譚本艷，吳 艷

(三峽大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 宜昌 443002)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

女性通過勞動(dòng)參與獲得收入，從而影響家庭消費(fèi)，因此女性是推動(dòng)家庭消費(fèi)的重要群體，女性勞動(dòng)參與是調(diào)整家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的重要方式。黨的十九屆五中全會(huì)提出，要加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局，其核心就是要打通生產(chǎn)、分配、流通、消費(fèi)等環(huán)節(jié)的堵點(diǎn)，而消費(fèi)環(huán)節(jié)重在擴(kuò)大居民消費(fèi)和推動(dòng)消費(fèi)升級(jí)(王一鳴，2020)[1]。擴(kuò)大居民消費(fèi)和推動(dòng)消費(fèi)升級(jí)可以借助女性這一重要群體的力量，本文試圖從女性勞動(dòng)參與的視角研究其對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響。學(xué)術(shù)界對(duì)女性勞動(dòng)參與和消費(fèi)結(jié)構(gòu)問題進(jìn)行了大量的研究，從我們了解的文獻(xiàn)來看，研究視角主要集中在以下幾個(gè)方面。

(一)關(guān)于女性勞動(dòng)參與的研究

1.對(duì)女性勞動(dòng)參與的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究

國外學(xué)者Heathcote等(2017)[2]基于收入分配視角，研究發(fā)現(xiàn)1967—2002年期間女性勞動(dòng)力供給的增加促進(jìn)了美國人均收入增長，且女性勞動(dòng)力供給的增加對(duì)收入不平等有抵消作用。Salari和Javid(2019)[3]基于房價(jià)的視角，利用美國48個(gè)州9年的匯總面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)女性勞動(dòng)參與增加對(duì)房價(jià)有正向影響。國內(nèi)學(xué)者付光美(2017)[4]基于宏觀經(jīng)濟(jì)視角，實(shí)證發(fā)現(xiàn)女性就業(yè)可以提高全社會(huì)勞動(dòng)生產(chǎn)率，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。

2.對(duì)女性勞動(dòng)參與的影響因素研究

國外學(xué)者Attanasio等(2008)[5]基于工資以及成本的視角，發(fā)現(xiàn)總體工資增長、兒童保育成本減少與工資-性別差距減少相結(jié)合，能夠提高已婚女性勞動(dòng)參與。Alazzawi和Hlasny(2019)[6]基于家庭財(cái)富的視角，認(rèn)為一個(gè)家庭的財(cái)富指數(shù)越高，該家庭女性參與勞動(dòng)的可能性就越小。國內(nèi)學(xué)者大多從微觀層面，如家庭收入、家庭人口結(jié)構(gòu)、居住模式、兒童看護(hù)和老年照料、住房資產(chǎn)、住房負(fù)債以及女性自身人力資本等角度研究影響女性勞動(dòng)參與的因素，比如孫繼圣和周亞虹(2019)[7]研究發(fā)現(xiàn)，與家中老人合住對(duì)提升我國已婚女性勞動(dòng)參與率有積極作用。

(二)關(guān)于消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響因素的研究

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)影響居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響因素研究大致可分為外在環(huán)境和家庭自身因素兩種。其中外在環(huán)境涉及宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、中國城鄉(xiāng)居民收入差距、人口老齡化、互聯(lián)網(wǎng)、普惠金融發(fā)展等。如李江一和李涵(2016)[8]研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大促進(jìn)了城鎮(zhèn)家庭享受型商品消費(fèi)，卻擠出了農(nóng)村家庭生存型和享受型商品消費(fèi)。家庭自身因素方面主要涉及家庭持有房產(chǎn)量、家庭人口結(jié)構(gòu)、家庭資產(chǎn)結(jié)構(gòu)變動(dòng)和社會(huì)資本以及人情支出等。如齊紅倩和劉巖(2020)[9]利用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，實(shí)證發(fā)現(xiàn)家庭老年撫養(yǎng)比的增加能夠改善家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)，而家庭少兒撫養(yǎng)比的增加會(huì)抑制家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的改善。另外，Mangiavacchi等(2021)[10]對(duì)德國社會(huì)經(jīng)濟(jì)小組(SOEP)進(jìn)行估計(jì)，并用一個(gè)完整的恩格爾系數(shù)曲線檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)家庭消費(fèi)決策還受人格特征的影響：心理開放特質(zhì)得分較高的男性和女性在文化教育上的支出更高，隨和性特征得分高的女性和盡責(zé)性特質(zhì)得分高的男性會(huì)增加食物消費(fèi)。最近，尤其是隨著“雙循環(huán)”的新發(fā)展格局提出，學(xué)術(shù)界對(duì)擴(kuò)大內(nèi)需、促進(jìn)消費(fèi)以及優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)等的文獻(xiàn)研究也越來越多，有從國內(nèi)供給質(zhì)量角度，有從房價(jià)房租的角度，也有從數(shù)字金融以及移動(dòng)支付的角度。比如陳戰(zhàn)波等(2021)[11]通過實(shí)證發(fā)現(xiàn)移動(dòng)支付能夠有效釋放農(nóng)村居民家庭的消費(fèi)潛力，促進(jìn)消費(fèi)升級(jí)。

(三)關(guān)于女性勞動(dòng)參與影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究

國外學(xué)者Dynarski等(1997)[12]認(rèn)為在戶主收入不穩(wěn)定時(shí)，妻子勞動(dòng)收入、補(bǔ)償收入損失，對(duì)家庭當(dāng)期消費(fèi)有平滑作用。Forrester和Klein(2018)[13]研究發(fā)現(xiàn)參與勞動(dòng)的女性的家庭將更多的收入用于兒童保育、外出就餐、清潔服務(wù)、洗衣和干洗以及會(huì)計(jì)服務(wù)，而用于家庭的食物和服裝縫紉材料上的花費(fèi)較少。郭新華和李卓宇(2017)[14]認(rèn)為女性勞動(dòng)供給是家庭抵御收入沖擊和消費(fèi)平滑的重要手段，其附加工人效應(yīng)明顯。這些研究都表明女性勞動(dòng)參與能夠在一定程度上影響家庭消費(fèi)。

