本文摘要：摘要：基于CFPS微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，重點探討子女?dāng)?shù)量變動對家庭消費水平和消費結(jié)構(gòu)的影響，并考察其內(nèi)在作用機制，發(fā)現(xiàn)：(1)從整體上來看，在采取工具變量法處理內(nèi)生性問題后，子女?dāng)?shù)量的增加能顯著提高家庭人均消費水平和發(fā)展享樂型消費支出的占比。 (2)當(dāng)戶主年
摘要：基于CFPS微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，重點探討子女?dāng)?shù)量變動對家庭消費水平和消費結(jié)構(gòu)的影響，并考察其內(nèi)在作用機制，發(fā)現(xiàn)：(1)從整體上來看，在采取工具變量法處理內(nèi)生性問題后，子女?dāng)?shù)量的增加能顯著提高家庭人均消費水平和發(fā)展享樂型消費支出的占比。 (2)當(dāng)戶主年齡小于40歲時，子女?dāng)?shù)量增加會對家庭人均消費水平以及發(fā)展享樂型消費支出占比帶來負面影響，而對于戶主年齡為其他分組的家庭，子女?dāng)?shù)量與家庭人均消費水平以及發(fā)展享樂型消費支出占比均呈正相關(guān)關(guān)系。 (3)子女?dāng)?shù)量對家庭消費行為的影響在城鄉(xiāng)之間存在異質(zhì)性，子女?dāng)?shù)量對農(nóng)村家庭人均消費水平的正向效應(yīng)大于城鎮(zhèn)家庭，但對城鎮(zhèn)家庭發(fā)展享樂型消費支出占比的提升作用大于農(nóng)村家庭。 (4)從作用機制來看，子女?dāng)?shù)量的增加一方面通過減少家庭預(yù)防性儲蓄直接提高家庭消費水平以及發(fā)展享樂型消費支出占比; 另一方面也通過家庭房屋資產(chǎn)的增值間接對家庭消費行為產(chǎn)生影響。 房屋價值在子女?dāng)?shù)量對家庭人均消費水平以及發(fā)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，但這種中介效應(yīng)存在城鄉(xiāng)異質(zhì)性。
關(guān)鍵詞：家庭消費行為; 生育決策; 家庭生命周期; 城鄉(xiāng)差異; 作用機制
一、引言
近年來，在世界經(jīng)濟增速普遍下滑、投資出口乏力的背景之下，中國經(jīng)濟增長進入新常態(tài)，過去的出口拉動模式不再適應(yīng)當(dāng)前經(jīng)濟發(fā)展需要，提高居民消費需求成為穩(wěn)定經(jīng)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(fā)達國家整體水平(張浩 等，2017)。 導(dǎo)致“低消費、高儲蓄”的因素很多，如預(yù)防性儲蓄動機、流動性約束以及人口性別和年齡結(jié)構(gòu)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(jīng)濟轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，消費不足抑制了經(jīng)濟的穩(wěn)定增長與可持續(xù)發(fā)展。
作者：王軍 詹韻秋
消費結(jié)構(gòu)是影響消費需求的關(guān)鍵性因素，伴隨著中國經(jīng)濟的發(fā)展和人民生活質(zhì)量的提升，居民消費結(jié)構(gòu)發(fā)生了較大改變。 1998年到2018年的20年間，中國城鄉(xiāng)居民的恩格爾系數(shù)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(yī)療保健等發(fā)展與享樂型消費占比不斷上升，消費結(jié)構(gòu)層級得到了優(yōu)化和提升。 在居民消費水平不足和消費結(jié)構(gòu)變化的雙重背景下，決策層指出擴大內(nèi)需和供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革應(yīng)當(dāng)同時進行，居民消費需求總量的增加和消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化是中國經(jīng)濟增長的原動力。
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人口作為社會經(jīng)濟的主體，一方面為經(jīng)濟發(fā)展提供了勞動力要素，另一方面其對商品和服務(wù)的消費需求也是社會生產(chǎn)的根本動力，因此人口變動對消費總量和消費結(jié)構(gòu)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(chǎn)和消費是家庭的重要職能，在家庭關(guān)系的紐帶下，各成員成為家庭生產(chǎn)與消費的共同體，因而從微觀家庭視角出發(fā)研究人口消費行為有著重要的意義。 除組織生產(chǎn)和消費之外，生育也是家庭的一項基本職能，子女?dāng)?shù)量能夠反映家庭的人口學(xué)特征。
近年來中國生育率持續(xù)走低，家庭規(guī)模也逐漸小型化，為促進人口長期均衡發(fā)展，應(yīng)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?dāng)?shù)量的多少也會直接關(guān)系到家庭消費行為。
