(山西財經大學管理科學與工程學院，山西太原030031)

一、引言

住房市場化改革以來，房地產業(yè)的重要性日益突顯。從經濟發(fā)展到居民生活，甚至家庭的組成與解體，無一不受其深重影響。但是，近年來房價的持續(xù)性上漲已成為中國最重要的經濟和社會現(xiàn)象之一，對經濟穩(wěn)定和民生改善都產生了不利影響，數(shù)輪的宏觀調控其效果也不盡如人意。雖然國內外學者已從經濟、金融、土地等眾多因素入手進行剖析，但是該問題并沒有得到很好的解釋和解決。

“你說，或者不說，丈母娘就在那里，沒房不行；你買，或者不買，房價就在那里，漲勢依舊”。是“丈母娘”拉高了住房價格？住房作為一種身份的“鏡像”，可以幫助適婚女性及“丈母娘”大致判斷某個男性處于何種階層之中，因此也成為反映男性品質的外部符號象征。在這種觀念影響下，家庭條件優(yōu)越的男性得以通過住房與其他男性區(qū)隔開來。調查數(shù)據(jù)顯示，82.05%的青年認為自己如果擁有房產會更容易找到配偶，而在男性結婚需要具備的物質條件方面，有36.03%的青年把房產排在了第一位[1]。將婚姻幸福與擁有自己的住房“捆綁”之下，房產就成了適婚人群婚姻決策的重要參考，曾經的“天作之合”，也被丈母娘們逐漸演繹成了“房作之合”。男性在婚戀過程中的行為決策，是否會催生“丈母娘經濟”？這種經濟效應會以什么樣的形態(tài)存在于住房市場？這是否是房價持續(xù)上漲的原因之一？這些問題亟待學術界的關注與研究。本文嘗試從婚姻市場匹配競爭的角度給出新的解釋。

婚姻匹配競爭是指單身男性和女性在婚姻市場為了獲得婚姻配對機會，男性與男性之間以及女性與女性之間形成的一種競爭狀態(tài)。由于傳統(tǒng)的“重男輕女”“傳宗接代”思想觀念根深蒂固以及胎兒性別鑒定等技術因素的存在，我國男女性別比例長期失衡。國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2016年我國人口性別比例為104.98(女=100)，而未婚人群中男性占59.15%，女性僅占40.85%?？梢姡袊信詣e比例失衡現(xiàn)象嚴重，這讓女性在婚姻市場上更有主動選擇權，故本文所指的婚姻匹配競爭主要是婚姻市場中男性之間的相互競爭。為了解決前述問題，本文在適婚人群婚姻決策分析過程中梳理了“婚”和“房”的內在關聯(lián)，并且采用非線性的計量手段對這種關聯(lián)進行了具體刻畫，力圖能得到婚姻匹配競爭對住房市場的影響機制。研究成果不僅在理論上回答了“丈母娘”經濟現(xiàn)象的根源，完善了住房市場動因分析框架，而且為住房市場運行規(guī)律的剖析和發(fā)展趨勢的預判提供了科學的依據(jù)，同時對于提高住房宏觀調控政策的有效性和精準性也具有重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

住房是人生存及發(fā)展的基礎，而人的需求則是支撐住房市場發(fā)展的主要動因。國內外學者圍繞“人”與住房市場關系的探討主要有以下兩個方面。

(一)人口結構與住房市場的關系

第一，探討人口年齡結構對住房市場的影響。Malmberg等(2010)對瑞典的實證研究表明，長期低生育率造成兒童和年輕人口比例下降，這種年齡結構的變化對住房市場產生了顯著影響，使房價的增速放緩[2]。Kim和Chun(2014)的研究顯示，首爾老年人口比重對公寓價格有負向影響[3]。Hiller和Lerbs(2016)研究了德國城市居民年齡結構的變化對不同地區(qū)房價的影響，發(fā)現(xiàn)老年撫養(yǎng)比對公寓銷售價格有負向影響，而對住房租賃價格有正向影響[4]。Park等(2017)對韓國6城市和7個道(省)的人口老齡化與房價關系的實證分析表明，區(qū)域市場的房價與人口撫養(yǎng)比呈負相關，老齡化速度越快的地區(qū)房價將下降得越快[5]。徐建煒等(2012)以人口結構變化為切入點研究了中國住房價格的上漲，發(fā)現(xiàn)少年撫養(yǎng)比的提高對房價有負向影響，而老年撫養(yǎng)比則對房價的作用相反[6]。李超等(2015)研究了中國城市人口結構對住房需求的影響，發(fā)現(xiàn)人口撫養(yǎng)比、常住人口數(shù)等對住房需求的影響在不斷強化[7]。劉學良等(2016)通過構建住房市場局部均衡模型分析了人口沖擊對住房市場的影響，并通過實證分析發(fā)現(xiàn)20世紀80年代人口生育高峰出生的人口集中進入婚齡是房價上漲的重要原因[8]。顧和軍等(2017)則從全面二孩政策出發(fā)對中國31個省(市、自治區(qū))進行實證分析，發(fā)現(xiàn)人口年齡結構會影響住房消費水平，少兒撫養(yǎng)比的提高對住房消費面積有負向影響[9]。

