重庆大学公共管理学院，重庆

收稿日期：2023年2月7日；录用日期：2023年3月7日；发布日期：2023年3月15日

摘要

以彩礼和嫁妆为代表的婚姻支付广泛存在于中国农村地区，使农村家庭的储蓄具有异质性。本文运用中国家庭追踪调查(CFPS)数据，研究婚姻支付对农村家庭储蓄的影响。研究发现：预期彩礼对有儿子家庭的储蓄率有显著的正向影响，预期嫁妆对家庭储蓄率影响不显著，但进一步分析发现，东部地区预期嫁妆对农村家庭储蓄有显著促进作用。异质性分析揭示了预期彩礼对有两个及以上儿子的农村家庭储蓄率影响更强；女儿的存在将抑制预期彩礼对储蓄率的影响，同时预期彩礼对家庭储蓄率的影响在第一个孩子年龄不同的家庭中不存在显著差异。本文从婚姻支付的角度为理解中国农村家庭储蓄提供了新的解释。

关键词

婚姻支付，农村家庭储蓄率，彩礼，嫁妆

Marriage Payments and Rural Household Savings

Ao Zhou

School of Public Policy and Administration, Chongqing University, Chongqing

Received: Feb. 7^th, 2023; accepted: Mar. 7^th, 2023; published: Mar. 15^th, 2023

ABSTRACT

The marriage payments represented by bride wealth and dowry exist widely in China’s rural areas, which makes the savings of rural households heterogeneous. Using the data of China Family Panel Studies (CFPS), this paper studies the impact of marriage payment on rural household savings. The results show that expected bride wealth has a significant positive effect on the savings rate of families with sons, while expected dowry has no significant effect on the savings rate. However, further analysis shows that the expected dowry in the eastern region has a significant effect on rural household savings. Heterogeneity analysis reveals that expected bride wealth has a stronger effect on saving rate of rural families with two or more sons. The presence of daughters will dampen the impact of expected bride wealth on savings rates. Moreover, the effect of expected bride wealth on household savings rate is not significantly different among families with different ages of the first child. This paper provides a new explanation for the understanding of rural household savings in China from the perspective of marriage payment.

Keywords:Marriage Payments, Rural Household Savings, Bride Wealth, Dowry

Copyright © 2023 by author(s) and Hans Publishers Inc.

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1. 引言

自改革开放以来，中国总储蓄率总体呈上升趋势。根据世界银行1982年至2019年的数据，1982年时中国总储蓄率为33.8%，至2019年，达到44.2%。近十年来，由于中国经济转型和结构调整，扩大内需、促进居民消费已然成为需要攻坚的目标，但中国城镇居民的储蓄率仍呈上升态势 [1] 。与之相反，农村居民储蓄率呈下降趋势，其可能的原因是对农村税费进行改革，促进了农村居民消费 [2] ，以及新生代农民工比重上升，改变了农民工群体的消费偏好 [3] 。尽管如此，农村家庭低消费、高储蓄率的问题仍然存在，且农村家庭储蓄意愿仍处于较高水平 [4] 。

另一方面，与城市家庭不同的是，农村家庭更多处于高额婚姻支付盛行的婚姻圈之中。现代婚姻形式形成于周代，在汉、唐时期对嫁娶婚的形式及程序给予法律上的保护。彩礼和嫁妆是嫁娶婚制度中必不可少的程序 [5] ，直到新中国成立前都普遍存在于中国的农村中，1950年中国颁布《婚姻法》，禁止童养媳、包办婚姻、通过婚姻进行经济和社会交易等，但嫁妆和彩礼制度仍然保留 [6] 。

为儿子娶一个媳妇，被视为父母的责任 [7] ，其中包含对彩礼的支付。这意味着，农村家庭会因为彩礼的不断膨胀而产生巨大的经济压力，从而可能对家庭储蓄及储蓄意愿产生影响。嫁妆与彩礼的本质并不完全相同，但仍可能对家庭储蓄及储蓄意愿产生影响。