本文旨在研究子女?dāng)?shù)量變動會對家庭消費水平和消費結(jié)構(gòu)產(chǎn)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?dāng)?shù)量對城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)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?dāng)?shù)量對家庭消費水平與消費結(jié)構(gòu)的影響并分析了在家庭生命周期不同階段以及城鄉(xiāng)家庭之間存在的異質(zhì)性和作用機制。
二、文獻回顧
近年來，國內(nèi)外學(xué)者圍繞消費行為的影響因素展開了大量的研究，盡管多數(shù)研究仍以收入消費關(guān)系為主線，但資產(chǎn)的財富效應(yīng)、商品價格、社會保障等因素與消費之間的關(guān)系也開始受到廣泛關(guān)注。 除上述因素之外，不少學(xué)者關(guān)注到人口變動與消費之間的關(guān)系，從人口結(jié)構(gòu)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(fā)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(zhèn)化能夠帶來居民消費習(xí)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(xué)者發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)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(xué)者把目光聚焦于人口年齡結(jié)構(gòu)變動對消費行為的影響，Modigliani et al.(1954)的生命周期理論開創(chuàng)了人口結(jié)構(gòu)與消費關(guān)系研究的先河，該理論認為消費者會以其一生的預(yù)期收入為標準平滑各期消費以實現(xiàn)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(yǎng)比以及少兒人口撫養(yǎng)比變動對消費水平及消費結(jié)構(gòu)的影響。 在消費水平方面，Loayza et al.(2000)的研究表明老年撫養(yǎng)比的上升會促進國民消費率的提高，但也有學(xué)者認為老年撫養(yǎng)系數(shù)越高，居民消費水平越低(李春琦 等，2009)。
從少兒人口撫養(yǎng)比來看，Modigliani et al.(1954)發(fā)現(xiàn)少兒撫養(yǎng)系數(shù)的變化與儲蓄消費密切相關(guān)。 Horioka et al.(2007)基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)得出了少兒撫養(yǎng)比與消費率呈正相關(guān)的結(jié)論，這一觀點與王歡等(2015)的研究結(jié)果類似。 在消費結(jié)構(gòu)方面，茅銳等(2014)基于城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)不同年齡段的居民消費結(jié)構(gòu)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(yǎng)比和老年撫養(yǎng)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(yǎng)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(shù)據(jù)分析了消費結(jié)構(gòu)與人口特征之間的關(guān)系，其研究結(jié)果顯示人口自然增長率和居民的食品、住房需求呈正相關(guān)關(guān)系。 李文星等(2008)發(fā)現(xiàn)人口自然增長率的上升有利于擴大居民消費，這一結(jié)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(jié)構(gòu)性視角分析014歲少兒人口占勞動年齡人口(1564歲)的比重變動對消費水平和消費結(jié)構(gòu)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(chǎn)生影響。
部分學(xué)者關(guān)注了人口自然增長率與消費之間的關(guān)系，但多采用宏觀數(shù)據(jù)，缺乏微觀家庭視角的考察，僅有的幾個直接關(guān)注子女?dāng)?shù)量對家庭消費影響的研究則是側(cè)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(guān)注家庭消費結(jié)構(gòu)。 因此，本研究采用中國家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，從消費水平和消費結(jié)構(gòu)的雙重視角厘清子女?dāng)?shù)量對家庭消費行為的影響。
三、研究假設(shè)
(一)子女?dāng)?shù)量、家庭儲蓄與家庭消費
