子女?dāng)?shù)量會(huì)影響個(gè)人和家庭收入嗎？

［摘要］探究子女?dāng)?shù)量對(duì)個(gè)人和家庭收入的影響大小與方向，對(duì)于中國制定適宜的人口政策有非常重大的意義?；?011—2019年的中國社會(huì)狀況綜合調(diào)查（CSS）數(shù)據(jù)，文章實(shí)證分析了子女?dāng)?shù)量對(duì)個(gè)人總收入和家庭平均收入的影響。結(jié)果顯示，子女?dāng)?shù)量增多顯著降低了個(gè)人總收入，并且對(duì)女性、鄉(xiāng)村、有5歲以下幼孩、無非農(nóng)工作等群體的負(fù)向影響更大，但對(duì)家庭平均收入?yún)s無影響。文章運(yùn)用家庭分工理論，從家庭規(guī)模視角進(jìn)行討論，發(fā)現(xiàn)對(duì)只有夫妻雙方的小規(guī)模家庭，子女?dāng)?shù)量顯著降低了女性收入但提升了男性收入；對(duì)家中含有老人的大規(guī)模家庭，個(gè)人總收入受到的負(fù)向影響較弱，家庭平均收入仍不被影響。研究認(rèn)為家庭成員之間的分工能夠減弱子女?dāng)?shù)量增多給個(gè)人收入帶來的負(fù)向影響，生育政策應(yīng)更加關(guān)注家庭。

［關(guān)鍵詞］子女?dāng)?shù)量；生育決策；個(gè)人總收入；家庭平均收入；家庭分工理論

［中圖分類號(hào)］F0613；D669［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］A［文章編號(hào)］1673-0461（2024）11-0062-13

一、前言

自20世紀(jì)80年代末以來，我國生育率持續(xù)下降。至2022年末，人口出生率已降至677‰，自然增長率為-060‰，兩項(xiàng)數(shù)據(jù)均為改革開放以來的歷史新低，總和生育率為11，遠(yuǎn)低于正常生育率21的更替水平。盡管2009年的“雙獨(dú)二孩”、2014年的“單獨(dú)二孩”和2016年的“全面兩孩”①等政策相繼通過并實(shí)施，在短期內(nèi)釋放了生育需求，延緩了人口出生率和自然生育率的下降，但并未改變其下降趨勢(shì)（見圖1）。同時(shí)，伴隨著生育率降低的是中國家庭規(guī)模的不斷小型化。中國人口普查數(shù)據(jù)顯示，1982年中國家庭戶每戶平均441人，到2020年已降至262人。由此可見，中國“少子化”問題已迫在眉睫，并且很可能會(huì)成為未來橫亙?cè)谥袊?jīng)濟(jì)發(fā)展前的一座大山［1］。

雖然中國的生育政策，如帶薪休假、生育津貼發(fā)放、稅收減免、二胎產(chǎn)假延長、補(bǔ)助增加等已相對(duì)完善，但仍無法阻止人口出生率降低。有一種觀點(diǎn)認(rèn)為，生育子女會(huì)降低個(gè)人和家庭收入，從而使得生育意愿降低，但這種邏輯是否成立仍需要檢驗(yàn)。如果該邏輯成立，那么就需要從收入端入手制定生育鼓勵(lì)政策——只有加大對(duì)生育子女家庭g+39mXXEB/kRshNT7on7Rg/hZV4wZLa3BK0TIPYrm54=的收入補(bǔ)助，才能夠提高人口出生率，或者至少能夠阻止人口出生率持續(xù)走低。為了驗(yàn)證生育子女是否會(huì)降低個(gè)人和家庭收入，本研究采用2011—2019年中國社會(huì)狀況綜合調(diào)查（CSS）數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了子女?dāng)?shù)量對(duì)個(gè)人和家庭收入的影響。

二、文獻(xiàn)綜述與理論機(jī)制

（一）文獻(xiàn)綜述

目前文獻(xiàn)中關(guān)于子女?dāng)?shù)量對(duì)個(gè)人收入影響的研究，一般是從勞動(dòng)參與率和勞動(dòng)供給時(shí)長展開討論，認(rèn)為該影響在不同家庭成員中會(huì)呈現(xiàn)出巨大的差異。

從母親角度來看，絕大部分的研究都發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量的增加對(duì)母親的勞動(dòng)供給具有顯著的負(fù)效應(yīng)［2-6］。王姮和董曉媛（2010）［7］、於嘉和謝宇（2014）［8］認(rèn)為，這是由于女性在生育之后會(huì)將更多的精力投入到家庭和子女照顧上，從而降低了其勞動(dòng)參與率。鄢偉波和安磊（2021）［9］從延嗣懲罰（ChildPenalty）和子女性別失衡視角討論了中國女性勞動(dòng)參與率和參與強(qiáng)度的下降：母親在孩子出生當(dāng)年工作參與率降低約60%，降低的工作強(qiáng)度會(huì)在女孩2歲時(shí)恢復(fù)到正常水平，但要在男孩17歲左右才能恢復(fù)到正常水平。劉金菊（2020）［10］曾計(jì)算，中國城鎮(zhèn)女性每多生育1個(gè)孩子，其工作時(shí)間損失造成的收入損失就接近30萬元。但劉金菊（2020）［10］未考慮子女?dāng)?shù)量與工作參與之間的內(nèi)生性，所以可能會(huì)高估工作收入的損失。CRUCES和GALIANI（2007）［3］研究了阿根廷和墨西哥婦女生育率對(duì)勞動(dòng)力供應(yīng)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量增加會(huì)降低阿根廷和墨西哥女性的市場(chǎng)勞動(dòng)參與時(shí)間6～9小時(shí)/周。然而，也有部分研究認(rèn)為，生育行為不會(huì)影響母親的勞動(dòng)供給，甚至在有些情況下反而會(huì)增加母親的勞動(dòng)供給。AGERO和MARKS（2008）［11］用育齡女性的不孕癥作為工具變量，發(fā)現(xiàn)是否有孩子不影響女性勞動(dòng)參與。GUPTA和SMITH（2002）［12］基于丹麥數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，女性因分娩和育兒造成的職業(yè)中斷會(huì)導(dǎo)致其人力資本積累減少，但收入潛力沒有受到顯著影響。GUO等（2018）［13］發(fā)現(xiàn)女性在生育時(shí)期會(huì)暫時(shí)離開勞動(dòng)力市場(chǎng)，但在整個(gè)生命周期內(nèi)勞動(dòng)參與率和勞動(dòng)強(qiáng)度并不受影響，反而因生育提高了收入。TRAKO［14］利用阿爾巴尼亞的數(shù)據(jù)證明，子女?dāng)?shù)量增多增加了母親的勞動(dòng)供給，尤其是每周工作時(shí)間和外出工作的可能性。

