主观幸福感如何影响家庭消费...基于CFPS微观数据的研究_侯庆琳.pdf

DOI:10.3969/j.issn.16713079.2023.03.0011收稿日期:20221213基金项目:浙江省大学生科技创新活动计划(新苗人才计划)项目(2022417025);嘉兴学院大学生科研训练(ST)计划项目(CD8517211387);嘉兴学院人文社会科学研究院嘉兴新经济统计研究中心课题(WYZB202255);安徽高校自然科学研究项目(KJ2021A0534)作者简介:侯庆琳(2001)，女，浙江临海人，嘉兴学院数据科学学院 2020 级学生，研究方向为应用统计;吴祎雯(2000)，女，浙江海宁人，嘉兴学院数据科学学院 2019 级学生，研究方向为经济统计;通信作者:刘利(1981)，女，湖北天门人，嘉兴学院数据科学学院副教授，博士，硕士生导师，研究方向为经济统计。网络首发时间:20230407 10:16:54网络首发网址:https:/knscnkinet/kcms/detail/331273z202304041426004html主观幸福感如何影响家庭消费?基于 CFPS 微观数据的研究侯庆琳1，吴祎雯1，刘利1，刘君娥2(1 嘉兴学院 数据科学学院，浙江嘉兴 314001;2 淮北师范大学 经济与管理学院，安徽淮北 235000)摘要:运用中国家庭追踪调查(CFPS)2010 年至 2018 年数据，实证研究了主观幸福感对家庭消费的影响:户主幸福感在 1%的统计水平上，显著促进家庭消费，该结论在克服内生性问题后稳健成立;引入健康状况、城乡、收入水平和婚姻的异质性分析表明，户主幸福感对家庭消费的影响在健康状况较差、城镇地区、低收入的家庭以及夫妻家庭中更大。中介效应模型结果表明，家庭社交网络在幸福感影响家庭消费中起着显著的中介作用;幸福感通过增加家庭日用品及设备、衣着鞋帽、食品、住房和交通通信等方面的支出而增加家庭总消费。关键词:主观幸福感;家庭消费;社交网络;CFPS;实证研究中图分类号:F1261文献标志码:A文章编号:16713079(2023)03007011How Does Subjective WellBeing Affect Household Consumption?A esearch Based on CFPS Micro DataHou Qinglin1，Wu Yiwen1，Liu Li1，Liu June2(1 College of Data Science，Jiaxing University，Jiaxing，Zhejiang 314001;2 School of Economics and Management，Huaibei Normal University，Huaibei，Anhui 235000)Abstract:By using the survey data of the China Family Tracking Studies(CFPS)from 2010 to 2018，this paperempirically examines the impact of subjective wellbeing on household consumption It is found that the householderswellbeing prominently promotes household consumption，which is statistically significant at the 0.01 level，and theconclusion is robust after overcoming the endogeneity problem After further introducing heterogeneity analysis of healthstatus，geographical position(urban or rural area)，income level，and marriage，we find that the impact ofhouseholders wellbeing on household consumption is greater in households with poorer health status and low income inurban areas，and conjugal