蘇華山 呂文慧 張運(yùn)峰

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未婚家庭成員人數(shù)對家庭儲蓄率的影響*——基于CFPS面板數(shù)據(jù)的研究

蘇華山 呂文慧 張運(yùn)峰

（南京財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 江蘇南京 210023）

本文使用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的面板數(shù)據(jù)，研究了家庭中未婚成員人數(shù)對家庭儲蓄率的影響。我們發(fā)現(xiàn)：首先，家庭未婚成員人數(shù)的增加顯著地提高了家庭儲蓄率。其次，分性別研究表明，盡管未婚男性和未婚女性成員人數(shù)對家庭儲蓄率都有正向影響，但未婚男性的影響程度比未婚女性更大。進(jìn)一步分年齡段的研究表明，家庭為未婚成員所作的儲蓄具有明顯的生命周期特征：16-30歲、31-40歲未婚男性和16-30歲未婚女性人數(shù)都對家庭儲蓄率有正向影響，其余年齡段的未婚成員人數(shù)對家庭儲蓄率無顯著影響。最后的面板分位數(shù)回歸顯示未婚家庭成員人數(shù)對低儲蓄率家庭的影響更大。

未婚 儲蓄率 競爭性儲蓄 性別 年齡

一、引 言

中國居民的儲蓄率高居世界前列（Chamon和Prasad，2010；Yang等，2012），引起國內(nèi)外的廣泛關(guān)注。然而，傳統(tǒng)的研究僅從宏觀層面解釋居民儲蓄率，由于無法分析微觀主體的特征對儲蓄率的影響，因而并不能準(zhǔn)確地把握這一問題。本文使用中國家庭追蹤調(diào)查（簡稱為CFPS）的面板數(shù)據(jù)，從微觀的家庭層面出發(fā)，詳細(xì)地研究了未婚家庭成員人數(shù)對家庭儲蓄率的影響，為中國居民的高儲蓄現(xiàn)象提供了一種新的解釋。

儲蓄率是經(jīng)濟(jì)主體跨期最優(yōu)化決策的結(jié)果。居民的儲蓄決策通常是基于家庭層面作出的，所以，本文以家庭作為研究的對象。本研究是在婚姻與家庭經(jīng)濟(jì)學(xué)思潮的指引下提出的，家庭的內(nèi)部結(jié)構(gòu)和具體特征對其資源配置的決策具有重要影響。由于家庭成員的婚姻狀況關(guān)系到家庭的福利（Becker，1973、1981），因而是家庭關(guān)注的重要事項之一。在婚姻匹配過程中，儲蓄率又會影響人們婚配的成功率和質(zhì)量。所以，基于上述邏輯關(guān)系，家庭成員婚姻狀況是影響家庭儲蓄決策的重要因素。更直接地說，家庭會為了促進(jìn)其未婚成員的婚配而提高儲蓄率，接下來簡要地闡述其內(nèi)在作用機(jī)制。

家庭提高儲蓄率能夠增加其未婚成員在婚姻市場的競爭力?；橐銎ヅ淇梢钥醋饕环N競爭性的市場機(jī)制，在婚姻市場上未婚男性和女性通過尋覓最佳的配偶以實現(xiàn)最大利益。在基于自愿和相愛兩個條件而結(jié)合的婚姻中，男女雙方匹配的結(jié)果是正向匹配，即頭等男性與頭等的女性結(jié)婚，次等男性與次等女性結(jié)婚，以此類推（Becker, 1981）。在特定的婚姻子市場上，人們對于未婚男女的質(zhì)量排序標(biāo)準(zhǔn)具有共識。影響質(zhì)量排序的因素包括受教育水平、智力、身高、個人魅力、物質(zhì)條件等。在短期內(nèi)，智力、外貌、受教育水平、個人魅力等狀況難以改變，但家庭可以通過提高儲蓄率以改善未婚成員的物質(zhì)條件，從而提高其在婚姻市場質(zhì)量排序中的地位。對此，Wei和Zhang（2011）首次提出競爭性儲蓄一詞，用于描述為了增強(qiáng)在婚姻市場的競爭優(yōu)勢所進(jìn)行的儲蓄。如果家庭中存在未婚成員，那么，家庭便有為其進(jìn)行競爭性儲蓄的激勵。只要提高儲蓄率給未婚成員在婚姻方面帶來的收益超過增加儲蓄的成本，家庭便會繼續(xù)提高儲蓄率，直至增加儲蓄的邊際收益等于邊際成本為止。

在中國的婚姻習(xí)俗和社會觀念中，人們對于未婚男性和未婚女性在婚姻市場競爭力的評價方式存在明顯的差異。人們通常認(rèn)為物質(zhì)條件對于未婚男性的競爭力評價更為重要，這是因為，傳統(tǒng)的觀念認(rèn)為，女方嫁入男方家庭，理應(yīng)由男方提供家庭生活的物質(zhì)保障，并在婚禮中承擔(dān)聘禮、宴席等大部分的支出（熊鳳水，2009）。與此相反，未婚女性的物質(zhì)條件雖然也是影響其婚配競爭力的因素，但是，其影響程度弱于男性，人們通常更注重女性本人的素質(zhì)和容顏。表現(xiàn)在儲蓄率方面，就是男性的未婚狀態(tài)會使家庭儲蓄率提高更多，因為，由此帶來的物質(zhì)條件的改善對其婚配競爭力的提升更明顯，預(yù)期收益更大。

