在1980年全国推行独生子女政策(一对夫妻生育一个孩子)之前，很多地方允许家庭生育多个孩子。即使在独生子女政策实施之初，双独两孩政策(夫妻双方为独生子女的家庭可以生育两个孩子)就已经开始实施。在一些特定地区和特定人群，计生政策依然允许生两个孩子。即使在执行独生子女政策的时期，不符合上述政策照顾的家庭中依然有一些生育多个孩子，但需要缴纳社会抚养费。这样，大概有2/3的中国夫妇不受独生子女政策的限制(Feng, et al., 2012)。因此，全国推行独生子女政策期间有很多家庭生育了两个及以上的孩子。2010年全国人口普查数据表明，全国有儿童(0—17岁)家庭占总家庭的46%，只有1个儿童的家庭约占2/3，有两个儿童的家庭占27%，另有6.6%的家庭有3个或更多的儿童；城镇只有1个儿童的家庭超过3/4，而农村该比例不到60%(陈卫等，2014)。2013年，党的十八届三中全会提出启动实施单独两孩的政策，以及2016年实施全面两孩政策，将会使中国多子女家庭数量上升。多子女家庭的住房选择行为与独生子女家庭存在明显的不同，前者的增长将会影响到城市住房需求总量和结构的改变，进而影响住房市场的发展及其相关政策。

已有研究对孩子数量、性别和住房选择关系的探讨尚欠深入。除了房价和收入外，偏好会影响住房服务需求，而家庭规模和家庭结构是影响住房偏好的重要因素(Muth, 1960; Olsen, 1969)。根据生命周期理论，孩子的出生及其数量将影响家庭规模和稳定，进而导致住房数量、质量、区位和产权的需求发生变化(Rossi, 1955; Clark & Dieleman, 1996)。该理论认为典型的住房历程为成年的子女搬出父母所在的独栋住宅，在外面租赁面积较小的公寓居住；结婚后，租赁较大的公寓居住；有了第一个孩子后，购买较小的住宅；随着孩子数量的增加，购买郊区面积较大的独栋住宅。随着成年子女的离开和独立生活，老年夫妇卖掉面积较大的住宅，买入小面积的住宅，或者租赁公寓。然而上述模式不能适合越来越多样化的家庭类型(例如单身、离婚家庭)，并且它以欧美市场为原型，是否适用于其他国家尚存疑问。而且，孩子数量增加是否增加自有住房产权的研究结论尚存争议(Bourassa & Hoesli, 2010; Bourassa & Peng, 2011)。再者，孩子数量的增加是否会增加多套住房的自有率尚无一致的结论(NAR, 2005; Cabrerizo et al., 2007)。最后，多个异性别子女家庭将增加住房间数的需求(Clark, 1992)，然而对孩子的性别是否影响住房质量和产权缺乏研究。

与欧美发达国家早就实现了供求均衡相比，中国城市很长时间处于住房短缺状态。根据2015年人口抽样调查数据，中国城市家庭户的人均间数为0.98间。而且，中国还存在着与西方不同的代际互助文化，父母帮助子女购房，子女有赡养父母的责任；以及具有更偏向养儿子的性别偏好文化，和男方承担结婚购房的责任。这些将影响家庭的住房选择。因此，中国家庭的孩子数量和性别对住房需求的影响是否和西方有其不同之处，有待深入研究。

为了回答子女数量和性别对中国城市家庭住房需求的影响，本文系统梳理了相关文献，提出了待检验的假说；然后利用中国家庭追踪调查项目(CFPS)2014年数据中的城市样本，采用OLS和Probit回归模型并控制其他因素的影响，测度了子女数量、性别对住房数量、质量、产权(现住房产权和自有多套住房产权)需求的影响。与以前研究不同的是，一是本文的研究全面分析了子女数量和性别对住房数量、质量和产权需求的影响，特别是弥补了在男孩偏好的性别文化下孩子性别对住房质量和产权研究的空白；二是本文采用了市场化程度更高的2014年的样本数据，更能说明市场经济条件下中国城市家庭的住房选择。