households The results of the mediation effect model show that family social network plays asignificant mediating role in the impact of subjective wellbeing on household consumption Subjective wellbeing im-proves household consumption by increasing expenditure on household daily necessities and equipment，clothing，shoesand hats，food，housing and transportationKey words:subjective wellbeing;household consumption;social network;CFPS;empirical study消费持续稳定增长是实现经济增长减速降档、经济结构优化升级的“领头雁”，也是新常态过程中保障经济发展动力转换、经济水平稳步提升的“压舱石”。“十四五”时期将着重推动形成以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局，扩大内需是构建新发展格局的战略基点，而07嘉兴学院学报Journal of Jiaxing University第 35 卷第 3 期 2023 年 5 月Vol35 No320235促进消费是扩大内需的关键。根据 中国统计年鉴 2021的数据，中国居民消费率在 1978 年为48.8%，2019 年下降到 39.2%，远低于当年主要发达国家的居民消费率，如美国(67.9%)和日本(55.2%)等。挖掘国内市场潜力、提升家庭消费水平将是实现中国经济增长动力转换的关键环节。事实上，近年来，中国政府部门一直致力于扩大居民消费，多地还推出了发放消费券、电商直播带货、旅游相关优惠政策等具体措施以拉动消费。幸福经济学研究的兴起使得提升消费的研究视角得到进一步拓宽，研究我国低消费现象与幸福感之间的内在关联，具有重要的理论价值和现实意义。现有研究影响家庭消费因素的文献主要从 4 个视角进行了探讨:第一，预防性储蓄动机，如养老保险参与等;1 第二，收入分配、家庭收入不平等降低了居民消费;2 第三，家庭人口结构、家庭中的未婚成员数量是导致家庭高储蓄率的主要因素;3 第四，户主退休等因素影响消费。4 总体来看，很少有文献从幸福感这一视角来研究家庭消费。目前，学者均集中于研究影响主观幸福感的因素，如经济参数、宏观经济变量或个体特征等，而对于幸福感的逆向效应关注较少。5 实际上，近期神经学和心理学的研究表明，幸福感之类的情绪对于个体制定决策起着至关重要的作用。6 总体而言，幸福感越高的人群表现出越发信任、合作及亲和，社会交往中体现出越多的正能量，对政府也更有信心，对民主决策更加支持。7 同样，主观幸福感影响到就业8、环境9、生育意愿1012 等方面。根据荷兰家庭调查的数据发现，随着幸福感的提高，人们变得越发有耐心，自我控制能力也更强，关注点更多的是未来收益，储蓄更加理性，更容易减少冲动的消费支出;13 利用中国家庭金融调查数据研究发现，户主感觉越幸福的家庭有着更高的消费意愿。14 欧美国家和东亚国家分属于消费过度型、消费不足型国家，这也导致两类消费行为的偏差，15 造成幸福感对消费影响有截然相反的研究结论。本文在现有文献基础上，利用“中国家庭追踪调查”(CFPS)20102018 年的多期数据，考察主观幸福感对家庭消费的影响效应和作用机制。一、模型设计与数据处理(一)数据来源本文使用的主要数据来源于“中国家庭追踪调查”(CFPS)。该调查由北京大学中国社会科学调查中心(ISSS)开展，调查范围覆盖全国 25 个省份，问卷涉及个体、家庭和社区三个层面。该调查于 2010 年开始，每两年进行一轮，2020 年数据还只是测试版，仅发布了个人库的数据。文中所采用的数据来自成人库及家庭库，在 CFPS 调查中没有关于个人消费支出的数据，本文选取家庭作为分析单位，选取了已全部发布的 2010 年至 2018 年共 5 期的追访样本;CFPS 调查中没有明确指出家庭的“户主”，为此，根据各年度家庭成员问卷的实际情况，分别选取 2010 年“家庭主事人”、2012 年“最熟悉家庭财务的成员”、20142018 年“财务回答人”作为户主。