本文主要利用2014年家庭追踪调查数据，研究以彩礼和嫁妆为主的婚姻支付对家庭储蓄的影响。本文的边际贡献在于：第一，对于农村家庭储蓄的研究现已积累了相当丰富的成果，但鲜有从婚姻支付视角进行分析，本文的研究可能对农村家庭储蓄产生新的解释；第二，在中国预期彩礼数据可获取性的限制下，结合已有理论对预期彩礼及预期嫁妆指标进行构造，为研究中国婚姻支付问题从方法上提供另一种思路；第三，本文分析了预期彩礼对子女数量、性别及年龄构成不同的家庭储蓄率影响的差异，并进一步讨论了预期嫁妆影响农村家庭储蓄率的区域效应。

本文余下部分做如下安排：第二部分在文献综述的基础上提出本文假说；第三部分为模型设定以及数据和变量说明；第四部分分析实证结果并进行稳健性检验、机制检验以及异质性分析；第五部分进一步讨论；最后为本文的总结。

2. 文献综述

以彩礼和嫁妆为代表的婚姻支付普遍存在于非洲及亚洲的发展中国家 [8] ，其中印度农村地区广泛受到各国学者关注。对于印度农村地区越来越流行的嫁妆制度，不同学者有不同的观点。Srinivasan和Lee发现，由于印度存在稳固的社会阶层，处于低层级的女性想要达到更高的社会地位需以嫁妆支付作为代价，通过与高层级男性通婚这一途径来实现 [9] 。另一方面，在印度女儿出嫁后不再享有亲生父母的合法继承权，嫁妆可视作父母遗产的提前赠予 [10] 。

中国婚姻支付的情况与印度截然不同，中国国内彩礼流行程度远高于嫁妆。这种差异可能与女性农业参与度有关，女性农业参与程度越高的种族，彩礼比嫁妆更流行，反之，嫁妆流行程度高于彩礼，而女性农业参与度或将影响女性的社会地位 [11] [12] 。这为印度与中国嫁妆与彩礼不同偏好的局面提供一种解释。

从人类学和社会学的视角出发，中国的彩礼可概括为订婚时男方家庭向女方家庭支付一定的金钱(或包括实物)；嫁妆即在结婚时由新娘带到男方家庭的陪嫁品，比如首饰、梳妆用品和卧室家具等 [13] 。彩礼与嫁妆存在本质上的区别：彩礼在订婚时完成支付，传统彩礼的数目通常由双方家庭协商而定，就目前形势而言，更多由女方家庭出价，男方家庭对其匹配；而嫁妆涉及的物品与金钱数额由女方自主决定。嫁妆的提供彰显了婚姻交换中娘家的财力及社会身份，同时嫁妆也能提高女儿婚后在夫家中的地位 [14] 。此外，嫁妆还具有增进联姻双方家庭姻亲关系以及帮助新郎家庭建设的作用 [15] 。有关中国婚姻支付的文献中，有关嫁妆的研究较少，更多的是关于彩礼的研究。

由于农村地区打工潮的出现，越来越多的农村青年人口外出打工，从而导致婚姻资源跨区域流动，传统封闭婚姻圈被打破，农村婚姻市场中高价彩礼的风气逐步形成 [16] 。彩礼制度也同样是一种筛选机制，将不满足条件的农村适龄男性人口排除于婚姻市场之外，而且农村女性人口不断向城市流动，对农村男性的婚姻进一步产生负面影响 [17] 。另一方面，对于盼子成婚的父母而言，彩礼支付是强制性的义务，因此，当女方家庭索要高额彩礼时，将对有儿子的低收入农村家庭造成压力与经济负担。

