已婚女性勞動參與、家庭地位與消費(fèi)行為*

肖國安，易雨瑤

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105)

一、引言

近年來，中國經(jīng)濟(jì)增長下行壓力不斷增大，受新冠肺炎疫情的影響，GDP增長率已由2010年的10.6%下降到2020年的2.3%。(1)數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計局官網(wǎng)。加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際“雙循環(huán)”相互促進(jìn)的新發(fā)展格局已成為社會各界的共識。這意味著中國的經(jīng)濟(jì)增長需要從主要依靠投資和出口拉動的傳統(tǒng)模式轉(zhuǎn)移到主要以消費(fèi)需求拉動的新型模式上來。據(jù)圖1所示，近30年來中國經(jīng)濟(jì)變化趨勢呈現(xiàn)出兩個非常重要的特征：一是中國的居民消費(fèi)率較低，截至2018年，世界的整體消費(fèi)率為57.68%，而中國的僅為38.52%(2)數(shù)據(jù)來源于世界銀行World Bank。；二是中國女性勞動參與率與居民消費(fèi)率具有大體相同的下降趨勢(3)數(shù)據(jù)來源于中國婦女社會地位調(diào)查。，而男性勞動力的參與率相對持續(xù)穩(wěn)定在較高水平(4)數(shù)據(jù)來源于世界勞工組織International Labour Organization，ILO。。

圖1 GDP增速、居民消費(fèi)率與女性勞動參與率變化趨勢

那么，中國女性勞動參與和家庭消費(fèi)行為之間是否存在必然聯(lián)系呢？已有研究表明，隨著居民家庭收入水平的提高，已婚女性參與社會勞動已不再是家庭謀生的必要手段，在“男主外女主內(nèi)”的傳統(tǒng)觀念影響下，女性勞動力可能大量退出勞動市場(姚先國等，2005)[1]18-27。同時，勞動力市場對女性勞動力的歧視、勞動報酬在兩性間的分配不均，也使已婚女性的勞動參與意愿下降。那么，隨著已婚女性勞動參與率的下降，是否會通過影響家庭收入繼而影響居民消費(fèi)行為呢？基于此，本文嘗試從女性家庭地位以及收入視角出發(fā)，探討女性勞動參與對家庭消費(fèi)的影響機(jī)制和效果。

二、文獻(xiàn)綜述

針對女性勞動參與和居民家庭消費(fèi)之間關(guān)系的研究，部分學(xué)者從消費(fèi)函數(shù)理論出發(fā)，認(rèn)為居民就業(yè)可以通過提高家庭收入來影響消費(fèi)行為(溫興祥，2019)，[2]95-107且不同類型勞動群體的消費(fèi)存在差異，例如技能勞動群體的消費(fèi)水平整體上高于非技能勞動群體(袁禮等，2017)。[3]95-107

一般而言，當(dāng)女性取得較高的家庭地位后，家庭的消費(fèi)模式會更多受到女性消費(fèi)習(xí)慣和消費(fèi)偏好的影響。胡靜(2010)采用相對教育、相對家務(wù)勞動時間以及相對收入作為衡量女性家庭地位的變量，[4]3-9發(fā)現(xiàn)在中國農(nóng)村，妻子的教育水平越高，花費(fèi)在孩子的教育和衣服支出上的比例就越大，且女性比男性更偏向于高品質(zhì)的消費(fèi)類型，對應(yīng)馬斯洛需求層次中更為高級的消費(fèi)層次(胡萬鐘，2000)。[5]25-29文建東等(2019) 指出，在同等條件下女性消費(fèi)者購買奢侈品的概率比男性消費(fèi)者高出22%，[6]128-136這是由女性消費(fèi)者愛美的內(nèi)在特征決定的，其奢侈品消費(fèi)的需求主要與物質(zhì)追求、美好生活追求、自我價值追求、自我饋贈追求等相關(guān)(張夢霞，2006)。[7]23-29任慧玲等(2019)發(fā)現(xiàn)女性消費(fèi)呈現(xiàn)以下特征：個性化、審美化、時尚化，且追求商品符號價值與奢侈消費(fèi)。[8]73-83李承政等(2012)認(rèn)為65%的女性消費(fèi)者會花掉60%或以上的月薪。[9]49-56中國女性逐漸成為消費(fèi)力量的核心。

