子女性别对农村家庭炫耀性消费的影响

李静，李洪玲

摘 要：当前中国农村地区婚龄人口性别比严重失衡，未婚男青年婚配困难问题突出。基于中国家庭金融调查（CHFS）2015年、2017年和2019年数据，实证检验婚龄人口性别失衡背景下适龄未婚成员性别对农村家庭炫耀性消费的影响。结果表明，在婚姻挤压背景下，相比有适龄未婚女孩的家庭，有适龄未婚男孩的农村家庭的炫耀性消费水平显著更高，稳健性检验也支持这一结论。异质性分析表明，未婚成员性别对未婚成员学历在高中及以下的家庭、高收入家庭、中部和东部地区家庭的炫耀性消费水平的影响更为显著。

关键词：性别失衡；婚姻挤压；炫耀性消费

中图分类号：C913.1；F126.1    文献标识码：A                 文章编号：1672-1217（2023）06-0058-10收稿日期：2023-09-29

基金项目：安徽省高校协同创新项目（GXXT2021036）：新发展阶段人力资本错配形成逻辑与实现经济稳增长机制研究。

作者简介：1.李    静（1980-），男，安徽六安人，安徽大学经济学院教授、博士生导师；

2.李洪玲（1998-），女，安徽阜阳人，安徽大学创新发展战略研究院硕士研究生。

第七次全国人口普查数据公布以来，“男多女少”“3000万光棍”“性别失衡”等相关话题引发了全社会的热切关注和讨论。七普数据显示，2020年我国未婚青年性别比高达135.39（女=100），其中农村地区未婚青年性别比处于158.03这一高位水平，比城镇地区高出30.54。2020年，刚进入婚姻年龄的20-24岁人口性别比农村地区达到123.09（女=100），高于全国均值112.51。足见我国适婚青年性别结构严重失衡，农村男青年婚配困难问题突出。与此同时，随着收入的增加，农村居民物质主义消费倾向也大幅提升，奢侈浪费、炫耀性消费等现象日渐盛行①②。那么，在未婚群体性别失衡矛盾日益突出的背景下，农村家庭的炫耀性消费行为是否与适龄未婚成员性别有关呢？针对这一问题，本研究利用中国家庭金融调查数据，探察婚配竞争对家庭炫耀性消费决策的影响，以求对农村居民的炫耀性消费行为有更为深入的了解。

一、文献综述与研究假说

（一）文献综述

当前已有大量文献探讨了我国子女性别对家庭微观决策的影响，多数文献认为子女性别主要通过婚姻市场中男女双方受到的匹配压力来影响家庭的经济行为。中国社会长期以来普遍存在的“男孩偏好”、计划生育政策以及产前诊断技术的普及共同推高了出生人口性别比①②，持续偏高的出生性别比长期累积必然导致婚龄人口性别失衡，进而造成较为严重的男性婚姻挤压③。在男性婚姻挤压背景下，女孩成为婚姻市场上的稀缺资源，由于拥有更高社会经济地位者在竞争不在市场上进行分配的稀缺资源时占有优势④，因此，面对激烈的婚配竞争，为排除异质同性，未婚男孩及其家庭的地位寻求动机大大增强。现有研究发现，男孩家庭通常通过增加储蓄⑤⑥、购买（建造）住房作为信号寻求地位⑦⑧。

现有关于炫耀性消费的文献大多侧重于研究炫耀性消费的动机及主客体范围。1899年，Veblen在《有闲阶级论》中首次将炫耀性消费引入经济学领域，他认为炫耀性消费是有闲阶级以为自己拥有的财富提供证明进而彰显社会地位与声望为目的的活动⑨。后继研究者认为人们进行炫耀性消费的动机在于追求商品的信号价值，以便显示财富进而谋求和强化高社会地位⑩，这种消费的主体并不限于富裕阶级，而是存在于社会各阶层中的一种普遍现象，所消费的商品也不限于奢侈品，只要能在人际比较中代表相对社会地位，一般意义上的高价商品、大量的低价商品以及高质量商品都可以成为炫耀性消费的客体。随着炫耀性消费主客体范围的不断扩大，我国农村群体的炫耀性消费行为逐渐成为学者研究的关注点，现有研究主要从面子意识、社会认同等角度分析我国农村群体炫耀性消费行为背后的内在动机。

