女性勞動參與如何影響家庭消費結構a
——基于微觀調查數據的分析

陳利鋒 李晶晶 林柳琳

1.中共廣東省委黨校 中國特色社會主義研究所，廣東 廣州 510053；2.東江干部學院 教學研究部，廣東 惠州516343；3.中共廣州市委黨校 習近平新時代中國特色社會主義研究中心，廣東 廣州510040

一、引 言

在疫情沖擊、“逆全球化”趨勢和經濟發展轉型等多重背景下，加快構建以國內大循環為主體，國際國內雙循環相互促進的新發展格局勢在必行。一方面，新發展格局下要突出消費環節尤其是居民消費對經濟拉動的基礎性作用。另一方面，消費作為內循環的終點，是改善民生、提升居民幸福指數的關鍵。《中國統計年鑒（2021）》數據顯示，中國居民消費率由1978年的48.8%下降到2019年的39.2%，長期以來持續走低。該數值遠低于2019年世界主要經濟體，如美國67.9%、德國52.4%、英國64.0%、日本55.2%、巴西64.8%、印度60.5%等。挖掘國內市場潛力，促進居民消費水平提升和優化居民消費結構將是新時代實現中國經濟增長動力轉換的關鍵環節。①黃群慧、陳創練：《新發展格局下需求側管理與供給側結構性改革的動態協同》，《改革》2021年第3期。

居民通過就業進而提高家庭收入來影響消費行為。②陳利鋒、李晶晶、張凱鑫：《貨幣政策應該以支持經濟增長為目標嗎——基于包含內生增長的NK－DSGE模型》，《華中科技大學學報（社會科學版）》2022年第1期。中國女性勞動參與率長期位于世界前列。據世界銀行統計數據可知③數據來源于世界銀行網站，https: //data.worldbank.org/。，一方面，與世界主要經濟體相比，中國女性勞動參與率高于其他世界主要經濟體，2020年中國女性勞動參與率為61.82%，高于美國55.39%、德國56.84%、法國50.62%、日本53.18%、韓國53.07%、印度18.63%。另一方面，與過去相比，中國女性勞動參與率自20世紀90年代以來總體上呈下降趨勢，該數值從1990年的73.02%下降到2020年的61.82%。由以上分析可知，中國女性勞動參與率與居民消費率具有大體相同的下降趨勢，但中國女性勞動參與率卻相對較高。本文的研究目的為在中國女性勞動參與率及居民消費率雙雙下降的趨勢下，女性勞動參與對家庭消費的影響如何？女性勞動參與對家庭不同消費結構的影響是否相同？女性勞動參與通過哪些機制影響家庭消費結構？基于此，本文嘗試從女性勞動參與的視角，探討女性勞動參與對家庭消費結構的影響機制和效果。

二、文獻述評

對于女性勞動參與的研究，現有文獻一方面聚焦于解釋女性勞動參與率低的原因，包括從經濟體制角度、家庭結構、生育及養育子女等④彭青青、李宏彬、施新政、吳斌珍：《中國市場化過程中城鎮女性勞動參與率變化趨勢》，《金融研究》2017年第6期。；另一方面聚焦于研究影響女性勞動參與的因素，主要有社會文化、丈夫收入、最低工資以及生育率安排等⑤馬雙、李雪蓮、蔡棟梁：《最低工資與已婚女性勞動參與》，《經濟研究》2017年第6期。。

直接從女性勞動參與角度研究家庭消費結構的文獻較少，更多的是研究女性勞動參與對消費行為、儲蓄率等的影響。尹志超和張誠試圖從女性勞動參與的角度對中國家庭的高儲蓄給出解釋，認為女性勞動市場參與提高了家庭收入，且顯著增加了家庭儲蓄率。⑥尹志超、張誠：《女性勞動參與對家庭儲蓄率的影響》，《經濟研究》2019年第4期。戴納爾斯基（Dynarski）等研究發現家庭在面臨收入波動時，妻子勞動參與獲得的收入能平滑當期消費水平。⑦Dynarski S., Gruber A., Gurtless M., "Can families smooth variable earnings?" Brookings Paper on Economic Activity, 1997, 28, pp, 229-303.阿塔納茲奧（Attanasio）等認為女性勞動力供給作為一種保險機制能對沖收入不確定性風險。⑧Attanasio O., Low H., Sanchez－Marcos V., "Female labor supply as insurance against idiosyncratic risk", Journal of the European Economic Asssociation, 2005, 3, pp. 755-764.

