李靜，李洪玲

摘 要：當(dāng)前中國(guó)農(nóng)村地區(qū)婚齡人口性別比嚴(yán)重失衡，未婚男青年婚配困難問題突出?；谥袊?guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）2015年、2017年和2019年數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)婚齡人口性別失衡背景下適齡未婚成員性別對(duì)農(nóng)村家庭炫耀性消費(fèi)的影響。結(jié)果表明，在婚姻擠壓背景下，相比有適齡未婚女孩的家庭，有適齡未婚男孩的農(nóng)村家庭的炫耀性消費(fèi)水平顯著更高，穩(wěn)健性檢驗(yàn)也支持這一結(jié)論。異質(zhì)性分析表明，未婚成員性別對(duì)未婚成員學(xué)歷在高中及以下的家庭、高收入家庭、中部和東部地區(qū)家庭的炫耀性消費(fèi)水平的影響更為顯著。

關(guān)鍵詞：性別失衡；婚姻擠壓；炫耀性消費(fèi)

中圖分類號(hào)：C913.1；F126.1? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? ? ? ? ? ? ? ? ?文章編號(hào)：1672-1217（2023）06-0058-10收稿日期：2023-09-29

基金項(xiàng)目：安徽省高校協(xié)同創(chuàng)新項(xiàng)目（GXXT2021036）：新發(fā)展階段人力資本錯(cuò)配形成邏輯與實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)增長(zhǎng)機(jī)制研究。

作者簡(jiǎn)介：1.李? ? 靜（1980-），男，安徽六安人，安徽大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師；

2.李洪玲（1998-），女，安徽阜陽人，安徽大學(xué)創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略研究院碩士研究生。

第七次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)公布以來，“男多女少”“3000萬光棍”“性別失衡”等相關(guān)話題引發(fā)了全社會(huì)的熱切關(guān)注和討論。七普數(shù)據(jù)顯示，2020年我國(guó)未婚青年性別比高達(dá)135.39（女=100），其中農(nóng)村地區(qū)未婚青年性別比處于158.03這一高位水平，比城鎮(zhèn)地區(qū)高出30.54。2020年，剛進(jìn)入婚姻年齡的20-24歲人口性別比農(nóng)村地區(qū)達(dá)到123.09（女=100），高于全國(guó)均值112.51。足見我國(guó)適婚青年性別結(jié)構(gòu)嚴(yán)重失衡，農(nóng)村男青年婚配困難問題突出。與此同時(shí)，隨著收入的增加，農(nóng)村居民物質(zhì)主義消費(fèi)傾向也大幅提升，奢侈浪費(fèi)、炫耀性消費(fèi)等現(xiàn)象日漸盛行①②。那么，在未婚群體性別失衡矛盾日益突出的背景下，農(nóng)村家庭的炫耀性消費(fèi)行為是否與適齡未婚成員性別有關(guān)呢？針對(duì)這一問題，本研究利用中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，探察婚配競(jìng)爭(zhēng)對(duì)家庭炫耀性消費(fèi)決策的影響，以求對(duì)農(nóng)村居民的炫耀性消費(fèi)行為有更為深入的了解。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假說

（一）文獻(xiàn)綜述

當(dāng)前已有大量文獻(xiàn)探討了我國(guó)子女性別對(duì)家庭微觀決策的影響，多數(shù)文獻(xiàn)認(rèn)為子女性別主要通過婚姻市場(chǎng)中男女雙方受到的匹配壓力來影響家庭的經(jīng)濟(jì)行為。中國(guó)社會(huì)長(zhǎng)期以來普遍存在的“男孩偏好”、計(jì)劃生育政策以及產(chǎn)前診斷技術(shù)的普及共同推高了出生人口性別比①②，持續(xù)偏高的出生性別比長(zhǎng)期累積必然導(dǎo)致婚齡人口性別失衡，進(jìn)而造成較為嚴(yán)重的男性婚姻擠壓③。在男性婚姻擠壓背景下，女孩成為婚姻市場(chǎng)上的稀缺資源，由于擁有更高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位者在競(jìng)爭(zhēng)不在市場(chǎng)上進(jìn)行分配的稀缺資源時(shí)占有優(yōu)勢(shì)④，因此，面對(duì)激烈的婚配競(jìng)爭(zhēng)，為排除異質(zhì)同性，未婚男孩及其家庭的地位尋求動(dòng)機(jī)大大增強(qiáng)?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，男孩家庭通常通過增加儲(chǔ)蓄⑤⑥、購(gòu)買（建造）住房作為信號(hào)尋求地位⑦⑧。

