為結(jié)婚而儲(chǔ)蓄？
——來(lái)自中國(guó)家庭追蹤調(diào)查①(CFPS)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

余麗甜，連洪泉

(1.上海大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海200444；2.華南師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，廣州510006)

為結(jié)婚而儲(chǔ)蓄？
——來(lái)自中國(guó)家庭追蹤調(diào)查①(CFPS)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

余麗甜1，連洪泉2

(1.上海大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海200444；2.華南師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，廣州510006)

已有研究主要基于性別比失衡的競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)解釋了中國(guó)家庭的高儲(chǔ)蓄之謎。文章把子女結(jié)婚這一自然事件作為處理變量，通過(guò)婚前和婚后的家庭儲(chǔ)蓄變化識(shí)別出“婚姻效應(yīng)”，為競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)理論和中國(guó)家庭的高儲(chǔ)蓄之謎提供了微觀證據(jù)。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在控制個(gè)人以及家庭特征后，相對(duì)于已婚家庭，未婚家庭儲(chǔ)蓄顯著更高。在排除地區(qū)性差異、教育儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)、預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)和樣本匹配等問(wèn)題之后，未婚比已婚家庭具有更高儲(chǔ)蓄水平的結(jié)論依然穩(wěn)健。文章進(jìn)一步分析識(shí)別出了城市和農(nóng)村異質(zhì)“婚姻效應(yīng)”和婚后消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化，發(fā)現(xiàn)“婚姻效應(yīng)”對(duì)不同收入水平的家庭都產(chǎn)生了影響，但“婚姻效應(yīng)”對(duì)低收入家庭的消費(fèi)抑制更為明顯。文章的研究結(jié)果豐富了婚姻市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)理論。

婚姻效應(yīng)；競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)；消費(fèi)理論

一、引 言

雖然性別比失衡可以很好地解釋不同性別比率地區(qū)的家庭儲(chǔ)蓄水平的組間差異，但是在解釋同一性別比率地區(qū)中不同家庭儲(chǔ)蓄水平的組內(nèi)差異時(shí)卻顯得無(wú)能為力。此外，Wei和Zhang(2011)將樣本家庭限制在母親年齡40歲以下，然而此時(shí)樣本家庭的孩子可能尚在接受教育，乃至未來(lái)可能會(huì)接受費(fèi)用更高的高等教育?？紤]到教育儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)也可能是影響中國(guó)家庭儲(chǔ)蓄水平的一個(gè)重要因素，而這一因素并未在Wei和Zhang(2011)的研究中得到控制，因此可能會(huì)使得基于性別比失衡的競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)結(jié)論有偏。根據(jù)現(xiàn)有研究，教育儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)可以從以下兩個(gè)方面發(fā)生作用：首先，我國(guó)計(jì)劃生育政策的實(shí)施以及大學(xué)教育大眾化和教育市場(chǎng)化的推行，已經(jīng)使得絕大多數(shù)家庭從注重生育數(shù)量的觀念轉(zhuǎn)型為追求孩子質(zhì)量，因而通過(guò)教育投資替代生育數(shù)量是我國(guó)傳統(tǒng)社會(huì)養(yǎng)兒防老的必然結(jié)果(劉永平和陸銘，2007)。其次，我國(guó)“學(xué)而優(yōu)則仕”的文化傳統(tǒng)價(jià)值觀和“門當(dāng)戶對(duì)”的婚姻傳統(tǒng)觀念有可能會(huì)使得教育儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)跟性別比失衡存在復(fù)雜關(guān)系。一方面，已有研究已證實(shí)追求社會(huì)地位的動(dòng)機(jī)會(huì)促使人們提高儲(chǔ)蓄增加教育支出(金燁等，2011)，此時(shí)教育儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)可能會(huì)獨(dú)立于性別比失衡。另一方面，在性別比失衡比率高的地區(qū)，為增加婚姻市場(chǎng)匹配成功的概率，增加教育投資是家庭自然的應(yīng)對(duì)策略，此時(shí)兩者又存在相關(guān)關(guān)系。由于不同地區(qū)的教育儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)可能有所差別，如果它與性別比失衡密切相關(guān)，那么忽視這一因素?zé)o疑會(huì)產(chǎn)生有偏結(jié)論。

鑒于此，本文基于2010年、2012年和2014年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)居民微觀調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)家庭的教育儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)進(jìn)行控制，以識(shí)別中國(guó)家庭的高儲(chǔ)蓄水平是否源于“婚姻效應(yīng)”。并進(jìn)一步識(shí)別城鄉(xiāng)異質(zhì)“婚姻效應(yīng)”和婚后家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化，以期為中國(guó)居民的高儲(chǔ)蓄傾向提供基于組內(nèi)差異角度的微觀解釋。具體來(lái)說(shuō)，本文發(fā)現(xiàn)，在控制家庭的教育儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)之后，相比已婚家庭，未婚家庭的儲(chǔ)蓄顯著提高了22%-26%。進(jìn)一步控制性別比因素后，主要的解釋變量——“婚姻效應(yīng)”對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響系數(shù)并沒(méi)有發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是城市還是農(nóng)村樣本，已婚家庭隨著兒子結(jié)婚年數(shù)的增加，婚前被“婚姻效應(yīng)”所抑制的家庭消費(fèi)傾向都得到了逐步釋放。