家庭儲蓄需求理論認為子女?dāng)?shù)量與儲蓄率之間呈現(xiàn)出負相關(guān)關(guān)系，即家庭中子女?dāng)?shù)量對儲蓄有一定的替代效應(yīng)(Samuelson，1958)。 子女對父母的贍養(yǎng)行為是老年人口生活的重要保障，子女通過對父母的經(jīng)濟資助、日常照料以及情感慰藉回饋父母的養(yǎng)育與培養(yǎng)。 隨著子女?dāng)?shù)量的增加，家庭用于預(yù)防性養(yǎng)老保障的那部分儲蓄會相應(yīng)降低; 反之，如果子女?dāng)?shù)量較少，出于對防老的考慮，家庭預(yù)防性儲蓄會增加，整體消費水平會降低。 基于此，提出：
假設(shè)1：子女?dāng)?shù)量的增加會提升家庭人均消費水平。
(二)子女?dāng)?shù)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(diào)人力資本不僅能夠改善物質(zhì)資本的生產(chǎn)效率，促進社會經(jīng)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(yī)療保健、教育培訓(xùn)、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(fā)，采用微觀分析的方法闡述了在職培訓(xùn)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(chǎn)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(yī)療保健等費用的攀升，家庭用于教育醫(yī)療等方面的發(fā)展享樂型消費支出也大幅增加。 基于此，提出：
假設(shè)2：子女?dāng)?shù)量的增加會提高發(fā)展享樂型消費占家庭總消費的比重。
(三)子女?dāng)?shù)量、家庭生命周期與居民消費
由于劃分標準的差異性，學(xué)者們對家庭生命周期階段有著不同的界定。 本文結(jié)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(shù)人還未生育子女，本文不做考察。 (2)戶主年齡在2039歲之間，這個時期大部分人已經(jīng)孕育子女，但孩子尚年幼或正在接受義務(wù)教育，子女?dāng)?shù)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?dāng)?shù)量的增加而降低。
(3)戶主年齡在4049歲之間，多數(shù)家庭子女完成了義務(wù)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?dāng)?shù)量增多會大大增加教育等發(fā)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(zhì)，家庭成員很難共同享有，此時子女?dāng)?shù)量增加會提升家庭人均消費水平。 (4)戶主年齡在5059歲之間，此時絕大部分子女已完成學(xué)業(yè)進入勞動力市場。 子女?dāng)?shù)量的增加意味著成年人口占比的上升以及家庭設(shè)備服務(wù)、交通通信等發(fā)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(zhì)，因而此時子女?dāng)?shù)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?dāng)?shù)量較多能夠為父母提供更好的贍養(yǎng)回饋進而提升老年父母看病就醫(yī)的能力和積極性，因此子女?dāng)?shù)量的增多會增加家庭醫(yī)療保健等發(fā)展享樂型消費支出。 由于醫(yī)療保健類消費也較少具有公共物品性質(zhì)，家庭成員難以共享，所以此時子女?dāng)?shù)量的增加會提升家庭人均消費水平。 基于此，提出：
假設(shè)3：子女?dāng)?shù)量對家庭消費水平和消費結(jié)構(gòu)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?dāng)?shù)量增加對家庭人均消費水平以及發(fā)展享樂型消費支出占比均有負面影響; 對于戶主年齡在4049歲、5059歲以及60歲以上的家庭而言，子女?dāng)?shù)量增加會提高家庭人均消費水平以及發(fā)展享樂型消費支出占家庭總消費支出的比重。
(四)子女?dāng)?shù)量與城鄉(xiāng)消費異質(zhì)性
在中國，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)長期存在，城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭在收入、公共服務(wù)等方面有著明顯差異。 根據(jù)馬斯洛需要層次理論，由于發(fā)展享樂型消費并非生存所必需，因而在經(jīng)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(fā)展享樂型消費需求。 通常而言，相對城鎮(zhèn)家庭，農(nóng)村家庭經(jīng)濟條件較差，整體消費水平也較低。 近年來，中國城鄉(xiāng)居民消費水平差距進一步擴大(劉景章 等，2014)。
