劉厚蓮

(1.中山大學 嶺南學院，廣東 廣州 510275；2.深圳市坪山新區(qū)發(fā)展研究中心，廣東 深圳 518118)

男孩偏好激勵父代掙取更多收入了嗎？
——基于子女數(shù)量基本確定的情形

劉厚蓮

(1.中山大學 嶺南學院，廣東 廣州 510275；2.深圳市坪山新區(qū)發(fā)展研究中心，廣東 深圳 518118)

本文利用2013年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，分析在子女數(shù)量基本確定的情形下男孩偏好對父代收入的影響，結(jié)果表明：擁有男孩能夠激勵父代更努力工作，并獲取更多收入，但父代并不會隨著男孩增多而形成更大的激勵效應(yīng)；男孩對年輕一代的父代的激勵效應(yīng)小于年老一代的父代；男孩對父親的收入激勵效應(yīng)強于母親；男孩偏好對三類人口家庭的父代激勵效應(yīng)由弱至強依次為鄉(xiāng)城流動人口、城城流動人口、城鎮(zhèn)本地戶籍人口。盡管中國出生人口性別比逐步回歸正常值范圍，但男孩偏好對父代的經(jīng)濟行為仍能產(chǎn)生顯著影響，這對我們認識男孩偏好的長期影響具有重要意義。

性別偏好；收入效應(yīng)；父代行為

一、引言與文獻回顧

在中國社會，男孩具有女孩所不具備的價值，特別是家庭和社會價值[1]，由此導致中國家庭形成了明顯的男孩偏好。在沒有生育限制的經(jīng)濟社會中，家庭通常會選擇生育較多子女以保證至少擁有一個男孩，然而在我國計劃生育政策實施三十余年中，出生人口性別比基本處于偏高的發(fā)展態(tài)勢(出生人口性別比明顯高于107)，這在一定程度上反映了家庭存在子女性別選擇以滿足男孩偏好。這種明顯的男孩偏好勢必會對父代的經(jīng)濟行為產(chǎn)生影響，本文試圖分析子女性別對父代收入的影響，這對我們認識男孩偏好與父代收入之間的關(guān)系具有積極意義。

長期以來，大量學者關(guān)注和研究了父代的經(jīng)濟社會特征對子女教育、職業(yè)選擇、收入等的影響[2][3][4][5]。也有學者關(guān)注了子女性別對父代經(jīng)濟行為的影響，學者們認為男孩將增加父親勞動投入和收入，存在正向激勵效應(yīng)；增加母親照顧男孩的時間，從而減少母親的勞動時間等。家庭經(jīng)濟學認為，小孩的出生需要得到父母親的照料，尤其是母親，這將降低母親勞動參與率，而父親通常存在努力工作的激勵效應(yīng)，因此男孩的出生與母親的勞動參與存在負相關(guān)關(guān)系，與父親的勞動收入存在正相關(guān)關(guān)系[6][7][8]。國外學者針對美國、德國和韓國等發(fā)達國家進行了研究，Lundberg、Rose和Lundberg分析了美國的子女性別對父親的勞動供給和收入的影響，結(jié)果表明子女是男孩會明顯提高父親的勞動投入時間和收入，具有顯著的激勵效應(yīng)[9][10]；Choi 等分析了德國子女性別與其父親收入的關(guān)系，也得到了類似的結(jié)論[11]；Choi 和Hwang研究了在韓國家庭中，相比男孩的母親，女孩的母親更傾向于全職工作，即孩子是女孩導致母親勞動時間增加，同時父母親也期望男孩比女孩能接受更多的教育，盡管韓國的出生人口性別比已基本處于正常水平，但是在子女出生后仍然存在明顯的男孩投資偏好[12]。還有少量的研究關(guān)注了中國的家庭，Knighta等和羅凱研究了中國農(nóng)村家庭收入與子女性別之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)男孩對家庭收入存在正向激勵效應(yīng)[13][14]。綜上所述，國外在子女性別對父代經(jīng)濟行為影響方面的研究較多，國內(nèi)研究相對不足，且大多只關(guān)注了性別偏好對父代收入、勞動的影響，并未考慮在子女數(shù)量基本確定的情形下，子女性別、數(shù)量對父代收入的長期影響。

