周耀東，鄭善強(qiáng)

（北京交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100044）

一、引 言

“計(jì)劃生育”背景下的“獨(dú)生子女”政策，使得在過去一段時(shí)期內(nèi)我國家庭多為獨(dú)生子女家庭，結(jié)構(gòu)特征比較單一。從家庭結(jié)構(gòu)出發(fā)，獨(dú)生子女家庭消費(fèi)的影響因素比較清晰，主要體現(xiàn)于子女的年齡、性別、婚姻狀況等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征（Jay，2012；Guiso，2003；Li，2020等）[1-7]。近年來，隨著“計(jì)劃生育”政策的調(diào)整，中國已經(jīng)且將持續(xù)出現(xiàn)擁有多個(gè)子女的家庭，這在一定程度上抵消了“獨(dú)生子女”政策下少兒撫養(yǎng)比下降帶來的居民消費(fèi)需求不足的現(xiàn)象（郭東杰，2016）[8]，促進(jìn)了家庭消費(fèi)增長和消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)（王軍，2021）[9]。與此同時(shí)，第二個(gè)孩子的到來也給子女年齡、性別、婚姻狀況的組合帶來變化，在多子女家庭中，這些影響因素的變化同樣值得關(guān)注。

本文以多子女家庭為主要研究對(duì)象，實(shí)證考察“計(jì)劃生育”政策調(diào)整下獨(dú)生子女家庭和多子女家庭消費(fèi)影響因素的差異。挖掘子女性別、年齡、婚姻狀況三個(gè)主要人口學(xué)特征因素對(duì)家庭消費(fèi)的影響變動(dòng)，揭示家庭消費(fèi)影響因素對(duì)多子女家庭消費(fèi)行為影響的差異，有助于理解我國人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)與居民消費(fèi)發(fā)展的新趨勢(shì)，為更好地制定人口政策促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)穩(wěn)定提供理論支撐，具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

國內(nèi)外學(xué)者圍繞家庭消費(fèi)決策及影響因素展開了大量研究，在收入消費(fèi)關(guān)系的基礎(chǔ)上，主要集中于流動(dòng)性約束（吳智娟，2013[10]；李波，2015[11]）、預(yù)防性儲(chǔ)蓄（Chamon，2010[12]）、收入分配（Jin，2011；趙吉林，2014等[13-15]）、消費(fèi)方式與理念（Modigliani，2004；劉向東，2019等[16-19]）等方面，也有對(duì)家庭社會(huì)資本等新概念的研究（秦海林，2019）[20]。近年來，隨著家庭消費(fèi)理論和家庭調(diào)查數(shù)據(jù)庫的更新與完善，從家庭規(guī)模和結(jié)構(gòu)的角度研究家庭消費(fèi)逐漸受到學(xué)界關(guān)注。

對(duì)家庭規(guī)模的探討主要體現(xiàn)在子女?dāng)?shù)量上，早期研究認(rèn)為我國計(jì)劃生育政策帶來的少兒撫養(yǎng)比下降，是引發(fā)居民消費(fèi)需求不足的重要因素（郭東杰，2016）[8]，與人口年齡結(jié)構(gòu)的研究區(qū)分并不明顯；現(xiàn)有的研究強(qiáng)調(diào)了子女?dāng)?shù)量、人口增長率的增加對(duì)居民消費(fèi)、消費(fèi)結(jié)構(gòu)的正向影響（喬云霞，2019；張海峰，2019；王軍，2021）[21][22][9]。

有關(guān)家庭結(jié)構(gòu)的討論主要集中在子女年齡、性別、婚姻狀況三個(gè)方面。Modigliani提出的生命周期假說開創(chuàng)了從家庭結(jié)構(gòu)角度研究消費(fèi)的先河，Jay（2012）[1]將年齡、性別和婚姻狀況作為劃分人口統(tǒng)計(jì)階段的主要標(biāo)準(zhǔn)，評(píng)估了不同人口統(tǒng)計(jì)階段的家庭消費(fèi)情況。早期對(duì)于年齡結(jié)構(gòu)的研究認(rèn)為，居民年齡增長對(duì)消費(fèi)的影響為先增加后減小，存在倒“U”形關(guān)系（Guiso，2003）[2]，現(xiàn)有研究從子女對(duì)家庭消費(fèi)決策的影響力以及代際支持的角度出發(fā)，強(qiáng)調(diào)子女年齡對(duì)家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用（張恩碧，2012；臧旭恒，2019）[23][24]。對(duì)子女性別的討論集中在撫養(yǎng)成本和婚姻支出兩個(gè)角度，部分學(xué)者從子女的撫養(yǎng)成本出發(fā)，認(rèn)為隨著生活水平的提升，盡管中國部分地區(qū)仍存在“重男輕女”的傳統(tǒng)思想，但性別效應(yīng)對(duì)家庭消費(fèi)的影響機(jī)制逐漸由傳統(tǒng)研究中的教育支出，轉(zhuǎn)向撫養(yǎng)成本和子女婚姻的代際扶持（Michael，2008；李振剛，2011）[25][26]；也有學(xué)者從婚姻支出的影響出發(fā)，認(rèn)為高性別比帶來了“婚姻市場”中男性之間的激烈競爭，這種競爭主要體現(xiàn)在日益增長的彩禮支出上（Chew，2018；Wei，2011）[27][28]，預(yù)期未來的大額支出會(huì)導(dǎo)致?lián)碛心行院蟠募彝ジ偁幮詢?chǔ)蓄，從而抑制了家庭消費(fèi)增長以及消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)（余麗甜，2017；袁微，2018）[29][30]。

