传统婚嫁观是否抑制了家庭消费升级？ ——一个基于中国家庭的微观实证研究

刘振华，姚 宇

(陕西师范大学 国际商学院，西安 710119)

“丈母娘经济”“婚房刚需”“恐婚”，传统婚嫁观对于我国当前经济社会的影响不论在理论上还是在社会实践上都已被广泛提及。作为一种社会广泛关注的问题主要由社会学研究，经济学关心的是这一社会观念是否已经实质性地影响到了我国当前的居民消费行为，是否已经对家庭消费升级乃至对基于消费升级的内循环经济发展模式形成了抑制。针对这一问题，我们以2014年和2016年中国家庭追踪调查数据为分析样本，探讨了中国传统婚嫁观念下子女性别对城乡居民家庭资产负债规模和消费升级的影响，试图对前述问题进行回答并探讨其中微观经济机理。研究主要分析三个问题：一是经济新常态化背景下，家庭资产负债规模对消费升级是“财富效应”还是“挤出效应”。二是传统婚嫁观对不同性别子女家庭的要求是否影响家庭消费升级，子女性别和家庭资产负债规模对消费升级的影响是否具有交互效应。三是这种观念对消费升级的影响在城乡间是否存在差别。

一、文献综述

(一)家庭资产负债规模对消费升级的影响

已有研究从不同视角探讨了家庭资产负债规模对消费升级的影响，Ogawa和Wan基于日本全国家庭收支调查数据，检验了日本金融泡沫破灭后居民资产负债对消费升级的影响作用，特别在控制了居民资产的财富效应后，居民资产负债依然对消费结构和消费质量产生了显著的负面影响，尤其是对耐用品消费的负面影响大于非耐用品消费的负面影响。[1]Dynan研究了美国房价暴跌后居民资产负债对消费支出的影响，研究表明居民资产负债对消费支出的挤压远远超出了财富效应对消费支出的促进，认为过高的居民资产负债是导致居民消费疲软的主要因素。[2]潘敏、刘知琪基于CFPS数据，得出居民资产负债对消费升级具有明显的负面作用，居民资产负债会显著抑制居民发展与享受型消费。[3]张自然、祝伟基于中国家庭追踪调查的面板数据，指出较高的家庭负债明显阻碍了家庭消费结构的优化和升级；相反无负债家庭或低负债家庭的负债增加会促进家庭消费结构的优化和升级。[4]郑长德利用CHPS调查数据，发现中国居民总体资产负债的增长对消费升级的正向影响呈现效应递减的规律，而住房负债对消费升级具有十分显著的负面效应。[5]

(二)子女性别对家庭消费升级的影响

目前，鲜有研究涉及家庭成员性别构成对家庭消费升级的影响，多数研究集中在以人力资本、人口城镇化率和老少抚养比为人口结构变量，从人口结构视角衡量对消费支出的影响。倪红福基于CHIPS数据，分析指出家庭规模、受访者年龄对消费结构具有一定影响，年轻家庭的消费结构相比于老年家庭的消费结构存在明显差异，年轻家庭的发展与享受型消费支出高于老年家庭。[6]邢艳春、高腾飞利用双重差分法探讨了人口结构变动、消费习惯对消费升级的影响。实证表明，城镇化与教育水平的提高能够有效促进发展与享乐型消费的支出，随着我国城镇化率与教育水平的提高必将推动居民消费结构的优化和升级。而利用微观家庭调查数据探讨子女性别对消费升级影响的研究几乎没有。[7]Wei Shangjin和Zhang Xiaobo以婚姻竞争性动机为理论基础，探讨中国家庭中子女性别对家庭储蓄的影响，指出有儿子的家庭会增加储蓄来提高儿子在婚姻方面的吸引力。[8]袁微、黄蓉利用中国家庭金融调查数据，分析了性别比例失衡对消费支出的影响，认为受中国传统婚嫁观念影响，未婚男性的消费意愿明显受到了抑制。[9]

