家庭结构对家庭消费的影响
——基于CFPS 的实证分析

张学睦，杜 佳，李春晖

（1.山东科技大学 经济管理学院，山东 青岛 266590；2.山东科技大学 实验室与设备管理处，山东 青岛 266590）

一、引言

消费是经济增长的主引擎，是实现高质量发展的强大内生动力。在扩大内需战略的指导之下，在“把恢复和扩大消费摆在优先位置”的要求之下，当前我国消费市场呈现逐渐回暖趋势。然而，全面恢复并进一步扩大消费仍面临较大压力，充分释放消费潜力亦存在诸多阻碍。家庭是我国社会结构的重要组成部分和基本经济单元，也是家庭成员收入与消费的共同体，影响着城乡居民的消费观念、消费能力及消费意愿，在一定程度上决定着商品与服务消费的动态变化。家庭结构不仅支配家庭成员的个人消费行为，也决定家庭整体的消费策略，不可避免地导致家庭消费水平差异。在当代我国家庭结构与消费模式的双重变化之下，亟需准确厘清家庭结构与家庭消费之间的关系，进而为促进家庭消费、扩大内需提供一定理论支持与现实依据。

二、文献综述

家庭结构在家庭消费支出变动中发挥何种作用是学界的研究焦点，当前学者主要着眼于人口老龄化、家庭规模小型化等社会背景，从家庭规模或家庭人口老龄化角度分析家庭结构特征对家庭消费水平的作用效果。

在家庭规模与消费关系的研究中，唐琦等（2022）[1]探究发现加权处理后的家庭人口规模对城乡居民家庭的消费总量始终具有正向影响。王钦池（2015）[2]比较得出家庭总消费随家庭规模的扩大呈增长态势，但规模经济效应的存在使得人均消费水平随家庭人口数的增加而降低。詹鹏等（2020）[3]专注于家庭规模小型化趋势，研究证实家庭规模小型化可减少家庭共享型消费，增加家庭人均消费，并且在宏观层面或将提高消费总需求。傅崇辉等（2021）[4]另辟蹊径，立足于家庭户规模结构变化的动态性，验证了1 人户、2 人户占比上升及3 人户、5～7 人户占比下降对居民消费总量的共同促进作用。

在人口老龄化与家庭消费关系的研究中，当前学界尚未形成统一结论。部分学者认为人口老龄化助推家庭消费支出增加。石贝贝（2017）[5]根据消费的棘轮效应，指出年龄增长与时代进步将引发老年人多样化的消费需求，进而促进家庭消费水平的提升。另一部分学者认为人口老龄化将抑制家庭的消费支出。刘沛鑫等（2021）[6]强调65 岁及以上人口占比的增加会显著降低城镇家庭的人均消费支出。徐贵雄和赵昕东（2021）[7]、戴明锋和李爱民（2022）[8]不仅证实家庭老龄人口指标会抑制居民消费支出，降低家庭平均支出，还发现家庭老龄化在高消费水平家庭中影响程度更大。其他学者则认为家庭老龄化程度对家庭消费并无显著影响。郑妍妍等（2013）[9]研究得出老年人口数在家庭户人口总数中所占比重与家庭总消费支出之间并不存在显著关系。

在家庭消费研究领域，学者多专注于我国人口老龄化、家庭规模小型化的社会发展趋势，采用实证分析探讨家庭规模及家庭老龄人口等因素对家庭消费的影响，但现有研究多为单一视角，且对于家庭老龄化程度与家庭消费的关系未达成一致观点。因此，综合考虑家庭规模及家庭老龄化程度对家庭消费的影响机制成为家庭消费研究领域的新视角。本文基于中国家庭追踪调查数据库的家庭样本数据，构建分位数回归模型，探究包含家庭规模与家庭老龄化程度两个维度的家庭结构对家庭消费支出的影响机制，并进一步分析家庭结构二维度对不同类型家庭消费的作用效果。