對于農(nóng)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(guī)模對消費的正向效應(yīng)會隨著家庭消費水平的提高而減弱(趙昕東 等，2014)，因此子女?dāng)?shù)量增加對農(nóng)村家庭人均消費支出的正向效應(yīng)可能更大。 此外，還有學(xué)者從人口結(jié)構(gòu)的視角佐證了少兒撫養(yǎng)比上升對農(nóng)村居民消費率的顯著正向效應(yīng)，而這種正向效應(yīng)在城鎮(zhèn)地區(qū)并不顯著(劉子蘭 等，2014)。 從消費結(jié)構(gòu)來看，中國城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展不平衡導(dǎo)致了城鄉(xiāng)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(zhèn)家庭的經(jīng)濟條件通常優(yōu)于農(nóng)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(yī)療保健等方面的人力資本投資普遍較高，因此子女?dāng)?shù)量增多對城鎮(zhèn)家庭發(fā)展享樂型消費支出比重的提升作用可能比農(nóng)村家庭更明顯。 基于此，提出：
假設(shè)4：子女?dāng)?shù)量對家庭消費水平和消費結(jié)構(gòu)的影響在城鄉(xiāng)之間存在異質(zhì)性，子女?dāng)?shù)量增加對農(nóng)村家庭人均消費支出的正向效應(yīng)更大，但對城鎮(zhèn)家庭發(fā)展享樂型消費支出占比的提升作用更明顯。
(五)子女?dāng)?shù)量、房屋資產(chǎn)與家庭消費
子女?dāng)?shù)量的增加除了減少家庭預(yù)防性儲蓄，直接提高家庭消費水平以及發(fā)展享樂型消費支出的占比以外，還會對家庭消費行為產(chǎn)生間接影響。 有學(xué)者在研究中發(fā)現(xiàn)房產(chǎn)價值增加所產(chǎn)生的資產(chǎn)效應(yīng)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(chǎn)(張大永 等，2012)。 還有研究表明子女?dāng)?shù)量與家庭住房數(shù)量呈顯著的正相關(guān)關(guān)系(侯明慧，2018)，住房作為一種固定資產(chǎn)也是家庭財富的重要組成部分。
隨著近年來房產(chǎn)價值的不斷上升，子女?dāng)?shù)量多的家庭可能會因為資產(chǎn)的增多提升家庭消費水平，優(yōu)化家庭消費結(jié)構(gòu)。 但由于城鄉(xiāng)兩類家庭房產(chǎn)價值存在較大差異且子女?dāng)?shù)量對家庭消費水平和消費結(jié)構(gòu)的影響在城鄉(xiāng)之間可能存在異質(zhì)性，因此家庭房屋資產(chǎn)價值對農(nóng)村家庭和城鎮(zhèn)家庭的中介效應(yīng)也可能存在差異。 基于此，提出：
假設(shè)5：家庭房屋資產(chǎn)價值是子女?dāng)?shù)量影響家庭消費行為的潛在路徑，子女?dāng)?shù)量多的家庭會通過房屋資產(chǎn)價值的增加提升家庭人均消費水平，發(fā)展享樂型消費支出占家庭總消費支出的比重也會相應(yīng)提高，并且家庭房屋資產(chǎn)價值對農(nóng)村家庭和城鎮(zhèn)家庭的中介效應(yīng)可能存在差異。
四、數(shù)據(jù)、變量與模型設(shè)定
(一)數(shù)據(jù)來源與樣本范圍
本研究使用由北京大學(xué)調(diào)查中心主持的CFPS(中國家庭追蹤調(diào)查)2016年的數(shù)據(jù)，以家庭為單位，考察子女?dāng)?shù)量對家庭消費水平和消費結(jié)構(gòu)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(xiāng)家庭之間存在的異質(zhì)性。 CFPS涵蓋了子女?dāng)?shù)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(shù)據(jù)，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(jīng)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(shè)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(jié)構(gòu)，分別用家庭人均消費支出對數(shù)以及發(fā)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(dāng)中，食品、住房、衣物等方面的支出為生存型消費支出，醫(yī)療保健、文教娛樂、交通通信、家庭設(shè)備和日用品支出以及其他商品服務(wù)支出屬于發(fā)展享樂型消費支出。 核心解釋變量為子女?dāng)?shù)量，這里以戶主及其配偶的尚存子女?dāng)?shù)來衡量。 此外，本文選取家庭房屋價值作為子女?dāng)?shù)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(yǎng)老保險覆蓋比例、家庭醫(yī)療保險覆蓋比例等變量。