當家庭擁有子女數(shù)量基本確定時，子女性別偏好會對父代收入產(chǎn)生什么樣的影響？本文研究的具體問題包括：(1)擁有男孩與未擁有男孩的家庭之間，父代收入是否存在差異？擁有不同數(shù)量的男孩對父代收入存在什么樣的影響？(2)伴隨著出生人口性別比逐步回歸正常，性別偏好的父代激勵是否存在弱化效應(yīng)？(3)同在城鎮(zhèn)的外來人口與城鎮(zhèn)本地戶籍人口之間性別偏好的父代收入效應(yīng)是否存在差異？本文在理論假設(shè)基礎(chǔ)上，運用2013年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查中流動人口數(shù)據(jù)、城鎮(zhèn)本地戶籍人口數(shù)據(jù)實證考察子女性別對父代收入的影響。

二、理論假設(shè)與模型設(shè)定

(一)理論假設(shè)

男孩偏好導致父母親的經(jīng)濟行為隨家庭子女性別而發(fā)生變化，如父親與兒子共處的時間多于女兒[15][16]；男孩在獲取早餐喂養(yǎng)時間、照料、疫苗等方面都比女孩要多[17][18]；男孩在教育投資方面也更具有優(yōu)勢[19]。根據(jù)現(xiàn)有相關(guān)研究，父代的收入與子女性別存在兩種效應(yīng)：一是激勵效應(yīng)，當子女為男孩時，體現(xiàn)家庭“后繼有人”“光宗耀祖”的價值，能夠激勵父代賺取更多的收入，具有財富積累的激勵效應(yīng)；二是選擇效應(yīng)，當父代經(jīng)濟條件較好時，父代會通過超生、性別技術(shù)選擇等方式選擇意愿生育的性別子女。因此，父代的收入與子女性別存在相互影響的邏輯關(guān)系。然而，這種相互影響的關(guān)系具有一定的時間限制，因為人口不可能在任何年齡階段都擁有較強的生育能力，在一定年齡階段之后，生育能力顯著降低，此時父代經(jīng)濟收入對子女性別選擇的效應(yīng)基本不存在。

本研究聚焦在父代基本退出生育年齡階段后，此時子女數(shù)量和性別已經(jīng)確定，且仍處在勞動獲取收入的階段，那么性別偏好還能激勵父代掙取更多收入嗎？按照中國傳統(tǒng)的“重男輕女”思想，男孩承擔著傳宗接代的重任，男孩偏好在一定程度上還是個體層面的人身安全、保障安全、地位安全、自我價值實現(xiàn)的保障[20]。因此，父代與子女性別之間可能存在如下影響邏輯機理：在子女數(shù)量基本確定情形下，相比沒有男孩的家庭父代，擁有男孩的父代在退出勞動力市場前，仍然努力工作，鞏固家庭經(jīng)濟社會地位，為子女教育創(chuàng)造更好的經(jīng)濟條件，積累更多經(jīng)濟財富。由此提出假設(shè)1：

假設(shè)1：相比沒有男孩的家庭父代，擁有男孩的家庭父代會更努力的工作，獲取更多的勞動報酬，為子代創(chuàng)造更好的經(jīng)濟條件。

盡管家庭中擁有男孩能夠激勵父代努力工作，但并非是男孩越多，這種激勵效應(yīng)會越大。研究表明，中國生育文化中具有強烈的“兒女雙全”偏好，相比20世紀80年代，盡管20世紀90年代“兒女雙全”偏好減少近三分之一，但 “兒女雙全”的生育意愿仍然保持主體地位，2000～2011年平均理想子女數(shù)為1.67人[21]；莊亞兒等運用2013年全國生育意愿調(diào)查分析發(fā)現(xiàn)，理想子女數(shù)為兩個孩子的比重達到81.8%，占絕對主導地位，在理想子女數(shù)為兩個孩子的人群中，81.7%的人希望生一兒一女[22]?？梢园l(fā)現(xiàn)，家庭子女性別組合最優(yōu)選擇為“兒女雙全”，他們認為從一兒一女的子女組合中所獲取的效用最大。由于男孩較高的養(yǎng)育成本和快速提高的婚姻成本，促使人們不再愿意多生男孩，這也充分表明家庭中擁有的男孩數(shù)量并不是越多所獲得的效用就越大，男孩數(shù)量越多不一定能激勵父代越努力工作，甚至不能產(chǎn)生正向激勵效用，故提出假設(shè)2：