如果在进行方程估计时选取的主观幸福感和家庭消费数据来自同一调查年份，会产生因果识别偏误。为此，本文 2012 年的数据使用 2010 年度的主观幸福感数据来匹配，2014 年度数据中使用的是2012 年主观幸福感数据，依次类推，每期数据采用的是上一次的主观幸福感调查数据，这种方法能有效克服由于“反向因果”而产生的主观幸福感和消费的内生性偏差。另外，本研究排除了在调查期间家庭消费总额为零、户主年龄在 18 岁以下或 80 岁以上以及关键变量值缺失的样本，同时对收入异常的值(如家庭总收入低于 100 元)进行了筛选剔除，最终共获得了 37 443 个观测值的有效样本，涵盖了 2012 年 8 921 户、2014 年 9 868 户、2016 年 9 651 户和 2018 年 9 003 户家庭的信息。本文从中国统计年鉴选取各省份消费者价格指数，以 2010 年为基期，将样本家庭消费、收入以及社交网络代理变量礼金支出等指标调整成实际值。(二)变量说明1 消费本文选取家庭总消费支出作为被解释变量。由家庭在过去一年中各类消费性支出汇总得到，主要17侯庆琳，吴祎雯，刘利，等:主观幸福感如何影响家庭消费?基于 CFPS 微观数据的研究包括食品、衣着、居住、家庭设备及用品、交通通信、文教娱乐、医疗保健等支出，称为“家庭消费 1”。由于教育支出与家庭中是否有学龄子女密切相关，医疗支出则与家庭是否发生重大医疗事件有直接关联，因此，教育支出和医疗支出有很强的支出刚性。为了在因变量选取上保证结果的稳健性，借鉴文献 1 的做法，计算了不包含教育和医疗支出的消费，称为“家庭消费 2”。2 幸福感本文核心解释变量是户主幸福感，在 2010 年 CFPS 问卷中有“您觉得自己有多幸福”的问题，之后年份都没有此问题，但每次都有“您对自己未来的信心程度”的问题，且居民幸福感和对未来的信心程度语义重叠度较高，所以本文选择“您对自己未来的信心程度”作为幸福感的代理变量，16 答案从“很没信心”到“很有信心”分为 5 个量级评分。3 控制变量本文将家庭特征变量以及户主个体特征变量等可能影响家庭消费的相关因素进行控制。选择家庭总收入、家庭规模(问卷中“同灶吃饭的人数”)、家中孩子数、户主年龄、户主性别、城乡类型、户主受教育水平(文化程度，文盲/半文盲到博士分别取值 18)、户主婚姻状况(“在婚有配偶”及“同居”取值为 1，否则为 0)、户主政治面貌、户主健康水平(受访者的回答为“非常健康”和“很健康”取值为 1，否则为 0)、户主参加养老保险和医疗保险情况、有无工作(有工作为 1，失业或退出劳动力市场为 0)作为控制变量。由表 1 可知，户主幸福感均值为 3.8，接近 4，表明我国居民的幸福感较高;户主家庭平均拥有3.376 个人，说明家庭成员介于 3 到 4 个;家中孩子数平均为 1.83 个;户主的平均年龄为 50.25 岁;城镇家庭的比例是 47.86%;平均受教育水平为 2.8，大约对应初中文化程度;户主已婚的比例是87.97%;家庭中户主是党员的比例是 8.04%;户主非常健康或很健康的家庭为 25.31%;家庭参与养老保险和医疗保险的比例分别为 63.44%、92.49%;户主参加工作的比例是 76.31%。表 1变量描述性统计变量均值标准差最小值最大值家庭消费 1(元)对数10282 40898 44733 715194 7家庭消费 2(元)对数10009 10941 44733 715191 6幸福感3801 11097 515家庭成员人数3376 31638 8115家中孩子数1832 11147010家庭总收入10247 41117 64404 315753 3户主年龄50254 613178 61880户主男性0522 30499 501户主城镇0478 60499 601户主受教育水平2777 61283 618户主已婚0879 70325 301户主党员0080 40271 901户主健康0253 10434 801养老保险参与0634 40481 601医疗保险参与0924 90263 601户主拥有工作0763 10425 201数据来源:作者依据 CFPS 数据整理27嘉兴学院学报第 35 卷第 3 期(三)幸福感与家庭消费支出的初步选择不同程度幸福感对应的家庭消费支出情况如表 2，随着幸福感的提高，家庭消费支出平均值不断提高。