综上所述，发现学者们对于子女性别影响家庭微观行为和炫耀性消费的研究已较为丰富，但鲜有文献从婚配竞争视角考察农村居民炫耀性消费问题的形成原因。有鉴于此，本文利用CHFS数据，实证分析子女性别对家庭炫耀性消费行为的影响。相较已有文献，本文可能的边际贡献为：第一，数据上的创新，国内基于微观数据研究子女性别与家庭消费行为的文献多使用城乡混合数据或城市数据，鲜有文献单独使用农村数据考察居民的消费行为。第二，研究视角的创新，不同于以往从社会认同、面子意识角度研究，本文从婚配竞争角度理解农村居民的炫耀性消费行为。

（二）研究假说

在我国农村婚姻市场上，介绍型是最主要的婚姻缔结形式。在匹配过程中，男性更关注女性的年龄、外貌、职业等可观察的特征，女性则偏好将社会经济地位较高的男性作为结婚对象。从这一角度看，婚姻市场上男方的信息更为隐蔽，女性处于更大程度的信息不对称状态①。且随着打工经济的兴起，“通婚圈”②不断扩大，人口的频繁流动也使得乡村社会日趋陌生化，介绍人难以做到对牵线的双方知根知底，这无疑进一步加剧了农村婚姻市场上的信息不对称。

在男性婚姻挤压背景下，女方在婚配竞争博弈中更占优势，男方家庭的经济地位成为婚配中的主导因素。Cole et al.认为，在婚配过程中，财富水平决定了社会地位的稳定均衡，但财富的可视性低，尤其是在人口流动日益增强的社会中，不稳定的社会网络提供的衡量信息比较少。③为解决信息不对称问题，女方需要花费大量的时间精力去了解男方家庭的经济水平，搜寻成本增加，降低了婚配效用和效率。若男方可以引入某种信号机制，直观地展示自身经济地位，则可改进匹配效率，提高自身在婚姻市场质量排序中的地位。展示经济地位最有效的方式就是对财富的明显消费，人们通常根据一个人的公开消费行为来推断其财富与社会地位等特征。而炫耀性消费品所具有的地位符号象征意义又是其他商品不能比擬的。炫耀性商品具有一定的权威性，通过符号的“解释”功能彰显社会经济地位④⑤。基于上述分析，本文推断：在男性婚姻挤压背景下，男孩相较女孩要付出更多的择偶努力；面对激烈的婚备竞赛，农村男方家庭可以依托炫耀性消费这一外显性的财富形式将自身不可观测的积极特质如社会经济地位传递给女方，完成社会性竞争与比较，在婚配竞争中获得有利地位。据此，本文提出如下假说：

H：在婚姻挤压背景下，农村适婚男孩家庭炫耀性消费水平高于适婚女孩家庭。

二、研究设计

（一）数据来源

本文所使用的数据来自西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心组织管理的“中国家庭金融调查”项目（CHFS）公开发布的2015年、2017年和2019年数据。CHFS每两年进行一次全国性入户追踪调查，旨在收集有关家庭微观层次的相关信息⑥。数据涵盖了我国29个省（市、自治区）⑦，拥有大量的数据样本，具有较高的代表性。基于研究目的，本文样本点的筛选思路如下：参考余丽甜和连洪泉⑧，將适婚年龄限定在18-40岁。首先筛选出在相应年份处于适婚年龄的未婚成员个人样本，再将所筛选到的样本与家庭数据相匹配。具体处理方式如下：（1）家庭中在世子女只有一个，以排除多子女对结果的干扰，直接检验子女性别的影响；（2）家庭中子女处于未婚状态，以排除婚姻因素对结果的干扰；（3）剔除城市样本；（4）剔除主要变量缺失的样本，最终得到4499个有效样本。