與已有研究相比，本文有三個(gè)新意：首先，與Wei和Zhang(2011)基于性別比失衡的組間差異視角不同，本文基于子女結(jié)婚事件的組內(nèi)差異視角解釋中國(guó)家庭的高儲(chǔ)蓄。其次，本研究發(fā)現(xiàn)控制教育儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)后，性別比失衡因素并不能完全解釋中國(guó)家庭的高儲(chǔ)蓄。這一初步的研究結(jié)論為進(jìn)一步補(bǔ)充和完善婚姻市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)理論提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。最后，對(duì)于當(dāng)前愈演愈烈并且居高不下的結(jié)婚費(fèi)用，已有研究主要從社會(huì)保障不完善(姜旭朝和蔣貞燦，2005)、女性婚姻市場(chǎng)議價(jià)能力(桂華和余練，2010)和面子競(jìng)爭(zhēng)(陶自祥，2011)等視角提供了相應(yīng)探討。而與已有的定性研究不同，本文則提供了微觀機(jī)制的定量經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

在家庭中，兒子的婚事可能從以下兩個(gè)方面對(duì)家庭的儲(chǔ)蓄行為產(chǎn)生長(zhǎng)期的影響：一是面對(duì)高額的婚事支付，家庭可能通過(guò)提高儲(chǔ)蓄來(lái)應(yīng)付兒子結(jié)婚時(shí)高額的婚事支出。王躍生(2008)指出，我國(guó)家庭的代際關(guān)系是一種有別于西方“接力模式”的撫育和贍養(yǎng)模式。在這種模式中，兒子的婚事是一個(gè)家庭的萬(wàn)事之先，因此兒子的婚事支出成為對(duì)父母的一項(xiàng)剛性要求(陶自祥，2011)，家庭需要為兒子的婚事提前進(jìn)行一定的物質(zhì)準(zhǔn)備。關(guān)于該問(wèn)題，姜旭朝和蔣貞燦(2005)基于1978年、1990年和2000年三個(gè)時(shí)間點(diǎn)兩個(gè)省份的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，婚事支出的增長(zhǎng)速度已經(jīng)顯著快于農(nóng)民人均收入的增速，成為農(nóng)民的一大負(fù)擔(dān)。桂華和余練(2010)指出，在中國(guó)部分農(nóng)村，一個(gè)兒子婚事支付可能需要花去一個(gè)普通家庭過(guò)去10年的儲(chǔ)蓄。甚至這種高額的結(jié)婚費(fèi)用已經(jīng)演化為家庭內(nèi)部的代內(nèi)剝削，陶自祥(2011)的調(diào)查指出，在中國(guó)部分農(nóng)村存在著家長(zhǎng)強(qiáng)迫女兒早婚，以獲得彩禮來(lái)為兒子籌備結(jié)婚費(fèi)用的現(xiàn)象。王玲杰(2010)指出修建房屋支出是婚事支出中占比最高的消費(fèi)，2000年以來(lái)城市人口的婚房支出激增，人均支出額高達(dá)48 909元。隨著房?jī)r(jià)的上漲，購(gòu)置婚房成為了婚事支出中占比最高的支出，購(gòu)房需求是否推高了我國(guó)居民的儲(chǔ)蓄，現(xiàn)有文獻(xiàn)還沒(méi)形成統(tǒng)一的結(jié)論，同時(shí)這部分文獻(xiàn)也沒(méi)有對(duì)購(gòu)房的目的進(jìn)行區(qū)別。陳斌開(kāi)和楊汝岱(2013)指出，高房?jī)r(jià)對(duì)我國(guó)家庭儲(chǔ)蓄率的影響是全面的，年輕家庭為自己買房而竭力提高儲(chǔ)蓄，年老家庭為子女買房而提高家庭儲(chǔ)蓄。范子英和劉甲炎(2015)驗(yàn)證了中國(guó)居民為買房而儲(chǔ)蓄的假說(shuō)，他們發(fā)現(xiàn)持續(xù)上漲的房?jī)r(jià)對(duì)高收入和低收入家庭的儲(chǔ)蓄都產(chǎn)生了影響。但也有研究認(rèn)為，房?jī)r(jià)的變化不會(huì)影響居民儲(chǔ)蓄率，因?yàn)橐奄?gòu)房者的負(fù)儲(chǔ)蓄率與未購(gòu)房者的正儲(chǔ)蓄率可以相互抵消(Wang 和Wen，2012)。

