子女數量與家庭消費行為：影響效應及作用機制

王 軍 詹韻秋

(西南財經大學，四川 成都 611130)

一、引言

近年來，在世界經濟增速普遍下滑、投資出口乏力的背景之下，中國經濟增長進入新常態，過去的出口拉動模式不再適應當前經濟發展需要，提高居民消費需求成為穩定經濟增長的新動力機制。為此中國采取了各項舉措以刺激消費，然而成效甚微。2018年中國居民最終消費率為53.4%，明顯低于發達國家整體水平(張浩 等，2017)。導致“低消費、高儲蓄”的因素很多，如預防性儲蓄動機、流動性約束以及人口性別和年齡結構的變動等(Chamon et al.，2010；萬廣華 等，2001；Banerjee et al.，2010；Modigliani et al.，2004)。在中國經濟轉型的關鍵時期，消費不足抑制了經濟的穩定增長與可持續發展。

消費結構是影響消費需求的關鍵性因素，伴隨著中國經濟的發展和人民生活質量的提升，居民消費結構發生了較大改變。1998年到2018年的20年間，中國城鄉居民的恩格爾系數從41.9%降低至28.4%，在生存型消費占比下降的同時教育、娛樂、醫療保健等發展與享樂型消費占比不斷上升，消費結構層級得到了優化和提升。在居民消費水平不足和消費結構變化的雙重背景下，決策層指出擴大內需和供給側結構改革應當同時進行，居民消費需求總量的增加和消費結構的優化是中國經濟增長的原動力。

人口作為社會經濟的主體，一方面為經濟發展提供了勞動力要素，另一方面其對商品和服務的消費需求也是社會生產的根本動力，因此人口變動對消費總量和消費結構都有很大影響。家庭是最基本的社會生活組織和社會消費單元，組織生產和消費是家庭的重要職能，在家庭關系的紐帶下，各成員成為家庭生產與消費的共同體，因而從微觀家庭視角出發研究人口消費行為有著重要的意義。除組織生產和消費之外，生育也是家庭的一項基本職能，子女數量能夠反映家庭的人口學特征。近年來中國生育率持續走低，家庭規模也逐漸小型化，為促進人口長期均衡發展，應對人口老齡化、性別比失衡、勞動力不足等多重困境，全面二孩政策于2015年10月正式實施。對于整個社會而言，生育率的變動會直接影響居民消費，而對于每一個家庭而言，子女數量的多少也會直接關系到家庭消費行為。

本文旨在研究子女數量變動會對家庭消費水平和消費結構產生怎樣的影響？作用機制是什么？這種影響在家庭生命周期的不同階段是否存在一定差異？子女數量對城鎮家庭和農村家庭消費行為的影響是否相同？為回答以上問題，本文考察了子女數量對家庭消費水平與消費結構的影響并分析了在家庭生命周期不同階段以及城鄉家庭之間存在的異質性和作用機制。

二、文獻回顧

近年來，國內外學者圍繞消費行為的影響因素展開了大量的研究，盡管多數研究仍以收入消費關系為主線，但資產的財富效應、商品價格、社會保障等因素與消費之間的關系也開始受到廣泛關注。除上述因素之外，不少學者關注到人口變動與消費之間的關系，從人口結構變動、自然變動以及遷移變動對消費行為的影響等多個維度出發探討了消費行為的影響因素。從人口的遷移變動來看，付波航等(2013)認為人口城鎮化能夠帶來居民消費習慣的改變和消費能力的增強進而提高消費水平。不同于以上觀點，也有學者發現城鎮化進程過快會對消費率的增長起到抑制作用(雷瀟雨 等，2014)。