從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，盡管學(xué)術(shù)界對(duì)女性勞動(dòng)參與進(jìn)行了較多的研究，但是對(duì)女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響的文獻(xiàn)比較少。那么，女性勞動(dòng)參與會(huì)對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)有影響嗎？如果有影響，其內(nèi)在機(jī)理是什么？本文將依據(jù)2017年CHFS數(shù)據(jù)，試圖將女性勞動(dòng)參與和家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)進(jìn)行結(jié)合研究，由于重點(diǎn)考慮到家庭這一微觀層面，本文主要研究女性群體，通過實(shí)證分析女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響。與現(xiàn)有的文獻(xiàn)研究相比，本文可能的貢獻(xiàn)在于：考慮到了女性這一特殊群體對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響；從勞動(dòng)參與的角度考察對(duì)家庭當(dāng)期消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，容易捕捉和刻畫；為構(gòu)建新發(fā)展格局，擴(kuò)大內(nèi)需提供新的途徑。

二、中國女性勞動(dòng)參與和家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀

(一)女性勞動(dòng)參與率現(xiàn)狀

參照尹志超和張誠(2019)[15]的研究，本文將已婚女性勞動(dòng)參與定義為“年齡在20～55歲之間，婚姻狀況為已婚的且有工作的女性”，本文中的女性勞動(dòng)參與均是指已婚女性勞動(dòng)參與。根據(jù)2011年、2013年、2015年和2017年CHFS數(shù)據(jù)，并經(jīng)過整理和計(jì)算得到2010年、2012年、2014年和2016年的中國家庭女性勞動(dòng)參與率分別為59.11%、57.92%、54.19%和65.32%?？梢钥闯?，在這四個(gè)年份里，中國家庭女性勞動(dòng)參與率經(jīng)歷了下降后又上升的過程，總體而言，有超過一半以上的女性參與工作，但另有35%～40%的女性沒有參與工作的主要原因是家庭緣故，比如要照顧老人或者小孩，也有部分女性由于自身身體緣故無法工作。

(二)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀

為研究家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀，并借鑒羅娟(2020)[16]的做法，將居民消費(fèi)分為生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)三大類。其中生存型消費(fèi)沿用肖立(2012)[17]的做法，由伙食費(fèi)(包括在外就餐)、水、電、燃料費(fèi)、物業(yè)管理費(fèi)、暖氣費(fèi)、日用品支出(不包括食品、衣著支出)、購買衣物支出以及住房裝修維修支出加總得到；發(fā)展型消費(fèi)由本地交通費(fèi)(包括自駕的油費(fèi)、停車費(fèi)、修理費(fèi)、保養(yǎng)費(fèi)、過路/橋費(fèi)等，但不包括以旅游為目的的交通費(fèi))、網(wǎng)絡(luò)通信費(fèi)(電話、手機(jī)等通信費(fèi)、有線電視、上網(wǎng)費(fèi))、教育培訓(xùn)支出、家庭交通工具支出(購買摩托車、電動(dòng)車等交通工具及其零部件支出，但不包括購買經(jīng)營性車輛如客車、貨車的支出)、醫(yī)療支出、保健支出以及健身支出加總得到；享受型消費(fèi)由美容支出(包括整容、購買護(hù)膚品、化妝品、美容護(hù)理、SPA)，雇傭保姆、司機(jī)、保潔等家庭服務(wù)支出，書報(bào)、光盤、影劇票、網(wǎng)吧、酒吧、養(yǎng)寵物、游樂場、玩具、藝術(shù)器材、體育用品等文化娛樂支出，旅游支出及代購?fù)鈬唐分С黾涌偤蟮玫?。根?jù)2011年、2013年、2015年和2017年的CHFS數(shù)據(jù)，本文分別計(jì)算了各年的生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)以及享受型消費(fèi)占家庭總消費(fèi)比重的狀況(見圖1)。

圖1 2010年、2012年、2014年和2016年中國家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)

從圖1可以看出，在這四年調(diào)查期間的三種類型消費(fèi)中，生存型消費(fèi)占比始終最高，占比均在50%以上的水平；發(fā)展型消費(fèi)其次，占比在20%～40%之間；享受型消費(fèi)最少，占比均在10%以內(nèi)。同時(shí)，隨著年份的增加，生存型消費(fèi)呈逐年下降的趨勢，發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)呈逐年上升的趨勢，但是享受型消費(fèi)增長的幅度很小，這也反映了隨著時(shí)間的推移，人們的消費(fèi)結(jié)構(gòu)正在發(fā)生變化，但仍然具有進(jìn)一步改善的空間。而這種變化是多種原因引起的，本文也正是基于參與勞動(dòng)的女性這一特殊群體進(jìn)行原因解釋，并為進(jìn)一步改善消費(fèi)結(jié)構(gòu)提供新的路徑。

三、理論分析與研究假設(shè)

