譚本艷，吳 艷

(三峽大學 經(jīng)濟與管理學院，湖北 宜昌 443002)

一、引言及文獻綜述

女性通過勞動參與獲得收入，從而影響家庭消費，因此女性是推動家庭消費的重要群體，女性勞動參與是調整家庭消費結構的重要方式。黨的十九屆五中全會提出，要加快構建以國內大循環(huán)為主體、國內國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局，其核心就是要打通生產(chǎn)、分配、流通、消費等環(huán)節(jié)的堵點，而消費環(huán)節(jié)重在擴大居民消費和推動消費升級(王一鳴，2020)[1]。擴大居民消費和推動消費升級可以借助女性這一重要群體的力量，本文試圖從女性勞動參與的視角研究其對家庭消費結構的影響。學術界對女性勞動參與和消費結構問題進行了大量的研究，從我們了解的文獻來看，研究視角主要集中在以下幾個方面。

(一)關于女性勞動參與的研究

1.對女性勞動參與的經(jīng)濟效應研究

國外學者Heathcote等(2017)[2]基于收入分配視角，研究發(fā)現(xiàn)1967—2002年期間女性勞動力供給的增加促進了美國人均收入增長，且女性勞動力供給的增加對收入不平等有抵消作用。Salari和Javid(2019)[3]基于房價的視角，利用美國48個州9年的匯總面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)女性勞動參與增加對房價有正向影響。國內學者付光美(2017)[4]基于宏觀經(jīng)濟視角，實證發(fā)現(xiàn)女性就業(yè)可以提高全社會勞動生產(chǎn)率，拉動經(jīng)濟增長。

2.對女性勞動參與的影響因素研究

國外學者Attanasio等(2008)[5]基于工資以及成本的視角，發(fā)現(xiàn)總體工資增長、兒童保育成本減少與工資-性別差距減少相結合，能夠提高已婚女性勞動參與。Alazzawi和Hlasny(2019)[6]基于家庭財富的視角，認為一個家庭的財富指數(shù)越高，該家庭女性參與勞動的可能性就越小。國內學者大多從微觀層面，如家庭收入、家庭人口結構、居住模式、兒童看護和老年照料、住房資產(chǎn)、住房負債以及女性自身人力資本等角度研究影響女性勞動參與的因素，比如孫繼圣和周亞虹(2019)[7]研究發(fā)現(xiàn)，與家中老人合住對提升我國已婚女性勞動參與率有積極作用。

(二)關于消費結構影響因素的研究

現(xiàn)有文獻對影響居民消費結構的影響因素研究大致可分為外在環(huán)境和家庭自身因素兩種。其中外在環(huán)境涉及宏觀經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構升級、中國城鄉(xiāng)居民收入差距、人口老齡化、互聯(lián)網(wǎng)、普惠金融發(fā)展等。如李江一和李涵(2016)[8]研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差距擴大促進了城鎮(zhèn)家庭享受型商品消費，卻擠出了農(nóng)村家庭生存型和享受型商品消費。家庭自身因素方面主要涉及家庭持有房產(chǎn)量、家庭人口結構、家庭資產(chǎn)結構變動和社會資本以及人情支出等。如齊紅倩和劉巖(2020)[9]利用中國家庭追蹤調查(CFPS)數(shù)據(jù)，實證發(fā)現(xiàn)家庭老年撫養(yǎng)比的增加能夠改善家庭消費結構，而家庭少兒撫養(yǎng)比的增加會抑制家庭消費結構的改善。另外，Mangiavacchi等(2021)[10]對德國社會經(jīng)濟小組(SOEP)進行估計，并用一個完整的恩格爾系數(shù)曲線檢驗發(fā)現(xiàn)家庭消費決策還受人格特征的影響：心理開放特質得分較高的男性和女性在文化教育上的支出更高，隨和性特征得分高的女性和盡責性特質得分高的男性會增加食物消費。最近，尤其是隨著“雙循環(huán)”的新發(fā)展格局提出，學術界對擴大內需、促進消費以及優(yōu)化消費結構等的文獻研究也越來越多，有從國內供給質量角度，有從房價房租的角度，也有從數(shù)字金融以及移動支付的角度。比如陳戰(zhàn)波等(2021)[11]通過實證發(fā)現(xiàn)移動支付能夠有效釋放農(nóng)村居民家庭的消費潛力，促進消費升級。

(三)關于女性勞動參與影響消費結構的研究

國外學者Dynarski等(1997)[12]認為在戶主收入不穩(wěn)定時，妻子勞動收入、補償收入損失，對家庭當期消費有平滑作用。Forrester和Klein(2018)[13]研究發(fā)現(xiàn)參與勞動的女性的家庭將更多的收入用于兒童保育、外出就餐、清潔服務、洗衣和干洗以及會計服務，而用于家庭的食物和服裝縫紉材料上的花費較少。郭新華和李卓宇(2017)[14]認為女性勞動供給是家庭抵御收入沖擊和消費平滑的重要手段，其附加工人效應明顯。這些研究都表明女性勞動參與能夠在一定程度上影響家庭消費。