从子女数量对住房选择的影响来看，结婚和生育使家庭具有相对较高的稳定性，家庭从而选择购房这种稳定的住房状态(Mulder, 2006)。与租赁相比，家庭通常更偏好自有住房。但购买住房既是消费又是投资，容易出现过度消费，从而自有一套或多套住房。租赁住房通常被消费者视为过渡性的住房，属于次优消费，比最优住房数量(面积)需求小、住房质量需求低。因此，与无子女的家庭相比，有子女的家庭更可能自有住房或自有多套住房，住房面积更大和质量更高。相比无子女家庭，有子女家庭的规模更大，从而带来总住房面积需求的增加；但是由于家庭的规模经济效应，一家人可以共享厨房等公共空间，因而人均住房建筑面积与是否有子女通常呈反向关系，有子女的家庭人均住房面积更小。因此，本文提出如下假说：

假说1(无子女/有子女)：有子女的家庭比未生育子女的家庭将拥有更大的住房面积、更小的人均住房面积，拥有更高的住房质量，更可能自有住房，更可能自有多套住房。

在有子女的家庭中，孩子数量的增加和家庭规模的扩大，会带来总住房面积需求的增加。但是由于家庭的规模经济效应，人均住房建筑面积与子女数量通常呈负相关，子女数量越多的家庭人均住房面积越小。住房质量和产权的需求更多地由收入和房价决定(Annez & Wheaton, 1984)。子女数量多、家庭规模大的家庭需要更大的住房面积，并在住房面积和质量之间发生替代(Witte, et al., 1979)。由于养育子女的成本会挤出家庭的住房支付能力，在收入一定的情况下，子女数量更多的家庭将支出更高的养育成本，其住房支付能力较低，更可能租赁住房，或自有质量差的住房。在中国偏好自有住房和帮助子女置业的文化传统下，子女数量多的家庭更可能削减其他支出，以牺牲住房质量达到自有住房或自有多套住房的目的。因此，本文提出如下假说：

假说2(子女的数量)：在有子女的家庭中，子女数量越多的家庭住房面积越大，但人均住房面积越小，住房质量越差，更可能自有住房，更可能自有多套住房。

此外，孩子性别也影响到婚姻市场的投入和住房选择。与西方不同的是，在中国，受传统文化的影响，结婚时男方买房深入人心。父母帮助成年即将结婚的儿子购房是一种非正式社会规范的要求。Wei和Zhang(2011)发现，出生性别比偏高导致男性买房提高婚姻市场的竞争力，推高了房价。在房价飞涨时期，为子女提早买房更是一种投资和对冲未来房价上涨而买不起房的风险的行为。受传统观念影响，一些家庭的儿子结婚后仍然与父母同住，这意味着需要购买更大面积的唯一住房，因此与只有女儿的家庭相比，在家庭规模并未发生显著性扩大的情况下，更大的住房面积使得有儿子的家庭人均住房面积更大。在收入一定的情况下，住房质量和面积将出现替代，也就是他们购买面积更大的住房，同时住房质量更差。另外，一些家庭中儿子成年结婚后独立居住，但父母有为儿子购买婚房的无形责任，这意味着有儿子的家庭更可能有多套住房。基于以上分析，本文提出如下假说：

假说3(无儿子/有儿子)：在控制了子女的数量情况下，有儿子的家庭将比只有女儿的家庭住房面积更大，人均住房面积更大，住房质量更差，更可能自有大面积的唯一住房，更可能自有多套住房。

本文使用北京大学中国社会科学调查中心实施的中国家庭追踪调查项目(CFPS)2014年样本数据。该样本覆盖25个省份、621个村居、13946个家庭、57739个个人。首先，根据研究需要，本文选取城市家庭作为研究对象。其次，根据家庭人口学的方法，选取在18—60周岁之间的家庭最大成年男性为户主，若没有男性则选取在18—60周岁之间的家庭最大成年女性为户主，并删除家庭年纯收入小于800元和大于100万元的户主(分别占比1.03%和0.44%)，这样形成只包含户主信息的样本数据，得到4239个样本。再次，将家庭分为有子女、无子女，并将有子女家庭按照儿子数量分为有女儿但没有儿子、1个儿子、2个儿子及以上，得到3454个样本。最后，设定户主年龄、婚姻、学历、职业、收入等变量。