(三)城乡差异对消费升级的影响

目前，已有研究从多个视角探讨了城乡差异对消费总量和消费结构的影响。陈斌开运用1978—2009年省级数据分析表明，城乡收入差距扩大是导致农村消费持续低迷的主要原因，改善城乡收入差距能够有效促进农村居民消费。[10]黄祖辉等从预防性储蓄动机的视角，实证了农村家庭面对的不确定性远远高于城镇家庭，这种不确定性主要表现在养老、医疗、子女教育和收入风险等方面，导致农村消费支出在总量上低于城镇家庭。[11]祝伟、夏瑜擎从消费性负债行为的视角探讨了农村家庭产生负债的原因，研究表明农村居民持有负债的主要原因是其购买房屋和耐用品消费所致，并且此类负债会进一步抑制农村居民的消费支出。[12]柳清瑞、刘淑娜利用中国家庭追踪调查数据研究了高彩礼对农村消费的挤出效应，高彩礼严重抑制了农村居民消费支出，根据贝克尔的时间偏好理论，育有儿子的农村家庭为了儿子婚姻大事，不得不减少当期消费。[13]

综合以上已有研究可以发现，近些年消费升级问题越来越受到学者的关注，其对影响消费升级的各类因素展开了富有成效的探索，为研究奠定了基础。但已有研究得出的结论存在明显差异，家庭资产负债与消费升级之间存在抑制和促进的争论。[14]人口结构变动与消费升级之间同样存在抑制和促进的争论。[15-16]本文认为，人口结构的文化属性或是回答以上争论的关键，婚嫁制度作为人口再生产的核心社会制度，对每一个社会的经济运行均具有重要影响，不同国家之间、城乡之间婚嫁观念存在很多差异，同时城乡差异对消费升级影响文献梳理的结果具有这一指向。因此，我们提出以中国微观家庭数据讨论中国文化背景下子女性别差异对家庭资产负债规模和消费升级的影响，发现传统婚嫁观对城乡居民消费和储蓄行为的影响，以期以此为基础提出推进我国基于消费升级内循环经济发展模式的合理建议。

二、理论分析与研究假设

(一)家庭资产负债规模与消费升级

一方面，基于经典的生命周期消费理论，家庭负债行为对家庭消费支出存在生命周期效应，认为家庭负债增加能够通过平滑跨期消费来抵消负债压力，不会对当前消费产生负面影响；另一方面，基于相对收入消费理论，认为消费会随着收入的增加而增加，但不会随着收入的减少而减少。但基于宏观经济背景的研究却表明，处于经济衰退期或金融危机时期，家庭负债明显抑制了消费支出,这与生命周期消费理论和相对收入消费理论所表达的观点截然相反。2014年后，我国经济进入新常态化发展阶段，经济增速明显放缓，家庭资产负债规模却不断攀升，居民消费占GDP的比重不断下降。因此，当经济处于下行阶段时，家庭为了增强还债能力以避免出现债务危机所导致的信用风险，倾向于减少不必要的开支，但由于生存型消费支出具有刚性，只能减少发展与享受型消费支出，从而抑制了消费升级。基于此提出以下假设：

H1：中国经济新常态化下，家庭资产负债规模与家庭消费升级进程显著负相关。

(二)子女性别与消费升级

已有消费理论大都是以收入为研究基础，探讨生命周期内预期收入对于消费行为的影响，并由此延伸到与收入紧密相关的各类宏观经济领域，如就业、价格、资产负债等方面。探讨子女性别对消费升级影响的研究相对较少。Shapley认为婚姻匹配机制受到个体偏好的影响，男性与女性在婚姻匹配中存在明显的偏好差异，导致男性的婚姻匹配压力远远高于女性。[17]Hopcroft指出婚姻市场中处于劣势地位的未婚男性为了获得有利的匹配机会，采取通过减少消费来提高储蓄。于此引发了学者关于性别差异对消费影响的关注。[18]陶自祥从家庭代际关系的视角提出子女的婚姻是家庭事务中的重中之重，婚嫁支出已成为家庭的刚性支出，家庭倾向于超前储蓄以提升子女在未来婚姻中的竞争力。[19]因此，在我国传统婚嫁观念和家庭代际关系影响下，有儿子的家庭受婚配机制影响，为了提升儿子的经济地位(例如婚前购置房产)，增强儿子在未来婚姻市场中的竞争力，势必会减少消费以增加储蓄。有女儿的家庭受婚配机制影响，为了提升女儿的自身条件(例如外貌、文艺)，使女儿在未来的婚姻市场中找到优质男性，势必增加消费。基于此提出以下假设：