假設(shè)2：當家庭擁有的男孩數(shù)量增多時，父代努力工作的激勵效應(yīng)減弱。

伴隨我國經(jīng)濟增長與社會變遷，現(xiàn)代婚育文明新風逐漸推行，現(xiàn)代文明傳播與人們生產(chǎn)生活方式不斷轉(zhuǎn)變，性別偏好逐漸失去賴以存在的土壤，男孩偏好存在弱化的趨勢[23]。隨著父代思想的逐步開放和進步，“生兒生女都一樣”的觀念逐漸被接受。相比老一代的父代，年輕一代的父代存在弱化男孩偏好的可能，子女性別對年輕一代的父代經(jīng)濟行為的影響可能會弱化。由此，提出假設(shè)3：

假設(shè)3：擁有男孩對年輕一代父代收入的激勵效應(yīng)要比年老一代父代小。

(二)模型設(shè)定與估計方法

依據(jù)經(jīng)典的明瑟收入方程(Mincer，1974)，本文的基本計量模型設(shè)定如下：

lnY=φ0+∑φichildsexi+∑θjxj+u

(1)

其中l(wèi)nY表示父代收入的對數(shù)，childsexi為家庭中子女性別的變量，使用虛擬變量表示。xj為控制變量，包括小孩數(shù)量、年齡、教育、職業(yè)等，φi、θj為相應(yīng)變量的回歸系數(shù)，φ0表示截距項，u為隨機誤差項。

除了分析家庭子女性別對父代收入的影響，本文還分析男孩數(shù)量對父代收入的影響，由此設(shè)置了四個虛擬變量，表示家庭中擁有男孩的數(shù)量，即0個男孩、1個男孩、2個男孩和3個及以上男孩。通過家庭中是否擁有男孩和擁有男孩的數(shù)量來細致考察子女性別和數(shù)量對其父代收入的影響，其中還特別考察了獨生子女家庭的子女性別對父代收入的影響。

因為考察的是家庭子女數(shù)量基本確定情形，并且認為子女性別是先天決定的，不會通過技術(shù)手段使其發(fā)生改變，所以此階段子女性別對父代收入的影響可以避免由于經(jīng)濟收入條件好而帶來的性別選擇效應(yīng)，有效避免了解決內(nèi)生性的難題。模型估計將運用多元回歸模型研究子女數(shù)量、性別對其父代收入的影響，為避免異方差降低OLS估計效率，本文采用穩(wěn)健標準差OLS估計。

三、數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計性描述

(一)數(shù)據(jù)來源

本文的研究數(shù)據(jù)來源于2013年國家衛(wèi)生和計劃生育委員會組織實施的調(diào)查，即2013年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，調(diào)查對象包括流動人口(問卷A、問卷B和問卷C)和城鎮(zhèn)本地戶籍人口(問卷D)。本文主要使用調(diào)查問卷(A)和問卷(D)的數(shù)據(jù)，流動人口調(diào)查問卷(A)是以31個省(市、區(qū))和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團2012年全員流動人口年報數(shù)據(jù)為基本抽樣框，采取分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS方法進行抽樣，調(diào)查對象主要為在流入地居住1個月以上、非本區(qū)(縣、市)戶口的15～59周歲流動人口(“一大”調(diào)查對象)，樣本容量為198795個。城鎮(zhèn)本地戶籍人口問卷(D)是以本區(qū)(縣、市)城鎮(zhèn)戶籍15～59周歲的男性和女性為調(diào)查對象，調(diào)查地區(qū)為上海市松江區(qū)、江蘇省蘇州市和無錫市、福建省泉州市、湖北省武漢市、湖南省長沙市、陜西省西安市和咸陽市，樣本容量為7500個。該數(shù)據(jù)樣本容量大、代表性較好，并且涵蓋較為詳細的子女信息、工作收入、教育、職業(yè)等信息，為本文研究奠定了數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。

