多子女家庭和独生子女家庭消费影响因素的差异研究

周耀东，郑善强

（北京交通大学经济管理学院，北京 100044）

一、引 言

“计划生育”背景下的“独生子女”政策，使得在过去一段时期内我国家庭多为独生子女家庭，结构特征比较单一。从家庭结构出发，独生子女家庭消费的影响因素比较清晰，主要体现于子女的年龄、性别、婚姻状况等人口统计学特征（Jay，2012；Guiso，2003；Li，2020等）[1-7]。近年来，随着“计划生育”政策的调整，中国已经且将持续出现拥有多个子女的家庭，这在一定程度上抵消了“独生子女”政策下少儿抚养比下降带来的居民消费需求不足的现象（郭东杰，2016）[8]，促进了家庭消费增长和消费结构升级（王军，2021）[9]。与此同时，第二个孩子的到来也给子女年龄、性别、婚姻状况的组合带来变化，在多子女家庭中，这些影响因素的变化同样值得关注。

本文以多子女家庭为主要研究对象，实证考察“计划生育”政策调整下独生子女家庭和多子女家庭消费影响因素的差异。挖掘子女性别、年龄、婚姻状况三个主要人口学特征因素对家庭消费的影响变动，揭示家庭消费影响因素对多子女家庭消费行为影响的差异，有助于理解我国人口结构变动与居民消费发展的新趋势，为更好地制定人口政策促进经济发展和社会稳定提供理论支撑，具有一定的现实意义。

国内外学者围绕家庭消费决策及影响因素展开了大量研究，在收入消费关系的基础上，主要集中于流动性约束（吴智娟，2013[10]；李波，2015[11]）、预防性储蓄（Chamon，2010[12]）、收入分配（Jin，2011；赵吉林，2014等[13-15]）、消费方式与理念（Modigliani，2004；刘向东，2019等[16-19]）等方面，也有对家庭社会资本等新概念的研究（秦海林，2019）[20]。近年来，随着家庭消费理论和家庭调查数据库的更新与完善，从家庭规模和结构的角度研究家庭消费逐渐受到学界关注。

对家庭规模的探讨主要体现在子女数量上，早期研究认为我国计划生育政策带来的少儿抚养比下降，是引发居民消费需求不足的重要因素（郭东杰，2016）[8]，与人口年龄结构的研究区分并不明显；现有的研究强调了子女数量、人口增长率的增加对居民消费、消费结构的正向影响（乔云霞，2019；张海峰，2019；王军，2021）[21][22][9]。

有关家庭结构的讨论主要集中在子女年龄、性别、婚姻状况三个方面。Modigliani提出的生命周期假说开创了从家庭结构角度研究消费的先河，Jay（2012）[1]将年龄、性别和婚姻状况作为划分人口统计阶段的主要标准，评估了不同人口统计阶段的家庭消费情况。早期对于年龄结构的研究认为，居民年龄增长对消费的影响为先增加后减小，存在倒“U”形关系（Guiso，2003）[2]，现有研究从子女对家庭消费决策的影响力以及代际支持的角度出发，强调子女年龄对家庭消费的促进作用（张恩碧，2012；臧旭恒，2019）[23][24]。对子女性别的讨论集中在抚养成本和婚姻支出两个角度，部分学者从子女的抚养成本出发，认为随着生活水平的提升，尽管中国部分地区仍存在“重男轻女”的传统思想，但性别效应对家庭消费的影响机制逐渐由传统研究中的教育支出，转向抚养成本和子女婚姻的代际扶持（Michael，2008；李振刚，2011）[25][26]；也有学者从婚姻支出的影响出发，认为高性别比带来了“婚姻市场”中男性之间的激烈竞争，这种竞争主要体现在日益增长的彩礼支出上（Chew，2018；Wei，2011）[27][28]，预期未来的大额支出会导致拥有男性后代的家庭竞争性储蓄，从而抑制了家庭消费增长以及消费结构的升级（余丽甜，2017；袁微，2018）[29][30]。

对相关研究与经验进行梳理，发现现有研究对家庭结构的讨论主要建立在独生子女家庭消费的证据上，对已经出现且将持续增加的多子女家庭讨论不足，多子女家庭消费的影响因素还有待进一步挖掘。基于此，本文根据生命周期假说和家庭代际理论，利用2017年中国家庭金融调查的微观数据，以近年来广泛出现的拥有两个孩子的家庭为对比对象，实证考察了“计划生育”政策调整下独生子女家庭和多子女家庭消费影响因素的差异。