為探究女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)是否有影響，本文借鑒羅娟的做法，將家庭消費(fèi)分為生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)三大類。其中，生存型消費(fèi)包含居民基本吃、穿和住等方面的開支，發(fā)展型消費(fèi)包含家庭交通、醫(yī)療、耐用品以及教育等開支，享受型消費(fèi)包含居民旅游、美容、雇傭保姆和司機(jī)以及購買奢侈品等開支。凱恩斯的絕對(duì)收入消費(fèi)理論指出，短期內(nèi)收入與消費(fèi)相關(guān)，隨著收入增加消費(fèi)也會(huì)增加，但是消費(fèi)的增長低于收入的增長。馬斯洛的需求層次理論指出，人類需求的五級(jí)模型可以被描繪成金字塔內(nèi)的等級(jí)，從層次結(jié)構(gòu)的底部向上，需求分別為：生理(食物和衣服)，安全(工作保障)，社交需要(友誼)，尊重和自我實(shí)現(xiàn)，且在高級(jí)需要出現(xiàn)之前，必須先滿足低級(jí)需要，且人們有動(dòng)力追求更高層次的需求。根據(jù)凱恩斯的絕對(duì)收入消費(fèi)理論和馬斯洛的需求層次理論，本文對(duì)女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)提出如下假設(shè)。

(一)生存型消費(fèi)

根據(jù)馬斯洛的需求層次理論，生理需求是級(jí)別最低的需求，人們?cè)谵D(zhuǎn)向較高層次的需求之前，總是先盡力滿足生理需求。而生存型消費(fèi)需求中大部分屬于生理需求層面，因此女性通過勞動(dòng)參與帶來家庭收入增加從而使得消費(fèi)增加的部分將優(yōu)先滿足家庭基本需求，即女性勞動(dòng)參與會(huì)顯著促進(jìn)生存型消費(fèi)?；谠摲治觯疚奶岢黾僭O(shè)H1：

H1：女性勞動(dòng)參與能夠顯著提高生存型消費(fèi)。

(二)發(fā)展型消費(fèi)

發(fā)展型消費(fèi)包含交通、醫(yī)療、教育等方面的支出，包含了安全需求，相比生理需求，安全需求為較高層級(jí)的需求，因此相比生存型消費(fèi)，發(fā)展型消費(fèi)為較高層級(jí)的需求。根據(jù)馬斯洛的需求層次理論，人們?cè)跐M足低層次需求后會(huì)轉(zhuǎn)向滿足較高層次需求，因此女性通過勞動(dòng)參與進(jìn)行財(cái)富積累，從而為滿足家庭安全需求創(chuàng)造條件?；诖?，本文提出假設(shè)H2：

H2：女性勞動(dòng)參與能夠顯著提高家庭發(fā)展型消費(fèi)。

(三)享受型消費(fèi)

根據(jù)需求彈性理論中的需求收入彈性概念，即在一定時(shí)期內(nèi)，消費(fèi)者對(duì)某種商品需求量的變動(dòng)對(duì)于消費(fèi)者收入量變動(dòng)的反應(yīng)程度用彈性系數(shù)加以衡量。在現(xiàn)實(shí)生活中，必需品的需求缺乏收入彈性(彈性系數(shù)小于1)；而奢侈品(旅游、娛樂、名貴物品等)的需求富有收入彈性(彈性系數(shù)大于1)。享受型消費(fèi)包含了大部分奢侈品消費(fèi)，這部分消費(fèi)的需求具有收入彈性大的特征，即享受型消費(fèi)的需求對(duì)收入變動(dòng)的反應(yīng)比較敏感，而且這部分需求的消費(fèi)能夠明顯提升生活品質(zhì)。人們期望通過增加享受型消費(fèi)來滿足自己的精神追求以及提升當(dāng)期生活品質(zhì)。因此，女性勞動(dòng)參與通過增加家庭收入帶動(dòng)消費(fèi)增加的部分會(huì)顯著體現(xiàn)在享受型消費(fèi)上。由此，本文提出假設(shè)H3：

H3：女性勞動(dòng)參與能夠顯著提高家庭享受型消費(fèi)。

四、模型設(shè)定與變量說明

(一)模型設(shè)定

根據(jù)前文的研究假設(shè)，首先采用OLS回歸模型，構(gòu)建模型如下：

lnli=α0+β1×FLFPi+β2×Χi+εi

(1)

其中，因變量lnli表示第i個(gè)家庭生存型消費(fèi)總額加一后取對(duì)數(shù)，自變量FLFPi表示第i個(gè)家庭女性勞動(dòng)參與情況，若女性參與勞動(dòng)，則取值為1，否則取值為0。Χi為三個(gè)層面的控制變量：女性個(gè)體特征變量(年齡、年齡的平方/100，受教育年限、健康狀況、幸福感)、家庭特征變量(家庭規(guī)模、家庭存款資產(chǎn)、家庭擁有自有住房的數(shù)量)和地區(qū)特征變量(家庭所在地是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村、是東部還是中西部)。εi為殘差項(xiàng)。女性勞動(dòng)參與對(duì)發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)的影響的回歸模型的變量含義及處理方法同模型(1)。需要說明的是，為探討女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響的機(jī)制，本文將家庭總收入作為中介變量而非控制變量，這樣處理的原因有兩點(diǎn)：第一，女性勞動(dòng)參與帶來的直接影響是其自身收入增加，而該收入會(huì)被納入家庭總收入中，即家庭總收入會(huì)受到女性勞動(dòng)參與的影響，這說明家庭總收入變量并不是外生變量；第二，如果在主回歸模型中加入家庭總收入變量，則會(huì)使得女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭不同類型消費(fèi)的系數(shù)不能反映女性勞動(dòng)參與的全部效應(yīng)。

為解決樣本選擇偏誤問題，本文還采用了Heckman兩階段回歸模型，以生存型消費(fèi)為例(發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)同生存型消費(fèi))，構(gòu)建模型如下：

第一階段：

Pr(FLFPi=1)=α0+β1×Agei+β2×Healthi+β3×Edui+β4×Fam_sizei+β5×Controli+β6×comFLP+εi

(2)