更多的學者把目光聚焦于人口年齡結構變動對消費行為的影響，Modigliani et al.(1954)的生命周期理論開創了人口結構與消費關系研究的先河，該理論認為消費者會以其一生的預期收入為標準平滑各期消費以實現跨期效用最大化。之后研究者們基于生命周期模型分析了老年人口撫養比以及少兒人口撫養比變動對消費水平及消費結構的影響。在消費水平方面，Loayza et al.(2000)的研究表明老年撫養比的上升會促進國民消費率的提高，但也有學者認為老年撫養系數越高，居民消費水平越低(李春琦 等，2009)。從少兒人口撫養比來看，Modigliani et al.(1954)發現少兒撫養系數的變化與儲蓄消費密切相關。Horioka et al.(2007)基于動態面板數據得出了少兒撫養比與消費率呈正相關的結論，這一觀點與王歡等(2015)的研究結果類似。在消費結構方面，茅銳等(2014)基于城鎮住戶調查數據發現不同年齡段的居民消費結構具有很大差異，人口老齡化增加了人們在休閑娛樂與住房方面的支出，減少了必需品消費，而少兒撫養比和老年撫養比的變動對不同類型的消費支出存在明顯差異(冷建飛 等，2016)，少兒撫養比的提高會增加食品類和其他類的消費支出(蔡興 等，2017)。

人口自然變動對消費行為影響的研究相對缺乏，其中喬云霞等(2019)利用1998—2017年省際面板數據分析了消費結構與人口特征之間的關系，其研究結果顯示人口自然增長率和居民的食品、住房需求呈正相關關系。李文星等(2008)發現人口自然增長率的上升有利于擴大居民消費，這一結論與Hock et al.(2012)的研究成果截然相反。由此可見，上述研究在考察子女對消費行為影響時多從結構性視角分析0～14歲少兒人口占勞動年齡人口(15～64歲)的比重變動對消費水平和消費結構的影響，但對于一個家庭而言，孩子在年滿14歲之后依舊會對家庭消費產生影響。部分學者關注了人口自然增長率與消費之間的關系，但多采用宏觀數據，缺乏微觀家庭視角的考察，僅有的幾個直接關注子女數量對家庭消費影響的研究則是側重于對家庭消費水平的探討(趙昕東 等，2016；Desta，2014；Balli et al.，2010)，未過多關注家庭消費結構。因此，本研究采用中國家庭微觀調查數據，從消費水平和消費結構的雙重視角厘清子女數量對家庭消費行為的影響。

三、研究假設

(一)子女數量、家庭儲蓄與家庭消費

家庭儲蓄需求理論認為子女數量與儲蓄率之間呈現出負相關關系，即家庭中子女數量對儲蓄有一定的替代效應(Samuelson，1958)。子女對父母的贍養行為是老年人口生活的重要保障，子女通過對父母的經濟資助、日常照料以及情感慰藉回饋父母的養育與培養。隨著子女數量的增加，家庭用于預防性養老保障的那部分儲蓄會相應降低；反之，如果子女數量較少，出于對防老的考慮，家庭預防性儲蓄會增加，整體消費水平會降低。基于此，提出：

假設1：子女數量的增加會提升家庭人均消費水平。

(二)子女數量、人力資本投資與家庭享樂型消費

人力資本理論的奠基者Schultz(1975)強調人力資本不僅能夠改善物質資本的生產效率，促進社會經濟增長，還對個人未來收益有積極的影響。人力資本依靠投資形成，醫療保健、教育培訓、遷移等均為人力資本投資的有效途徑。Becker(1993)從家庭和個人的角度出發，采用微觀分析的方法闡述了在職培訓的意義并探討了人力資本對未來個人收入的影響，認為人力資本可以通過后天投資取得，對個人未來的生產率有直接且正向的影響。因此，越來越多的家庭開始重視對孩子人力資本的投資，伴隨著教育、醫療保健等費用的攀升，家庭用于教育醫療等方面的發展享樂型消費支出也大幅增加。基于此，提出：