對(duì)相關(guān)研究與經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行梳理，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有研究對(duì)家庭結(jié)構(gòu)的討論主要建立在獨(dú)生子女家庭消費(fèi)的證據(jù)上，對(duì)已經(jīng)出現(xiàn)且將持續(xù)增加的多子女家庭討論不足，多子女家庭消費(fèi)的影響因素還有待進(jìn)一步挖掘?；诖?，本文根據(jù)生命周期假說和家庭代際理論，利用2017年中國家庭金融調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)，以近年來廣泛出現(xiàn)的擁有兩個(gè)孩子的家庭為對(duì)比對(duì)象，實(shí)證考察了“計(jì)劃生育”政策調(diào)整下獨(dú)生子女家庭和多子女家庭消費(fèi)影響因素的差異。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在三個(gè)方面。首先，刻畫了第二個(gè)孩子對(duì)家庭消費(fèi)的邊際效果，結(jié)合“計(jì)劃生育”政策調(diào)整背景下中國多子女家庭的增長趨勢(shì)，使用鄒檢驗(yàn)對(duì)比了獨(dú)生子女家庭和多子女家庭消費(fèi)影響因素的差異，探究二孩到來對(duì)家庭消費(fèi)的邊際效應(yīng)。其次，與傳統(tǒng)研究按照統(tǒng)計(jì)年鑒八個(gè)消費(fèi)部門劃分消費(fèi)指標(biāo)不同，我們將消費(fèi)分為生存型和發(fā)展與享受型消費(fèi)（曹煒威，2020）[31]，同時(shí)進(jìn)一步細(xì)化了微觀家庭的支出情況，讓實(shí)證結(jié)果更具解釋力。最后，進(jìn)一步挖掘了多子女家庭子女年齡、性別和婚姻狀況三個(gè)主要人口因素的獨(dú)特性和有效性，豐富了對(duì)影響家庭消費(fèi)因素的認(rèn)識(shí)。

二、理論分析

（一）“計(jì)劃生育”政策調(diào)整與多子女家庭

2021年8月20日，全國人大常委會(huì)會(huì)議表決通過了關(guān)于修改人口與計(jì)劃生育法的決定，修改后的人口計(jì)生法規(guī)定，國家提倡適齡婚育、優(yōu)生優(yōu)育，一對(duì)夫妻可以生育三個(gè)子女。試圖解決性別比例失衡、人口老齡化等問題，解放居民消費(fèi)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。從2016年全面放開“二孩政策”以來，全國新增人口情況表現(xiàn)出新特征，雖然自2016年以來我國出生人口數(shù)逐年降低，但二孩出生數(shù)占出生人口總數(shù)的比例穩(wěn)步上升，自2016年的39.06%增長到2020年的57.10%，年均增長率提升達(dá)9.96%（見圖1），表明中國已經(jīng)出現(xiàn)了較多的多子女家庭，且多子女家庭的持續(xù)增加也是可以預(yù)見的。

圖1 2016～2020年新出生人口情況

（二）理論模型

以生命周期理論建立初步的模型。生命周期理論認(rèn)為，消費(fèi)者會(huì)根據(jù)未來的收入優(yōu)化一生的消費(fèi)流，假設(shè)消費(fèi)者的生命周期為[0，T]，消費(fèi)者在未成年期的消費(fèi)大于儲(chǔ)蓄，在成年期的消費(fèi)小于儲(chǔ)蓄，即：

家庭消費(fèi)表現(xiàn)為家庭成員的消費(fèi)以及組建家庭帶來的消費(fèi)節(jié)約，家庭消費(fèi)可以表示為

其中C為家庭整體的消費(fèi)情況，cf、cm為父母的消費(fèi)，ci為第i個(gè)子女的消費(fèi)，I為組建家庭帶來的消費(fèi)節(jié)約，主要來自家庭公共物品（Lanjouw，1995）[32]的消費(fèi)節(jié)約。