以父代年齡、子女情況、收入等變量條件處理樣本數(shù)據(jù)，條件主要有：(1)選擇個體年齡在40～59歲之間的樣本，這是考慮到40～59歲的人口繼續(xù)生育的意愿和能力都十分?、?，此階段父代擁有子女數(shù)量基本確定，能夠充分反映子女性別因素對父代收入的影響；(2)選擇已婚且擁有小孩的家庭，不考察無子女家庭的父代經(jīng)濟行為。經(jīng)過變量條件處理，再刪除缺省值，最終得到流動人口樣本容量為48505個，城鎮(zhèn)本地戶籍人口樣本容量為2307個。

(二)變量說明和統(tǒng)計性描述

1.父代收入變量。問卷詢問了被訪問者的工資收入情況，該問題是“您個人上個月的收入是多少錢？”，由此衡量父代收入水平。數(shù)據(jù)顯示，擁有男孩的流動人口家庭父代月收入平均值為3260元，比沒有男孩的流動人口家庭父代月收入平均值高出324元；擁有男孩的城鎮(zhèn)本地人口家庭父代月收入平均值為3345元，比沒有男孩的城鎮(zhèn)本地戶籍人口家庭父代月收入平均值高出448元，都說明擁有男孩的家庭父代收入更高。

2.子女數(shù)量和子女性別變量。子女數(shù)量為連續(xù)變量，反映父代的子女個數(shù)。流動人口家庭子女平均數(shù)量為1.67，城鎮(zhèn)本地戶籍人口家庭的子女平均數(shù)量為1.14個。對于流動人口家庭而言，0個男孩的家庭比重為20.63%，1個男孩的家庭比重為65.40%，2個男孩的家庭比重為13.32%，3個及以上男孩的家庭比重為0.65%，大約79.4%流動人口的家庭擁有男孩。對于城鎮(zhèn)本地戶籍人口家庭而言，0個男孩的家庭比重為43.09%，1個男孩的家庭比重為54.62%，2個男孩的家庭比重為2.25%，3個及以上男孩的家庭比重為0.04%，大約56.9%城鎮(zhèn)本地戶籍的家庭擁有男孩。由此可知，流動人口的子女平均數(shù)量多于城鎮(zhèn)本地戶籍人口，擁有男孩的流動人口家庭比重顯著高于城鎮(zhèn)本地戶籍人口家庭。城鎮(zhèn)本地戶籍人口家庭的單孩率顯著高于流動人口家庭，這主要是城鎮(zhèn)本地戶籍人口家庭受政策限制較大所致；在單孩家庭中，擁有男孩的流動人口家庭比重為68.92%，顯著高于擁有女孩家庭的比重，也高出城鎮(zhèn)本地戶籍人口家庭約17.5個百分點，這可能是因為單孩的流動人口家庭進行性別技術(shù)選擇的可達性較城鎮(zhèn)本地戶籍人口高。

3.父代的年齡、教育和職業(yè)變量。考慮到被訪問者的收入水平影響因素較多，且相互之間存在較大的關(guān)聯(lián)，本文選取了年齡、教育和職業(yè)3個變量。年齡根據(jù)出生年份計算，可以反映被訪問者的工作經(jīng)驗積累情況，為連續(xù)變量。受教育水平由教育程度反映，未上過學為0年，小學為6年，初中為9年，高中和中專為12年，大專為15年，大學本科為16年，研究生為19年。在職業(yè)方面，根據(jù)調(diào)查問卷問題“您現(xiàn)在的主要職業(yè)是什么？”，主要包括國家機關(guān)、黨群組織、企事業(yè)單位負責人，專業(yè)技術(shù)人員，公務(wù)員、辦事人員和有關(guān)人員，經(jīng)商，農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)生產(chǎn)人員，生產(chǎn)，運輸，建筑等18個選項，反映被訪問者的職業(yè)狀況。根據(jù)張昭時和錢雪亞的職業(yè)劃分方法，將國家機關(guān)、黨群組織、企事業(yè)單位負責人，專業(yè)技術(shù)人員，公務(wù)員、辦事人員和有關(guān)人員，經(jīng)商等4類職業(yè)劃分為腦力職業(yè)；農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)生產(chǎn)人員，生產(chǎn)，運輸，建筑等14類職業(yè)劃分為體力職業(yè)[24]，該變量設(shè)置為虛擬變量，其中1為腦力職業(yè)，0為體力職業(yè)。各變量的具體含義、處理后樣本變量的統(tǒng)計性描述見表1。