二是20世紀(jì)80年代以來(lái)不斷上升的適婚性別比。性別比嚴(yán)重失衡最直接的社會(huì)后果就是造成婚姻市場(chǎng)擠壓(郭志剛和鄧國(guó)勝，1995；Wei和Zhang，2008；李漢東和陸利桓，2010)，使得男性在婚姻市場(chǎng)的匹配難度大大提高。面臨著嚴(yán)重的性別比失衡和擠壓的婚姻市場(chǎng)，父母有可能會(huì)通過(guò)提高家庭儲(chǔ)蓄來(lái)提高家庭的社會(huì)地位，以提高兒子在婚姻市場(chǎng)匹配成功的概率。Cole 等(1992)指出，在婚姻市場(chǎng)匹配中，財(cái)富水平?jīng)Q定了社會(huì)地位的穩(wěn)定均衡，社會(huì)地位更高的人將會(huì)獲得更合意的匹配，因此為了獲得更高社會(huì)地位，人們需要進(jìn)行財(cái)富積累，而提高儲(chǔ)蓄是財(cái)富積累的一種重要方式。Du 和 Wei(2010)通過(guò)建立代際交疊模型研究了性別比失衡對(duì)一國(guó)儲(chǔ)蓄率的影響，其研究表明，隨著性別比的提高，男性將會(huì)增加儲(chǔ)蓄以提高自己在婚姻市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。周俊山和尹銀(2010)的研究也印證了性別比失衡推高我國(guó)家庭儲(chǔ)蓄的觀點(diǎn)，他們發(fā)現(xiàn)，在實(shí)施第一胎為女兒可生二胎和二胎生育政策的地區(qū)，家庭儲(chǔ)蓄率明顯高于其他地區(qū)，其原因在于在強(qiáng)烈的性別偏好下，人們生二胎時(shí)更傾向于進(jìn)行性別選擇，進(jìn)而造成婚姻市場(chǎng)擠壓，性別比嚴(yán)重失衡地區(qū)的家庭為了避免兒子單身，便會(huì)竭力提高家庭儲(chǔ)蓄?？梢?jiàn)，無(wú)論出于哪種原因，“婚姻效應(yīng)”都會(huì)提高家庭儲(chǔ)蓄。目前兒子處于適婚年齡的家庭正是我國(guó)社會(huì)中具有較高儲(chǔ)蓄能力的群體，如果“婚姻效應(yīng)”推高了中國(guó)家庭的儲(chǔ)蓄，那么他們強(qiáng)烈的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)或許會(huì)使得我國(guó)家庭儲(chǔ)蓄居高不下。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量及模型

本文的數(shù)據(jù)來(lái)自2010年、2012年和2014年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)*本文使用CFPS追蹤調(diào)查面板數(shù)據(jù)的想法受益于審稿人的論文評(píng)閱意見(jiàn)，在此特向?qū)徃迦吮硎居芍缘母兄x。(CFPS)，該數(shù)據(jù)樣本覆蓋25個(gè)省(市、自治區(qū))，樣本規(guī)模為16 000戶家庭中的全部家庭成員。CFPS通過(guò)跟蹤收集個(gè)體、家庭和社區(qū)三個(gè)層次的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)與非經(jīng)濟(jì)活動(dòng)數(shù)據(jù)，旨在反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷?；诒疚牡难芯磕康?，樣本篩選的基本思路如下：首先篩選出2010年處于適婚年齡的男性樣本，再將所篩選到的樣本與其所對(duì)應(yīng)的家庭數(shù)據(jù)匹配，具體樣本篩選方式如下：(1)一般而言，男性適婚年齡段為22-40歲，考慮到婚事支付是家庭一項(xiàng)不菲的支出，可能需要提前進(jìn)行準(zhǔn)備，因此在CFPS成人數(shù)據(jù)庫(kù)中，保留在2010年年齡為18-40歲并與父母同住的男性樣本；(2)刪除結(jié)婚5年以上的樣本，這樣處理的主要目的在于盡量排除家庭因撫育第三代而增加儲(chǔ)蓄對(duì)實(shí)證結(jié)果造成干擾；(3)將由此得到的樣本與2012年和2014年的數(shù)據(jù)相匹配；(4)刪除婚姻狀態(tài)為離婚、喪偶以及非初婚的樣本，刪除被解釋變量和主要解釋變量缺失的樣本；(5)為了消除極端值的影響，對(duì)被解釋變量進(jìn)行了Winsorize調(diào)整。最終得到3 807個(gè)有效樣本，分布于25個(gè)省(市、自治區(qū))。

(一)被解釋變量?；槭轮С鲎鳛榧彝サ囊淮蠊P消費(fèi)，“婚姻效應(yīng)”可能不僅會(huì)對(duì)未婚家庭儲(chǔ)蓄產(chǎn)生影響，也可能對(duì)已婚家庭的儲(chǔ)蓄存在著持續(xù)影響。一般而言，購(gòu)房費(fèi)用、彩禮支出和婚宴費(fèi)用代表著男性家庭的競(jìng)爭(zhēng)儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，但這部分支出不被包括在消費(fèi)性支出中。借鑒Deaton和Paxson(1993)、Chamon和Prasad(2008)、Wei和Zhang(2011)以及程令國(guó)和張曄(2011)的方法，將家庭儲(chǔ)蓄定義為：家庭儲(chǔ)蓄=log(家庭可支配收入/家庭總支出)，這樣做的好處在于排除了“婚姻效應(yīng)”對(duì)已婚家庭儲(chǔ)蓄的持續(xù)性影響，但沒(méi)有排除“婚姻效應(yīng)”對(duì)未婚家庭儲(chǔ)蓄的影響。取對(duì)數(shù)的目的在于降低極端值的影響，使誤差項(xiàng)能夠更好地滿足正態(tài)分布假設(shè)。