根據(jù)公式（2），n的增加會(huì)帶來C的增加，即子女?dāng)?shù)量增加導(dǎo)致家庭消費(fèi)的消費(fèi)者增加，進(jìn)而導(dǎo)致家庭消費(fèi)的增加，這與Samuelson家庭儲(chǔ)蓄理論強(qiáng)調(diào)的子女?dāng)?shù)量與家庭儲(chǔ)蓄率之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系一致，得到本文的第一個(gè)假設(shè)。

假設(shè)1：子女?dāng)?shù)量的增加會(huì)提升多子女家庭的消費(fèi)水平。

設(shè)定消費(fèi)者效用函數(shù)為U（c）=a*lnc，在整個(gè)生命周期T，代表性消費(fèi)者的效用函數(shù)可以表示為最優(yōu)化問題：

其中，c（t）為個(gè)人消費(fèi)水平，ρ為貼現(xiàn)率，W（t）為家庭財(cái)富，E（t）為家庭的社會(huì)資本，主要體現(xiàn)為父母特征（秦海林，2019）[20]，Y（t）為家庭整體收入，（1-s）為個(gè)人消費(fèi)傾向，r為實(shí)際利率。

研究此問題需要構(gòu)建漢密爾頓函數(shù)計(jì)算最優(yōu)性條件：

設(shè)定橫截性條件W（tstart）=W（T）=w，即要求家庭組建期初的財(cái)富狀況和生命周期末期的財(cái)富水平相同，則公式（4）的最優(yōu)性條件為：

公式（5）反映了消費(fèi)水平c（t）與消費(fèi)傾向（1-s）和家庭收入Y（t）的關(guān)系，這與現(xiàn)代消費(fèi)理論的觀點(diǎn)一致。子女在被撫養(yǎng)階段身心快速成長，伴隨著撫養(yǎng)成本的快速增長，消費(fèi)傾向（1-s）＞1；當(dāng)子女生長發(fā)育放緩，隨著子女的年齡增長，可預(yù)見的未來消費(fèi)就越多，家庭有動(dòng)力減少部分當(dāng)期消費(fèi)以應(yīng)對(duì)未來可能的消費(fèi)，即（1-s）＜1。兩階段的作用使得消費(fèi)隨著個(gè)體年齡增長，表現(xiàn)出先增加后降低的趨勢(shì)，呈倒“U形”關(guān)系，這一觀點(diǎn)在Guiso（2003）[2]、Marianna（2010）[33]等人的研究中得到證實(shí)。而對(duì)于多子女家庭，家庭消費(fèi)不再取決于某個(gè)子女的年齡，子女的年齡組合成為影響家庭消費(fèi)的重要因素。第一個(gè)孩子成長階段的部分支出，如玩具、衣物、電子設(shè)備等，具有家庭公共物品的特征（Lanjouw，1995）[32]，第二個(gè)孩子可以共同享有，這使得第二個(gè)孩子的發(fā)育階段，消費(fèi)傾向（1-s）反而小于1，得到第二個(gè)假設(shè)。

假設(shè)2：對(duì)兩類家庭來說，第一個(gè)子女年齡的增長均會(huì)促進(jìn)家庭消費(fèi)的增加，但第二個(gè)孩子的年齡增長會(huì)抑制多子女家庭的消費(fèi)。

結(jié)合公式（2）、公式（5）進(jìn)一步探討子女性別和婚姻狀況對(duì)家庭消費(fèi)的影響。隨著居民生活水平的提升和義務(wù)教育制度的普及，子女性別對(duì)家庭教育支出的影響逐漸消失，現(xiàn)階段我國子女性別主要通過子女本身的撫養(yǎng)成本差異和婚姻效應(yīng)兩個(gè)途徑來影響家庭消費(fèi)（Michael，2008）[25]。

在撫養(yǎng)成本方面，不同性別的兒童在撫養(yǎng)成本上存在差異，男性兒童的食物支出較高，女性兒童的衣物支出較高（李振剛，2011）[26]，隨著家庭可支配收入的增加，食物支出的邊際增長要低于衣物支出的邊際增長，擁有男性后代的家庭撫養(yǎng)成本降低（鄒文靜，2017）[34]，即擁有男性后代的家庭消費(fèi)傾向（1-s）較低，抑制后代個(gè)人消費(fèi)c（t）的增長，進(jìn)而抑制家庭消費(fèi)C的增長。

假設(shè)3：后代為男性會(huì)抑制兩類家庭的消費(fèi)增加。

在婚姻效應(yīng)方面，現(xiàn)有的研究往往建立在我國出生性別比例失衡這一假設(shè)上（Li，2020；Chew，2017；Li，2011）[3][27][35]，性別比例的失衡使男性在未來的婚姻中有巨大的支出，家庭為了應(yīng)對(duì)未來的支出而進(jìn)行儲(chǔ)蓄，抑制了消費(fèi)。在“計(jì)劃生育”政策調(diào)整的背景下，家庭進(jìn)行生育決策時(shí)對(duì)子女性別的關(guān)注程度會(huì)有所降低，性別比可能有所改善。2013年以來，我國的出生性別比逐年下降，在2020年下降到了1.10，接近生物學(xué)中1.03～1.07的標(biāo)準(zhǔn)，一定程度上降低了子女婚姻狀況對(duì)家庭消費(fèi)傾向（1-s）的影響；如果多子女家庭中子女性別不同，家庭有理由預(yù)期兒子的婚姻支出和女兒的婚姻收入可以抵消，即△c1（t）=△c2（t），削弱了子女未婚對(duì)多子女家庭消費(fèi)C的抑制作用。