H2：家庭养育男性(女性)对家庭消费升级显著负(正)相关。

(三)子女性别与家庭资产负债规模的交互效应

基于以上分析，当引入子女性别与家庭资产负债规模的交互项时，考虑到子女性别可能会在家庭资产负债规模对消费升级影响中起到调节作用。为此提出以下假设：

H3：当子女为男性(女性)时家庭资产负债规模对家庭消费升级的负面影响增强(减弱)。

(四)城乡差异下子女性别与家庭资产负债规模的交互效应

由于我国经济存在明显的二元结构，城乡间收入差距、文化习俗等方面也表现出巨大差异，多数研究从不同视角也印证了城乡居民受经济、社会、文化等因素影响在消费结构和消费质量方面表现出显著不同。刘成良从因婚致贫的视角探讨了农村贫困治理的一个重要成因，认为由于农村地区受我国传统婚嫁观念和家庭代际关系影响更为深刻，传宗接代成为大多数农村家庭中长辈的人生任务，农村男女性别失衡问题和农村女性梯度流动趋势等综合因素，导致农村育有儿子家庭的结婚成本远远高于城镇。[20]柳清瑞、刘淑娜通过实证检验发现，婚姻挤压、消费黏性是农村居民比城镇居民消费增长变化迟缓的重要原因。[13]刘铠豪以少儿抚养比为解释变量，得出农村地区少儿抚养比对消费支出的影响是负效应，城镇地区少儿抚养比对消费支出的影响是正效应。[21]说明人口结构变量对消费支出的影响在城乡间具有显著差异。基于此提出以下假设：

H4：农村地区子女性别与家庭资产负债规模的交互效应对消费升级的负面影响强于城镇地区。

三、模型设定与变量说明

(一)模型设定

为了检验我国城乡居民家庭资产负债规模、子女性别对家庭消费升级的影响以及城乡间的差异，本文以家庭生存型消费和发展与享乐型消费分别占家庭总消费的比例为被解释变量，选取家庭资产负债规模、子女性别为主要解释变量，其他人口结构和家庭特征为控制变量，借鉴Dynan的模型设定方式，建立如下计量模型：

Cit=c0+α1debtit+α2sexit+α3Xit+ε

(1)

Cit=c1+λ1debtit-1+λ2debtit-1×sexit+

λ3Xit+φ1

(2)

式中,Cit代表第i个家庭在第t期的各类型消费支出额占总消费指出额的比率，C0和C1为常数项，debtit-1代表第i个家庭在第t-1期家庭资产负债额，sexit代表第i个家庭t-1期子女性别，Xit为控制变量，ε、φ1为随机误差项。α1表示不考虑交互效应时，家庭资产负债额对消费支出的影响，α2表示不考虑交互效应时，子女性别对消费支出的影响。λ1表示考虑交互效应时，家庭资产负债额对消费支出的效应，λ2表示子女性别与家庭资产负债额对消费支出的交互效应。随机误差项εt、φ1相互独立，并且满足均值为0，方差为σ2的假设。在实证检验中我们进一步区分了农村样本和城镇样本。

(二)数据来源与变量说明

1.数据来源

数据全部来源于中国家庭追踪调查(CFPS)。根据研究设计和实证模型设定，选取连续参与2014年和2016年两期调查的家庭数据开展实证分析。通过对数据的整理，剔除有空缺值和数据异常值的数据，最终得到有效总样本3 889个，其中农村样本2 051个，城镇样本1 838个。

2.变量说明

(1)被解释变量

借鉴潘敏关于消费分类的方法，将消费分为生存型消费和发展与享乐型消费。生存型消费是指满足基本生活所支出的费用，包括饮食、能源、日常用品等家庭必需品。发展与享乐型消费是指家庭为了满足个体精神和发展需求所支出的费用，包括旅游、文化娱乐、教育和其他高层次消费，发展与享乐型消费与消费升级紧密相关。对应CFPS问卷，总消费为问卷调查中的消费支出总额，生存型消费是用问卷调查中的伙食费、水电气费、日常用品费、本地交通费和通信费。发展与享乐型消费为问卷调查中的文化娱乐消费、教育培训消费、衣着服饰消费、美容保健消费和旅游消费。需要进一步说明：第一，由于医疗费存在不连续性和数据异常值导致数据存在严重的非正态分布，因此医疗费用未归类于生存型消费和发展与享乐型消费。第二，由于住房支出在有房者和无房者之间存在较大差异，有房者不必承担房租而无房者不必承担贷款，因此住房支出也未归类于生存型消费和发展与享乐型消费。为剔除价格、通货膨胀等外部因素影响，将家庭生存型消费占家庭总消费的比率作为生存型消费衡量指标，家庭发展与享乐型消费占家庭总消费的比率作为发展与享乐型衡量指标。

