子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)決策的影響

獨(dú) 旭 張海峰

中國(guó)家庭儲(chǔ)蓄率從1990年16%攀升到2007年的30%，GDP保持高速增長(zhǎng)，2010年經(jīng)濟(jì)總量已達(dá)到世界第二，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展與其高儲(chǔ)蓄率密不可分[1]（P511-564）。眾所周知，生育率與經(jīng)濟(jì)決策的聯(lián)系是增長(zhǎng)模型的關(guān)鍵[2]（P213-224），許多學(xué)者把中國(guó)高儲(chǔ)蓄率部分歸因于 20世紀(jì)我國(guó)生育政策的調(diào)整[1]（P511-564），一般認(rèn)為計(jì)劃生育政策減少了撫養(yǎng)人口，導(dǎo)致家庭儲(chǔ)蓄偏高。我國(guó)從 1954年開(kāi)始漸進(jìn)地實(shí)行生育控制政策，到1979年全面實(shí)行一對(duì)夫妻生育一胎的計(jì)劃生育政策。一胎政策的實(shí)行導(dǎo)致儲(chǔ)蓄率增加，兄弟姐妹的減少，使得年輕家庭選擇多儲(chǔ)蓄贍養(yǎng)父母；少一張嘴吃飯，使得中年家庭儲(chǔ)蓄增加；成年子女減少，養(yǎng)老保障減少使得老年家庭選擇多儲(chǔ)蓄[3]（P101）。但有一些學(xué)者對(duì)中年家庭儲(chǔ)蓄行為提出了不同的觀點(diǎn)，例如Gruber發(fā)現(xiàn)，在擁有成年子女的家庭，子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭儲(chǔ)蓄呈正向影響。隨后Curtis Chadwick等調(diào)整模型肯定了Gruber的觀點(diǎn)，認(rèn)為一旦子女成年離開(kāi)家庭，家庭儲(chǔ)蓄的確呈現(xiàn)上升趨勢(shì) 我們認(rèn)為，之所以出現(xiàn)兩種不同結(jié)論，可能是這些文獻(xiàn)在樣本處理上的區(qū)別。之前的文獻(xiàn)在處理樣本時(shí)，沒(méi)有剔除包含其他非相關(guān)家庭成員的家庭，可能使得父母在做出經(jīng)濟(jì)決策時(shí)受其影響；而Gruber以及Curtis Chadwick等的樣本是子女已獨(dú)立、不與父母共享生活開(kāi)支或收入的家庭[4]（P210-222）。本文嘗試剔除含有其他非相關(guān)家庭成員的樣本（只涉及父母與子女的家庭），利用較為干凈的家庭樣本，驗(yàn)證我們的猜測(cè)。

2013年放開(kāi)計(jì)劃生育政策，實(shí)現(xiàn)準(zhǔn)生二胎政策，允許夫妻一方是獨(dú)生子女的家庭可再生一胎，到了 2016年正式全面落實(shí)二孩政策。中國(guó)生育政策的調(diào)整將有效提高家庭生育率，這勢(shì)必會(huì)影響家庭的消費(fèi)儲(chǔ)蓄結(jié)構(gòu)。本文借助多子女家庭和獨(dú)生子女家庭儲(chǔ)蓄率的不同，研究多生子女對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)決策的影響，兼談從一胎政策到二孩政策的調(diào)整，家庭經(jīng)濟(jì)決策將如何變化。我們利用處理相對(duì)干凈的2013CHIP調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)家庭規(guī)模與家庭儲(chǔ)蓄之間的關(guān)系進(jìn)行再探究[3]（P101）。我們的研究結(jié)論肯定了Gruber的觀點(diǎn)[4]（P210-222），但對(duì)其中年家庭儲(chǔ)蓄行為的論述提出了異議。結(jié)合“競(jìng)爭(zhēng)性?xún)?chǔ)蓄”、城鎮(zhèn)住房性代際轉(zhuǎn)移的觀點(diǎn)[1][3]，本文得出以下結(jié)論：在初期（子女成長(zhǎng)階段），隨著子女?dāng)?shù)量的增加，撫養(yǎng)成本和教育成本增多，家庭儲(chǔ)蓄呈現(xiàn)下降趨勢(shì)；在中期（子女成家立業(yè)階段），隨著子女?dāng)?shù)量的增加，子女成家立業(yè)的壓力（房產(chǎn)、彩禮、嫁妝等）和跨代轉(zhuǎn)移支付（對(duì)孫輩撫養(yǎng)的轉(zhuǎn)移）壓力增加，家庭選擇多儲(chǔ)蓄和少消費(fèi)，儲(chǔ)蓄率上升。這些發(fā)現(xiàn)將有助于研究我國(guó)實(shí)行二孩政策后，家庭儲(chǔ)蓄的變化趨勢(shì)以及可能對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生的影響，同時(shí)也為相關(guān)政策制定者提供了一些建議。

一、文獻(xiàn)回顧與理論假設(shè)