假設(shè)4：對(duì)多子女家庭來說，擁有未婚子女對(duì)家庭消費(fèi)的影響會(huì)減弱。

結(jié)合公式（6）、公式（2）和公式（5），可以發(fā)現(xiàn)包含父母特征的家庭社會(huì)資本E（t）能通過影響家庭收入Y（t）進(jìn)而影響個(gè)人消費(fèi)水平c（t）和家庭消費(fèi)水平C。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

中國家庭金融調(diào)查與研究中心實(shí)施的中國家庭金融調(diào)查（CHFS）是一項(xiàng)針對(duì)全國各省份5萬余戶家庭展開的調(diào)查，調(diào)查了家庭關(guān)于資產(chǎn)、收入、支出、負(fù)債、保險(xiǎn)、社會(huì)保障等方面的信息，為研究微觀家庭的消費(fèi)問題提供了高質(zhì)量數(shù)據(jù)（甘犁，2013）[36]。在CHFS（2017）樣本數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，刪除關(guān)鍵變量有缺失值、異常值與不適用的樣本，并且將戶主年齡大于70歲與小于25歲的樣本刪除，最終得到的有效樣本數(shù)量為12 707個(gè)。

（二）模型構(gòu)建與指標(biāo)選取

雖然微觀家庭一年的消費(fèi)始終為正值，但并非每個(gè)項(xiàng)目都會(huì)產(chǎn)生消費(fèi)，因此以家庭具體消費(fèi)作為被解釋變量時(shí)，可能會(huì)面臨被解釋變量部分為0的情況。Tobit模型非常適合處理此類被解釋變量存在概率為0的情況，采用經(jīng)典的Tobit回歸檢驗(yàn)子女?dāng)?shù)量和家庭結(jié)構(gòu)對(duì)家庭消費(fèi)的影響，首先檢驗(yàn)子女?dāng)?shù)量的影響。

其中，Cij為被解釋變量，i表示個(gè)體家庭，j表示消費(fèi)及消費(fèi)結(jié)構(gòu)的具體項(xiàng)；kni為核心解釋變量之一，表示家庭i的子女?dāng)?shù)量；Xi為參考相關(guān)文獻(xiàn)確定的控制變量，包括家庭經(jīng)濟(jì)變量和父母的相關(guān)特征。

為了探究獨(dú)生子女家庭和多子女家庭中，家庭結(jié)構(gòu)因素對(duì)消費(fèi)的影響，構(gòu)建公式（8）和公式（9）分別對(duì)獨(dú)生子女家庭、多子女家庭的效應(yīng)進(jìn)行研究。

其中，si、ai和mi為獨(dú)生子女家庭中的核心解釋變量，si為獨(dú)生子女性別的虛擬變量，性別為男性時(shí)等于1，反之為0，ai為子女年齡的數(shù)值，mi為子女婚姻狀況的虛擬變量，若子女已婚，則為1，反之為0；在公式（3）中，fsi表示多子女家庭i第一個(gè)孩子的性別，ssi為第二個(gè)孩子的性別；同理，fai和sai、fmi和smi分別代表多子女家庭第一個(gè)孩子和第二個(gè)孩子的年齡和婚姻狀況。

被解釋變量為家庭總消費(fèi)及消費(fèi)結(jié)構(gòu)的具體項(xiàng)，傳統(tǒng)研究中往往按照《統(tǒng)計(jì)年鑒》居民消費(fèi)的八個(gè)部門區(qū)分生存型消費(fèi)和發(fā)展與享受型消費(fèi)（曹煒威，2020；汪偉，2020；袁微，2018）[31][37][30]，本文將八個(gè)部門的實(shí)際消費(fèi)進(jìn)一步細(xì)分，使所得指標(biāo)更能反映兩類消費(fèi)的內(nèi)涵。最終，將衣物支出、食品支出、水電燃料與物業(yè)支出、日用品支出、本地交通支出作為生存型消費(fèi)；將煙酒支出、美容支出、家政服務(wù)支出、通信支出、娛樂支出、住房裝維修支出、教育支出、購買交通工具支出、旅游支出、醫(yī)療支出、保健健身支出作為享受與發(fā)展型消費(fèi)。