第二，探討性別結構對住房市場的影響。Wei和Zhang(2011)認為性別比例失衡會使得男性結婚的困難加大，有兒子的家庭之間的競爭會促進儲蓄率上升和房價的上漲，在性別比偏高的地區(qū)，住房面積和價格往往更高[10]。Bhaskar和Hopkins(2011)針對存在競爭性投資的婚姻構建了一種競爭模型，并且證明性別比例失衡會導致父母對兒子的過度投資[11]。Kancheva(2017)對保加利亞夫妻的研究表明，購房決策過程中家庭成員性別的角色分配不同，在不同階段的影響力不同[12]。張安全等(2017)對中國31個省(市、自治區(qū))的實證研究表明，性別比例失衡是我國房價上漲的重要動因[13]。

(二)人類婚姻與住房市場的關系

第一，探討住房市場對婚姻的影響。Straczkowski和Suszynska(2012)對波蘭的調查研究顯示，住房對于新婚家庭的組建至關重要[14]。Battu等(2013)研究了英國區(qū)域房價的變化對離婚率的影響，表明當房價上漲時貸款家庭和租房家庭的離婚率會有所上升[15]。Kang等(2017)對韓國房價與青年初婚時機的關系進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)不斷上漲的房價對男性和女性的初婚時機都有影響，且父母的經濟地位對男性初婚的概率和時機也有重要影響[16]。Klein(2017)對美國的研究表明，積極的房價沖擊有助于婚姻的穩(wěn)定，對年輕、低收入和低學歷的家庭尤為明顯[17]。洪彩妮(2012)的實證研究表明，我國房價的波動會影響青年的婚姻決策，房價的上漲會造成初婚率的下降[18]。于維洋、周薇(2015)采用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗等方法進行實證分析，發(fā)現(xiàn)房價是影響婚姻穩(wěn)定性的原因，房價的上漲會導致離婚率上升[19]。廉思、趙金艷(2017)在北京的調查研究顯示，住房對于未婚、已婚、離婚等人群在婚姻市場的地位都起了決定性作用，會限制青年的婚姻決策[1]。

第二，探討婚姻對住房市場的影響。Christafore和Leguizamon(2012)通過對美國20000多套房屋銷售數(shù)據(jù)的分析，發(fā)現(xiàn)同性配偶家庭數(shù)量的增加會導致較自由社區(qū)房價的上漲以及較保守社區(qū)房價的下降[20]。Hu(2017)采用住房選擇模型對調查數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)家庭規(guī)模、婚姻狀態(tài)等會決定家庭的類型，進而影響家庭買房、租房決策[21]。Fang和Tian(2018)的研究表明，住房是中國婚姻市場的主要信號，適婚男性在結婚前更傾向于多建房，而大面積的住房更容易在男性之間形成區(qū)隔來傳遞男性質量信號以便娶到好媳婦[22]。肖小平(2013)認為結婚人數(shù)的激增刺激了住房需求增長，并采用問卷法對深圳市婚房置業(yè)情況進行了調查，發(fā)現(xiàn)80后進入適婚年齡后，婚前購房成為主流和婚姻中的大事[23]。零點調查與指標數(shù)據(jù)對北、上、廣、深4個城市居民的電話訪問調查顯示，“先有家后成家”仍是居民的主流觀念，且男方是購買婚房時出資更多的一方，“女婿”成為買房主力[24]。湯韻、梁若冰(2016)采用雙重差分法研究了限購政策對住房市場和婚姻市場的關系，發(fā)現(xiàn)假離婚會抵消限購政策的干預效果而造成房價的繼續(xù)上漲[25]。方麗、田傳浩(2016)通過對浙江、湖北等地農村的調查，發(fā)現(xiàn)農村家庭會以住房為信號來吸引高質量的媳婦，以此對農村的建房熱進行了解釋[26]。