(二)解釋變量定義。

一是體制和機(jī)制的原因。由于體制和機(jī)制上的原因，目前文化禮堂歸口宣傳部門，成校歸口教體局，平時(shí)雖有聯(lián)系，有互動(dòng)，但停留在“接觸性”而非“整合性”的層面，某種意義上講，這或許是根本上的問(wèn)題。

(1)婚姻狀態(tài)?；橐鰻顟B(tài)(marriedit)是一個(gè)虛擬變量，若家庭i其兒子在t時(shí)期或之前已經(jīng)結(jié)婚，則marriedit=1，若家庭i其兒子在t時(shí)期仍處于未婚狀態(tài)(包括同居者)，則marriedit=0。

(2)結(jié)婚年數(shù)。結(jié)婚年數(shù)(yearit)表示家庭i其兒子在t時(shí)期結(jié)婚的年數(shù)，將家庭i其兒子在t時(shí)期結(jié)婚年數(shù)表示為yearit=t-結(jié)婚年份，未婚家庭兒子的結(jié)婚年數(shù)直接賦值為yearit=-1。

(三)識(shí)別策略和模型設(shè)計(jì)?！盎橐鲂?yīng)”是否推高了中國(guó)家庭的儲(chǔ)蓄？一個(gè)家庭中，其兒子的婚姻狀態(tài)為檢驗(yàn)這個(gè)設(shè)想提供了一個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。我們將兒子結(jié)婚這一自然事件作為處理變量，將2014年及2014年之前結(jié)婚的家庭視為處理組，2014年尚未結(jié)婚的家庭視為控制組。一般而言，家庭為兒子婚事而提高的儲(chǔ)蓄，在兒子結(jié)婚的前后，將會(huì)以購(gòu)置婚房、支付彩禮以及家庭內(nèi)部轉(zhuǎn)移等形式消費(fèi)出去，因此相比兒子結(jié)婚前，兒子結(jié)婚后的家庭其儲(chǔ)蓄會(huì)出現(xiàn)下降的趨勢(shì)。在其他條件保持不變的情況下，如果“婚姻效應(yīng)”推高了中國(guó)家庭的儲(chǔ)蓄，那么兒子已婚家庭(已婚家庭)與兒子未婚家庭(未婚家庭)的家庭儲(chǔ)蓄就會(huì)存在著顯著的差異。因此通過(guò)比較未婚家庭與已婚家庭的儲(chǔ)蓄差異，以識(shí)別“婚姻效應(yīng)”是否導(dǎo)致了中國(guó)家庭的儲(chǔ)蓄居高不下。模型設(shè)計(jì)如下：

yit=β0+β1marriedit+β2yearit+βixit+εit

其中，被解釋變量yit表示家庭i在t時(shí)期的家庭儲(chǔ)蓄，marriedit表示家庭i在t時(shí)期其兒子的婚姻狀態(tài)。yearit表示家庭i其兒子在t時(shí)期的結(jié)婚年數(shù)。系數(shù)β1捕捉了未婚家庭與已婚家庭儲(chǔ)蓄的差異，系數(shù)β2捕捉了已婚家庭儲(chǔ)蓄的時(shí)間趨勢(shì)。xit表示一系列個(gè)人和家庭的特征，以控制其他因素對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響，包括兒子教育程度以及父母教育程度，教育程度若為文盲或半文盲，則賦值為1，小學(xué)賦值為2，以此類推；兒子戶籍類型，如果兒子戶口狀況為農(nóng)業(yè)戶口則賦值為1，非農(nóng)業(yè)則賦值為3，無(wú)戶口賦值為5；住房產(chǎn)權(quán)，住房完全自有，賦值為1，否則賦值為0。除此之外，還控制了兒子年齡、兒子的子女?dāng)?shù)、家庭總收入(對(duì)數(shù))、居住區(qū)域(是否城市)和家庭教育支出比等。

四、數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)

(一)未婚家庭與已婚家庭儲(chǔ)蓄*此處家庭儲(chǔ)蓄定義為：家庭可支配收入/總支出。的比較。如圖1所示，首先無(wú)論城市還是農(nóng)村樣本家庭，在兒子結(jié)婚當(dāng)年和第一年家庭的儲(chǔ)蓄都顯著下降。在兒子結(jié)婚的第一年，家庭儲(chǔ)蓄降至最低峰；在兒子結(jié)婚的第二年，城市與農(nóng)村已婚家庭的儲(chǔ)蓄出現(xiàn)了回升的趨勢(shì)，隨后已婚家庭的儲(chǔ)蓄又出現(xiàn)下降的趨勢(shì)。其次，平均而言，當(dāng)已婚家庭兒子結(jié)婚年數(shù)大于兩年時(shí)，未婚家庭的平均儲(chǔ)蓄要大于已婚家庭的平均儲(chǔ)蓄。這為我們識(shí)別 “婚姻效應(yīng)”提供了一份直觀的證據(jù)。然而我們并不能直接得出“婚姻效應(yīng)”提高未婚家庭儲(chǔ)蓄的結(jié)論，因?yàn)榛槭轮С鲎鳛榧彝サ囊还P大額支出，結(jié)婚時(shí)的“井噴式消費(fèi)”也會(huì)導(dǎo)致家庭儲(chǔ)蓄在短期內(nèi)出現(xiàn)下降的趨勢(shì)。未婚家庭的高儲(chǔ)蓄是否因“婚姻效應(yīng)”所致需要進(jìn)行更為嚴(yán)格的實(shí)證研究。

