子女性別影響家庭的借貸行為嗎？

楊麗瑩 毛壹文 齊春宇

〔內容提要〕基于2017年中國家庭金融調查（CHFS）數據，實證研究子女性別對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生性問題。研究發現，在城市和農村，有男孩的家庭比只有女孩的家庭均持有更高的負債，平均高出31%-38%，且代際關聯度與家庭負債水平呈負相關，進一步通過Tobit回歸和更換解釋變量進行穩健性檢驗，所得結果與基準回歸方向一致。本文不僅有助于了解人口政策和經濟轉型進程中子女性別對家庭借貸的影響，還為中國家庭借貸差異提供了更豐富的微觀經驗證據。

〔關鍵詞〕家有男孩 子女性別 家庭借貸 負債

一、引言

家庭投資管理是實現家庭財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制之一，父母對子女的重視程度、期望不同以致采取不同的投資偏好。中國自古有“養兒防老”的文化傳統，折射出父母將撫養子女視為一種“投資”行為，且潛意識認為撫養男孩會獲得更多的回報，因此成年個體會針對家庭人口結構調整家庭資產配置以期獲得家庭財富最大化。據2021年第四季度《中國家庭財富指數調研報告》指出，房產對財富增加的貢獻不斷下降，金融投資對財富增加的貢獻不斷上升，家庭財富配置更加均衡穩定，由此可見疫情使家庭更注重投資管理，風險管理意識也有所加強，直接體現為投資方式上更加多元，線上理財需求增加，信貸作為家庭資產配置的一種手段，受到家庭投資者青睞的同時也受到學者的關注。甘犁等（2020）研究發現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，刺激未來家庭信貸規模的增加。顏志杰等（2005）實證分析得出上學子女數越多，農戶獲得非正規貸款的可能性越高，這是由于子女教育費用促使農戶提高借款成功率。張雅淋等（2020）從住房負債與非住房負債視角研究負債與消費的關系，實證結果顯示，負債家庭擁有顯著的消費相對剝奪，負債越高，抑制性越強。

2021年《中共中央國務院關于優化生育政策促進人口長期均衡發展的決定》中指出，實施積極生育政策以應對人口老齡化。張海峰（2019）研究表明生育政策的放開會影響家庭經濟決策，具體表現為子女數量與家庭儲蓄顯著負相關。二孩生育的實施使得家庭參與金融市場的概率顯著提高，其影響機制是子女數量增多使家庭由于即期和預期支出增加而面臨流動性需求。上述文章聚焦于生育政策與子女數量的聯系，但家庭子女性別結構隨生育政策也會發生變化，深層次研究不同地區子女性別偏好對家庭金融行為問題的影響為今后相關政策的制定提供科學依據。基于此，本文研究城市與農村子女性別差異對家庭借貸這一金融行為的影響。

二、文獻綜述

Campbell（2016）首次提出家庭金融的概念，他認為家庭金融應作為一個獨立的研究方向并指出家庭金融應主要包括家庭資產配置和家庭負債這兩個分支。根據2019年中國人民銀行調查統計司的調查數據可知，我國家庭負債特征分布較為明顯，主要集中在銀行放出的貸款，占總負債的76.0%。

關于家庭借貸的研究，多數學者主要從家庭收入、城鄉差異等微觀和宏觀影響因素及家庭決策者文化程度、家庭規模、家庭金融素養等人口學特征方面考慮。有研究證明家庭負債與家庭收入之間存在一定的相關性，也有文獻指出除了家庭收入，家庭成員人數以及房屋價值等與家庭負債顯著相關。Fabbri和Padula（2004）曾指出家庭規模與家庭負債之間有著顯著的正向相關關系。何麗芬等（2012）也同樣認為家庭規模與家庭負債之間存在正相關。金融素養可以降低家庭對于“負債性消費”的依賴程度，金融素養的提高，能更合理地優化資產配置結構。吳衛星和吳錕（2018）實證研究發現，金融素養高的居民家庭更可能持有負債和偏好通過正規渠道借貸，同時減少過度家庭負債。家庭借貸“有限參與”現象普遍存在，收入和房產市值高的家庭更傾向于持有負債。