(2)主要解释变量

家庭资产负债规模(debt)。本文所指的家庭资产负债规模主要是住房类资产负债额。阮建弘等认为住房类贷款已经成为居民部门债务的主要构成。[22]根据央行金融机构信贷收支统计，截至2019年底，我国住房贷款占家庭总负债的比重高达75.9%，是家庭资产负债的主要构成部分。因此以家庭住房总贷款为家庭资产负债规模的衡量指标，选择CFPS数据中统计的2014年家庭首套或多套房屋贷款总额。同时，为了较为便捷地发现变量间的关系，展现更好的数据可视化，对家庭资产负债规模进行对数处理。

在子女性别变量选取上，为了确保样本之间各类数据具备可比性，在家庭规模方面进行了限定，首先选择财务回答人婚姻状况为已婚且育有子女，其次选择财务回答人的子女为独生子女的家庭作为样本范围，删除了二孩及以上家庭样本数据。同时，在不考虑交互效应时，育有儿子家庭设定为1，育有女儿家庭设定为0。在考虑交互效应(sex*debt)时，为了检验子女性别与家庭资产负债对消费支出的交互效应，将子女性别设置为0、1变量，首先设定育有儿子家庭为1、育有儿女家庭为0，进行交互效应回归，而后设定育有儿子家庭为0、育有女儿家庭为1进行交互效应回归。

(3)控制变量

借鉴已有文献，影响家庭消费水平的因素不仅限于家庭资产负债和子女性别、户籍(res，非农户籍设定为1、农业户籍设定为0)、医保参保情况(ins，参保设定为1、未参保设定为0)、健康状况(hea，无重大疾病设定为1、有重大疾病设定为0)、教育水平(edu，接受高等教育设定为1、未接受高等教育设定为0)、年龄(age，以2014年的实际年龄为准)等情况都可能影响家庭消费水平。

需要说明的是，由于选取的各类变量分布在CFPS问卷中的不同模块中，为确保数据的一致性，在数据整理过程中以财务回答人的编码为标准，通过跨库比对处理形成实证检验的最终数据集。

3.变量的描述性统计

各变量的描述性统计结果如表1、表2所示。中国家庭生存型消费占家庭总消费的波动幅度相对较小，发展与享乐型消费占家庭总消费的波动幅度相对较大，说明家庭资产负债、子女性别等变量可能对消费结构的影响较大，但影响程度如何需要进一步检验。同时，分样本中，农村与城镇主要变量的均值也有较大差异，影响程度如何也需要进一步检验。