從現(xiàn)有文獻來看，盡管學術界對女性勞動參與進行了較多的研究，但是對女性勞動參與對家庭消費結構影響的文獻比較少。那么，女性勞動參與會對家庭消費結構有影響嗎？如果有影響，其內在機理是什么？本文將依據(jù)2017年CHFS數(shù)據(jù)，試圖將女性勞動參與和家庭消費結構進行結合研究，由于重點考慮到家庭這一微觀層面，本文主要研究女性群體，通過實證分析女性勞動參與對家庭消費結構的影響。與現(xiàn)有的文獻研究相比，本文可能的貢獻在于：考慮到了女性這一特殊群體對家庭消費結構的影響；從勞動參與的角度考察對家庭當期消費結構的影響，容易捕捉和刻畫；為構建新發(fā)展格局，擴大內需提供新的途徑。

二、中國女性勞動參與和家庭消費結構現(xiàn)狀

(一)女性勞動參與率現(xiàn)狀

參照尹志超和張誠(2019)[15]的研究，本文將已婚女性勞動參與定義為“年齡在20～55歲之間，婚姻狀況為已婚的且有工作的女性”，本文中的女性勞動參與均是指已婚女性勞動參與。根據(jù)2011年、2013年、2015年和2017年CHFS數(shù)據(jù)，并經(jīng)過整理和計算得到2010年、2012年、2014年和2016年的中國家庭女性勞動參與率分別為59.11%、57.92%、54.19%和65.32%?？梢钥闯?，在這四個年份里，中國家庭女性勞動參與率經(jīng)歷了下降后又上升的過程，總體而言，有超過一半以上的女性參與工作，但另有35%～40%的女性沒有參與工作的主要原因是家庭緣故，比如要照顧老人或者小孩，也有部分女性由于自身身體緣故無法工作。

(二)家庭消費結構現(xiàn)狀

為研究家庭消費結構現(xiàn)狀，并借鑒羅娟(2020)[16]的做法，將居民消費分為生存型消費、發(fā)展型消費和享受型消費三大類。其中生存型消費沿用肖立(2012)[17]的做法，由伙食費(包括在外就餐)、水、電、燃料費、物業(yè)管理費、暖氣費、日用品支出(不包括食品、衣著支出)、購買衣物支出以及住房裝修維修支出加總得到；發(fā)展型消費由本地交通費(包括自駕的油費、停車費、修理費、保養(yǎng)費、過路/橋費等，但不包括以旅游為目的的交通費)、網(wǎng)絡通信費(電話、手機等通信費、有線電視、上網(wǎng)費)、教育培訓支出、家庭交通工具支出(購買摩托車、電動車等交通工具及其零部件支出，但不包括購買經(jīng)營性車輛如客車、貨車的支出)、醫(yī)療支出、保健支出以及健身支出加總得到；享受型消費由美容支出(包括整容、購買護膚品、化妝品、美容護理、SPA)，雇傭保姆、司機、保潔等家庭服務支出，書報、光盤、影劇票、網(wǎng)吧、酒吧、養(yǎng)寵物、游樂場、玩具、藝術器材、體育用品等文化娛樂支出，旅游支出及代購外國商品支出加總后得到。根據(jù)2011年、2013年、2015年和2017年的CHFS數(shù)據(jù)，本文分別計算了各年的生存型消費、發(fā)展型消費以及享受型消費占家庭總消費比重的狀況(見圖1)。

圖1 2010年、2012年、2014年和2016年中國家庭消費結構

從圖1可以看出，在這四年調查期間的三種類型消費中，生存型消費占比始終最高，占比均在50%以上的水平；發(fā)展型消費其次，占比在20%～40%之間；享受型消費最少，占比均在10%以內。同時，隨著年份的增加，生存型消費呈逐年下降的趨勢，發(fā)展型消費和享受型消費呈逐年上升的趨勢，但是享受型消費增長的幅度很小，這也反映了隨著時間的推移，人們的消費結構正在發(fā)生變化，但仍然具有進一步改善的空間。而這種變化是多種原因引起的，本文也正是基于參與勞動的女性這一特殊群體進行原因解釋，并為進一步改善消費結構提供新的路徑。