第二階段：

(3)

(二)數(shù)據(jù)來源及變量說明

本文數(shù)據(jù)來源于西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2017年在全國范圍內(nèi)(新疆、西藏和港澳臺(tái)地區(qū)除外)開展的中國家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)。CHFS數(shù)據(jù)通過隨機(jī)抽樣調(diào)查問卷的方式，獲取了居民家庭人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、家庭資產(chǎn)與負(fù)債、保險(xiǎn)與保障、家庭支出、家庭收入以及家庭成員受教育水平等數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)質(zhì)量高且具有很強(qiáng)的代表性，為本文研究女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響提供了有力支撐。為了減少因取值為0造成的樣本缺失問題，在進(jìn)行回歸時(shí)，將三種類型消費(fèi)、家庭總收入和家庭存款資產(chǎn)加一后再各自取對(duì)數(shù)，家庭總收入和家庭存款資產(chǎn)同理，同時(shí)剔除20歲以下和55歲以上的觀測值，為避免極端值對(duì)結(jié)果的影響，本文還對(duì)家庭收入和存款資產(chǎn)進(jìn)行上下1%截尾處理，再剔除缺失值，最終得到截面數(shù)據(jù)18766個(gè)，主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1顯示，對(duì)數(shù)化生存型消費(fèi)均值為10.1949，對(duì)數(shù)化發(fā)展型消費(fèi)均值為9.5451，對(duì)數(shù)化享受型消費(fèi)為7.5973，說明了我國家庭主要以基本生活消費(fèi)為主，消費(fèi)結(jié)構(gòu)還有進(jìn)一步提升的空間。從個(gè)體特征來看，平均年齡為38.6歲，平均健康狀況均介于“一般”和“好”之間，平均幸福感均介于“一般”和“幸?！敝g，但是健康狀況和幸福感的標(biāo)準(zhǔn)差較大(均大于0.7)，說明不同個(gè)體之間存在較大差異。從家庭特征來看，家庭規(guī)模、家庭總收入、家庭存款資產(chǎn)以及自有住房數(shù)量的極值都存在較大差異，說明我國家庭之間內(nèi)部差異性明顯。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)表

表2為單變量分析，主要比較女性勞動(dòng)參與家庭與未參與勞動(dòng)家庭的生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)、享受型消費(fèi)和家庭總收入的均值差異。女性未參與勞動(dòng)的家庭對(duì)數(shù)化后三種類型消費(fèi)以及家庭總收入均值都小于女性參與勞動(dòng)的家庭，差異顯著程度均為1%，且相比于生存型和發(fā)展型消費(fèi)，享受型消費(fèi)的差異更大。據(jù)此，可以初步判斷：女性勞動(dòng)參與會(huì)促進(jìn)家庭生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)，同時(shí)會(huì)提高家庭總收入。

表2 單變量分析

五、實(shí)證結(jié)果分析

(一)女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭不同類型消費(fèi)的影響

1.基于OLS回歸模型

首先分析女性勞動(dòng)參與對(duì)生存型消費(fèi)的影響，OLS回歸結(jié)果如表3第(1)列所示，女性勞動(dòng)參與對(duì)生存型消費(fèi)有正向顯著影響，這驗(yàn)證了假設(shè)1。從控制變量來看，年齡對(duì)生存型消費(fèi)有正向影響，但年齡的平方/100對(duì)生存型消費(fèi)有負(fù)向影響，均在1%水平上顯著，說明年齡與生存型消費(fèi)之間呈倒“U”形關(guān)系。受教育年限和幸福感都對(duì)生存型消費(fèi)有正向影響，均在1%水平上顯著，這可能是因?yàn)槲幕皆礁叩募彝ピ絻A向于改善基本生活水平，幸福感越強(qiáng)的家庭越愿意為基本生活“買單”。家庭規(guī)模越對(duì)家庭生存型消費(fèi)有正向顯著影響，存款數(shù)量和房產(chǎn)數(shù)量能夠帶來財(cái)富效應(yīng)，對(duì)生存型消費(fèi)也有顯著促進(jìn)作用。另外，家庭所在地為農(nóng)村對(duì)生存型消費(fèi)有顯著負(fù)向影響，這可能是因?yàn)檗r(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施不健全以及農(nóng)民收入水平較低，從而導(dǎo)致消費(fèi)水平更低。

女性勞動(dòng)參與對(duì)發(fā)展型消費(fèi)的影響，其結(jié)果如表3第(2)列所示，女性勞動(dòng)參與對(duì)發(fā)展型消費(fèi)有正向影響，且在1%的水平上顯著，這與假設(shè)2吻合。當(dāng)控制其他變量時(shí)，如果女性參與勞動(dòng)，家庭發(fā)展型消費(fèi)將在1%的顯著水平上增加5.5%。從控制變量來看，年齡與發(fā)展型消費(fèi)之間同樣存在倒“U”形關(guān)系。受教育年限對(duì)發(fā)展型消費(fèi)有顯著的促進(jìn)作用，這可能是因?yàn)榻逃皆礁叩募彝ピ阶⒅蒯t(yī)療保健以及教育培訓(xùn)等。身體健康狀況對(duì)發(fā)展型消費(fèi)有負(fù)向影響，且在1%的水平上顯著，這可能是因?yàn)樯眢w健康越差的家庭，其醫(yī)療支出越多，導(dǎo)致家庭的發(fā)展型消費(fèi)越高。幸福感對(duì)家庭發(fā)展型消費(fèi)的影響不再顯著。另外，與生存型消費(fèi)相類似，家庭規(guī)模對(duì)發(fā)展型消費(fèi)有顯著促進(jìn)作用，家庭存款數(shù)量和擁有自有住房數(shù)量帶來的“財(cái)富效應(yīng)”對(duì)發(fā)展型消費(fèi)仍然成立，且家庭所在地為農(nóng)村的家庭其發(fā)展型消費(fèi)也較低。