現(xiàn)有關(guān)于炫耀性消費(fèi)的文獻(xiàn)大多側(cè)重于研究炫耀性消費(fèi)的動(dòng)機(jī)及主客體范圍。1899年，Veblen在《有閑階級(jí)論》中首次將炫耀性消費(fèi)引入經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，他認(rèn)為炫耀性消費(fèi)是有閑階級(jí)以為自己擁有的財(cái)富提供證明進(jìn)而彰顯社會(huì)地位與聲望為目的的活動(dòng)⑨。后繼研究者認(rèn)為人們進(jìn)行炫耀性消費(fèi)的動(dòng)機(jī)在于追求商品的信號(hào)價(jià)值，以便顯示財(cái)富進(jìn)而謀求和強(qiáng)化高社會(huì)地位⑩，這種消費(fèi)的主體并不限于富裕階級(jí)，而是存在于社會(huì)各階層中的一種普遍現(xiàn)象，所消費(fèi)的商品也不限于奢侈品，只要能在人際比較中代表相對(duì)社會(huì)地位，一般意義上的高價(jià)商品、大量的低價(jià)商品以及高質(zhì)量商品都可以成為炫耀性消費(fèi)的客體。隨著炫耀性消費(fèi)主客體范圍的不斷擴(kuò)大，我國(guó)農(nóng)村群體的炫耀性消費(fèi)行為逐漸成為學(xué)者研究的關(guān)注點(diǎn)，現(xiàn)有研究主要從面子意識(shí)、社會(huì)認(rèn)同等角度分析我國(guó)農(nóng)村群體炫耀性消費(fèi)行為背后的內(nèi)在動(dòng)機(jī)。

綜上所述，發(fā)現(xiàn)學(xué)者們對(duì)于子女性別影響家庭微觀行為和炫耀性消費(fèi)的研究已較為豐富，但鮮有文獻(xiàn)從婚配競(jìng)爭(zhēng)視角考察農(nóng)村居民炫耀性消費(fèi)問題的形成原因。有鑒于此，本文利用CHFS數(shù)據(jù)，實(shí)證分析子女性別對(duì)家庭炫耀性消費(fèi)行為的影響。相較已有文獻(xiàn)，本文可能的邊際貢獻(xiàn)為：第一，數(shù)據(jù)上的創(chuàng)新，國(guó)內(nèi)基于微觀數(shù)據(jù)研究子女性別與家庭消費(fèi)行為的文獻(xiàn)多使用城鄉(xiāng)混合數(shù)據(jù)或城市數(shù)據(jù)，鮮有文獻(xiàn)單獨(dú)使用農(nóng)村數(shù)據(jù)考察居民的消費(fèi)行為。第二，研究視角的創(chuàng)新，不同于以往從社會(huì)認(rèn)同、面子意識(shí)角度研究，本文從婚配競(jìng)爭(zhēng)角度理解農(nóng)村居民的炫耀性消費(fèi)行為。

（二）研究假說

在我國(guó)農(nóng)村婚姻市場(chǎng)上，介紹型是最主要的婚姻締結(jié)形式。在匹配過程中，男性更關(guān)注女性的年齡、外貌、職業(yè)等可觀察的特征，女性則偏好將社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較高的男性作為結(jié)婚對(duì)象。從這一角度看，婚姻市場(chǎng)上男方的信息更為隱蔽，女性處于更大程度的信息不對(duì)稱狀態(tài)①。且隨著打工經(jīng)濟(jì)的興起，“通婚圈”②不斷擴(kuò)大，人口的頻繁流動(dòng)也使得鄉(xiāng)村社會(huì)日趨陌生化，介紹人難以做到對(duì)牽線的雙方知根知底，這無疑進(jìn)一步加劇了農(nóng)村婚姻市場(chǎng)上的信息不對(duì)稱。