對影響家庭消費結構因素的研究較為豐富。一是家庭層面的研究發現，提高居民消費的關鍵在于提高收入，收入水平的提高會促進家庭消費升級。家庭規模小型化有助于家庭人均消費的增加，即家庭規模小型化在宏觀層面上有助于增加消費總需求。⑨詹鵬、宋蒙蒙、尹航：《家庭規模小型化對家庭消費結構的影響——基于CFPS2014-2016年面板數據的研究》，《消費經濟》2020年第5期。汪偉和劉玉飛研究發現，家庭人口老齡化對居民家庭交通通訊和文教娛樂消費支出占比為負，即人口老齡化對家庭消費結構的影響主要通過提升居民家庭的醫療保健消費實現。①汪偉、劉玉飛：《人口老齡化與居民家庭消費結構升級——基于CFPS2012數據的實證研究》，《山東大學學報(哲學社會科學版)》，2017年第5期。而Loayza等通過跨國面板數據發現，老年撫養比與消費率之間呈正相關關系。②Loayza N., Schmidt－Hebbel K., Serven L., "What drives private saving across the world? ", Review of Economics and Statistics, 2000, 82, pp. 165-181.周廣肅和馬光榮考察了中國家庭的人情支出對正常消費的影響，發現人情支出會提高正常消費傾向。③周廣肅、馬光榮：《人情支出擠出了正常消費嗎?——來自中國家戶數據的證據》，《浙江社會科學》，2015年第3期。二是個人層面的研究發現，女性受教育程度提升可提升女性參與勞動的概率，縮小與男性的性別工資差異。④Malinowski M., Jabońska－Porzuczek L., "Female Activity and Education Levels in Selected European Union countrie ", Research in Economics, 2020, 74, pp. 153-173.李軍等利用中國近十年的省級面板數據研究發現，教育與消費結構呈正向關系，收入在受教育程度與消費結構之間具有完全中介效應。⑤李軍、黃園、謝維怡：《教育對我國城鎮居民消費結構的影響研究》，《消費經濟》2015年第1期。但楊汝岱和陳斌開利用CHIP數據實證發現，高等教育支出對居民消費產生了擠出效應。⑥楊汝岱、陳斌開：《高等教育改革、預防性儲蓄與居民消費行為》，《經濟研究》2009年第8期。

綜上，國內外學者從多角度出發的研究，為解釋中國居民消費結構問題提供了豐富的依據，也為進一步的理論與實證研究奠定了理論基礎。然而仔細分析不難發現，現有分析女性勞動參與更多的是對儲蓄率或消費率的影響研究，鮮有關注消費結構內部變動的。而少數關注消費結構的大都沒有涉及女性勞動參與這一重要因素。基于此，本文的貢獻主要體現在以下兩個方面：一是從女性勞動參與這一視角研究家庭消費結構；二是探究女性勞動參與對家庭消費結構的影響機制。

三、研究設計

（一）數據來源

本文使用的初始數據，源于北京大學中國社會科學調查中心（ISSS）于2010年開始的中國家庭追蹤調查（CFPS），本文分析使用的是2018年調查數據。該項調查覆蓋全國95%的人口，涉及居民收入、消費、健康、教育和社會活動等多個方面，且詳細記錄了家庭收入、消費支出、資產負債等經濟數據，是較為理想的研究數據來源。根據研究內容的需要，我們對樣本進行篩選。首先，本文研究對象為女性勞動參與，參考尹志超和張誠的研究，考察對象為年齡位于20—55歲的女性。⑦尹志超、張誠：《女性勞動參與對家庭儲蓄率的影響》，《經濟研究》2019年第4期。其次，保留家庭收入和消費為正的數據，刪除當年消費支出為0的數據。再次，刪除關鍵變量缺失、無效的數據。最終得到共計9537組數據樣本。