女性勞動(dòng)參與對(duì)享受型消費(fèi)的影響，其結(jié)果如表3第(3)列所示，女性勞動(dòng)參與對(duì)享受型消費(fèi)有正向影響，且在1%的水平上顯著，這驗(yàn)證了假設(shè)3。當(dāng)考慮控制變量時(shí)，如果女性參與勞動(dòng)，家庭享受型消費(fèi)將在1%的顯著水平上提高16.3%。從控制變量來看，年齡與享受型消費(fèi)依然呈倒“U”形關(guān)系，受教育年限、家庭存款資產(chǎn)以及擁有自有住房數(shù)量都對(duì)享受型消費(fèi)有正向顯著的影響，且家庭所在地為農(nóng)村對(duì)享受型消費(fèi)有負(fù)向影響，均在1%水平上顯著，這與生存型消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)一致。身體越健康的家庭的享受型消費(fèi)越高，這可能是因?yàn)樯眢w越健康用于醫(yī)療費(fèi)用越少從而轉(zhuǎn)向其他類型消費(fèi)，比如享受型消費(fèi)和生存型消費(fèi)。家庭規(guī)模對(duì)享受型消費(fèi)有顯著負(fù)向影響，這可能是因?yàn)榧彝ト丝谠蕉?，用于基本生存型和發(fā)展型消費(fèi)較多，從而顯著減少了享受型消費(fèi)。另外，女性勞動(dòng)參與對(duì)享受型消費(fèi)的系數(shù)為16.3%，遠(yuǎn)高于發(fā)展型消費(fèi)的系數(shù)5.5%和生存型消費(fèi)的系數(shù)4.8%，這說明女性勞動(dòng)參與對(duì)享受型消費(fèi)的促進(jìn)作用更加明顯。而且享受型消費(fèi)能夠給人們帶來更大的效用滿足，能夠更直接地提升人們生活滿意度。因此，從這一角度分析，女性勞動(dòng)參與能夠促進(jìn)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。

表3 女性勞動(dòng)參與對(duì)不同類型消費(fèi)的影響：OLS回歸

2.基于Heckman兩階段回歸模型

表4報(bào)告了Heckman第一階段回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，年齡對(duì)女性勞動(dòng)參與有正向顯著影響，而健康水平越高、受教育年限越長以及家庭規(guī)模越大，對(duì)女性勞動(dòng)參與有負(fù)向顯著影響。說明選擇勞動(dòng)參與的女性，其個(gè)人以及家庭的特征有一定的差異性。排除性約束變量comFLP在1%的水平上顯著為正，說明同一社區(qū)、同一年齡階段的女性勞動(dòng)參與率會(huì)正向影響家庭的女性勞動(dòng)參與選擇，這滿足排除性約束變量選擇的條件。

表4 女性勞動(dòng)參與對(duì)不同類型消費(fèi)的影響：Heckman第一階段回歸

表5為Heckman第二階段回歸結(jié)果，從中可以得知，在控制女性勞動(dòng)參與的自選擇偏差后，女性勞動(dòng)參與對(duì)生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)以及享受型消費(fèi)仍有顯著的正向影響，對(duì)應(yīng)的系數(shù)大小也與表3接近。這表明表3的結(jié)果是可靠的。

表5 女性勞動(dòng)參與對(duì)不同類型消費(fèi)的影響：Heckman第二階段回歸

(二)女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的作用機(jī)制檢驗(yàn)

通過上述基準(zhǔn)回歸的結(jié)果分析得知，女性勞動(dòng)參與對(duì)生存型、發(fā)展型消費(fèi)以及享受型消費(fèi)均有正向顯著的影響。那么，其作用機(jī)制是什么呢？根據(jù)女性經(jīng)濟(jì)學(xué)觀點(diǎn)以及得到驗(yàn)證的假設(shè)1、假設(shè)2以及假設(shè)3，女性勞動(dòng)參與是女性實(shí)現(xiàn)自我價(jià)值的重要體現(xiàn)，女性將工作獲得的收入納入家庭總收入之中，通過家庭的不同類型的消費(fèi)來實(shí)現(xiàn)其自身以及家庭的效用滿足。因此，家庭總收入可以視為女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響的重要路徑。其中介效應(yīng)路徑如圖2所示。

圖2 中介效應(yīng)路徑圖

接下來，運(yùn)用Sobel中介因子效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停瑱z驗(yàn)家庭總收入是否是發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)的傳導(dǎo)路徑。先對(duì)生存型消費(fèi)進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，構(gòu)建中介效應(yīng)模型：

lnli=θ0+θ1FLFPi+лΖi+ξi

(4)

lnincomei=λ0+λ1FLFPi+лΖi+ξi

(5)

lnli=к0+к1FLFPi+к2lnincomei+лΖi+ξi

(6)

其中l(wèi)nli為生存型消費(fèi)(對(duì)數(shù)化)，lnincomei為中介變量，即對(duì)數(shù)化家庭總收入。Ζi為控制變量，ξi為殘差項(xiàng)。類似地，設(shè)定家庭總收入在發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)中的傳導(dǎo)路徑模型與前相同。

