傳統(tǒng)婚嫁觀是否抑制了家庭消費升級？
——一個基于中國家庭的微觀實證研究

劉振華，姚 宇

(陜西師范大學 國際商學院，西安 710119)

“丈母娘經(jīng)濟”“婚房剛需”“恐婚”，傳統(tǒng)婚嫁觀對于我國當前經(jīng)濟社會的影響不論在理論上還是在社會實踐上都已被廣泛提及。作為一種社會廣泛關(guān)注的問題主要由社會學研究，經(jīng)濟學關(guān)心的是這一社會觀念是否已經(jīng)實質(zhì)性地影響到了我國當前的居民消費行為，是否已經(jīng)對家庭消費升級乃至對基于消費升級的內(nèi)循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展模式形成了抑制。針對這一問題，我們以2014年和2016年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)為分析樣本，探討了中國傳統(tǒng)婚嫁觀念下子女性別對城鄉(xiāng)居民家庭資產(chǎn)負債規(guī)模和消費升級的影響，試圖對前述問題進行回答并探討其中微觀經(jīng)濟機理。研究主要分析三個問題：一是經(jīng)濟新常態(tài)化背景下，家庭資產(chǎn)負債規(guī)模對消費升級是“財富效應(yīng)”還是“擠出效應(yīng)”。二是傳統(tǒng)婚嫁觀對不同性別子女家庭的要求是否影響家庭消費升級，子女性別和家庭資產(chǎn)負債規(guī)模對消費升級的影響是否具有交互效應(yīng)。三是這種觀念對消費升級的影響在城鄉(xiāng)間是否存在差別。

一、文獻綜述

(一)家庭資產(chǎn)負債規(guī)模對消費升級的影響

已有研究從不同視角探討了家庭資產(chǎn)負債規(guī)模對消費升級的影響，Ogawa和Wan基于日本全國家庭收支調(diào)查數(shù)據(jù)，檢驗了日本金融泡沫破滅后居民資產(chǎn)負債對消費升級的影響作用，特別在控制了居民資產(chǎn)的財富效應(yīng)后，居民資產(chǎn)負債依然對消費結(jié)構(gòu)和消費質(zhì)量產(chǎn)生了顯著的負面影響，尤其是對耐用品消費的負面影響大于非耐用品消費的負面影響。[1]Dynan研究了美國房價暴跌后居民資產(chǎn)負債對消費支出的影響，研究表明居民資產(chǎn)負債對消費支出的擠壓遠遠超出了財富效應(yīng)對消費支出的促進，認為過高的居民資產(chǎn)負債是導(dǎo)致居民消費疲軟的主要因素。[2]潘敏、劉知琪基于CFPS數(shù)據(jù)，得出居民資產(chǎn)負債對消費升級具有明顯的負面作用，居民資產(chǎn)負債會顯著抑制居民發(fā)展與享受型消費。[3]張自然、祝偉基于中國家庭追蹤調(diào)查的面板數(shù)據(jù)，指出較高的家庭負債明顯阻礙了家庭消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級；相反無負債家庭或低負債家庭的負債增加會促進家庭消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級。[4]鄭長德利用CHPS調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國居民總體資產(chǎn)負債的增長對消費升級的正向影響呈現(xiàn)效應(yīng)遞減的規(guī)律，而住房負債對消費升級具有十分顯著的負面效應(yīng)。[5]

(二)子女性別對家庭消費升級的影響

目前，鮮有研究涉及家庭成員性別構(gòu)成對家庭消費升級的影響，多數(shù)研究集中在以人力資本、人口城鎮(zhèn)化率和老少撫養(yǎng)比為人口結(jié)構(gòu)變量，從人口結(jié)構(gòu)視角衡量對消費支出的影響。倪紅?；贑HIPS數(shù)據(jù)，分析指出家庭規(guī)模、受訪者年齡對消費結(jié)構(gòu)具有一定影響，年輕家庭的消費結(jié)構(gòu)相比于老年家庭的消費結(jié)構(gòu)存在明顯差異，年輕家庭的發(fā)展與享受型消費支出高于老年家庭。[6]邢艷春、高騰飛利用雙重差分法探討了人口結(jié)構(gòu)變動、消費習慣對消費升級的影響。實證表明，城鎮(zhèn)化與教育水平的提高能夠有效促進發(fā)展與享樂型消費的支出，隨著我國城鎮(zhèn)化率與教育水平的提高必將推動居民消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級。而利用微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)探討子女性別對消費升級影響的研究幾乎沒有。[7]Wei Shangjin和Zhang Xiaobo以婚姻競爭性動機為理論基礎(chǔ)，探討中國家庭中子女性別對家庭儲蓄的影響，指出有兒子的家庭會增加儲蓄來提高兒子在婚姻方面的吸引力。[8]袁微、黃蓉利用中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了性別比例失衡對消費支出的影響，認為受中國傳統(tǒng)婚嫁觀念影響，未婚男性的消費意愿明顯受到了抑制。[9]