（二）變量說明

1．被解釋變量——家庭消費結構

一般而言，家庭總消費中，食品、服裝、住房、水電、燃料、交通、教育以及文化娛樂等各項支出構成的比例狀態，就是家庭消費結構。本文參考齊紅倩和劉巖的分類，將居民家庭生活消費歸類分為生存型、享受型和發展型。①齊紅倩、劉巖：《人口年齡結構變動與居民家庭消費升級——基于CFPS數據的實證研究》，《中國人口·資源與環境》2020年第12期。其中，生存型消費包括食品、衣著和居住的消費，享受型消費包括家庭設備、醫療保健和交通與通訊的消費，發展型消費是指文化娛樂的消費，并用享受型消費與發展型消費總和占總消費的比重來衡量消費升級。本文考察變量為生存型消費占總消費的比重、享受型消費占總消費的比重、發展型占總消費的比重以及消費升級。

2．解釋變量——女性勞動參與

本文結合CFPS的問卷設置，以及參考馬雙等②馬雙、李雪蓮、蔡棟梁：《最低工資與已婚女性勞動參與》，《經濟研究》2017年第6期。對女性勞動參與的做法，將女性勞動參與定義為：年齡位于25—55歲的女性，在過去一周從事了農業工作、掙工資的工作、個體/私營經濟活動等，但不包括在家做家務和義務的志愿活動。符合上述條件的定義為參與勞動，取值為1，否則為0。

3．控制變量

考慮到遺漏重要的解釋變量可能造成估計結果有偏，借鑒已有文獻，從家庭層面與個人層面選取了如下控制變量：

家庭層面的控制變量如下。（1）家庭收入，即家庭各項收入的合計，直接采用CFPS調查出的家庭當年收入。（2）家庭規模，直接采用CFPS調查出的家庭人口數。（3）少兒撫養比，是指家庭人口中16歲及以下人口占總人口的比重。（4）老年撫養比，是指家庭人口中65歲及以上人口占總人口的比重。（5）戶籍類型，戶籍類型為考察當年的戶籍類型，城鎮為1，農村為0。（6）人情禮支出，即考察當年家庭人情禮金的支出。（7）醫療總花費，即考察當年家庭醫療總花費。

個人層面的控制變量如下。（1）健康狀況，根據問卷調查結果，數值越高則越健康，將不健康設置為1，一般為2，比較健康為3，很健康為4，非常健康為5。（2）受教育年限，其中文盲為0，小學為6，初中為9，高中為12，中專為13，大專為15，本科為16，碩士研究生及以上為19。變量的描述性統計如表1所示。

表1 變量的描述性統計

（三）模型構建

為檢驗女性勞動參與對家庭消費結構的直接影響，本文構建如下基準模型：

其中，式（1）各變量下標i表示個體。個體i的消費結構CS主要包括生存消費占比、享受消費占比、發展消費占比，同時也考察了消費升級。Employ表示女性勞動參與，X為家庭層面的控制變量，Z為個體層面的控制變量，β0為常數項，β1、β2、β3為回歸系數，ε為隨機擾動項。

四、實證分析

（一）基準回歸

首先分析女性勞動參與對家庭消費結構的影響，回歸結果如表2所示。表2中，第（1）列是女性勞動參與對家庭生存消費占比的影響，第（2）列是女性勞動參與對家庭享受消費占比的影響，第（3）列是女性勞動參與對家庭發展消費占比的影響，第（4）列是女性勞動參與對家庭消費升級的影響。

回歸結果顯示，女性勞動參與對家庭生存消費、享受消費、發展消費以及消費升級的影響均顯著。具體來看，女性勞動參與抑制了家庭生存消費占比，促進了家庭享受消費、發展消費的占比，也有利于促進家庭消費升級。從數值大小上看，女性勞動參與對家庭消費升級產生的影響較大，且享受消費的影響大于發展消費。本文認為，女性勞動參與會提高女性消費者的收入水平，而女性消費者有較高的物質追求、自我價值和自我饋贈追求，收入水平的提高會促使女性勞動者偏向于享受型和發展型消費，以及促進家庭消費的升級。