（一）文獻(xiàn)回顧

有大量文獻(xiàn)提供了非常重要的證據(jù)——關(guān)于總生育率的變化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、增長(zhǎng)的不平等、文化、社會(huì)安全以及儲(chǔ)蓄的相關(guān)性。有學(xué)者認(rèn)為，總生育率的變化會(huì)影響撫養(yǎng)比和工資增長(zhǎng)，進(jìn)而導(dǎo)致家庭儲(chǔ)蓄的變化。他們利用時(shí)間序列數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國(guó) 20世紀(jì) 70年代到 80年代受計(jì)劃生育政策影響，生育率大幅下降，家庭儲(chǔ)蓄率快速上升。但這種時(shí)間序列相關(guān)性難以解釋?zhuān)驗(yàn)榭偵首兓赡芘c其他宏觀經(jīng)濟(jì)變化相一致，例如人力資本回報(bào)的變化或相對(duì)女性工資變化。近年來(lái)的相關(guān)文獻(xiàn)已經(jīng)開(kāi)始利用更多具體的人口結(jié)構(gòu)沖擊（例如中國(guó)計(jì)劃生育政策、在國(guó)際腹瀉病研究中心的領(lǐng)導(dǎo)下在孟加拉國(guó)實(shí)施的家庭政策或是雙胞胎的數(shù)據(jù)）進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)性估計(jì)生育率對(duì)儲(chǔ)蓄的因果關(guān)系。這些研究均發(fā)現(xiàn)，生育率的上升對(duì)家庭儲(chǔ)蓄有很大程度的負(fù)向影響[3]（P101）例如有學(xué)者利用中國(guó)一胎政策全面實(shí)施作為工具變量，發(fā)現(xiàn)父母為50—65歲的家庭多生育一胎會(huì)導(dǎo)致家庭儲(chǔ)蓄率下降7-10%[5]（P58）；還有學(xué)者通過(guò)省級(jí)面板數(shù)據(jù)分年輕家庭、中年家庭和老年家庭，并利用各省罰款額為工具變量，發(fā)現(xiàn)生育上升導(dǎo)致儲(chǔ)蓄下降2.4—4.1%[3]（P101）；但同樣也有不同的觀點(diǎn)出現(xiàn)，例如 Gruber發(fā)現(xiàn)，在擁有成年子女的家庭，子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭儲(chǔ)蓄呈正向影響[4]（P210-222）。

關(guān)于子女結(jié)構(gòu)與家庭儲(chǔ)蓄的研究，上述文獻(xiàn)集中在子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響。一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)，計(jì)劃生育政策推行以來(lái)，中國(guó)性別比失衡異常嚴(yán)重，從而引出另一個(gè)研究方向——子女性別與家庭儲(chǔ)蓄消費(fèi)的研究。部分學(xué)者論證出對(duì)于中年家庭的儲(chǔ)蓄率部分受到預(yù)期支付“新娘價(jià)格”影響，在高性別比地區(qū)，為了兒子在未來(lái)婚姻市場(chǎng)上擁有更多的資本而產(chǎn)生的“競(jìng)爭(zhēng)性”儲(chǔ)蓄。Ebenstein研究了中國(guó)性別比例失衡通過(guò)儲(chǔ)蓄率、就業(yè)率和工資水平影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[6]（P87-115）。這些研究主要認(rèn)為，一胎政策導(dǎo)致有性別偏好的家庭通過(guò)墮胎的形式選擇生育，造成男女比例失衡。性別比例失衡使得男性在婚姻市場(chǎng)處于劣勢(shì)，這使得擁有男孩的家庭儲(chǔ)蓄率要明顯高于女孩家庭[7]（P1535-1557）。

此外，受“重男輕女”思想影響，家庭在對(duì)男孩與女孩人力資本投資方面存在顯著差異，把更多資源投資給男孩，為其老年生活提供保障。受計(jì)劃生育政策影響，家庭對(duì)女孩人力資本投資和健康投入都增加[8]（P249-278）。Oliveira利用雙胞胎數(shù)據(jù)研究了生育率與人力資本和代際轉(zhuǎn)移之間的關(guān)系，認(rèn)為生育率對(duì)子女人力資本投資有負(fù)向影響，代際轉(zhuǎn)移也呈負(fù)向關(guān)系[9]（P1-16）。Guo Rongfei等同樣使用雙胞胎數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，如果正向生育沖擊改變孩子數(shù)量超過(guò)父母的期望生育水平，這種強(qiáng)迫生育率增加更可能降低孩子質(zhì)量；相反，如果低于生育期望水平，那么正的生育力沖擊使孩子數(shù)量更接近期望水平，這種情況不太可能降低孩子質(zhì)量[10]（P112-121）。

（二）理論假設(shè)

根據(jù)生命周期理論關(guān)于儲(chǔ)蓄的認(rèn)識(shí)，在年輕階段，收入較低，子女撫養(yǎng)成本偏高，家庭儲(chǔ)蓄偏低；到中年階段，收入水平最高，家庭儲(chǔ)蓄達(dá)到峰值；到了晚年階段，收入減少，家庭儲(chǔ)蓄開(kāi)始下降[11]（P145-170）。這種“駝峰型”的儲(chǔ)蓄形式經(jīng)常出現(xiàn)于其他經(jīng)濟(jì)體的截面分析中。鑒于國(guó)情、文化的區(qū)別，中國(guó)過(guò)去幾十年的家庭儲(chǔ)蓄則呈現(xiàn)“U型”模式。Becker&Barro的家庭經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，父母對(duì)子女的付出是利他主義的體現(xiàn)，這點(diǎn)在中國(guó)尤為突出。在傳統(tǒng)的中國(guó)家庭，父母對(duì)子女的貢獻(xiàn)，不僅是成長(zhǎng)階段的撫養(yǎng)與教育，還表現(xiàn)在幫助子女成家立業(yè)，甚至是撫育孫輩。父母為子女的成長(zhǎng)、結(jié)婚、生子而儲(chǔ)蓄，等到晚年再由其子女贍養(yǎng)余生。也就是說(shuō)，中國(guó)家庭的父母更多的是從子女利益出發(fā)，作出儲(chǔ)蓄與消費(fèi)決策，完美詮釋了利他主義的精神。Wei ShangJiang&Zhang Xiaobo揭示的中國(guó)家庭為子女結(jié)婚而選擇“競(jìng)爭(zhēng)性”儲(chǔ)蓄[1]（P511-564）；Rosenzweig&Zhang Xiaobo指出的城鎮(zhèn)家庭為子女住房進(jìn)行經(jīng)濟(jì)支持導(dǎo)致選擇多儲(chǔ)蓄，都印證了中國(guó)式的生育觀：不僅體現(xiàn)在生，更多的是生完后的育[12]（P114）。