表1 變量定義與樣本統(tǒng)計性描述

四、實證回歸結(jié)果和分析

本部分報告和分析子女性別對父代收入影響的實證結(jié)果，并從獨生子女家庭、代際、父親和母親、城鎮(zhèn)外來人口與城鎮(zhèn)本地戶籍人口等角度考察子女性別對父代的影響差異。

(一)基本回歸分析

當只考慮家庭中是否擁有男孩時，表2第1列的結(jié)果表明當家庭中沒有男孩時，顯著降低了 40～59歲父代的收入，這意味著相比那些擁有男孩的家庭的父代，沒有男孩的父代更不愿意努力工作，本文的假設(shè)1得到驗證。父代認為女兒并不能傳宗接代，當女兒出嫁后，自己只需“養(yǎng)家糊口”，并不需要努力打拼，表現(xiàn)出明顯的消極心態(tài)；反之，擁有男孩的家庭，父代更愿意努力工作，賺取更多的收入，鞏固家庭經(jīng)濟社會地位。對單孩流動人口家庭而言，擁有男孩的父代能夠投入更多的時間工作，可以激勵他們獲取更多的收入報酬，充分體現(xiàn)男孩偏好對父代的正向激勵效應(yīng)。

表2 子女性別對父代收入影響的基本回歸結(jié)果

當家庭擁有男孩的數(shù)量增多時，父代努力工作的激勵效應(yīng)減弱，這驗證了本文的假設(shè)2。由表2的第2列可知，只擁有1個男孩比擁有2個男孩的激勵程度更大，擁有3個男孩的激勵效應(yīng)不顯著，說明男孩數(shù)量多，并沒有對父代工作、收入形成更大的激勵效應(yīng)?？赡艿脑蚴?，家庭中擁有的男孩數(shù)量增多時，當他們長大成人后，成為家庭中主要的勞動力，在很大程度上成為家庭收入的主要貢獻者，父代賺取收入“退居二線”。另外，擁有1個男孩對父代的收入激勵效應(yīng)最大，說明家庭可能傾向于選擇一男一女的子女性別組合。

觀察其他變量，對于40～59歲的父代，小孩數(shù)量增多將降低父代的收入水平，這可能是子女逐漸成為家庭勞動力的主力，承擔部分家庭經(jīng)濟負擔，使得父代不再需要努力賺取收入。由年齡反映的父代工作經(jīng)驗符合倒U型工資經(jīng)驗理論，與大多數(shù)研究結(jié)論一致。接受過更多的教育，積累了更多的人力資本，有利于父代收入提升。對于職業(yè)而言，腦力職業(yè)通常都有利于帶來更高的收入。

(二)代際差異的分析

由表3可知，未擁有男孩對50～59歲父代收入影響的回歸系數(shù)為-27.01，顯著小于40～49歲的父代，表明50～59歲的父代收入的負向效應(yīng)大于40～49歲的父代，說明相比老一代的父代，年輕一代的父代擁有更弱的男孩偏好，男孩對年輕一代的父代的激勵效應(yīng)沒有年老一代強。年輕的父母思想逐漸開放，男孩偏好存在弱化趨勢，使得這種激勵效應(yīng)在代際之間也隨著經(jīng)濟社會發(fā)展和年代推移而呈現(xiàn)弱化趨勢。對擁有1個男孩家庭而言，50～59歲父代收入激勵效應(yīng)顯著大于40～49歲，這說明年老一代的父代收入激勵效應(yīng)顯著強于年輕一代的父代，本文的假設(shè)3得到驗證。