假設2：子女數量的增加會提高發展享樂型消費占家庭總消費的比重。

(三)子女數量、家庭生命周期與居民消費

由于劃分標準的差異性，學者們對家庭生命周期階段有著不同的界定。本文結合家庭生命周期理論與研究需要將家庭生命周期分為以下5個階段：(1)戶主年齡在20歲以下，這個年齡段多數人還未生育子女，本文不做考察。(2)戶主年齡在20～39歲之間，這個時期大部分人已經孕育子女，但孩子尚年幼或正在接受義務教育，子女數量的增加更多的是會帶來住房、食品等生存型消費增加。由于上述支出具有家庭公共物品特征(Lanjouw et al.，1995)，家庭成員能夠共同享有，所以此時家庭人均消費水平可能會隨著子女數量的增加而降低。(3)戶主年齡在40～49歲之間，多數家庭子女完成了義務教育，進入高中或接受高等教育，這個階段的教育支出普遍高于其他階段，因而子女數量增多會大大增加教育等發展享樂型消費支出。由于教育類消費基本不具有公共物品性質，家庭成員很難共同享有，此時子女數量增加會提升家庭人均消費水平。(4)戶主年齡在50～59歲之間，此時絕大部分子女已完成學業進入勞動力市場。子女數量的增加意味著成年人口占比的上升以及家庭設備服務、交通通信等發展享樂型消費的增加，由于上述消費較少具有公共物品性質，因而此時子女數量增加會提升家庭人均消費水平。(5)戶主年齡在60歲以上，父母逐步邁入老年階段，身體機能開始衰退，子女數量較多能夠為父母提供更好的贍養回饋進而提升老年父母看病就醫的能力和積極性，因此子女數量的增多會增加家庭醫療保健等發展享樂型消費支出。由于醫療保健類消費也較少具有公共物品性質，家庭成員難以共享，所以此時子女數量的增加會提升家庭人均消費水平。基于此，提出：

假設3：子女數量對家庭消費水平和消費結構的影響隨著家庭生命周期的變化而變化，在戶主年齡小于40歲時，子女數量增加對家庭人均消費水平以及發展享樂型消費支出占比均有負面影響；對于戶主年齡在40～49歲、50～59歲以及60歲以上的家庭而言，子女數量增加會提高家庭人均消費水平以及發展享樂型消費支出占家庭總消費支出的比重。

(四)子女數量與城鄉消費異質性

在中國，城鄉二元結構長期存在，城鎮家庭和農村家庭在收入、公共服務等方面有著明顯差異。根據馬斯洛需要層次理論，由于發展享樂型消費并非生存所必需，因而在經濟條件有限的情況下易被舍棄。只有在生存型消費能夠被滿足的情況下，才會有更高層次的發展享樂型消費需求。通常而言，相對城鎮家庭，農村家庭經濟條件較差，整體消費水平也較低。近年來，中國城鄉居民消費水平差距進一步擴大(劉景章 等，2014)。對于農村家庭而言，家庭總體消費水平較低且多為生存型消費，家庭規模對消費的正向效應會隨著家庭消費水平的提高而減弱(趙昕東 等，2014)，因此子女數量增加對農村家庭人均消費支出的正向效應可能更大。 此外，還有學者從人口結構的視角佐證了少兒撫養比上升對農村居民消費率的顯著正向效應，而這種正向效應在城鎮地區并不顯著(劉子蘭 等，2014)。從消費結構來看，中國城鄉經濟發展不平衡導致了城鄉教育資源分配和人力資本投資的巨大差異(郭磊磊 等，2017)，城鎮家庭的經濟條件通常優于農村家庭，也更加注重家庭教育投資以及子女人力資本的積累，用于子女教育、醫療保健等方面的人力資本投資普遍較高，因此子女數量增多對城鎮家庭發展享樂型消費支出比重的提升作用可能比農村家庭更明顯。基于此，提出：

假設4：子女數量對家庭消費水平和消費結構的影響在城鄉之間存在異質性，子女數量增加對農村家庭人均消費支出的正向效應更大，但對城鎮家庭發展享樂型消費支出占比的提升作用更明顯。

(五)子女數量、房屋資產與家庭消費

子女數量的增加除了減少家庭預防性儲蓄，直接提高家庭消費水平以及發展享樂型消費支出的占比以外，還會對家庭消費行為產生間接影響。有學者在研究中發現房產價值增加所產生的資產效應能夠有效提升家庭整體消費水平(Carroll et al.，2006)，房屋增值能夠為家庭帶來財富的積累，家庭房屋價值變化對家庭消費的影響大于金融資產(張大永 等，2012)。還有研究表明子女數量與家庭住房數量呈顯著的正相關關系(侯明慧，2018)，住房作為一種固定資產也是家庭財富的重要組成部分。隨著近年來房產價值的不斷上升，子女數量多的家庭可能會因為資產的增多提升家庭消費水平，優化家庭消費結構。但由于城鄉兩類家庭房產價值存在較大差異且子女數量對家庭消費水平和消費結構的影響在城鄉之間可能存在異質性，因此家庭房屋資產價值對農村家庭和城鎮家庭的中介效應也可能存在差異。基于此，提出：