此外，家庭成員的未婚狀態(tài)對家庭儲蓄率有多大的影響，還取決于家庭當(dāng)前的儲蓄率水平。如果家庭當(dāng)前的儲蓄率處于較低水平，那么，增加競爭性儲蓄的邊際成本較小，儲蓄率的提升空間也較大，此時，家庭成員的未婚狀態(tài)會使家庭儲蓄率提升較多。相反，如果家庭儲蓄率已經(jīng)處于較高水平，那么家庭成員的未婚狀態(tài)對儲蓄率的影響較小。我們在下文的實證研究中，通過面板數(shù)據(jù)的分位數(shù)回歸證實了這一命題。

過去二十多年來，我國關(guān)于家庭儲蓄的研究逐步由宏觀層面轉(zhuǎn)向微觀層面，更多地利用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)開展研究。學(xué)者們研究了收入（楊天宇和榮雨菲，2015；易行健等，2014）、房價（趙西亮等，2013；李雪松和黃彥彥，2015）、社會保險（周曉艷等，2011；沈坤榮和謝勇，2012；白重恩等，2012；馬光榮和周廣肅，2014）、習(xí)慣形成（杭斌，2009）、饑荒經(jīng)歷（程令國和張曄，2011）等諸多因素對家庭儲蓄的影響，研究的視角是多種多樣的，但迄今鮮見關(guān)于家庭成員婚姻狀況對家庭儲蓄率影響的研究。

上述的基于微觀層面的儲蓄率研究，為本文提供了良好的借鑒和啟發(fā)。家庭在進(jìn)行儲蓄率的決策時，不但受到傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)因素的影響，還受到家庭及其成員的各項非經(jīng)濟(jì)特征的影響。國內(nèi)的研究尚未涉及家庭成員的婚姻狀況對儲蓄率的影響。婚姻狀況雖然傳統(tǒng)上屬于社會學(xué)研究的領(lǐng)域，但是，由于婚姻狀況是關(guān)系家庭福利的重要事項，與家庭的諸多經(jīng)濟(jì)決策，包括儲蓄率的決策緊密相關(guān)。家庭成員的婚姻狀況對于家庭儲蓄率的影響狀況如何，需要通過實證研究得出準(zhǔn)確的結(jié)論。本文以此為契機(jī)開展研究，在研究的視角、內(nèi)容和結(jié)論方面都具有新意。

在理論方面，Wei和Zhang（2011）與本文的關(guān)系最為密切，此文首次提出競爭性儲蓄動機(jī)理論，其核心思想是：由于婚姻市場的性別失衡，導(dǎo)致過剩的未婚男性在婚姻市場面臨巨大的競爭壓力。為了增強(qiáng)自身在婚姻市場的競爭力，未婚男性需要提前進(jìn)行更多的儲蓄。但此文認(rèn)為，女性未婚狀態(tài)對家庭儲蓄率的影響不確定：一方面，在未婚女性相對短缺的情況下，她們預(yù)期可以找到收入更高的配偶，因而減少儲蓄；另一方面，她們也可能為了保持婚后的談判地位而增加儲蓄。本文的研究與Wei 和 Zhang（2011）既有聯(lián)系，又有顯著的區(qū)別。我們在分析未婚家庭成員人數(shù)對家庭儲蓄率的影響時，所使用的作用機(jī)制主要是競爭性儲蓄理論。但是，本文提出競爭性儲蓄動機(jī)并不依賴于婚姻市場的性別失衡，而且對未婚男性和女性都適用，對Wei和Zhang（2011）進(jìn)行了拓展和檢驗。與此文的主要區(qū)別如下：

第一，關(guān)注的解釋變量不同。Wei和Zhang（2011）認(rèn)為競爭性儲蓄主要源于性別失衡，因此，以地區(qū)的性別比作為解釋家庭競爭性儲蓄的主要變量。而我們主要分析未婚家庭成員的人數(shù)對于家庭儲蓄的影響，而不使用地區(qū)性別比。原因在于：（1）由于人口流動和婚姻的異地匹配越來越頻繁，難以用地區(qū)的性別比衡量婚姻市場的性別失衡；（2）性別失衡并非競爭性儲蓄的決定性因素。因為未婚者總是希望提高自身在婚姻市場的競爭力排序，所以，無論性別是否失衡，競爭性儲蓄都是普遍存在的。性別失衡只是增強(qiáng)了過剩一方的競爭性儲蓄動機(jī)而已。

第二，研究的內(nèi)容和結(jié)論不同。（1）Wei和Zhang（2011）認(rèn)為未婚女性不存在顯著的競爭性儲蓄動機(jī)，但本文研究發(fā)現(xiàn)，女性的未婚狀態(tài)顯著增加了家庭儲蓄率，但影響程度低于男性。（2）本文研究了不同年齡段的未婚男性和女性數(shù)量對家庭儲蓄率的影響，并進(jìn)一步使用面板分位數(shù)回歸，研究了在不同儲蓄率分布水平上，未婚家庭成員人數(shù)對家庭儲蓄率的影響，這是Wei和Zhang（2011）尚未探討的內(nèi)容。

第三，本文的實證研究所使用的數(shù)據(jù)質(zhì)量更高。Wei和Zhang（2011）的研究僅使用了2002年中國家庭收入調(diào)查的截面數(shù)據(jù)。而本文使用了2010、2012和2014年CFPS的面板數(shù)據(jù)，更有效地減少了內(nèi)生性偏誤。而且本文所用的數(shù)據(jù)很新，得出的結(jié)論能夠代表這一問題的現(xiàn)狀。

本文接下來的內(nèi)容安排是：第二部分，數(shù)據(jù)處理、變量定義與描述性統(tǒng)計；第三部分，實證研究；第四部分，穩(wěn)健性檢驗；第五部分，結(jié)論。