結(jié)合生命周期理論、貝克爾家庭經(jīng)濟(jì)理論和中國(guó)傳統(tǒng)家庭觀，我們推斷，在子女不同的成長(zhǎng)階段，家庭的經(jīng)濟(jì)決策會(huì)隨之變化。在子女未成婚階段，由于需要撫養(yǎng)和教育的子女增加，家庭的儲(chǔ)蓄率將偏低，消費(fèi)水平上升；到了子女結(jié)婚生子階段，父母需要給兒子結(jié)婚準(zhǔn)備婚房、婚車(chē)、彩禮，需要給女兒準(zhǔn)備嫁妝，當(dāng)子女?dāng)?shù)量增加后，父母有預(yù)見(jiàn)地選擇多儲(chǔ)蓄少消費(fèi)；在當(dāng)子女成家生子后，父母會(huì)幫助他們撫養(yǎng)其下一代，孫子孫女的增多，進(jìn)一步使得家庭選擇增加儲(chǔ)蓄，消費(fèi)水平下降。根據(jù)以上推斷，我們可以得到兩點(diǎn)假設(shè)：

假設(shè)1：在初期（子女成長(zhǎng)階段），子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率存在負(fù)向影響，這可能是由于撫養(yǎng)成本和教育成本增多導(dǎo)致的。

假設(shè)2：在中期（子女成家立業(yè)階段），子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率存在正向影響，這可能是由于子女成家立業(yè)的壓力（房產(chǎn)、彩禮、嫁妝等）和跨代轉(zhuǎn)移支付（對(duì)孫輩撫養(yǎng)的轉(zhuǎn)移）壓力增加導(dǎo)致的。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源及描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用2013年中國(guó)家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)（CHIP），該項(xiàng)目按照東、中、西分層，根據(jù)系統(tǒng)抽樣方法抽取得到CHIP樣本。樣本覆蓋了從15個(gè)省份126個(gè)城市234個(gè)縣區(qū)抽選出的18948個(gè)住戶(hù)樣本和64777個(gè)個(gè)體樣本，其中包括 7175戶(hù)城鎮(zhèn)住戶(hù)樣本、11013戶(hù)農(nóng)村住戶(hù)樣本和760戶(hù)外來(lái)務(wù)工住戶(hù)樣本。本文只選用其中的城鎮(zhèn)住戶(hù)樣本和農(nóng)村住戶(hù)樣本，按照家庭子女年齡進(jìn)行分段研究。為了研究父母面對(duì)家庭擁有多個(gè)子女時(shí)所做出的經(jīng)濟(jì)決策，本文只保留涉及父母與子女的家庭，剔除其他非相關(guān)人員的家庭樣本，包括與戶(hù)主是父母、岳父母或公婆、媳婿、孫子女、兄弟姐妹以及其他關(guān)系同住的家庭，保持樣本的相對(duì)干凈，便于研究子女?dāng)?shù)量與父母儲(chǔ)蓄的真實(shí)關(guān)系，減少與這些樣本有關(guān)的遺漏偏誤，而且這些樣本的父母經(jīng)濟(jì)行為并不會(huì)與保留樣本存在明顯差異（向上和向下的代際轉(zhuǎn)移不論同不同住都存在），也不會(huì)引起嚴(yán)重的選擇性偏誤。同時(shí)，為方便研究，本文假設(shè)2關(guān)于子女備婚和分家立戶(hù)后跨代轉(zhuǎn)移支付的影響機(jī)制（中期只包含了子女未婚與父母同住以及分家后父母獨(dú)住的家庭）。另外，排除非自愿因素帶來(lái)的影響（計(jì)劃生育政策的沖擊），我們將樣本限制在第一個(gè)子女出生于1979年（一胎政策全面實(shí)行）后。處理后，剩下3613戶(hù)城鎮(zhèn)住戶(hù)樣本和3028戶(hù)農(nóng)村住戶(hù)樣本，子女年齡跨度為0—34歲，父母年齡跨度為20—78歲。子女?dāng)?shù)量跨度為1—6個(gè)，其中4258戶(hù)是獨(dú)生子女家庭，2220戶(hù)是兩個(gè)子女家庭，一孩和二孩家庭占到絕大多數(shù)。

本文的被解釋變量主要是2013年家庭儲(chǔ)蓄量和儲(chǔ)蓄率。需要指出的是，受調(diào)查問(wèn)卷的限制，本文涉及的家庭儲(chǔ)蓄量是當(dāng)年收入減去生活消費(fèi)支出，這和嚴(yán)格意義上的儲(chǔ)蓄計(jì)算有所區(qū)別，家庭儲(chǔ)蓄率等于（收入-生活消費(fèi)支出）/總收入。由于不同地區(qū)通貨膨脹率不同，可能會(huì)影響估計(jì)的準(zhǔn)確性，我們后期的研究主要采用家庭儲(chǔ)蓄率作為被解釋變量。核心解釋變量是家庭子女?dāng)?shù)量。控制變量的選取主要參考現(xiàn)有學(xué)者的研究[3]（P511-564），包括第一胎子女的性別（男孩1；女孩 0）、最小子女的年齡、2012和 2011年可支配收入（取對(duì)數(shù)形式）、城市 or農(nóng)村（城市 1；農(nóng)村 0）、戶(hù)主性別（男 1；女 0）、戶(hù)主年齡、戶(hù)主民族（漢族1；其他0）、戶(hù)主政治面貌（黨員 1；其他0）、戶(hù)主受教育水平、戶(hù)主健康狀況（答卷人自我評(píng)價(jià)）、是否購(gòu)買(mǎi)養(yǎng)老保險(xiǎn)（只要購(gòu)買(mǎi)任一項(xiàng)即為1；未買(mǎi)0）、戶(hù)主的個(gè)人收入（取對(duì)數(shù)形式）。

我們按照獨(dú)生子女與多子女家庭，分別對(duì)主要變量進(jìn)行描述性分析，發(fā)現(xiàn)獨(dú)生子女家庭儲(chǔ)蓄量和儲(chǔ)蓄率的均值都略高于多子女家庭，且方差也偏小。獨(dú)生子女家庭是男孩的概率顯著高于多子女家庭頭胎是男孩的概率，兩者方差基本一致。多子女家庭的子女年齡較獨(dú)生子女家庭略高，且方差更大。兩類(lèi)家庭在2012、2011年收入均值和方差都比較接近。同樣的控制變量比較接近的有戶(hù)主民族、健康狀況、購(gòu)買(mǎi)養(yǎng)老保險(xiǎn)以及個(gè)人收入。多子女家庭戶(hù)主是父親的概率高出獨(dú)生子女家庭0.1個(gè)百分點(diǎn)，受教育水平的均值則較之偏低。多子女家庭戶(hù)主年齡與獨(dú)生子女家庭相近。獨(dú)生子女家庭戶(hù)主是黨員的概率高出多子女家庭0.14，這符合黨員在執(zhí)行政府方針政策時(shí)的先鋒隊(duì)特性。從簡(jiǎn)單的統(tǒng)計(jì)可以看出，獨(dú)生子女家庭儲(chǔ)蓄率略高于多子女家庭，在控制了其他因素后，究竟子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響如何，接下來(lái)我們將進(jìn)行分階段的分析。