基于理論分析的結(jié)果，控制變量的選擇重點(diǎn)關(guān)注了家庭經(jīng)濟(jì)狀況和父母的個(gè)人特征。參考Scholnick（2013）[38]、Li（2020）[3]、秦海林（2019）[20]的研究，確定了反映家庭經(jīng)濟(jì)狀況的控制變量，包括家庭總收入、家庭總資產(chǎn)、家庭負(fù)債和對(duì)外轉(zhuǎn)移支付數(shù)額；將父母的年齡、受教育程度和政治身份作為父母特征的控制變量。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

由于本文的核心解釋變量多為虛擬變量，對(duì)選取的被解釋變量和控制變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)（見表1）。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸

首先，檢驗(yàn)子女?dāng)?shù)量增加帶來的影響。使用Tobit回歸對(duì)公式（7）進(jìn)行估計(jì)，其中，C0為家庭總消費(fèi)，C1為家庭生存型消費(fèi)，C2為家庭享受與發(fā)展型消費(fèi)，kn表示家庭的子女?dāng)?shù)量。回歸結(jié)果中kn與C0、C1、C2的回歸系數(shù)都顯著為正（見表2），表明子女?dāng)?shù)量增加能夠促進(jìn)家庭總消費(fèi)的提升，同時(shí)對(duì)家庭生存型消費(fèi)、享受與發(fā)展型消費(fèi)都有顯著的正向效應(yīng)，因此研究多子女家庭對(duì)家庭消費(fèi)的影響是有意義的。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

其次，檢驗(yàn)子女結(jié)構(gòu)對(duì)獨(dú)生子女家庭和多子女家庭消費(fèi)的影響，對(duì)公式（8）、公式（9）進(jìn)行回歸，其中解釋變量中（1）代表獨(dú)生子女或第一個(gè)孩子的指標(biāo)，（2）代表多子女家庭中二孩的指標(biāo)，dbet、asse、income、pay分別表示控制變量中家庭負(fù)債額、家庭總資產(chǎn)、家庭年收入和家庭對(duì)外轉(zhuǎn)移支付額的回歸結(jié)果。對(duì)于獨(dú)生子女家庭，性別（1），婚姻（1）對(duì)三個(gè)消費(fèi)指標(biāo)的回歸系數(shù)均為負(fù)，表明后代為男性、未婚會(huì)顯著抑制家庭的消費(fèi)；進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)子女婚姻狀況關(guān)于生存型消費(fèi)的顯著性相對(duì)較弱，僅在10%的顯著水平上成立，表明子女未婚的家庭更傾向于降低家庭的發(fā)展與享受型消費(fèi)作為預(yù)備性儲(chǔ)蓄；年齡（1）對(duì)于三個(gè)消費(fèi)指標(biāo)的回歸系數(shù)均顯著為正，體現(xiàn)出獨(dú)生子女年齡增長對(duì)家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用，表明隨著子女年齡增長，子女的消費(fèi)能力和對(duì)家庭消費(fèi)決策的影響力都有所增強(qiáng)。對(duì)于多子女家庭，婚姻（1）和婚姻（2）的回歸結(jié)果均不顯著，表明與獨(dú)生子女家庭不同，子女的婚姻狀況這一影響因素在多子女家庭中失效了；性別（1）、性別（2）的回歸系數(shù)均為負(fù)，但顯著性水平有所降低，表明子女性別為男性會(huì)抑制多子女家庭的消費(fèi)，后代為男性對(duì)多子女家庭消費(fèi)的抑制作用弱于獨(dú)生子女家庭；年齡（1）、年齡（2）的回歸系數(shù)符號(hào)相反，表明多子女家庭子女年齡對(duì)家庭消費(fèi)表現(xiàn)出完全相反的效用，第一個(gè)孩子的年齡增長會(huì)促進(jìn)家庭消費(fèi)的增長，第二個(gè)孩子的年齡增長反而抑制家庭消費(fèi)的增加，這種差異在家庭生存型消費(fèi)中表現(xiàn)最為顯著。

對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行歸納，可發(fā)現(xiàn)第二個(gè)孩子到來對(duì)多子女家庭消費(fèi)影響因素的作用效果具有不同程度的沖擊，其中子女年齡、婚姻狀況的效果改變較大，表現(xiàn)為第二個(gè)孩子的年齡增長不再促進(jìn)家庭消費(fèi)，反而表現(xiàn)出抑制作用，子女未婚對(duì)于家庭消費(fèi)的抑制也不再顯著；而子女性別為男性對(duì)獨(dú)生子女家庭和多子女家庭的消費(fèi)均具有抑制作用（見表3）。

表3 影響結(jié)果示意

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)主要包括指標(biāo)調(diào)整和模型設(shè)定兩方面。就我國目前的國情來看，子女性別是一個(gè)外生變量；而子女的年齡和婚姻狀況會(huì)受到家庭經(jīng)濟(jì)狀況等因素的影響，并不能完全視作外生變量。在前文的模型構(gòu)建中，已經(jīng)通過控制變量的設(shè)計(jì)進(jìn)行了針對(duì)性處理，內(nèi)生性問題產(chǎn)生的可能性較低，在此基礎(chǔ)上展開穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