五、結(jié)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(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，隨著子女?dāng)?shù)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(shè)備和日用品類支出占比明顯下降; 戶主年齡在4049歲的家庭，醫(yī)療保健和文教娛樂類支出的增幅較大; 戶主年齡在5059歲的家庭，交通通信、家庭設(shè)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(yī)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(tǒng)計結(jié)果和本文的假設(shè)3基本吻合。 此外，為了更加直觀地呈現(xiàn)本文樣本數(shù)據(jù)的特征，筆者還對所選取的變量進行了統(tǒng)計描述。
(二)基準回歸結(jié)果分析
其中，模型1和3在估計子女?dāng)?shù)量對家庭人均消費支出對數(shù)和發(fā)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(chǔ)上控制了家庭人均年收入、家庭不健康人口比例、家庭醫(yī)療保險覆蓋比例以及家庭養(yǎng)老保險覆蓋比例等家庭層面的變量。 結(jié)果顯示，子女?dāng)?shù)量與家庭人均消費水平呈負相關(guān)關(guān)系，與本文的假設(shè)1不符，這可能和家庭規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)有關(guān)。
此前有研究表明，家庭內(nèi)部存在一定的規(guī)模經(jīng)濟現(xiàn)象和公共品現(xiàn)象(詹鵬 等，2020)，子女?dāng)?shù)量的增加大于家庭人均消費水平的增加幅度，因此子女?dāng)?shù)量增加反而降低了家庭人均消費水平。 此外，子女?dāng)?shù)量增加會提高家庭發(fā)展享樂型消費支出的占比，這與本文的假設(shè)2吻合。
控制變量方面，家庭人均消費支出對數(shù)和戶主年齡呈“U”形關(guān)系，發(fā)展享樂型消費支出占比和戶主年齡呈“倒U”形關(guān)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(shù)和發(fā)展享樂型消費支出占比均為正相關(guān)關(guān)系，非農(nóng)戶口在顯著提升家庭人均消費支出對數(shù)的同時也降低了發(fā)展享樂型消費支出的占比。 社會保障方面，醫(yī)療保險覆蓋比例對人均消費支出對數(shù)有正向影響但會降低發(fā)展享樂型消費支出的占比。 養(yǎng)老保險覆蓋比例的上升有利于提高發(fā)展享樂型消費支出的占比，但會對家庭人均消費支出對數(shù)產(chǎn)生負面影響。
(三)內(nèi)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(nèi)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?dāng)?shù)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(qū)全面實施為節(jié)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(jié)果顯示子女?dāng)?shù)量對家庭人均消費水平的影響由負變正，對發(fā)展享樂型消費支出占比的影響依舊為正，本文的假設(shè)1和假設(shè)2得到驗證，即子女?dāng)?shù)量的增加提高了家庭消費水平，優(yōu)化了消費結(jié)構(gòu)，這一結(jié)論與部分學(xué)者在研究中提到的家庭消費規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)不同(韓秀蘭，2017; Lanjouw et al.，1995)。 這說明隨著文教娛樂、醫(yī)療保健等發(fā)展享樂型消費支出占比的提升，家庭公共品現(xiàn)象和規(guī)模經(jīng)濟現(xiàn)象不再明顯，家庭人均消費水平的增加幅度大于子女?dāng)?shù)量的增加。 具體來看，在其他條件不變的情況下，子女?dāng)?shù)量每增加1個，家庭人均消費對數(shù)提高0.14，發(fā)展享樂型消費支出占比提高3.37%。
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(shè)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?dāng)?shù)量內(nèi)生，選取工具變量法是恰當(dāng)有效的。
(四)穩(wěn)健性檢驗
前文分析將父母與子女在經(jīng)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(tǒng)的“分家”習(xí)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(jīng)濟上的共同體，因此這部分家庭的消費行為很難實現(xiàn)精確的測量。 為了得到更為精確的分析結(jié)果，本文單獨把父母與子女是經(jīng)濟共同體的樣本進行了回歸分析以檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。 在除去父母與子女在經(jīng)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(jié)果來看，當(dāng)樣本范圍縮小到父母與子女在經(jīng)濟上是一家人的樣本時，本文的分析結(jié)果仍與全樣本結(jié)論基本吻合，說明本文的實證研究結(jié)果是穩(wěn)健的。