根據(jù)Baron和Kenny(1986)[19]的Sobel中介因子檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)家庭總收入在女性勞動(dòng)參與和生存型消費(fèi)之間是否存在中介效應(yīng)檢驗(yàn)可以分解為三個(gè)步驟。首先，在不加入家庭總收入指標(biāo)的基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)女性勞動(dòng)參與對(duì)生存型消費(fèi)的影響，此為路徑模型Patha，回歸系數(shù)為θ1；接著，檢驗(yàn)女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭總收入的影響，此為路徑模型Pathb，回歸系數(shù)為λ1；最后，同時(shí)分析女性勞動(dòng)參與和家庭總收入對(duì)生存型消費(fèi)的影響，此為路徑模型Pathc，回歸系數(shù)為к1和к2。當(dāng)回歸系數(shù)θ1、λ1、к2均顯著時(shí)，則存在中介效應(yīng)；當(dāng)回歸系數(shù)θ1、λ1、к2均顯著，但к1不顯著，且Sobelz值統(tǒng)計(jì)上顯著時(shí)，則為完全中介效應(yīng)；當(dāng)回歸系數(shù)θ1、λ1、к1、к2均顯著，但к1顯著性低于θ1，且Sobelz值統(tǒng)計(jì)上顯著時(shí)，則為部分中介效應(yīng)。

同理，研究家庭總收入是否在女性勞動(dòng)參與和發(fā)展型消費(fèi)以及享受型消費(fèi)之間存在中介因子效應(yīng)的檢驗(yàn)方法與上述步驟類似。Sobel中介因子檢驗(yàn)結(jié)果如表6。

表6 Sobel中介因子效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

首先分析家庭總收入是否在女性勞動(dòng)參與和生存型消費(fèi)之間存在中介效應(yīng)：在patha中，女性勞動(dòng)參與對(duì)生存型消費(fèi)的回歸系數(shù)為0.048，且在1%的水平顯著；在pathb中，女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭總收入的回歸系數(shù)為0.153，且在1%的水平顯著；在pathc中，即把中介因子家庭總收入放入女性勞動(dòng)參與和生存型消費(fèi)的估計(jì)模型中時(shí)，家庭總收入對(duì)生存型消費(fèi)的回歸系數(shù)為0.169，且在1%的水平顯著，Sobelz值也在1%的水平上顯著，由此可以得知，家庭總收入在女性勞動(dòng)參與和生存型消費(fèi)之間存在中介效應(yīng)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)女性勞動(dòng)參與的回歸系數(shù)降為0.022，且不再顯著。因此，根據(jù)表6報(bào)告的結(jié)果，家庭總收入在女性勞動(dòng)參與和生存型消費(fèi)的路徑中存在完全中介效應(yīng)。

同理分析家庭總收入是否在女性勞動(dòng)參與和發(fā)展型消費(fèi)以及享受型消費(fèi)存在中介效應(yīng)。發(fā)展型消費(fèi)：在patha中，女性勞動(dòng)參與對(duì)發(fā)展型消費(fèi)的回歸系數(shù)為0.055，在1%的水平上顯著；在pathb中，女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭總收入的回歸系數(shù)為0.153，在1%的水平上顯著；在pathc中，即把中介因子家庭總收入放入女性勞動(dòng)參與和發(fā)展型消費(fèi)的估計(jì)模型中時(shí)，家庭總收入對(duì)發(fā)展型消費(fèi)的回歸系數(shù)為0.132，在1%的水平上顯著，Sobelz值也在1%的水平上顯著，由此得知，家庭總收入在女性勞動(dòng)參與和發(fā)展型消費(fèi)之間存在中介效應(yīng)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，女性勞動(dòng)參與的回歸系數(shù)降為0.034，在10%的水平上顯著。由此報(bào)告的結(jié)果可得，家庭總收入在女性勞動(dòng)參與和發(fā)展型消費(fèi)的路徑中存在部分中介效應(yīng)。同理分析享受型消費(fèi)可得，家庭總收入在女性勞動(dòng)參與和享受型消費(fèi)的路徑中存在部分中介效應(yīng)。

(三)異質(zhì)性分析

1.不同年齡階段

雖然基本回歸結(jié)果已經(jīng)表明年齡對(duì)三種類型消費(fèi)均存在倒“U”形關(guān)系，但并沒有體現(xiàn)出不同年齡段的女性勞動(dòng)參與對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性作用。根據(jù)樣本中已婚女性的年齡分布特征，本文將年齡劃分為三個(gè)階段，即20～35歲，35～45歲、45～55歲。參考已有文獻(xiàn)，為避免多重共線性，引入3個(gè)虛擬變量。以20～35歲為例，若年齡在20～35歲且女性參與勞動(dòng)，則20～35歲女性勞動(dòng)參與賦值為1，否則賦值為0。35～45歲女性勞動(dòng)參與以及45～55歲女性勞動(dòng)參與同理。

不同年齡段女性勞動(dòng)參與對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響如表7所示，回歸結(jié)果表明：年齡段為20～35歲的女性勞動(dòng)參與對(duì)生存型消費(fèi)和享受型消費(fèi)均有正向顯著的影響，但是對(duì)發(fā)展型消費(fèi)的影響不再顯著；年齡段為35～45歲的女性勞動(dòng)參與對(duì)三種類型消費(fèi)均有正項(xiàng)顯著影響；而年齡段為45～55歲的女性勞動(dòng)參與對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響不再顯著。這意味著不同年齡段的女性勞動(dòng)參與對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響有異質(zhì)性作用，總體而言，年齡段為45歲之前的女性勞動(dòng)參與對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響更明顯。另外，從系數(shù)值大小來看，20～35歲女性勞動(dòng)參與對(duì)享受型消費(fèi)影響最大，為0.271，這意味著越年輕的已婚女性選擇勞動(dòng)參與越能夠促進(jìn)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。

表7 不同年齡段異質(zhì)性

2.不同教育水平

為考察女性勞動(dòng)參與對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響在人力資本視角下的異質(zhì)性，接下來本文將從體現(xiàn)人力資本差異的文化水平(受教育水平)指標(biāo)對(duì)樣本進(jìn)行分樣本回歸。