本文的边际贡献主要体现在三个方面。首先，刻画了第二个孩子对家庭消费的边际效果，结合“计划生育”政策调整背景下中国多子女家庭的增长趋势，使用邹检验对比了独生子女家庭和多子女家庭消费影响因素的差异，探究二孩到来对家庭消费的边际效应。其次，与传统研究按照统计年鉴八个消费部门划分消费指标不同，我们将消费分为生存型和发展与享受型消费（曹炜威，2020）[31]，同时进一步细化了微观家庭的支出情况，让实证结果更具解释力。最后，进一步挖掘了多子女家庭子女年龄、性别和婚姻状况三个主要人口因素的独特性和有效性，丰富了对影响家庭消费因素的认识。

二、理论分析

（一）“计划生育”政策调整与多子女家庭

2021年8月20日，全国人大常委会会议表决通过了关于修改人口与计划生育法的决定，修改后的人口计生法规定，国家提倡适龄婚育、优生优育，一对夫妻可以生育三个子女。试图解决性别比例失衡、人口老龄化等问题，解放居民消费，促进经济增长。从2016年全面放开“二孩政策”以来，全国新增人口情况表现出新特征，虽然自2016年以来我国出生人口数逐年降低，但二孩出生数占出生人口总数的比例稳步上升，自2016年的39.06%增长到2020年的57.10%，年均增长率提升达9.96%（见图1），表明中国已经出现了较多的多子女家庭，且多子女家庭的持续增加也是可以预见的。

图1 2016～2020年新出生人口情况

（二）理论模型

以生命周期理论建立初步的模型。生命周期理论认为，消费者会根据未来的收入优化一生的消费流，假设消费者的生命周期为[0，T]，消费者在未成年期的消费大于储蓄，在成年期的消费小于储蓄，即：

家庭消费表现为家庭成员的消费以及组建家庭带来的消费节约，家庭消费可以表示为

其中C为家庭整体的消费情况，cf、cm为父母的消费，ci为第i个子女的消费，I为组建家庭带来的消费节约，主要来自家庭公共物品（Lanjouw，1995）[32]的消费节约。

根据公式（2），n的增加会带来C的增加，即子女数量增加导致家庭消费的消费者增加，进而导致家庭消费的增加，这与Samuelson家庭储蓄理论强调的子女数量与家庭储蓄率之间的负相关关系一致，得到本文的第一个假设。

假设1：子女数量的增加会提升多子女家庭的消费水平。

设定消费者效用函数为U（c）=a*lnc，在整个生命周期T，代表性消费者的效用函数可以表示为最优化问题：

其中，c（t）为个人消费水平，ρ为贴现率，W（t）为家庭财富，E（t）为家庭的社会资本，主要体现为父母特征（秦海林，2019）[20]，Y（t）为家庭整体收入，（1-s）为个人消费倾向，r为实际利率。

研究此问题需要构建汉密尔顿函数计算最优性条件：

设定横截性条件W（tstart）=W（T）=w，即要求家庭组建期初的财富状况和生命周期末期的财富水平相同，则公式（4）的最优性条件为：

公式（5）反映了消费水平c（t）与消费倾向（1-s）和家庭收入Y（t）的关系，这与现代消费理论的观点一致。子女在被抚养阶段身心快速成长，伴随着抚养成本的快速增长，消费倾向（1-s）＞1；当子女生长发育放缓，随着子女的年龄增长，可预见的未来消费就越多，家庭有动力减少部分当期消费以应对未来可能的消费，即（1-s）＜1。两阶段的作用使得消费随着个体年龄增长，表现出先增加后降低的趋势，呈倒“U形”关系，这一观点在Guiso（2003）[2]、Marianna（2010）[33]等人的研究中得到证实。而对于多子女家庭，家庭消费不再取决于某个子女的年龄，子女的年龄组合成为影响家庭消费的重要因素。第一个孩子成长阶段的部分支出，如玩具、衣物、电子设备等，具有家庭公共物品的特征（Lanjouw，1995）[32]，第二个孩子可以共同享有，这使得第二个孩子的发育阶段，消费倾向（1-s）反而小于1，得到第二个假设。