調(diào)整消費(fèi)指標(biāo)檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。前文綜述了關(guān)于家庭結(jié)構(gòu)與家庭消費(fèi)的相關(guān)研究，認(rèn)為家庭經(jīng)濟(jì)狀況可能會(huì)影響家庭的生育決策以及子女的婚姻決策，使用家庭總收入對(duì)家庭消費(fèi)指標(biāo)進(jìn)行處理，可以降低收入差異對(duì)研究的干擾，在此基礎(chǔ)上檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，其中家庭消費(fèi)收入比=家庭總消費(fèi)/家庭總收入。

改變模型設(shè)定檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。前文使用Tobit回歸克服了家庭消費(fèi)中某一項(xiàng)觀測(cè)值為0的問題，此處穩(wěn)健性檢驗(yàn)去除了觀測(cè)值為0的家庭樣本，并采用最小二乘估計(jì)法作為回歸模型的算法。

結(jié)果中（1）表示對(duì)消費(fèi)指標(biāo)進(jìn)行調(diào)整后的回歸結(jié)果，（2）表示變更回歸方法后的結(jié)果，子女年齡、性別和婚姻狀況等變量的方向與顯著性在各模型中未發(fā)生明顯變化（見表4），表明回歸結(jié)果穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

（三）異質(zhì)性分析

對(duì)不同戶籍類型和住房情況的家庭消費(fèi)展開異質(zhì)性分析。按照統(tǒng)計(jì)的戶主戶籍類型將家庭分為“農(nóng)業(yè)戶口家庭”和“非農(nóng)業(yè)戶口家庭”兩組，并剔除了“統(tǒng)一戶口家庭”戶籍類型的樣本，檢驗(yàn)不同戶籍類型的家庭消費(fèi)；住房情況的異質(zhì)性檢驗(yàn)則是根據(jù)問卷中的住房資產(chǎn)統(tǒng)計(jì)項(xiàng)及房租支出，將樣本分為“擁有房產(chǎn)家庭”和“租賃房屋家庭”展開的。

分別檢驗(yàn)四組樣本中獨(dú)生子女家庭和多子女家庭消費(fèi)影響因素的差異，在“農(nóng)業(yè)戶口家庭”和“擁有房產(chǎn)家庭”中，子女年齡、性別和婚姻狀況對(duì)獨(dú)生子女家庭和多子女家庭消費(fèi)的影響差異更明顯了（見表5）。不同戶籍類型家庭的回歸結(jié)果表明，后代為男性、未婚對(duì)非農(nóng)業(yè)戶口家庭消費(fèi)的抑制作用要弱于農(nóng)業(yè)戶口家庭；在住房資產(chǎn)方面，擁有房產(chǎn)的家庭消費(fèi)受到子女性別和婚姻狀況的沖擊弱于租賃房屋的家庭，第一個(gè)孩子年齡增長對(duì)家庭消費(fèi)的促進(jìn)也更有效。

表5 異質(zhì)性分析結(jié)果

（四）家庭經(jīng)濟(jì)狀況的影響差異分析

在基礎(chǔ)回歸結(jié)果中，反映家庭經(jīng)濟(jì)狀況的四個(gè)控制變量①篇幅所限，作者自留備索?；貧w系數(shù)有一定的差異。家庭總資產(chǎn)、家庭年收入的回歸系數(shù)顯著為正，表明家庭收入和財(cái)富狀況會(huì)正向影響家庭的消費(fèi)；家庭轉(zhuǎn)移支付與消費(fèi)的回歸系數(shù)也顯著為正，表明家庭轉(zhuǎn)移支付會(huì)促進(jìn)家庭消費(fèi)，這是由于家庭轉(zhuǎn)移支付反映了一個(gè)家庭的社會(huì)資本，社會(huì)資本越高的家庭，其家庭消費(fèi)也越高；家庭總負(fù)債的回歸系數(shù)顯著為正，表明家庭負(fù)債也會(huì)促進(jìn)家庭消費(fèi)的增長，雖然家庭負(fù)債的存在會(huì)對(duì)家庭資產(chǎn)流動(dòng)性提升帶來負(fù)面影響，進(jìn)而抑制家庭消費(fèi)，但是負(fù)債同樣反映了家庭的消費(fèi)方式與消費(fèi)習(xí)慣，擁有提前消費(fèi)習(xí)慣的家庭往往消費(fèi)更多，當(dāng)負(fù)債通過降低流動(dòng)性給家庭消費(fèi)帶來的抑制作用低于提前消費(fèi)習(xí)慣帶來的促進(jìn)作用時(shí)，家庭總負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)的影響也表現(xiàn)為促進(jìn)作用。