圖1 未婚與已婚家庭儲(chǔ)蓄的比較

(二)主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。表1列出了樣本主要特征的描述性統(tǒng)計(jì)。可以看出，已婚家庭和未婚家庭的家庭儲(chǔ)蓄存在著顯著差異，已婚家庭儲(chǔ)蓄均值為-0.032，顯著低于未婚家庭的儲(chǔ)蓄均值0.075；在城鄉(xiāng)家庭儲(chǔ)蓄差異方面，農(nóng)村家庭的儲(chǔ)蓄均值為-0.0005，顯著低于城市家庭儲(chǔ)蓄均值0.070。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

注：(1)表中均值差異性檢驗(yàn)給出的是均值差異(P值)，其他給出的是均值(標(biāo)準(zhǔn)差)。***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著，下表同。(2)適婚性別比為2010年省級(jí)層面的20-39歲的男女人口比例，由作者計(jì)算得出，原始數(shù)據(jù)來(lái)源于2010年人口普查數(shù)據(jù)。

五、回歸結(jié)果

(一)“婚姻效應(yīng)”對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的基準(zhǔn)回歸。為了排除潛在的教育儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)對(duì)實(shí)證結(jié)果造成的影響，在基準(zhǔn)回歸中，以家庭上一年教育支出占家庭收入比作為家庭教育儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)的代理變量。“婚姻效應(yīng)”對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的基準(zhǔn)回歸結(jié)果見(jiàn)表2。家庭教育支出對(duì)家庭儲(chǔ)蓄具有正向影響，家庭教育支出每提高1個(gè)百分比，家庭儲(chǔ)蓄大約提高1.1%，這說(shuō)明我國(guó)家庭具有強(qiáng)烈的教育儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)。在(1)、(3)、(5)列回歸方程中控制了家庭教育支出比和其他可能影響家庭儲(chǔ)蓄決策的因素發(fā)現(xiàn)，無(wú)論總樣本還是分樣本，相對(duì)于已婚家庭，未婚家庭的儲(chǔ)蓄顯著提高了22%-26%。在(2)、(4)、(6)列回歸方程中控制了省級(jí)層面的適婚性別比發(fā)現(xiàn)，未婚家庭與已婚家庭的儲(chǔ)蓄依然存在著顯著的差異，未婚家庭的儲(chǔ)蓄比已婚家庭顯著提高了18.8%-20.3%。這說(shuō)明家庭教育儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)和性別比失衡因素都不能完全解釋我國(guó)未婚家庭的高儲(chǔ)蓄傾向。在(1)和(2)列回歸方程中，居住區(qū)域(是否城市)與婚姻狀態(tài)的交互項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)，但不顯著，這說(shuō)明“婚姻效應(yīng)”在城鄉(xiāng)之間并不存在著顯著的差異。

為了排除“井噴式消費(fèi)”導(dǎo)致已婚家庭儲(chǔ)蓄在短期內(nèi)出現(xiàn)下降的可能性，我們?cè)诨貧w方程中控制了每個(gè)家庭兒子結(jié)婚的年數(shù)。一般而言，如果已婚家庭儲(chǔ)蓄的下降是因“井噴式消費(fèi)”所致，那么在兒子婚后其家庭儲(chǔ)蓄會(huì)迅速回升到初始水平。由表2可知，無(wú)論城市樣本還是農(nóng)村樣本，結(jié)婚年數(shù)的系數(shù)都不顯著，這表明已婚家庭在兒子結(jié)婚之后其儲(chǔ)蓄沒(méi)有出現(xiàn)顯著的回升趨勢(shì)，因此，可以排除“井噴式消費(fèi)”的可能性。以上的估計(jì)結(jié)果初步驗(yàn)證了我們的猜想，即在其他條件相同的情況下，家庭若尚有未婚的兒子，家庭會(huì)為兒子的婚事進(jìn)行儲(chǔ)蓄，即“婚姻效應(yīng)”推高了中國(guó)家庭的儲(chǔ)蓄。

表2 “婚姻效應(yīng)”對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：(1)括號(hào)里是t值(標(biāo)準(zhǔn)差經(jīng)村莊/社區(qū)層面cluster調(diào)整)，下表同。(2)F檢驗(yàn)的原假設(shè)H0:μ_i=0，即所有個(gè)體虛擬變量都為0，當(dāng)其顯著時(shí)，表明FE模型明顯優(yōu)于OLS，下表同。(3)因目前我們能使用的最新性別比數(shù)據(jù)是2010年省級(jí)層面的20-39歲的男女人口比例數(shù)據(jù)。對(duì)個(gè)體而言，在2010年、2012年和2014年其賦值是一樣的，因此使用OLS對(duì)(2)、(4)、(6)列回歸方程進(jìn)行估計(jì)。(5)回歸方程的控制變量還包括年齡、戶籍、受教育程度、子女?dāng)?shù)、父母教育程度和住房產(chǎn)權(quán)，限于篇幅控制變量結(jié)果沒(méi)有報(bào)告，感興趣的讀者可向作者索要，下表同。