(三)城鄉(xiāng)差異對消費升級的影響

目前，已有研究從多個視角探討了城鄉(xiāng)差異對消費總量和消費結(jié)構(gòu)的影響。陳斌開運用1978—2009年省級數(shù)據(jù)分析表明，城鄉(xiāng)收入差距擴大是導(dǎo)致農(nóng)村消費持續(xù)低迷的主要原因，改善城鄉(xiāng)收入差距能夠有效促進農(nóng)村居民消費。[10]黃祖輝等從預(yù)防性儲蓄動機的視角，實證了農(nóng)村家庭面對的不確定性遠遠高于城鎮(zhèn)家庭，這種不確定性主要表現(xiàn)在養(yǎng)老、醫(yī)療、子女教育和收入風險等方面，導(dǎo)致農(nóng)村消費支出在總量上低于城鎮(zhèn)家庭。[11]祝偉、夏瑜擎從消費性負債行為的視角探討了農(nóng)村家庭產(chǎn)生負債的原因，研究表明農(nóng)村居民持有負債的主要原因是其購買房屋和耐用品消費所致，并且此類負債會進一步抑制農(nóng)村居民的消費支出。[12]柳清瑞、劉淑娜利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)研究了高彩禮對農(nóng)村消費的擠出效應(yīng)，高彩禮嚴重抑制了農(nóng)村居民消費支出，根據(jù)貝克爾的時間偏好理論，育有兒子的農(nóng)村家庭為了兒子婚姻大事，不得不減少當期消費。[13]

綜合以上已有研究可以發(fā)現(xiàn)，近些年消費升級問題越來越受到學者的關(guān)注，其對影響消費升級的各類因素展開了富有成效的探索，為研究奠定了基礎(chǔ)。但已有研究得出的結(jié)論存在明顯差異，家庭資產(chǎn)負債與消費升級之間存在抑制和促進的爭論。[14]人口結(jié)構(gòu)變動與消費升級之間同樣存在抑制和促進的爭論。[15-16]本文認為，人口結(jié)構(gòu)的文化屬性或是回答以上爭論的關(guān)鍵，婚嫁制度作為人口再生產(chǎn)的核心社會制度，對每一個社會的經(jīng)濟運行均具有重要影響，不同國家之間、城鄉(xiāng)之間婚嫁觀念存在很多差異，同時城鄉(xiāng)差異對消費升級影響文獻梳理的結(jié)果具有這一指向。因此，我們提出以中國微觀家庭數(shù)據(jù)討論中國文化背景下子女性別差異對家庭資產(chǎn)負債規(guī)模和消費升級的影響，發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)婚嫁觀對城鄉(xiāng)居民消費和儲蓄行為的影響，以期以此為基礎(chǔ)提出推進我國基于消費升級內(nèi)循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展模式的合理建議。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)家庭資產(chǎn)負債規(guī)模與消費升級

一方面，基于經(jīng)典的生命周期消費理論，家庭負債行為對家庭消費支出存在生命周期效應(yīng)，認為家庭負債增加能夠通過平滑跨期消費來抵消負債壓力，不會對當前消費產(chǎn)生負面影響；另一方面，基于相對收入消費理論，認為消費會隨著收入的增加而增加，但不會隨著收入的減少而減少。但基于宏觀經(jīng)濟背景的研究卻表明，處于經(jīng)濟衰退期或金融危機時期，家庭負債明顯抑制了消費支出,這與生命周期消費理論和相對收入消費理論所表達的觀點截然相反。2014年后，我國經(jīng)濟進入新常態(tài)化發(fā)展階段，經(jīng)濟增速明顯放緩，家庭資產(chǎn)負債規(guī)模卻不斷攀升，居民消費占GDP的比重不斷下降。因此，當經(jīng)濟處于下行階段時，家庭為了增強還債能力以避免出現(xiàn)債務(wù)危機所導(dǎo)致的信用風險，傾向于減少不必要的開支，但由于生存型消費支出具有剛性，只能減少發(fā)展與享受型消費支出，從而抑制了消費升級?；诖颂岢鲆韵录僭O(shè)：