根據(jù)問卷中對(duì)文化程度問題的回答(1=沒上過學(xué)；2=小學(xué)；3=初中；4=高中；5=中專/職高；6=大專/高職；7=大學(xué)本科；8=碩士研究生；9=博士研究生)，本文將回答結(jié)果為1和2的群體劃分為“低教育水平”樣本，將回答結(jié)果為3～5的群體劃分為“中等教育水平”樣本，將回答結(jié)果為6～9的群體劃分為“高等教育水平”樣本。

分樣本回歸結(jié)果顯示：不同教育水平下，女性勞動(dòng)參與對(duì)不同類型消費(fèi)的影響存在較大差異。具體而言，低教育水平下，女性勞動(dòng)參與對(duì)三種類型消費(fèi)的影響均不顯著；中等教育水平下，女性勞動(dòng)參與僅對(duì)享受型消費(fèi)有正向顯著影響(在5%的水平上顯著)，而對(duì)生存型消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)的正向影響并不顯著；高等教育水平下，女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭生存型、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)均有正向顯著影響，且均在1%的水平上顯著。

總體而言，女性勞動(dòng)參與對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響在中高教育水平的家庭更明顯?？赡艿脑蚴?，女性受教育水平越高，其參與工作獲得的收入也相對(duì)可能更多，從而用于消費(fèi)的部分也更多。另外，受過高等教育經(jīng)歷的人對(duì)傾向于提高生活品質(zhì)和提升精神享受的消費(fèi)觀念可能會(huì)更強(qiáng)烈。

表8 不同教育水平異質(zhì)性

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證上文結(jié)果的穩(wěn)健性，本文對(duì)上述估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.刪除所有的控制變量

女性勞動(dòng)參與使得女性收入增加，出于改善生活的需要，同時(shí)受文化水平、身體狀況、家庭規(guī)模、家庭所在地區(qū)以及家庭資產(chǎn)等影響，從而再對(duì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。然而，在現(xiàn)實(shí)生活中，參與勞動(dòng)過程中產(chǎn)生資源消耗也可能直接影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)，那么女性勞動(dòng)參與會(huì)不會(huì)對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生直接影響呢？在刪除所有的控制變量后，估計(jì)結(jié)果表明：僅僅考慮女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，女性勞動(dòng)參與對(duì)生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)的系數(shù)分別為0.063、0.061和0.178，且分別在1%、5%和10%的水平上顯著，這和基本結(jié)果大致相同。

2.增加新的控制變量

考慮到女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭各類消費(fèi)的影響結(jié)果可能與是否參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)情況有關(guān)，因此，在原有控制變量的基礎(chǔ)上，增加虛擬變量“是否參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)(包括政府事業(yè)單位退休金、城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)金、新型鄉(xiāng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)金、城鎮(zhèn)居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)金以及城鄉(xiāng)統(tǒng)一居民社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)金，參與其一就認(rèn)為參與社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)家庭，賦值為1，否則賦值為0)”這個(gè)控制變量。在對(duì)其進(jìn)行控制后，女性勞動(dòng)參與對(duì)各類消費(fèi)的系數(shù)控制略微有所變?。号詣趧?dòng)參與對(duì)生存型消費(fèi)的系數(shù)由0.048變?yōu)?.046，對(duì)發(fā)展型消費(fèi)的系數(shù)由0.055變?yōu)?.051，對(duì)享受型消費(fèi)的系數(shù)由0.163變?yōu)?.149，但均保持原來的顯著性水平。這說明女性勞動(dòng)參與對(duì)各種類型消費(fèi)的基本回歸模型回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。增加新的控制變量后，女性勞動(dòng)參與對(duì)各類型消費(fèi)的回歸系數(shù)變化如表9所示。

表9 增加是否參加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)控制變量前后結(jié)果對(duì)比

3.對(duì)被解釋變量分別進(jìn)行上下1%和5%截尾處理

考慮到極端值對(duì)回歸結(jié)果的影響，本文還分別對(duì)生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)以及享受型消費(fèi)進(jìn)行上下1%和5%截尾處理。當(dāng)進(jìn)行上下1%截尾處理時(shí)，結(jié)果顯示，女性勞動(dòng)參與對(duì)生存型消費(fèi)系數(shù)為0.042，在1%的水平上顯著；對(duì)發(fā)展型消費(fèi)的系數(shù)為0.055，在1%的水平上顯著；對(duì)享受型消費(fèi)的系數(shù)為0.168，在1%水平上顯著。當(dāng)進(jìn)行上下5%截尾處理時(shí)，女性勞動(dòng)參與對(duì)生存型消費(fèi)的系數(shù)為0.036，在1%水平上顯著，對(duì)發(fā)展型消費(fèi)的系數(shù)為0.027，在5%的水平上顯著，對(duì)享受型消費(fèi)的系數(shù)為0.157，在1%的水平上顯著。綜上，當(dāng)分別對(duì)生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)以及享受型消費(fèi)進(jìn)行上下1%和5%截尾處理時(shí)，基本結(jié)果依然穩(wěn)健。

4.工具變量法

為克服由于女性勞動(dòng)參與和家庭不同類型消費(fèi)之間存在互為因果關(guān)系而造成的內(nèi)生性問題，本文采用工具變量法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。工具變量選取為前文中的comFLP，即同一社區(qū)、同一年齡段的女性勞動(dòng)參與率。Durbin-Wu-Hausan 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，P值在1%的水平上拒絕了不存在內(nèi)生性問題；工具變量回歸的第一階段回歸結(jié)果顯示，comFLP對(duì)女性勞動(dòng)參與的系數(shù)為0.403，在1%水平上顯著，且F值為189.94，表明工具變量合適；工具變量回歸的第二階段回歸結(jié)果表明，女性勞動(dòng)參與對(duì)生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)的系數(shù)分別為0.555、0.824和0.978，且都在1%的水平上顯著。這也表明了本文的結(jié)論是可靠的。