（二）模型設(shè)定

首先，我們對(duì) 2013年中國(guó)家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)（CHIP）中的城鎮(zhèn)與農(nóng)村數(shù)據(jù)進(jìn)行干凈化處理，然后直接進(jìn)行OLS回歸，初步考察子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭消費(fèi)與儲(chǔ)蓄的影響。考慮到OLS回歸結(jié)果可能是有偏且不一致的問(wèn)題，為了控制這種遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性，我們擬使用傾向得分匹配（PSM）進(jìn)行分析。最后，本文進(jìn)行了一系列分樣本處理，進(jìn)一步驗(yàn)證回歸的基本結(jié)論。

1.最小二乘法（OLS）。為了更為準(zhǔn)確地分析子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)決策的影響，本文對(duì)子女結(jié)構(gòu)、家庭基本情況及戶(hù)主及其配偶的相關(guān)特征予以控制。模型設(shè)定如下：

其中，i表示個(gè)體家庭，j表示調(diào)查地區(qū)；Savingij為被解釋變量，表示 j地區(qū)中家庭i在2013年的總儲(chǔ)蓄和儲(chǔ)蓄率，為總儲(chǔ)蓄時(shí)取其對(duì)數(shù)形式；Childnumij為解釋變量，表示 j地區(qū)中家庭i的子女?dāng)?shù)量；χij為一系列控制變量，包括第一個(gè)子女性別、最小子女年齡、2012年總收入對(duì)數(shù)、2011年總收入對(duì)數(shù)、城市或農(nóng)村、戶(hù)主性別、年齡、民族、政治面貌、受教育水平、健康狀況、是否購(gòu)買(mǎi)養(yǎng)老保險(xiǎn)、收入對(duì)數(shù)等；λj為不可觀測(cè)的地區(qū)效應(yīng)，通過(guò)加入一系列省份虛擬變量對(duì)地區(qū)固定效應(yīng)加以控制。

2.傾向得分匹配（PSM）。為了減少估計(jì)偏誤，控制樣本生育行為的選擇性，我們采用傾向得分匹配方法進(jìn)行估計(jì)。傾向得分匹配方法（PSM）為每個(gè)處理組個(gè)體在控制組中尋找傾向得分（Propensity Score，即利用 Logistic或 Probit模型估計(jì)的家庭生二胎的概率擬合值）相似的可比對(duì)象進(jìn)行配對(duì)分析，從而去除生育行為的非隨機(jī)性所帶來(lái)的選擇性偏誤和混雜偏誤得到一種接近自然實(shí)驗(yàn)的效果。

在采用傾向得分匹配分析時(shí)，我們對(duì)數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行了一些處理，只保留擁有一個(gè)和兩個(gè)子女的家庭。做出這樣的處理主要是從兩個(gè)方面去考慮：一是方便進(jìn)行傾向得分匹配分析，符合該方法的內(nèi)在要求；二是出于本文研究的最終目的考慮，估計(jì)從一胎政策到二胎政策的轉(zhuǎn)變將對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)決策（儲(chǔ)蓄情況和消費(fèi)水平）產(chǎn)生何種影響。我們將擁有兩個(gè)子女的家庭作為處理組，只擁有一個(gè)子女的家庭作為控制組，控制了一系列家庭內(nèi)部的相關(guān)特征，分不同年齡段比較兩組家庭的儲(chǔ)蓄和消費(fèi)情況。傾向得分基礎(chǔ)上的常用匹配方法包括最相鄰樣本匹配、最小半徑匹配、核估計(jì)匹配和分層匹配等。本文采用一對(duì)一匹配、近鄰匹配、半徑匹配和核匹配，來(lái)估計(jì)不同年齡段的平均處理效應(yīng)。

三、子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響

（一）全樣本回歸

近幾十年來(lái)，我國(guó)家庭儲(chǔ)蓄變化呈現(xiàn)初期偏高、中期偏低、晚期偏高的“U”型趨勢(shì)，與一般生命周期理論所呈現(xiàn)的駝峰型不同，被稱(chēng)為“中國(guó)儲(chǔ)蓄之謎”。很多學(xué)者嘗試從不同的角度對(duì)其進(jìn)行解釋[1][5][6]，比如有學(xué)者認(rèn)為，計(jì)劃生育政策導(dǎo)致家庭規(guī)?？s小，進(jìn)而影響家庭儲(chǔ)蓄[12]（P101）。他們根據(jù)生命周期理論將家庭分為三個(gè)階段進(jìn)行研究，得出在不同階段子女的減少對(duì)家庭儲(chǔ)蓄產(chǎn)生不同的影響。借鑒這種細(xì)致性處理方法，本文根據(jù)子女的年齡分二階段研究子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的影響。我們把子女的年齡限定在22歲以?xún)?nèi)作為初期階段，子女的年齡限定在23—34歲作為中期階段。選擇22歲作為初期與中期的分界線(xiàn)，是根據(jù)Wei&Zhang競(jìng)爭(zhēng)性?xún)?chǔ)蓄的觀點(diǎn)，結(jié)合大學(xué)畢業(yè)作為適婚年齡①本文同樣用我國(guó)女性法定結(jié)婚年齡20歲為界進(jìn)行分析，結(jié)果一致。。為了排除非自愿因素帶來(lái)的影響，樣本限制為第一個(gè)子女在1979年后出生的家庭，將23—34歲作為子女成家立業(yè)階段，研究該階段子女?dāng)?shù)量對(duì)父母經(jīng)濟(jì)決策的影響。重點(diǎn)研究二階段父母面臨多生子女而做出何種經(jīng)濟(jì)決策，并在子女不同階段是否有所不同。