在男性婚姻擠壓背景下，女方在婚配競(jìng)爭(zhēng)博弈中更占優(yōu)勢(shì)，男方家庭的經(jīng)濟(jì)地位成為婚配中的主導(dǎo)因素。Cole et al.認(rèn)為，在婚配過程中，財(cái)富水平?jīng)Q定了社會(huì)地位的穩(wěn)定均衡，但財(cái)富的可視性低，尤其是在人口流動(dòng)日益增強(qiáng)的社會(huì)中，不穩(wěn)定的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)提供的衡量信息比較少。③為解決信息不對(duì)稱問題，女方需要花費(fèi)大量的時(shí)間精力去了解男方家庭的經(jīng)濟(jì)水平，搜尋成本增加，降低了婚配效用和效率。若男方可以引入某種信號(hào)機(jī)制，直觀地展示自身經(jīng)濟(jì)地位，則可改進(jìn)匹配效率，提高自身在婚姻市場(chǎng)質(zhì)量排序中的地位。展示經(jīng)濟(jì)地位最有效的方式就是對(duì)財(cái)富的明顯消費(fèi)，人們通常根據(jù)一個(gè)人的公開消費(fèi)行為來推斷其財(cái)富與社會(huì)地位等特征。而炫耀性消費(fèi)品所具有的地位符號(hào)象征意義又是其他商品不能比擬的。炫耀性商品具有一定的權(quán)威性，通過符號(hào)的“解釋”功能彰顯社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位④⑤。基于上述分析，本文推斷：在男性婚姻擠壓背景下，男孩相較女孩要付出更多的擇偶努力；面對(duì)激烈的婚備競(jìng)賽，農(nóng)村男方家庭可以依托炫耀性消費(fèi)這一外顯性的財(cái)富形式將自身不可觀測(cè)的積極特質(zhì)如社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位傳遞給女方，完成社會(huì)性競(jìng)爭(zhēng)與比較，在婚配競(jìng)爭(zhēng)中獲得有利地位。據(jù)此，本文提出如下假說：

H：在婚姻擠壓背景下，農(nóng)村適婚男孩家庭炫耀性消費(fèi)水平高于適婚女孩家庭。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心組織管理的“中國(guó)家庭金融調(diào)查”項(xiàng)目（CHFS）公開發(fā)布的2015年、2017年和2019年數(shù)據(jù)。CHFS每?jī)赡赀M(jìn)行一次全國(guó)性入戶追蹤調(diào)查，旨在收集有關(guān)家庭微觀層次的相關(guān)信息⑥。數(shù)據(jù)涵蓋了我國(guó)29個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）⑦，擁有大量的數(shù)據(jù)樣本，具有較高的代表性?；谘芯磕康模疚臉颖军c(diǎn)的篩選思路如下：參考余麗甜和連洪泉⑧，將適婚年齡限定在18-40歲。首先篩選出在相應(yīng)年份處于適婚年齡的未婚成員個(gè)人樣本，再將所篩選到的樣本與家庭數(shù)據(jù)相匹配。具體處理方式如下：（1）家庭中在世子女只有一個(gè)，以排除多子女對(duì)結(jié)果的干擾，直接檢驗(yàn)子女性別的影響；（2）家庭中子女處于未婚狀態(tài)，以排除婚姻因素對(duì)結(jié)果的干擾；（3）剔除城市樣本；（4）剔除主要變量缺失的樣本，最終得到4499個(gè)有效樣本。

（二）變量設(shè)定

被解釋變量。本文的被解釋變量是家庭炫耀性消費(fèi)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)于如何測(cè)度這種消費(fèi)尚無統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)。鑒于炫耀性消費(fèi)是指對(duì)與他人具有對(duì)比性的、可視性的、外顯性的商品的消費(fèi)，本文將衣著消費(fèi)、住房裝修維修消費(fèi)和交通通信消費(fèi)歸為炫耀性消費(fèi)。借鑒萬春林等①處理方法，為減輕由于收入提高而使人們?cè)黾又С龅慕^對(duì)影響，我們將衣著消費(fèi)、家庭住房裝修維修消費(fèi)、交通通信消費(fèi)之和除以家庭總消費(fèi)，用這一相對(duì)比重作為衡量炫耀性消費(fèi)的指標(biāo)。