以消费 1 为例，高幸福感家庭的平均消费支出为 46 758.89 元，高于中等幸福感家庭的42 358.08元和低幸福感家庭的 31 174.70 元。从表 2 的简单统计来看，幸福感高的家庭消费支出明显高于幸福感低的家庭消费支出。表 2幸福感与家庭消费的描述性关系项目家庭消费 1家庭消费 2低中等高总体低中等高总体均值/元31 1747042 3580846 7588943 8593824 0139433 5425637 5591634 98914标准差/元5337050925392312869746406449433580525946样本量4 2149 74723 48237 4434 2149 74723 48237 443注:将幸福感取值 1 和 2 定义为低;取值 3 定义为中等;取值 4 和 5 定义为高(四)模型设定通过以下方程实证研究户主主观幸福感对家庭消费的影响:Ci=0+1Happyi+2Xi+i(1)其中，Ci为第 i 个家庭的消费;Happyi表示第 i 个家庭的户主幸福感;Xi为控制变量，包括个体层面和家庭层面的特征变量。为了避免遗漏变量引起的内生性问题，模型中加入了省份虚拟变量;为了控制重要经济变量的地区差异，加入了年份虚拟变量以捕捉时间趋势。为确定幸福感是否存在通过社交网络影响居民家庭消费的机制，本文采用中介效应检验，将基础模型(1)中的因变量改为社交网络变量，考察幸福感对社交网络的影响，即:Socneti=0+1Happyi+2Xi+i(2)其中，Socnet 是中介变量，反映社交网络。将社交网络变量加入基础模型(1)，同时考察幸福感和社交网络对消费的影响:Ci=0+1Socneti+2Happyi+3Xi+i(3)考察方程(1)的回归结果，如果系数 1显著，表明幸福感对家庭消费存在显著的影响。检验方程(2)和方程(3)，进行社交网络的中介效应判断，如果方程(2)中系数 1不显著，表明不存在中介效应;若方程(2)中 1和方程(3)中 1都显著，则表明存在中介效应。进一步地说，如果方程(3)中 2不显著，表明 Socnet 在幸福感影响消费中起完全中介作用;如果方程(3)中 2仍然正向显著，表明 Socnet 起了部分中介作用;如果 1和 1两者中有一个不显著，则进行 Sobel 检验或者Bootstrap 检验:H0:11=0，如果检验结果显著，则表示有中介作用，其中中介作用占总效应之比重为111。二、实证分析(一)基准回归首先，基于方程(1)，利用普通最小二乘法(OLS)分析户主幸福感对家庭消费的影响。由于消费者行为具有模仿和示范效应，在同一地区，居民的消费决策存在着一定的交互作用，在省级层面对方程估计标准误差进行聚类(Cluster)调整，估计结果如表 3 所示。第(1)、第(2)列是没有添加控制变量的估计结果，系数均在 1%水平上正向显著。在加入控制变量后，第(3)列是以家庭消费 1 作为被解释变量，第(4)列因变量是不包含教育和医疗支出的家庭消费 2，估计系数为 0.029，且在 1%水平上显著。以上估计结果表明，户主幸福感对居民家庭消费有显著的正向促进作用。37侯庆琳，吴祎雯，刘利，等:主观幸福感如何影响家庭消费?基于 CFPS 微观数据的研究表 3户主幸福感对家庭消费的影响(OLS)变量(1)消费 1(2)消费 2(3)消费 1(4)消费 2幸福感0089 (0009)0102 (0010)0023 (0005)0029 (0005)家庭成员人数0103 (0005)0101 (0005)家中孩子数00021(0006)0022 (0007)家庭总收入0266 (0006)0289 (0008)户主年龄00084 (0008)0009 (0001)户主男性0053 (0011)0032 (0011)户主城镇0200 5 (0013)0229 6 (0015)户主受教育水平0099 2 (0007)0096 (0007)户主已婚0192 (0017)0176 (0019 5)户主党员0103 (0012)0088 (0013)户主健康0074 (0011)0019(0010)养老保险参与0032 (0009)0017*(0008)医疗保险参与0001(0012)0023(0011)户主拥有工作0106 (0008)0086 (0010)省份控制是是是是时间控制是是是是N37 44337 44337 44337 44320112 50117 90419 60435注:1)括号中报告的是聚类稳健标准误，以下如无特殊说明均同此意;2)*、分别表示在 10%、5%、1%的水平上显著，下同从控制变量来看，第(3)列和第(4)列的估计结果显著性基本一致，为避免重复，本文以第(3)列的估计结果为准进行分析。