本文控制一系列家庭信息、戶(hù)主特征和省份地區(qū)效應(yīng)后，對(duì)被解釋變量分別為家庭儲(chǔ)蓄對(duì)數(shù)和儲(chǔ)蓄率進(jìn)行二階段OLS回歸。結(jié)果顯示，在初期（0—22歲）每增加一個(gè)子女，家庭總儲(chǔ)蓄對(duì)數(shù)下降7.1%，且在5%的置信水平上顯著；儲(chǔ)蓄率下降4.8%，且在1%置信水平上顯著。這與我們的假設(shè)1相一致，即由于子女撫養(yǎng)成本、教育支出的增加降低了家庭儲(chǔ)蓄。需要注意的是在初期（0—22歲）子女?dāng)?shù)量對(duì)儲(chǔ)蓄率可能存在兩個(gè)相反的因素影響，一方面撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)重，導(dǎo)致儲(chǔ)蓄率有下降的趨勢(shì)；另一方面子女教育和結(jié)婚等預(yù)備儲(chǔ)蓄導(dǎo)致儲(chǔ)蓄率上升，而系數(shù)為負(fù)是因?yàn)榍罢叽笥诤笳咚隆Ｔ谥衅冢?3—34歲）每增加一個(gè)子女，家庭總儲(chǔ)蓄對(duì)數(shù)上升9.3%，且在5%置信水平顯著；儲(chǔ)蓄率上升5.07%，且在1%置信水平上顯著。這肯定了本文假設(shè)2關(guān)于兩者在中期階段的正向關(guān)系。

從兩個(gè)階段的回歸系數(shù)來(lái)看，子女?dāng)?shù)量的增加會(huì)導(dǎo)致家庭儲(chǔ)蓄在初期下降、中期上升。這一變化趨勢(shì)與之前學(xué)者的觀點(diǎn)有所不同，區(qū)別在于中期的反應(yīng)，他們認(rèn)為家庭儲(chǔ)蓄仍然是下降[3]（P101）。但他們回歸的結(jié)果顯示，父母46—50歲階段成人子女?dāng)?shù)與家庭儲(chǔ)蓄是正向關(guān)系，Gruber同樣發(fā)現(xiàn)，擁有成人子女?dāng)?shù)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率有正向影響[3][12]，Curtis&Lugauer在注釋部分指出，當(dāng)子女獨(dú)立后，變?yōu)檎蛴绊?。最后，需要指出的是，在一胎政策影響下，樣本中多個(gè)子女家庭是高生育意愿的家庭（中低生育意愿家庭可能受到政府號(hào)召、高額罰款和經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償?shù)仍蚨x擇放棄多生子女，使得樣本中只剩下高生育意愿家庭），這會(huì)導(dǎo)致我們結(jié)論被低估②在初期和晚期額外增加一個(gè)子女?dāng)?shù)量，Ge、Yang and Zhang（2012）下降 2.4—4.1%，Banerjee、Meng and Qian（2010、2014）下降7-10%，Curtis、lugauer（2012）下降 4.6-5.2%。。

表1 子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭總儲(chǔ)蓄和儲(chǔ)蓄率的影響

（二）只擁有一個(gè)或兩個(gè)子女家庭

1.OLS回歸。為了更貼近從一胎政策到二胎政策的變化，我們對(duì)樣本進(jìn)行了處理，只保留擁有一個(gè)和兩個(gè)子女的家庭，進(jìn)一步研究子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)決策的影響。這樣處理也方便接下來(lái)進(jìn)行PSM估計(jì)?？刂埔幌盗屑彝バ畔?、戶(hù)主特征和省份地區(qū)效應(yīng)后，回歸結(jié)果顯示，在初期（0—22歲）兩個(gè)子女家庭比獨(dú)生子女家庭的儲(chǔ)蓄率低5.2%，且在5%置信水平上顯著；中期（23—34歲）兩個(gè)子女家庭比獨(dú)生子女家庭的儲(chǔ)蓄率高6.69%，同樣在5%置信水平上顯著。該結(jié)果與全樣本回歸結(jié)論一致，符合本文假設(shè)1和假設(shè)2的設(shè)定，且對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響系數(shù)更大。

