齡末尾未生育人群會進行補償型生育，挽救未生育遺憾，并且財富效應(yīng)會增強其三孩生育意愿。

(四)穩(wěn)健性檢驗

本文通過改變估計模型的方法進行穩(wěn)健性檢驗。由于生育孩子數(shù)量意愿等變量為數(shù)值型變量，因此采用線性模型進行估計可能存在結(jié)果不一致性問題，因此采用改變估計模型的方法進行穩(wěn)健性檢驗。使用泊松模型進行估計，結(jié)果如表6所示。

從表6的第(1)列可以看出，在不控制其他變量時，房價與房屋面積的交互項、房價與住房產(chǎn)權(quán)的交互項、是否與配偶同居和是否與父母同住四個變量與生育孩子意愿數(shù)之間均具有顯著正向影響。控制了其他變量后，四個變量依然在顯著水平5%以上，并且變量系數(shù)分別為0.108、0.253、0.185、0.231。結(jié)果表明住房狀況對生育孩子意愿數(shù)的影響具有穩(wěn)健性。

表6 泊松回歸

五、結(jié)論及建議

(一)結(jié)論

本文使用CGSS2018年數(shù)據(jù)，通過實證檢驗，發(fā)現(xiàn)房屋的財富效應(yīng)和居住模式對于生育意愿具有顯著影響，并通過改變估計模型的方法驗證了結(jié)果具有穩(wěn)健性。伴隨著住房財富正向效應(yīng)的增強可以有效提高適齡生育人群的生育意愿，并且是否擁有房屋產(chǎn)權(quán)是住房財富發(fā)揮正向效應(yīng)的關(guān)鍵因素，否則房價的上漲將會產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，抑制適齡人群的生育意愿。在居住模式中，配偶同居與代際支持對適齡人群的生育意愿影響存在差異，配偶同居對于生育意愿影響弱于代際支持，顯示出當(dāng)下代際支持是適齡生育人群是否進行生育行為的重要動因，但也應(yīng)該看到，適齡生育人群生育自主性會隨著受教育水平的提高而削弱代際生育壓力的影響。另一方面，當(dāng)下適齡生育人群存在明顯的生育性別偏好，住房財富正向效應(yīng)會增強適齡生育人群生育女孩的意愿，并且隨著年齡的增加財富效應(yīng)逐漸增強，并且核心家庭偏向于生育女孩，而與父母同居的適齡生育人群則受到父代生育偏見影響，生育男孩的意愿較高，導(dǎo)致在主干家庭中更偏向于生育男孩。

(二)建議

生育意愿降低是導(dǎo)致我國人口出生率降低的重要因素，不僅會加速我國人口老齡化，而且對于經(jīng)濟是否能夠保持高質(zhì)量發(fā)展起著關(guān)鍵影響。雖然我國生育政策及其配套政策在不斷調(diào)整與完善，但基于住房狀況角度提高適齡人群生育意愿的措施存在一定不足，可以在從下三個方面進行完善：

1.合理控制房價上漲，增加保障性住房供給。雖然當(dāng)下已有研究表明房價上漲會抑制適齡人群生育意愿，但也應(yīng)注意到有房者受房價上漲所帶來的財富增值從而增加了其生育意愿，房價上漲為有房產(chǎn)者提供了除工資、理財?shù)仁杖雭碓匆酝獾呢敻辉鲋登溃龠M了有房者的財富積累，因此合理控制房價上漲促進有房產(chǎn)者財富增值，提高其抵抗生育風(fēng)險的能力是提高生育率的重要途徑之一；另一方面，政府應(yīng)為無房產(chǎn)的適齡生育人群提供生育住房保障，如通過公租房、廉租房等多種形式的住房供給為其進行生育行為提供良好的住房條件，以解決其無處安居所產(chǎn)生的生育焦慮。

2.多種渠道改善住房條件，提高人群住房舒適滿意度。當(dāng)下適齡生育人群以80后、90后為主，其對于住房條件的需求與其父輩呈現(xiàn)出更高要求，更關(guān)注住房產(chǎn)權(quán)、住房面積以及住房擁有數(shù)量。因此，政府應(yīng)在城市中擴大保障性房屋數(shù)量，以彌補由于適齡生育人群無法獲得商品房產(chǎn)權(quán)所產(chǎn)生的住房焦慮；其次，進一步規(guī)范住房公攤面積、陽臺面積等住宅面積，以提高實際住房面積，提高住房舒適度以增強適齡人群生育意愿；最后，通過房屋貸款、生育補助、降低首付比等多種渠道為生育家庭提供住房購買支持，以增強其再生育意愿和激勵未生育家庭進行生育。

3.鼓勵代際同居，提倡子女就近與父母同住。由于受到工業(yè)化、現(xiàn)代化社會發(fā)展，大多數(shù)家庭已從主干家庭走向核心家庭模式，尤其是在子女逐漸長大成人脫離父母的家庭轉(zhuǎn)型期，因此應(yīng)重塑家庭結(jié)構(gòu)，鼓勵成人或已婚家庭與父母同住，回歸大家庭模式。一方面伴隨著父母老去，代際居住有利于子女就近照顧父母，同時父母也可為子女承擔(dān)一定的家務(wù)勞動，減輕子女生活負(fù)擔(dān)；另一方面，代際同居有利于加強家庭親情，促進代際情感交流，既解決了父母的生活孤獨感，也可以有效緩解子女在現(xiàn)代社會中的工作壓力，增強適齡人群的生育意愿。