中国农村高价彩礼的存在对大多数收入较低的农村家庭而言，将可能对其储蓄产生影响。截至目前，已有大量文献通过预防性储蓄理论的视角对家庭储蓄问题进行研究。由于中国教育、医疗和社会保障体系等方面的不够完善，居民对未来收入和支出的不确定，推动他们增加储蓄 [18] [19] [20] 。养老金制度的改革会对老年人口的储蓄产生显著影响，而年轻人的储蓄动机主要在于对未来收入的不确定性 [21] 。除收入不确定性途径外，房价波动、是否参与新型农村合作医疗等因素都是城乡家庭预防性储蓄的动机 [22] [23] 。另有学者通过其他的角度研究预防性储蓄，Gonzalez和Ozcan发现，当家庭内部离婚风险增加后，已婚夫妇的储蓄倾向也随之加强，这与预防性储蓄理论相符合 [24] 。自然冲击同样能促使家庭产生预防性的储蓄动机 [25] 。

另一方面，竞争性储蓄动机同样值得的注意。中国的婚姻市场与房地产市场紧密相连，“有房有车”等特征已普遍作为未婚男性在婚姻市场上提高竞争力的条件，有儿子的家庭因此将增加储蓄，而对于有女儿的家庭是否存在竞争性储蓄动机尚不确定 [26] [27] 。同时，余丽甜和连洪泉也发现相对于已婚家庭，存在未婚子女的家庭储蓄显著更高 [28] 。此外，男女双方家庭存在的储蓄差异，可通过男女性别比例失衡对其进行解释 [29] 。

面对未来婚姻市场的不确定性，同时为了增加子女在婚姻市场中的竞争力，有未婚子女的家庭为子女结婚时所需的婚姻支付进行储蓄尤为重要。在笔者看来，因婚姻支付而进行储蓄既是一种预防性储蓄，又是一种竞争性储蓄。本文将婚姻支付分为彩礼和嫁妆两个主体，基于此提出：

假说1：农村地区父母预期儿子结婚将面临彩礼支付而提高家庭储蓄率；基于彩礼与嫁妆本质的不同，嫁妆支付对农村家庭储蓄的影响具有不确定性。

除上述研究外，更有学者通过分析家庭人口结构来探究家庭储蓄问题。由于20世纪70年代中国实施了计划生育政策、进入21世纪后人口老龄化问题日趋严重，城乡家庭中子代人口占比下降和老年人口占比上升的人口结构变化对其的储蓄有显著影响 [30] 。Zhou的研究也表明，子代中每多一个兄弟，家庭储蓄率就降低至少5个百分点 [31] 。上述研究仅从家庭支出的角度进行分析，认为家庭子代人口数量越多，父母将在其身上投入更多的支出，在收入恒定的条件下降低家庭储蓄率。结合中国农村高彩礼风气盛行的现实，本文认为当家庭中有更多儿子时，父母将面临更多的彩礼支付，同时有女儿的家庭可能以收取彩礼的方式来减轻儿子结婚的压力。因此提出：

假说2：彩礼支付对农村家庭储蓄的促进效应在有多个儿子的家庭更显著，家庭中有女儿时该影响将减弱。

3. 数据及变量

3.1. 模型设定

本文参考Anukriti et al.的方法 [32] ，采用预期彩礼和预期嫁妆的方式来研究婚姻支付对家庭储蓄的影响，本文设定如下计量模型：

$s{r}_i={\beta }_0+{\beta }_{{}_1}{\text{egift}}_i+{\beta }_2{X}_i+v_j+{\mu }_i$ (1)

$s{r}_i={\beta }_0+{\beta }_{{}_1}{\text{edowry}}_i+{\beta }_2{X}_i+v_j+{\mu }_i$ (2)

其中(1)式中的模型用于有未婚儿子的家庭，egift为预期彩礼；(2)式中的模型用于有未婚女儿的家庭，edowry为预期嫁妆。sr_i表示第i个家庭的储蓄率。X_i表示家庭层面和村庄层面的控制变量，v_j表示省级固定效应，μ_i为随机扰动项。