H1：中國經(jīng)濟新常態(tài)化下，家庭資產(chǎn)負債規(guī)模與家庭消費升級進程顯著負相關(guān)。

(二)子女性別與消費升級

已有消費理論大都是以收入為研究基礎(chǔ)，探討生命周期內(nèi)預(yù)期收入對于消費行為的影響，并由此延伸到與收入緊密相關(guān)的各類宏觀經(jīng)濟領(lǐng)域，如就業(yè)、價格、資產(chǎn)負債等方面。探討子女性別對消費升級影響的研究相對較少。Shapley認為婚姻匹配機制受到個體偏好的影響，男性與女性在婚姻匹配中存在明顯的偏好差異，導(dǎo)致男性的婚姻匹配壓力遠遠高于女性。[17]Hopcroft指出婚姻市場中處于劣勢地位的未婚男性為了獲得有利的匹配機會，采取通過減少消費來提高儲蓄。于此引發(fā)了學者關(guān)于性別差異對消費影響的關(guān)注。[18]陶自祥從家庭代際關(guān)系的視角提出子女的婚姻是家庭事務(wù)中的重中之重，婚嫁支出已成為家庭的剛性支出，家庭傾向于超前儲蓄以提升子女在未來婚姻中的競爭力。[19]因此，在我國傳統(tǒng)婚嫁觀念和家庭代際關(guān)系影響下，有兒子的家庭受婚配機制影響，為了提升兒子的經(jīng)濟地位(例如婚前購置房產(chǎn))，增強兒子在未來婚姻市場中的競爭力，勢必會減少消費以增加儲蓄。有女兒的家庭受婚配機制影響，為了提升女兒的自身條件(例如外貌、文藝)，使女兒在未來的婚姻市場中找到優(yōu)質(zhì)男性，勢必增加消費?；诖颂岢鲆韵录僭O(shè)：

H2：家庭養(yǎng)育男性(女性)對家庭消費升級顯著負(正)相關(guān)。

(三)子女性別與家庭資產(chǎn)負債規(guī)模的交互效應(yīng)

基于以上分析，當引入子女性別與家庭資產(chǎn)負債規(guī)模的交互項時，考慮到子女性別可能會在家庭資產(chǎn)負債規(guī)模對消費升級影響中起到調(diào)節(jié)作用。為此提出以下假設(shè)：

H3：當子女為男性(女性)時家庭資產(chǎn)負債規(guī)模對家庭消費升級的負面影響增強(減弱)。

(四)城鄉(xiāng)差異下子女性別與家庭資產(chǎn)負債規(guī)模的交互效應(yīng)

由于我國經(jīng)濟存在明顯的二元結(jié)構(gòu)，城鄉(xiāng)間收入差距、文化習俗等方面也表現(xiàn)出巨大差異，多數(shù)研究從不同視角也印證了城鄉(xiāng)居民受經(jīng)濟、社會、文化等因素影響在消費結(jié)構(gòu)和消費質(zhì)量方面表現(xiàn)出顯著不同。劉成良從因婚致貧的視角探討了農(nóng)村貧困治理的一個重要成因，認為由于農(nóng)村地區(qū)受我國傳統(tǒng)婚嫁觀念和家庭代際關(guān)系影響更為深刻，傳宗接代成為大多數(shù)農(nóng)村家庭中長輩的人生任務(wù)，農(nóng)村男女性別失衡問題和農(nóng)村女性梯度流動趨勢等綜合因素，導(dǎo)致農(nóng)村育有兒子家庭的結(jié)婚成本遠遠高于城鎮(zhèn)。[20]柳清瑞、劉淑娜通過實證檢驗發(fā)現(xiàn)，婚姻擠壓、消費黏性是農(nóng)村居民比城鎮(zhèn)居民消費增長變化遲緩的重要原因。[13]劉鎧豪以少兒撫養(yǎng)比為解釋變量，得出農(nóng)村地區(qū)少兒撫養(yǎng)比對消費支出的影響是負效應(yīng)，城鎮(zhèn)地區(qū)少兒撫養(yǎng)比對消費支出的影響是正效應(yīng)。[21]說明人口結(jié)構(gòu)變量對消費支出的影響在城鄉(xiāng)間具有顯著差異?；诖颂岢鲆韵录僭O(shè)：