家中成员数越多，在食品和住房方面的消费支出越多，家庭消费越高;家中孩子数对家庭总的消费影响并不显著，但降低了除教育医疗外的消费;家庭总收入对家庭消费有显著促进作用。随着户主年龄增大，家庭消费显著降低，证实了退休消费骤降的研究结论。户主为男性的家庭消费水平更低;城镇家庭相比农村家庭消费水平更高;户主受教育水平越高，家庭未来收入预期越高，家庭消费水平更高;户主已婚家庭消费水平更高;户主党员身份显著提升家庭消费，可能原因是党员家庭多在事业单位工作，收入稳定;健康变量的系数显著为负，表明健康状况较高的家庭往往在消费上花费更少，在我国高额的医疗费用依然是家庭的沉重负担;有养老金家庭消费水平更高;参与医疗保险对家庭总消费影响并不显著，但显著降低了除教育医疗外的消费;户主有工作降低家庭消费，可能原因在于，随着我国经济发展水平变高，工作忙碌减少了闲暇时间，使得工作对消费产生的替代效应逐渐增强。47嘉兴学院学报第 35 卷第 3 期(二)稳健性检验1 幸福感衡量的多种指标不同的被调查者对幸福的主观评判标准可能有差异，本文采用了一组二元虚拟变量来衡量户主的幸福感，并再次估算方程(1)。首先，使用二元虚拟变量 happid 刻画户主幸福感:变量 happid 取值1，代表被调查者的主观幸福感为“一般”及更不幸福的 3 个等级，happid 取值 0 代表“幸福”及“非常幸福”，此时方程(1)happid 回归系数为负。其次，将被调查者的幸福感进一步划分为 3 个类别:happid1 取值 1 代表被调查者的主观幸福感为“非常不幸福”及“不幸福”，否则取值为 0，happid1 在方程(1)的回归系数为负;happid2 取值为 1 代表被调查者的幸福感为“一般幸福”，否则取值为0，happid2在方程(1)的回归系数为负;happid3取值1代表被调查者的幸福感为“幸福”及“非常幸福”，否则取值为 0，happid3 在方程(1)的回归系数为正。这些二元虚拟变量估计系数均显著，从自变量选取上确保了本文基准回归结果的稳健性。表 4户主幸福感对家庭消费的影响:01 变量变量(1)消费 1(2)消费 2(3)消费 1(4)消费 2(5)消费 1(6)消费 2(7)消费 1(8)消费 2happid 0044 (0011)0053 (0012)happid1 0074 (0018)009 (0018)happid2 0014(0006)0017(0007)happid30044 (0011)0053 (0012)户主特征控制控制控制控制控制控制控制控制家庭特征控制控制控制控制控制控制控制控制省份控制控制控制控制控制控制控制控制时间控制控制控制控制控制控制控制控制N37 44337 44337 44337 44337 44337 44337 44337 44320419043504195043504190434041904352 户主年龄 60 周岁以下样本将户主年龄过大的样本排除在外。经计算，得到基准回归样本中户主平均年龄数约为 50 岁，部分家庭消费行为实际实施者不一定是家庭户主，消费决策者与回答幸福感的被调查者不完全吻合，特别是老年户主不一定是家庭消费行为的实际实施者。将户主年龄太大的老年户主样本排除在外，可以得出更为稳健的结论。因此，本文选取户主年龄 18 至 60 周岁的受访家庭(60 周岁以上为老年人)为新的样本，对方程(1)进行重新估计，户主幸福感估计系数仍在 1%水平上正向显著。表 5户主幸福感对家庭消费的影响(60 周岁以下样本)变量消费 1消费 2幸福感0022 (0005)0027 (0006)户主特征控制控制家庭特征控制控制省份控制控制时间控制控制N28 32928 3292036203757侯庆琳，吴祎雯，刘利，等:主观幸福感如何影响家庭消费?基于 CFPS 微观数据的研究3 变换被解释变量家庭消费行为的另一度量方式是消费倾向，以家庭总消费除以家庭总收入来计算。为了从被解释变量上验证结果的可靠性，本文重新选取被解释变量为平均消费倾向，重新估计方程(1)。估计结果表明，户主幸福感显著提高平均消费倾向。