3.2. 数据及变量说明

3.2.1. 数据来源及处理

本文主要采用了2014年中国家庭追踪调查CFPS微观数据库，该数据库提供了中国25个省份和直辖市中621村居13,946个城乡家庭的调查数据，包括家庭人口特征，家庭收入、支出等。本文研究婚姻支付对于农村家庭储蓄的影响，在筛选出有子女且子女皆未婚的农村家庭样本后，进一步控制子女年龄皆小于等于22岁。最终得到1981个有效农村家庭样本，其中包含1500个有儿子的家庭及1258个有女儿的家庭。

3.2.2. 储蓄率

本家庭储蓄率计算方式为家庭总收入减去家庭消费支出，再除以总收入。其中家庭总收入包括过去12月中农业生产的纯收入、个体经营的利润收入和政府的各种补贴和救济收入等。家庭消费支出包括过去12个月中衣食住行等日常开销、医疗、教育和文化休闲等支出。因此得到储蓄率1的表达式：

$sr1=\left(总收入-总消费支出\right)/总收入$ (3)

由于家庭医疗支出具有突发性和偶然性，家庭教育支出与家庭中是否有处于上学阶段孩子有较大关联。参考马光荣和周广肃的方法 [33] ，将医疗支出和教育支出从总消费支出中剔除后再计算储蓄率2，从而得到储蓄率2的表达式：

$sr2=\left(总收入-总消费支出+医疗支出+教育支出\right)/总收入$ (4)

在处理储蓄率数据时，根据万广华等的做法 [34] ，将sr1和sr2大于等于1和小于等于−2的样本剔除。

3.2.3. 婚姻支付

根据婚姻偿付理论，彩礼可视作给予女方家庭劳动力损失的补偿。根据中国社会从夫居的传统，婚姻将使女方原生家庭产生直接的劳动力损失。在女儿的成长阶段，父母在女儿身上进行了大量的“投资”，其中最主要的是对孩子的教育投资。本文认为，女儿结婚时父母索要彩礼是收回教育成本的一种途径。此外，彩礼制度的存在也会促进父母对女儿的教育投资 [35] ，因此本文假设预期彩礼表达式为：预期彩礼 = 家庭年教育支出*期望子女受教育。

预期彩礼表示为家庭年教育支出与期望子女受教育年限的乘积。家庭年教育支出为家庭过去12个月教育培训总支出，表示过去一年中子女因教育所支付的费用。期望子女受教育程度来源于“您希望孩子念书最少念完哪一程度？”，本文将问卷调查结果中“小学”表示为6年，将“初中”表示为9年，将“高中”表示为12年，“大专”、“大学本科”统一表示为16年，将“硕士”、“博士”统一表示为19年。由于上述问题仅针对0~15岁的子女，对于16~22岁的子女，若其正在上学，本文采用“您期望受教育的程度”问题的回答，反之，本文则使用其最高学历来衡量子女受教育年限。根据中国传统，父母根据年龄顺序依次考虑子女婚姻问题，因此对于多子女家庭中期望子女受教育程度指标本文以家庭中第一个儿子作为构建依据。

另一方面，预期嫁妆来源于母亲关于问卷中问题“您从家里带来的嫁妆大概有多少元？”的回答，由于每个家庭中父母结婚年份存在差异，本文使用农村消费者价格指数对母亲嫁妆进行调整，以父母结婚年份为基期，统一调整至2014年。

3.2.4. 控制变量

根据尹志超和张诚、甘犁等人对家庭储蓄率的研究 [36] [37] ，本文控制了家庭层面及村庄层面的特征变量，其中家庭层面特征变量包括家庭人口规模、老年抚养比、家庭社会网络、是否有借贷行为、是否有耕地、家中现金存款金额，以及父母的特征变量，如平均年龄、平均受教育程度。村庄层面控制变量主要为建房成本。其中家庭社会网络用人情礼支出进行替代。若家庭目前存在待偿银行或民间金融机构借款，表示存在借贷行为，该指标记为1，反之为0。本文所涉及的主要变量描述性统计如表1所示。