2.傾向得分匹配估計(jì)。生命周期理論認(rèn)為，個(gè)人在工作初期收入較低，導(dǎo)致初期儲(chǔ)蓄率偏低；中年

表2 一個(gè)和兩個(gè)子女家庭的儲(chǔ)蓄率分析

收入到達(dá)頂峰，儲(chǔ)蓄率上升?？赡苡腥速|(zhì)疑，本文的回歸結(jié)果只是印證了生命周期中個(gè)人收入變化所導(dǎo)致的儲(chǔ)蓄率變化，與家庭子女?dāng)?shù)量并非如此關(guān)系。我們利用傾向得分匹配（PSM）法進(jìn)行估計(jì)，把擁有兩個(gè)子女家庭作為處理組，獨(dú)生子女家庭作為控制組，控制兩組家庭收入、戶(hù)主個(gè)人收入和一系列其他信息變量，比較兩組家庭儲(chǔ)蓄率的不同，可以在一定程度上解決因生命周期理論所造成的錯(cuò)覺(jué)。而且，PSM能夠部分解決遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性，還可以去除生育行為的非隨機(jī)性所帶來(lái)的選擇性偏誤和混雜偏誤。本文使用一對(duì)一匹配、近鄰匹配、卡尺匹配、半徑匹配和核匹配對(duì)兩階段家庭儲(chǔ)蓄率進(jìn)行估計(jì)，具體結(jié)果如表1所示。在初期（0—22歲）5種匹配法估計(jì)結(jié)果與OLS結(jié)論均一致，兩個(gè)子女家庭儲(chǔ)蓄率比獨(dú)生子女家庭的低5-7.8%，且T值均高于臨界值1.96。在中期（23—34歲）5種匹配估計(jì)結(jié)果仍然與之前結(jié)論一致，兩個(gè)子女家庭儲(chǔ)蓄率比獨(dú)生子女家庭高5.5-9%，且T值也均高于臨界值。傾向得分匹配估計(jì)的結(jié)果再次肯定了本文的基本結(jié)論，符合假設(shè)1和假設(shè)2關(guān)于子女?dāng)?shù)量與家庭儲(chǔ)蓄率之間的關(guān)系。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.調(diào)整年齡段。雖然本文提供了劃分初期和中期年齡段的依據(jù)，但依然會(huì)被懷疑以22歲作為分界線(xiàn)的回歸結(jié)果是否有效。接下來(lái)我們調(diào)整年齡段對(duì)子女?dāng)?shù)量與家庭經(jīng)濟(jì)決策的關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證。隨著改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)勞動(dòng)力的平均受教育水平不斷提高，特別是高等教育人群比重不斷攀升。2016年《中國(guó)高等教育質(zhì)量報(bào)告》顯示，2015年受過(guò)高等教育人群規(guī)模位居世界第一，高等教育毛入學(xué)率高達(dá)40%。即便如此，仍然有一部分人沒(méi)有上過(guò)大學(xué)就進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)和婚姻市場(chǎng)。結(jié)合假設(shè)2的解釋?zhuān)覀儗呻A段分界線(xiàn)調(diào)整為我國(guó)女性法定結(jié)婚年齡20周歲，初期（0—20歲）和中期（21—34歲）的回歸結(jié)果如表2所示。從表2可知，在初期（0—20歲）多生一個(gè)子女會(huì)導(dǎo)致家庭儲(chǔ)蓄率下降4.3%，且在5%置信水平上顯著；在中期（21—34歲）多一個(gè)子女會(huì)導(dǎo)致家庭儲(chǔ)蓄率上升4.7%，且在1%置信水平上顯著。調(diào)整年齡段后，回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，依然肯定本文的假設(shè)，即隨著子女?dāng)?shù)量的增加，初期家庭儲(chǔ)蓄率下降，中期家庭儲(chǔ)蓄率上升。

2.分樣本回歸。CHIP數(shù)據(jù)是以家庭為單位調(diào)查收入與支出，所有住戶(hù)成員分享生活開(kāi)支和收入，雖然我們對(duì)樣本進(jìn)行了處理，剔除含有祖孫輩、兄弟姐妹等其他人員的樣本，但仍然可能存在樣本不干凈的問(wèn)題。在初期（0—22歲）子女沒(méi)有收入，家庭儲(chǔ)蓄率與子女?dāng)?shù)量之間的關(guān)系比較明顯。到了中期（23—34歲）子女個(gè)人收入直接影響家庭儲(chǔ)蓄率，子女個(gè)人的儲(chǔ)蓄率對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響可能會(huì)導(dǎo)致假設(shè)2受質(zhì)疑，即認(rèn)為是子女收入并入家庭收支中導(dǎo)致該階段家庭儲(chǔ)蓄率上升。需要指出的是，子女收入并入到家庭總收入中，其支出也相應(yīng)并入家庭總支出中，兩者同時(shí)變化并不能夠得出該質(zhì)疑的觀點(diǎn)（更需要注意的是，根據(jù)生命周期理論在年輕階段其個(gè)人儲(chǔ)蓄率偏低，所以對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率拉低作用可能會(huì)更大）。為了排除這種可能性，我們進(jìn)一步剔除父母與子女共享收入與支出的樣本，保留家庭內(nèi)只有戶(hù)主與其配偶的樣本（子女分家立戶(hù)后，只有老兩口的家庭），具體的回歸結(jié)果表明①因農(nóng)村調(diào)查問(wèn)卷與城鎮(zhèn)調(diào)查問(wèn)卷不同，該樣本只涉及城鎮(zhèn)家庭，農(nóng)村家庭無(wú)法甄別子女都已分家立戶(hù)。，在中期（23—34歲）增加一個(gè)子女導(dǎo)致家庭儲(chǔ)蓄率上升7.78%，且在5%置信水平上顯著，與之前的結(jié)論相一致，影響系數(shù)與PSM估計(jì)的系數(shù)一致，符合假設(shè)2的設(shè)定。

國(guó)家實(shí)行各項(xiàng)政策倡導(dǎo)黨員需要發(fā)揮先鋒作用，具有黨員身份和從業(yè)于相關(guān)單位的個(gè)人需要嚴(yán)格執(zhí)行計(jì)劃生育政策。據(jù)此，我們將樣本中戶(hù)主或其配偶是黨員身份、工作單位是黨政機(jī)關(guān)或事業(yè)單位的樣本予以剔除，具體回歸結(jié)果顯示，剔除黨員家庭和從業(yè)于黨政機(jī)關(guān)事業(yè)單位樣本后，增加一個(gè)子女，家庭儲(chǔ)蓄率在初期（0—22歲）會(huì)下降5.2%、中期（23—34歲）會(huì)上升4%，并分別在5%和10%置信水平上顯著?？傊?，分樣本剔除的回歸結(jié)果肯定了我們之前的研究結(jié)論，與假設(shè)1和假設(shè)2相一致。在初期受到撫養(yǎng)費(fèi)用、教育成本影響，伴隨子女的增加，家庭儲(chǔ)蓄率會(huì)下降；在中期受到子女成家立業(yè)的壓力和跨輩代際轉(zhuǎn)移的影響，伴隨子女的增加，家庭儲(chǔ)蓄率會(huì)上升。