二、數(shù)據(jù)處理、變量定義與描述性統(tǒng)計

本文使用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)開展實證研究。CFPS通過對全國25個省份的162個縣的635個社區(qū)（或村莊）進(jìn)行抽樣調(diào)查，得到社區(qū)、家庭、成年人和兒童四個層面的數(shù)據(jù)。CFPS已于2010、2012和2014年進(jìn)行了三次調(diào)查。該調(diào)查采用了分層多階段的抽樣方法，對全國人口具有95%的代表性（Xie, 2012）。本文以家庭作為研究的基本單位，使用2010、2012和2014年CFPS的家庭、成年人和兒童數(shù)據(jù)，經(jīng)整理得到所需的家庭面板數(shù)據(jù)。接下來，簡要地闡述本文所使用的變量及數(shù)據(jù)處理過程。

第一類變量來自于家庭數(shù)據(jù)庫，這些變量包括家庭規(guī)模、是否為城鎮(zhèn)家庭、年收入、凈資產(chǎn)、儲蓄率。家庭規(guī)模指的是家庭成員的人數(shù)；是否為城鎮(zhèn)家庭為虛擬變量，農(nóng)村家庭取值為0，城鎮(zhèn)家庭取值為1。除了儲蓄率之外，上述其余變量可以從家庭數(shù)據(jù)中直接獲取。

儲蓄率是本文實證研究的被解釋變量，接下來，給出三種儲蓄率的定義。第一種儲蓄率是直接根據(jù)其經(jīng)濟(jì)學(xué)含義，用家庭收入減去家庭消費支出，再除以家庭收入，記作sr。該定義的優(yōu)點是直觀，實證結(jié)果容易理解。表達(dá)式如下列（1）式所示：

sr=（家庭收入-家庭消費支出）/ 家庭收入 （1）

第二種儲蓄率的定義是借鑒Chamon和Prasad（2010）的做法，將儲蓄率定義為家庭收入的對數(shù)減去家庭消費支出的對數(shù)，記作sr，表達(dá)式如（2）式所示：

sr= 家庭收入的對數(shù)– 家庭消費支出的對數(shù) （2）

與sr相比，sr由于采用對數(shù)的形式，因此，更加有助于減少極端的離群值對計量分析的負(fù)面影響，其誤差項也更加趨近于正態(tài)分布。

接下來，我們定義第三種儲蓄率。對于家庭而言，考慮到醫(yī)療支出和教育支出屬于非常規(guī)性支出，其中醫(yī)療支出具有很強(qiáng)的不確定性，會使家庭短期消費支出發(fā)生劇烈波動。而教育支出則屬于階段性的支出，且具有很強(qiáng)的剛性。因此，我們從家庭消費中扣除醫(yī)療支出和教育支出后，得到常規(guī)的消費支出。然后，用家庭收入扣除常規(guī)消費支出后，再除以家庭收入，得到第三種家庭儲蓄率，記作sr，表達(dá)式如（3）式所示：

sr= [家庭收入-（家庭消費支出-醫(yī)療支出-教育支出）] /家庭收入 （3）

在下文的實證研究中，我們主要以sr作為被解釋變量，因為這種定義符合儲蓄率的本意，其數(shù)值最為直觀，回歸結(jié)果也最易理解和解釋。僅在第四部分的穩(wěn)健性檢驗中會用到sr和sr。

第二類變量來自于成年人數(shù)據(jù)庫。我們根據(jù)成年個體的數(shù)據(jù)得到相應(yīng)的家庭特征變量。為此，本文采取的處理策略是，按照個人某一方面的特征，處理得到相應(yīng)的虛擬變量，然后，使用Stata軟件的命令，按照家庭代碼對此虛擬變量進(jìn)行加總，就可以得到家庭中具備此特征的總?cè)藬?shù)。例如，根據(jù)個人婚姻狀況的調(diào)查數(shù)據(jù)，生成“是否為未婚”的虛擬變量，未婚取值為1，否則為0。對此虛擬變量按家庭代碼加總后，得到的就是“家中未婚成員的人數(shù)”。

運(yùn)用此方法從成年人數(shù)據(jù)庫中生成的家庭變量包括：家中的男性人數(shù)、女性人數(shù)、正在上學(xué)的人數(shù)、受過高等教育的人數(shù)、身體不健康的人數(shù)、有工作的人數(shù)、無社保的人數(shù)、未婚人數(shù)、未婚女性人數(shù)、未婚男性人數(shù)。本文進(jìn)一步將未婚者按年齡段分為三類，分別是16-30歲、31-40歲、40歲以上，然后，得到了家庭中這三個年齡段的未婚男性和未婚女性的人數(shù)。此外，為了控制家庭里成年人的年齡結(jié)構(gòu)，我們處理得到家中16-30歲、31-40歲、40-60歲、60歲以上的人數(shù)。

第三類變量來自于兒童數(shù)據(jù)庫，根據(jù)兒童的年齡變量，處理得到家中0-5歲和6-15歲兒童的數(shù)量，處理方法與成年人數(shù)據(jù)相同。

第四類變量只有一個，即家庭成員的平均年齡，是根據(jù)成年人和兒童兩個數(shù)據(jù)庫綜合處理得到的。具體而言，先分別計算家庭中成年人和兒童的總年齡，然后用兩者之和除以家庭總?cè)藬?shù)。