(三)文獻評價

上述研究從不同視角入手，探討了人口結構、人類婚姻與住房市場相互滲透的內在關系，富于啟示。但是，在研究內容和方法應用上仍有必要結合中國的國情進行更深入的探討。第一，目前我國性別結構失衡所致的婚姻擠壓現(xiàn)象嚴重，在日益加劇的婚姻匹配競爭中婚房競爭的不良風氣盛行，這是否會對住房市場產生影響？會產生多大的影響？第二，在經濟發(fā)展水平不同的地區(qū)，這種影響是否會有所差異而呈現(xiàn)出非線性特征？現(xiàn)有文獻并沒有對上述兩個問題給出明確回答。第三，現(xiàn)有文獻更多的是對相關現(xiàn)象進行定性描述或調查分析，缺乏系統(tǒng)性的定性以及定量分析?；诖耍疚膰L試從“丈母娘”效應入手，在對適婚人群婚姻決策中住房的地位及功能進行展示的基礎上，采用非線性方法定量刻畫婚姻匹配競爭對住房市場的沖擊。研究結論不僅在學術上有助于豐富和完善住房市場的相關研究，有助于住房市場運行規(guī)律的剖析和掌握，而且也可以為政府對住房市場的有效調控提供新的思路和參考。

三、理論分析

社會經濟地位在適婚人群的婚姻決策中扮演重要角色。那什么可以反映一個人的社會經濟地位呢？從“房市有價，真情無價”“愛她，就給她一個家”等婚房廣告語中不難看出，住房在婚姻市場便充當了這樣的信號載體。一方面，與存款和汽車等相比，住房不易造假且女性容易觀察，更有效、更可靠；另一方面，住房是家庭成員“安身立命”之所，能提高女性的安全感、歸屬感和幸福感。將住房放在婚姻匹配競爭的框架下，其作用會更加凸顯。我國的傳統(tǒng)是婚后從夫居模式，在婚姻市場信息不對稱的背景下，是否擁有住房及其品質是適婚男性財力及能力的重要信號，是他們能否在婚姻市場中參與競爭、脫穎而出的關鍵所在。

Fang和Tian(2018)[22]，方麗、田傳浩(2016)[25]等已運用修正的Spence信號模型分析了住房信號與婚姻締結的關系?；谠撔盘杺鬟f模型，對婚姻市場中適婚人群的婚姻決策進行刻畫，以反映出配對競爭與住房市場的內在關聯(lián)。

(一)釋放信號的必要性

婚姻市場中男性和女性各有不同的特征，令θi代表男性“質量”，γi代表女性“質量”，i∈{l,h}，l代表低質量，h代表高質量。假設婚姻市場中男性的數(shù)量為nm，θh和θl各占1/2；女性的數(shù)量為nf，γh和γl各占1/2；有nfl=nfh，nml=nmh，f代表女性，m代表男性。假設男女雙方對彼此質量的評價為θh=γh，θi=γl。

女性與男性婚姻匹配成功所獲得的效用為Uf(θ-γ)=θ-γ+M，M為婚姻匹配的保留效用，匹配失敗的效用為0；男性與女性婚姻匹配成功所獲得的效用為Um(γ-θ)=γ-θ+M，匹配失敗的效用為0。

這時會出現(xiàn)兩種情況。

由于婚姻市場缺乏有效信號機制，女性與男性隨機匹配。這時

同樣地，有Umh

由上可知，婚姻市場的所有男性和女性都會進行配對，但是θh和γh獲得的期望效用均小于θl和γl，即婚姻市場存在逆向選擇。

Umh(γ-θ)=γl-θh+M<0

可見，高質量的男性也會退出婚姻市場。市場上只剩下低質量的男性和低質量的女性進行配對，逆向選擇嚴重。

在上述兩種情況下，如果男性能發(fā)出某種信號來傳遞自身質量信息，則有利于消除逆向選擇，提高自身效用進而改進整個婚姻市場的匹配狀況。

(二)信號特征及強度

由于具有價值量大、可靠性高、易于觀測等特點，住房便成為傳遞男方質量信息的優(yōu)良信號載體。

假設男性可以選擇對住房投資，H=Hρ，ρ∈{l,h}，則Hh表示男性選擇高住房投資，Hl表示男性選擇低住房投資，Hh-Hl=α(θh-θl),α∈(0,+∞]。

θh由于社會經濟地位高，所以投資住房不需要借款，即借款成本Ch=0。θl社會經濟地位低，若選擇低投資住房也不需要借款，若選擇高投資住房就需要借款，則會產生借款成本，即