四、家庭經(jīng)濟(jì)決策機(jī)制與異質(zhì)性分析

（一）中期家庭經(jīng)濟(jì)決策的機(jī)制分析

根據(jù)假設(shè)2的推斷，在中期（子女成家立業(yè)階段），隨著子女?dāng)?shù)量的增加，子女成家立業(yè)的壓力（房產(chǎn)、彩禮、嫁妝等）和跨代轉(zhuǎn)移支付（對(duì)孫輩撫養(yǎng)的轉(zhuǎn)移）壓力增加，家庭選擇多儲(chǔ)蓄和少消費(fèi)，儲(chǔ)蓄率上升。在實(shí)證部分我們已經(jīng)肯定了中期家庭儲(chǔ)蓄率隨著子女?dāng)?shù)量的增加呈上升趨勢(shì)，并通過(guò)了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)。接下來(lái)，我們將針對(duì)中期家庭經(jīng)濟(jì)決策導(dǎo)致儲(chǔ)蓄率的變化進(jìn)行機(jī)制分析。隨著子女到了成家立業(yè)階段，父母需要給子女準(zhǔn)備婚房、婚車(chē)、彩禮、嫁妝等，多生子女家庭面臨這方面的壓力將更大。我們使用家庭是否有房貸、車(chē)貸債務(wù)作為子女成家壓力的代理變量，樣本限定在子女年齡 23—30歲，Probit模型回歸結(jié)果顯示，多生一個(gè)子女，家庭有房貸、車(chē)貸債務(wù)的可能性增加52.2%，且在5%置信水平上顯著。這表明，多生子女家庭面臨子女成家立業(yè)的壓力更大，迫使父母在作出經(jīng)濟(jì)決策時(shí)選擇多儲(chǔ)蓄、少消費(fèi)，以此來(lái)支撐經(jīng)濟(jì)壓力，肯定了本文假設(shè)2的結(jié)論。

（二）不同地區(qū)的異質(zhì)性分析

計(jì)劃生育政策在各省實(shí)施力度不盡相同，而且在城鎮(zhèn)和農(nóng)村差異性尤為顯著。城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭生育行為的差異不僅僅體現(xiàn)在生育政策執(zhí)行力度上，還受到更深層次的文化思想、歷史環(huán)境等因素的影響。諸如農(nóng)村地區(qū)受儒家思想影響更深，對(duì)男孩的偏好更甚；在子女婚姻方面存在女兒補(bǔ)貼兒子的現(xiàn)象等等。鑒于此，我們剔除2個(gè)以上子女的家庭，分別對(duì)農(nóng)村與城鎮(zhèn)樣本進(jìn)行研究。不論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，家庭在初期（0-22歲）子女?dāng)?shù)量的增加會(huì)帶來(lái)儲(chǔ)蓄率下降5.2%和4.9%的可能性，且均在10%置信水平上顯著。城鎮(zhèn)家庭儲(chǔ)蓄率下降的力度要高于農(nóng)村家庭，是因?yàn)樵诔擎?zhèn)孩子撫養(yǎng)成本和教育成本都要明顯高于農(nóng)村。這也從側(cè)面印證了本文之前的結(jié)果，肯定了假設(shè)1的結(jié)論。城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭在中期（23-34歲）子女?dāng)?shù)量增加使得儲(chǔ)蓄率上升5.1%和6.1%，城鎮(zhèn)家庭在1%置信水平上顯著，但農(nóng)村家庭統(tǒng)計(jì)水平上不顯著。我們認(rèn)為這可能是城鎮(zhèn)與農(nóng)村家庭的婚姻觀念不同所致。在農(nóng)村普遍存在用女兒的彩禮補(bǔ)貼兒子成婚費(fèi)用的現(xiàn)象，且女兒出嫁的嫁妝較少。在城鎮(zhèn)這種現(xiàn)象較少，無(wú)論是兒子成婚還是女兒出嫁都給予相當(dāng)?shù)慕?jīng)濟(jì)支持，對(duì)子女在成家方面的付出更為公平。Rosenzweig&Zhang認(rèn)為，城鎮(zhèn)子女買(mǎi)房普遍存在父母的代際支持，導(dǎo)致中年家庭儲(chǔ)蓄相對(duì)于年輕家庭儲(chǔ)蓄偏低[3]（P114）?？偟膩?lái)說(shuō)，在中期城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭的回歸結(jié)果依然與之前的結(jié)論一致，同樣肯定了假設(shè)2的結(jié)論。

（三）不同收入階層的異質(zhì)性分析

二孩政策引起的子女增加可能對(duì)不同收入階層家庭的影響不盡相同。為了進(jìn)一步研究不同收入階層的反應(yīng)，我們進(jìn)行了分層異質(zhì)性分析。我們將2013年家庭收入按從低到高排列，分為低收入家庭、中等收入家庭和高收入家庭，并分別對(duì)初期（0—22歲）和中期（23—34歲）進(jìn)行分析。具體結(jié)果表明，隨著子女?dāng)?shù)量的增加，在初期（0—22歲）低收入家庭受影響最大，儲(chǔ)蓄率下降了7.9%，且在 10% 置信水平上顯著；中等收入家庭，儲(chǔ)蓄率下降了4.5%，且在1%置信水平上顯著；高收入家庭受影響最弱，在統(tǒng)計(jì)水平上不顯著。同樣，隨著子女?dāng)?shù)量的增加，在中期（23—34歲）低收入家庭受影響最大，儲(chǔ)蓄率增加達(dá)13%，且在5%置信水平上顯著；中等收入家庭，儲(chǔ)蓄率上升5.2%，且在5%置信水平上顯著；高收入家庭受影響最弱，且不顯著?？偟膩?lái)說(shuō)，子女?dāng)?shù)量的增加對(duì)中、低收入家庭儲(chǔ)蓄率影響顯著，其中低收入家庭影響要明顯高于中等收入家庭，而高收入家庭影響不夠顯著。所以，在二孩政策推行后，相關(guān)配套公共政策的制定者需要重點(diǎn)考慮中低收入家庭的具體情況，尤其是低收入家庭。

（四）性別平衡動(dòng)機(jī)和性別偏好動(dòng)機(jī)