上述研究證明了家庭收入、家庭負(fù)債和家庭資產(chǎn)對(duì)兩類家庭消費(fèi)的影響顯著，還需進(jìn)一步探究其在獨(dú)生子女家庭和多子女家庭中的效果是否發(fā)生改變。鄒至莊（1960）[39]發(fā)明的鄒檢驗(yàn)，可以檢測(cè)某一指標(biāo)在兩類樣本中的線性回歸系數(shù)是否相等，被普遍應(yīng)用于結(jié)構(gòu)性變化的檢驗(yàn)中。采用鄒檢驗(yàn)對(duì)獨(dú)生子女家庭和多子女家庭消費(fèi)對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)狀況的反應(yīng)深入分析，得到公式（10）（11）（12）。

鄒檢驗(yàn)結(jié)果中（1）表示經(jīng)濟(jì)狀況指標(biāo)在獨(dú)生子女家庭中的回歸結(jié)果，（2）表示其在多子女家庭中的回歸結(jié)果。發(fā)現(xiàn)家庭收入、資產(chǎn)、負(fù)債三個(gè)因素對(duì)家庭消費(fèi)的影響在獨(dú)生子女家庭和多子女家庭之間存在顯著性差異。在消費(fèi)理論中，收入關(guān)于消費(fèi)的系數(shù)等于1減去消費(fèi)傾向的倒數(shù)，即收入關(guān)于消費(fèi)的回歸系數(shù)和消費(fèi)傾向是正相關(guān)的，結(jié)果中年收入的回歸系數(shù)在總消費(fèi)和生存型消費(fèi)中均表現(xiàn)為（2）＞（1），在發(fā)展與享受型消費(fèi)中表現(xiàn)為（1）＞（2）（見表6），表明多子女家庭擁有更高的生存型消費(fèi)傾向，而發(fā)展與享受型消費(fèi)傾向較低，這是由于多子女家庭擁有更多的孩子，撫養(yǎng)成本更高，對(duì)生存型消費(fèi)的消費(fèi)傾向更高，同時(shí)子女?dāng)?shù)量的增加提高了多子女家庭對(duì)未來消費(fèi)的預(yù)期，抑制了用于發(fā)展與享受的當(dāng)期消費(fèi)。

表6 鄒檢驗(yàn)結(jié)果

（五）進(jìn)一步思考

實(shí)證結(jié)果表明，雖然獨(dú)生子女家庭和多子女家庭的消費(fèi)同樣受到男性后代的抑制作用和家庭經(jīng)濟(jì)狀況的促進(jìn)作用，但多子女家庭的生存型消費(fèi)和發(fā)展與享受型消費(fèi)均高于獨(dú)生子女家庭，部分研究從子女?dāng)?shù)量增加刺激家庭食品、教育、醫(yī)療保健需求解釋了這一現(xiàn)象（王軍，2021）[9]，本文強(qiáng)調(diào)子女年齡、婚姻狀況對(duì)家庭消費(fèi)影響效用的變動(dòng)，在子女的撫養(yǎng)階段，由于衣服、日用品和出行具有家庭公共物品的特征（Lanjouw，1995）[32]①篇幅所限，作者自留備索。，且衣物支出在生存型消費(fèi)中占了較大比例（56.63%），使得二孩在年齡增長過程中對(duì)部分生存型消費(fèi)的需求減弱，轉(zhuǎn)向發(fā)展與享受型消費(fèi)，造成多子女家庭生存型消費(fèi)和發(fā)展與享受型消費(fèi)的提升；在子女的適婚年齡，我國出生性別比例的持續(xù)改善在一定程度上降低了家庭應(yīng)對(duì)子女婚姻的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，子女性別不同的多子女家庭可能預(yù)期子女的婚姻收支可以抵消，削弱了子女未婚對(duì)消費(fèi)的抑制作用，帶來多子女家庭兩類消費(fèi)的提升。

父母的個(gè)人特征對(duì)兩種類型家庭消費(fèi)的影響。前文分析了反映家庭經(jīng)濟(jì)狀況的控制變量對(duì)家庭消費(fèi)的影響，父母的個(gè)人特征也反映了一個(gè)家庭的社會(huì)資本，對(duì)家庭消費(fèi)有一定影響。檢驗(yàn)父母文化程度、政治身份、年齡這三種控制變量對(duì)家庭消費(fèi)的影響①篇幅所限，作者自留備索。，發(fā)現(xiàn)不論是獨(dú)生子女家庭還是多子女家庭，父親的文化程度和母親的文化程度對(duì)于家庭消費(fèi)的回歸系數(shù)都顯著為正，表明父母文化水平越高，家庭的隱性社會(huì)資本越充裕，促進(jìn)了家庭消費(fèi)的增加；父母政治身份對(duì)家庭消費(fèi)的影響未通過顯著性檢驗(yàn)，可能是由于現(xiàn)階段黨員身份并未給家庭帶來額外的消費(fèi)動(dòng)力；父母年齡增長對(duì)家庭消費(fèi)表現(xiàn)為抑制作用，其中母親年齡的顯著性均在1%的顯著性水平以內(nèi)，說明父母處在年齡消費(fèi)關(guān)系中倒“U”形結(jié)構(gòu)的后半段，年齡增長對(duì)于家庭消費(fèi)的“抑制作用”強(qiáng)于“促進(jìn)作用”，且這種抑制效果在母親身上更明顯。