從控制變量上看，家庭收入的提升不利于家庭生存消費，但促進了家庭消費升級和家庭發展型消費，這符合恩格爾定律。家庭規模人口的下降即家庭人口規模小型化有利于家庭生存消費與享受消費的提升，不利于家庭發展型消費與消費升級，這與詹鵬等的研究①詹鵬、宋蒙蒙、尹航：《家庭規模小型化對家庭消費結構的影響——基于CFPS2014—2016年面板數據的研究》，《消費經濟》2020年第5期。一致。少兒撫養比與老年撫養比的上升有利于提高家庭生存消費占比與享受消費占比，即家庭中幼齡人口與老年人口占比越高，生存消費與享受消費占家庭消費的總比重越高。從回歸結果可以看出，人情禮支出相對擠出了家庭的生存消費，且擠出效應加大，但促進了家庭消費的升級。同樣的，家庭當年的醫療花費也相對擠出了家庭生存消費，抑制了家庭發展型消費，說明醫療花費對家庭生存和發展消費產生了擠出效應。醫療花費促進了家庭享受消費占比，醫療花費主要通過促進享受消費中醫療保健中的占比而提升享受消費占比，這與汪偉和劉玉飛的研究②汪偉、劉玉飛：《人口老齡化與居民家庭消費結構升級——基于CFPS2012數據的實證研究》， 《山東大學學報(哲學社會科學版)》2017年第5期。一致。被考察對象的健康程度水平越高，越有利于家庭生存消費占比的提升。最后，被考察對象的教育程度年限越高，越有利于家庭發展型消費，不利于家庭享受型消費占比的提升，即教育程度更高的女性更偏向于家庭發展型消費的支出。

（二）穩健性檢驗

本文首先就模型可能存在的內生性問題給予檢驗，其次分別就模型的穩健性檢驗與樣本的穩健性檢驗展開分析。考慮篇幅的影響，此處及下文均不再報告系列控制變量的回歸結果，下文如無特殊說明，控制變量均與基準回歸保持一致。

1．內生性分析

在基準模型中，女性是否參與勞動可能存在內生性問題。比如，可能存在遺漏變量，個體的消費習慣、文化風俗以及性格偏好等不可觀測的變量也可能會對女性勞動市場參與以及家庭消費決策和消費結構產生影響。針對可能存在的內生性問題，本文進行了Durbin－Wu－Hausman檢驗的內生性結果。結果如表3所示：p值均在1%的水平內拒絕了模型不存在內生性的問題。

為克服內生性問題，本文采用工具變量法予以解決，選取與配偶的親密關系作為解決內生問題的工具變量，數據直接來源于CFPS2018中“與配偶的親密關系”這一調查結果，取值范圍為1—5的離散變量，其中數值越大，與配偶的關系越親密。理論上看，與“配偶的親密關系”的高低會影響女性參與勞動市場，而對家庭消費結構的影響甚微。工具變量回歸結果如表3第（1）行所示。

表3 穩健性檢驗結果

首先采用Wald F 統計量對工具變量進行檢驗，根據Stock和Yogo的經驗值①Stock J., Yogo M., "Identification and inference for econometric models：Asymptotic distributions of instrumental variables statistics with many instruments", Journal of the American Statistical Association, 2005, 89, pp. 1319-1320.，在10%的臨界值下，F值為16.38。檢驗報告顯示一階段 F統計量遠遠高于10%的顯著性水平上的臨界值，說明選取“配偶的親密關系”來解決模型存在的內生性問題是合適的，且不存在弱工具變量選擇問題。其次，估計結果表明在考慮了內生性問題后，女性參與勞動市場對家庭消費結構與消費升級的影響依然顯著，說明上述回歸結論基本穩健。

2．模型的穩健性檢驗

本文通過選用Tobit模型從模型層面對基準回歸進行穩健性檢驗，結果如表3第（2）行所示。Tobit回歸結果顯示，女性勞動市場參與對家庭生存消費的影響為負，對家庭享受型消費、發展型消費以及消費升級的影響依然為正，且回歸系數的大小與基準回歸基本保持一致，進而從模型層面說明了回歸的穩健性。

3．樣本的穩健性檢驗

基本回歸中家庭收入介于0—200萬元，考慮到家庭收入過高或過低對回歸結果的影響，為了剔除異常值的影響，針對“家庭收入”這一變量在前后1%水平上進行了Winsorize縮尾處理。估計結果如表3第（3）行所示。結果顯示，在對樣本進行縮尾處理后，女性勞動市場參與對家庭生存消費的影響為負，對家庭享受型消費、發展型消費與消費升級的影響為正，且從回歸大小看與基準回歸基本保持一致，從而從樣本層面說明了回歸的穩健性。