式中，ε為貸款利率。

高質量的男性必定會選擇高住房投資，因為他們投資住房不需要借款，而且住房作為男性社會經濟地位強有力的信號載體，可以與低質量的男性區(qū)別開來。此時，高質量女性接收該信息后可能與之匹配成功，進而改進高質量男性的效用。

低質量的男性則有兩種選擇。第一，選擇低投資住房，借款成本為0。實際上，由于低質量男性的經濟實力弱，在借款成本較高時，低質量的男性無法模仿高質量的男性，只能選擇低投資住房。此時，低質量女性接收該信息后可能與之匹配成功，與未發(fā)出信號的婚姻市場相比，其效用不變。第二，選擇高投資住房，借款成本為(Hh-Hl)ε。在借款成本較低時，低質量的男性也有選擇高投資住房，以吸引高質量女性與其配對的動機，進而改進其效用。

綜上可知，無論是高質量男性還是低質量男性，當發(fā)出住房投資信號來傳遞自身的質量信息時，有利于降低婚姻市場的信息不對稱程度，有利于獲得“丈母娘”的認可，有利于其與異質同性區(qū)別開來以促進同質異性與其婚配。這樣不僅能改進其自身效用，而且還能提高參與競爭的男性和女性的平均質量，減少甚至消除逆向選擇問題。

(三)信號的非線性傳導

當住房充當婚姻市場的信號載體時，其功能的發(fā)揮除了受住房本身特點的影響，可能還會受地區(qū)經濟實力的影響。經濟實力薄弱的地區(qū)，婚姻圈的地域覆蓋范圍相對較小，婚姻資源以省域內部流動為主，適婚人群以本地結合為主，信息不對稱的程度較弱，因此住房信號功能發(fā)揮的必要性較低。故婚姻匹配競爭對住房需求的影響較小，“丈母娘”對住房價格的拉動作用較弱。相反，在經濟實力雄厚的地區(qū)，婚姻圈的地域覆蓋范圍更廣，形成了開放性的婚姻市場，信息不對稱的程度更高，因此住房的信號功能發(fā)揮的必要性更大。故適婚男性住房投資的熱情更高，婚姻匹配競爭極大地增加了住房需求，“丈母娘”對住房價格也會產生較大的拉動作用。由此可見，“丈母娘”效應可能以顯著的非線性形態(tài)存在于住房市場。

綜上可知，男性往往順應“丈母娘”的要求，通過發(fā)出住房投資信號來傳遞自身質量信息，以降低甚至消除婚姻市場的信息不對稱程度。女性則依據(jù)住房投資品質(如價格、戶型、面積、教育資源等)來判斷男方的質量并與之配對。此時，婚姻市場個體的效用得到改進，市場實現(xiàn)最優(yōu)交易時的總剩余得以增加，市場運行更加有效?？梢?，適婚人群會越來越多地通過發(fā)出住房信號參與配對競爭，即催生“丈母娘經濟”，進而造成住房需求和住房價格的變化。

四、實證檢驗

以上模型從理論角度解釋了“丈母娘經濟”的產生原因，即婚姻匹配競爭與住房市場之間存在緊密的內在關聯(lián)。以下將選取相關變量進行面板門檻模型識別，給出婚姻匹配競爭對住房市場產生重要作用的經驗證據(jù)。

(一)面板門檻模型設定

為了檢驗婚姻市場匹配競爭對住房市場的沖擊，建立如下面板計量模型

lnYit=λi+αmmcit+βlnXit+εit

(1)

其中，i表示地區(qū)，t表示時間，λi是各地區(qū)非時變特質。lnYit是住房市場的典型變量，作為被解釋變量；mmcit表示婚姻匹配競爭程度，作為關注變量；lnXit是影響住房市場的其他因素，作為控制變量；εit是隨機擾動項。