假设2：对两类家庭来说，第一个子女年龄的增长均会促进家庭消费的增加，但第二个孩子的年龄增长会抑制多子女家庭的消费。

结合公式（2）、公式（5）进一步探讨子女性别和婚姻状况对家庭消费的影响。随着居民生活水平的提升和义务教育制度的普及，子女性别对家庭教育支出的影响逐渐消失，现阶段我国子女性别主要通过子女本身的抚养成本差异和婚姻效应两个途径来影响家庭消费（Michael，2008）[25]。

在抚养成本方面，不同性别的儿童在抚养成本上存在差异，男性儿童的食物支出较高，女性儿童的衣物支出较高（李振刚，2011）[26]，随着家庭可支配收入的增加，食物支出的边际增长要低于衣物支出的边际增长，拥有男性后代的家庭抚养成本降低（邹文静，2017）[34]，即拥有男性后代的家庭消费倾向（1-s）较低，抑制后代个人消费c（t）的增长，进而抑制家庭消费C的增长。

假设3：后代为男性会抑制两类家庭的消费增加。

在婚姻效应方面，现有的研究往往建立在我国出生性别比例失衡这一假设上（Li，2020；Chew，2017；Li，2011）[3][27][35]，性别比例的失衡使男性在未来的婚姻中有巨大的支出，家庭为了应对未来的支出而进行储蓄，抑制了消费。在“计划生育”政策调整的背景下，家庭进行生育决策时对子女性别的关注程度会有所降低，性别比可能有所改善。2013年以来，我国的出生性别比逐年下降，在2020年下降到了1.10，接近生物学中1.03～1.07的标准，一定程度上降低了子女婚姻状况对家庭消费倾向（1-s）的影响；如果多子女家庭中子女性别不同，家庭有理由预期儿子的婚姻支出和女儿的婚姻收入可以抵消，即△c1（t）=△c2（t），削弱了子女未婚对多子女家庭消费C的抑制作用。

假设4：对多子女家庭来说，拥有未婚子女对家庭消费的影响会减弱。

结合公式（6）、公式（2）和公式（5），可以发现包含父母特征的家庭社会资本E（t）能通过影响家庭收入Y（t）进而影响个人消费水平c（t）和家庭消费水平C。

三、研究设计

（一）数据来源

中国家庭金融调查与研究中心实施的中国家庭金融调查（CHFS）是一项针对全国各省份5万余户家庭展开的调查，调查了家庭关于资产、收入、支出、负债、保险、社会保障等方面的信息，为研究微观家庭的消费问题提供了高质量数据（甘犁，2013）[36]。在CHFS（2017）样本数据基础上，删除关键变量有缺失值、异常值与不适用的样本，并且将户主年龄大于70岁与小于25岁的样本删除，最终得到的有效样本数量为12 707个。

（二）模型构建与指标选取

虽然微观家庭一年的消费始终为正值，但并非每个项目都会产生消费，因此以家庭具体消费作为被解释变量时，可能会面临被解释变量部分为0的情况。Tobit模型非常适合处理此类被解释变量存在概率为0的情况，采用经典的Tobit回归检验子女数量和家庭结构对家庭消费的影响，首先检验子女数量的影响。

其中，Cij为被解释变量，i表示个体家庭，j表示消费及消费结构的具体项；kni为核心解释变量之一，表示家庭i的子女数量；Xi为参考相关文献确定的控制变量，包括家庭经济变量和父母的相关特征。

为了探究独生子女家庭和多子女家庭中，家庭结构因素对消费的影响，构建公式（8）和公式（9）分别对独生子女家庭、多子女家庭的效应进行研究。

其中，si、ai和mi为独生子女家庭中的核心解释变量，si为独生子女性别的虚拟变量，性别为男性时等于1，反之为0，ai为子女年龄的数值，mi为子女婚姻状况的虚拟变量，若子女已婚，则为1，反之为0；在公式（3）中，fsi表示多子女家庭i第一个孩子的性别，ssi为第二个孩子的性别；同理，fai和sai、fmi和smi分别代表多子女家庭第一个孩子和第二个孩子的年龄和婚姻状况。

被解释变量为家庭总消费及消费结构的具体项，传统研究中往往按照《统计年鉴》居民消费的八个部门区分生存型消费和发展与享受型消费（曹炜威，2020；汪伟，2020；袁微，2018）[31][37][30]，本文将八个部门的实际消费进一步细分，使所得指标更能反映两类消费的内涵。最终，将衣物支出、食品支出、水电燃料与物业支出、日用品支出、本地交通支出作为生存型消费；将烟酒支出、美容支出、家政服务支出、通信支出、娱乐支出、住房装维修支出、教育支出、购买交通工具支出、旅游支出、医疗支出、保健健身支出作为享受与发展型消费。

