子女数量与家庭消费行为：影响效应及作用机制

王 军 詹韵秋

(西南财经大学，四川 成都 611130)

一、引言

近年来，在世界经济增速普遍下滑、投资出口乏力的背景之下，中国经济增长进入新常态，过去的出口拉动模式不再适应当前经济发展需要，提高居民消费需求成为稳定经济增长的新动力机制。为此中国采取了各项举措以刺激消费，然而成效甚微。2018年中国居民最终消费率为53.4%，明显低于发达国家整体水平(张浩 等，2017)。导致“低消费、高储蓄”的因素很多，如预防性储蓄动机、流动性约束以及人口性别和年龄结构的变动等(Chamon et al.，2010；万广华 等，2001；Banerjee et al.，2010；Modigliani et al.，2004)。在中国经济转型的关键时期，消费不足抑制了经济的稳定增长与可持续发展。

消费结构是影响消费需求的关键性因素，伴随着中国经济的发展和人民生活质量的提升，居民消费结构发生了较大改变。1998年到2018年的20年间，中国城乡居民的恩格尔系数从41.9%降低至28.4%，在生存型消费占比下降的同时教育、娱乐、医疗保健等发展与享乐型消费占比不断上升，消费结构层级得到了优化和提升。在居民消费水平不足和消费结构变化的双重背景下，决策层指出扩大内需和供给侧结构改革应当同时进行，居民消费需求总量的增加和消费结构的优化是中国经济增长的原动力。

人口作为社会经济的主体，一方面为经济发展提供了劳动力要素，另一方面其对商品和服务的消费需求也是社会生产的根本动力，因此人口变动对消费总量和消费结构都有很大影响。家庭是最基本的社会生活组织和社会消费单元，组织生产和消费是家庭的重要职能，在家庭关系的纽带下，各成员成为家庭生产与消费的共同体，因而从微观家庭视角出发研究人口消费行为有着重要的意义。除组织生产和消费之外，生育也是家庭的一项基本职能，子女数量能够反映家庭的人口学特征。近年来中国生育率持续走低，家庭规模也逐渐小型化，为促进人口长期均衡发展，应对人口老龄化、性别比失衡、劳动力不足等多重困境，全面二孩政策于2015年10月正式实施。对于整个社会而言，生育率的变动会直接影响居民消费，而对于每一个家庭而言，子女数量的多少也会直接关系到家庭消费行为。

本文旨在研究子女数量变动会对家庭消费水平和消费结构产生怎样的影响？作用机制是什么？这种影响在家庭生命周期的不同阶段是否存在一定差异？子女数量对城镇家庭和农村家庭消费行为的影响是否相同？为回答以上问题，本文考察了子女数量对家庭消费水平与消费结构的影响并分析了在家庭生命周期不同阶段以及城乡家庭之间存在的异质性和作用机制。

二、文献回顾

近年来，国内外学者围绕消费行为的影响因素展开了大量的研究，尽管多数研究仍以收入消费关系为主线，但资产的财富效应、商品价格、社会保障等因素与消费之间的关系也开始受到广泛关注。除上述因素之外，不少学者关注到人口变动与消费之间的关系，从人口结构变动、自然变动以及迁移变动对消费行为的影响等多个维度出发探讨了消费行为的影响因素。从人口的迁移变动来看，付波航等(2013)认为人口城镇化能够带来居民消费习惯的改变和消费能力的增强进而提高消费水平。不同于以上观点，也有学者发现城镇化进程过快会对消费率的增长起到抑制作用(雷潇雨 等，2014)。