三、理論分析與研究假設

為探究女性勞動參與對家庭消費結構是否有影響，本文借鑒羅娟的做法，將家庭消費分為生存型消費、發(fā)展型消費和享受型消費三大類。其中，生存型消費包含居民基本吃、穿和住等方面的開支，發(fā)展型消費包含家庭交通、醫(yī)療、耐用品以及教育等開支，享受型消費包含居民旅游、美容、雇傭保姆和司機以及購買奢侈品等開支。凱恩斯的絕對收入消費理論指出，短期內收入與消費相關，隨著收入增加消費也會增加，但是消費的增長低于收入的增長。馬斯洛的需求層次理論指出，人類需求的五級模型可以被描繪成金字塔內的等級，從層次結構的底部向上，需求分別為：生理(食物和衣服)，安全(工作保障)，社交需要(友誼)，尊重和自我實現(xiàn)，且在高級需要出現(xiàn)之前，必須先滿足低級需要，且人們有動力追求更高層次的需求。根據(jù)凱恩斯的絕對收入消費理論和馬斯洛的需求層次理論，本文對女性勞動參與對家庭生存型消費、發(fā)展型消費和享受型消費提出如下假設。

(一)生存型消費

根據(jù)馬斯洛的需求層次理論，生理需求是級別最低的需求，人們在轉向較高層次的需求之前，總是先盡力滿足生理需求。而生存型消費需求中大部分屬于生理需求層面，因此女性通過勞動參與帶來家庭收入增加從而使得消費增加的部分將優(yōu)先滿足家庭基本需求，即女性勞動參與會顯著促進生存型消費?；谠摲治觯疚奶岢黾僭OH1：

H1：女性勞動參與能夠顯著提高生存型消費。

(二)發(fā)展型消費

發(fā)展型消費包含交通、醫(yī)療、教育等方面的支出，包含了安全需求，相比生理需求，安全需求為較高層級的需求，因此相比生存型消費，發(fā)展型消費為較高層級的需求。根據(jù)馬斯洛的需求層次理論，人們在滿足低層次需求后會轉向滿足較高層次需求，因此女性通過勞動參與進行財富積累，從而為滿足家庭安全需求創(chuàng)造條件。基于此，本文提出假設H2：

H2：女性勞動參與能夠顯著提高家庭發(fā)展型消費。

(三)享受型消費

根據(jù)需求彈性理論中的需求收入彈性概念，即在一定時期內，消費者對某種商品需求量的變動對于消費者收入量變動的反應程度用彈性系數(shù)加以衡量。在現(xiàn)實生活中，必需品的需求缺乏收入彈性(彈性系數(shù)小于1)；而奢侈品(旅游、娛樂、名貴物品等)的需求富有收入彈性(彈性系數(shù)大于1)。享受型消費包含了大部分奢侈品消費，這部分消費的需求具有收入彈性大的特征，即享受型消費的需求對收入變動的反應比較敏感，而且這部分需求的消費能夠明顯提升生活品質。人們期望通過增加享受型消費來滿足自己的精神追求以及提升當期生活品質。因此，女性勞動參與通過增加家庭收入帶動消費增加的部分會顯著體現(xiàn)在享受型消費上。由此，本文提出假設H3：

H3：女性勞動參與能夠顯著提高家庭享受型消費。

四、模型設定與變量說明

(一)模型設定

根據(jù)前文的研究假設，首先采用OLS回歸模型，構建模型如下：

lnli=α0+β1×FLFPi+β2×Χi+εi

(1)

其中，因變量lnli表示第i個家庭生存型消費總額加一后取對數(shù)，自變量FLFPi表示第i個家庭女性勞動參與情況，若女性參與勞動，則取值為1，否則取值為0。Χi為三個層面的控制變量：女性個體特征變量(年齡、年齡的平方/100，受教育年限、健康狀況、幸福感)、家庭特征變量(家庭規(guī)模、家庭存款資產(chǎn)、家庭擁有自有住房的數(shù)量)和地區(qū)特征變量(家庭所在地是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村、是東部還是中西部)。εi為殘差項。女性勞動參與對發(fā)展型消費和享受型消費的影響的回歸模型的變量含義及處理方法同模型(1)。需要說明的是，為探討女性勞動參與對家庭消費結構影響的機制，本文將家庭總收入作為中介變量而非控制變量，這樣處理的原因有兩點：第一，女性勞動參與帶來的直接影響是其自身收入增加，而該收入會被納入家庭總收入中，即家庭總收入會受到女性勞動參與的影響，這說明家庭總收入變量并不是外生變量；第二，如果在主回歸模型中加入家庭總收入變量，則會使得女性勞動參與對家庭不同類型消費的系數(shù)不能反映女性勞動參與的全部效應。

為解決樣本選擇偏誤問題，本文還采用了Heckman兩階段回歸模型，以生存型消費為例(發(fā)展型消費和享受型消費同生存型消費)，構建模型如下：

第一階段：

Pr(FLFPi=1)=α0+β1×Agei+β2×Healthi+β3×Edui+β4×Fam_sizei+β5×Controli+β6×comFLP+εi

(2)