（二）变量设定

被解释变量。本文的被解释变量是家庭炫耀性消费。现有文献对于如何测度这种消费尚无统一标准。鉴于炫耀性消费是指对与他人具有对比性的、可视性的、外显性的商品的消费，本文将衣着消费、住房装修维修消费和交通通信消费归为炫耀性消费。借鉴万春林等①处理方法，为减轻由于收入提高而使人们增加支出的绝对影响，我们将衣着消费、家庭住房装修维修消费、交通通信消费之和除以家庭总消费，用这一相对比重作为衡量炫耀性消费的指标。

解释变量。本文的核心解释变量为独生子女家庭的未婚孩子性别。具体来说，我们生成“未婚成员性别”虚拟变量，男性取值为1，女性为0。

控制变量。借鉴相关文献研究，本文选取并控制了未婚成员个人特征（年龄、受教育年限②）、户主个人特征（性别、年龄、健康状况③、婚姻状况④、养老保险与医疗保险参与情况、受教育年限）、家庭特征（家庭是否自营工商业、家庭规模、老年人口占比⑤、家庭年收入对数和家庭资产对数⑥）等影响家庭消费的14个变量。

表1报告了本文主要变量的描述性统计，同时汇报了将家庭按照未婚成员性别进行划分的分样本统计结果。（1）从总样本来看，炫耀性消费均值为0.204。分样本来看，男孩家庭的炫耀性消费均值为0.210，显著高于女孩家庭的炫耀性消费均值0.187。（2）在未婚成员个人特征方面，男孩年龄均值约为24.77岁，女孩年龄均值为22.65岁；总样本中平均受教育年限为11.80年，即高中水平。分样本表明女孩的受教育年限显著高于男孩。（3）在户主个人特征方面，两类家庭均以男性户主居多；户主年龄总体均值约为54.55岁；在总样本中，家庭户主的主观健康状况均值为3.12，接近“一般”，平均而言，男孩家庭户主相比女孩家庭户主更为健康；91.4%的户主处于有配偶状态；男孩家庭户主的养老保险和医疗保险的参与度均低于女孩家庭；户主受教育年限总体均值约为7.50年，大致为初中文凭，且女孩家庭户主学历显著高于男孩家庭户主。（4）在家庭特征方面，男孩家庭比女孩家庭更倾向于经商；家庭规模均值约为3.41；男孩家庭老年人口占比相较女孩家庭更小一些；此外，男孩家庭的收入和资产均高于女孩家庭。

（三）计量模型

考虑到核心解释变量未婚成员性别具有非时变性，本文借鉴蔡兆瑞等①的研究设计，采用混合回归方法估计适龄未婚成员性别对家庭炫耀性消费的影响，模型设定如下：

（1）

其中，被解释变量Conit表示家庭炫耀性消费水平；Genderit为解释变量，代表家庭中适龄未婚成员性别；Xit是一系列控制变量，包括家庭和个人层面特征变量；δi代表省份固定效应，λt代表时间固定效应，εit代表随机误差项。本文主要关注β的显著性和方向，若β显著为正，则表明在男性婚姻挤压背景下，男孩家庭炫耀性消费水平高于女孩家庭。

三、实证结果分析

（一）基准回归

表2汇报了适龄未婚成员性别影响农村家庭炫耀性消费的基准回归结果。其中：回归（1）只控制了时间和省份固定效应，观察适龄未婚成员性别如何影响农村家庭炫耀性消费行为；回归（2）控制了适龄未婚成员个人特征变量；回归（3）进一步控制了户主特征变量；回归（4）在回归（3）的基础上控制了家庭特征变量。不难发现，在所有回归结果中，未婚成员性别的回归系数至少在5%的统计水平上显著为正。这说明男孩家庭炫耀性消费水平显著高于女孩家庭，假说得到验证。进一步地，各控制变量对家庭炫耀性消费的影响以回归（4）结果展开分析。具体而言，未婚成员年龄越大的家庭炫耀性消费水平越高。可能是因为年龄是重要的婚姻竞争资源，成婚可能性随年龄的增大而降低②。未婚成员年龄越大，结婚的紧迫性越强，家庭发出“信号”的动机越强烈。未婚成员受教育程度越低，家庭越倾向于进行炫耀性消费。这主要是因为学历是人力资本的“信号”，高人力资本水平能提供更多衡量收入的信息。通过炫耀性消费发出信号的必要性下降③。户主年龄越大，家庭炫耀性消费水平越低。原因可能是老年户主比年轻户主的消费观念和消费行为更加保守。户主越健康的家庭进行炫耀性消费的概率越大。因为良好的健康状况既直接增加家庭收入，又间接减少家庭的医疗支出和预防性储蓄，家庭有更多资金进行消费。家庭从事工商业显著促进了炫耀性消费。可能的原因是从商家庭需要通过进行炫耀性消费维护和建构自身社会网络关系。家庭收入和资产越多，家庭的炫耀性消费水平越高。主要原因是收入和资产是影响家庭消费的核心因素，直接决定了居民炫耀性消费能力的大小①。其余控制变量的影响在统计意义上不显著。