根據(jù)前述理論分析，當住房充當婚姻市場的信號載體時，其功能的發(fā)揮可能會受到地區(qū)經濟實力的影響而呈現(xiàn)出非線性特點，故應該建立面板門檻模型。同時，根據(jù)房地產供需理論，選擇建造成本、人口規(guī)模、收入水平等作為控制變量參與建模。將模型(1)修正為如下計量模型

lnYit=λi+α1mmcitI(lngrpit≤γ1)+α2mmcitI(γ1γn)+β1lnccit+β2lnpsit+β3lnpcdiit+εit

(2)

其中，lngrpit是反映地區(qū)經濟實力的門檻變量，γ是門檻值；I(·)是示性函數(shù)，當且僅當括號中的條件滿足時取值為1，否則為0；α1—αn+1反映經濟發(fā)展水平不同的地區(qū)，其婚姻匹配競爭對住房市場的影響；β1—β3分別表示建造成本、人口規(guī)模和收入水平對住房市場的影響；其他符號含義同式(1)。

(二)變量與數(shù)據(jù)

房價是住房市場最重要、最直觀，也是居民最為關心的指標，故選取商品住宅價格作為被解釋變量。婚姻匹配競爭本身是抽象概念，在我國主要是由于長期的性別比例失衡而加劇，故選取總體男女性別比例作為其替代變量。選取地區(qū)生產總值作為門檻變量來反映各個地區(qū)的經濟實力狀況。選取房地產開發(fā)竣工房屋造價、年末城鎮(zhèn)人口數(shù)量、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入作為建造成本、人口規(guī)模和收入水平的代理變量。

樣本數(shù)據(jù)是中國31個省(直轄市、自治區(qū))2007年至2016年的年度面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》。對房價、地區(qū)生產總值、房屋造價和可支配收入4個指標進行了去通脹處理，并對它們和人口數(shù)量指標取對數(shù)，以消除可能存在的異方差。實證使用的軟件是stata15。各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

(三)變量平穩(wěn)性檢驗

為了避免出現(xiàn)偽回歸，運用LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher-AD檢驗和Fisher-PP檢驗對各變量做平穩(wěn)性檢驗，結果如表2所示。

表2 各變量平穩(wěn)性檢驗結果

由表2可知，在5%的顯著性水平下，所有變量的4種單位根檢驗結果均拒絕了有單位根的原假設，即均通過了平穩(wěn)性檢驗，可以直接參與建模。

(四)門檻效應檢驗

使用面板門檻模型時，需要確定是否存在門檻效應以及門檻的個數(shù)。根據(jù)Hansen的研究，依次設定單一門檻、雙重門檻、三重門檻對門檻效應進行顯著性檢驗，結果見表3。

表3 門檻效應檢驗

由表3可知，單一門檻和雙重門檻檢驗對應的P值分別為0.003 3、0.006 7，在5%的顯著水平下通過了檢驗；而三重門檻檢驗對應的P值為0.360 0，即在5%的顯著水平下未通過檢驗。故下文選擇雙重門檻模型進行實證分析。

(五)門檻值的估計

由表4所示，第一門檻估計值為9.067 3，對應的95%的置信區(qū)間為[8.936 8，9.127 1]；第二門檻估計值為9.990 5，對應的95%的置信區(qū)間為[9.871 1，10.005 8]。兩個門檻值均在95%的置信區(qū)間內，門檻值的識別效果良好。

表4 門檻值估計結果

根據(jù)兩個門檻估計值，可將我國31個省(直轄市、自治區(qū))劃分為三類：經濟落后地區(qū)(lngrp≤9.067 3)，經濟中游地區(qū)(9.067 39.990 5)。

下文通過比較三類地區(qū)回歸系數(shù)的差異，檢驗門檻效應的作用，進而驗證婚姻匹配競爭對住房市場的非線性影響。

(六)面板門檻模型估計與分析

婚姻匹配競爭對中國住房市場的影響具有雙門檻效應，即“丈母娘”效應具有雙門檻特征。當?shù)貐^(qū)生產總值小于9.067 3時，房價的反應系數(shù)為0.649 2；當?shù)貐^(qū)生產總值介于9.067 3和9.990 5之間時，房價的反應系數(shù)為0.765 8；當?shù)貐^(qū)生產總值大于9.990 5時，房價的反應系數(shù)為0.933 4。即在其他條件不變時，經濟落后地區(qū)，男女性別比例每提高1個百分點，住房價格將上漲0.649 2%；經濟中游和經濟發(fā)達地區(qū)，男女性別比例每提高1個百分點，住房價格分別上漲0.765 8%和0.933 4%。上述結果表明，婚姻匹配競爭的存在確實是住房價格不斷上漲的重要原因，而且經濟實力越強的地區(qū)，婚姻匹配競爭對住房價格的刺激作用越明顯，呈現(xiàn)出顯著的非線性特點。該結論反映出，經濟實力越雄厚的地區(qū)，住房的信號功能越強大，適婚人群對其越會“趨之若鶩”，“丈母娘”對住房價格的拉動作用越大。同時，在一定程度上也說明了地區(qū)間房價出現(xiàn)分化的原因。