(二)“婚姻效應(yīng)”在不同儲(chǔ)蓄水平家庭間的差異。分位數(shù)回歸能精確地描述自變量對(duì)因變量條件分布形狀的影響，借助分位數(shù)回歸，可以比較“婚姻效應(yīng)”在不同儲(chǔ)蓄水平家庭間的異質(zhì)性影響，同時(shí)利用分位數(shù)回歸，還有助于克服回歸估計(jì)值極易受到樣本極端值影響的缺點(diǎn)。

為了識(shí)別“婚姻效應(yīng)”在不同儲(chǔ)蓄水平家庭間的差異。表3和表4分別給出了城市家庭和農(nóng)村家庭從0.1到0.9五個(gè)分位數(shù)的回歸估計(jì)系數(shù)。由回歸結(jié)果可以看出，無(wú)論城市家庭樣本還是農(nóng)村家庭樣本，所有分位數(shù)回歸系數(shù)均為負(fù)值，除了個(gè)別端點(diǎn)值統(tǒng)計(jì)上不顯著外，大體上隨著分位數(shù)水平的上升，“婚姻效應(yīng)”對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響逐漸下降，這說(shuō)明“婚姻效應(yīng)”對(duì)不同儲(chǔ)蓄水平家庭的影響存在異質(zhì)性。在0.1、0.3和0.5分位數(shù)上，在城市樣本中，城市未婚家庭的儲(chǔ)蓄顯著提高25.3%-28.2%，在農(nóng)村樣本中，未婚家庭儲(chǔ)蓄顯著提高14.4%-28.9%。而在0.7和0.9分位數(shù)上，“婚姻效應(yīng)”的影響系數(shù)在城市家庭中下降至12.5%-16.4%，在農(nóng)村家庭中下降至16.3%，甚至在0.9分位數(shù)上，我們發(fā)現(xiàn)“婚姻效應(yīng)”對(duì)農(nóng)村未婚家庭的儲(chǔ)蓄沒(méi)有影響?？梢钥闯?，“婚姻效應(yīng)”在低儲(chǔ)蓄家庭中表現(xiàn)得更為顯著，即相對(duì)于高收入家庭，“婚姻效應(yīng)”是抑制低收入家庭消費(fèi)的重要因素。

表3 “婚姻效應(yīng)”在城市不同儲(chǔ)蓄水平家庭間的差異

表4 “婚姻效應(yīng)”在農(nóng)村不同儲(chǔ)蓄水平家庭間的差異

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)*為了排除地區(qū)性差異和預(yù)防儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)，我們還在回歸方程中加入省級(jí)層面的人均GDP、社會(huì)撫養(yǎng)比、城市社區(qū)歷史上最高房?jī)r(jià)和村居層面的新農(nóng)保覆蓋率等變量進(jìn)行穩(wěn)健性經(jīng)驗(yàn)，上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)都沒(méi)有對(duì)結(jié)論構(gòu)成實(shí)質(zhì)性的影響。限于篇幅結(jié)果沒(méi)有報(bào)告，感興趣的讀者可向作者索要。

(一)傾向得分匹配估計(jì)。在基準(zhǔn)回歸中，我們的估計(jì)策略可能會(huì)存在著選擇性偏誤，這種選擇性偏誤來(lái)自于未婚家庭和已婚家庭可能存在的隨時(shí)間變化的潛在差異：一是家庭儲(chǔ)蓄越高的家庭，其兒子在婚姻市場(chǎng)中就越具有競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，已婚家庭的家庭收入和儲(chǔ)蓄可能潛在高于未婚家庭的收入和儲(chǔ)蓄，這種選擇性偏誤的存在會(huì)導(dǎo)致“婚姻效應(yīng)”被低估。二是兒子婚后依然與父母住一起的家庭樣本，其家庭收入和儲(chǔ)蓄有可能潛在低于未結(jié)婚家庭，而這種選擇性偏誤的存在又會(huì)導(dǎo)致“婚姻效應(yīng)”被高估。而事先沒(méi)辦法判斷哪一種選擇性偏誤更有可能對(duì)我們的估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生影響，因此，我們通過(guò)傾向得分匹配估計(jì)的方法來(lái)緩解已婚家庭和未婚家庭不可觀測(cè)的特征在均值上的差異所導(dǎo)致的偏誤，消除這一潛在風(fēng)險(xiǎn)有利于我們進(jìn)一步排除其他不可觀測(cè)因素導(dǎo)致的估計(jì)值顯著。