(五)異質(zhì)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?dāng)?shù)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(jù)考察了不同家庭生命周期中子女?dāng)?shù)量對家庭消費水平影響的異質(zhì)性。 結(jié)果表明，當(dāng)戶主年齡小于40歲時，子女?dāng)?shù)量會對家庭人均消費水平產(chǎn)生負面影響，子女?dāng)?shù)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4049歲、5059歲以及60歲以上的家庭而言，子女?dāng)?shù)量的增加能帶動家庭人均消費水平的提升，子女?dāng)?shù)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。
從模型17可以看出，當(dāng)戶主年齡小于40歲時，子女?dāng)?shù)量與家庭發(fā)展享樂型消費支出占比呈顯著的負相關(guān)關(guān)系，子女?dāng)?shù)量每增加1個，發(fā)展享樂型消費占比下降3.43%; 對于戶主年齡在4049歲、5059歲以及60歲以上的家庭，子女?dāng)?shù)量每增加1個，家庭發(fā)展享樂型消費支出占比分別提高2.89%、3.38%和1.89%。 以上結(jié)果和我們的理論預(yù)期一致，本文的假設(shè)3得到驗證。
2.城鄉(xiāng)差異
由于城鄉(xiāng)居民在整體收入水平、公共服務(wù)、就業(yè)結(jié)構(gòu)等方面存在明顯差異，因此本文在做異質(zhì)性分析時還考慮了城鄉(xiāng)差異是否會影響子女?dāng)?shù)量與家庭消費之間的關(guān)系。 從消費水平來看，子女?dāng)?shù)量對農(nóng)村家庭消費水平的正向效應(yīng)大于城鎮(zhèn)家庭，子女?dāng)?shù)量每增加1個，農(nóng)村和城鎮(zhèn)家庭人均消費水平分別提高0.18和0.10。 從消費結(jié)構(gòu)來看，子女?dāng)?shù)量對城鎮(zhèn)家庭發(fā)展享樂型消費支出占比的提升作用大于農(nóng)村家庭，子女?dāng)?shù)量每增加1個，農(nóng)村和城鎮(zhèn)家庭發(fā)展享樂型消費支出占比分別提高2.57%和5.20%。 這說明子女?dāng)?shù)量對家庭消費水平和消費結(jié)構(gòu)的影響具有城鄉(xiāng)異質(zhì)性，子女?dāng)?shù)量增加對農(nóng)村家庭人均消費支出的正向效應(yīng)更大，對城鎮(zhèn)家庭發(fā)展消費支出占比的提升作用更明顯。 本文的假設(shè)4得到驗證。
(五)中介機制分析
本文將家庭房屋價值作為子女?dāng)?shù)量影響家庭人均消費水平和發(fā)展享樂型消費支出占比的中介變量并對其進行中介效應(yīng)檢驗，具體檢驗公式見式(3)、(4)、(5)。 在前文的研究中，我們已經(jīng)明確了子女?dāng)?shù)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?dāng)?shù)量對家庭房屋價值的影響，結(jié)果顯示子女?dāng)?shù)量對房屋價值的正向效應(yīng)θ1顯著。 然后將房屋價值和子女?dāng)?shù)量同時納入回歸模型進行考察，結(jié)果顯示房屋價值對家庭人均消費水平的正向效應(yīng)γ2顯著，而此時子女?dāng)?shù)量對家庭人均消費水平的影響系數(shù)γ1依舊顯著。
同時為子女?dāng)?shù)量對發(fā)展享樂型消費支出占比的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果，根據(jù)前文研究可知子女?dāng)?shù)量對家庭發(fā)展享樂型消費支出占比也有著顯著的正面影響，即β′1顯著為正。 子女?dāng)?shù)量對房屋價值的正向效應(yīng)θ1顯著。 將房屋價值和子女?dāng)?shù)量同時納入回歸模型后發(fā)現(xiàn)房屋價值對發(fā)展享樂型消費支出占比的正向效應(yīng)γ′2與子女?dāng)?shù)量對家庭發(fā)展享樂型消費支出占比的影響系數(shù)γ′1均顯著。
通過對家庭房屋價值的中介效應(yīng)檢驗，本文發(fā)現(xiàn)房屋價值在子女?dāng)?shù)量對家庭人均消費水平以及家庭發(fā)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。 考慮到房屋價值的中介效應(yīng)在房產(chǎn)數(shù)量不同的家庭中可能存在差異，為進一步檢驗家庭房屋價值中介效應(yīng)的穩(wěn)健性，本文對房產(chǎn)數(shù)量小于等于1套的家庭和房產(chǎn)數(shù)量大于等于2套的家庭進行了分樣本中介機制檢驗，結(jié)果顯示房屋價值的中介效應(yīng)在房產(chǎn)數(shù)量不同的家庭中均成立，這與本文的假設(shè)5相符。