H4：農(nóng)村地區(qū)子女性別與家庭資產(chǎn)負債規(guī)模的交互效應(yīng)對消費升級的負面影響強于城鎮(zhèn)地區(qū)。

三、模型設(shè)定與變量說明

(一)模型設(shè)定

為了檢驗我國城鄉(xiāng)居民家庭資產(chǎn)負債規(guī)模、子女性別對家庭消費升級的影響以及城鄉(xiāng)間的差異，本文以家庭生存型消費和發(fā)展與享樂型消費分別占家庭總消費的比例為被解釋變量，選取家庭資產(chǎn)負債規(guī)模、子女性別為主要解釋變量，其他人口結(jié)構(gòu)和家庭特征為控制變量，借鑒Dynan的模型設(shè)定方式，建立如下計量模型：

Cit=c0+α1debtit+α2sexit+α3Xit+ε

(1)

Cit=c1+λ1debtit-1+λ2debtit-1×sexit+

λ3Xit+φ1

(2)

式中,Cit代表第i個家庭在第t期的各類型消費支出額占總消費指出額的比率，C0和C1為常數(shù)項，debtit-1代表第i個家庭在第t-1期家庭資產(chǎn)負債額，sexit代表第i個家庭t-1期子女性別，Xit為控制變量，ε、φ1為隨機誤差項。α1表示不考慮交互效應(yīng)時，家庭資產(chǎn)負債額對消費支出的影響，α2表示不考慮交互效應(yīng)時，子女性別對消費支出的影響。λ1表示考慮交互效應(yīng)時，家庭資產(chǎn)負債額對消費支出的效應(yīng)，λ2表示子女性別與家庭資產(chǎn)負債額對消費支出的交互效應(yīng)。隨機誤差項εt、φ1相互獨立，并且滿足均值為0，方差為σ2的假設(shè)。在實證檢驗中我們進一步區(qū)分了農(nóng)村樣本和城鎮(zhèn)樣本。

(二)數(shù)據(jù)來源與變量說明

1.數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)全部來源于中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)。根據(jù)研究設(shè)計和實證模型設(shè)定，選取連續(xù)參與2014年和2016年兩期調(diào)查的家庭數(shù)據(jù)開展實證分析。通過對數(shù)據(jù)的整理，剔除有空缺值和數(shù)據(jù)異常值的數(shù)據(jù)，最終得到有效總樣本3 889個，其中農(nóng)村樣本2 051個，城鎮(zhèn)樣本1 838個。

2.變量說明

(1)被解釋變量

借鑒潘敏關(guān)于消費分類的方法，將消費分為生存型消費和發(fā)展與享樂型消費。生存型消費是指滿足基本生活所支出的費用，包括飲食、能源、日常用品等家庭必需品。發(fā)展與享樂型消費是指家庭為了滿足個體精神和發(fā)展需求所支出的費用，包括旅游、文化娛樂、教育和其他高層次消費，發(fā)展與享樂型消費與消費升級緊密相關(guān)。對應(yīng)CFPS問卷，總消費為問卷調(diào)查中的消費支出總額，生存型消費是用問卷調(diào)查中的伙食費、水電氣費、日常用品費、本地交通費和通信費。發(fā)展與享樂型消費為問卷調(diào)查中的文化娛樂消費、教育培訓消費、衣著服飾消費、美容保健消費和旅游消費。需要進一步說明：第一，由于醫(yī)療費存在不連續(xù)性和數(shù)據(jù)異常值導(dǎo)致數(shù)據(jù)存在嚴重的非正態(tài)分布，因此醫(yī)療費用未歸類于生存型消費和發(fā)展與享樂型消費。第二，由于住房支出在有房者和無房者之間存在較大差異，有房者不必承擔房租而無房者不必承擔貸款，因此住房支出也未歸類于生存型消費和發(fā)展與享樂型消費。為剔除價格、通貨膨脹等外部因素影響，將家庭生存型消費占家庭總消費的比率作為生存型消費衡量指標，家庭發(fā)展與享樂型消費占家庭總消費的比率作為發(fā)展與享樂型衡量指標。