更多的学者把目光聚焦于人口年龄结构变动对消费行为的影响，Modigliani et al.(1954)的生命周期理论开创了人口结构与消费关系研究的先河，该理论认为消费者会以其一生的预期收入为标准平滑各期消费以实现跨期效用最大化。之后研究者们基于生命周期模型分析了老年人口抚养比以及少儿人口抚养比变动对消费水平及消费结构的影响。在消费水平方面，Loayza et al.(2000)的研究表明老年抚养比的上升会促进国民消费率的提高，但也有学者认为老年抚养系数越高，居民消费水平越低(李春琦 等，2009)。从少儿人口抚养比来看，Modigliani et al.(1954)发现少儿抚养系数的变化与储蓄消费密切相关。Horioka et al.(2007)基于动态面板数据得出了少儿抚养比与消费率呈正相关的结论，这一观点与王欢等(2015)的研究结果类似。在消费结构方面，茅锐等(2014)基于城镇住户调查数据发现不同年龄段的居民消费结构具有很大差异，人口老龄化增加了人们在休闲娱乐与住房方面的支出，减少了必需品消费，而少儿抚养比和老年抚养比的变动对不同类型的消费支出存在明显差异(冷建飞 等，2016)，少儿抚养比的提高会增加食品类和其他类的消费支出(蔡兴 等，2017)。

人口自然变动对消费行为影响的研究相对缺乏，其中乔云霞等(2019)利用1998—2017年省际面板数据分析了消费结构与人口特征之间的关系，其研究结果显示人口自然增长率和居民的食品、住房需求呈正相关关系。李文星等(2008)发现人口自然增长率的上升有利于扩大居民消费，这一结论与Hock et al.(2012)的研究成果截然相反。由此可见，上述研究在考察子女对消费行为影响时多从结构性视角分析0～14岁少儿人口占劳动年龄人口(15～64岁)的比重变动对消费水平和消费结构的影响，但对于一个家庭而言，孩子在年满14岁之后依旧会对家庭消费产生影响。部分学者关注了人口自然增长率与消费之间的关系，但多采用宏观数据，缺乏微观家庭视角的考察，仅有的几个直接关注子女数量对家庭消费影响的研究则是侧重于对家庭消费水平的探讨(赵昕东 等，2016；Desta，2014；Balli et al.，2010)，未过多关注家庭消费结构。因此，本研究采用中国家庭微观调查数据，从消费水平和消费结构的双重视角厘清子女数量对家庭消费行为的影响。

三、研究假设

(一)子女数量、家庭储蓄与家庭消费

家庭储蓄需求理论认为子女数量与储蓄率之间呈现出负相关关系，即家庭中子女数量对储蓄有一定的替代效应(Samuelson，1958)。子女对父母的赡养行为是老年人口生活的重要保障，子女通过对父母的经济资助、日常照料以及情感慰藉回馈父母的养育与培养。随着子女数量的增加，家庭用于预防性养老保障的那部分储蓄会相应降低；反之，如果子女数量较少，出于对防老的考虑，家庭预防性储蓄会增加，整体消费水平会降低。基于此，提出：

假设1：子女数量的增加会提升家庭人均消费水平。

(二)子女数量、人力资本投资与家庭享乐型消费

人力资本理论的奠基者Schultz(1975)强调人力资本不仅能够改善物质资本的生产效率，促进社会经济增长，还对个人未来收益有积极的影响。人力资本依靠投资形成，医疗保健、教育培训、迁移等均为人力资本投资的有效途径。Becker(1993)从家庭和个人的角度出发，采用微观分析的方法阐述了在职培训的意义并探讨了人力资本对未来个人收入的影响，认为人力资本可以通过后天投资取得，对个人未来的生产率有直接且正向的影响。因此，越来越多的家庭开始重视对孩子人力资本的投资，伴随着教育、医疗保健等费用的攀升，家庭用于教育医疗等方面的发展享乐型消费支出也大幅增加。基于此，提出：