（二）稳健性检验

为了得出适龄未婚成员性别能够影响家庭炫耀性消费水平这一结论，尚需对上述结果进行充分的稳健性检验。

1.重新定义未婚成员。上述回归中，我们将样本限定为未初婚的人群，但由于性别比例严重失衡，有婚史的女性成为婚姻市场上的合格资源①，有婚史的男性在婚姻市场上则处于明显的劣势，家庭仍然需要为孩子再婚做准备，所以将这部分人群纳入样本是合理的。接下来，我们将未初婚、同居、离婚、丧偶均定义为未婚并生成“当前未有法定配偶的家庭成员性别”虚拟变量进行稳健性检验，男性取值为1，女性为0。表3第（1）列汇报了重新定义未婚成员之后的回归结果，“当前未有法定配偶的家庭成员性别”的系数在5%的水平上为正，说明本文基准回归结果稳健。

2.更换核心解释变量。在基准回归中，本文将独生子女家庭作为样本。这种做法虽然可以直接检验未婚成员性别对家庭消费的影响，但考虑到许多农村家庭并非只有一个孩子，因此可能会产生样本选择性偏误。由于第一胎相对外生②，本部分我们将“第一胎子女性别”作为子女性别的代理变量，验证样本选取规则的稳健性。具体地，本文生成“第一胎子女性别”虚拟变量，男性取1，否则取0，且为避免已婚子女影响家庭消费，本文仅对只有未婚子女的家庭进行考察。表3第（2）列为“第一胎子女性别”的回归结果，可以看出“第一胎子女性别”的回归系数显著为正，再次验证了本文基准回归结果的稳健性。

3.工具变量法。尽管家庭过去的生育决策很难受到家庭炫耀性消费水平的影响，即较少有反向因果的可能，但是遗漏变量问题仍可能存在，且资产、收入等属于家庭敏感信息，可能存在错报情况。有鉴于此，我们参考蔡兆瑞等③，从家庭性别偏好角度寻找工具变量缓解可能存在的内生性问题。通常单个家庭的性别偏好可能会受所在社区性别偏好的影响，但社区其他家庭的生育决策对于本家庭的消费水平而言是外生的，较好地满足了工具变量选取时的相关性与排他性要求，参考王韧等④思路，选取家庭所在社区其他家庭子女中男孩占比作为工具变量。表3第（4）列两阶段最小二乘（2SLS）估计的第一阶段结果显示工具变量的系数显著为正，且F统计量远大于10，可以认为不存在弱工具变量问题。表3第（3）列报告的第二阶段回归结果表明，在采用工具变量回归条件下，未婚成员性别的回归系数依然显著为正，从表2第（4）列的0.0135增大到0.0544，这可能是因为未婚成员性别与方程（1）误差项负相关，导致OLS估计低估了未婚成员性别对炫耀性消费的影响。

4.熵平衡匹配法再估计。本部分使用熵平衡匹配法缓解可测变量的样本选择偏误。首先，使用熵平衡匹配法消除男孩家庭与女孩家庭在各个协变量上的差异①。在匹配之前，男孩家庭和女孩家庭的各个协变量在一阶矩、二阶矩及三阶矩上均存在一定的差异。但在匹配后，差异基本消失。表3第（5）列报告了经过熵平衡匹配法处理后的估计结果，未婚成员性别回归系数及显著性水平相比基准回归结果没有发生实质性变化，再次说明本文的核心结果稳健。