表1. 变量描述性统计

4. 实证设计及结果分析

4.1. 基准回归

本文采用上文中设定的计量模型，使用含有未婚女儿的家庭样本，利用预期嫁妆关于储蓄率1与储蓄率2进行回归。由于预期彩礼变量构造中使用了家庭教育支出，预期彩礼内生于储蓄率1。与本文使用相同计算储蓄率(储蓄率1、储蓄率2)方法的文献研究表明，两种储蓄率对于实证结果并无显著差异，且具有稳健性 [4] [33] ，因此本文将使用储蓄率2关于预期彩礼进行回归分析。假设预期嫁妆与预期彩礼相互独立，估计结果如表2所示。

表2. 婚姻支付对家庭储蓄率的影响

注：^*p < 0.1，^**p < 0.05，^***p < 0.01，括号中为异方差稳健标准误。

由表2可知，第(1)和(2)列分别为预期嫁妆关于储蓄率1和储蓄率2的回归结果，预期嫁妆前的系数都为正，但在0.1水平下均不显著。第(3)列展示了预期彩礼关于储蓄率2的估计结果，预期彩礼前的系数等于0.061，且在0.01水平下显著。上述结果初步表明，预期嫁妆不会对家庭储蓄率产生影响。由于结婚时嫁妆的支付具有自主性并且不是硬性要求，从而父母可能不会因为女儿未来结婚的嫁妆而进行储蓄。另一方面，彩礼支付对于有儿子的家庭来说具有一定刚性，父母需匹配女方家庭关于彩礼的要价，因此对于低收入的农村家庭而言可能会为之进行储蓄。

4.2. 内生性讨论及处理

本文考虑到模型中可能存在遗漏变量问题，如个人的主观偏好、当地的文化风俗及政策制度都可能对影响家庭储蓄率。双向因果问题也可能存在，当家庭储蓄率越高时，随着教育可获得性的增加，父母可能提高对子女受教育程度的预期，从而提高对彩礼的预期。

为克服模型中存在的内生性问题，本文使用家庭藏书量作为预期彩礼的工具变量。本文认为，家庭藏书量越多的家庭对于教育的重视程度越高，从而更倾向于对子代的教育投资，对子代也有更高的教育期望。此外，由于模型中内生变量与工具变量恰好识别，本文参考方颖和赵扬的方法 [38] ，对工具变量的外生性进行检验。将家庭储蓄率同时回归于预期彩礼及家庭藏书量，结果如表3所示。

表3. 验证工具变量的外生性及两阶段最小二乘回归

注：^*p < 0.1，^**p < 0.05，^***p < 0.01，括号中为异方差稳健标准误。

本文分别使用内生变量与工具变量关于家庭储蓄率进行回归，结果展示于表4中第(1)、(2)列，无论是预期彩礼还是家庭藏书量都对家庭储蓄率显著。将二者同时对家庭储蓄率回归，结果如第(3)列，预期彩礼仍然显著，但家庭藏书量不显著，这说明家庭藏书量并不直接影响家庭储蓄，而是仅仅通过预期彩礼对其造成影响。基于此本文采用两阶段最小二乘法估计预期彩礼对储蓄率2的影响，估计结果报告于第(4)列。预期彩礼前的系数等于0.200，在0.05水平下显著，第一阶段F值为14.25，当F值大于10即可认为该工具变量有效 [39] ，因此本文认为用家庭藏书量作为预期彩礼的工具变量是合理的。