在區域差異上，由于地區間經濟發展不平衡，西部地區家庭負債水平明顯高于東中部地區（陳斌開和李濤，2011）。微觀角度上，人口結構對家庭負債行為有顯著影響。常思浩（2021）基于家庭年齡結構這一人口學變量，通過研究發現老年撫養比和少兒撫養比對家庭負債意愿和負債規模顯著負相關。鄧鑫（2021）通過自然實驗（全面二孩政策的實行）及雙重差分模型進行估計，研究得出有新生子女的家庭平均債務水平更高。子女數量作為影響家庭規模的因素會對家庭負債產生影響，國內學者何光輝等研究發現城鎮家庭負債規模較大且主要集中于支持子女買房、子女教育及自身健康，而農村有更多家庭需要負債。綜上，學者對于子女性別的研究集中家庭資產配置，而對家庭借貸的研究集中于子女數量、家庭金融素養，從子女性別結構出發考慮者較少。因此，本文的創新點是在參考已有研究的基礎上，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構與家庭債務之間的關系。

三、數據和方法

研究使用數據來源于2017年中國家庭金融調查（CHFS）。該數據包括除新疆、西藏和中國港澳臺地區以外的29個省份，共有40011個家庭樣本。在數據處理過程中，本文選取以下家庭：（1）戶主已婚且有子女；（2）首胎子女年齡不超過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為10930，其中城市樣本為5158，農村樣本為5772。

本文核心解釋變量為是否為男孩家庭，即將有一個及以上男孩數量的家庭當作男孩家庭，只有女孩的家庭當作女孩家庭，并且著眼于家庭中最小一代子女的性別，與家庭實際情況更為接近。首先，通過分析家庭成員與戶主的關系來確定子女成員，但是CHFS數據中并沒有可以直接使用的關系變量，因此本文根據CHFS調查問卷中a1014（受訪者與戶主的關系）及a2001（家庭成員與受訪者的關系）兩個變量，來分析判斷家庭成員與戶主的關系。其次，由于其他關系不易分析，本文只保留受訪者與戶主關系為本人、配偶及子女的家庭樣本。具體方法如下：

當受訪者與戶主關系為本人時，選擇與其關系為子女和孫子/孫女的家庭成員。若與受訪者的關系為孫子/孫女，為減少祖孫關系的影響，本文修改戶主，即將有孫子輩家庭中與受訪者關系為兒子的成員設為戶主，同時只選取受訪者兒子數為1的家庭，確保只有一個戶主存在，來排除叔侄情況的干擾。

當受訪者與戶主關系為配偶時，家庭成員與戶主配偶的關系等同于與戶主的關系，因此與上一種判別方法相同。

當受訪者與戶主關系為子女時，與受訪者關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，再根據性別確定男孩家庭，最終得出男孩家庭占比為67%；同時根據年齡確定首胎，最終得出首胎子女性別比為110.7。主要變量的說明見表1。

本文使用OLS數據回歸方法，基本回歸模型為：

四、實證結果

（一）基準回歸分析

表2報告了基準模型的回歸結果，其中第（1）—（3）列是城市樣本的估計結果；第（4）—（6）列是農村樣本的估計結果；上述結果均控制了地區固定效應，并采用穩健異方差估計。

表2第（1）列考慮了解釋變量城市男孩家庭（havinson）以及戶主特征對家庭負債的影響，第（2）列和第（3）列分別在第（1）列的基礎上進一步控制了家庭特征和是否三代及以上家庭變量。從回歸結果來看，各列回歸系數均在5%的水平上顯著為正，（1）—（3）結果顯示，城市樣本中，有男孩的家庭相比只有女孩的家庭持負債大約高出31%-38%左右。這一現象可由男女家庭在婚姻市場受到的壓力不同來解釋，在控制家庭特征的情況下，男孩家庭出于結婚的需求，會增加對房屋和車輛等不動產的投資，以提高覓偶的競爭力。但是在當下中國社會，大部分男孩家庭持有較少的可支配資產，故傾向于銀行貸款和分期支付等主要手段進行資產積累，以致負債規模的擴大。此外，控制變量方面，第（2）列加入家庭凈資產對數和家庭總收入對數變量，分別在1%和5%的水平上顯著為正，表明在城市家庭中，家庭負債會隨凈資產的增加而增加。第（3）列加入是否為三代及以上家庭變量，進一步探究代際關系對家庭負債的影響，回歸結果顯示，家庭代數與家庭負債呈負相關，且在1%水平上顯著。據中國實情來看，主要是家庭中年長的一代人愿意為家庭提供經濟幫助，從而減少負債總額。

表2第（4）列研究農村男孩家庭以及戶主特征對家庭負債的影響，第（5）列和第（6）列在第（4）列基礎上逐步添加控制變量，回歸結果與城市家庭相似，在中國農村家庭，家有男孩會提高家庭負債總額大約33%-41%左右。控制變量方面，在農村家庭中，家庭負債會隨總收入的增加而減少，這與城鄉經濟發展差異有關。一方面，農村家庭相比于城市家庭，持有較少的風險資產，對貸款的需求也較低；另一方面，農村家庭更傾向于提高收入來滿足消費需求。此外，無論城市還是農村家庭，戶主的年齡、性別等因素對家庭負債影響不大，而健康程度對家庭負債有較大影響（在1%的水平顯著為負），表明戶主身體越健康，家庭負債會越少。