假设2：子女数量的增加会提高发展享乐型消费占家庭总消费的比重。

(三)子女数量、家庭生命周期与居民消费

由于划分标准的差异性，学者们对家庭生命周期阶段有着不同的界定。本文结合家庭生命周期理论与研究需要将家庭生命周期分为以下5个阶段：(1)户主年龄在20岁以下，这个年龄段多数人还未生育子女，本文不做考察。(2)户主年龄在20～39岁之间，这个时期大部分人已经孕育子女，但孩子尚年幼或正在接受义务教育，子女数量的增加更多的是会带来住房、食品等生存型消费增加。由于上述支出具有家庭公共物品特征(Lanjouw et al.，1995)，家庭成员能够共同享有，所以此时家庭人均消费水平可能会随着子女数量的增加而降低。(3)户主年龄在40～49岁之间，多数家庭子女完成了义务教育，进入高中或接受高等教育，这个阶段的教育支出普遍高于其他阶段，因而子女数量增多会大大增加教育等发展享乐型消费支出。由于教育类消费基本不具有公共物品性质，家庭成员很难共同享有，此时子女数量增加会提升家庭人均消费水平。(4)户主年龄在50～59岁之间，此时绝大部分子女已完成学业进入劳动力市场。子女数量的增加意味着成年人口占比的上升以及家庭设备服务、交通通信等发展享乐型消费的增加，由于上述消费较少具有公共物品性质，因而此时子女数量增加会提升家庭人均消费水平。(5)户主年龄在60岁以上，父母逐步迈入老年阶段，身体机能开始衰退，子女数量较多能够为父母提供更好的赡养回馈进而提升老年父母看病就医的能力和积极性，因此子女数量的增多会增加家庭医疗保健等发展享乐型消费支出。由于医疗保健类消费也较少具有公共物品性质，家庭成员难以共享，所以此时子女数量的增加会提升家庭人均消费水平。基于此，提出：

假设3：子女数量对家庭消费水平和消费结构的影响随着家庭生命周期的变化而变化，在户主年龄小于40岁时，子女数量增加对家庭人均消费水平以及发展享乐型消费支出占比均有负面影响；对于户主年龄在40～49岁、50～59岁以及60岁以上的家庭而言，子女数量增加会提高家庭人均消费水平以及发展享乐型消费支出占家庭总消费支出的比重。

(四)子女数量与城乡消费异质性

在中国，城乡二元结构长期存在，城镇家庭和农村家庭在收入、公共服务等方面有着明显差异。根据马斯洛需要层次理论，由于发展享乐型消费并非生存所必需，因而在经济条件有限的情况下易被舍弃。只有在生存型消费能够被满足的情况下，才会有更高层次的发展享乐型消费需求。通常而言，相对城镇家庭，农村家庭经济条件较差，整体消费水平也较低。近年来，中国城乡居民消费水平差距进一步扩大(刘景章 等，2014)。对于农村家庭而言，家庭总体消费水平较低且多为生存型消费，家庭规模对消费的正向效应会随着家庭消费水平的提高而减弱(赵昕东 等，2014)，因此子女数量增加对农村家庭人均消费支出的正向效应可能更大。 此外，还有学者从人口结构的视角佐证了少儿抚养比上升对农村居民消费率的显著正向效应，而这种正向效应在城镇地区并不显著(刘子兰 等，2014)。从消费结构来看，中国城乡经济发展不平衡导致了城乡教育资源分配和人力资本投资的巨大差异(郭磊磊 等，2017)，城镇家庭的经济条件通常优于农村家庭，也更加注重家庭教育投资以及子女人力资本的积累，用于子女教育、医疗保健等方面的人力资本投资普遍较高，因此子女数量增多对城镇家庭发展享乐型消费支出比重的提升作用可能比农村家庭更明显。基于此，提出：

假设4：子女数量对家庭消费水平和消费结构的影响在城乡之间存在异质性，子女数量增加对农村家庭人均消费支出的正向效应更大，但对城镇家庭发展享乐型消费支出占比的提升作用更明显。

(五)子女数量、房屋资产与家庭消费

子女数量的增加除了减少家庭预防性储蓄，直接提高家庭消费水平以及发展享乐型消费支出的占比以外，还会对家庭消费行为产生间接影响。有学者在研究中发现房产价值增加所产生的资产效应能够有效提升家庭整体消费水平(Carroll et al.，2006)，房屋增值能够为家庭带来财富的积累，家庭房屋价值变化对家庭消费的影响大于金融资产(张大永 等，2012)。还有研究表明子女数量与家庭住房数量呈显著的正相关关系(侯明慧，2018)，住房作为一种固定资产也是家庭财富的重要组成部分。随着近年来房产价值的不断上升，子女数量多的家庭可能会因为资产的增多提升家庭消费水平，优化家庭消费结构。但由于城乡两类家庭房产价值存在较大差异且子女数量对家庭消费水平和消费结构的影响在城乡之间可能存在异质性，因此家庭房屋资产价值对农村家庭和城镇家庭的中介效应也可能存在差异。基于此，提出：