4.3. 稳健性检验

本部分运用变量替换及变更数据的方法，对上述模型实证结果进行稳健性检验，其结果在表4中展示。由于预期彩礼指标的构建与家庭中正在上学的子女有关，本文将预期彩礼替换为人均预期彩礼再对储蓄率2进行回归，人均预期彩礼为预期彩礼除以家庭中子女数量，估计结果如第(1)列所示，人均预期彩礼的系数为0.086，在0.01水平下显著，与采用原变量时的估计结果差异不大，因此本文认为预期彩礼对家庭储蓄的影响是稳健的。根据贺雪峰等(2017)的研究，中国南北地区中的家庭代际关系存在显著差异，例如华北地区家庭代际伦理责任强于南方地区，父母对于儿子婚姻重视程度更高，因此本文将模型中控制的省级固定效应替换为南北固定效应再进行估计，其结果展示于第(2)列中，预期彩礼系数为0.065，在0.01水平下显著；2SLS估计结果展示于第(3)列中，预期彩礼系数为0.230，在0.05水平下显著，与基准回归中结果无明显差异。

表4. 稳健性检验

注：^*p < 0.1，^**p < 0.05，^***p < 0.01，括号中为异方差稳健标准误。

另一方面，本文分别对被解释变量储蓄率1和储蓄率2及核心解释变量预期彩礼及预期嫁妆进行上下1%缩尾处理，估计结果未发生显著变化；此外，本文采用同样的方式处理CFPS2016和CFPS2018调查数据，验证预期彩礼对于农村家庭储蓄的影响，结果展示于表4第(4)和(5)列，其与上文中估计结果同样无显著差异。

4.4. 机制检验

由基准回归中可知，男方家庭对于彩礼的预期能显著促进其储蓄率提高，但背后的作用机制本文尚不明确。通常而言，各种外部冲击主要通过家庭收入和家庭消费两条路径作用于家庭储蓄率，因此本文将从这两个路径讨论预期彩礼对家庭储蓄率的作用机制。

本文首先讨论消费路径，表5中第(1)列为预期彩礼与家庭其他消费回归，结果显示预期彩礼对家庭其他消费的影响并不显著。第(2)列展示了预期彩礼和家庭其他消费与家庭储蓄率进行回归的结果，其中预期彩礼系数为正，家庭其他消费系数为负，二者都在0.01水平下显著。由此本文推测，预期彩礼并不会对家庭其他消费产生挤出效应。其可能的原因为，预期彩礼对于家庭储蓄率的影响并非一种短期效应，父母并不会选择将进一步挤出家庭消费作为长期策略来对彩礼进行储蓄。

表5. 消费和收入双路径机制检验

注：^*p < 0.1，^**p < 0.05，^***p < 0.01，括号中为异方差稳健标准误。

另一方面，本文认为，男方家庭中父母对于未来儿子结婚需支付的彩礼产生预期后，将配置更多的劳动力到其工作之中，或谋求更多的工作机会，以提高家庭劳动收入，从而在家庭边际消费倾向递减的条件下提高家庭储蓄率。表5中第(3)、(4)列汇报了上述传导路径的估计结果，其表明预期彩礼对家庭劳动收入有促进作用。为进一步验证该传导机制的可靠性，本文使用相同家庭2016年和2018年的劳动收入数据，再次使用预期彩礼对其进行回归，结果同样表明预期彩礼对家庭劳动收入有促进作用，结果于表5第(5)列和第(6)列中展示。综上所述，预期彩礼并不会进一步削减家庭消费，而是通过促进家庭收入增加的途径来对家庭储蓄率产生影响。