基于理论分析的结果，控制变量的选择重点关注了家庭经济状况和父母的个人特征。参考Scholnick（2013）[38]、Li（2020）[3]、秦海林（2019）[20]的研究，确定了反映家庭经济状况的控制变量，包括家庭总收入、家庭总资产、家庭负债和对外转移支付数额；将父母的年龄、受教育程度和政治身份作为父母特征的控制变量。

（三）描述性统计

由于本文的核心解释变量多为虚拟变量，对选取的被解释变量和控制变量进行描述性统计（见表1）。

表1 描述性统计结果

四、实证结果

（一）基准回归

首先，检验子女数量增加带来的影响。使用Tobit回归对公式（7）进行估计，其中，C0为家庭总消费，C1为家庭生存型消费，C2为家庭享受与发展型消费，kn表示家庭的子女数量。回归结果中kn与C0、C1、C2的回归系数都显著为正（见表2），表明子女数量增加能够促进家庭总消费的提升，同时对家庭生存型消费、享受与发展型消费都有显著的正向效应，因此研究多子女家庭对家庭消费的影响是有意义的。

表2 基准回归结果

其次，检验子女结构对独生子女家庭和多子女家庭消费的影响，对公式（8）、公式（9）进行回归，其中解释变量中（1）代表独生子女或第一个孩子的指标，（2）代表多子女家庭中二孩的指标，dbet、asse、income、pay分别表示控制变量中家庭负债额、家庭总资产、家庭年收入和家庭对外转移支付额的回归结果。对于独生子女家庭，性别（1），婚姻（1）对三个消费指标的回归系数均为负，表明后代为男性、未婚会显著抑制家庭的消费；进一步发现子女婚姻状况关于生存型消费的显著性相对较弱，仅在10%的显著水平上成立，表明子女未婚的家庭更倾向于降低家庭的发展与享受型消费作为预备性储蓄；年龄（1）对于三个消费指标的回归系数均显著为正，体现出独生子女年龄增长对家庭消费的促进作用，表明随着子女年龄增长，子女的消费能力和对家庭消费决策的影响力都有所增强。对于多子女家庭，婚姻（1）和婚姻（2）的回归结果均不显著，表明与独生子女家庭不同，子女的婚姻状况这一影响因素在多子女家庭中失效了；性别（1）、性别（2）的回归系数均为负，但显著性水平有所降低，表明子女性别为男性会抑制多子女家庭的消费，后代为男性对多子女家庭消费的抑制作用弱于独生子女家庭；年龄（1）、年龄（2）的回归系数符号相反，表明多子女家庭子女年龄对家庭消费表现出完全相反的效用，第一个孩子的年龄增长会促进家庭消费的增长，第二个孩子的年龄增长反而抑制家庭消费的增加，这种差异在家庭生存型消费中表现最为显著。

对回归结果进行归纳，可发现第二个孩子到来对多子女家庭消费影响因素的作用效果具有不同程度的冲击，其中子女年龄、婚姻状况的效果改变较大，表现为第二个孩子的年龄增长不再促进家庭消费，反而表现出抑制作用，子女未婚对于家庭消费的抑制也不再显著；而子女性别为男性对独生子女家庭和多子女家庭的消费均具有抑制作用（见表3）。

表3 影响结果示意

（二）稳健性检验

本文的稳健性检验主要包括指标调整和模型设定两方面。就我国目前的国情来看，子女性别是一个外生变量；而子女的年龄和婚姻状况会受到家庭经济状况等因素的影响，并不能完全视作外生变量。在前文的模型构建中，已经通过控制变量的设计进行了针对性处理，内生性问题产生的可能性较低，在此基础上展开稳健性检验。

调整消费指标检验回归结果的稳健性。前文综述了关于家庭结构与家庭消费的相关研究，认为家庭经济状况可能会影响家庭的生育决策以及子女的婚姻决策，使用家庭总收入对家庭消费指标进行处理，可以降低收入差异对研究的干扰，在此基础上检验估计结果的稳健性，其中家庭消费收入比=家庭总消费/家庭总收入。