表 6户主幸福感对平均消费倾向的影响变量消费倾向 1消费倾向 2幸福感0023 (0005)0029 (0005)户主特征控制控制家庭特征控制控制省份控制控制时间控制控制N37 44337 4432051604844 利用 2012 年调查问卷数据为保证基准估计结果的可靠性，利用 2012 年调查问卷数据，并将 2010 年的幸福感数据与之进行匹配，重新对回归结果进行验证。选择该年度数据库的主要原因是 2010 年问卷有直接关于幸福感的问题设计，能够较好地反映户主的幸福感情况。问卷中的问题是“您觉得自己有多幸福”，回答从“非常不幸福”到“非常幸福”，用数值 1 到 5 来表示。表 7户主幸福感对家庭消费的影响(2012 年数据)变量消费 1消费 2幸福感0048 (0008)0063 (0009)户主特征控制控制家庭特征控制控制省份控制控制N8 8918 891203210319基于 2012 年数据结果发现，户主幸福感的估计系数在 1%的统计水平上显著为正。表 7 的回归结果表明，户主幸福感显著促进家庭消费水平的提升，说明本文的基准结果是稳健的。(三)变量内生性问题讨论实证分析部分的当期家庭消费数据匹配的是上一期的户主幸福感，对于两者间的反向因果引起的内生性偏误起到了一定的减轻作用。但还必须考虑到，消费习惯会导致前期消费支出额度大的家庭，在当期仍然保有较高的消费水平，而家庭消费支出的增加，则会使家庭成员的物质生活、精神生活以及文化生活得到极大的改善，各类层次的需求得到更大程度的满足，幸福感随之增强。由此可见，经前文数据匹配处理后，反向因果依然有可能存在。同时，在将影响家庭消费的各类因素进行控制后，仍然可能会存在遗漏变量偏误。鉴于这些分析，有必要做出一些改进，以更大程度地改善模型估计的内生性偏误。1 控制消费习惯效应由于消费习惯的存在，前一阶段家庭消费与前一时期家庭的幸福感、当前家庭消费水平有一定的关系。为控制消费习惯效应，本文将上一期家庭消费支出加入方程(1)，即在 CFPS 2012 版的家庭样本中添加 2010 年的消费数据进行控制，CFPS 2014 版的家庭样本控制 2012 年的消费数据，CFPS2016 版的家庭样本控制 2012 年的消费数据，CFPS 2018 版的家庭样本控制 2016 年消费数据。由表 867嘉兴学院学报第 35 卷第 3 期第(1)、(2)列结果可看出，消费习惯效应显著，但幸福感提升家庭消费的结论仍然成立。表 8户主幸福感对家庭消费的影响(解决内生性)变量(1)消费 1(2)消费 2(3)消费 1(4)消费 2幸福感0011(0005)0015(0006)0024 (0006)0025 (0006)上期消费对数0319 (0010)0309 (0011)不控制不控制户主特征控制控制控制控制家庭特征控制控制控制控制省份控制控制否否时间控制控制否否N20 40420 4004 1104 110204940500032203422 运用平衡面板数据消费还可能受到家庭成员能力、偏好等因素的影响，但这些特征并不随时间而改变。对此，本文选取 2012 年、2014 年、2016 年、2018 年均参与调查的家庭样本构成平衡面板数据，采用固定效应模型进行估计如下:Cit=0+1Happyit+2Xit+ui+it(4)其中，Cit表示第 i 个家庭第 t 年的消费，Happyit表示第 i 个家庭第 t 年的幸福感，Xit代表的控制变量随时间而变化，ui表示家庭层面不随时间而变化的固有因素。鉴于同一村居内不同家庭户的随机扰动项it之间存在相关性，我们均将回归标准误在村庄层面聚类。估计结果报告在表 8 第(3)、第(4)列，结果仍然显示，户主幸福感显著增加了家庭消费。3 工具变量估计因为 CFPS 只有省级层面数据，没有相应的城市代码，为克服内生性，本文借鉴文献 17 的研究设计，经过反复实验，采用同一社区、同一年份其他家庭幸福感的平均值作为工具变量，进行两阶段估计。表 9户主幸福感对家庭消费的影响(工具变量法)变量(1)幸福感一阶段(2)消费 1 二阶段(3)消费 2 二阶段幸福感0129 (0019)0125 (0019)工具变量0453 (0013)户主特征控制控制控制家庭特征控制控制控制省份控制控制控制时间否否否N34 39134 39134 3912008503820403一阶段 F 值8527DWH 检验 Chi22676821701(P value)00000000注:括号中是异方差稳健标准误表 9 报告了工具变量法的估计结果，为避免重复，本文以第(1)列和第(2)列的估计结果为例进行分析，DWH 检验卡方值为 26.768，P 值为 0.000，在 1%水平上拒绝变量外生性原假设。