假設5：家庭房屋資產價值是子女數量影響家庭消費行為的潛在路徑，子女數量多的家庭會通過房屋資產價值的增加提升家庭人均消費水平，發展享樂型消費支出占家庭總消費支出的比重也會相應提高，并且家庭房屋資產價值對農村家庭和城鎮家庭的中介效應可能存在差異。

四、數據、變量與模型設定

(一)數據來源與樣本范圍

本研究使用由北京大學調查中心主持的CFPS(中國家庭追蹤調查)2016年的數據，以家庭為單位，考察子女數量對家庭消費水平和消費結構的影響，分析這種影響的作用機制并探討在家庭生命周期不同階段以及城鄉家庭之間存在的異質性。CFPS涵蓋了子女數量、家庭各項消費支出以及家庭人均年收入等多個維度的數據，符合本研究的目的與主題。2016年，CFPS共獲取14019戶家庭成員信息。本文重點考察戶主及其配偶有過生育行為的家庭，所以保留戶主年齡在20歲以上并且至少有一個孩子尚存的家庭。經上述處理，最終得到處理缺失值后的家庭樣本10158戶。

(二)變量與模型設定

本文的被解釋變量是家庭消費行為，具體分為家庭消費水平和家庭消費結構，分別用家庭人均消費支出對數以及發展享樂型支出占家庭總消費支出的比重這兩個指標來測量。在各項消費支出當中，食品、住房、衣物等方面的支出為生存型消費支出，醫療保健、文教娛樂、交通通信、家庭設備和日用品支出以及其他商品服務支出屬于發展享樂型消費支出。核心解釋變量為子女數量，這里以戶主及其配偶的尚存子女數來衡量。此外，本文選取家庭房屋價值作為子女數量對家庭消費行為影響的中介變量，而對于尚未擁有自有住房的家庭，將房屋價值記為0。鑒于戶主個人特征以及其他家庭層面的因素也會影響家庭消費行為，本文還控制了戶主年齡、性別、婚姻狀況、受教育年限、家庭人均年收入、家庭不健康人口占比、家庭養老保險覆蓋比例、家庭醫療保險覆蓋比例等變量。

本文構建了子女數量對家庭消費水平和消費結構影響的實證模型，表示如下：

ln Ci=β0+β1childi+β2Xi+εi

(1)

(2)

其中，ln Ci、Dev_ratioi分別表示第i個家庭的人均消費支出對數和發展享樂型支出占家庭總消費支出的比重，childi代表第i個家庭的子女數量，Xi為本文的一系列控制變量。對于中介效應的分析，本文借鑒溫忠麟等(2004)采用的檢驗方法，在方程(1)和(2)的基礎上構建以下方程：

Housei=θ0+θ1childi+θ2Xi+εi

(3)

ln Ci=γ0+γ1childi+γ2Housei+γ3Xi+εi

(4)

(5)

具體步驟如下：就家庭房屋價值Housei對childi影響ln Ci的中介效應而言，首先對系數β1進行檢驗，若β1不顯著，停止中介檢驗；若β1顯著，則檢驗θ1和γ2。若θ1、γ2均顯著，則對γ1進行檢驗，若γ1顯著，則Housei部分中介效應成立；若γ1不顯著，則為完全中介效應。若θ1、γ2至少一個不顯著，進行Sobel檢驗，如果通過檢驗，則中介效應存在；反之中介效應不存在。檢驗Housei對childi影響Dev_ratioi的中介效應而言，所用方法與上述步驟相同。