另外，本文还设定了现居住住房建筑面积和人均住房建筑面积、住房质量指数和现住房产权以及多套住房产权的变量。其中，参考Huang和Jiang(2009)赋值的办法设计了住房质量指数。现住房来源分为自有(包括家庭成员拥有完全或部分产权)和租赁。除了现居住住房外，一些家庭另外还拥有一些住房，本文综合现居住住房和另外的住房，进一步识别出自有多套住房的家庭。最后，根据国家统计局2011年的经济区域划分方法，设立地区变量，分为东部、东北、中部、西部，其中，东部包括北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南，中部包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南，西部包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆，东北包括辽宁、吉林和黑龙江。本文研究变量的描述性统计特征见表 1。

表 1

表 1 变量的描述性统计特征 变量名称 样本量 均值 比例(%) 最小值 最大值 现居住住房建筑面积(平方米) 4239 119.55 5 500 人均住房建筑面积(平方米) 4239 35.54 2.5 400 住房质量 4239 3.34 0.5 4 自有住房 4239 81.93 自有多套住房 4239 16.11 有子女 4239 81.46 子女数量(大于0) 3454 1.34 1 5 儿子数量(参照：有女儿但没有儿子) 3454 有女儿但没有儿子 1168 33.82 1个儿子 1983 57.41 2个儿子及以上 303 8.77 户主性别(男) 4239 91.44 户主年龄 4239 45.38 19 60 户主婚姻状况(已婚) 4239 92.50 子女年龄(年龄最大的子女) 4239 19.59 0 42 户主受教育程度 4239 文盲、半文盲、小学 1143 26.96 初中、高中 2487 58.67 大专 367 8.63 大学本科、硕士、博士 242 5.73 户主职业 4239 国家机关、党群组织、企业、事业单位负责人 307 7.22 专业技术人员 230 5.45 办事人员和有关人员 370 8.75 商业/服务人员 568 13.40 生产运输设备操作人员及有关人员 1232 29.04 不便分类的其他劳动者 1532 36.14 家庭全部纯收入(元) 4239 66479.17 840 836000 地区 4239 东部 1670 39.40 东北 444 10.47 中部 1371 32.34 西部 754 17.79 资料来源：中国家庭追踪调查项目(CFPS)的2014年样本数据。

表 1 变量的描述性统计特征

本文采用Stata 14.0软件建立模型。一是建立OLS多元回归模型来定量研究子女数量、性别与家庭现居住住房建筑面积、人均住房建筑面积、住房质量的关系；二是建立Probit回归模型来定量研究子女数量、性别与家庭现居住住房产权、多套住房的关系。

本文建立OLS模型来定量研究有不同数量和性别的子女对城市家庭住房数量(住房建筑面积和人均住房建筑面积)的影响。在表 2和表 3中，(1)(2)(3)列分别汇报了是否有子女、有子女家庭中子女数量、儿子数量对住房数量影响的回归结果，并加入了户主性别、年龄、婚姻状况、职业、区域等因素作为控制变量。

表 2

表 2 子女数量、性别对中国城市家庭现居住住房建筑面积影响的回归结果 变量名称 (1) (2) (3) 有子女(参照：没有子女) 17.73*** 子女数量 10.74*** 8.67*** 儿子数量(参照：有女儿但没有儿子)   1个儿子 5.09*   2个儿子及以上 10.56* 个人和家庭特征控制变量(户主性别、年龄、婚姻状况、受教育程度、职业、家庭全部纯收入、子女年龄) 控制 控制 控制 区域控制变量 控制 控制 控制 常数项 132.64*** 168.66*** 166.38*** 样本量 4239 3454 3454 R2 0.083 0.085 0.086 注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%显著性水平上统计显著。以下各表相同。