(三)父母親差別的分析

在家庭分工中，父親和母親通常具有不同的經(jīng)濟社會角色。由表4可知，和母親相比，沒有擁有男孩對父親收入的負向激勵效應(yīng)更強，這與中國家庭中父親“當家”的地位是分不開的。對父親而言，沒有擁有男孩對父親形成顯著的收入負向激勵效應(yīng)，說明父親存在顯著的男孩偏好，由此沒有兒子使得他們更不愿意積極工作；對母親而言，沒有男孩并沒有對她們形成顯著的收入負向激勵效應(yīng)，由此說明父親的男孩偏好顯著強于母親，通常父親承擔著家庭經(jīng)濟來源的最重要角色，較強的男孩偏好對他們所形成的收入激勵效應(yīng)更大。從擁有男孩數(shù)量來看，父親擁有1個男孩時收入激勵效應(yīng)最大，而母親擁有2個男孩時收入激勵效應(yīng)最大，側(cè)面說明父親和母親對兒子數(shù)量的意愿存在差異。

表3 子女性別對父代收入影響的代際回歸結(jié)果

表4 子女性別對父親、母親收入影響的回歸結(jié)果

(四)城鎮(zhèn)外來人口與城鎮(zhèn)本地戶籍人口差異分析

本文對比了城鎮(zhèn)三類人口(鄉(xiāng)城流動人口、城城流動人口、城鎮(zhèn)本地戶籍人口)子女性別對父代收入的影響差異(表5)，其結(jié)果表明，擁有男孩對三類人口家庭的父代激勵效應(yīng)由弱至強依次為：鄉(xiāng)城流動人口、城城流動人口、城鎮(zhèn)本地戶籍人口。這反映出城鎮(zhèn)本地戶籍人口的男孩偏好效應(yīng)強于農(nóng)村人口，遷移流動可能促使家庭對男孩偏好弱化。另外，隨著家庭男孩數(shù)量增加，鄉(xiāng)城流動人口家庭的父代仍表現(xiàn)出正向激勵效應(yīng)，而城城流動人口和城鎮(zhèn)本地戶籍人口并不會因為男孩多而更努力工作，甚至還可能存在負向影響。

對于擁有男孩的家庭，擁有男孩對鄉(xiāng)城流動人口(來源于農(nóng)村)家庭的父代激勵效應(yīng)顯著低于城鎮(zhèn)本地戶籍人口，即男孩對農(nóng)村父代的激勵效應(yīng)小于城鎮(zhèn)本地戶籍人口。這可能與城鎮(zhèn)計劃生育政策限制強度大有關(guān)，導致城鎮(zhèn)本地戶籍家庭子女數(shù)量普遍少于農(nóng)村家庭子女數(shù)量，以至于城鎮(zhèn)本地戶籍人口家庭一旦擁有男孩，他們的激勵效應(yīng)要強于農(nóng)村家庭的父代。對比城城流動人口和城鎮(zhèn)本地戶籍人口，擁有男孩對城城流動人口家庭的父代激勵效應(yīng)要弱于城鎮(zhèn)本地戶籍人口，城城流動人口家庭父代發(fā)生遷移行為可能弱化他們的男孩偏好及其激勵效應(yīng)。

隨著男孩數(shù)量的增加，鄉(xiāng)城流動人口父代的激勵效應(yīng)減??；城城流動人口家庭父代的效應(yīng)由正轉(zhuǎn)為負但不顯著，說明城城流動人口擁有更多的男孩并不會增加其工作積極性；城城本地戶籍人口家庭擁有1個男孩時，父代的效應(yīng)為正，當擁有3個男孩時，父代的效應(yīng)為負，且結(jié)果十分顯著，說明各類家庭均認為擁有1個男孩最好，擁有更多男孩的父代激勵效應(yīng)并不會比擁有1個男孩時更大。

表5 三類人口子女性別對父代收入影響的回歸結(jié)果

五、主要結(jié)論與啟示

本文對男孩偏好與父代收入之間的關(guān)系提出了三個理論假設(shè)，運用2013年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查中的流動人口和城鎮(zhèn)本地戶籍人口數(shù)據(jù)，實證檢驗了在家庭子女數(shù)量基本確定情形下，子女性別對收入的影響，以及這種影響在代際之間、父親和母親、城鎮(zhèn)三類人口之間的差異，主要結(jié)論如下：