（三）異質性分析

本文分別對樣本從年齡、區域進行了異質性檢驗，結果如表4所示。

表4 異質性回歸結果

首先是年齡異質性分析，年齡介于20—30歲的女性參與勞動，對家庭享受消費的影響是顯著為正的，說明相對年輕的女性對享受消費的偏好較大。而對家庭發展消費的影響為負，原因可能是對享受消費的偏好相對擠出了家庭發展型消費。與年輕女性不同，較為年長的女性（年齡介于40—55歲），更加偏好發展型消費。具體體現為位于40—55歲的女性參與勞動對家庭發展消費和消費升級的影響顯著為正，而對家庭享受消費的影響不顯著。換言之，年齡位于20—30歲的女性更加偏好享受型消費，而年齡位于40—55歲的女性更加注重家庭發展型消費以及消費的升級。

其次是區域異質性分析，無論是東部地區還是中西部地區，女性勞動參與對家庭生存消費的影響為負，對享受消費、發展消費與消費升級的影響為正，這與基準回歸保持一致。從回歸大小看，無論是家庭消費結構，還是家庭消費升級，位于中西部地區的女性勞動參與所產生的影響均要高于位于東部地區的女性。說明，中西部地區的女性勞動參與對家庭消費的影響更大。

五、影響機制檢驗

為檢驗女性勞動參與影響家庭消費結構的影響機制，本文構建如下中介效應模型：

其中，Interv為中介變量，ε為隨機擾動項，i表示個體單位，其余變量同上。β、κ、λ為回歸系數。

參考溫忠麟和葉寶娟①溫忠麟、葉寶娟：《中介效應分析：方法和模型發展》，《心理科學進展》2014年第5期。中介效應檢驗思路如下：首先估計式（2）（與基準回歸一致）系數β1，在顯著的基礎上進一步估計式（3）和式（4），若式（3）中系數κ1和式（4）中的系數λ1均顯著，說明女性勞動市場參與通過中介變量作用于家庭消費結構。在此基礎上，若式（4）中的λ2不顯著，則說明中介變量發揮了完全中介效應。若式（4）中的λ2依然顯著，比較κ1*λ1與λ2系數的符號，同號屬于部分中介效應。最后，如果式（3）中的系數κ1和式（4）中的系數λ1至少有一個不顯著，則需要用Sobel Test檢驗中介效應的存在。

關于模型的選擇，考慮到中介變量是離散變量，因此在檢驗中介效應第二步即檢驗女性勞動市場參與對中介變量的影響時，選擇Ordered Logit模型，并匯報回歸系數。由基準回歸可知，中介效應第一步即驗證女性勞動參與對家庭生存消費、享受消費、發展消費與消費升級的影響均顯著，即式（2）系數β1顯著。接下來分別就三大中介變量分別進行機制檢驗。

（一）個人對未來信心的中介效應檢驗

個人對宏觀經濟的預期會影響他們的消費行為和股票購買行為①Christopher R., Johannes W., "How do expectations about the macro－economy affect personal expectations and behavior? ", The Review of Economics and Statistics, 2019, 102, pp. 1-45.。本文選擇個人對未來的信心程度作為中介變量，數據直接來源于CFPS2018，根據問卷中“您對未來的信心程度有多高”，為1—5的離散變量，其中數值越高，表示對未來的信心程度越高。結果見表5。列（1）為在控制系列控制變量的條件下，女性勞動參與對未來信心的影響。列（2）－列（5）為在控制系列控制變量的條件下，考察女性勞動參與與未來信心同時對家庭消費結構和消費升級的影響。

表5 未來信心的中介效應檢驗

結果表明，女性勞動參與對未來信心的影響在5%的顯著性水平下為正，即中介效應第二步成立。接著檢驗中介效應第三步即考察未來信心與女性勞動參與同時對家庭消費結構的影響，首先未來信心對家庭生存消費、享受消費以及消費升級的影響均顯著，說明中介效應成立。其次在加入未來信心這一中介變量后，女性勞動參與對家庭生存消費與消費升級的影響也均顯著，說明未來信心在女性勞動參與對家庭生存消費與消費升級的影響中發揮的是部分中介效應。