5.处理效应模型再估计。本部分沿用前文工具变量，采用处理效应模型缓解不可测变量的样本选择问题。表3第（6）列和第（7）列展示了处理效应模型的回归结果，适龄未婚成员回归系数仍显著为正，说明在充分考虑了不可测变量的样本选择偏误问题后，本文的核心结论依然可靠。

四、进一步分析：异质性检验

上文证实了适龄未婚成员性别影响家庭炫耀性消费行为，但环境差异决定用来表达社会经济地位的信号方式的适用性②，信号环境不同时，信号发挥的必要性有所不同，此时婚姻市场的婚配竞争压力对家庭炫耀性消费决策会产生不同的影响。基于上述思考，本部分从未婚成员学历、家庭收入水平、家庭所在地区三个角度探讨未婚成员性别对家庭炫耀性消费的异质性影响。

（一）未婚成员学历

本部分我们以高中为界将样本人群划分为低学历和高学历两组，研究适龄未婚成员性别对家庭炫耀性消费影响的异质性。表4结果表明高中及以下学历相对较低的男方家庭比女方家庭的炫耀性消费水平更高；而高学历组男女双方家庭的炫耀性消费则无明显差异。可能的原因是：一方面，由于女性在婚姻市场上处于更大程度的信息不对称、为组建家庭投入的资本（如美貌、生育能力等资源）在未来的贬值速度较快、婚后在亲子投资等方面的成本比男性更高③，所以婚姻缔结过程中，女方需要男性提供“担保”，女性学历越高，获得高收入和优质社会资源的概率越大④，对婚后的担心越弱，要求提供婚姻担保的动机相应减弱，对男性的经济依赖程度降低；另一方面，学历是一个相比其他指标可信度更高的衡量社会地位的指标，学历较高的男性更能获得群体认同，通过炫耀性消费行为来彰显自身地位动机较弱。因此，随着学历的提高，男方承担的婚配竞争性消费相应减少。

（二）家庭收入水平

本部分将样本家庭按照收入中位数分为高、低两组，表4汇报了基于家庭收入水平分组比较的结果。表4显示，高收入家庭未婚成员性别回归系数在5%的水平上显著为正；低收入家庭中子女性别回归系数并不显著。经济条件优渥的个体财务约束小，在婚姻市场上并不仅仅满足于找到配偶，而是力求获得高质量配偶。这种在婚恋市场上的超额收益超过家庭的炫耀性消费成本，使得处于上层收入的群体不断提升婚姻成本来排斥异质同性。虽然低收入家庭对社会地位有强烈的需求，但由于收入偏低，导致他们通过提高炫耀性消费支出来增加自身择偶机会更多的是一种意愿，而不是行為。

（三）地区类型

一是将样本分为东部、中部和西部①进行比较，表4结果表明，东、中部地区未婚成员性别的回归系数在5%的水平上显著为正，西部地区未婚成员性别回归系数不显著。可能的原因是东部地区整体较为发达，对流动人口尤其是男性人口的吸引力强于中、西部，人口的大量聚集使得东部地区面临着更为激烈的婚姻竞争②，且经济实力雄厚的地区通婚圈的范围更大，信息不对称程度更高，信号功能发挥的必要性更大，炫耀性消费的信号功能更加突出。至于中部地区，一方面，由于常年在东部务工，中部地区人口的消费观念和消费层次必然会受到东部地区居民的“示范性”影响；另一方面，本地婚偏好推高了适婚女性在当地婚姻市场上的“行情”，婚姻市场竞争愈发激烈③，中部地区村庄内部男孩家庭之间的物质竞争动机更强。西部地区经济状况相对较差，经济水平低的地区通婚圈的范围较小，较小的通婚圈使得男性面临着较小的婚姻竞争，且信息不对称的程度较低，炫耀性消费发挥信号功能的必要性较小，而购买力有限等原因导致出现了负向影响。