一阶77侯庆琳，吴祎雯，刘利，等:主观幸福感如何影响家庭消费?基于 CFPS 微观数据的研究段回归结果均显示，社区平均幸福感对户主幸福感的影响系数在 1%水平显著，一阶段的 F 值 85.27，大于临界值 16.38(10%显著性水平)，故本文选取社区均值做户主幸福感的工具变量是合适的，不存在弱工具变量选择问题。二阶段估计中，幸福感系数在 1%统计水平上显著为正，进一步说明本文估计结果的可靠性。(四)异质性效应检验通过以上分析发现，户主幸福感显著促进了家庭消费。户主幸福感对不同特征的家庭消费影响是否具有差异性?本部分依据户主健康状况、户主城乡类型以及家庭收入水平进行了分样本估计。以下均以消费 1 作为被解释变量。1 基于户主健康状况及城乡类型的异质性影响表 10 第(1)、第(2)列是依据户主健康状况进行分组。对比第(1)、第(2)列显著性和系数值大小可知，相比户主健康状况好的家庭，健康状况较差的家庭户主幸福感对家庭消费的影响更为敏感，影响程度也更大。其原因可能是对于户主健康状况较差的家庭，幸福感更高的人更愿意花费在医疗、保健上。第(3)、第(4)列是依据不同地区进行分组，相比于农村地区，户主幸福感对城镇地区家庭消费的促进作用更大。可能原因在于城镇地区家庭收入水平和稳定性较高，幸福感越高的家庭更愿意用于文化娱乐、教育支出等消费上。表 10异质性影响变量健康状况城乡类型(1)不健康(2)健康(3)农村(4)城镇幸福感0028 (0004)0018(0008)0021 (0007)0026 (0005)户主特征控制控制控制控制家庭特征控制控制控制控制省份控制控制控制控制时间控制控制控制控制N27 9689 47519 52217 921204240394032504132 基于家庭收入水平及户主婚姻状况的异质性影响对于不同收入水平的家庭，户主幸福感对家庭消费的影响是否存在显著差异呢?本文按照家庭收入的分位数划分，将收入小于 25%分位数的家庭定义为低收入家庭，将收入大于 75%分位数的家庭定义为高收入家庭，中间定义为中等收入家庭，如表 11 所示。表 11异质性影响(续)项目收入水平婚姻状况(1)低收入(2)中等收入(3)高收入(4)单身(5)已婚幸福感0025(001)0011(0005)0016(0009)0016(0010)0024 (0005)户主特征控制控制控制控制控制家庭特征控制控制控制控制控制省份控制控制控制控制控制时间控制控制控制控制控制N9 37518 7419 3274 50532 938202640187027505080389表 11 的回归结果显示，户主幸福感对消费的影响在高收入家庭并不显著，对中低收入家庭影响在 5%的统计水平上显著，并且对低收入家庭促进作用最大。因此，要拉动内需、促进消费，可以把关注点放在提升收入水平较低地区的居民幸福感上。但高收入地区的消费环境和潜在消费力不可忽87嘉兴学院学报第 35 卷第 3 期视，在缩小区域差距、推动低收入地区消费的同时，更应继续提升高收入地区的消费潜力。对比户主单身和已婚的样本，户主幸福感对单身家庭消费并无显著影响;而夫妻家庭，户主幸福感对家庭消费有显著正向影响。因此，通过帮助年轻人树立正确的婚姻观，纠正高昂彩礼等落后婚俗，提高结婚率，将有助于增强幸福感的消费效应。三、影响机制检验(一)网络的中介效应现有文献表明，更高的幸福感可以促进家庭(个人)所拥有的社交网络，进而提升消费水平。18 本文采用方程(1)、方程(2)及方程(3)构建的中介效应模型进行检验。采用人情礼支出作为社交网络代理变量，19 因为 2012 年无此变量，所以此部分的分析选用 2014 年、2016 年以及2018 年的数据，户主幸福感数据依然分别用 2012 年、2014 年、2016 年的进行匹配。为便于比较分析，表 11 第(1)列没有添加中介变量;第(2)列表明，户主幸福感越高的家庭，人情礼金支出金额越多，进一步由表 12 第(3)列可见，户主幸福感和人情礼金支出的估计系数都显著为正，表明幸福感影响家庭消费，存在家庭社交网络的中介效应，中介效应占总效应比例为 13.84%。正向的社交网络中介效应表明，一方面幸福感本身增加家庭消费，另一方面幸福感通过促进家庭享有的社交网络，间接提升家庭消费水平。