假设5：家庭房屋资产价值是子女数量影响家庭消费行为的潜在路径，子女数量多的家庭会通过房屋资产价值的增加提升家庭人均消费水平，发展享乐型消费支出占家庭总消费支出的比重也会相应提高，并且家庭房屋资产价值对农村家庭和城镇家庭的中介效应可能存在差异。

四、数据、变量与模型设定

(一)数据来源与样本范围

本研究使用由北京大学调查中心主持的CFPS(中国家庭追踪调查)2016年的数据，以家庭为单位，考察子女数量对家庭消费水平和消费结构的影响，分析这种影响的作用机制并探讨在家庭生命周期不同阶段以及城乡家庭之间存在的异质性。CFPS涵盖了子女数量、家庭各项消费支出以及家庭人均年收入等多个维度的数据，符合本研究的目的与主题。2016年，CFPS共获取14019户家庭成员信息。本文重点考察户主及其配偶有过生育行为的家庭，所以保留户主年龄在20岁以上并且至少有一个孩子尚存的家庭。经上述处理，最终得到处理缺失值后的家庭样本10158户。

(二)变量与模型设定

本文的被解释变量是家庭消费行为，具体分为家庭消费水平和家庭消费结构，分别用家庭人均消费支出对数以及发展享乐型支出占家庭总消费支出的比重这两个指标来测量。在各项消费支出当中，食品、住房、衣物等方面的支出为生存型消费支出，医疗保健、文教娱乐、交通通信、家庭设备和日用品支出以及其他商品服务支出属于发展享乐型消费支出。核心解释变量为子女数量，这里以户主及其配偶的尚存子女数来衡量。此外，本文选取家庭房屋价值作为子女数量对家庭消费行为影响的中介变量，而对于尚未拥有自有住房的家庭，将房屋价值记为0。鉴于户主个人特征以及其他家庭层面的因素也会影响家庭消费行为，本文还控制了户主年龄、性别、婚姻状况、受教育年限、家庭人均年收入、家庭不健康人口占比、家庭养老保险覆盖比例、家庭医疗保险覆盖比例等变量。

本文构建了子女数量对家庭消费水平和消费结构影响的实证模型，表示如下：

ln Ci=β0+β1childi+β2Xi+εi

(1)

(2)

其中，ln Ci、Dev_ratioi分别表示第i个家庭的人均消费支出对数和发展享乐型支出占家庭总消费支出的比重，childi代表第i个家庭的子女数量，Xi为本文的一系列控制变量。对于中介效应的分析，本文借鉴温忠麟等(2004)采用的检验方法，在方程(1)和(2)的基础上构建以下方程：

Housei=θ0+θ1childi+θ2Xi+εi

(3)

ln Ci=γ0+γ1childi+γ2Housei+γ3Xi+εi

(4)

(5)

具体步骤如下：就家庭房屋价值Housei对childi影响ln Ci的中介效应而言，首先对系数β1进行检验，若β1不显著，停止中介检验；若β1显著，则检验θ1和γ2。若θ1、γ2均显著，则对γ1进行检验，若γ1显著，则Housei部分中介效应成立；若γ1不显著，则为完全中介效应。若θ1、γ2至少一个不显著，进行Sobel检验，如果通过检验，则中介效应存在；反之中介效应不存在。检验Housei对childi影响Dev_ratioi的中介效应而言，所用方法与上述步骤相同。