另外，女性家庭地位對子女的受教育年限有顯著的正向作用，而且存在子女性別差異，母親家庭地位越高的家庭，女孩能夠擁有更好的教育水平(王智勇，2006)。[10]110-121且當(dāng)家庭性別平等或家庭中女性權(quán)力較大時，家庭對子女的教育和健康消費(fèi)方面有更高的支出(李聰?shù)龋?014)。[11]22-29基于此，本文嘗試從女性家庭地位的角度出發(fā)，分析已婚女性勞動參與對家庭消費(fèi)的影響機(jī)制。

三、理論分析和假設(shè)

(一)基于絕對收入理論的影響機(jī)理研究

根據(jù)凱恩斯絕對收入理論和勞動價值論可知，消費(fèi)是收入的函數(shù)，而收入是勞動的函數(shù)。家庭成員就業(yè)結(jié)構(gòu)和類型的差異通過家庭總收入來影響家庭消費(fèi)行為。當(dāng)家庭中有更多的已婚女性參與市場化勞動時，勢必會為家庭帶來更多的經(jīng)濟(jì)效益，從而擴(kuò)大居民的家庭消費(fèi)規(guī)模?；诖?，本文假定：

H1：女性勞動參與會通過家庭收入的增加而影響家庭消費(fèi)行為。

(二)基于女性家庭地位的影響機(jī)理研究

女性的工作狀態(tài)常被視為影響女性家庭地位的重要因素或作為女性家庭地位的代理指標(biāo)(Avineni，2013)[12]224-228。究其原因，一是參與工作的女性可以為家庭提供可量化的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)；二是女性參與市場勞動可以在一定程度上獲得經(jīng)濟(jì)的獨(dú)立自主，對配偶的依附減少；三是當(dāng)女性參與工作時，會有更多的社會參與及人際交往，其擁有的社會地位會為其帶來更高的家庭地位。當(dāng)女性取得較高的家庭地位后，家庭的消費(fèi)模式會更多受到女性消費(fèi)偏好的影響。鑒于此，本文假定：

H2：女性勞動參與會通過家庭地位的提高而影響家庭消費(fèi)行為。

(三)關(guān)于女性勞動力參與對居民消費(fèi)行為的影響效果異質(zhì)性研究

根據(jù)消費(fèi)類型偏好的性別差異，女性消費(fèi)者有較高的物質(zhì)追求、美好生活追求、自我價值追求和自我饋贈追求。女性就業(yè)可能會使家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)偏向于享受型和發(fā)展型消費(fèi)。此外，已婚女性的消費(fèi)偏好還受到孩子個數(shù)、城鄉(xiāng)差異、受教育程度和家庭收入水平等因素的影響。因此，本文做出如下假定：

H3：已婚女性勞動參與會使家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)發(fā)生變化。

H4：已婚女性勞動參與對家庭消費(fèi)行為的影響存在個體異質(zhì)性。

四、數(shù)據(jù)、變量與模型選擇

(一)數(shù)據(jù)來源及處理

本文使用的數(shù)據(jù)來源于2017年中國家庭金融調(diào)查(China household finance survey，CHFS)。在剔除不適用及不合理數(shù)據(jù)后，得到17 519個有效樣本，其中，農(nóng)村和城鎮(zhèn)樣本分別為5 588個和11 931個。

(二)計量模型設(shè)計

Yi=α+β×FLPi+θ×Xi+εi

(1)

Yi表示第i個家庭的消費(fèi)行為，并從消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)兩個不同的方面進(jìn)行測度。消費(fèi)水平為第i個家庭的消費(fèi)總額取對數(shù)；消費(fèi)結(jié)構(gòu)包括恩格爾系數(shù)和消費(fèi)升級率。FLPi表示第i個家庭的已婚女性勞動參與虛擬變量，若參與市場化勞動，則取值為1，否則取值為0。Xi為控制變量，εi為殘差項，α、β和θ為影響系數(shù)。

(三)變量說明

1.被解釋變量。本文從消費(fèi)水平與消費(fèi)結(jié)構(gòu)兩個方面對家庭消費(fèi)行為進(jìn)行測度：(1)參照田子方(2020)的研究方法，采用總消費(fèi)量的對數(shù)作為家庭消費(fèi)水平的衡量指標(biāo),并進(jìn)行5%的兩端縮尾處理。[13]132-150(2)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)。一是恩格爾系數(shù)，本文的計算方式為食物支出金額占家庭總消費(fèi)的比重，數(shù)值下降意味著消費(fèi)結(jié)構(gòu)提升(程莉等，2016)[14]11-18；二是消費(fèi)升級率，本文取發(fā)展和享受型消費(fèi)(5)指交通通信、醫(yī)療保健和文教娛支出、家庭設(shè)備用品及其他商品與服務(wù)支出之和。占總消費(fèi)的比值作為消費(fèi)升級率代理指標(biāo)(李旭洋等，2019)[15]145-160。