首先，在家庭子女數(shù)量基本確定情形下，擁有男孩的父代將更努力地工作，并獲取更多的收入，說明父代在退出了生育階段后，仍然會存在顯著的男孩偏好，并且由此影響了父代的經(jīng)濟行為。當父代擁有的男孩數(shù)量增加時，激勵父代更努力工作的效應(yīng)會逐漸下降，甚至為負，其中擁有一個男孩對父代的激勵效應(yīng)最大，反映出家庭期望擁有一個男孩的意愿最強。

其次，子女性別對父代收入在代際、父母親和城鎮(zhèn)三類人口三個方面的影響存在顯著差異。男孩對年輕一代的父代收入的影響小于年老一代的父代，說明偏好男孩的觀念存在弱化趨勢，這促使男孩對年輕一代的父代激勵效應(yīng)減弱。沒有男孩對父親形成了顯著的收入負向激勵效應(yīng)，而對母親卻沒有，說明父親的男孩偏好顯著強于母親。擁有男孩的城鎮(zhèn)本地戶籍人口家庭父代激勵效應(yīng)最大，其次是城城流動人口，鄉(xiāng)城流動人口最小。

在父代退出生育階段后，子女數(shù)量、性別基本確定，此時子女的性別和數(shù)量仍會對父代的經(jīng)濟行為產(chǎn)生影響。中國長期形成的男孩偏好促使父代更努力工作，為子代創(chuàng)造更好的經(jīng)濟條件和積累更多的財富。這意味著：第一，男孩偏好的影響是長期的，這種影響不僅是在生育階段，也存在于退出生育階段后，這種偏好對父代經(jīng)濟行為存在明顯影響，尤其是對父親而言，當沒有兒子時，他們更沒有動力工作獲取收入，當擁有兒子時，他們掙錢動力強于母親；第二，這種由男孩引起的父代激勵效應(yīng)，可能會導致女孩在發(fā)展方面處于明顯劣勢地位，進而對女孩的教育、人力資本積累、職業(yè)選擇等產(chǎn)生不利影響；第三，流動遷移行為對男孩偏好存在沖擊，擁有流動遷移經(jīng)歷的家庭父代男孩偏好激勵效應(yīng)存在弱化趨勢，可能是人口流動至新地域，新的生活環(huán)境、文化等對其生育文化、觀念和價值形成了沖擊，淡化了男孩偏好，也使他們生育觀念轉(zhuǎn)變。總體而言，當前中國家庭仍存在顯著的男孩偏好，并且這種性別偏好所帶來的影響是長期的。盡管我國出生人口性別比已連續(xù)多年下降，呈現(xiàn)逐步回歸正常的態(tài)勢，但出生人口性別比趨于回歸正常水平并不意味著男孩偏好完全淡化，仍不可忽視男孩偏好帶來的長期影響。需要繼續(xù)實施關(guān)愛女孩行動，推行現(xiàn)代家庭文化建設(shè)，重視男女都有義務(wù)贍養(yǎng)老人宣傳等，共同促進家庭中男女平等發(fā)展。

注釋：

① 根據(jù)我國婦女生育模式，九成以上的生育都發(fā)生在20～35歲之間，40歲之后的婦女生育數(shù)量特別少，由此40～59歲人口的經(jīng)濟條件難以對子女性別選擇產(chǎn)生影響。

[1] 劉爽.對中國生育“男孩偏好”社會動因的再思考[J].人口研究，2006，(3)：2—9.

[2] Aaronson,D.，Mazumder,B.Intergenerational Economic Mobility in the United States：1940 to 2000[J].Journal of Human Resources，2008，43(1):139—172.

[3] Long,J.，F(xiàn)errie,J.Intergenerational Occupational Mobility in Britain and the U.S.since 1850[J].American Economic Review,2013，103(4):1109—1137.

[4] 楊瑞龍，王宇鋒，劉和旺.父親政治身份、政治關(guān)系與子女收入[J].經(jīng)濟學(季刊)，2010，(3)：871—890.