五、结果与分析

(一)样本概况与描述性分析

本文以户主年龄为标准比较了1孩家庭、2孩家庭以及多孩(3个及以上)家庭各项消费支出的占比情况。统计发现，随着子女数量的增加，户主年龄在40岁以下的家庭，食品、住房以及衣着类支出占比全面提高，交通通信、家庭设备和日用品类支出占比明显下降；户主年龄在40～49岁的家庭，医疗保健和文教娱乐类支出的增幅较大；户主年龄在50～59岁的家庭，交通通信、家庭设备和日用品类支出占比提升明显而食品类支出大幅降低；户主年龄在60岁以上的家庭，医疗保健类支出占比增幅最大，从1孩家庭的13.51%攀升至多孩家庭的19.11%。这一统计结果和本文的假设3基本吻合。此外，为了更加直观地呈现本文样本数据的特征，笔者还对所选取的变量进行了统计描述(见表1)。

表1 样本变量的描述性统计

(二)基准回归结果分析

表2为本文基准回归模型实证结果。其中，模型1和3在估计子女数量对家庭人均消费支出对数和发展享乐型消费支出占比的影响时仅控制了户主个人特征，未纳入家庭层面的控制变量，模型2和4在上述模型的基础上控制了家庭人均年收入、家庭不健康人口比例、家庭医疗保险覆盖比例以及家庭养老保险覆盖比例等家庭层面的变量。结果显示，子女数量与家庭人均消费水平呈负相关关系，与本文的假设1不符，这可能和家庭规模经济效应有关。此前有研究表明，家庭内部存在一定的规模经济现象和公共品现象(詹鹏 等，2020)，子女数量的增加大于家庭人均消费水平的增加幅度，因此子女数量增加反而降低了家庭人均消费水平。此外，子女数量增加会提高家庭发展享乐型消费支出的占比，这与本文的假设2吻合。

表2 基准回归结果

控制变量方面，家庭人均消费支出对数和户主年龄呈“U”形关系，发展享乐型消费支出占比和户主年龄呈“倒U”形关系，户主是男性、有配偶会降低家庭人均消费水平，户主受教育年限、家庭人均年收入、不健康人口比例与家庭人均消费支出对数和发展享乐型消费支出占比均为正相关关系，非农户口在显著提升家庭人均消费支出对数的同时也降低了发展享乐型消费支出的占比。社会保障方面，医疗保险覆盖比例对人均消费支出对数有正向影响但会降低发展享乐型消费支出的占比。养老保险覆盖比例的上升有利于提高发展享乐型消费支出的占比，但会对家庭人均消费支出对数产生负面影响。

(三)内生性问题处理

考虑到模型因遗漏变量、双向因果而可能存在的内生性问题，本文参考张川川(2011)、刘定波(2014)等的研究选取家庭中第1个孩子的性别以及计划生育政策作为子女数量的工具变量。其中，第1个孩子性别为男孩的家庭记为1，反之记为0。以1978年计划生育政策在各地区全面实施为节点，第1个孩子在1978年之前出生的家庭记为1，反之记为0。表3中，模型5和7仅控制个体特征，模型6和8纳入了家庭层面的控制变量。使用工具变量后的估计结果显示子女数量对家庭人均消费水平的影响由负变正，对发展享乐型消费支出占比的影响依旧为正，本文的假设1和假设2得到验证，即子女数量的增加提高了家庭消费水平，优化了消费结构，这一结论与部分学者在研究中提到的家庭消费规模经济效应不同(韩秀兰，2017；Lanjouw et al.，1995)。这说明随着文教娱乐、医疗保健等发展享乐型消费支出占比的提升，家庭公共品现象和规模经济现象不再明显，家庭人均消费水平的增加幅度大于子女数量的增加。具体来看，在其他条件不变的情况下，子女数量每增加1个，家庭人均消费对数提高0.14，发展享乐型消费支出占比提高3.37%。

表3 工具变量的估计结果(IV-2SLS)

户主年龄的平方项对家庭消费水平的影响不再显著，家庭人均消费水平随着户主年龄的增加而降低。此外，模型的最小特征值为185.12大于10，说明模型不存在弱工具变量问题。过度识别检验中P值为0.46，故接受原假设认为工具变量严格外生。豪斯曼检验中P值小于0.05，故认为子女数量内生，选取工具变量法是恰当有效的。