(2)主要解釋變量

家庭資產(chǎn)負債規(guī)模(debt)。本文所指的家庭資產(chǎn)負債規(guī)模主要是住房類資產(chǎn)負債額。阮建弘等認為住房類貸款已經(jīng)成為居民部門債務(wù)的主要構(gòu)成。[22]根據(jù)央行金融機構(gòu)信貸收支統(tǒng)計，截至2019年底，我國住房貸款占家庭總負債的比重高達75.9%，是家庭資產(chǎn)負債的主要構(gòu)成部分。因此以家庭住房總貸款為家庭資產(chǎn)負債規(guī)模的衡量指標，選擇CFPS數(shù)據(jù)中統(tǒng)計的2014年家庭首套或多套房屋貸款總額。同時，為了較為便捷地發(fā)現(xiàn)變量間的關(guān)系，展現(xiàn)更好的數(shù)據(jù)可視化，對家庭資產(chǎn)負債規(guī)模進行對數(shù)處理。

在子女性別變量選取上，為了確保樣本之間各類數(shù)據(jù)具備可比性，在家庭規(guī)模方面進行了限定，首先選擇財務(wù)回答人婚姻狀況為已婚且育有子女，其次選擇財務(wù)回答人的子女為獨生子女的家庭作為樣本范圍，刪除了二孩及以上家庭樣本數(shù)據(jù)。同時，在不考慮交互效應(yīng)時，育有兒子家庭設(shè)定為1，育有女兒家庭設(shè)定為0。在考慮交互效應(yīng)(sex*debt)時，為了檢驗子女性別與家庭資產(chǎn)負債對消費支出的交互效應(yīng)，將子女性別設(shè)置為0、1變量，首先設(shè)定育有兒子家庭為1、育有兒女家庭為0，進行交互效應(yīng)回歸，而后設(shè)定育有兒子家庭為0、育有女兒家庭為1進行交互效應(yīng)回歸。

(3)控制變量

借鑒已有文獻，影響家庭消費水平的因素不僅限于家庭資產(chǎn)負債和子女性別、戶籍(res，非農(nóng)戶籍設(shè)定為1、農(nóng)業(yè)戶籍設(shè)定為0)、醫(yī)保參保情況(ins，參保設(shè)定為1、未參保設(shè)定為0)、健康狀況(hea，無重大疾病設(shè)定為1、有重大疾病設(shè)定為0)、教育水平(edu，接受高等教育設(shè)定為1、未接受高等教育設(shè)定為0)、年齡(age，以2014年的實際年齡為準)等情況都可能影響家庭消費水平。

需要說明的是，由于選取的各類變量分布在CFPS問卷中的不同模塊中，為確保數(shù)據(jù)的一致性，在數(shù)據(jù)整理過程中以財務(wù)回答人的編碼為標準，通過跨庫比對處理形成實證檢驗的最終數(shù)據(jù)集。

3.變量的描述性統(tǒng)計

各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1、表2所示。中國家庭生存型消費占家庭總消費的波動幅度相對較小，發(fā)展與享樂型消費占家庭總消費的波動幅度相對較大，說明家庭資產(chǎn)負債、子女性別等變量可能對消費結(jié)構(gòu)的影響較大，但影響程度如何需要進一步檢驗。同時，分樣本中，農(nóng)村與城鎮(zhèn)主要變量的均值也有較大差異，影響程度如何也需要進一步檢驗。

表1 總樣本變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2 分樣本主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、實證結(jié)果與分析

(一)不考慮交互項的總樣本分析

基于研究假設(shè)和理論分析，首先不考慮家庭資產(chǎn)負債規(guī)模和子女性別的交互效應(yīng)，對實證模型(1)進行分析。模型(1)的回歸結(jié)果如表3所示。

