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
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1、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
2、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
3、 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 H
4、ousehold 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 Fami
5、ly 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
6、 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
7、 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 expendit
8、ure 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
9、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
10、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
11、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
12、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 201
13、0 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
14、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
15、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
16、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
17、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
18、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 104
19、34 801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
20、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
21、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
22、+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11
23、1。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
24、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
25、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%
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