(四)稳健性检验

前文分析将父母与子女在经济上是一家人和不是一家人的家庭一并纳入了样本，但考虑到中国传统的“分家”习俗长期存在(许琪，2017)，很多成年子女在组建新的家庭之后便不再与父母是经济上的共同体，因此这部分家庭的消费行为很难实现精确的测量。为了得到更为精确的分析结果，本文单独把父母与子女是经济共同体的样本进行了回归分析以检验结果的稳健性(见表4)。在除去父母与子女在经济上不再是一家人的样本之后，家庭样本量减少至7147户。模型9和11仅控制个体特征，模型10和12纳入了家庭层面的控制变量。从分析结果来看，当样本范围缩小到父母与子女在经济上是一家人的样本时，本文的分析结果仍与全样本结论基本吻合，说明本文的实证研究结果是稳健的。

表4 稳健性检验(IV-2SLS)

(五)异质性分析

1.不同家庭生命周期的家庭消费行为差异

由于所处的家庭生命周期不同，子女数量对家庭消费行为的影响会存在一定差异。表5以户主年龄作为划分依据考察了不同家庭生命周期中子女数量对家庭消费水平影响的异质性。结果表明，当户主年龄小于40岁时，子女数量会对家庭人均消费水平产生负面影响，子女数量每增加1个，家庭人均消费水平下降0.33。而对于户主年龄在40～49岁、50～59岁以及60岁以上的家庭而言，子女数量的增加能带动家庭人均消费水平的提升，子女数量每增加1个，家庭人均消费水平分别提高0.08、0.27和0.09。表6呈现了不同家庭生命周期中子女数量对家庭发展享乐型消费支出占比的影响结果。从模型17可以看出，当户主年龄小于40岁时，子女数量与家庭发展享乐型消费支出占比呈显著的负相关关系，子女数量每增加1个，发展享乐型消费占比下降3.43%；对于户主年龄在40～49岁、50～59岁以及60岁以上的家庭，子女数量每增加1个，家庭发展享乐型消费支出占比分别提高2.89%、3.38%和1.89%。以上结果和我们的理论预期一致，本文的假设3得到验证。

表5 子女数量对消费水平的影响(分不同家庭生命周期)

(续表5)

表6 子女数量对消费结构的影响(分不同家庭生命周期)

2.城乡差异

由于城乡居民在整体收入水平、公共服务、就业结构等方面存在明显差异，因此本文在做异质性分析时还考虑了城乡差异是否会影响子女数量与家庭消费之间的关系。表7呈现了城乡家庭异质性分析的结果。从消费水平来看，子女数量对农村家庭消费水平的正向效应大于城镇家庭，子女数量每增加1个，农村和城镇家庭人均消费水平分别提高0.18和0.10。从消费结构来看，子女数量对城镇家庭发展享乐型消费支出占比的提升作用大于农村家庭，子女数量每增加1个，农村和城镇家庭发展享乐型消费支出占比分别提高2.57%和5.20%。这说明子女数量对家庭消费水平和消费结构的影响具有城乡异质性，子女数量增加对农村家庭人均消费支出的正向效应更大，对城镇家庭发展消费支出占比的提升作用更明显。本文的假设4得到验证。

表7 子女数量对消费水平和消费结构的影响(分城乡)

(五)中介机制分析

本文将家庭房屋价值作为子女数量影响家庭人均消费水平和发展享乐型消费支出占比的中介变量并对其进行中介效应检验，具体检验公式见式(3)、(4)、(5)。表8所示为子女数量对家庭人均消费水平的中介效应检验结果。在前文的研究中，我们已经明确了子女数量对家庭人均消费水平有着显著的正面影响，即β1显著为正。接下来分析子女数量对家庭房屋价值的影响，结果显示子女数量对房屋价值的正向效应θ1显著。然后将房屋价值和子女数量同时纳入回归模型进行考察，结果显示房屋价值对家庭人均消费水平的正向效应γ2显著，而此时子女数量对家庭人均消费水平的影响系数γ1依旧显著。

表8 子女数量对家庭人均消费水平和发展享乐型消费支出占比的中介效应检验结果(总样本)