此外，由于城鄉(xiāng)兩類家庭房產(chǎn)價值存在較大差異且子女?dāng)?shù)量對家庭消費水平和消費結(jié)構(gòu)的影響在城鄉(xiāng)之間存在一定差異，因此本文還比較了家庭房屋資產(chǎn)價值對農(nóng)村家庭和城鎮(zhèn)家庭的中介效應(yīng)的異質(zhì)性。 從表9和表10可知，家庭房屋價值對子女?dāng)?shù)量影響農(nóng)村家庭人均消費水平的部分中介效應(yīng)顯著但對子女?dāng)?shù)量影響城鎮(zhèn)家庭人均消費水平的中介效應(yīng)不成立，對子女?dāng)?shù)量影響城鎮(zhèn)家庭發(fā)展享樂型消費支出占比的部分中介效應(yīng)顯著但對子女?dāng)?shù)量影響農(nóng)村家庭發(fā)展享樂型消費支出占比的中介效應(yīng)不成立。
六、結(jié)論與啟示
本文基于2016年CFPS數(shù)據(jù)，將家庭消費行為分為消費水平和消費結(jié)構(gòu)兩個維度，分別探討了子女?dāng)?shù)量對家庭人均消費水平以及發(fā)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(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭之間存在的異質(zhì)性，并分析了子女?dāng)?shù)量影響家庭消費行為的中介機制，研究結(jié)果表明：
第一，本文采取工具變量法處理內(nèi)生性問題后發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量的增加能顯著提高家庭人均消費水平和發(fā)展享樂型消費支出的占比，這說明子女?dāng)?shù)量的增加減少了家庭的預(yù)防性儲蓄，提高了家庭消費水平，優(yōu)化了消費結(jié)構(gòu)。
第二，由于所處的家庭生命周期不同，子女?dāng)?shù)量對家庭消費行為的影響具有顯著差異。 當(dāng)戶主年齡小于40歲時，子女?dāng)?shù)量增加會對家庭人均消費水平以及發(fā)展享樂型消費支出占比帶來負面影響; 對于戶主年齡在4049歲、5059歲以及60歲以上的家庭，子女?dāng)?shù)量與家庭人均消費水平以及發(fā)展享樂型消費支出占比均呈正相關(guān)關(guān)系。
第三，子女?dāng)?shù)量對家庭消費行為的影響在城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭之間也存在異質(zhì)性。 由于農(nóng)村家庭的社會保障水平較低，養(yǎng)兒防老思想更為嚴重，因此子女?dāng)?shù)量對農(nóng)村家庭人均消費水平的正向效應(yīng)大于城鎮(zhèn)家庭，但對城鎮(zhèn)家庭發(fā)展享樂型消費支出占比的提升作用大于農(nóng)村家庭。
第四，子女?dāng)?shù)量的增加一方面通過減少家庭預(yù)防性儲蓄直接提高家庭消費水平以及發(fā)展享樂型消費支出占比，另一方面也通過家庭房屋資產(chǎn)的增值間接對家庭消費行為產(chǎn)生影響。 通過對房屋價值的中介效應(yīng)檢驗，本文發(fā)現(xiàn)房屋價值在子女?dāng)?shù)量對家庭人均消費水平以及發(fā)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(yīng)在城鄉(xiāng)兩類家庭之間存在異質(zhì)性，具體表現(xiàn)為：對子女?dāng)?shù)量影響農(nóng)村家庭人均消費水平的部分中介效應(yīng)顯著但對子女?dāng)?shù)量影響城鎮(zhèn)家庭人均消費水平的中介效應(yīng)不成立，對子女?dāng)?shù)量影響城鎮(zhèn)家庭發(fā)展享樂型消費支出占比的部分中介效應(yīng)顯著但對子女?dāng)?shù)量影響農(nóng)村家庭發(fā)展享樂型消費支出占比的中介效應(yīng)不成立。
基于上述結(jié)論，本文提出以下幾點建議：首先，總體而言子女?dāng)?shù)量的增加有利于提升家庭消費水平，優(yōu)化消費結(jié)構(gòu)。 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(shè)施及服務(wù)，提升婦幼保健質(zhì)量。 其次，當(dāng)戶主年齡小于40歲時，子女?dāng)?shù)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(xiāng)家庭消費行為的異質(zhì)性，一方面，要積極推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，縮小城鄉(xiāng)家庭在收入水平上的差異，提高農(nóng)村人口的創(chuàng)收能力; 另一方面，要消除城鄉(xiāng)公共服務(wù)水平上的差異，實現(xiàn)公共服務(wù)均等化，給農(nóng)村家庭的孩子提供更多的教育機會和更優(yōu)質(zhì)的教育資源。 最后，要在關(guān)注消費水平的同時把握消費結(jié)構(gòu)的變化，積極調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與消費結(jié)構(gòu)的變動相適應(yīng)，在順應(yīng)消費需求提供高質(zhì)量消費服務(wù)的同時實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。
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