解釋變量。本文的核心解釋變量為獨(dú)生子女家庭的未婚孩子性別。具體來說，我們生成“未婚成員性別”虛擬變量，男性取值為1，女性為0。

控制變量。借鑒相關(guān)文獻(xiàn)研究，本文選取并控制了未婚成員個(gè)人特征（年齡、受教育年限②）、戶主個(gè)人特征（性別、年齡、健康狀況③、婚姻狀況④、養(yǎng)老保險(xiǎn)與醫(yī)療保險(xiǎn)參與情況、受教育年限）、家庭特征（家庭是否自營(yíng)工商業(yè)、家庭規(guī)模、老年人口占比⑤、家庭年收入對(duì)數(shù)和家庭資產(chǎn)對(duì)數(shù)⑥）等影響家庭消費(fèi)的14個(gè)變量。

表1報(bào)告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)，同時(shí)匯報(bào)了將家庭按照未婚成員性別進(jìn)行劃分的分樣本統(tǒng)計(jì)結(jié)果。（1）從總樣本來看，炫耀性消費(fèi)均值為0.204。分樣本來看，男孩家庭的炫耀性消費(fèi)均值為0.210，顯著高于女孩家庭的炫耀性消費(fèi)均值0.187。（2）在未婚成員個(gè)人特征方面，男孩年齡均值約為24.77歲，女孩年齡均值為22.65歲；總樣本中平均受教育年限為11.80年，即高中水平。分樣本表明女孩的受教育年限顯著高于男孩。（3）在戶主個(gè)人特征方面，兩類家庭均以男性戶主居多；戶主年齡總體均值約為54.55歲；在總樣本中，家庭戶主的主觀健康狀況均值為3.12，接近“一般”，平均而言，男孩家庭戶主相比女孩家庭戶主更為健康；91.4%的戶主處于有配偶狀態(tài)；男孩家庭戶主的養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)的參與度均低于女孩家庭；戶主受教育年限總體均值約為7.50年，大致為初中文憑，且女孩家庭戶主學(xué)歷顯著高于男孩家庭戶主。（4）在家庭特征方面，男孩家庭比女孩家庭更傾向于經(jīng)商；家庭規(guī)模均值約為3.41；男孩家庭老年人口占比相較女孩家庭更小一些；此外，男孩家庭的收入和資產(chǎn)均高于女孩家庭。

（三）計(jì)量模型

考慮到核心解釋變量未婚成員性別具有非時(shí)變性，本文借鑒蔡兆瑞等①的研究設(shè)計(jì)，采用混合回歸方法估計(jì)適齡未婚成員性別對(duì)家庭炫耀性消費(fèi)的影響，模型設(shè)定如下：

（1）

其中，被解釋變量Conit表示家庭炫耀性消費(fèi)水平；Genderit為解釋變量，代表家庭中適齡未婚成員性別；Xit是一系列控制變量，包括家庭和個(gè)人層面特征變量；δi代表省份固定效應(yīng)，λt代表時(shí)間固定效應(yīng)，εit代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。本文主要關(guān)注β的顯著性和方向，若β顯著為正，則表明在男性婚姻擠壓背景下，男孩家庭炫耀性消費(fèi)水平高于女孩家庭。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸

表2匯報(bào)了適齡未婚成員性別影響農(nóng)村家庭炫耀性消費(fèi)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。其中：回歸（1）只控制了時(shí)間和省份固定效應(yīng)，觀察適齡未婚成員性別如何影響農(nóng)村家庭炫耀性消費(fèi)行為；回歸（2）控制了適齡未婚成員個(gè)人特征變量；回歸（3）進(jìn)一步控制了戶主特征變量；回歸（4）在回歸（3）的基礎(chǔ)上控制了家庭特征變量。不難發(fā)現(xiàn)，在所有回歸結(jié)果中，未婚成員性別的回歸系數(shù)至少在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。這說明男孩家庭炫耀性消費(fèi)水平顯著高于女孩家庭，假說得到驗(yàn)證。進(jìn)一步地，各控制變量對(duì)家庭炫耀性消費(fèi)的影響以回歸（4）結(jié)果展開分析。具體而言，未婚成員年齡越大的家庭炫耀性消費(fèi)水平越高?？赡苁且?yàn)槟挲g是重要的婚姻競(jìng)爭(zhēng)資源，成婚可能性隨年齡的增大而降低②。未婚成員年齡越大，結(jié)婚的緊迫性越強(qiáng)，家庭發(fā)出“信號(hào)”的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)烈。未婚成員受教育程度越低，家庭越傾向于進(jìn)行炫耀性消費(fèi)。這主要是因?yàn)閷W(xué)歷是人力資本的“信號(hào)”，高人力資本水平能提供更多衡量收入的信息。通過炫耀性消費(fèi)發(fā)出信號(hào)的必要性下降③。戶主年齡越大，家庭炫耀性消費(fèi)水平越低。原因可能是老年戶主比年輕戶主的消費(fèi)觀念和消費(fèi)行為更加保守。戶主越健康的家庭進(jìn)行炫耀性消費(fèi)的概率越大。因?yàn)榱己玫慕】禒顩r既直接增加家庭收入，又間接減少家庭的醫(yī)療支出和預(yù)防性儲(chǔ)蓄，家庭有更多資金進(jìn)行消費(fèi)。家庭從事工商業(yè)顯著促進(jìn)了炫耀性消費(fèi)?？赡艿脑蚴菑纳碳彝バ枰ㄟ^進(jìn)行炫耀性消費(fèi)維護(hù)和建構(gòu)自身社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系。家庭收入和資產(chǎn)越多，家庭的炫耀性消費(fèi)水平越高。主要原因是收入和資產(chǎn)是影響家庭消費(fèi)的核心因素，直接決定了居民炫耀性消費(fèi)能力的大?、?。其余控制變量的影響在統(tǒng)計(jì)意義上不顯著。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了得出適齡未婚成員性別能夠影響家庭炫耀性消費(fèi)水平這一結(jié)論，尚需對(duì)上述結(jié)果進(jìn)行充分的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.重新定義未婚成員。上述回歸中，我們將樣本限定為未初婚的人群，但由于性別比例嚴(yán)重失衡，有婚史的女性成為婚姻市場(chǎng)上的合格資源①，有婚史的男性在婚姻市場(chǎng)上則處于明顯的劣勢(shì)，家庭仍然需要為孩子再婚做準(zhǔn)備，所以將這部分人群納入樣本是合理的。接下來，我們將未初婚、同居、離婚、喪偶均定義為未婚并生成“當(dāng)前未有法定配偶的家庭成員性別”虛擬變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，男性取值為1，女性為0。表3第（1）列匯報(bào)了重新定義未婚成員之后的回歸結(jié)果，“當(dāng)前未有法定配偶的家庭成員性別”的系數(shù)在5%的水平上為正，說明本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果穩(wěn)健。

2.更換核心解釋變量。在基準(zhǔn)回歸中，本文將獨(dú)生子女家庭作為樣本。這種做法雖然可以直接檢驗(yàn)未婚成員性別對(duì)家庭消費(fèi)的影響，但考慮到許多農(nóng)村家庭并非只有一個(gè)孩子，因此可能會(huì)產(chǎn)生樣本選擇性偏誤。由于第一胎相對(duì)外生②，本部分我們將“第一胎子女性別”作為子女性別的代理變量，驗(yàn)證樣本選取規(guī)則的穩(wěn)健性。具體地，本文生成“第一胎子女性別”虛擬變量，男性取1，否則取0，且為避免已婚子女影響家庭消費(fèi)，本文僅對(duì)只有未婚子女的家庭進(jìn)行考察。表3第（2）列為“第一胎子女性別”的回歸結(jié)果，可以看出“第一胎子女性別”的回歸系數(shù)顯著為正，再次驗(yàn)證了本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.工具變量法。盡管家庭過去的生育決策很難受到家庭炫耀性消費(fèi)水平的影響，即較少有反向因果的可能，但是遺漏變量問題仍可能存在，且資產(chǎn)、收入等屬于家庭敏感信息，可能存在錯(cuò)報(bào)情況。有鑒于此，我們參考蔡兆瑞等③，從家庭性別偏好角度尋找工具變量緩解可能存在的內(nèi)生性問題。通常單個(gè)家庭的性別偏好可能會(huì)受所在社區(qū)性別偏好的影響，但社區(qū)其他家庭的生育決策對(duì)于本家庭的消費(fèi)水平而言是外生的，較好地滿足了工具變量選取時(shí)的相關(guān)性與排他性要求，參考王韌等④思路，選取家庭所在社區(qū)其他家庭子女中男孩占比作為工具變量。表3第（4）列兩階段最小二乘（2SLS）估計(jì)的第一階段結(jié)果顯示工具變量的系數(shù)顯著為正，且F統(tǒng)計(jì)量遠(yuǎn)大于10，可以認(rèn)為不存在弱工具變量問題。表3第（3）列報(bào)告的第二階段回歸結(jié)果表明，在采用工具變量回歸條件下，未婚成員性別的回歸系數(shù)依然顯著為正，從表2第（4）列的0.0135增大到0.0544，這可能是因?yàn)槲椿槌蓡T性別與方程（1）誤差項(xiàng)負(fù)相關(guān)，導(dǎo)致OLS估計(jì)低估了未婚成員性別對(duì)炫耀性消費(fèi)的影響。