第二階段：

(3)

(二)數(shù)據(jù)來源及變量說明

本文數(shù)據(jù)來源于西南財經(jīng)大學2017年在全國范圍內(新疆、西藏和港澳臺地區(qū)除外)開展的中國家庭金融調查(CHFS)數(shù)據(jù)。CHFS數(shù)據(jù)通過隨機抽樣調查問卷的方式，獲取了居民家庭人口統(tǒng)計學特征、家庭資產(chǎn)與負債、保險與保障、家庭支出、家庭收入以及家庭成員受教育水平等數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)質量高且具有很強的代表性，為本文研究女性勞動參與對家庭消費結構的影響提供了有力支撐。為了減少因取值為0造成的樣本缺失問題，在進行回歸時，將三種類型消費、家庭總收入和家庭存款資產(chǎn)加一后再各自取對數(shù)，家庭總收入和家庭存款資產(chǎn)同理，同時剔除20歲以下和55歲以上的觀測值，為避免極端值對結果的影響，本文還對家庭收入和存款資產(chǎn)進行上下1%截尾處理，再剔除缺失值，最終得到截面數(shù)據(jù)18766個，主要變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1顯示，對數(shù)化生存型消費均值為10.1949，對數(shù)化發(fā)展型消費均值為9.5451，對數(shù)化享受型消費為7.5973，說明了我國家庭主要以基本生活消費為主，消費結構還有進一步提升的空間。從個體特征來看，平均年齡為38.6歲，平均健康狀況均介于“一般”和“好”之間，平均幸福感均介于“一般”和“幸?！敝g，但是健康狀況和幸福感的標準差較大(均大于0.7)，說明不同個體之間存在較大差異。從家庭特征來看，家庭規(guī)模、家庭總收入、家庭存款資產(chǎn)以及自有住房數(shù)量的極值都存在較大差異，說明我國家庭之間內部差異性明顯。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計表

表2為單變量分析，主要比較女性勞動參與家庭與未參與勞動家庭的生存型消費、發(fā)展型消費、享受型消費和家庭總收入的均值差異。女性未參與勞動的家庭對數(shù)化后三種類型消費以及家庭總收入均值都小于女性參與勞動的家庭，差異顯著程度均為1%，且相比于生存型和發(fā)展型消費，享受型消費的差異更大。據(jù)此，可以初步判斷：女性勞動參與會促進家庭生存型消費、發(fā)展型消費和享受型消費，同時會提高家庭總收入。

表2 單變量分析

五、實證結果分析

(一)女性勞動參與對家庭不同類型消費的影響

1.基于OLS回歸模型

首先分析女性勞動參與對生存型消費的影響，OLS回歸結果如表3第(1)列所示，女性勞動參與對生存型消費有正向顯著影響，這驗證了假設1。從控制變量來看，年齡對生存型消費有正向影響，但年齡的平方/100對生存型消費有負向影響，均在1%水平上顯著，說明年齡與生存型消費之間呈倒“U”形關系。受教育年限和幸福感都對生存型消費有正向影響，均在1%水平上顯著，這可能是因為文化水平越高的家庭越傾向于改善基本生活水平，幸福感越強的家庭越愿意為基本生活“買單”。家庭規(guī)模越對家庭生存型消費有正向顯著影響，存款數(shù)量和房產(chǎn)數(shù)量能夠帶來財富效應，對生存型消費也有顯著促進作用。另外，家庭所在地為農(nóng)村對生存型消費有顯著負向影響，這可能是因為農(nóng)村地區(qū)基礎設施不健全以及農(nóng)民收入水平較低，從而導致消費水平更低。

女性勞動參與對發(fā)展型消費的影響，其結果如表3第(2)列所示，女性勞動參與對發(fā)展型消費有正向影響，且在1%的水平上顯著，這與假設2吻合。當控制其他變量時，如果女性參與勞動，家庭發(fā)展型消費將在1%的顯著水平上增加5.5%。從控制變量來看，年齡與發(fā)展型消費之間同樣存在倒“U”形關系。受教育年限對發(fā)展型消費有顯著的促進作用，這可能是因為教育水平越高的家庭越注重醫(yī)療保健以及教育培訓等。身體健康狀況對發(fā)展型消費有負向影響，且在1%的水平上顯著，這可能是因為身體健康越差的家庭，其醫(yī)療支出越多，導致家庭的發(fā)展型消費越高。幸福感對家庭發(fā)展型消費的影響不再顯著。另外，與生存型消費相類似，家庭規(guī)模對發(fā)展型消費有顯著促進作用，家庭存款數(shù)量和擁有自有住房數(shù)量帶來的“財富效應”對發(fā)展型消費仍然成立，且家庭所在地為農(nóng)村的家庭其發(fā)展型消費也較低。