表3 不考慮交互效應(yīng)的總樣本分析

表3顯示了模型(1)的OLS回歸結(jié)果。結(jié)果表明主要解釋變量中，首先，家庭資產(chǎn)負債規(guī)模對生存型消費支出占總消費支出的比重和發(fā)展與享樂型消費支出占總消費支出的比重均起到顯著的抑制作用。說明在經(jīng)濟新常態(tài)化下，家庭資產(chǎn)負債規(guī)模對我國居民的消費支出和消費升級均具有顯著影響，同時由于我國居民家庭資產(chǎn)負債的主要構(gòu)成是住房貸款，家庭為了償還住房貸款不得不減少消費支出，尤其是削減家庭發(fā)展與享樂型消費支出，而生存型消費支出由于具有較強的剛性，因此家庭資產(chǎn)負債規(guī)模對生存性消費支出雖有抑制作用，但抑制作用的程度較輕。其次，育有兒子家庭對家庭生存型消費支出占總消費支出的比重影響不顯著，對發(fā)展與享樂型支出占總消費支出的比重起到了顯著的抑制作用，即育有兒子家庭的消費升級受到了顯著的負面影響。相反，育有女兒對家庭消費升級到了顯著的促進作用(1)由于此時性別變量中男性=1，女性=0，且回歸系數(shù)為-0.000 925 6，說明女兒對家庭消費升級起到了促進作用。。檢驗結(jié)果說明子女性別對家庭消費結(jié)構(gòu)的影響具有顯著的差異性，實證結(jié)果出現(xiàn)的原因可能是，受我國傳統(tǒng)婚嫁觀念和家庭代際關(guān)系的影響，育有兒子家庭相比育有女兒家庭更傾向于減緩消費升級，提升儲蓄水平，為兒子在未來的婚姻市場中增強競爭力。而育有女兒家庭則更多傾向增加發(fā)展與享樂型消費支出用于提升女兒外形、培養(yǎng)興趣、開闊眼界，從而使女兒在未來擇偶時具備較強的競爭力，選擇條件更好的配偶。實證結(jié)果印證了前文提出的假設(shè)1和假設(shè)2。在控制變量方面，教育程度對家庭生存型消費占總消費的影響顯著，但對家庭發(fā)展與享樂型消費占總消費的比重影響不顯著，也就是說受教育水平越高，家庭的基尼系數(shù)越低。戶籍對家庭消費結(jié)構(gòu)有顯著影響，農(nóng)業(yè)戶籍家庭生存型消費占總消費的比重顯著高于非農(nóng)戶籍家庭，非農(nóng)戶籍家庭發(fā)展與享樂型消費占總消費的比重顯著高于農(nóng)業(yè)戶籍家庭，說明非農(nóng)戶籍家庭的消費升級水平明顯優(yōu)于農(nóng)業(yè)戶籍。年齡對家庭消費結(jié)構(gòu)具有顯著影響，財務(wù)回答人年齡越大對消費升級的促進作用越明顯，可能是由于隨著子女年齡的增長，對子女的消費越高；也可能是由于年長人相比年輕人更有空閑時間用于文化、旅游消費。是否有保險對家庭消費升級影響顯著為正，說明保險能夠減弱個體對未來不確定性和風險的恐懼，有助于提高家庭的消費升級。健康對各類消費支出占總消費支出的影響并不顯著，可能是由于健康個體敢于消費，而不健康個體花費了大量的醫(yī)療保健費用所導(dǎo)致。

(二)考慮交互項的總樣本分析

基于研究假設(shè)和理論分析，考慮家庭資產(chǎn)負債規(guī)模和子女性別的交互效應(yīng)，對實證模型(2)進行分析。實證模型(2)的回歸結(jié)果如表4所示。表4結(jié)果表明，當男性=1、女性=0時，對發(fā)展與享樂型消費支出占總消費支出比重的交互效應(yīng)系數(shù)為-0.013 065大于不考慮交互效應(yīng)時的系數(shù)-0.009 256 1，說明育有兒子的家庭資產(chǎn)負債規(guī)模加劇了發(fā)展與享樂型消費支出占總消費支出比重的負面影響，增強了對消費升級的抑制作用。當男性=0、女性=1時，對發(fā)展與享樂型消費支出的交互效應(yīng)系數(shù)為-0.001 065，小于不考慮交互效應(yīng)系數(shù)時的-0.009 256 1，說明育有女兒的家庭資產(chǎn)負債規(guī)模減弱了對發(fā)展與享樂消費支出占總消費支出比重的抑制作用，緩解了對消費升級的抑制作用。實證結(jié)果出現(xiàn)的原因可能是，受我國傳統(tǒng)婚嫁觀念和家庭代際關(guān)系的影響，育有兒子家庭通常會在兒子成婚前購置房產(chǎn)，導(dǎo)致育有兒子家庭資產(chǎn)負債規(guī)模高于育有女兒家庭資產(chǎn)負債規(guī)模。實證結(jié)果印證了前文提出的假設(shè)4和假設(shè)5。控制變量方面，當不考慮交互效應(yīng)和考慮交互效應(yīng)時，其他控制變量對家庭消費升級的影響均沒有顯著改變，說明其他控制變量具有較好的穩(wěn)健性。