（二）穩健性檢驗分析

（1）Tobit歸并回歸檢驗

本文的被解釋變量為家庭總負債規模的對數，存在6729個家庭樣本總負債規模對數為0，此時被解釋變量lndebt的分布由一個離散點和一個連續分布組成，OLS基準回歸的結果可能因受限值0而產生誤差，因此本文使用Tobit模型對基準回歸結果進行穩健性檢驗。

采用左歸并回歸，糾正受限于左側的誤差。回歸結果與OLS基本方向一致，男孩家庭的負債高于女孩家庭。城市樣本中，男孩家庭比只有女孩的家庭持有負債高出85%，在5%水平上顯著；農村樣本中，男孩家庭比只有女孩的家庭持有負債高出30%，在10%水平上顯著。城鎮家庭因有男孩而增加負債的比例要顯著高于農村家庭（見表3）。

（2）更換被解釋變量

基準回歸中的yi指的是家庭總負債的對數，接下來我們將yi更換為是否持有負債這一虛擬變量來檢驗子女性別對家庭負債的影響。表4通過Probit回歸，匯報平均邊際效應，結果顯示城市與農村家庭的回歸結果均在10%的水平上顯著為正，表明對于男孩家庭樣本，有負債的家庭要比沒有負債的家庭高出6%—8%。說明本文的基準回歸結果是穩健的，即子女性別會影響家庭借貸行為，家有男孩會增加負債。

（三）工具變量（IV）回歸

由于計劃生育政策和傳統重男輕女思想，不少家庭仍有“生兒而止”的傳統，因而子女性別易受個人主觀操控，會導致遺漏變量偏誤，同時，子女性別和家庭負債也可能存在雙向因果關系。為解決可能的內生性問題，本文將首胎子女性別作為工具變量，分別對城市和農村家庭的負債情況進行估計，同時控制了與基準回歸中相同的特征變量和固定效應。表5的結果表明無論在城市還是農村，有男孩家庭要比只有女孩家庭負債總額高出37%，且在5%水平上顯著，工具變量回歸結果跟基準回歸結果非常接近。

五、結論及啟示

本文使用2017年CHFS數據研究子女性別對家庭借貸的影響，并將首胎子女性別比作為工具變量進行2SLS回歸，結論如下：第一，在城市和農村，男孩家庭相比只有女孩家庭均有更高的負債總額，表明子女性別是影響負債的關鍵因素；第二，無論城市還是農村，代際關系均與家庭負債呈負相關。本文基于一個新穎視角，從微觀角度上驗證了子女性別會造成家庭負債的高低，為影響家庭借貸因素的研究提供了新思路。同時也存在著一些不足：由于 CHFS中已公布的省級城市數據較少，本文難以結合城市層面數據（如性別比等）進行分析，故未從性別比失衡等角度深入研究子女性別對家庭借貸的影響。

男孩家庭較于女孩家庭持有更高的負債，很大一部分原因來自住房投資。魏下海和萬江滔（2020）發現地區性別比是影響家庭資產決策的重要變量，男孩家庭要比女孩家庭更傾向于投資住房資產，以此來“筑巢引鳳”，同時避免高風險的金融資產，建議政府采取措施優化國內房產市場，降低并穩定房價，使男孩家庭相對減輕一些購房的借貸壓力，擠出房貸泡沫，維護社會經濟的穩定。此外，本文研究發現代際關系與家庭負債呈負相關，這一發現挑戰傳統“養兒防老”觀念，有研究表明家庭的消費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支出。除卻信貸消費，長輩的代際財富支持在男孩家庭更為明顯，隨著老齡化程度的加重，應老年人普及基本金融知識，注重提高老年人的幸福感，發展適合老年人的保障體系。

本研究也具有較強的現實意義。隨著“全面三孩”政策的放開，大量關于生育二孩、三孩對家庭中女孩不利的討論甚囂塵上，從本文的結果來看，女孩家庭要比男孩家庭持有較少借貸，因此擁有更穩定的家庭財富，相較于男孩家庭，女孩家庭不必考慮買房婚娶等壓力，生活質量可以有進一步提升，當家庭的資源比較充足、家庭性別文化較為平等時，女孩可以獲得與男孩同樣、甚至更高的教育投資，進一步推動我國性別觀念的平等化，緩解性別失衡帶來的不利影響。

（作者單位：臨沂大學商學院）