女性勞動參與對享受型消費的影響，其結果如表3第(3)列所示，女性勞動參與對享受型消費有正向影響，且在1%的水平上顯著，這驗證了假設3。當考慮控制變量時，如果女性參與勞動，家庭享受型消費將在1%的顯著水平上提高16.3%。從控制變量來看，年齡與享受型消費依然呈倒“U”形關系，受教育年限、家庭存款資產(chǎn)以及擁有自有住房數(shù)量都對享受型消費有正向顯著的影響，且家庭所在地為農(nóng)村對享受型消費有負向影響，均在1%水平上顯著，這與生存型消費和發(fā)展型消費一致。身體越健康的家庭的享受型消費越高，這可能是因為身體越健康用于醫(yī)療費用越少從而轉向其他類型消費，比如享受型消費和生存型消費。家庭規(guī)模對享受型消費有顯著負向影響，這可能是因為家庭人口越多，用于基本生存型和發(fā)展型消費較多，從而顯著減少了享受型消費。另外，女性勞動參與對享受型消費的系數(shù)為16.3%，遠高于發(fā)展型消費的系數(shù)5.5%和生存型消費的系數(shù)4.8%，這說明女性勞動參與對享受型消費的促進作用更加明顯。而且享受型消費能夠給人們帶來更大的效用滿足，能夠更直接地提升人們生活滿意度。因此，從這一角度分析，女性勞動參與能夠促進家庭消費結構優(yōu)化升級。

表3 女性勞動參與對不同類型消費的影響：OLS回歸

2.基于Heckman兩階段回歸模型

表4報告了Heckman第一階段回歸結果，可以發(fā)現(xiàn)，年齡對女性勞動參與有正向顯著影響，而健康水平越高、受教育年限越長以及家庭規(guī)模越大，對女性勞動參與有負向顯著影響。說明選擇勞動參與的女性，其個人以及家庭的特征有一定的差異性。排除性約束變量comFLP在1%的水平上顯著為正，說明同一社區(qū)、同一年齡階段的女性勞動參與率會正向影響家庭的女性勞動參與選擇，這滿足排除性約束變量選擇的條件。

表4 女性勞動參與對不同類型消費的影響：Heckman第一階段回歸

表5為Heckman第二階段回歸結果，從中可以得知，在控制女性勞動參與的自選擇偏差后，女性勞動參與對生存型消費、發(fā)展型消費以及享受型消費仍有顯著的正向影響，對應的系數(shù)大小也與表3接近。這表明表3的結果是可靠的。

表5 女性勞動參與對不同類型消費的影響：Heckman第二階段回歸

(二)女性勞動參與對家庭消費結構的作用機制檢驗

通過上述基準回歸的結果分析得知，女性勞動參與對生存型、發(fā)展型消費以及享受型消費均有正向顯著的影響。那么，其作用機制是什么呢？根據(jù)女性經(jīng)濟學觀點以及得到驗證的假設1、假設2以及假設3，女性勞動參與是女性實現(xiàn)自我價值的重要體現(xiàn)，女性將工作獲得的收入納入家庭總收入之中，通過家庭的不同類型的消費來實現(xiàn)其自身以及家庭的效用滿足。因此，家庭總收入可以視為女性勞動參與對家庭消費結構的影響的重要路徑。其中介效應路徑如圖2所示。

圖2 中介效應路徑圖

接下來，運用Sobel中介因子效應檢驗模型，檢驗家庭總收入是否是發(fā)展型消費和享受型消費的傳導路徑。先對生存型消費進行中介效應檢驗，構建中介效應模型：

lnli=θ0+θ1FLFPi+лΖi+ξi

(4)

lnincomei=λ0+λ1FLFPi+лΖi+ξi

(5)

lnli=к0+к1FLFPi+к2lnincomei+лΖi+ξi

(6)

其中l(wèi)nli為生存型消費(對數(shù)化)，lnincomei為中介變量，即對數(shù)化家庭總收入。Ζi為控制變量，ξi為殘差項。類似地，設定家庭總收入在發(fā)展型消費和享受型消費中的傳導路徑模型與前相同。

根據(jù)Baron和Kenny(1986)[19]的Sobel中介因子檢驗方法，檢驗家庭總收入在女性勞動參與和生存型消費之間是否存在中介效應檢驗可以分解為三個步驟。首先，在不加入家庭總收入指標的基礎上，檢驗女性勞動參與對生存型消費的影響，此為路徑模型Patha，回歸系數(shù)為θ1；接著，檢驗女性勞動參與對家庭總收入的影響，此為路徑模型Pathb，回歸系數(shù)為λ1；最后，同時分析女性勞動參與和家庭總收入對生存型消費的影響，此為路徑模型Pathc，回歸系數(shù)為к1和к2。當回歸系數(shù)θ1、λ1、к2均顯著時，則存在中介效應；當回歸系數(shù)θ1、λ1、к2均顯著，但к1不顯著，且Sobelz值統(tǒng)計上顯著時，則為完全中介效應；當回歸系數(shù)θ1、λ1、к1、к2均顯著，但к1顯著性低于θ1，且Sobelz值統(tǒng)計上顯著時，則為部分中介效應。