2.解釋變量。本文的解釋變量是女性勞動參與(LFP)。參照馬雙等(2017)的做法[16]153-168，將最近一周內(nèi)參與工作，且年齡在20～55歲范圍內(nèi)的已婚女性視為已婚女性勞動參與，對其取值為1，否則為0；把因季節(jié)性原因或臨時假期等沒有在崗位的個體也計入勞動參與中。勞動參與率(laborforceparticipaterate，LFPR) 作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)中的解釋變量，指家庭中參與市場化勞動的個體數(shù)除以法定工作年限范圍內(nèi)的個體數(shù)。

3.中介變量。(1)家庭收入的取值方法是家庭總收入取對數(shù)；(2)家庭地位則以“戶主是否為女性”來度量。在CHFS數(shù)據(jù)庫中，“戶主”在問卷中對應(yīng)的是“您家經(jīng)濟(jì)來源的主要承擔(dān)者或家庭主事者”。許多學(xué)者認(rèn)為，女性家庭地位的衡量主要體現(xiàn)在女性的家庭議價能力和家庭事務(wù)決策權(quán)上(李仲武，2020)[17]44-56。同時戶主身份也是女性家庭地位的體現(xiàn)(莊巖，1993)[18]12-18。因此，本文選取CHFS中“戶主”性別是否為女性來代理女性家庭地位。

4.控制變量。(1)家庭特征變量：包括家庭規(guī)模、是否有房、存款、老齡撫養(yǎng)比(65歲以上人數(shù)比例)、少兒撫養(yǎng)比(15歲及以下人數(shù)比例)、醫(yī)療保險參與率、養(yǎng)老保險參與率、自評健康不佳人數(shù)比例、是否有未婚男孩和城鄉(xiāng)差異(尹志超等，2019)[19]165-181。(2)女性個人特征變量：包括年齡、學(xué)歷、是否為黨員以及配偶工作狀態(tài)?？紤]到生命周期效應(yīng)，在此部分引入年齡的二次項作為代表年齡差異的控制變量。(3)地區(qū)特征變量：包括社區(qū)同年齡階段的平均女性勞動參與率，以及社區(qū)人均消費(fèi)。

從表1可知，女性勞動參與的比率大概在68.7%左右，而其配偶的就業(yè)比例為87.6%，可見中國女性勞動力市場還有很大發(fā)展?jié)摿?。平均家庭恩格爾系?shù)為0.322，根據(jù)國際標(biāo)準(zhǔn)范圍的認(rèn)定，接近0.3的“富足”標(biāo)準(zhǔn)線，且平均消費(fèi)升級率達(dá)到了0.415，說明當(dāng)前中國居民的消費(fèi)需求不再局限于溫飽。另外，從只有13.9%的女性戶主率來看，女性的家庭地位還有待提高。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

五、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

(一)內(nèi)生性分析

由于遺漏變量及自選擇等問題的存在，本文采用IV-2SLS方法進(jìn)行回歸分析以克服內(nèi)生性問題。參考Neumark et al.(1998)的研究結(jié)論，女性勞動參與決策與其他女性是否參與勞動力市場呈正相關(guān)關(guān)系[20]157-183，因此，本文采用同一社區(qū)、同一年齡段的已婚女性的平均勞動參與率作為家庭已婚女性勞動參與的工具變量，選取的年齡段為20～30歲、31～40歲、41～50歲、51～55歲(尹志超等，2019)[19]165-181。

(二)實(shí)證結(jié)果分析

表2描述了在不同測度方式下家庭女性勞動參與對家庭消費(fèi)行為的影響。第(1)列是對家庭總體消費(fèi)水平的回歸結(jié)果，影響系數(shù)為0.084 3，第(3)列是對現(xiàn)代消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，系數(shù)為0.060 6，第(5)列是對恩格爾系數(shù)的影響，系數(shù)為-0.046 8，且都在1%的水平上顯著，可見女性勞動參與可以促進(jìn)居民家庭消費(fèi)水平的升級和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，H3得到驗(yàn)證。