（二）個人對他人信任的中介效應檢驗

“個人對他人信任”這一中介變量來源于問卷中“對鄰居的信任度”這一調查內容，為1—10的離散變量，數值越高，表示考察對象對他人的信任度越高。個人對他人信任的中介效應檢驗結果如表6所示。與上文類似，列（1）為解釋變量即女性勞動參與對中介變量即個人對他人的信任的影響。列（2）—列（5）為考察個人對他人信任和女性勞動參與同時對家庭消費的影響。

表6 他人信任的中介效應檢驗

結果表明，首先女性勞動參與對個人對他人信任在5%的顯著性水平顯著，即中介效應第二步成立。繼續檢驗可知，他人信任對家庭生存消費、享受消費、發展消費以及消費升級的影響均顯著，說明中介效應成立。而在添加他人信任這一中介變量后，女性勞動參與對家庭生存消費、享受消費、發展消費以及消費升級的影響均顯著，以上分析說明他人信任在女性勞動參與對家庭消費的影響中發揮的是部分中介效應。

（三）個人成就感的中介效應檢驗

“個人成就感”這一中介變量，來源于問卷中“個人成就感”這一變量，為1—5的離散變量，數值越高，說明個人的成就感越高。個人成就感的中介效應檢驗結果如表7所示。其中列（1）為女性勞動參與對個人成就的影響，列（2）－列（5）為女性勞動參與和個人成就對家庭消費的影響結果。

表7 個人成就的中介效應檢驗

結果表明，女性勞動參與對個人成就的影響通過了1%的顯著性水平檢驗。在同時加入女性勞動參與與個人成就感后，個人成就感對家庭生存消費、享受消費以及消費升級的影響均顯著，同時女性勞動參與對家庭生存消費、享受消費以及消費升級的影響也均顯著，說明女性勞動參與通過影響個人成就進而影響了家庭生存消費、享受消費與消費升級。

六、結論與建議

本文利用2018年中國家庭追蹤調查數據，分別考察女性勞動參與對中國家庭消費結構的影響，同時檢驗個人未來預期、個人對他人的信心以及個人成就感在女性勞動參與對家庭消費結構中所發揮的中介效應。主要研究結論有四。（1）女性勞動參與不利于家庭生存消費占比的提升，但有助于家庭享受型消費與發展型消費占比的提升，且有利于家庭消費升級。（2）除女性勞動參與，影響家庭消費結構因素還有家庭收入、家庭規模、少兒及老年撫養比、戶籍類型、家庭人情禮金支出、家庭醫療總花費、受教育水平、健康狀況等。（3）異質性分析表明，年齡位于20—30歲的女性勞動參與對家庭享受消費的影響更大，從而會擠出部分家庭發展消費。而年齡位于40—55歲即較為年長的女性參與勞動，對家庭發展的影響顯著為正，而對享受消費影響并不顯著。此外，與東部地區相比，位于中西部地區的女性勞動參與對家庭消費結構和消費升級的影響較大。（4）機制分析表明，女性勞動參與會通過提升個人未來預期、個人對他人的信心程度以及個人成就感抑制家庭生存消費，促進享受消費以及消費升級，女性勞動參與會通過提升個人對他人的信任促進家庭發展消費。

基于上述研究，本文提出三個建議。（1）重視女性勞動參與對家庭消費結構的影響。較之于男性，女性擁有較高的消費潛力與欲望。在加快形成以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局背景下，通過鼓勵女性參與勞動，進而挖掘居民消費潛力尤其是女性消費潛力。（2）鼓勵女性就業等相關制度體系的建設，既要考慮全國的一般性，也要兼顧區域與年齡的差異性。營造有利于女性勞動參與和實現個人發展的社會文化環境，完善女性勞動參與的社會保障制度，消除就業的性別歧視，推動經濟增長與社會公平。（3）通過適當引導，鼓勵女性進入勞動市場。通過幫助樹立個人信心，加大個人對未來的正向預期，從而達到鼓勵消費的效果。鑒于此，加強子女教育、養老以及就業等方面的保障，健全相關產業體系的構建與發展，消除女性在參與勞動市場時的后顧之憂。