五、結果與分析

(一)樣本概況與描述性分析

本文以戶主年齡為標準比較了1孩家庭、2孩家庭以及多孩(3個及以上)家庭各項消費支出的占比情況。統計發現，隨著子女數量的增加，戶主年齡在40歲以下的家庭，食品、住房以及衣著類支出占比全面提高，交通通信、家庭設備和日用品類支出占比明顯下降；戶主年齡在40～49歲的家庭，醫療保健和文教娛樂類支出的增幅較大；戶主年齡在50～59歲的家庭，交通通信、家庭設備和日用品類支出占比提升明顯而食品類支出大幅降低；戶主年齡在60歲以上的家庭，醫療保健類支出占比增幅最大，從1孩家庭的13.51%攀升至多孩家庭的19.11%。這一統計結果和本文的假設3基本吻合。此外，為了更加直觀地呈現本文樣本數據的特征，筆者還對所選取的變量進行了統計描述(見表1)。

表1 樣本變量的描述性統計

(二)基準回歸結果分析

表2為本文基準回歸模型實證結果。其中，模型1和3在估計子女數量對家庭人均消費支出對數和發展享樂型消費支出占比的影響時僅控制了戶主個人特征，未納入家庭層面的控制變量，模型2和4在上述模型的基礎上控制了家庭人均年收入、家庭不健康人口比例、家庭醫療保險覆蓋比例以及家庭養老保險覆蓋比例等家庭層面的變量。結果顯示，子女數量與家庭人均消費水平呈負相關關系，與本文的假設1不符，這可能和家庭規模經濟效應有關。此前有研究表明，家庭內部存在一定的規模經濟現象和公共品現象(詹鵬 等，2020)，子女數量的增加大于家庭人均消費水平的增加幅度，因此子女數量增加反而降低了家庭人均消費水平。此外，子女數量增加會提高家庭發展享樂型消費支出的占比，這與本文的假設2吻合。

表2 基準回歸結果

控制變量方面，家庭人均消費支出對數和戶主年齡呈“U”形關系，發展享樂型消費支出占比和戶主年齡呈“倒U”形關系，戶主是男性、有配偶會降低家庭人均消費水平，戶主受教育年限、家庭人均年收入、不健康人口比例與家庭人均消費支出對數和發展享樂型消費支出占比均為正相關關系，非農戶口在顯著提升家庭人均消費支出對數的同時也降低了發展享樂型消費支出的占比。社會保障方面，醫療保險覆蓋比例對人均消費支出對數有正向影響但會降低發展享樂型消費支出的占比。養老保險覆蓋比例的上升有利于提高發展享樂型消費支出的占比，但會對家庭人均消費支出對數產生負面影響。

(三)內生性問題處理

考慮到模型因遺漏變量、雙向因果而可能存在的內生性問題，本文參考張川川(2011)、劉定波(2014)等的研究選取家庭中第1個孩子的性別以及計劃生育政策作為子女數量的工具變量。其中，第1個孩子性別為男孩的家庭記為1，反之記為0。以1978年計劃生育政策在各地區全面實施為節點，第1個孩子在1978年之前出生的家庭記為1，反之記為0。表3中，模型5和7僅控制個體特征，模型6和8納入了家庭層面的控制變量。使用工具變量后的估計結果顯示子女數量對家庭人均消費水平的影響由負變正，對發展享樂型消費支出占比的影響依舊為正，本文的假設1和假設2得到驗證，即子女數量的增加提高了家庭消費水平，優化了消費結構，這一結論與部分學者在研究中提到的家庭消費規模經濟效應不同(韓秀蘭，2017；Lanjouw et al.，1995)。這說明隨著文教娛樂、醫療保健等發展享樂型消費支出占比的提升，家庭公共品現象和規模經濟現象不再明顯，家庭人均消費水平的增加幅度大于子女數量的增加。具體來看，在其他條件不變的情況下，子女數量每增加1個，家庭人均消費對數提高0.14，發展享樂型消費支出占比提高3.37%。

表3 工具變量的估計結果(IV-2SLS)

戶主年齡的平方項對家庭消費水平的影響不再顯著，家庭人均消費水平隨著戶主年齡的增加而降低。此外，模型的最小特征值為185.12大于10，說明模型不存在弱工具變量問題。過度識別檢驗中P值為0.46，故接受原假設認為工具變量嚴格外生。豪斯曼檢驗中P值小于0.05，故認為子女數量內生，選取工具變量法是恰當有效的。