[5] 周興，張鵬.代際間的職業(yè)流動與收入流動——來自中國城鄉(xiāng)家庭的經(jīng)驗研究[J].經(jīng)濟學(季刊)，2015，(1)：351—372.

[6] Becker,G.S.Human Capital，Effort，and the Sexual Division of Labor[J].Journal of Labor Economics，1985，3(1):33—58.

[7] Browning,M.Children and Household Economic Behavior[J].Journal of Economic Literature，1992，30(3):1434—1475.

[8] Angrist,J.D.，Evans,W.N.Children and Their Parents’ Labor Supply：Evidence from Exogenous Variation in Family Size[J].American Economic Review，1998，88(3):450—477.

[9] Lundberg,S.，Rose,E.The Effect of Sons and Daughters on Men’s Labor Supply and Wages[J].The Review of Economics and Statistics，2002，84 (2):251—268.

[10] Lundberg,S.Sons，Daughters，and Parental Behaviour[J].Oxford Review of Economic Policy，2005，21(3):340—356.

[11] Choi,H.，Joesch,J.M.，Lundberg，S.Work and Family：Child Gender，Marriage，and the Work Hours and Earnings of German Men[J].General Information，2005，20(3):402—411.

[12] Choi,E.J.，Hwang,J.Child Gender and Parental Inputs：No More Son Preference in Korea?[J].American Economic Review，2015，105(5):638—643.

[13] Knighta,J.，Li,S.，Qu,H.Son Preference and Household Income in Rural China[J].The Journal of Development Studies，2010，46(10):1786—1805.

[14] 羅凱.子女性別偏好對農(nóng)戶收入的影響分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2011，(1)：37—48.

[15] Hofferth,S.L.，Anderson,L.G.Are All Dads Equal? Biology versus Marriage as a Basis for Paternal Investment[J].Journal of Marriage and the Family，2003，65(1):213—232.

[16] Baker,M.，Milligan,K.Boy-Girl Differences in Parental Time Investments：Evidence from Three Countries[Z].NBER Working Papers，2013.

[17] Jayachandran,S.，Kuziemko,I.Why Do Mothers Breastfeed Girls Less than Boys：Evidence and Implications for Child Health in India[J].The Quarterly Journal of Economics，2011，126(3):1485—1538.

[18] Barcellos,S.H.，Carvalho,L.，Lleras-Muney,A.Child Gender and Parental Investments in India：Are Boys and Girls Treated Differently?[J].American Economic Journal：Applied Economics，2014，6(1)：157—189.

[19] Michael,C.M.L.，Zhang,J.Gender Preference，Biased Sex Ratio，and Parental Investments in Single-child Households[J].Review of Economics of the Household，2008，6(2):91—110.

[20] 楊菊華.男孩偏好與性別失衡：一個基于需求視角的理論分析框架[J].婦女研究論叢，2012，(2)：23—35.

[21] 侯佳偉，黃四林，辛自強，等.中國人口生育意愿變遷：1980—2011[J].中國社會科學，2014，(4)：78—97.

[22] 莊亞兒，姜玉，王志理，等.當前我國城鄉(xiāng)居民的生育意愿——基于2013年全國生育意愿調(diào)查[J].人口研究，2014，(3)：3—13.

[23] 陳友華，胡小武.社會變遷與出生性別比轉(zhuǎn)折點來臨[J].人口與發(fā)展，2012，(1)：13—18.

[24] 張昭時，錢雪亞.城鄉(xiāng)分割、工資差異與就業(yè)機會不平等——基于五省城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究[J].中國人口科學，2011，(3)：34—41.

(責任編輯：易會文)

2016-08-26

國家社會科學基金項目“中國特大城市人口空間變動及其調(diào)控研究”(16CRK007)；國家社會科學基金項目“快速老齡化下我國養(yǎng)老資源供需動態(tài)平衡研究”(14BRK007)；中國博士后科學基金“中國特大城市人口規(guī)模調(diào)控研究”(2016M600694)

劉厚蓮(1987— )，男，江西吉安人，中山大學嶺南學院、深圳市坪山新區(qū)發(fā)展研究中心博士后研究人員，助理研究員。

F063.4

A

1003-5230(2017)01-0025-08