三、数据来源及模型构建

（一）数据来源

本文数据源自北京大学中国社会科学调查中心的中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS）数据库，选用的数据共包含全国25 个省份的14 218 个家庭样本。通过对CFPS 数据库中家庭经济库、家庭关系库及成人库的合并转换，剔除关键变量存在缺失值或家庭人均消费数据为0 的家庭，最终将11 819 个样本家庭纳入实证分析。

（二）模型构建

传统回归模型的实质是均值回归，主要反映解释变量x 对被解释变量y 的条件期望E（y|x）的影响，但若条件分布y|x 非对称分布，回归结果将只能显示x 与y 之间的部分关系，无法反映自变量对不同值域因变量的具体影响。此外，OLS 回归模型的残差平方和极易受极端值干扰，导致回归结果准确性下降。相反，分位数回归模型既可避免尖峰或后尾数据的回归偏差，又可详尽展现不同分位点处自变量与因变量的内在联系。因此，本文通过分位数回归模型式（1）深入剖析家庭结构两个维度对家庭人均消费的影响。

为进一步分析家庭结构对不同类型家庭消费支出的作用效果，参照聂荣等（2020）[10]的分类标准，将家庭人均消费划分为生存型家庭人均消费与非生存家庭人均消费，并构建分位数回归模型式（2）与式（3）。

其中lnaexpi、lnalexpi及lnaiexpi为被解释变量，fsizi与oldri为核心解释变量，Xi为控制变量，εi、μi、λi为随机扰动项。

1.被解释变量。被解释变量家庭人均消费（aexp）、生存型家庭人均消费（alexp）、非生存型家庭人均消费（aiexp）分别为家庭总消费、生存型家庭消费、非生存型家庭消费与家庭人口数的比值。其中，家庭总消费由衣着鞋帽、食品、居住、家庭设备及日用品、医疗保健、交通通讯、文教娱乐及其他消费构成；生存型家庭消费由衣着鞋帽、食品、居住、家庭设备及日用品消费构成；非生存型家庭消费由医疗保健、交通通讯、文教娱乐消费构成。为缩小数据绝对差异，对被解释变量采取对数化处理。

2.核心解释变量。家庭规模[4]及家庭老龄化程度是学界普遍采用的家庭结构衡量指标，本文同时将二者作为核心解释变量，fsiz 表示家庭规模，即家庭成员总数；oldr 表示家庭老龄化程度，即家庭中60岁及以上的成员人数占比。

3.控制变量。选取家庭基本特征与家庭经济特征两个层面的因素作为控制变量。家庭基本特征包括城乡属性（urb）、户主性别（gen）及户主学历（edu），家庭经济特征包括家庭人均纯收入（afic）、家庭人均房产（ahsa）、家庭人均房贷（ahsd）及家庭人均金融资产（afia）。鉴于反映家庭经济特征的变量可能存在多重共线性、异方差等问题，将该类变量进行对数化处理。

变量的描述性统计分析如表1 所示。由表1 可知，被解释变量的标准差较大，表示人均消费在家庭样本中存在明显差距，反映出选用分位数回归方法的必要性。核心解释变量及多数控制变量亦存在较大标准差，满足分位数回归要求。

表1 变量的描述性统计分析

四、实证分析与讨论

（一）家庭结构对家庭消费的影响分析

本文利用Stata 16.0 软件，首先通过逐步回归检验并修正变量间可能存在的多重共线性问题，其次利用OLS 与稳健标准误的方法修正随机干扰项可能出现的异方差问题，最后选取家庭人均消费作为家庭消费的衡量指标，并划分为低等（q10）、中下（q25）、中等（q50）、中上（q75）、高等（q90）共5 个消费层级，采用Bootstrap 法进行迭代1 000 次的分位数回归，以明晰家庭规模及家庭老龄化程度对不同水平家庭消费支出的影响。回归结果如表2 所示。