在處理上述各類數(shù)據(jù)的過程中，剔除了缺失值以及無效數(shù)據(jù)。我們發(fā)現(xiàn)儲蓄率sr具有很明顯的向左拖尾的特征，少量樣本的負(fù)儲蓄率絕對值很大，儲蓄率最小值達(dá)到-31529，這些極端值代表著一些的非正常情形，①為了避免極端數(shù)值對實證結(jié)果的負(fù)面影響，本文參考李雪松和黃彥彥（2015）的處理方法，對sr采取左側(cè)截尾處理，刪除sr小于-200%的觀測值。最后，將2010年、2012年和2014年的三份截面調(diào)查數(shù)據(jù)合并，刪除只有一年或兩年數(shù)據(jù)的樣本，得到平衡面板數(shù)據(jù)，包含5217個家庭的15651個觀測值。根據(jù)處理后的樣本數(shù)據(jù)，我們得到主要變量的統(tǒng)計特征，如表1所示。②接下來，主要根據(jù)表1的結(jié)果進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計分析

注：年收入的單位為百萬元。

首先，我們分析儲蓄率的概況。家庭的平均儲蓄率為10.6%，但樣本的總體儲蓄率為44.6%①。前者大幅小于后者，表明家庭儲蓄率兩極分化嚴(yán)重。大量家庭儲蓄率很低，甚至為負(fù)值，這使得平均儲蓄率較低。但少量高儲蓄率家庭，其收入和儲蓄數(shù)額都很大，拉高了居民的總體儲蓄率。鑒于家庭儲蓄率分布很不均衡，因此，在下文的實證研究中納入的面板分位數(shù)回歸是很有必要的。

其次，分析未婚家庭成員的概況。家庭規(guī)模平均為3.8人，城鎮(zhèn)家庭在總樣本中的比例為43%。平均每戶的未婚成員數(shù)為0.43人，戶均未婚男性為0.25人，而未婚女性僅為0.18人，未婚男性是未婚女性的1.39倍，表明在婚姻匹配中存在較為嚴(yán)重的性別失衡，未婚男性絕對過剩。然后，我們進(jìn)一步查看未婚者的年齡結(jié)構(gòu)，發(fā)現(xiàn)無論男性還是女性，未婚者大多數(shù)集中在16-30歲，表明此年齡段是婚姻匹配的主要階段。在30歲之后的年齡段，未婚者性別失衡更嚴(yán)重。在31-40歲和40歲以上階段，未婚男性都是未婚女性的5.7倍，這是因為在男多女少情況下，女性大多在30歲以前結(jié)婚，而未婚男性因絕對過剩仍有較多人未找到配偶。

三、實證研究

（一）未婚家庭成員人數(shù)對家庭儲蓄率的影響

首先，我們構(gòu)建了一個基礎(chǔ)的框架，在不區(qū)分未婚家庭成員的性別和年齡特征的情況下，研究家庭中未婚成員人數(shù)對家庭儲蓄率的影響。如（4）式所示，sr為家庭儲蓄率，unm為未婚家庭成員人數(shù)，x為控制變量組成的向量。全部控制變量包括兩類：家庭經(jīng)濟(jì)狀況類變量（家庭的年收入、凈資產(chǎn)、總負(fù)債），家庭的非經(jīng)濟(jì)特征類變量（家中的男性人數(shù)、女性人數(shù)、正在上學(xué)人數(shù)、受過高等教育人數(shù)、身體不健康的人數(shù)、有工作的人數(shù)、無社保的人數(shù)、家庭規(guī)模、是否為城鎮(zhèn)家庭、家庭成員的平均年齡，以及家庭中0-5歲、6-15歲、16-30歲、31-40歲、41-60歲的人數(shù)①）。

接下來，使用雙向固定效應(yīng)回歸方法，通過加入不同的控制變量，分四種情形進(jìn)行估計，結(jié)果分別記作模型1—模型4，如下列表2所示。模型1僅納入了核心解釋變量：未婚家庭成員人數(shù)。模型2則是在模型1的基礎(chǔ)上加入家庭經(jīng)濟(jì)狀況類的變量。模型3是在模型1的基礎(chǔ)上加入家庭非經(jīng)濟(jì)特征類變量。模型4是將模型2和模型3綜合起來，即同時加入家庭經(jīng)濟(jì)狀況類和非經(jīng)濟(jì)特征類的控制變量，因而是最完整的模型，其擬合優(yōu)度也是四個模型中最高的，因此，下文主要依據(jù)模型4對實證結(jié)果進(jìn)行分析。

表2 未婚家庭成員人數(shù)對家庭儲蓄率影響的回歸結(jié)果

續(xù)表2

模型1模型2模型3模型4 家中6-15歲兒童人數(shù)0.0150.020 （0.024）（0.023） 家中正在上學(xué)人數(shù)-0.144***-0.122*** （0.023）（0.023） 家中受過高等教育人數(shù)0.068**0.051* （0.027）（0.026） 家中身體不健康的人數(shù)-0.015-0.013 （0.011）（0.011） 家中有工作的人數(shù)0.038***0.034*** （0.008）（0.008） 家中無社保的人數(shù)0.0020.005 （0.006）（0.006） 家庭規(guī)模0.020***0.001 （0.007）（0.010） 是否為城鎮(zhèn)家庭-0.039*-0.038* （0.022）（0.021） Adj-R20.0060.0720.0200.081 F值18.8811.9210.8410.87 樣本數(shù)15651156511565115651

注：表內(nèi)括號中數(shù)值為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***表示<0.01，**表示<0.05，*表示<0.1。