4.熵平衡匹配法再估計(jì)。本部分使用熵平衡匹配法緩解可測(cè)變量的樣本選擇偏誤。首先，使用熵平衡匹配法消除男孩家庭與女孩家庭在各個(gè)協(xié)變量上的差異①。在匹配之前，男孩家庭和女孩家庭的各個(gè)協(xié)變量在一階矩、二階矩及三階矩上均存在一定的差異。但在匹配后，差異基本消失。表3第（5）列報(bào)告了經(jīng)過熵平衡匹配法處理后的估計(jì)結(jié)果，未婚成員性別回歸系數(shù)及顯著性水平相比基準(zhǔn)回歸結(jié)果沒有發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，再次說明本文的核心結(jié)果穩(wěn)健。

5.處理效應(yīng)模型再估計(jì)。本部分沿用前文工具變量，采用處理效應(yīng)模型緩解不可測(cè)變量的樣本選擇問題。表3第（6）列和第（7）列展示了處理效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，適齡未婚成員回歸系數(shù)仍顯著為正，說明在充分考慮了不可測(cè)變量的樣本選擇偏誤問題后，本文的核心結(jié)論依然可靠。

四、進(jìn)一步分析：異質(zhì)性檢驗(yàn)

上文證實(shí)了適齡未婚成員性別影響家庭炫耀性消費(fèi)行為，但環(huán)境差異決定用來表達(dá)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的信號(hào)方式的適用性②，信號(hào)環(huán)境不同時(shí)，信號(hào)發(fā)揮的必要性有所不同，此時(shí)婚姻市場(chǎng)的婚配競(jìng)爭(zhēng)壓力對(duì)家庭炫耀性消費(fèi)決策會(huì)產(chǎn)生不同的影響?；谏鲜鏊伎?，本部分從未婚成員學(xué)歷、家庭收入水平、家庭所在地區(qū)三個(gè)角度探討未婚成員性別對(duì)家庭炫耀性消費(fèi)的異質(zhì)性影響。

（一）未婚成員學(xué)歷

本部分我們以高中為界將樣本人群劃分為低學(xué)歷和高學(xué)歷兩組，研究適齡未婚成員性別對(duì)家庭炫耀性消費(fèi)影響的異質(zhì)性。表4結(jié)果表明高中及以下學(xué)歷相對(duì)較低的男方家庭比女方家庭的炫耀性消費(fèi)水平更高；而高學(xué)歷組男女雙方家庭的炫耀性消費(fèi)則無明顯差異。可能的原因是：一方面，由于女性在婚姻市場(chǎng)上處于更大程度的信息不對(duì)稱、為組建家庭投入的資本（如美貌、生育能力等資源）在未來的貶值速度較快、婚后在親子投資等方面的成本比男性更高③，所以婚姻締結(jié)過程中，女方需要男性提供“擔(dān)保”，女性學(xué)歷越高，獲得高收入和優(yōu)質(zhì)社會(huì)資源的概率越大④，對(duì)婚后的擔(dān)心越弱，要求提供婚姻擔(dān)保的動(dòng)機(jī)相應(yīng)減弱，對(duì)男性的經(jīng)濟(jì)依賴程度降低；另一方面，學(xué)歷是一個(gè)相比其他指標(biāo)可信度更高的衡量社會(huì)地位的指標(biāo)，學(xué)歷較高的男性更能獲得群體認(rèn)同，通過炫耀性消費(fèi)行為來彰顯自身地位動(dòng)機(jī)較弱。因此，隨著學(xué)歷的提高，男方承擔(dān)的婚配競(jìng)爭(zhēng)性消費(fèi)相應(yīng)減少。