匹配的基本思想是：一個(gè)兒子結(jié)婚若干年的家庭，在未結(jié)婚家庭中尋找一個(gè)盡可能相似的家庭作為其兒子結(jié)婚之前若干年的對(duì)照組，使得已婚家庭與未婚家庭在同一時(shí)間維度上進(jìn)行比較，因此我們把匹配協(xié)變量之一定義為：匹配年齡=兒子實(shí)際年齡—雙倍結(jié)婚年數(shù)，未婚家庭其匹配年齡為其兒子實(shí)際的年齡。傾向得分匹配估計(jì)的結(jié)果如表5所示。由表5可知，相比于基準(zhǔn)回歸，使用了更為精確的PSM估計(jì)后，“婚姻效應(yīng)”對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響有所減小，但是“婚姻效應(yīng)”依然對(duì)未婚家庭的儲(chǔ)蓄存在著顯著的影響。在城市家庭中，相對(duì)于已婚家庭，未婚家庭的儲(chǔ)蓄顯著提高了14.2%-16.6%。在農(nóng)村家庭中，相對(duì)于已婚家庭，未婚家庭的儲(chǔ)蓄顯著提高了21.3%-21.8%。同時(shí)我們也可以看出，選擇性偏誤可能更多的來(lái)源于樣本篩選方式。

表5 傾向得分匹配估計(jì)

注：匹配變量包括個(gè)人教育程度、母親教育程度、家庭收入、匹配年齡和是否有房。

(二)“婚姻效應(yīng)”對(duì)女兒未婚家庭的儲(chǔ)蓄影響。*此處感謝審稿人的有益建議。在我國(guó)傳統(tǒng)家庭中，結(jié)婚費(fèi)用大部分由男性家庭承擔(dān)，因此相對(duì)于只有女兒的家庭，有兒子的家庭為結(jié)婚而儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)可能會(huì)更強(qiáng)。在本文中，如果是“婚姻效應(yīng)”導(dǎo)致了未婚家庭的高儲(chǔ)蓄，那么對(duì)于只有女兒的家庭而言，“婚姻效應(yīng)”對(duì)其家庭儲(chǔ)蓄決策的影響應(yīng)該是比較小的。為了做進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，我們比較了父母年齡60歲以內(nèi)女兒已婚與尚有女兒未婚的家庭的儲(chǔ)蓄差異?；貧w結(jié)果如表6所示，女兒已婚與女兒未婚家庭的儲(chǔ)蓄并不存在著顯著的差異，這為我們的結(jié)論提供了進(jìn)一步的支撐。

(三)考慮代際剝削的可能性。如前文所言，在中國(guó)部分農(nóng)村，高額的結(jié)婚費(fèi)用甚至已經(jīng)演化為一種家庭內(nèi)部的代內(nèi)剝削方式，家長(zhǎng)通過(guò)強(qiáng)迫女兒早嫁以獲得彩禮來(lái)準(zhǔn)備兒子高額的婚事支出。這部分通過(guò)代內(nèi)剝削來(lái)應(yīng)對(duì)高額婚事支出的家庭可能并不需要提高家庭儲(chǔ)蓄，因此這部分樣本家庭的存在，可能會(huì)使得我們低估“婚姻效應(yīng)”，但是從數(shù)據(jù)上并不能直接識(shí)別這種代內(nèi)剝削現(xiàn)象。因?yàn)?012年和2014年CFPS成人數(shù)據(jù)庫(kù)并沒(méi)有報(bào)告樣本家庭其兒子兄弟姐妹的相關(guān)信息，所以我們根據(jù)2010年的相關(guān)信息剔除兒子未婚但女兒已婚的家庭樣本?；貧w結(jié)果如表7所示，考慮家庭代際剝削的可能性后，“婚姻效應(yīng)”對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響如預(yù)期般有所上升，特別是農(nóng)村家庭樣本，“婚姻效應(yīng)”對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響系數(shù)從基準(zhǔn)回歸中的0.22上升為0.248。代際剝削可能性的考慮進(jìn)一步保證了我們推斷的穩(wěn)健性。

表6 “婚姻效應(yīng)”對(duì)未婚女兒家庭儲(chǔ)蓄的影響

表7 考慮代際剝削的可能性

七、已婚家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)趨勢(shì)分析

“婚姻效應(yīng)”對(duì)未婚家庭儲(chǔ)蓄產(chǎn)生了重要的影響，相比于未婚家庭，已婚家庭的儲(chǔ)蓄顯著下降。那么在收入給定的情況下，已婚家庭儲(chǔ)蓄的降低就意味著已婚家庭整體消費(fèi)額的提高，“婚姻效應(yīng)”所擠壓的家庭消費(fèi)傾向是否會(huì)在婚后得到釋放？婚后家庭儲(chǔ)蓄的降低是否會(huì)提高已婚家庭的消費(fèi)福利？這也是我們比較關(guān)注和值得去驗(yàn)證的問(wèn)題，下面將檢驗(yàn)已婚家庭婚后消費(fèi)結(jié)構(gòu)是否會(huì)發(fā)生顯著的變化。

回歸結(jié)果如表8和表9所示。由表8和表9可知，在農(nóng)村樣本中，兒子結(jié)婚年數(shù)每增加一年，已婚家庭醫(yī)療保健支出下降0.13%，文娛支出提高3.1%，轉(zhuǎn)移性支出下降1.8%。在城市樣本中，結(jié)婚年數(shù)的每增加一年，文娛支出提高2.9%，轉(zhuǎn)移性支出降低1.7%。由此可見(jiàn)，家庭被“婚姻效應(yīng)”所抑制的消費(fèi)傾向在兒子婚后會(huì)得到一定程度的釋放。