表2 家庭结构对家庭人均消费影响的回归分析

根据表2 可知，家庭规模对家庭人均消费支出具有显著负向影响，即随着人口数量增加，家庭成员的平均消费显著下降。规模经济效应可对二者之间的关系进行解释。家庭设备、日用品及私家汽车等家庭公共物品易在家庭内部共享，衣物等不易共享的私人物品会因家庭批量采购而降低人均消费成本，故生活水平保持不变时，家庭规模扩大将减少家庭人均消费。另外，家庭规模回归系数取值在各分位点处逐渐增加，说明家庭规模对家庭人均消费的影响程度随消费水平的提高而增大。家庭规模的影响差异与家庭资源的共享特性相关。当人均消费水平低时，家庭内部资源存量有限，现有资源难以共享，使得家庭规模扩大无法引发明显规模经济效应，家庭人均消费不能及时变动。反之，人均消费水平较高的家庭通常较为富裕，多数家庭资源均可实现成员共享，故而家庭消费未随家庭规模扩大呈等比例增加，家庭人均消费将随之下降。

家庭老龄化程度能够显著负向预测家庭人均消费支出，即家庭中60 岁及以上老年成员越多，整个家庭的人均消费支出越低。一方面，我国老年人历来崇尚节俭，秉持勤俭持家、细水长流的消费观念，加之生理、心理机能下降等客观因素，老年家庭成员消费意愿低，消费支出少；另一方面，我国老年人多有强烈的利他主义消费观与遗赠动机，愿意将个人财富积攒起来赠予下一代，进而主动减少个人消费。此外，家庭老龄化程度回归系数取值在0.1、0.75及0.9 分位点较大，说明低等、中上及高等消费水平家庭更易受家庭老龄化程度影响。这或许是因为低人均消费水平的家庭相对更为贫困，消费支出多由基础性的生存型消费构成，当家庭中老年成员占比增大时，艰苦朴素的消费观将在一定程度上影响家庭整体消费决策，导致家庭人均消费降低。中上及高等消费水平的家庭虽较为富裕，但当家庭老龄化程度增加时，家庭会鉴于老年人体弱多病、家庭风险易发等因素，增加储蓄份额，减少消费比例，进而降低家庭人均消费。

（二）家庭结构对不同类型家庭消费的影响分析

为深入剖析家庭结构特征对不同类型家庭消费的影响，本文分别对生存型家庭人均消费、非生存家庭人均消费进行OLS 回归与分位数回归，回归分析结果如表3、表4 所示。

表3 家庭结构对生存型家庭人均消费影响的回归分析

表4 家庭结构对非生存型家庭人均消费影响的回归分析

表3 数据表明家庭规模负向作用于生存型家庭人均消费支出，家庭规模越大则生存型家庭人均消费越低。家庭规模回归系数取值在各分位点处波动上升，说明家庭规模对生存型家庭人均消费的抑制作用随消费水平的提升而增强。高消费水平家庭更易受家庭规模影响或许是由于家庭成员消费需求与消费习惯的牵制性，家庭消费通常以尽量满足全部成员的需求为原则，家庭规模的扩大限制家庭决策与消费的灵活性，进而导致人均消费支出下降。对比表2 与表3 的家庭规模回归系数可知，当被解释变量为生存型家庭人均消费时取值更大，表明家庭规模对生存型家庭人均消费的影响更甚。这或许是因为占生存型消费比重较高的食品、家庭日用品具有更大的规模经济性。

家庭老龄化程度同样对生存型家庭人均消费发挥抑制作用，究其原因是由老年人的消费需求与消费习惯所致：首先，老年人身体代谢速率缓慢，日常所需食物摄入量较少，对食品类别与数量的需求较低；其次，老年人注重服装的舒适性与实用性，较少因衣着款式新颖时尚而产生冲动消费；最后，老年人具有物品使用的习惯性，更换各项家庭设备及日用品的频率较低。此外，家庭老龄化回归系数取值的整体上升趋势表明老龄化作用程度随家庭人均消费水平的提升而增加。

由表4 可知，家庭规模对非生存型家庭人均消费的影响效果在各消费层级存在明显差异。家庭规模的回归系数在0.1 分位点显著为正，0.5、0.75 及0.9 分位点显著为负，表明对于低等消费水平家庭而言，家庭规模正向促进非生存型家庭人均消费支出，随着消费水平的提高，家庭规模的正效应减弱并转变为负效应，抑制中、上等家庭的非生存型人均消费。可能的解释是：在非生存型人均消费低的家庭中，现有的医疗保健、交通通讯、文教娱乐支出基本且必要，各项消费会因家庭人口数增加而增长，促使非生存型家庭人均消费上升；在非生存型家庭人均消费处于中、上层的家庭中，现有医疗保健、交通通讯和文教娱乐消费本就不低，医疗保健和文教娱乐支出由家庭规模扩大导致的增幅较小，交通通讯消费可因共享产生规模效应，故而家庭规模抑制非生存型人均消费支出。