表 2 子女数量、性别对中国城市家庭现居住住房建筑面积影响的回归结果

表 3

表 3 子女数量、性别对中国城市家庭人均住房建筑面积影响的回归结果 变量名称 (1) (2) (3) 有子女(参照：没有子女) －23.31*** 子女数量 －4.78*** －5.02*** 儿子数量(参照：有女儿但没有儿子)   1个儿子 1.16   2个儿子及以上 1.38 个人和家庭特征控制变量(户主性别、年龄、婚姻状况、受教育程度、职业、家庭全部纯收入、子女年龄) 控制 控制 控制 区域控制变量 控制 控制 控制 常数项 62.18*** 41.78*** 41.29*** 样本量 4239 3454 3454 R2 0.121 0.052 0.053

表 3 子女数量、性别对中国城市家庭人均住房建筑面积影响的回归结果

从表 2可以看出，子女数量和性别对家庭住房建筑面积有一定的影响。(1)列显示，有子女比没有子女的家庭住房建筑面积大17.73m²，且统计显著。(2)列显示，有子女家庭中子女数量每增加一个，家庭住房建筑面积增加10.74m²，且统计显著。在(3)列中，加入儿子数量的核心变量，以“有女儿但没有儿子”为参照组，1个儿子家庭比只有女儿的家庭住房建筑面积大5.09m²，且统计显著；2个及以上儿子家庭比只有女儿的家庭住房建筑面积大10.56m²，且统计显著。因此，住房数量需求的子女数量假说得到了支持，有子女家庭比无子女家庭住房建筑面积大，子女多的家庭比子女少的家庭住房建筑面积大。这与理论预期和以往的实证结果一致。住房数量需求的子女性别假说也得到了支持，有儿子的家庭比没有儿子的家庭住房建筑面积略大。可见，男孩偏好的性别文化和与儿子同住的养老安排对中国城市家庭的住房数量消费有正的影响。

表 3则表明，子女数量和性别对城市家庭人均住房建筑面积同样具有影响。(1)列显示，有子女的家庭比没有子女家庭人均住房建筑面积小23.31m²，且统计显著。(2)列显示，有子女家庭中子女数量每增加一个，家庭人均住房建筑面积减少4.78m²，且统计显著。在(3)列中，加入儿子数量的核心变量，以“有女儿但没有儿子”为参照组，1个儿子家庭比有女儿但没有儿子家庭人均住房建筑面积大1.16m²，但统计不显著；2个及以上儿子家庭比有女儿但没有儿子家庭人均住房建筑面积大1.38m²，但统计不显著。因此，住房数量需求的子女数量假说得到了支持，有子女家庭比无子女家庭人均住房建筑面积小，子女多的家庭比子女少的家庭人均住房建筑面积小；住房数量需求的子女性别假说得到了部分支持，有儿子的家庭可能比没有儿子的家庭人均住房面积大。与总住房面积相比较，子女数量和性别对人均住房面积的影响看起来小得多，这可能是受家庭规模的影响。

本文同样采用OLS模型对此进行回归。在表 4中，(1)(2)(3)列分别汇报了是否有子女、子女数量、儿子数量对住房质量影响的回归结果，并加入了户主性别、年龄、婚姻状况、职业、区域等因素作为控制变量。从表 4可以看出，子女数量和性别对城市家庭的住房质量选择有一定的影响。(1)列显示，有子女家庭比没有子女家庭的住房质量低0.01，但统计不显著。(2)列显示，有子女家庭中子女数量每增加一个，住房质量减少0.16，且统计显著。在(3)列中，加入儿子数量的核心变量，以“有女儿但没有儿子”为参照组，1个儿子家庭比有女儿但没有儿子家庭的住房质量小0.03，但统计不显著；2个儿子家庭比有女儿但没有儿子家庭的住房质量小0.08，但统计不显著。因此，住房质量需求的子女数量假说得到了部分支持，有子女家庭与无子女家庭的住房质量可能相差不大，子女多的家庭比子女少的家庭住房质量低；住房质量需求的子女性别假说也得到了部分支持，有儿子的家庭比没有儿子的家庭住房质量可能低。结合前面的住房面积分析，有子女的家庭中，子女数量越多，住房面积越大，但是质量越差。这证明了住房面积和质量的替代关系。