同理，研究家庭總收入是否在女性勞動參與和發(fā)展型消費以及享受型消費之間存在中介因子效應的檢驗方法與上述步驟類似。Sobel中介因子檢驗結果如表6。

表6 Sobel中介因子效應檢驗結果

首先分析家庭總收入是否在女性勞動參與和生存型消費之間存在中介效應：在patha中，女性勞動參與對生存型消費的回歸系數(shù)為0.048，且在1%的水平顯著；在pathb中，女性勞動參與對家庭總收入的回歸系數(shù)為0.153，且在1%的水平顯著；在pathc中，即把中介因子家庭總收入放入女性勞動參與和生存型消費的估計模型中時，家庭總收入對生存型消費的回歸系數(shù)為0.169，且在1%的水平顯著，Sobelz值也在1%的水平上顯著，由此可以得知，家庭總收入在女性勞動參與和生存型消費之間存在中介效應。進一步分析發(fā)現(xiàn)女性勞動參與的回歸系數(shù)降為0.022，且不再顯著。因此，根據(jù)表6報告的結果，家庭總收入在女性勞動參與和生存型消費的路徑中存在完全中介效應。

同理分析家庭總收入是否在女性勞動參與和發(fā)展型消費以及享受型消費存在中介效應。發(fā)展型消費：在patha中，女性勞動參與對發(fā)展型消費的回歸系數(shù)為0.055，在1%的水平上顯著；在pathb中，女性勞動參與對家庭總收入的回歸系數(shù)為0.153，在1%的水平上顯著；在pathc中，即把中介因子家庭總收入放入女性勞動參與和發(fā)展型消費的估計模型中時，家庭總收入對發(fā)展型消費的回歸系數(shù)為0.132，在1%的水平上顯著，Sobelz值也在1%的水平上顯著，由此得知，家庭總收入在女性勞動參與和發(fā)展型消費之間存在中介效應。進一步分析發(fā)現(xiàn)，女性勞動參與的回歸系數(shù)降為0.034，在10%的水平上顯著。由此報告的結果可得，家庭總收入在女性勞動參與和發(fā)展型消費的路徑中存在部分中介效應。同理分析享受型消費可得，家庭總收入在女性勞動參與和享受型消費的路徑中存在部分中介效應。

(三)異質性分析

1.不同年齡階段

雖然基本回歸結果已經(jīng)表明年齡對三種類型消費均存在倒“U”形關系，但并沒有體現(xiàn)出不同年齡段的女性勞動參與對消費結構的異質性作用。根據(jù)樣本中已婚女性的年齡分布特征，本文將年齡劃分為三個階段，即20～35歲，35～45歲、45～55歲。參考已有文獻，為避免多重共線性，引入3個虛擬變量。以20～35歲為例，若年齡在20～35歲且女性參與勞動，則20～35歲女性勞動參與賦值為1，否則賦值為0。35～45歲女性勞動參與以及45～55歲女性勞動參與同理。

不同年齡段女性勞動參與對消費結構的影響如表7所示，回歸結果表明：年齡段為20～35歲的女性勞動參與對生存型消費和享受型消費均有正向顯著的影響，但是對發(fā)展型消費的影響不再顯著；年齡段為35～45歲的女性勞動參與對三種類型消費均有正項顯著影響；而年齡段為45～55歲的女性勞動參與對消費結構的影響不再顯著。這意味著不同年齡段的女性勞動參與對消費結構的影響有異質性作用，總體而言，年齡段為45歲之前的女性勞動參與對消費結構的影響更明顯。另外，從系數(shù)值大小來看，20～35歲女性勞動參與對享受型消費影響最大，為0.271，這意味著越年輕的已婚女性選擇勞動參與越能夠促進家庭消費結構優(yōu)化升級。

表7 不同年齡段異質性

2.不同教育水平

為考察女性勞動參與對消費結構的影響在人力資本視角下的異質性，接下來本文將從體現(xiàn)人力資本差異的文化水平(受教育水平)指標對樣本進行分樣本回歸。

根據(jù)問卷中對文化程度問題的回答(1=沒上過學；2=小學；3=初中；4=高中；5=中專/職高；6=大專/高職；7=大學本科；8=碩士研究生；9=博士研究生)，本文將回答結果為1和2的群體劃分為“低教育水平”樣本，將回答結果為3～5的群體劃分為“中等教育水平”樣本，將回答結果為6～9的群體劃分為“高等教育水平”樣本。