在表2的四個模型中，家中未婚成員人數(shù)的回歸系數(shù)都顯著為正。依據(jù)模型4，家庭中每增加一位未婚成員，使得家庭儲蓄率平均提高0.1。從經(jīng)濟(jì)意義上講，家庭成員的未婚狀態(tài)對于家庭儲蓄率影響較大，家中每增加一位未婚成員，使得家庭將年收入中的10%由消費轉(zhuǎn)為儲蓄。

這恰好與競爭性儲蓄動機(jī)理論相符。家庭增加儲蓄，以提高其未婚家庭成員在婚姻匹配中的競爭力。在其他條件不變的情況下，家庭物質(zhì)條件越好，那么，在婚姻市場上找到配偶的概率就越大，或者找到的配偶質(zhì)量更高。這種婚姻匹配方面帶來的額外收益超過提高儲蓄率帶來的損失時，家庭就會提高儲蓄率。競爭性儲蓄通常與婚姻習(xí)俗緊密結(jié)合在一起，被用于購置婚房、家電、生活用品、支付聘禮、購置嫁妝以及婚禮的各項支出，這些都能夠提高未婚者在婚配中的競爭力。

其次，對控制變量的回歸結(jié)果進(jìn)行簡要的分析。在家庭經(jīng)濟(jì)狀況類變量中，收入對儲蓄率具有顯著的正向影響，這與傳統(tǒng)的理論相一致。負(fù)債增加使家庭儲蓄率顯著下降，而資產(chǎn)對家庭儲蓄率無顯著影響。在家庭非經(jīng)濟(jì)特征類變量中，城鄉(xiāng)屬性為城鎮(zhèn)的家庭、家中女性人數(shù)增加或者正在上學(xué)的人數(shù)增加，都會使儲蓄率顯著下降；受過高等教育人數(shù)和有工作的人數(shù)增加，都會使儲蓄率顯著上升。其余控制變量的影響在統(tǒng)計上不顯著。

（二）不同性別未婚成員人數(shù)對家庭儲蓄率的影響

性別是劃分未婚者特征的重要指標(biāo)，因此，有必要分別研究家中不同性別未婚者的人數(shù)對于家庭儲蓄率的影響。如（5）式所示，unm和unm分別表示家中未婚男性和未婚女性人數(shù)，其他符號含義與（4）式相同?；貧w結(jié)果如表3所示，所使用的控制變量和回歸策略與表2相同。為簡潔起見，此處略去了控制變量的回歸結(jié)果。①

表3 不同性別未婚成員人數(shù)對家庭儲蓄率影響的回歸結(jié)果

注：表內(nèi)括號中數(shù)值為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***表示<0.01，**表示<0.05，*表示<0.1。

根據(jù)表3的回歸結(jié)果可知，在四個模型中，未婚男性人數(shù)和未婚女性人數(shù)的回歸系數(shù)在統(tǒng)計上都顯著為正，但男性未婚者的系數(shù)明顯大于女性未婚者。依據(jù)模型4，每增加一位男性未婚者，家庭儲蓄率平均增加0.119；而增加一位女性未婚者，家庭儲蓄率平均僅增加0.074，影響程度顯著小于未婚男性。

與Wei和Zhang（2011）的研究不同的是，本文發(fā)現(xiàn)，女性的未婚狀態(tài)同樣會顯著地提升家庭儲蓄率。女性的未婚狀態(tài)之所以能夠提高其所在家庭的儲蓄率，也應(yīng)當(dāng)歸因于競爭性儲蓄。盡管未婚女性是短缺的，如果不考慮婚姻市場的摩擦性因素，其預(yù)期的婚配成功率是100%。然而，未婚女性并不會僅僅滿足于能夠結(jié)婚，而是盡可能地追求質(zhì)量更高的配偶。根據(jù)Becker（1981）關(guān)于男女正向婚配的結(jié)論，未婚女性家庭可以通過提高儲蓄率，以增加家庭財富，從而提高未婚女性在婚配中的競爭力。此外，Burdett和Coles（1997）提出，擁有相同特征的未婚者會將自己劃歸到相同的階層，并且僅與自身相同或相近階層的異性結(jié)婚。那么，未婚女性的家庭通過提高儲蓄率，增加家庭財富，能夠使未婚女性躋身于更高的階層，從而增加與更高階層未婚男性結(jié)婚的機(jī)會。關(guān)于女性競爭性儲蓄動機(jī)的命題得到了實證結(jié)果的支持。根據(jù)表3中模型4的估計結(jié)果，家庭中每增加一位未婚女性，會使家庭儲蓄率上升7.4%。

然而，家中未婚男性人數(shù)比未婚女性人數(shù)對家庭儲蓄率的影響更大。原因有兩個：第一，性別失衡使得未婚男性面臨著更為嚴(yán)峻的競爭壓力，為了避免成為婚姻市場的失敗者，其家庭不得不更多地進(jìn)行婚前的競爭性儲蓄，因而競爭性儲蓄動機(jī)更強(qiáng)。第二，人們對未婚男女的競爭力評價方式有差別。傳統(tǒng)的社會觀念認(rèn)為結(jié)婚是女方嫁入男方家庭，因此，男方家庭的物質(zhì)條件對未婚男性在婚配中的競爭力評價更為重要。相對而言，未婚女性家庭的物質(zhì)條件雖然也其對競爭力有影響，但是，其影響程度弱于男性。這導(dǎo)致未婚男性家庭進(jìn)行競爭性儲蓄的邊際收益高于未婚女性家庭，因而，會更多地進(jìn)行競爭性儲蓄。