(四)穩健性檢驗

前文分析將父母與子女在經濟上是一家人和不是一家人的家庭一并納入了樣本，但考慮到中國傳統的“分家”習俗長期存在(許琪，2017)，很多成年子女在組建新的家庭之后便不再與父母是經濟上的共同體，因此這部分家庭的消費行為很難實現精確的測量。為了得到更為精確的分析結果，本文單獨把父母與子女是經濟共同體的樣本進行了回歸分析以檢驗結果的穩健性(見表4)。在除去父母與子女在經濟上不再是一家人的樣本之后，家庭樣本量減少至7147戶。模型9和11僅控制個體特征，模型10和12納入了家庭層面的控制變量。從分析結果來看，當樣本范圍縮小到父母與子女在經濟上是一家人的樣本時，本文的分析結果仍與全樣本結論基本吻合，說明本文的實證研究結果是穩健的。

表4 穩健性檢驗(IV-2SLS)

(五)異質性分析

1.不同家庭生命周期的家庭消費行為差異

由于所處的家庭生命周期不同，子女數量對家庭消費行為的影響會存在一定差異。表5以戶主年齡作為劃分依據考察了不同家庭生命周期中子女數量對家庭消費水平影響的異質性。結果表明，當戶主年齡小于40歲時，子女數量會對家庭人均消費水平產生負面影響，子女數量每增加1個，家庭人均消費水平下降0.33。而對于戶主年齡在40～49歲、50～59歲以及60歲以上的家庭而言，子女數量的增加能帶動家庭人均消費水平的提升，子女數量每增加1個，家庭人均消費水平分別提高0.08、0.27和0.09。表6呈現了不同家庭生命周期中子女數量對家庭發展享樂型消費支出占比的影響結果。從模型17可以看出，當戶主年齡小于40歲時，子女數量與家庭發展享樂型消費支出占比呈顯著的負相關關系，子女數量每增加1個，發展享樂型消費占比下降3.43%；對于戶主年齡在40～49歲、50～59歲以及60歲以上的家庭，子女數量每增加1個，家庭發展享樂型消費支出占比分別提高2.89%、3.38%和1.89%。以上結果和我們的理論預期一致，本文的假設3得到驗證。

表5 子女數量對消費水平的影響(分不同家庭生命周期)

(續表5)

表6 子女數量對消費結構的影響(分不同家庭生命周期)

2.城鄉差異

由于城鄉居民在整體收入水平、公共服務、就業結構等方面存在明顯差異，因此本文在做異質性分析時還考慮了城鄉差異是否會影響子女數量與家庭消費之間的關系。表7呈現了城鄉家庭異質性分析的結果。從消費水平來看，子女數量對農村家庭消費水平的正向效應大于城鎮家庭，子女數量每增加1個，農村和城鎮家庭人均消費水平分別提高0.18和0.10。從消費結構來看，子女數量對城鎮家庭發展享樂型消費支出占比的提升作用大于農村家庭，子女數量每增加1個，農村和城鎮家庭發展享樂型消費支出占比分別提高2.57%和5.20%。這說明子女數量對家庭消費水平和消費結構的影響具有城鄉異質性，子女數量增加對農村家庭人均消費支出的正向效應更大，對城鎮家庭發展消費支出占比的提升作用更明顯。本文的假設4得到驗證。

表7 子女數量對消費水平和消費結構的影響(分城鄉)

(五)中介機制分析

本文將家庭房屋價值作為子女數量影響家庭人均消費水平和發展享樂型消費支出占比的中介變量并對其進行中介效應檢驗，具體檢驗公式見式(3)、(4)、(5)。表8所示為子女數量對家庭人均消費水平的中介效應檢驗結果。在前文的研究中，我們已經明確了子女數量對家庭人均消費水平有著顯著的正面影響，即β1顯著為正。接下來分析子女數量對家庭房屋價值的影響，結果顯示子女數量對房屋價值的正向效應θ1顯著。然后將房屋價值和子女數量同時納入回歸模型進行考察，結果顯示房屋價值對家庭人均消費水平的正向效應γ2顯著，而此時子女數量對家庭人均消費水平的影響系數γ1依舊顯著。

表8 子女數量對家庭人均消費水平和發展享樂型消費支出占比的中介效應檢驗結果(總樣本)