家庭老龄化程度对非生存型家庭人均消费的影响效果因消费层级不同而异。家庭老龄化程度的回归系数在0.1、0.25、0.5 及0.75 分位点显著为负，且取值逐渐减小，说明家庭老龄化程度对除高消费水平外的家庭产生负向作用，且负向影响随非生存型家庭人均消费水平的提升而减弱。家庭老龄化程度的负向作用主要源于文教娱乐、交通通讯支出的负效应及其对医疗保健支出所发挥正效应的冲抵：一方面，老年人社交范围狭窄，通讯需求较为基础，出行频率低并享有优惠政策，致使文教娱乐、交通通讯消费较低；另一方面，老年人医疗保健需求虽大幅增加，但有限的家庭资源限制了医疗保健消费增幅。非生存型人均消费水平低的家庭更易受家庭老龄化程度影响是因为该类家庭通常较为贫困，老龄化程度增加既降低家庭交通通讯与文教娱乐消费需求，又因老年人忽视医疗保健致使医疗保健消费不足，最终导致非生存型家庭人均消费支出降低。

（三）稳健性检验

鉴于极端值可能造成偏差，本文对被解释变量采取上下1%缩尾处理，即分别将家庭人均消费、生存型家庭人均消费与非生存型家庭人均消费的上下1%数据替换为1%或99%处数据，再次进行OLS回归和分位数回归，以此检验研究结果的稳健性，数据缩尾后的回归结果如表5 所示。经对比发现，家庭规模、家庭老龄化程度的回归系数显著性与缩尾前保持一致，系数取值在各分位点变动不大，表明基准回归的研究结果具有稳健性。

表5 稳健性检验回归结果

五、结论及建议

（一）研究结论

本文利用中国家庭追踪调查数据库的11 819个家庭样本数据，建立分位数回归模型实证分析家庭结构的家庭规模及家庭老龄化程度两个维度对家庭人均消费的影响，并进一步将家庭消费划分为生存型消费与非生存型消费两类，深入剖析家庭结构对不同类型消费支出的作用机制。经研究发现：

（1）家庭规模、家庭老龄化程度抑制家庭人均消费，二者对不同消费水平家庭的影响程度具有差异性。家庭规模对人均消费的作用程度随消费水平的提高而增加，家庭老龄化程度对低等、中上及高等消费水平家庭的影响更大。

（2）家庭规模、家庭老龄化程度对生存型家庭人均消费产生负向作用，且家庭规模的作用程度在中上及高等消费水平家庭中较强，家庭老龄化程度的作用程度在高等消费水平家庭中较强。

（3）家庭规模对非生存家庭人均消费的影响因消费水平而异，在低等消费水平家庭中具有促进作用，在中、上等消费水平家庭中发挥抑制作用。家庭老龄化程度负向影响除高等水平之外的非生存型家庭人均消费，且影响程度在低等消费水平家庭中更强。

（二）政策建议

挖掘家庭消费潜力，开拓银发经济新蓝海，是促进消费、扩大内需的重要举措。一方面，在家庭规模小型化趋势明显的背景之下，政府与企业应准确把握独身家庭、核心家庭、主干家庭等各类型家庭的消费需求，提升产品及服务供给质量，营造高品质消费环境，迎合家庭消费的“多元化”“个性化”特征，靶向发力增强家庭成员消费动机与消费意愿。另一方面，在人口老龄化日益加重的现实之下，政府应大力发展银发经济，构建完备的社会保障体系，培育老年用品产业，加强适老化产品的研发制造，完善健康养老产业，重点关注老年群体的养老服务需求，让老年群体真正实现“敢消费”“想消费”“能消费”。