改变模型设定检验结果的稳健性。前文使用Tobit回归克服了家庭消费中某一项观测值为0的问题，此处稳健性检验去除了观测值为0的家庭样本，并采用最小二乘估计法作为回归模型的算法。

结果中（1）表示对消费指标进行调整后的回归结果，（2）表示变更回归方法后的结果，子女年龄、性别和婚姻状况等变量的方向与显著性在各模型中未发生明显变化（见表4），表明回归结果稳健。

表4 稳健性检验结果

（三）异质性分析

对不同户籍类型和住房情况的家庭消费展开异质性分析。按照统计的户主户籍类型将家庭分为“农业户口家庭”和“非农业户口家庭”两组，并剔除了“统一户口家庭”户籍类型的样本，检验不同户籍类型的家庭消费；住房情况的异质性检验则是根据问卷中的住房资产统计项及房租支出，将样本分为“拥有房产家庭”和“租赁房屋家庭”展开的。

分别检验四组样本中独生子女家庭和多子女家庭消费影响因素的差异，在“农业户口家庭”和“拥有房产家庭”中，子女年龄、性别和婚姻状况对独生子女家庭和多子女家庭消费的影响差异更明显了（见表5）。不同户籍类型家庭的回归结果表明，后代为男性、未婚对非农业户口家庭消费的抑制作用要弱于农业户口家庭；在住房资产方面，拥有房产的家庭消费受到子女性别和婚姻状况的冲击弱于租赁房屋的家庭，第一个孩子年龄增长对家庭消费的促进也更有效。

表5 异质性分析结果

（四）家庭经济状况的影响差异分析

在基础回归结果中，反映家庭经济状况的四个控制变量①篇幅所限，作者自留备索。回归系数有一定的差异。家庭总资产、家庭年收入的回归系数显著为正，表明家庭收入和财富状况会正向影响家庭的消费；家庭转移支付与消费的回归系数也显著为正，表明家庭转移支付会促进家庭消费，这是由于家庭转移支付反映了一个家庭的社会资本，社会资本越高的家庭，其家庭消费也越高；家庭总负债的回归系数显著为正，表明家庭负债也会促进家庭消费的增长，虽然家庭负债的存在会对家庭资产流动性提升带来负面影响，进而抑制家庭消费，但是负债同样反映了家庭的消费方式与消费习惯，拥有提前消费习惯的家庭往往消费更多，当负债通过降低流动性给家庭消费带来的抑制作用低于提前消费习惯带来的促进作用时，家庭总负债对家庭消费的影响也表现为促进作用。

上述研究证明了家庭收入、家庭负债和家庭资产对两类家庭消费的影响显著，还需进一步探究其在独生子女家庭和多子女家庭中的效果是否发生改变。邹至庄（1960）[39]发明的邹检验，可以检测某一指标在两类样本中的线性回归系数是否相等，被普遍应用于结构性变化的检验中。采用邹检验对独生子女家庭和多子女家庭消费对家庭经济状况的反应深入分析，得到公式（10）（11）（12）。

邹检验结果中（1）表示经济状况指标在独生子女家庭中的回归结果，（2）表示其在多子女家庭中的回归结果。发现家庭收入、资产、负债三个因素对家庭消费的影响在独生子女家庭和多子女家庭之间存在显著性差异。在消费理论中，收入关于消费的系数等于1减去消费倾向的倒数，即收入关于消费的回归系数和消费倾向是正相关的，结果中年收入的回归系数在总消费和生存型消费中均表现为（2）＞（1），在发展与享受型消费中表现为（1）＞（2）（见表6），表明多子女家庭拥有更高的生存型消费倾向，而发展与享受型消费倾向较低，这是由于多子女家庭拥有更多的孩子，抚养成本更高，对生存型消费的消费倾向更高，同时子女数量的增加提高了多子女家庭对未来消费的预期，抑制了用于发展与享受的当期消费。