此外，由于城鄉兩類家庭房產價值存在較大差異且子女數量對家庭消費水平和消費結構的影響在城鄉之間存在一定差異，因此本文還比較了家庭房屋資產價值對農村家庭和城鎮家庭的中介效應的異質性。從表9和表10可知，家庭房屋價值對子女數量影響農村家庭人均消費水平的部分中介效應顯著但對子女數量影響城鎮家庭人均消費水平的中介效應不成立，對子女數量影響城鎮家庭發展享樂型消費支出占比的部分中介效應顯著但對子女數量影響農村家庭發展享樂型消費支出占比的中介效應不成立。

表9 子女數量對家庭人均消費水平和發展享樂型消費支出占比的中介效應檢驗結果(農村樣本)

表10 子女數量對家庭人均消費水平和發展享樂型消費支出占比的中介效應檢驗結果(城市樣本)

六、結論與啟示

本文基于2016年CFPS數據，將家庭消費行為分為消費水平和消費結構兩個維度，分別探討了子女數量對家庭人均消費水平以及發展享樂型消費支出占比的影響，比較了不同家庭生命周期的家庭之間、城鎮家庭和農村家庭之間存在的異質性，并分析了子女數量影響家庭消費行為的中介機制，研究結果表明：

第一，本文采取工具變量法處理內生性問題后發現，子女數量的增加能顯著提高家庭人均消費水平和發展享樂型消費支出的占比，這說明子女數量的增加減少了家庭的預防性儲蓄，提高了家庭消費水平，優化了消費結構。第二，由于所處的家庭生命周期不同，子女數量對家庭消費行為的影響具有顯著差異。當戶主年齡小于40歲時，子女數量增加會對家庭人均消費水平以及發展享樂型消費支出占比帶來負面影響；對于戶主年齡在40～49歲、50～59歲以及60歲以上的家庭，子女數量與家庭人均消費水平以及發展享樂型消費支出占比均呈正相關關系。第三，子女數量對家庭消費行為的影響在城鎮家庭和農村家庭之間也存在異質性。由于農村家庭的社會保障水平較低，養兒防老思想更為嚴重，因此子女數量對農村家庭人均消費水平的正向效應大于城鎮家庭，但對城鎮家庭發展享樂型消費支出占比的提升作用大于農村家庭。第四，子女數量的增加一方面通過減少家庭預防性儲蓄直接提高家庭消費水平以及發展享樂型消費支出占比，另一方面也通過家庭房屋資產的增值間接對家庭消費行為產生影響。通過對房屋價值的中介效應檢驗，本文發現房屋價值在子女數量對家庭人均消費水平以及發展享樂型消費支出占比的影響路徑上均起到了部分中介作用，但房屋價值的中介效應在城鄉兩類家庭之間存在異質性，具體表現為：對子女數量影響農村家庭人均消費水平的部分中介效應顯著但對子女數量影響城鎮家庭人均消費水平的中介效應不成立，對子女數量影響城鎮家庭發展享樂型消費支出占比的部分中介效應顯著但對子女數量影響農村家庭發展享樂型消費支出占比的中介效應不成立。

基于上述結論，本文提出以下幾點建議：首先，總體而言子女數量的增加有利于提升家庭消費水平，優化消費結構。政府在全面實施“二胎”政策的同時，也要盡快落實與生育政策配套的設施及服務，提升婦幼保健質量。其次，當戶主年齡小于40歲時，子女數量的增加更多的是提高了住房、食品等生存型消費支出，高昂的住房成本是人們生育意愿降低的重要原因，因此鼓勵生育需要解決好住房問題，可以通過提供保障性住房、實施住房補貼等手段提高民眾的生育意愿。再次，針對城鄉家庭消費行為的異質性，一方面，要積極推進鄉村振興戰略，縮小城鄉家庭在收入水平上的差異，提高農村人口的創收能力；另一方面，要消除城鄉公共服務水平上的差異，實現公共服務均等化，給農村家庭的孩子提供更多的教育機會和更優質的教育資源。最后，要在關注消費水平的同時把握消費結構的變化，積極調整產業結構，引導產業結構與消費結構的變動相適應，在順應消費需求提供高質量消費服務的同時實現產業結構和消費結構的優化升級。