（三）不同年齡段的未婚男性和未婚女性人數(shù)對家庭儲蓄率的影響

由于婚姻具有明顯的生命周期特征，不同年齡段的未婚者對家庭儲蓄率的影響也有所不同。本文將不同性別的未婚者各自劃分為三個年齡段：即16-30歲、31-40歲、40歲以上，共得到6類家庭未婚成員人數(shù)，將其作為解釋變量納入面板數(shù)據(jù)模型。計量方程如（6）式所示，unm、unm、unm分別表示家中16-30歲、31-40歲、40歲以上未婚男性人數(shù)，unm、unm、unm分別表示家中16-30歲、31-40歲、40歲以上的未婚女性人數(shù)。所使用的控制變量和回歸策略與上文相同。因篇幅所限，略去控制變量的回歸結(jié)果，主要變量的回歸結(jié)果如表4所示。

表4 不同年齡段未婚男性和未婚女性人數(shù)對于家庭儲蓄率影響的回歸結(jié)果

注：表內(nèi)括號中數(shù)值為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***表示<0.01，**表示<0.05，*表示<0.1。

由表4可知，16-30歲、31-40歲這兩個年齡段的未婚男性人數(shù)的回歸系數(shù)在四個模型中都是顯著的。而16-30歲的未婚女性人數(shù)的回歸系數(shù)除了在模型2中不顯著，在其余三個模型中都是顯著的。這表明上述三個解釋變量對于家庭儲蓄率具有穩(wěn)定的影響。接下來，我們依據(jù)模型4的回歸結(jié)果進(jìn)行詳細(xì)的解釋。

首先，前兩個年齡段的未婚男性人數(shù)增加，都會顯著地提升家庭儲蓄率。而40歲以上未婚男性人數(shù)對家庭儲蓄率無顯著影響。就影響程度而言，家中每增加一位16-30歲未婚男性，儲蓄率平均提高0.121；每增加一位31-40歲男性，儲蓄率平均提高0.191。可見，第二個年齡段的未婚男性人數(shù)對家庭儲蓄率的影響程度更大。原因在于，對31-40歲的未婚男性而言，已錯過了婚配的黃金年齡，尋求配偶的緊迫性比16-30歲未婚男性更強(qiáng)，且由于年齡增長，在婚姻市場的競爭力下降，需要更多的物質(zhì)條件進(jìn)行彌補(bǔ)。這迫使其家庭更多地進(jìn)行競爭性儲蓄，因而，對家庭儲蓄率的影響更大。

其次，僅有16-30歲的未婚女性對家庭儲蓄率有顯著影響。每增加一位此年齡段的未婚女性，家庭儲蓄率提高0.07，其影響程度比同年段的未婚男性更小，原因已在上一部分進(jìn)行了詳細(xì)分析。

最后，對比未婚男性和女性，我們發(fā)現(xiàn)男性的未婚狀態(tài)對家庭儲蓄率的影響更為持久，在16-30歲和31-40歲兩個階段都有顯著影響。而女性未婚狀態(tài)僅在16-30歲對家庭儲蓄率有顯著影響。這種性別差異的原因在于男性和女性的婚配具有不同的生命周期特征。從結(jié)婚的年齡分布來講，男性結(jié)婚年齡略遲于女性，且“適于”男性結(jié)婚的年齡段比女性更長。上述這種現(xiàn)象主要是由性別的生理差異和社會婚姻觀念所導(dǎo)致的。從生理上講，男性的最佳生育年齡比女性晚，延續(xù)的時間也比女性長。此外，社會對于婚配中的不同性別的年齡要求已經(jīng)形成了一種刻板印象，認(rèn)為女性應(yīng)該更早結(jié)婚，而男性可以遲一些。

但是，40歲之后的男性和30歲之后的女性的未婚狀態(tài)對家庭儲蓄率都沒有顯著影響。主要原因有兩個：（1）對于這些大齡未婚者而言，其家庭前期已經(jīng)為他（她）們做好了關(guān)于結(jié)婚的儲蓄準(zhǔn)備，繼續(xù)增加儲蓄，在婚配方面的預(yù)期收益很小，低于因減少消費導(dǎo)致的損失，因而，家庭不再繼續(xù)為其儲蓄。（2）這些大齡未婚者數(shù)量很少，大多是由于某些特殊原因?qū)е碌幕榕涫?，他（她）們大部分將退出婚姻市場。因而，不再使家庭的競爭性儲蓄增加?/p>

（四）面板分位數(shù)回歸

家庭儲蓄率的分布很不均衡，因此有必要研究未婚成員人數(shù)對家庭儲蓄率影響的分布特征。接下來，我們采用面板分位數(shù)回歸的方法，①探討在0.1、0.3、0.5、0.7和0.9分位點上，三個年齡段的未婚男性和未婚女性人數(shù)對于家庭儲蓄率的影響?；貧w結(jié)果如表5所示?？刂谱兞颗c上文相同，但為了行文簡潔，此處略去了控制變量的回歸結(jié)果。

表5 面板分位數(shù)回歸結(jié)果

續(xù)表5

（1）0.1分位（2）0.3分位（3）0.5分位（4）0.7分位（5）0.9分位 家中40歲以上未婚女性人數(shù)0.063（0.161）0.310***（0.104）0.284**（0.140）0.180**（0.075）0.159*（0.091） 樣本數(shù)1565115651156511565115651

注：表內(nèi)括號中數(shù)值為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***表示<0.01,**表示<0.05,*表示<0.1。

首先，我們探討未婚男性對家庭儲蓄率影響的分布特征。依據(jù)表5的回歸結(jié)果，16-30歲和31-40歲的未婚男性數(shù)量在每個分位點上都顯著地提高了家庭儲蓄率，這與均值回歸的情況相同。但是，總體而言，回歸系數(shù)隨著分位點提高具有遞減趨勢，未婚家庭成員人數(shù)對低儲蓄率家庭的影響更大。