表4 考慮交互效應(yīng)的總樣本分析

(三)考慮城鄉(xiāng)差異的分樣本分析

由于我國城鄉(xiāng)存在二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，農(nóng)村和城鎮(zhèn)差異較大，進一步將總樣本分為農(nóng)村樣本和城鎮(zhèn)樣本，分析不同區(qū)域的子女性別與家庭資產(chǎn)負債規(guī)模的交互效應(yīng)對消費升級的影響。分樣本實證模型(2)的回歸結(jié)果如表5、表6所示。表5的OLS回歸結(jié)果表明，當男性=1、女性=0時，對比農(nóng)村與城鎮(zhèn)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村和城鎮(zhèn)兩個分樣本的子女性別與家庭資產(chǎn)負債規(guī)模的交互效應(yīng)對發(fā)展與享樂型消費占總消費比重均具有顯著的抑制作用，對生存型消費占總消費比重無顯著影響。同時，農(nóng)村子女性別與家庭資產(chǎn)負債規(guī)模的交互效應(yīng)對消費升級的抑制作用比城鎮(zhèn)更為明顯，說明農(nóng)村育有兒子家庭在有負債時將更大程度地減少發(fā)展與享樂型消費支出，也反映出農(nóng)村家庭受我國傳統(tǒng)婚嫁觀念和家庭代際關(guān)系的影響更為深刻，育有兒子家庭未來的成婚消費支出會帶給家庭沉重的負擔。在家庭資產(chǎn)負債方面，農(nóng)村居民的家庭資產(chǎn)負債對消費升級的抑制作用也明顯強于城鎮(zhèn)。在教育水平方面，農(nóng)村居民教育水平對消費升級的影響弱于城鎮(zhèn)居民，是由于農(nóng)村教育水平普遍偏低，教育水平對消費升級的影響不大導(dǎo)致。在年齡方面，隨著人口年齡的增長，農(nóng)村居民的消費升級明顯低于城鎮(zhèn)居民，其發(fā)展與享樂型消費占總消費的比重更低。由于農(nóng)村人口隨著年齡的增長，其勞動力逐漸喪失，在沒有其他收入來源的情況下，其總體消費能力不斷降低，導(dǎo)致農(nóng)村人口年齡增長對消費升級的抑制作用不斷加大，而城鎮(zhèn)人口隨著年齡的增長，大部分在具有穩(wěn)定收入的同時還有更多的空閑時間，導(dǎo)致城鎮(zhèn)人口隨著年齡增長對消費升級的促進作用不斷加大。在保險方面，農(nóng)村居民有無保險對消費升級的影響不顯著，而城鎮(zhèn)人口在有保險的情況下對消費升級具有顯著的促進作用。在健康方面，農(nóng)村和城鎮(zhèn)人口的健康水平對消費升級的影響均不顯著。

表5 考慮交互效應(yīng)的分樣本分析(M=1/F=0)

表6 考慮交互效應(yīng)的分樣本分析(M=0/F=1)

表6的OLS回歸結(jié)果表明，當男性=0、女性=1時，對比農(nóng)村與城鎮(zhèn)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村和城鎮(zhèn)兩個分樣本的子女性別與家庭資產(chǎn)負債規(guī)模的交互效應(yīng)對消費升級的抑制作用均有明顯降低。城鎮(zhèn)降低的幅度比農(nóng)村更大，說明城鎮(zhèn)育有女兒家庭的消費升級明顯好于農(nóng)村育有女兒家庭?？赡苁怯捎谑艿睫r(nóng)村男女比例失衡問題更加嚴重，未婚女性數(shù)量遠遠低于未婚男性，導(dǎo)致未婚女性在成婚時具有原生的優(yōu)勢，從而農(nóng)村育有女兒家庭并不需要給女兒進行過度的投資。而城鎮(zhèn)由于男女失衡問題并不突出，未婚女性為了找到更為優(yōu)質(zhì)的男性，育有女兒家庭依然需要對女兒進行投資，從而提升了家庭發(fā)展與享樂型消費支出，促進了消費升級。在控制變量方面，考察農(nóng)村和城鎮(zhèn)差異性時，當男性=1、女性=0和男性=0、女性=1時，其他控制變量對家庭消費升級的影響均沒有顯著改變，說明其他控制變量具有較好的穩(wěn)健性。分樣本的實證結(jié)果表明，農(nóng)村子女性別與家庭資產(chǎn)負債規(guī)模的交互效應(yīng)對消費升級的負面影響強于城鎮(zhèn)地區(qū)，證實了假設(shè)4。