五、結(jié) 論

（一）研究結(jié)論

使用CHFS 2017的數(shù)據(jù)，探究“計(jì)劃生育”政策調(diào)整下獨(dú)生子女家庭和多子女家庭消費(fèi)的影響因素變化，得到本文的研究結(jié)論。

子女?dāng)?shù)量對(duì)于家庭消費(fèi)的提升有促進(jìn)作用。使用Tobit模型分別構(gòu)建子女?dāng)?shù)量關(guān)于總消費(fèi)和各部門消費(fèi)的回歸模型，發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭總消費(fèi)的影響顯著為正，同時(shí)，在對(duì)發(fā)展與享受型消費(fèi)的考察中，發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量的回歸系數(shù)也顯著為正，表明子女?dāng)?shù)量不僅能夠促進(jìn)家庭總消費(fèi)的提升，也能提高家庭的發(fā)展與享受型消費(fèi)。

家庭結(jié)構(gòu)對(duì)獨(dú)生子女家庭和多子女家庭的影響效果出現(xiàn)變化，子女未婚對(duì)獨(dú)生子女家庭消費(fèi)的抑制作用在多子女家庭不再顯著，獨(dú)生子女和第一個(gè)孩子的年齡增長會(huì)促進(jìn)家庭消費(fèi)，而第二個(gè)孩子的年齡增長對(duì)家庭消費(fèi)表現(xiàn)出抑制作用。檢驗(yàn)三個(gè)子女特征對(duì)兩類家庭消費(fèi)的獨(dú)特性和有效性，結(jié)果表明，獨(dú)生子女家庭中后代為男性、未婚時(shí)會(huì)顯著抑制家庭的消費(fèi)，子女年齡增長對(duì)家庭消費(fèi)表現(xiàn)為促進(jìn)作用，且擁有未婚子女的家庭更傾向于降低家庭的發(fā)展與享受型消費(fèi)作為預(yù)備性儲(chǔ)蓄；而多子女家庭中子女婚姻狀況對(duì)家庭消費(fèi)的影響不再顯著，子女性別為男性仍然會(huì)抑制家庭的消費(fèi)，但抑制的效果減弱了，子女年齡對(duì)多子女家庭消費(fèi)的影響展現(xiàn)出新特點(diǎn)，即第一個(gè)孩子的年齡增長仍會(huì)促進(jìn)家庭消費(fèi)的增長，第二個(gè)孩子的年齡增長反而抑制了家庭消費(fèi)的增加；異質(zhì)性分析的結(jié)果表明，這種差異在農(nóng)村家庭和擁有住房的家庭中更加明顯。

多子女家庭的收入消費(fèi)傾向較獨(dú)生子女家庭有所提升。結(jié)合消費(fèi)理論歸納消費(fèi)傾向和回歸系數(shù)的關(guān)系，鄒檢驗(yàn)的結(jié)果表明，在兩類家庭之間，雖然家庭收入、資產(chǎn)、負(fù)債對(duì)家庭消費(fèi)的影響方向是相同的，但效果的大小存在顯著性差異，多子女家庭擁有更多的孩子，撫養(yǎng)成本更高，對(duì)生存型消費(fèi)的消費(fèi)傾向更高，而獨(dú)生子女家庭擁有更高的發(fā)展與享受型消費(fèi)傾向。

（二）政策建議

我國“計(jì)劃生育”政策調(diào)整后，已經(jīng)且將繼續(xù)出現(xiàn)大量的多子女家庭，子女婚姻狀況對(duì)多子女家庭消費(fèi)的影響不再顯著，多子女家庭第二個(gè)孩子的年齡增長與家庭消費(fèi)的關(guān)系也由正相關(guān)變化為負(fù)相關(guān)，影響因素的差異給多子女家庭消費(fèi)帶來了新的特點(diǎn)，即生育二孩及以上子女給家庭帶來的成本更多體現(xiàn)在子女年幼時(shí)，減免生育費(fèi)用、發(fā)放母嬰用品消費(fèi)券、完善幼兒園和小學(xué)入學(xué)政策、加大婦幼醫(yī)療保健建設(shè)等手段可以有效提高居民生育意愿，充分發(fā)揮“計(jì)劃生育”政策調(diào)整對(duì)家庭消費(fèi)的促進(jìn)作用。