分樣本回歸結果顯示：不同教育水平下，女性勞動參與對不同類型消費的影響存在較大差異。具體而言，低教育水平下，女性勞動參與對三種類型消費的影響均不顯著；中等教育水平下，女性勞動參與僅對享受型消費有正向顯著影響(在5%的水平上顯著)，而對生存型消費和發(fā)展型消費的正向影響并不顯著；高等教育水平下，女性勞動參與對家庭生存型、發(fā)展型消費和享受型消費均有正向顯著影響，且均在1%的水平上顯著。

總體而言，女性勞動參與對消費結構的影響在中高教育水平的家庭更明顯?？赡艿脑蚴?，女性受教育水平越高，其參與工作獲得的收入也相對可能更多，從而用于消費的部分也更多。另外，受過高等教育經(jīng)歷的人對傾向于提高生活品質和提升精神享受的消費觀念可能會更強烈。

表8 不同教育水平異質性

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了驗證上文結果的穩(wěn)健性，本文對上述估計結果進行穩(wěn)健性檢驗。

1.刪除所有的控制變量

女性勞動參與使得女性收入增加，出于改善生活的需要，同時受文化水平、身體狀況、家庭規(guī)模、家庭所在地區(qū)以及家庭資產(chǎn)等影響，從而再對消費結構產(chǎn)生影響。然而，在現(xiàn)實生活中，參與勞動過程中產(chǎn)生資源消耗也可能直接影響消費結構，那么女性勞動參與會不會對家庭消費結構產(chǎn)生直接影響呢？在刪除所有的控制變量后，估計結果表明：僅僅考慮女性勞動參與對家庭消費結構的影響，女性勞動參與對生存型消費、發(fā)展型消費和享受型消費的系數(shù)分別為0.063、0.061和0.178，且分別在1%、5%和10%的水平上顯著，這和基本結果大致相同。

2.增加新的控制變量

考慮到女性勞動參與對家庭各類消費的影響結果可能與是否參與社會養(yǎng)老保險情況有關，因此，在原有控制變量的基礎上，增加虛擬變量“是否參加社會養(yǎng)老保險(包括政府事業(yè)單位退休金、城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險金、新型鄉(xiāng)村社會養(yǎng)老保險金、城鎮(zhèn)居民社會養(yǎng)老保險金以及城鄉(xiāng)統(tǒng)一居民社會養(yǎng)老保險金，參與其一就認為參與社會養(yǎng)老保險家庭，賦值為1，否則賦值為0)”這個控制變量。在對其進行控制后，女性勞動參與對各類消費的系數(shù)控制略微有所變?。号詣趧訁⑴c對生存型消費的系數(shù)由0.048變?yōu)?.046，對發(fā)展型消費的系數(shù)由0.055變?yōu)?.051，對享受型消費的系數(shù)由0.163變?yōu)?.149，但均保持原來的顯著性水平。這說明女性勞動參與對各種類型消費的基本回歸模型回歸結果是穩(wěn)健的。增加新的控制變量后，女性勞動參與對各類型消費的回歸系數(shù)變化如表9所示。

表9 增加是否參加社會養(yǎng)老保險控制變量前后結果對比

3.對被解釋變量分別進行上下1%和5%截尾處理

考慮到極端值對回歸結果的影響，本文還分別對生存型消費、發(fā)展型消費以及享受型消費進行上下1%和5%截尾處理。當進行上下1%截尾處理時，結果顯示，女性勞動參與對生存型消費系數(shù)為0.042，在1%的水平上顯著；對發(fā)展型消費的系數(shù)為0.055，在1%的水平上顯著；對享受型消費的系數(shù)為0.168，在1%水平上顯著。當進行上下5%截尾處理時，女性勞動參與對生存型消費的系數(shù)為0.036，在1%水平上顯著，對發(fā)展型消費的系數(shù)為0.027，在5%的水平上顯著，對享受型消費的系數(shù)為0.157，在1%的水平上顯著。綜上，當分別對生存型消費、發(fā)展型消費以及享受型消費進行上下1%和5%截尾處理時，基本結果依然穩(wěn)健。

4.工具變量法

為克服由于女性勞動參與和家庭不同類型消費之間存在互為因果關系而造成的內生性問題，本文采用工具變量法進行穩(wěn)健性檢驗。工具變量選取為前文中的comFLP，即同一社區(qū)、同一年齡段的女性勞動參與率。Durbin-Wu-Hausan 內生性檢驗結果顯示，P值在1%的水平上拒絕了不存在內生性問題；工具變量回歸的第一階段回歸結果顯示，comFLP對女性勞動參與的系數(shù)為0.403，在1%水平上顯著，且F值為189.94，表明工具變量合適；工具變量回歸的第二階段回歸結果表明，女性勞動參與對生存型消費、發(fā)展型消費和享受型消費的系數(shù)分別為0.555、0.824和0.978，且都在1%的水平上顯著。這也表明了本文的結論是可靠的。