4.5. 异质性分析

为对假说2进行验证，本文将基于不同家庭子女性别组成及子女数量不同来对预期彩礼对家庭储蓄的影响进行异质性分析，其结果如表6所示。

表6. 不同子女性别及数量异质性分析

注：^*p < 0.1，^**p < 0.05，^***p < 0.01，括号中为异方差稳健标准误。

表6中第(1)和(2)列分别展示既有儿子又有女儿的家庭和只有儿子没有女儿的家庭中预期彩礼对家庭储蓄率的回归结果。(1)中预期彩礼系数小于(2)，即没有女儿的家庭对彩礼形成预期后更倾向于为其储蓄。第(3)列和第(4)列了展示只有一个儿子的家庭中是否还有女儿的不同样本的回归结果，对比(3)、(4)可知，没有女儿的家庭的预期彩礼系数高于有女儿的家庭。第(5)和(6)列为家庭中有大于等于两个儿子的情况，结果与前两组相同。综上所述，本文可以认为儿子越多的家庭更倾向与对彩礼进行储蓄，儿子越多意味着父母面临的彩礼总数额越高；当家庭中有女儿存在，父母为彩礼而储蓄的效应将减弱，本文认为这是由于父母预期女儿结婚时能向男方家庭索取一定金额的彩礼，从而在一定程度上减小因儿子结婚需支付彩礼所带来的压力，这与陶自祥的研究结论一致 [40] 。

另一方面，本文考虑到父母为儿子结婚时的彩礼而储蓄的效应可能与儿子的年龄有关，通常认为，当子女越接近其适婚年龄，父母对其婚姻问题越关注，并且父母会根据年龄顺序依次考虑子女的婚配问题，因此本文以家庭中第一个孩子年龄作为分组的依据再次进行探究，结果如表7所示。

表7. 第一个孩子年龄异质性分析

注：^*p < 0.1，^**p < 0.05，^***p < 0.01，括号中为异方差稳健标准误。

表7中第(1)列和第(2)列分别表示第一个孩子性别为男和女的家庭样本的回归结果。第(1)列中预期彩礼的系数为0.080，在0.01水平下显著、并且明显大于第(2)列中0.032。该结果与上述分析一致，即家庭中第一个孩子为女性时，父母预期可将姐姐结婚获取的彩礼收入用于弟弟结婚时的彩礼支出。第(3)、(4)、(5)列分别表示第一个孩子年龄在0~7岁、8~15岁、16~22岁的家庭中预期彩礼对储蓄的影响，结果显示预期彩礼的系数均在0.01水平下显著，但其间差异并不明显。可能的原因为：父母对于子女的婚姻问题保持高度重视并平滑于子女前半生，并未随子女年龄变化而变化。

5. 进一步讨论

上述实证研究结果表明，预期嫁妆对于家庭储蓄的影响并不显著，但对于女儿结婚时的嫁妆，父母真的不重视吗？自上个世纪90年代以来，中国农村地区家庭代际关系出现了严重失衡，表现为子女不孝的行为愈发普遍，但父母仍为子女的婚配问题尽心尽力 [41] 。考虑到中国不同地域的地理方位、经济发展和文化习俗等因素各不相同，因此，我们将各个省份划分为东北、东部、中部和西部四个地区，进一步对有未婚女儿的农村家庭关于预期嫁妆对家庭储蓄的影响进行探究。得到OLS估计结果如表8所示。

表8. 预期嫁妆对家庭储蓄率影响的区域差异

注：^*p < 0.1，^**p < 0.05，^***p < 0.01，括号中为异方差稳健标准误。

表8中第(1)至(4)列表示预期嫁妆关于储蓄率1的OLS估计结果，第(5)至(8)列为储蓄率2。在使用与前文相同的控制变量的条件下，我们发现只有东部地区存在预期嫁妆对于家庭储蓄的显著促进效应，即第(2)列中，预期嫁妆的系数为0.263，在0.01水平下显著；第(6)列中，预期嫁妆的系数为0.203，在0.05水平下显著。因此，我们可以初步认为在东部地区农村家庭会为女儿嫁妆进行储蓄。为什么会存在上述地域差异？我们将对此现象进行深入分析。