二是按照受儒家文化影响程度进行分组比较。现有研究认为，儒家文化中 “传宗接代”的价值理念造成“男孩偏好”现象，加重了地区性别失衡，加大婚配竞争程度。本文借鉴Chen et al.④做法，以进士密度⑤代表当地儒家文化浓厚程度，将样本按照进士密度中位数划分为受儒家文化影响较大的地区和受儒家文化影响较小的地区进行分组回归。表4结果表明，受儒家文化影响较小的地区未婚成员性别回归系数并不显著，而在儒家文化影响大的地区，未婚男孩家庭比未婚女孩家庭的炫耀性消费水平明显更高。

五、研究结论与政策建议

在男性婚姻挤压背景下，厘清农村家庭炫耀性消费背后婚配竞争的推动作用对有效治理乡村具有重要意义，本文基于CHFS数据实证分析了适龄未婚成员性别对农村家庭炫耀性消费的影响及异质性效应。

（一）研究结论

基准结果表明，未婚成员性别显著影响农村家庭的炫耀性消费决策，在男性婚姻挤压背景下，农村男孩家庭通过消费实践传达家庭经济地位以彰显自家男孩作为结婚对象的可取性，故而炫耀性消费水平明显更高。该结果在经过内生性检验、替换核心解释变量和样本选择偏误等一系列检验后依旧成立。

未婚成员性别对家庭炫耀性消费的这种影响表现出明显的异质性。具体而言，中部、东部地区未婚成员性别对家庭炫耀性消费的差异化影响更为明显；相比低收入家庭，未婚成员性别对高收入家庭炫耀性消费行为的影响更为敏感；此外，未婚成员学历较低的样本中，男性家庭的炫耀性消费水平显著高于女孩家庭。

（二）政策建议

基于本文研究结论，得到如下政策启示：

1.从根本上转变性别观念，促进性别平等。一是政府要积极落实“男女平等”基本国策，保障男女拥有平等的社会和经济权力，强化全社会性别平等观念和意识。二是完善农村养老保障制度，降低人们对“养儿防老”的需求，弱化传统“养儿防老”的观念，提高农村居民性别平等意识。三是相关部门应注重引导居民转变思想意识，纠正个体在成长过程中对女性角色的负面评价，破除陈规陋习，逐步弱化人们的“男孩偏好”生育观念，以防性别失衡问题进一步恶化。

2.全面推进乡村振兴，促进区域协调发展。一是要加快推进乡村振兴战略，健全城乡融合的体制机制和政策体系，畅通城乡之间要素流动。一方面，要多措并举拓宽农民增收渠道，逐渐缩小城乡收入差距，实现城乡共享共富，减少女性的城乡婚姻迁移，优化本地婚姻市场结构；另一方面，要推动基本公共服务资源下沉，尤其要重视农村教育，加大对农村基础教育的投入，在推广和普及教育的基础上进一步提高农村地区的教育质量，着力提高农村青年人力资本水平，从根本上增强农村未婚男性群体的竞争优势。二是要促进东中西部协调发展，缩小地区之间的贫富差距，改善富裕地区对贫困地区的横向婚姻挤压和地区剥削状况。

The Influence of Childrens Gender on Conspicuous Consumption in Rural Households ： Based on the Perspective of Gender Imbalance

LI Jing1，LI Hong-ling2

（1. School of Economics，Anhui University，Hefei 230601，China;

2. Institute of Innovative Development Strategies，Anhui University，Hefei 230031，China）

Abstract：At present， the gender imbalance of marriageable population in Chinas rural areas is serious， and the problem of unmarried young mens marriage is prominent. Based on the data of China Household Finance Survey （CHFS） in 2015， 2017 and 2019， this paper analyze the impact of the gender of unmarried members of marriageable age on conspicuous consumption of rural households from the perspective of gender imbalance of marriageable age population. The results show that in the context of marriage squeeze， rural households with unmarried boys have significantly higher levels of conspicuous consumption than households with unmarried girls of the right age. The above conclusion is still valid after considering the endogenous problems such as sample selection bias and missing variables. Heterogeneity analysis shows that the gender of unmarried members has a more significant impact on the conspicuous consumption level of unmarried members with high school education and below， high-income families， and families in central and eastern regions.

Key words：gender imbalance；marriage squeeze；conspicuous consumption

[責任编辑  山阳]