出于稳健性考虑，本文进一步构建 Sobel Z 统计量，检验交叉项 11显著性，结果显示，Sobel Z 统计量为 2.827，在 1%水平上显著，说明中介效应存在的结论是稳健的。表 12社交网络的中介效应项目被解释变量(1)家庭消费 1(2)人情礼金支出(3)家庭消费 1幸福感0016 (0005)0016 (0006)0014 (0004)人情礼金支出0139 (0004)控制变量是是是省份控制是是是年份控制是是是N26 84226 84226 8422045802800479(二)户主幸福感对家庭消费结构的影响户主幸福感如何会通过消费结构影响总消费。20 表 13 结果显示，除了文教娱乐和医疗支出外，户主幸福感对家庭日用品等 5 项消费支出均产生了显著的影响，幸福感强增加了基本生活支出。尽管幸福感与医疗支出没有显著相关，但幸福感系数变量为负。从某种程度上来说，幸福的人患病的可能性较小，他们在医疗上的花费可能更少。幸福感对文教娱乐支出有正向但不显著的影响。可见，幸福感通过增加家庭日用品及设备、衣着鞋帽、食品、住房和交通通信等方面的支出而增加家庭总消费。表 13户主幸福感对家庭消费结构的影响项目日用品及设备衣着鞋帽文教娱乐食品住房医疗交通其他幸福感0035 (0009)0021 (0007)0013(0008)0015 (0004)0030 (0008)0008(0006)0043 (0005)0016*0008N36 94935 38924 33637 22037 15333 96736 77427 97120259035600960375024801030378032497侯庆琳，吴祎雯，刘利，等:主观幸福感如何影响家庭消费?基于 CFPS 微观数据的研究四、结论与启示本文使用中国家庭追踪调查(CFPS)数据，实证检验了户主幸福感如何影响家庭消费。OLS 结果显示，户主幸福感在 1%的统计水平上，显著提升家庭消费。变换核心解释变量测度指标、将户主年龄过大样本删除、以平均消费倾向为被解释变量以及利用直接有关于幸福感问题设计的 2012 年问卷调查数据重新进行估计，结果依然可靠。为解决变量内生性问题，通过控制上一期家庭消费支出、利用平衡面板数据固定效应模型以及采用同一社区、同一年份其他家庭幸福感的平均值作为工具变量，对基准模型进行重新估计。异质性效应检验部分发现，相比户主健康状况好的家庭，健康状况较差的家庭户主幸福感高低对家庭消费的影响更为敏感，影响程度也更大;相比于农村地区，户主幸福感对城镇地区家庭消费的促进作用更大;户主幸福感对消费的影响对高收入家庭并不显著，对中低收入家庭影响在 5%的统计水平上显著，并且对低收入家庭促进作用最大;户主幸福感对单身家庭消费并无显著影响，而在夫妻家庭中，户主幸福感显著提升家庭消费。影响机制检验部分发现，幸福感直接增加家庭消费，同时幸福感通过丰富家庭享有的社会网络，对家庭消费产生间接促进作用;幸福感通过增加家庭日用品及设备、衣着鞋帽、食品、住房和交通通信等方面的支出而增加家庭总消费。总之，提升人民群众幸福感是激发居民消费潜力的一个有效途径。政府应该重视居民主观幸福感对促进家庭消费的作用，通过增强居民对未来生活的信心程度，提高居民的获得感和幸福感，激发居民消费潜力，进而实现中国经济增长的动力转换。参考文献:1 马光荣，周广肃 新型农村养老保险对家庭储蓄的影响:基于 CFPS 数据的研究 J 经济研究，2014，49(11):116129 2 甘犁，赵乃宝，孙永智 收入不平等、流动性约束与中国家庭储蓄率 J 经济研究，2018，53(12):3450 3 苏华山，吕文慧，张运峰 未婚家庭成员人数对家庭储蓄率的影响 基于 CFPS 面板数据的研究 J 经济科学，2016(6):7588 4 刘利 退休如何影响城镇家庭消费 基于断点回归法的 CFPS 数据验证 J 人口与经济，2018(6):6476 5 KAHNEMAN D，KUEGE A B Developments in the Measurement of Subjective Wellbeing J The Journal of Economic Per-spectives，2006，20(1):324 6 GILBET D Stumbling on Happiness M New York:Vintage Books，2007:8588 7 DIENE E，TOV W Subjective Wellbeing and Peace J Jour