表1 总样本变量的描述性统计结果

表2 分样本主要变量的描述性统计结果

四、实证结果与分析

(一)不考虑交互项的总样本分析

基于研究假设和理论分析，首先不考虑家庭资产负债规模和子女性别的交互效应，对实证模型(1)进行分析。模型(1)的回归结果如表3所示。

表3 不考虑交互效应的总样本分析

表3显示了模型(1)的OLS回归结果。结果表明主要解释变量中，首先，家庭资产负债规模对生存型消费支出占总消费支出的比重和发展与享乐型消费支出占总消费支出的比重均起到显著的抑制作用。说明在经济新常态化下，家庭资产负债规模对我国居民的消费支出和消费升级均具有显著影响，同时由于我国居民家庭资产负债的主要构成是住房贷款，家庭为了偿还住房贷款不得不减少消费支出，尤其是削减家庭发展与享乐型消费支出，而生存型消费支出由于具有较强的刚性，因此家庭资产负债规模对生存性消费支出虽有抑制作用，但抑制作用的程度较轻。其次，育有儿子家庭对家庭生存型消费支出占总消费支出的比重影响不显著，对发展与享乐型支出占总消费支出的比重起到了显著的抑制作用，即育有儿子家庭的消费升级受到了显著的负面影响。相反，育有女儿对家庭消费升级到了显著的促进作用(1)由于此时性别变量中男性=1，女性=0，且回归系数为-0.000 925 6，说明女儿对家庭消费升级起到了促进作用。。检验结果说明子女性别对家庭消费结构的影响具有显著的差异性，实证结果出现的原因可能是，受我国传统婚嫁观念和家庭代际关系的影响，育有儿子家庭相比育有女儿家庭更倾向于减缓消费升级，提升储蓄水平，为儿子在未来的婚姻市场中增强竞争力。而育有女儿家庭则更多倾向增加发展与享乐型消费支出用于提升女儿外形、培养兴趣、开阔眼界，从而使女儿在未来择偶时具备较强的竞争力，选择条件更好的配偶。实证结果印证了前文提出的假设1和假设2。在控制变量方面，教育程度对家庭生存型消费占总消费的影响显著，但对家庭发展与享乐型消费占总消费的比重影响不显著，也就是说受教育水平越高，家庭的基尼系数越低。户籍对家庭消费结构有显著影响，农业户籍家庭生存型消费占总消费的比重显著高于非农户籍家庭，非农户籍家庭发展与享乐型消费占总消费的比重显著高于农业户籍家庭，说明非农户籍家庭的消费升级水平明显优于农业户籍。年龄对家庭消费结构具有显著影响，财务回答人年龄越大对消费升级的促进作用越明显，可能是由于随着子女年龄的增长，对子女的消费越高；也可能是由于年长人相比年轻人更有空闲时间用于文化、旅游消费。是否有保险对家庭消费升级影响显著为正，说明保险能够减弱个体对未来不确定性和风险的恐惧，有助于提高家庭的消费升级。健康对各类消费支出占总消费支出的影响并不显著，可能是由于健康个体敢于消费，而不健康个体花费了大量的医疗保健费用所导致。

(二)考虑交互项的总样本分析

基于研究假设和理论分析，考虑家庭资产负债规模和子女性别的交互效应，对实证模型(2)进行分析。实证模型(2)的回归结果如表4所示。表4结果表明，当男性=1、女性=0时，对发展与享乐型消费支出占总消费支出比重的交互效应系数为-0.013 065大于不考虑交互效应时的系数-0.009 256 1，说明育有儿子的家庭资产负债规模加剧了发展与享乐型消费支出占总消费支出比重的负面影响，增强了对消费升级的抑制作用。当男性=0、女性=1时，对发展与享乐型消费支出的交互效应系数为-0.001 065，小于不考虑交互效应系数时的-0.009 256 1，说明育有女儿的家庭资产负债规模减弱了对发展与享乐消费支出占总消费支出比重的抑制作用，缓解了对消费升级的抑制作用。实证结果出现的原因可能是，受我国传统婚嫁观念和家庭代际关系的影响，育有儿子家庭通常会在儿子成婚前购置房产，导致育有儿子家庭资产负债规模高于育有女儿家庭资产负债规模。实证结果印证了前文提出的假设4和假设5。控制变量方面，当不考虑交互效应和考虑交互效应时，其他控制变量对家庭消费升级的影响均没有显著改变，说明其他控制变量具有较好的稳健性。

表4 考虑交互效应的总样本分析

(三)考虑城乡差异的分样本分析

由于我国城乡存在二元经济结构，农村和城镇差异较大，进一步将总样本分为农村样本和城镇样本，分析不同区域的子女性别与家庭资产负债规模的交互效应对消费升级的影响。分样本实证模型(2)的回归结果如表5、表6所示。表5的OLS回归结果表明，当男性=1、女性=0时，对比农村与城镇发现，农村和城镇两个分样本的子女性别与家庭资产负债规模的交互效应对发展与享乐型消费占总消费比重均具有显著的抑制作用，对生存型消费占总消费比重无显著影响。同时，农村子女性别与家庭资产负债规模的交互效应对消费升级的抑制作用比城镇更为明显，说明农村育有儿子家庭在有负债时将更大程度地减少发展与享乐型消费支出，也反映出农村家庭受我国传统婚嫁观念和家庭代际关系的影响更为深刻，育有儿子家庭未来的成婚消费支出会带给家庭沉重的负担。在家庭资产负债方面，农村居民的家庭资产负债对消费升级的抑制作用也明显强于城镇。在教育水平方面，农村居民教育水平对消费升级的影响弱于城镇居民，是由于农村教育水平普遍偏低，教育水平对消费升级的影响不大导致。在年龄方面，随着人口年龄的增长，农村居民的消费升级明显低于城镇居民，其发展与享乐型消费占总消费的比重更低。由于农村人口随着年龄的增长，其劳动力逐渐丧失，在没有其他收入来源的情况下，其总体消费能力不断降低，导致农村人口年龄增长对消费升级的抑制作用不断加大，而城镇人口随着年龄的增长，大部分在具有稳定收入的同时还有更多的空闲时间，导致城镇人口随着年龄增长对消费升级的促进作用不断加大。在保险方面，农村居民有无保险对消费升级的影响不显著，而城镇人口在有保险的情况下对消费升级具有显著的促进作用。在健康方面，农村和城镇人口的健康水平对消费升级的影响均不显著。