5.傾向得分匹配法(PSM)

為了緩解樣本自選擇帶來的估計偏差問題，本文還采用了傾向得分匹配法來進行穩(wěn)健性檢驗。計算女性勞動參與平均處理效應(ATT)的步驟如下：①選取女性的年齡、年齡的平方/100、受教育年限、健康狀況、幸福感、家庭規(guī)模、家庭存款資產(chǎn)、擁有自有住房的數(shù)量、家庭所在地是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村、是東部還是中西部進行Logit回歸，估計出傾向得分。②進行一對四匹配、半徑匹配和核匹配，匹配后所有變量的標準差均小于10%。表10報告了匹配結果，以一對四匹配結果來看，女性勞動參與對生存型消費的平均處理效應為5.7%，對應的t值顯著；對發(fā)展型消費的平均處理效應5.2%，對應的t值顯著；對享受型消費的平均處理效應為15.4%，對應的t值顯著。半徑匹配與核匹配的估計結果與一對四匹配的估計結果基本一致，表明本文估計結果是穩(wěn)健的。傾向得分匹配法檢驗的結果如表10所示。

表10 女性勞動參與對不同類型消費的影響：傾向得分匹配

六、結論與啟示

本文利用2017年CHFS數(shù)據(jù)實證分析了女性勞動參與對家庭消費結構的影響。研究發(fā)現(xiàn)，無論是基于OLS回歸模型還是Heckman兩階段回歸模型，女性勞動參與對生存型消費、發(fā)展型消費和享受型消費均有顯著促進作用，且對享受型消費的系數(shù)均明顯大于生存型消費和發(fā)展型消費。在女性勞動參與影響家庭消費結構的路徑進行理論分析的基礎上，運用中介因子效應檢驗發(fā)現(xiàn)，女性勞動參與通過增加家庭總收入來促進三種類型消費，且在促進生存型消費、發(fā)展型消費和享受型消費時，家庭總收入對前者發(fā)揮著完全中介效應，對后兩者均發(fā)揮著部分中介效應。進一步，通過對不同年齡段和不同教育水平的女性勞動參與進行異質性分析，結果顯示，年齡段為20～35歲和35～45歲的女性勞動參與對家庭消費結構影響更明顯，且在所有的顯著性的影響下，年齡段為20～35歲女性勞動參與對享受型消費影響最大。另外，相比低教育水平，中、高教育水平的女性勞動參與對家庭消費結構的影響更明顯。最后通過增減控制變量、分別對被解釋變量(三種類型消費)進行上下1%和5%截尾處理以及傾向得分匹配法(PSM)檢驗，結論依然成立。

上述研究結論對進一步促進家庭消費結構優(yōu)化升級具有如下政策啟示：

第一，基于女性勞動參與能夠顯著促進家庭生存型消費、發(fā)展型消費和享受型消費，且系數(shù)逐漸遞增，這意味著女性勞動參與有利于家庭消費結構優(yōu)化升級，因此在“雙循環(huán)”戰(zhàn)略背景下，政府應繼續(xù)加快完善女性就業(yè)等社會保障制度，充分發(fā)揮女性勞動參與帶來的“性別紅利”。同時，針對女性這一特殊群體的“角色沖突”，政府可以出臺一些鼓勵女性勞動參與的優(yōu)惠政策以及對全職家庭婦女進行補貼等，讓女性這一人力資源得到充分利用。

第二，基于女性勞動參與對家庭消費結構影響的具體作用機制，政府應鼓勵居民多渠道獲得收入，并且實施稅收優(yōu)惠政策等，比如鼓勵創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)、支持女性經(jīng)濟獨立以及加強職業(yè)能力培訓等，從而增加家庭總收入。

第三，立足于女性勞動參與對家庭消費結構影響具有差異性的現(xiàn)實，即年輕的女性勞動參與以及中、高教育水平的女性勞動參與對家庭消費結構影響更明顯，一方面，政府應鼓勵已婚女性尤其是年輕女性參與工作并創(chuàng)造財富；另一方面，政府應當加強女性教育宣傳力度，支持女性提升受教育水平，鼓勵女性加入高知識分子群體行列。

注 釋：

① 參考趙朋飛等人(2015)[18]的研究，將問卷中受教育水平選項分為未上過學、小學、初中、高中、中專/職高、大專/高職、本科、碩士、博士折算為教育年限(年)，取值依次為0、6、9、12、14、15、16、19與22。

② 將問卷中健康狀況分為非常好、好、一般、不好、非常不好，依次賦值為5、4、3、2與1。

③ 將問卷中幸福感分為非常幸福、幸福、一般、不幸福、非常不幸福，依次賦值為5、4、3、2與1。