表6 邹检验结果

（五）进一步思考

实证结果表明，虽然独生子女家庭和多子女家庭的消费同样受到男性后代的抑制作用和家庭经济状况的促进作用，但多子女家庭的生存型消费和发展与享受型消费均高于独生子女家庭，部分研究从子女数量增加刺激家庭食品、教育、医疗保健需求解释了这一现象（王军，2021）[9]，本文强调子女年龄、婚姻状况对家庭消费影响效用的变动，在子女的抚养阶段，由于衣服、日用品和出行具有家庭公共物品的特征（Lanjouw，1995）[32]①篇幅所限，作者自留备索。，且衣物支出在生存型消费中占了较大比例（56.63%），使得二孩在年龄增长过程中对部分生存型消费的需求减弱，转向发展与享受型消费，造成多子女家庭生存型消费和发展与享受型消费的提升；在子女的适婚年龄，我国出生性别比例的持续改善在一定程度上降低了家庭应对子女婚姻的预防性储蓄，子女性别不同的多子女家庭可能预期子女的婚姻收支可以抵消，削弱了子女未婚对消费的抑制作用，带来多子女家庭两类消费的提升。

父母的个人特征对两种类型家庭消费的影响。前文分析了反映家庭经济状况的控制变量对家庭消费的影响，父母的个人特征也反映了一个家庭的社会资本，对家庭消费有一定影响。检验父母文化程度、政治身份、年龄这三种控制变量对家庭消费的影响①篇幅所限，作者自留备索。，发现不论是独生子女家庭还是多子女家庭，父亲的文化程度和母亲的文化程度对于家庭消费的回归系数都显著为正，表明父母文化水平越高，家庭的隐性社会资本越充裕，促进了家庭消费的增加；父母政治身份对家庭消费的影响未通过显著性检验，可能是由于现阶段党员身份并未给家庭带来额外的消费动力；父母年龄增长对家庭消费表现为抑制作用，其中母亲年龄的显著性均在1%的显著性水平以内，说明父母处在年龄消费关系中倒“U”形结构的后半段，年龄增长对于家庭消费的“抑制作用”强于“促进作用”，且这种抑制效果在母亲身上更明显。

五、结 论

（一）研究结论

使用CHFS 2017的数据，探究“计划生育”政策调整下独生子女家庭和多子女家庭消费的影响因素变化，得到本文的研究结论。

子女数量对于家庭消费的提升有促进作用。使用Tobit模型分别构建子女数量关于总消费和各部门消费的回归模型，发现子女数量对家庭总消费的影响显著为正，同时，在对发展与享受型消费的考察中，发现子女数量的回归系数也显著为正，表明子女数量不仅能够促进家庭总消费的提升，也能提高家庭的发展与享受型消费。

家庭结构对独生子女家庭和多子女家庭的影响效果出现变化，子女未婚对独生子女家庭消费的抑制作用在多子女家庭不再显著，独生子女和第一个孩子的年龄增长会促进家庭消费，而第二个孩子的年龄增长对家庭消费表现出抑制作用。检验三个子女特征对两类家庭消费的独特性和有效性，结果表明，独生子女家庭中后代为男性、未婚时会显著抑制家庭的消费，子女年龄增长对家庭消费表现为促进作用，且拥有未婚子女的家庭更倾向于降低家庭的发展与享受型消费作为预备性储蓄；而多子女家庭中子女婚姻状况对家庭消费的影响不再显著，子女性别为男性仍然会抑制家庭的消费，但抑制的效果减弱了，子女年龄对多子女家庭消费的影响展现出新特点，即第一个孩子的年龄增长仍会促进家庭消费的增长，第二个孩子的年龄增长反而抑制了家庭消费的增加；异质性分析的结果表明，这种差异在农村家庭和拥有住房的家庭中更加明显。

多子女家庭的收入消费倾向较独生子女家庭有所提升。结合消费理论归纳消费倾向和回归系数的关系，邹检验的结果表明，在两类家庭之间，虽然家庭收入、资产、负债对家庭消费的影响方向是相同的，但效果的大小存在显著性差异，多子女家庭拥有更多的孩子，抚养成本更高，对生存型消费的消费倾向更高，而独生子女家庭拥有更高的发展与享受型消费倾向。

（二）政策建议

我国“计划生育”政策调整后，已经且将继续出现大量的多子女家庭，子女婚姻状况对多子女家庭消费的影响不再显著，多子女家庭第二个孩子的年龄增长与家庭消费的关系也由正相关变化为负相关，影响因素的差异给多子女家庭消费带来了新的特点，即生育二孩及以上子女给家庭带来的成本更多体现在子女年幼时，减免生育费用、发放母婴用品消费券、完善幼儿园和小学入学政策、加大妇幼医疗保健建设等手段可以有效提高居民生育意愿，充分发挥“计划生育”政策调整对家庭消费的促进作用。