在控制變量中，竣工房屋造價的系數(shù)為正且作用顯著，這表明造價對房價具有顯著的推動作用。造價每上漲1%，房價將上漲0.376 1%。造價上漲意味著開發(fā)成本增加，開發(fā)商必然要提高房價來維持利潤。城鎮(zhèn)人口數(shù)量的系數(shù)也為正且作用顯著。人口數(shù)量每增加1%，房價將上漲0.841 1%。城鎮(zhèn)人口數(shù)量不斷增加，再加之家庭規(guī)模日益小型化，會造成住房需求的不斷增加，進而對住房價格產生正向影響。人均可支配收入對房價的作用并不顯著，這說明樣本期內住房價格的上漲已經有脫離居民支付能力而虛高的趨勢。

表5 面板雙門檻模型估計結果

五、結論與啟示

“婚房競爭”“丈母娘需求”等風氣的盛行給住房市場研究提供了新的切入點。本文利用修正的Spence信號傳遞模型剖析了婚姻市場的匹配競爭與住房市場的內在關聯(lián)。在此基礎上，使用我國2007-2016年的省級面板數(shù)據(jù)進行了面板門檻模型的估計，對理論分析結果進行了驗證。主要研究結論有：第一，婚姻匹配競爭的確催生了“丈母娘經濟”。為了降低逆向選擇和謀求配對成功，適婚男性勢必通過住房投資發(fā)出信號來顯示自身的社會經濟地位，進而造成住房需求的增加和房價的上漲。第二，“丈母娘”效應以非線性形態(tài)存在于住房市場?；橐銎ヅ涓偁帉ψ》渴袌鼍哂酗@著的非線性影響，該影響受限于地區(qū)經濟實力而存在雙重門檻效應。第三，婚姻匹配競爭的不斷加劇的確是房價持續(xù)上漲的重要原因。經濟落后地區(qū)、中游地區(qū)和發(fā)達地區(qū)，總體男女性別比例每提高1個百分點，住房價格將分別上漲0.649 2%、0.765 8%和0.933 4%。經濟實力越雄厚的地區(qū)，婚姻匹配競爭對住房價格的刺激作用越大，“丈母娘”對房價的拉動作用越大。

由上述結論可知，由性別比例長期失衡所造成的婚姻匹配競爭加劇的確會對住房市場產生顯著的非線性影響。該結論為國內房價持續(xù)上漲、房價地區(qū)分化、住房調控低效等現(xiàn)象給出了新的解釋，也為降低甚至消除“丈母娘經濟”對住房市場的非理性推動提供了新的思路和參考。首先，要出臺差異化的住房調控政策。依據(jù)婚姻匹配競爭對住房市場的門檻效應，將地區(qū)經濟發(fā)展水平、適婚人群行為決策、性別結構特征等納入地區(qū)住房需求及價格預測體系，在科學預測的基礎上出臺具有針對性的宏觀調控政策，差別化地合理釋放“丈母娘剛需”。其次，要培養(yǎng)適婚人群科學、健康的價值取向。積極宣傳以情感為基礎的婚戀觀，轉變婚姻市場中“物質化”“婚房競爭”等不良社會風氣，倡導女方及丈母娘在婚戀過程中對于人品、能力、素質等特征的追求，重點引導丈母娘在住房問題上給女婿“松松綁”。再次，要降低婚姻匹配過程中住房的地位性商品屬性。加大保障性住房建設力度，推進“租售同權”發(fā)展租賃市場，建立和完善多主體供給、多渠道保障、租購并舉的住房制度，實現(xiàn)普通家庭住有所居，以此來降低住房的地位性商品屬性，優(yōu)化住房以外其他載體的信號功能。最后，要轉變“重男輕女”的腐朽思想。推動落實“男女平等”的基本國策，淡化人們在生育過程中的性別偏好，嚴格控制胎兒性別鑒定技術的應用，努力扭轉中國性別結構長期失衡的局面。