對于16-30歲未婚男性而言，0.1分位的回歸系數(shù)最大，為0.149，此后一直單調(diào)遞減，在0.9分位上，回歸系數(shù)減小到0.073。對于31-40歲的未婚男性而言，系數(shù)總體上顯著大于16-30歲未婚男性，這與上文的均值回歸中結(jié)論相同。在0.1分位點，系數(shù)高達(dá)0.323，此后隨著分位點提高而單調(diào)遞減，在0.9分位點，減少到了0.101。

其次，我們來分析未婚女性的回歸結(jié)果。就統(tǒng)計上的顯著性而言，與均值回歸時相同的是，16-30歲的未婚女性數(shù)量使其家庭儲蓄率顯著增加?？傮w而言，隨著分位點的提高，回歸系數(shù)也有遞減的趨勢。在0.3分位上系數(shù)最高，為0.107；但在0.9分位上，系數(shù)減小到0.051。

但是，與均值回歸的結(jié)果略有不同的是，對于31-40歲的未婚女性而言，在0.1和0.3分位點回歸系數(shù)顯著為正。結(jié)合現(xiàn)實情況，我們可以推斷，低儲蓄率家庭因前期為其女性未婚成員所做的儲蓄不足，繼續(xù)增加儲蓄以增強(qiáng)其婚配競爭優(yōu)勢仍存在正的凈收益。

此外，另一個與均值回歸結(jié)果的區(qū)別是，對于40歲以上的未婚女性而言，除0.1分位點之外，在其余分位點上，回歸系數(shù)也顯著為正值。原因在于，40歲以上仍未結(jié)婚的女性終身維持未婚狀態(tài)的概率較高，在這種預(yù)期下，其家庭需要為其未來的生活進(jìn)行更多的自我保障，因而增加了儲蓄率，不同于前文的競爭性儲蓄。

總而言之，在所有的對家庭儲蓄率影響顯著的年齡段，無論是未婚男性還是未婚女性人數(shù)，對低儲蓄率家庭的儲蓄率水平影響更大。原因在于，低儲蓄率家庭提升儲蓄率的空間較大，提升儲蓄率的邊際成本較低。

四、穩(wěn)健性檢驗

現(xiàn)在，我們從三個角度對上文的研究結(jié)果進(jìn)行四種穩(wěn)健性檢驗。首先，我們調(diào)整解釋變量的定義。上文中，未婚者被定義為從未結(jié)過婚的人。接下來，我們對此定義略作調(diào)整，將當(dāng)前沒有法定配偶者都定義為廣義的未婚者，包括從來未結(jié)過婚者、離異未再婚者、喪偶未再婚者，為區(qū)別于上文的狹義未婚的概念，此處將廣義的未婚簡稱為“無配偶”。

離異未再婚者、喪偶未再婚者同樣具有尋找伴侶的動機(jī)，其家庭也會為其再次結(jié)婚而提高儲蓄率，所以，將其納入廣義的未婚范疇具有合理性。使用家庭中各年齡段無配偶人數(shù)作為解釋變量所得出的估計結(jié)果，在表6中記作robust 1。

其次，我們調(diào)整儲蓄率的定義，分別使用在前文第二部分定義的另外兩種儲蓄率sr和sr作為被解釋變量。解釋變量仍使用上文的狹義的未婚成員人數(shù)。估計結(jié)果在表6中分別記作robust 2和robust 3。

最后，我們采用Hausman-Taylor方法估計面板數(shù)據(jù)。Hausman-Taylor估計是一種擴(kuò)展的面板數(shù)據(jù)工具變量估計法，該方法使用滯后期解釋變量作為工具變量。使用這一估計方法，能夠在無法找到合適的傳統(tǒng)工具變量的情況下，解決內(nèi)生性問題。盡管面板數(shù)據(jù)估計方法避免了一部分由于遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性偏誤，但仍可能存在由于反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，所以，使用Hausman-Taylor估計能夠克服殘存的內(nèi)生性偏誤。估計結(jié)果在表6中記作robust 4。

表6 穩(wěn)健性檢驗的估計結(jié)果①

注：（1）表內(nèi)括號中數(shù)值為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，***表示<0.01，**表示<0.05，*表示<0.1。（2）robust 1是使用家中無配偶人數(shù)回歸的結(jié)果，robust 2-robust 4是使用未婚人數(shù)回歸的結(jié)果。

根據(jù)表6的估計結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，在robust 1、robust 2和robust 3中，對解釋變量、被解釋變量做了調(diào)整后，盡管回歸系數(shù)的數(shù)值有所變化，但是，估計結(jié)果在統(tǒng)計上的顯著性狀況和解釋變量系數(shù)的符號都保持不變，沒有改變上文得出的基本結(jié)論。在robust 4中，改變了估計方法之后，發(fā)現(xiàn)回歸系數(shù)的數(shù)值變化很小，而且顯著性狀況不變，這表明使用上文的固定效應(yīng)模型得出的結(jié)果，已不存在明顯的內(nèi)生性問題。所以，本文得出的結(jié)論是可靠的。

具體而言，16-30歲和31-40歲的未婚男性成員人數(shù)、16-30歲未婚女性成員人數(shù)對家庭儲蓄率具有顯著的正向影響，其余年齡段的未婚成員人數(shù)對家庭儲蓄率的影響不顯著。未婚男性人數(shù)對家庭儲蓄率的影響比同年齡段的未婚女性人數(shù)的影響更大。這些結(jié)論經(jīng)檢驗是穩(wěn)健可信的。