总体而言，中国东部地区所囊括的省市经济发展更为迅速，无论参考GDP还是人均GDP，东部地区都占主导地位。因此，更高的经济发展水平是中国东部地区相较于其他地区的一个鲜明特点。加之东南沿海地区存在着浓厚的宗族传统，这与经济因素共同构成了该地区嫁妆盛行的基础 [42] 。由于城镇家庭收入及资产水平高于农村家庭，加之城乡间流动性不断扩大，从而东部地区的农村家庭处于不得不为嫁妆而储蓄的局面。在嫁妆盛行的地区，嫁妆的数额通常存在一定的标准，一旦有家庭提供的嫁妆低于此标准，该家庭将被同村人笑话，从而在乡村熟人社会中丢面子以及降低其社会威望。李永萍在福建晋江农村调研时发现，当地嫁妆通常为二三十万元，这对于普通农村家庭来说可算是一笔不小的支出，因此，父母可能提前为女儿嫁妆而储蓄，以便维护家庭的面子与名誉 [42] 。

6. 总结

本文主要讨论了彩礼存在的中国农村地区，婚姻支付对家庭储蓄的影响。本文建立实证，主要利用CFPS2014数据，建立实证模型，结合现有理论构造预期彩礼和预期嫁妆变量，估计其对农村家庭储蓄的影响，并且检验了影响机制及影响效应的稳健性与异质性。

文本的研究结果表明，在控制了家庭特征变量、和村庄特征变量后，预期彩礼增加将促进有未婚儿子的农村家庭的储蓄率增加，而预期嫁妆无此效应。在替换关键变量及更换数据库后，预期彩礼对家庭储蓄率的影响并未发现明显差异。异质性分析发现，预期彩礼对有两个及以上儿子的农村家庭储蓄率更为敏感；相对于只有儿子的农村家庭，同时拥有女儿的家庭预期彩礼对家庭储蓄率影响效果减弱；我们还发现，第一个孩子性别为女的农村家庭的储蓄率对于预期彩礼的反应显著小于第一个孩子性别为男的家庭；此外，我们并未发现第一个孩子年龄处于不同年龄段的家庭预期彩礼对储蓄率的影响存在差异。另一方面，进一步分析发现我国东部地区家庭存在为嫁妆而储蓄的行为，我们对此现象进行了更深入的探索。

本文的研究为中国农村地区家庭保持较高储蓄率的现象提供新的分析视角，为中国农村家庭储蓄问题的研究做出微薄的边际贡献。此外，在中国预期彩礼相关数据存在获得性限制下，我们为未来关于中国高彩礼问题的研究提出另一种思路；本文进一步对中国嫁妆支付现状进行初步探析，并对中国未来的婚姻支付进行展望。

由于我国经济的快速发展，人民生活水平不断提高及人均受教育年限不断增长，父母的重男轻女思想在不断弱化，嫁妆的意义也不仅仅局限于彰显家庭的经济实力及提高女性婚后在夫家的地位 [43] ，更重要的是嫁妆的支付体现了父母对于女儿婚后更高质量生活水平的美好愿景。为女儿提供高额的嫁妆也体现了父母对于其高度重视，同时加固女儿与娘家联系的纽带。虽然中国家庭嫁妆支付尚未蔚然成风，但基于中国目前经济高质量的发展以及“三孩”政策的实施但家庭少子化现象仍将持续一段时间的现实，本文猜想，嫁妆的支付将伴随人民生活水平的提高而在更多的地区及家庭中呈现。在实现父母与女儿之间财富代际传递的同时，也能在一定程度上抑制天价彩礼，从而在一定程度上减轻男方家庭由彩礼支付带来的巨大经济负担，继而达到一种良性的婚姻支付稳态，即男方家庭支付彩礼给女方家庭，用以补偿女方家庭劳动力的损失；女方家庭赠与嫁妆给女儿带去男方家庭，表达对女儿的祝福与对婚姻的支持。

文章引用

周 奥. 婚姻支付与农村家庭储蓄率
Marriage Payments and Rural Household Savings[J]. 可持续发展, 2023, 13(02): 632-645. https://doi.org/10.12677/SD.2023.132066

参考文献