（二）家庭收入水平

本部分將樣本家庭按照收入中位數(shù)分為高、低兩組，表4匯報(bào)了基于家庭收入水平分組比較的結(jié)果。表4顯示，高收入家庭未婚成員性別回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正；低收入家庭中子女性別回歸系數(shù)并不顯著。經(jīng)濟(jì)條件優(yōu)渥的個(gè)體財(cái)務(wù)約束小，在婚姻市場(chǎng)上并不僅僅滿足于找到配偶，而是力求獲得高質(zhì)量配偶。這種在婚戀市場(chǎng)上的超額收益超過家庭的炫耀性消費(fèi)成本，使得處于上層收入的群體不斷提升婚姻成本來排斥異質(zhì)同性。雖然低收入家庭對(duì)社會(huì)地位有強(qiáng)烈的需求，但由于收入偏低，導(dǎo)致他們通過提高炫耀性消費(fèi)支出來增加自身?yè)衽紮C(jī)會(huì)更多的是一種意愿，而不是行為。

（三）地區(qū)類型

一是將樣本分為東部、中部和西部①進(jìn)行比較，表4結(jié)果表明，東、中部地區(qū)未婚成員性別的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，西部地區(qū)未婚成員性別回歸系數(shù)不顯著。可能的原因是東部地區(qū)整體較為發(fā)達(dá)，對(duì)流動(dòng)人口尤其是男性人口的吸引力強(qiáng)于中、西部，人口的大量聚集使得東部地區(qū)面臨著更為激烈的婚姻競(jìng)爭(zhēng)②，且經(jīng)濟(jì)實(shí)力雄厚的地區(qū)通婚圈的范圍更大，信息不對(duì)稱程度更高，信號(hào)功能發(fā)揮的必要性更大，炫耀性消費(fèi)的信號(hào)功能更加突出。至于中部地區(qū)，一方面，由于常年在東部務(wù)工，中部地區(qū)人口的消費(fèi)觀念和消費(fèi)層次必然會(huì)受到東部地區(qū)居民的“示范性”影響；另一方面，本地婚偏好推高了適婚女性在當(dāng)?shù)鼗橐鍪袌?chǎng)上的“行情”，婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)愈發(fā)激烈③，中部地區(qū)村莊內(nèi)部男孩家庭之間的物質(zhì)競(jìng)爭(zhēng)動(dòng)機(jī)更強(qiáng)。西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)狀況相對(duì)較差，經(jīng)濟(jì)水平低的地區(qū)通婚圈的范圍較小，較小的通婚圈使得男性面臨著較小的婚姻競(jìng)爭(zhēng)，且信息不對(duì)稱的程度較低，炫耀性消費(fèi)發(fā)揮信號(hào)功能的必要性較小，而購(gòu)買力有限等原因?qū)е鲁霈F(xiàn)了負(fù)向影響。

二是按照受儒家文化影響程度進(jìn)行分組比較?，F(xiàn)有研究認(rèn)為，儒家文化中 “傳宗接代”的價(jià)值理念造成“男孩偏好”現(xiàn)象，加重了地區(qū)性別失衡，加大婚配競(jìng)爭(zhēng)程度。本文借鑒Chen et al.④做法，以進(jìn)士密度⑤代表當(dāng)?shù)厝寮椅幕瘽夂癯潭?，將樣本按照進(jìn)士密度中位數(shù)劃分為受儒家文化影響較大的地區(qū)和受儒家文化影響較小的地區(qū)進(jìn)行分組回歸。表4結(jié)果表明，受儒家文化影響較小的地區(qū)未婚成員性別回歸系數(shù)并不顯著，而在儒家文化影響大的地區(qū)，未婚男孩家庭比未婚女孩家庭的炫耀性消費(fèi)水平明顯更高。