表8 農(nóng)村已婚家庭婚后消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化

表9 城市已婚家庭婚后消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化

八、結(jié)論與討論

本文基于2010年、2012年和2014年CFPS的居民微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，識(shí)別了中國(guó)家庭的高儲(chǔ)蓄水平是否源于 “婚姻效應(yīng)”？在排除地區(qū)性差異、教育儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)、預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)和樣本匹配等問(wèn)題之后，研究表明：“婚姻效應(yīng)”推高了中國(guó)家庭的儲(chǔ)蓄，“婚姻效應(yīng)”對(duì)家庭的儲(chǔ)蓄傾向和消費(fèi)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了重要的影響。具體來(lái)說(shuō)，在控制家庭的教育儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)和省級(jí)層面上的適婚性別比之后，相對(duì)于已婚家庭，城市和農(nóng)村兒子未婚的家庭其家庭儲(chǔ)蓄將顯著提高22%-26%，同時(shí)我們還發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是農(nóng)村還是城市家庭，“婚姻效應(yīng)”對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響都會(huì)隨著家庭收入的增加而下降，“婚姻效應(yīng)”在低收入家庭表現(xiàn)得更為顯著。同時(shí)在兒子結(jié)婚之后，農(nóng)村和城市家庭被婚姻效應(yīng)所抑制的消費(fèi)傾向在一定程度上會(huì)得到釋放。本文的結(jié)論驗(yàn)證了中國(guó)家庭確實(shí)存在著為結(jié)婚而儲(chǔ)蓄的可能性。

“一動(dòng)不動(dòng)，萬(wàn)紫千紅一片綠”*一動(dòng)和不動(dòng)指的是車子和房子，萬(wàn)紫千紅一片綠，則指的是面值5元、面值100元和50元的鈔票。生動(dòng)概括了近幾年來(lái)我國(guó)婚事支付之高。高額婚事支出的存在，一方面扭曲了婚姻市場(chǎng)的匹配，大大提高了低收入家庭兒子在婚姻市場(chǎng)的匹配難度，導(dǎo)致婚姻市場(chǎng)中的“剩男”日益增加，這對(duì)我國(guó)社會(huì)穩(wěn)定以及人口結(jié)構(gòu)的發(fā)展構(gòu)成了威脅。另一方面，為了提高兒子在婚姻市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力和婚姻市場(chǎng)匹配成功的概率，兒子未婚的家庭推遲消費(fèi)，竭力提高其家庭儲(chǔ)蓄。雖然近幾年來(lái)人們的收入迅速增長(zhǎng)，但是面對(duì)增長(zhǎng)速度快于人均收入增長(zhǎng)速度的婚事支出，家庭不敢追求更高的生活水準(zhǔn)，“婚姻效應(yīng)”抑制了家庭的消費(fèi)傾向?？梢灶A(yù)計(jì)，如果這種高婚事支出是文化因素所導(dǎo)致的，短時(shí)間內(nèi)不會(huì)出現(xiàn)改變的趨勢(shì)，因而短期內(nèi)我國(guó)家庭儲(chǔ)蓄不會(huì)出現(xiàn)下降的趨勢(shì)；而如果這種高婚事支出是社會(huì)保障不完善、家庭預(yù)防儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)等原因所導(dǎo)致的，我國(guó)家庭儲(chǔ)蓄將會(huì)在社會(huì)保障體系進(jìn)一步完善時(shí)有所下降。

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(責(zé)任編輯 石 頭)

Save for Marriage?Empirical Evidence from CFPS Data

Yu Litian1, Lian Hongquan2

(1.School of Economics, Shanghai University, Shanghai 200444,China;2.School of Economics and Management,South China Normal University, Guangzhou 510006, China)

Previous research explains the puzzle of high savings rate in China mainly based on competitive savings motive with sex ration imbalance. This paper considers the natural event of children marriage as a treatment variable, identifies the “marriage effect” by comparing differences in savings between families with married son and families with unmarried son, and provides competitive savings motive theory and the puzzle of high savings rates in Chinese families with micro basic evidence. The empirical results show that after controlling individual and family characteristics, savings rates of families with unmarried son are significantly higher compared with families with married son. After considering problems of regional differences, educational savings motive, precautionary savings motive and sample selection, the result that savings rates of families with unmarried son are significantly higher compared with families with married son still remain robust. Further studies identify rural-urban heterogeneous marriage effect and changes in consumption structure of families with married son. It finds that the marriage effect has influences on savings rates of families with different income levels, and is a more primary factor suppressing consumption in low-income families. Results revealed in this paper enrich the competitive savings motive theory in marriage market.

marriage effect; competitive savings motive; consumption theory

2016-11-22

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目(14CJL027)

余麗甜(1994—)，女，廣東湛江人，上海大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士研究生； 連洪泉(1984—)，男，廣東汕頭人，華南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授。

F063.4

A

1001-9952(2017)06-0017-11

10.16538/j.cnki.jfe.2017.06.002

①本論文使用的數(shù)據(jù)全部來(lái)自北京大學(xué)“985”項(xiàng)目資助、北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心執(zhí)行的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查。