5.傾向得分匹配法(PSM)

為了緩解樣本自選擇帶來的估計(jì)偏差問題，本文還采用了傾向得分匹配法來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。計(jì)算女性勞動(dòng)參與平均處理效應(yīng)(ATT)的步驟如下：①選取女性的年齡、年齡的平方/100、受教育年限、健康狀況、幸福感、家庭規(guī)模、家庭存款資產(chǎn)、擁有自有住房的數(shù)量、家庭所在地是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村、是東部還是中西部進(jìn)行Logit回歸，估計(jì)出傾向得分。②進(jìn)行一對(duì)四匹配、半徑匹配和核匹配，匹配后所有變量的標(biāo)準(zhǔn)差均小于10%。表10報(bào)告了匹配結(jié)果，以一對(duì)四匹配結(jié)果來看，女性勞動(dòng)參與對(duì)生存型消費(fèi)的平均處理效應(yīng)為5.7%，對(duì)應(yīng)的t值顯著；對(duì)發(fā)展型消費(fèi)的平均處理效應(yīng)5.2%，對(duì)應(yīng)的t值顯著；對(duì)享受型消費(fèi)的平均處理效應(yīng)為15.4%，對(duì)應(yīng)的t值顯著。半徑匹配與核匹配的估計(jì)結(jié)果與一對(duì)四匹配的估計(jì)結(jié)果基本一致，表明本文估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。傾向得分匹配法檢驗(yàn)的結(jié)果如表10所示。

表10 女性勞動(dòng)參與對(duì)不同類型消費(fèi)的影響：傾向得分匹配

六、結(jié)論與啟示

本文利用2017年CHFS數(shù)據(jù)實(shí)證分析了女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，無論是基于OLS回歸模型還是Heckman兩階段回歸模型，女性勞動(dòng)參與對(duì)生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)均有顯著促進(jìn)作用，且對(duì)享受型消費(fèi)的系數(shù)均明顯大于生存型消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)。在女性勞動(dòng)參與影響家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的路徑進(jìn)行理論分析的基礎(chǔ)上，運(yùn)用中介因子效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，女性勞動(dòng)參與通過增加家庭總收入來促進(jìn)三種類型消費(fèi)，且在促進(jìn)生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)時(shí)，家庭總收入對(duì)前者發(fā)揮著完全中介效應(yīng)，對(duì)后兩者均發(fā)揮著部分中介效應(yīng)。進(jìn)一步，通過對(duì)不同年齡段和不同教育水平的女性勞動(dòng)參與進(jìn)行異質(zhì)性分析，結(jié)果顯示，年齡段為20～35歲和35～45歲的女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響更明顯，且在所有的顯著性的影響下，年齡段為20～35歲女性勞動(dòng)參與對(duì)享受型消費(fèi)影響最大。另外，相比低教育水平，中、高教育水平的女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響更明顯。最后通過增減控制變量、分別對(duì)被解釋變量(三種類型消費(fèi))進(jìn)行上下1%和5%截尾處理以及傾向得分匹配法(PSM)檢驗(yàn)，結(jié)論依然成立。

上述研究結(jié)論對(duì)進(jìn)一步促進(jìn)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)具有如下政策啟示：

第一，基于女性勞動(dòng)參與能夠顯著促進(jìn)家庭生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)，且系數(shù)逐漸遞增，這意味著女性勞動(dòng)參與有利于家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，因此在“雙循環(huán)”戰(zhàn)略背景下，政府應(yīng)繼續(xù)加快完善女性就業(yè)等社會(huì)保障制度，充分發(fā)揮女性勞動(dòng)參與帶來的“性別紅利”。同時(shí)，針對(duì)女性這一特殊群體的“角色沖突”，政府可以出臺(tái)一些鼓勵(lì)女性勞動(dòng)參與的優(yōu)惠政策以及對(duì)全職家庭婦女進(jìn)行補(bǔ)貼等，讓女性這一人力資源得到充分利用。

第二，基于女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響的具體作用機(jī)制，政府應(yīng)鼓勵(lì)居民多渠道獲得收入，并且實(shí)施稅收優(yōu)惠政策等，比如鼓勵(lì)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)、支持女性經(jīng)濟(jì)獨(dú)立以及加強(qiáng)職業(yè)能力培訓(xùn)等，從而增加家庭總收入。

第三，立足于女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響具有差異性的現(xiàn)實(shí)，即年輕的女性勞動(dòng)參與以及中、高教育水平的女性勞動(dòng)參與對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)影響更明顯，一方面，政府應(yīng)鼓勵(lì)已婚女性尤其是年輕女性參與工作并創(chuàng)造財(cái)富；另一方面，政府應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)女性教育宣傳力度，支持女性提升受教育水平，鼓勵(lì)女性加入高知識(shí)分子群體行列。

注 釋：

① 參考趙朋飛等人(2015)[18]的研究，將問卷中受教育水平選項(xiàng)分為未上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中、中專/職高、大專/高職、本科、碩士、博士折算為教育年限(年)，取值依次為0、6、9、12、14、15、16、19與22。

② 將問卷中健康狀況分為非常好、好、一般、不好、非常不好，依次賦值為5、4、3、2與1。

③ 將問卷中幸福感分為非常幸福、幸福、一般、不幸福、非常不幸福，依次賦值為5、4、3、2與1。