五、研究結(jié)論與政策建議

在男性婚姻擠壓背景下，厘清農(nóng)村家庭炫耀性消費(fèi)背后婚配競(jìng)爭(zhēng)的推動(dòng)作用對(duì)有效治理鄉(xiāng)村具有重要意義，本文基于CHFS數(shù)據(jù)實(shí)證分析了適齡未婚成員性別對(duì)農(nóng)村家庭炫耀性消費(fèi)的影響及異質(zhì)性效應(yīng)。

（一）研究結(jié)論

基準(zhǔn)結(jié)果表明，未婚成員性別顯著影響農(nóng)村家庭的炫耀性消費(fèi)決策，在男性婚姻擠壓背景下，農(nóng)村男孩家庭通過消費(fèi)實(shí)踐傳達(dá)家庭經(jīng)濟(jì)地位以彰顯自家男孩作為結(jié)婚對(duì)象的可取性，故而炫耀性消費(fèi)水平明顯更高。該結(jié)果在經(jīng)過內(nèi)生性檢驗(yàn)、替換核心解釋變量和樣本選擇偏誤等一系列檢驗(yàn)后依舊成立。

未婚成員性別對(duì)家庭炫耀性消費(fèi)的這種影響表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性。具體而言，中部、東部地區(qū)未婚成員性別對(duì)家庭炫耀性消費(fèi)的差異化影響更為明顯；相比低收入家庭，未婚成員性別對(duì)高收入家庭炫耀性消費(fèi)行為的影響更為敏感；此外，未婚成員學(xué)歷較低的樣本中，男性家庭的炫耀性消費(fèi)水平顯著高于女孩家庭。

（二）政策建議

基于本文研究結(jié)論，得到如下政策啟示：

1.從根本上轉(zhuǎn)變性別觀念，促進(jìn)性別平等。一是政府要積極落實(shí)“男女平等”基本國(guó)策，保障男女擁有平等的社會(huì)和經(jīng)濟(jì)權(quán)力，強(qiáng)化全社會(huì)性別平等觀念和意識(shí)。二是完善農(nóng)村養(yǎng)老保障制度，降低人們對(duì)“養(yǎng)兒防老”的需求，弱化傳統(tǒng)“養(yǎng)兒防老”的觀念，提高農(nóng)村居民性別平等意識(shí)。三是相關(guān)部門應(yīng)注重引導(dǎo)居民轉(zhuǎn)變思想意識(shí)，糾正個(gè)體在成長(zhǎng)過程中對(duì)女性角色的負(fù)面評(píng)價(jià)，破除陳規(guī)陋習(xí)，逐步弱化人們的“男孩偏好”生育觀念，以防性別失衡問題進(jìn)一步惡化。

2.全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興，促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。一是要加快推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，健全城鄉(xiāng)融合的體制機(jī)制和政策體系，暢通城鄉(xiāng)之間要素流動(dòng)。一方面，要多措并舉拓寬農(nóng)民增收渠道，逐漸縮小城鄉(xiāng)收入差距，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)共享共富，減少女性的城鄉(xiāng)婚姻遷移，優(yōu)化本地婚姻市場(chǎng)結(jié)構(gòu)；另一方面，要推動(dòng)基本公共服務(wù)資源下沉，尤其要重視農(nóng)村教育，加大對(duì)農(nóng)村基礎(chǔ)教育的投入，在推廣和普及教育的基礎(chǔ)上進(jìn)一步提高農(nóng)村地區(qū)的教育質(zhì)量，著力提高農(nóng)村青年人力資本水平，從根本上增強(qiáng)農(nóng)村未婚男性群體的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。二是要促進(jìn)東中西部協(xié)調(diào)發(fā)展，縮小地區(qū)之間的貧富差距，改善富裕地區(qū)對(duì)貧困地區(qū)的橫向婚姻擠壓和地區(qū)剝削狀況。

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(zé)任編輯? 山陽]