在一胎生育政策的控制下，依然選擇生二胎或者更多胎的家庭，除了非選擇性（雙胞胎）的可能，主要受到兩種動(dòng)機(jī)的驅(qū)使：性別平衡動(dòng)機(jī)和性別偏好動(dòng)機(jī)，這兩種動(dòng)機(jī)促使了具有高生育意愿父母的出現(xiàn)。一方面，中國(guó)自古就有多子多福的期許，這種多子偏好者認(rèn)為擁有多個(gè)子女能夠帶來(lái)更大的幸福感，特別是有兒有女配成“好”字最為美滿(mǎn)[6]（P87-115）。所以?xún)号p全的性別平衡偏好驅(qū)使著高生育意愿的家庭，在面臨行政拘留和罰款的處罰情況下，依然選擇多生子女。另一方面，中國(guó)經(jīng)歷了數(shù)千年的儒家專(zhuān)制統(tǒng)治，一些落后思想根深蒂固，短時(shí)間無(wú)法消除，特別是重男輕女的思想尤為突出。人們認(rèn)為只有男孩才能傳宗接代，標(biāo)志著自己對(duì)家族的貢獻(xiàn)，是自己來(lái)過(guò)這世上的憑證，女孩最終都是他姓之人，而且一些家族利益的分紅只有男性子嗣才能享有。這種儒家重男輕女的思想左右著父母的生育決策，父母或祖父母更偏好生育男孩，在一胎是女孩的情況下，很大可能選擇再生，甚至直到生出男孩為止，這也是很多農(nóng)村實(shí)行“一胎女孩二胎化”政策的原因。

表3 性別平衡動(dòng)機(jī)和性別偏好動(dòng)機(jī)

我們通過(guò)第一胎是男孩還是女孩劃分樣本，嘗試印證這兩種不同動(dòng)機(jī)的存在。我們認(rèn)為，當(dāng)?shù)谝惶ナ悄泻⒑螅x擇再生的家庭更多的是受性別平衡動(dòng)機(jī)的驅(qū)使；當(dāng)?shù)谝惶ナ桥⒑?，選擇再生的家庭則會(huì)同時(shí)受到性別平衡動(dòng)機(jī)和性別偏好動(dòng)機(jī)的共同驅(qū)使。從回歸結(jié)果中我們發(fā)現(xiàn)，在初期（0—22歲）第一胎無(wú)論是男孩還是女孩，多生育一胎其家庭儲(chǔ)蓄率均會(huì)下降，影響系數(shù)是5.9%和5.2%，分別在5%和10%置信水平上顯著。在中期（23—34歲）第一胎無(wú)論男女，多生一胎家庭儲(chǔ)蓄率都上升，但第一胎是男孩的樣本在統(tǒng)計(jì)水平上不顯著。在單純性別平衡動(dòng)機(jī)的作用下，多生育對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率影響不顯著，當(dāng)加入性別偏好動(dòng)機(jī)后，兩種動(dòng)機(jī)效應(yīng)共同作用使得對(duì)儲(chǔ)蓄率影響在10%的置信水平上顯著。這說(shuō)明，在一胎生育政策的影響下，1980-1990年間父母選擇多生子女的性別偏好動(dòng)機(jī)要強(qiáng)于性別平衡動(dòng)機(jī)。性別平衡動(dòng)機(jī)在1980-1990年不顯著，到了1991-2013年變?yōu)轱@著。這說(shuō)明隨著時(shí)代的發(fā)展，父母選擇多生子女的性別平衡動(dòng)機(jī)逐漸增強(qiáng)，二孩政策推行后，選擇生二胎的父母可能將逐漸增多。此外，從交互項(xiàng)的影響系數(shù)來(lái)看，獨(dú)生子女家庭中生男孩的比生女在初期（0—22歲）儲(chǔ)蓄率高出3%，在5%置信水平上顯著，但在中期（23—34歲）并不顯著。對(duì)于多孩家庭，不論第一胎是男孩還是女孩，無(wú)論是在初期還是中期，子女性別對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響在統(tǒng)計(jì)水平上不顯著。所以，隨著生育政策的放開(kāi)，影響家庭經(jīng)濟(jì)決策的主要是子女?dāng)?shù)量而非子女結(jié)構(gòu)。

五、結(jié)論

2016年國(guó)家正式全面實(shí)施二孩政策，標(biāo)志著20世紀(jì)70年代開(kāi)始實(shí)行的一胎政策正式謝幕。本文嘗試探究生育政策的調(diào)整與家庭經(jīng)濟(jì)決策的關(guān)系，即子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭消費(fèi)儲(chǔ)蓄的影響。我們根據(jù)子女所處的年齡段劃分成初期、中期兩階段，分別研究不同階段子女的增加對(duì)家庭儲(chǔ)蓄率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：在初期，由于撫養(yǎng)成本、教育成本的原因，每增加一個(gè)子女，家庭儲(chǔ)蓄率將下降4.8-7.8%；在中期，由于子女成家立業(yè)的壓力（房產(chǎn)、彩禮、嫁妝等）和跨代轉(zhuǎn)移支付（對(duì)孫輩撫養(yǎng)的轉(zhuǎn)移）壓力，每增加一個(gè)子女，家庭儲(chǔ)蓄率將提高5.07-7.6%。本文利用傾向得分匹配（PSM）去除生育行為的非隨機(jī)性所帶來(lái)的選擇性偏誤和混雜偏誤，解決遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性，肯定了OLS基本結(jié)論，影響系數(shù)變大。在分樣本回歸部分，剔除子女與父母同住的家庭，發(fā)現(xiàn)結(jié)論仍然不變，影響系數(shù)與PSM估計(jì)結(jié)果接近；剔除特定性質(zhì)的人群（黨員、黨政機(jī)關(guān)和事業(yè)單位從業(yè)者），發(fā)現(xiàn)結(jié)論不變，假設(shè)1和假設(shè)2依然成立。我們進(jìn)行了兩種異質(zhì)性分析：一種是分城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本分析，發(fā)現(xiàn)兩類(lèi)家庭在初期和中期階段，子女?dāng)?shù)量對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響程度不盡相同，但形成原因基本符合實(shí)際情況；一種是低、中、高不同收入階層分析，發(fā)現(xiàn)中低收入家庭影響顯著，低收入家庭影響最大，高收入家庭影響不顯著。最后，本文認(rèn)為，在一胎政策制約下，家庭選擇多生主要受性別平衡動(dòng)機(jī)和性別偏好動(dòng)機(jī)驅(qū)使，并且論證了兩種不同動(dòng)機(jī)的存在以及變化趨勢(shì)，對(duì)二孩政策的推行具有一定的啟示作用。