五、結(jié) 論

本文使用CFPS的面板數(shù)據(jù)，分四個層次詳細(xì)地研究了家庭中未婚成員人數(shù)對于家庭儲蓄率的影響。首先，從總體上講，未婚家庭成員人數(shù)的增加提高了家庭儲蓄率，這與我們的理論預(yù)期相一致。也就是說，家庭為了提高未婚成員在婚姻市場的競爭力，進(jìn)行更多的儲蓄。但是，家庭并不會無限制地增加競爭性儲蓄，這是因為，在婚姻匹配中競爭性儲蓄固然能夠帶來額外收益，但是，也會因抑制了家庭消費而產(chǎn)生額外的成本。當(dāng)競爭性儲蓄的邊際收益等于邊際成本時，競爭性儲蓄達(dá)到最優(yōu)水平。本文的回歸結(jié)果表明，家中每增加一位未婚成員，家庭儲蓄率平均提高10%。

然后，我們進(jìn)一步分析了不同性別未婚成員人數(shù)對于家庭儲蓄率的影響。研究結(jié)果表明未婚男性的人數(shù)使家庭儲蓄率提升更多。家中每增加一位未婚男性，使家庭儲蓄率提升11.9%；但增加一位未婚女性，家庭儲蓄率僅提升7.4%。這是因為，一方面，在性別失衡背景下，未婚男性在婚配中的競爭壓力更大，促使其家庭更多地進(jìn)行儲蓄；另一方面，在婚配中人們對不同性別未婚者競爭力的評價方式有顯著差異，物質(zhì)條件對于未婚男性的婚配競爭力更為重要，所以，家庭為男性進(jìn)行競爭性儲蓄的收益更大，這也促使未婚男性家庭提高儲蓄率的激勵更強(qiáng)。這兩方面原因?qū)е铝烁偁幮詢π顒訖C(jī)強(qiáng)度上的性別差異。

接下來，本文研究了16-30歲、31-40歲和40歲以上這三個年齡段的未婚男性和未婚女性人數(shù)對于家庭儲蓄率的影響。我們發(fā)現(xiàn)，16-30歲和31-40歲的兩個年齡段的未婚男性人數(shù)對家庭儲蓄率都有顯著的正向影響，但31-40歲未婚男性的影響程度更大。原因在于，這個年齡段的未婚男性在婚配中處于劣勢，亟需通過改善物質(zhì)條件以提升競爭力。對于未婚女性而言，僅在16-30歲年齡段對家庭儲蓄率產(chǎn)生正向影響，其余年齡段的影響不顯著。這證實了婚姻以及與此相關(guān)的競爭性儲蓄都具有明顯的生命周期特征。

此后，我們采用面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸的方法，研究了未婚家庭成員人數(shù)對于家庭儲蓄率影響的分布特征。結(jié)果表明，對于低儲蓄率家庭而言，未婚家庭成員人數(shù)使家庭儲蓄率提高得更多。上述分布規(guī)律對于不同年齡段的未婚男性和未婚女性都是成立的。原因在于，低儲蓄率家庭的儲蓄率提升空間較大，進(jìn)一步提高儲蓄率的邊際成本較低。

最后，我們對本文的結(jié)論進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗。分別通過改變儲蓄率的定義、將未婚的定義擴(kuò)大到無法定配偶、改用Hausman-Taylor面板數(shù)據(jù)回歸方法等方式進(jìn)行檢驗，發(fā)現(xiàn)上文的實證結(jié)論并未改變，這表明本文的結(jié)論是穩(wěn)健可信的。

近年來，國內(nèi)外都已經(jīng)關(guān)注到中國居民的高儲蓄率現(xiàn)象。儲蓄率作為家庭的一項跨期最優(yōu)化決策，受到家庭各種經(jīng)濟(jì)和非經(jīng)濟(jì)因素的影響。本文的研究有助于人們更深入更全面地認(rèn)識中國家庭儲蓄率的問題。根據(jù)本文所使用的樣本數(shù)據(jù)，平均每戶的未婚成員人數(shù)為0.429人；而根據(jù)本文的回歸結(jié)果，每位未婚成員使家庭儲蓄率提高10%。那么，我們由此得到的一個推論就是，家庭關(guān)于婚姻的競爭性儲蓄率約為4.3%，可見，為婚姻而準(zhǔn)備的儲蓄在整個家庭儲蓄中占有較大比例，是值得重視的。目前，從家庭成員婚姻狀況角度解釋家庭儲蓄率的研究較為鮮見，因此，本文對這一問題的探索做出了一定貢獻(xiàn)。

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（G）

①例如，一種情形是低收入家庭遇到一些意外事件，突然增加了非常規(guī)的消費支出；另一種情形是少數(shù)被訪問者虛報了收入和消費支出，導(dǎo)致儲蓄率極低。無論是哪種情況，都不能代表一般的情形。

②因本文使用的控制變量較多，限于文章篇幅，表1中略去了部分控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

①總體儲蓄率的計算方法是用樣本中所有家庭的總儲蓄除以所有家庭的總收入。

①為了避免完全的共線性，在回歸模型中沒有加入“家中60歲以上人數(shù)”。

①如果需要控制變量的回歸結(jié)果，可以向作者索取。

①使用Geraci M.編寫的Stata命令“xtqreg”。

①在robust 1-robust 3中，使用的控制變量與上文相同。在robust 4中，除了使用上文的控制變量之外，還額外加入了省份虛擬變量?？刂谱兞康墓烙嫿Y(jié)果此處從略。

* 作者感謝匿名審稿人提出的寶貴修改意見。