此外，由于城乡两类家庭房产价值存在较大差异且子女数量对家庭消费水平和消费结构的影响在城乡之间存在一定差异，因此本文还比较了家庭房屋资产价值对农村家庭和城镇家庭的中介效应的异质性。从表9和表10可知，家庭房屋价值对子女数量影响农村家庭人均消费水平的部分中介效应显著但对子女数量影响城镇家庭人均消费水平的中介效应不成立，对子女数量影响城镇家庭发展享乐型消费支出占比的部分中介效应显著但对子女数量影响农村家庭发展享乐型消费支出占比的中介效应不成立。

表9 子女数量对家庭人均消费水平和发展享乐型消费支出占比的中介效应检验结果(农村样本)

表10 子女数量对家庭人均消费水平和发展享乐型消费支出占比的中介效应检验结果(城市样本)

六、结论与启示

本文基于2016年CFPS数据，将家庭消费行为分为消费水平和消费结构两个维度，分别探讨了子女数量对家庭人均消费水平以及发展享乐型消费支出占比的影响，比较了不同家庭生命周期的家庭之间、城镇家庭和农村家庭之间存在的异质性，并分析了子女数量影响家庭消费行为的中介机制，研究结果表明：

第一，本文采取工具变量法处理内生性问题后发现，子女数量的增加能显著提高家庭人均消费水平和发展享乐型消费支出的占比，这说明子女数量的增加减少了家庭的预防性储蓄，提高了家庭消费水平，优化了消费结构。第二，由于所处的家庭生命周期不同，子女数量对家庭消费行为的影响具有显著差异。当户主年龄小于40岁时，子女数量增加会对家庭人均消费水平以及发展享乐型消费支出占比带来负面影响；对于户主年龄在40～49岁、50～59岁以及60岁以上的家庭，子女数量与家庭人均消费水平以及发展享乐型消费支出占比均呈正相关关系。第三，子女数量对家庭消费行为的影响在城镇家庭和农村家庭之间也存在异质性。由于农村家庭的社会保障水平较低，养儿防老思想更为严重，因此子女数量对农村家庭人均消费水平的正向效应大于城镇家庭，但对城镇家庭发展享乐型消费支出占比的提升作用大于农村家庭。第四，子女数量的增加一方面通过减少家庭预防性储蓄直接提高家庭消费水平以及发展享乐型消费支出占比，另一方面也通过家庭房屋资产的增值间接对家庭消费行为产生影响。通过对房屋价值的中介效应检验，本文发现房屋价值在子女数量对家庭人均消费水平以及发展享乐型消费支出占比的影响路径上均起到了部分中介作用，但房屋价值的中介效应在城乡两类家庭之间存在异质性，具体表现为：对子女数量影响农村家庭人均消费水平的部分中介效应显著但对子女数量影响城镇家庭人均消费水平的中介效应不成立，对子女数量影响城镇家庭发展享乐型消费支出占比的部分中介效应显著但对子女数量影响农村家庭发展享乐型消费支出占比的中介效应不成立。

基于上述结论，本文提出以下几点建议：首先，总体而言子女数量的增加有利于提升家庭消费水平，优化消费结构。政府在全面实施“二胎”政策的同时，也要尽快落实与生育政策配套的设施及服务，提升妇幼保健质量。其次，当户主年龄小于40岁时，子女数量的增加更多的是提高了住房、食品等生存型消费支出，高昂的住房成本是人们生育意愿降低的重要原因，因此鼓励生育需要解决好住房问题，可以通过提供保障性住房、实施住房补贴等手段提高民众的生育意愿。再次，针对城乡家庭消费行为的异质性，一方面，要积极推进乡村振兴战略，缩小城乡家庭在收入水平上的差异，提高农村人口的创收能力；另一方面，要消除城乡公共服务水平上的差异，实现公共服务均等化，给农村家庭的孩子提供更多的教育机会和更优质的教育资源。最后，要在关注消费水平的同时把握消费结构的变化，积极调整产业结构，引导产业结构与消费结构的变动相适应，在顺应消费需求提供高质量消费服务的同时实现产业结构和消费结构的优化升级。