表5 考虑交互效应的分样本分析(M=1/F=0)

表6 考虑交互效应的分样本分析(M=0/F=1)

表6的OLS回归结果表明，当男性=0、女性=1时，对比农村与城镇发现，农村和城镇两个分样本的子女性别与家庭资产负债规模的交互效应对消费升级的抑制作用均有明显降低。城镇降低的幅度比农村更大，说明城镇育有女儿家庭的消费升级明显好于农村育有女儿家庭。可能是由于受到农村男女比例失衡问题更加严重，未婚女性数量远远低于未婚男性，导致未婚女性在成婚时具有原生的优势，从而农村育有女儿家庭并不需要给女儿进行过度的投资。而城镇由于男女失衡问题并不突出，未婚女性为了找到更为优质的男性，育有女儿家庭依然需要对女儿进行投资，从而提升了家庭发展与享乐型消费支出，促进了消费升级。在控制变量方面，考察农村和城镇差异性时，当男性=1、女性=0和男性=0、女性=1时，其他控制变量对家庭消费升级的影响均没有显著改变，说明其他控制变量具有较好的稳健性。分样本的实证结果表明，农村子女性别与家庭资产负债规模的交互效应对消费升级的负面影响强于城镇地区，证实了假设4。

(四)稳健性检验

采取指标替换法，将被解释变量中的各类消费支出占总消费支出的比率替换为各类消费支出的绝对值，再次进行OLS回归后所得主要结论与之前回归结论基本一致(2)由于篇幅所限，本文没有列示稳健性检验的回归结果。，主要变量的符号和显著性均未发生明显变化，总体来说，本文的研究结论是稳健的。

五、结论与建议

本文研究结论与理论分析和研究假设相一致，当前传统婚嫁观所影响的已不仅是一个社会问题，而且构成了一个重要的经济命题：子女性别对居民消费行为的影响已经通过家庭资产负债规模对家庭消费升级形成了抑制，这种抑制在广大农村地区更为强化。研究发现：一方面，随着住房类资产价格的不断攀升，居民住房资产的负债额快速上升，以男性为婚姻经济支出主体的婚嫁观念，导致了育有儿子家庭因承担购买婚房义务而尽可能多地进行储蓄以提升儿子未来婚姻的竞争力，尤其农村地区受传统的婚嫁观念和家庭代际关系影响相比城镇表现得更为深刻，农村地区子女性别对家庭消费升级的负面影响相比城镇更为严重；另一方面，家庭资产负债规模对家庭发展与享乐型消费支出占总消费支出比率提升具有明显的抑制作用，育有儿子家庭在消费总支出和发展与享乐型消费支出方面都远远低于育有女儿家庭，育有儿子家庭的资产负债规模强化了对家庭消费总支出和发展与享乐型消费支出的抑制，“穷养儿子，富养女”的传统养育观在当前的普遍存在性被研究验证。基于以上实证结论，为促进城乡居民家庭消费升级并促进基于消费升级的内循环经济发展模式，本文从经济视角提出如下政策建议：

一是应稳步控制城乡家庭资产负债规模上升速度，尤其是要严格执行房地产市场“三稳”，杜绝房价过快增长，政策金融信贷部门要严格执行个人信贷准入门槛，对负债收入比过高的个人实施信贷约束，有效降低资产负债比率。

二是同步推进新型城镇化和乡村振兴战略，下大力气解决城乡二元结构问题，彻底改变广大农村地区因收入水平低而导致的重男轻女现象，通过农村产业布局和农村基础设施改善促进农民收入水平提升，缓解农村女性梯度转移的现状，解决农村男女比例失衡的问题。

三是进一步提高城乡居民社会保障覆盖率，减少城乡居民为应对养老和某些不确定因素而增加预防性储蓄和“养儿防老”的经济动力，在消除传统婚嫁观形成经济动机的同时也消除城乡居民愿意消费、敢于消费的后顾之忧。