表 4

表 4 子女数量、性别对中国城市家庭现居住住房质量影响的回归结果 变量名称 (1) (2) (3) 有子女(参照：没有子女) －0.01 子女数量 －0.16*** －0.15*** 儿子数量(参照：有女儿但没有儿子)   1个儿子 －0.03   2个儿子及以上 －0.08 个人和家庭特征控制变量(户主性别、年龄、婚姻状况、受教育程度、职业、家庭全部纯收入、子女年龄) 控制 控制 控制 区域控制变量 控制 控制 控制 常数项 2.49*** 2.58*** 2.59*** 样本量 4239 3454 3454 R2 0.188 0.207 0.208

表 4 子女数量、性别对中国城市家庭现居住住房质量影响的回归结果

本文建立Probit模型来研究有不同数量和性别的子女对城市家庭现居住住房租买选择的影响。表 5中，(1)(2)(3)列分别汇报了是否有子女、子女数量、儿子数量对住房产权影响的回归结果，并加入了户主性别、年龄、婚姻状况、职业、区域等因素作为控制变量。表 5显示，子女数量对城市家庭住房产权的影响显著。在(1)列中，有子女家庭比没有子女家庭自有现居住住房的概率高0.10，且统计显著。在(2)列中，有子女家庭中子女数量每增加一个，自有现居住住房的概率增加0.02，但统计不显著。在(3)列中，加入儿子数量的核心变量，以“有女儿但没有儿子”为参照组，1个儿子家庭与只有女儿家庭相比自有现居住住房的概率低0.003，但统计不显著；2个及以上儿子家庭比只有女儿家庭自有现居住住房的概率低0.02，但统计不显著，可能两者没有差别(以上数值与表 5中所列并不一致，其原因详见表 5注)。因此，住房产权需求的子女数量假说得到了部分支持，有子女比没有子女家庭自有现居住住房概率高，子女数量多的家庭比子女数量少的家庭也许更可能自有住房，这可能与中国高住房自有率和家庭更偏好自有住房有关；现居住住房产权需求的子女性别假说没有得到支持，这也许和高住房自有率，以及父母需要为儿子另外准备一套住房有关，因而所有现居住住房的产权差异不大。

表 5

表 5 子女数量、性别对中国城市家庭现居住住房租买选择影响的回归结果(租赁为参照组) 变量名称 (1) (2) (3) 有子女(参照：没有子女) 0.36*** 子女数量 0.07 0.09 儿子数量(参照：有女儿但没有儿子)   1个儿子 －0.01   2个儿子及以上 －0.08 个人和家庭特征控制变量(户主性别、年龄、婚姻状况、受教育程度、职业、家庭全部纯收入、子女年龄) 控制 控制 控制 区域控制变量 控制 控制 控制 常数项 －1.13** －0.48** －0.47 样本量 4239 3454 3454 注：由于实证检验使用的是非线性的Probit回归模型，回归系数无法表示边际影响，真实的边际影响需要利用Probit回归模型的函数计算得出，因此，在表中回归结果所展现的数值仅代表边际影响的正负，并不代表边际影响的程度。表 6相同。

表 5 子女数量、性别对中国城市家庭现居住住房租买选择影响的回归结果(租赁为参照组)

表 6

表 6 子女数量、性别对中国城市家庭多套住房产权影响的回归结果 变量名称 (1) (2) (3) 有子女(参照：没有子女) 0.32*** 子女数量 －0.01 －0.08 儿子数量(参照：有女儿但没有儿子)   1个儿子 0.02   2个儿子及以上 0.29*** 个人和家庭特征控制变量(户主性别、年龄、婚姻状况、受教育程度、职业、家庭全部纯收入、子女年龄) 控制 控制 控制 区域控制变量 控制 控制 控制 常数项 －3.00*** －2.64*** －2.65*** 样本量 4239 3454 3454