表2 整體回歸結(jié)果

表2中第(2)(4)(6)列顯示的是IV-2SLS的回歸結(jié)果。從Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)結(jié)果來看，在三種消費(fèi)水平的衡量視角下P值均小于1%，拒絕模型解釋變量均為外生性的假設(shè)，確認(rèn)使用工具變量的必要性。另外，同一社區(qū)、同一年齡段的已婚女性的平均勞動參與率對家庭消費(fèi)行為的影響在1%的水平上顯著，其中對家庭總消費(fèi)的影響系數(shù)為0.055 6，對家庭消費(fèi)升級率的影響系數(shù)為0.037 8，對恩格爾系數(shù)的影響系數(shù)為-0.039 2。且一階段F值遠(yuǎn)大于10%的臨界值16.38，此時可以認(rèn)定不存在弱工具變量的問題(陳強(qiáng)，2014)[21]135-168。綜上，本文的工具變量選取是合理且有效的。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.更換數(shù)據(jù)來源。為彌補(bǔ)主回歸使用截面數(shù)據(jù)的不足，此部分以CHFS2015年的數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。整理后共有21 666個樣本。女性勞動參與的整體均值為0.683，與CHFS2017年的數(shù)據(jù)較為接近?；貧w之后得到的女性勞動參與對家庭總消費(fèi)的回歸系數(shù)為0.089 1，且在1%的水平上顯著。

2.改變解釋變量的取值方式。保留戶主和家庭信息后得到戶主樣本共16 031個。解釋變量中一是家庭中是否有20～55歲的已婚女性參與市場化勞動。如果戶主所在的家庭中沒有女性勞動力參與則取值為0，否則取值為1?；貧w結(jié)果顯示家庭中是否有女性勞動參與對家庭消費(fèi)總支出有正向影響作用，影響系數(shù)為0.078 9，且在1%的水平上顯著。二是將解釋變量替換為家庭中參與勞動的已婚女性勞動力個數(shù)，經(jīng)過回歸后發(fā)現(xiàn)其影響顯著為正。皆與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

(四)影響機(jī)制檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)第二部分的理論假設(shè)，本文借鑒溫忠麟等(2004)提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法[22]614-620，構(gòu)建以下模型檢驗(yàn)女性勞動參與影響家庭消費(fèi)的機(jī)制。

Mi=α+β×FLPi+θ×Xi+εi

(2)

Yi=α+β×FLPi+δ×Mi+θ×Xi+εi

(3)

模型(2)為驗(yàn)證女性勞動參與對中介變量Mi的影響，Mi1為第i個家庭的總收入取對數(shù)，Mi2為第i個家庭的女性家庭地位指標(biāo)，即“戶主是否為女性”。模型(3)為中介變量Mi對家庭消費(fèi)行為Yi的影響過程，εi為殘差項，α、β和θ為影響系數(shù)。

1.“家庭收入”中介機(jī)制的檢驗(yàn)。表3的“A.家庭收入中介”部分，模型(2)中女性勞動參與對家庭總收入的影響系數(shù)為0.105 6，且在1%的水平上顯著；模型(3)在加入“家庭總收入的對數(shù)”的中介變量后，家庭總收入對家庭總消費(fèi)的影響系數(shù)為0.141 4，女性勞動參與對家庭消費(fèi)的影響系數(shù)從模型(1)的0.084 3減小至模型(3)的0.015，且在5%的水平上顯著，這說明“家庭收入”在女性勞動參與影響家庭消費(fèi)行為的傳導(dǎo)過程中存在部分中介效應(yīng)，H1得到驗(yàn)證。

2.“女性家庭地位”中介機(jī)制的檢驗(yàn)。將Mi21設(shè)定為第i個家庭的“戶主是否為女性”，是則賦值為1，否則為0?；貧w結(jié)果如表3的“B.女性家庭地位中介”部分所示，模型(2)中的女性勞動參與對“戶主是否為女性”有顯著影響且系數(shù)為0.030 8，這說明女性勞動參與的確可以在一定程度上顯著提高其家庭地位；在模型(3)中加入“戶主是否為女性”的中介變量后，“戶主是否為女性”對家庭總消費(fèi)的影響系數(shù)為0.029 4，女性勞動參與對家庭消費(fèi)的影響系數(shù)從模型(1)的0.084 3降低到模型(3)的0.065 6，這說明“女性家庭地位”在女性勞動參與影響家庭消費(fèi)行為的傳導(dǎo)過程中同樣存在部分中介效應(yīng)，H2得到驗(yàn)證。