(四)穩(wěn)健性檢驗

采取指標替換法，將被解釋變量中的各類消費支出占總消費支出的比率替換為各類消費支出的絕對值，再次進行OLS回歸后所得主要結(jié)論與之前回歸結(jié)論基本一致(2)由于篇幅所限，本文沒有列示穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果。，主要變量的符號和顯著性均未發(fā)生明顯變化，總體來說，本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與建議

本文研究結(jié)論與理論分析和研究假設(shè)相一致，當前傳統(tǒng)婚嫁觀所影響的已不僅是一個社會問題，而且構(gòu)成了一個重要的經(jīng)濟命題：子女性別對居民消費行為的影響已經(jīng)通過家庭資產(chǎn)負債規(guī)模對家庭消費升級形成了抑制，這種抑制在廣大農(nóng)村地區(qū)更為強化。研究發(fā)現(xiàn)：一方面，隨著住房類資產(chǎn)價格的不斷攀升，居民住房資產(chǎn)的負債額快速上升，以男性為婚姻經(jīng)濟支出主體的婚嫁觀念，導(dǎo)致了育有兒子家庭因承擔購買婚房義務(wù)而盡可能多地進行儲蓄以提升兒子未來婚姻的競爭力，尤其農(nóng)村地區(qū)受傳統(tǒng)的婚嫁觀念和家庭代際關(guān)系影響相比城鎮(zhèn)表現(xiàn)得更為深刻，農(nóng)村地區(qū)子女性別對家庭消費升級的負面影響相比城鎮(zhèn)更為嚴重；另一方面，家庭資產(chǎn)負債規(guī)模對家庭發(fā)展與享樂型消費支出占總消費支出比率提升具有明顯的抑制作用，育有兒子家庭在消費總支出和發(fā)展與享樂型消費支出方面都遠遠低于育有女兒家庭，育有兒子家庭的資產(chǎn)負債規(guī)模強化了對家庭消費總支出和發(fā)展與享樂型消費支出的抑制，“窮養(yǎng)兒子，富養(yǎng)女”的傳統(tǒng)養(yǎng)育觀在當前的普遍存在性被研究驗證。基于以上實證結(jié)論，為促進城鄉(xiāng)居民家庭消費升級并促進基于消費升級的內(nèi)循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展模式，本文從經(jīng)濟視角提出如下政策建議：

一是應(yīng)穩(wěn)步控制城鄉(xiāng)家庭資產(chǎn)負債規(guī)模上升速度，尤其是要嚴格執(zhí)行房地產(chǎn)市場“三穩(wěn)”，杜絕房價過快增長，政策金融信貸部門要嚴格執(zhí)行個人信貸準入門檻，對負債收入比過高的個人實施信貸約束，有效降低資產(chǎn)負債比率。

二是同步推進新型城鎮(zhèn)化和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，下大力氣解決城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)問題，徹底改變廣大農(nóng)村地區(qū)因收入水平低而導(dǎo)致的重男輕女現(xiàn)象，通過農(nóng)村產(chǎn)業(yè)布局和農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施改善促進農(nóng)民收入水平提升，緩解農(nóng)村女性梯度轉(zhuǎn)移的現(xiàn)狀，解決農(nóng)村男女比例失衡的問題。

三是進一步提高城鄉(xiāng)居民社會保障覆蓋率，減少城鄉(xiāng)居民為應(yīng)對養(yǎng)老和某些不確定因素而增加預(yù)防性儲蓄和“養(yǎng)兒防老”的經(jīng)濟動力，在消除傳統(tǒng)婚嫁觀形成經(jīng)濟動機的同時也消除城鄉(xiāng)居民愿意消費、敢于消費的后顧之憂。