表 6 子女数量、性别对中国城市家庭多套住房产权影响的回归结果

实际上，中国城市家庭所拥有的住房数量和产权类型是多种多样的，除了租赁一套住房、自有一套住房等情况外，还有自有多套住房。同理，这里建立Probit模型来研究有不同数量和性别的子女对城市家庭拥有多套住房产权的影响。表 6表明，子女数量和性别对城市家庭自有多套住房选择有一定的影响。在(1)列中，有子女的家庭比没有子女的家庭自有多套住房的概率高0.07，且统计显著。在(2)列中，有子女家庭中子女数量每增加一个，自有多套住房的概率降低0.001，但统计不显著。在(3)列中，加入儿子数量的核心变量，以“有女儿但没有儿子”为参照组，1个儿子家庭与只有女儿家庭相比，自有多套住房的概率高0.005，但统计不显著；2个儿子家庭比只有女儿家庭自有多套住房的概率高0.08，且统计显著(以上数值与表 6中所列并不一致，其原因详见表 5注)。因此，住房产权需求的子女数量假说得到了部分支持，有子女的家庭比没有子女的家庭更可能自有多套住房，但子女数量越多的家庭对于拥有多套住房并未呈现出显著优势，这可能是多子女的养育成本挤出了住房支付能力；住房产权需求的子女性别假说也到了部分支持，有儿子的家庭比没有儿子的家庭拥有多套住房的概率高。民间流传的“女儿是招商银行，儿子是建设银行”，父母要为儿子准备住房，得到了验证。

特别指出的是，本文也分别利用当前可得的中国家庭追踪调查项目2010年、2012年的样本数据进行了检验，所得结果与以上实证结论一致。本文没用使用面板数据的原因有两个方面：第一，根据本文实证检验的需求筛选后的样本数据量较小，不具有说服力；第二，2010—2014年家庭中子女数量、性别无明显变化，因而使用面板数据的意义较小。因此，本文仅展示了中国家庭追踪调查项目2014年样本数据的分析结果。而且，我们还将子女数量和性别特征结合，将自变量分为“无子女”、“一子”、“一女”、“一子一女”、“两子”、“两女”和“三个子女及以上”七组进行了检验，得到的实证结果与上文类似。此外，本文同时分析子女的数量和性别，由于数据的限制无法采取工具变量的方法，且所研究核心变量为“儿子数量”，它与住房选择之间没有较强的内生性。

本文的实证研究表明，在子女数量对中国城市家庭住房需求的影响方面，有子女的家庭比无子女的家庭有更大的住房面积、更低的人均住房面积、更可能自有现居住住房、更可能自有多套住房；同时，在有子女的城市家庭中，子女数量越多的家庭有更大的住房面积、更低的人均住房面积、更低的住房质量、更可能自有现居住住房。这可能和中国城市家庭追求自有住房有关，也可能是住房面积和质量之间存在替代。

在子女性别对中国城市家庭住房需求的影响方面，有儿子的家庭比没有儿子的家庭有更大的住房面积、更可能自有多套住房。这可能与中国的父母为男孩置业的传统文化有关。

上述结论具有重要的公共政策含义。在单独两孩政策和全面两孩政策相继实施之后，可以预期的是多子女家庭数量将会增加，这将带来住房数量需求(总面积)的增加和三卧室及以上房型需求的增加。尽管子女数量的增加会导致家庭住房质量的下降，然而家庭收入的增加则会提升对住房质量的需求。因此，在家庭收入提高的情况下，住房质量需求会提高。在我国住房数量短缺基本解决的情况下，住房供给侧改革应注重制定相关政策，鼓励市场和住房保障部门为有多个子女的家庭提供合适的房型，同时提升住房质量，满足他们对美好生活的追求。此外，如果全面两孩政策能促进性别比的相对合理，也将减少对多套住房的过度需求。