表3 中介變量回歸

(五)異質(zhì)性分析

本部分從異質(zhì)性角度考察已婚女性勞動參與對家庭總消費(fèi)的影響。結(jié)果顯示：(1)從未成年孩子個數(shù)來看，當(dāng)且僅當(dāng)家庭只有1個孩子時，女性勞動參與對家庭消費(fèi)總支出的影響顯著，且系數(shù)為0.034 2，說明母親的工作收入大部分都投入到了獨(dú)生子女的教育中。當(dāng)孩子個數(shù)過多時，撫養(yǎng)時間對母親工作時間的擠出會降低母親工作參與對家庭消費(fèi)的貢獻(xiàn)。(2)從城鄉(xiāng)居住地的差異來看，城市女性的工作參與對家庭消費(fèi)的影響系數(shù)為0.084 3，農(nóng)村則為0.079 9，且都在1%的水平上顯著。(3)從家庭收入的分類情況來看，高收入家庭(收入在前25%)女性勞動參與對家庭消費(fèi)的影響系數(shù)為0.058 2，且在5%的水平上顯著，中等收入(收入在中間50%)家庭為0.113 7，低收入家庭(收入在后25%)為0.056 7，且都在1%的水平上顯著。可見中等收入家庭已婚女性勞動參與的家庭收入效應(yīng)和家庭地位效應(yīng)更強(qiáng)烈。(4)從已婚女性的受教育程度來看，當(dāng)女性的學(xué)歷在初中及以上時，其勞動參與對家庭消費(fèi)行為在1%的水平上顯著為正。綜上，H4得到驗(yàn)證。

(六)進(jìn)一步分析

為檢驗(yàn)已婚女性勞動參與對家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，本文選取了影響最為顯著的“教育消費(fèi)”作為進(jìn)一步的分析對象。本文將CHFS數(shù)據(jù)中的“教育消費(fèi)”與“教育外消費(fèi)”(總消費(fèi)減去教育消費(fèi))對數(shù)化后進(jìn)行對比研究，結(jié)果顯示，已婚女性勞動參與對教育消費(fèi)的回歸系數(shù)為3.576，且在1%的水平上顯著；而已婚女性勞動參與對教育外消費(fèi)的回歸系數(shù)為-0.039 4，同樣在1%的水平上顯著，這說明已婚女性對孩子教育的重視和過多的教育投入，會對其他類型的家庭消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。另外，城鄉(xiāng)差異對教育消費(fèi)的影響僅在10%的水平上顯著，但對教育外消費(fèi)，城鄉(xiāng)差異的影響系數(shù)為-0.049 6，且在1%的水平上顯著，這說明城鄉(xiāng)的消費(fèi)差異主要體現(xiàn)在教育之外的支出，農(nóng)村和城市的家庭對于子女教育都極為重視。

六、研究結(jié)論與政策建議

本文驗(yàn)證了“家庭地位”在已婚女性勞動參與對家庭消費(fèi)行為的中介作用，以及已婚女性的勞動參與對家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級的促進(jìn)作用。發(fā)現(xiàn)已婚女性勞動參與對家庭消費(fèi)行為的影響存在個體異質(zhì)性，其中對中等收入家庭消費(fèi)行為的影響比高收入家庭和低收入的更為強(qiáng)烈。且對獨(dú)生子女家庭消費(fèi)行為的影響比無子女家庭和多子女家庭的更為強(qiáng)烈。對于一般家庭而言，較高的教育成本會對其他類型的家庭消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。

根據(jù)以上結(jié)論，本文提出的政策建議是：第一，政府須強(qiáng)化政策引導(dǎo)，營造有利于女性就業(yè)和充分發(fā)展的社會文化環(huán)境，完善女性就業(yè)相關(guān)的社會保障制度，消除就業(yè)的性別歧視，推動經(jīng)濟(jì)增長與社會公平。第二，繁重的家務(wù)勞動是引起已婚女性勞動參與率下降的一個重要因素。政府應(yīng)積極采取措施，發(fā)展各種形式的社會化的家庭服務(wù)，促進(jìn)家務(wù)勞動社會化，既為廣大的女性創(chuàng)造大量就業(yè)崗位，也使已婚女性擺脫家務(wù)勞動的困擾，不斷提高市場化勞動參與率。第三，政府應(yīng)更多地關(guān)注中等收入家庭的女性就業(yè)問題，開展具有市場導(dǎo)向性的就業(yè)培訓(xùn)和“訂單式”的定向培訓(xùn)，對有創(chuàng)業(yè)意愿的婦女專門組織創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)，鼓勵她們在實(shí)踐中提高就業(yè)能力和競爭能力。第四，家庭子女教育消費(fèi)壓力過大，擠出了非教育消費(fèi)，政府應(yīng)大力發(fā)展義務(wù)教育，努力實(shí)現(xiàn)教育公平，進(jìn)一步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會協(xié)調(diào)發(fā)展。