從父親角度來看，子女?dāng)?shù)量的增加很可能會(huì)增加父親的勞動(dòng)供給和收入。LUNDBERG和ROSE（2002）［15］經(jīng)過研究之后發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量每增加一個(gè)，男性每年的工作時(shí)間增加約40小時(shí)。PENCAVEL（1987）［16］通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量的增加激勵(lì)并促使父親從事勞動(dòng)報(bào)酬豐厚的工作并提升其工作的積極性和強(qiáng)度，但如果母親無力獨(dú)自撫養(yǎng)子女則會(huì)要求父親付出一定的時(shí)間和精力用于照顧家庭。TRAKO［14］發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量的增多會(huì)增加父親在農(nóng)場(chǎng)以外工作并從事第二職業(yè)的可能性。但ANGRIST和EVANS（1998）［2］、GUO等（2018）［13］的研究卻發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量對(duì)于父親的勞動(dòng)力供給無影響。

因此，子女?dāng)?shù)量對(duì)個(gè)人收入的影響因家庭成員的不同產(chǎn)生了巨大的異質(zhì)性，并且因子女年齡［7，17］、工作類型［18-19］、城鄉(xiāng)差異［20］、家中是否有老人［21-22］等家庭情況不同也會(huì)產(chǎn)生不同的結(jié)果。作為個(gè)人收入的集合體，家庭收入會(huì)受到子女?dāng)?shù)量的何種影響更加不可知，文獻(xiàn)中對(duì)此的研究也較少。雖然段志民（2016）［23］利用2005年全國1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)研究之后發(fā)現(xiàn)，生育二胎會(huì)使得家庭收入平均下降208%，但其考慮的家庭收入只是夫妻雙方個(gè)人收入的簡(jiǎn)單加總，未考慮其他家庭成員的收入和家庭的整體性收入，如出售和出租房屋、家族經(jīng)商等，因此還有必要對(duì)此進(jìn)行深入研究。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要有以下三點(diǎn)：第一，將子女?dāng)?shù)量對(duì)個(gè)人和家庭收入的影響納入同一個(gè)框架內(nèi)進(jìn)行分析，特別是將家庭作為一個(gè)整體考慮，而不是簡(jiǎn)單地將家庭成員個(gè)人收入相加；第二，實(shí)證結(jié)果證實(shí)了子女?dāng)?shù)量對(duì)個(gè)人收入有巨大的負(fù)向影響，但是對(duì)于家庭收入幾乎無影響，該結(jié)論對(duì)于國家生育政策的制定和調(diào)整具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義；第三，本研究通過貝克爾家庭分工理論［24］，以家庭規(guī)模的視角對(duì)個(gè)人和家庭收入的影響差異進(jìn)行了討論，為該理論增添了新的現(xiàn)實(shí)證據(jù)。

（二）理論機(jī)制

根據(jù)貝克爾家庭分工理論，家庭中夫妻雙方在撫育子女的過程中可能承擔(dān)了不同責(zé)任，顯示出了兩種不同的效應(yīng)［25-26］。

從成本角度考慮，家庭撫育子女的成本有兩個(gè)：一個(gè)是直接成本，即撫育子女所產(chǎn)生的物質(zhì)成本；另一個(gè)是機(jī)會(huì)成本，主要體現(xiàn)在照顧子女產(chǎn)生的勞動(dòng)機(jī)會(huì)和勞動(dòng)時(shí)間的減少。因此，針對(duì)兩種成本的變化也產(chǎn)生了兩種效應(yīng)：一種是收入效應(yīng)，即為了撫育子女和為了維持家庭成員原有的或追求更好的消費(fèi)水平，增加勞動(dòng)時(shí)間及尋求更好的工作機(jī)會(huì)；另一種是替代效應(yīng)，即在當(dāng)前收入水平較低的情況下，通過降低勞動(dòng)時(shí)間并用來照顧孩子更具有經(jīng)濟(jì)性，從而使得個(gè)人收入減少。單一家庭成員在面對(duì)這兩種效應(yīng)時(shí)往往無法使其達(dá)到平衡，被迫面臨著抉擇。但家庭作為家庭成員的集合體，可以在家庭成員之間進(jìn)行分工，從而使得家庭中同時(shí)出現(xiàn)收入效應(yīng)和替代效應(yīng)，并使得撫育子女的負(fù)效用降到最低。一般認(rèn)為，家庭中的女性（母親）因?yàn)槭杖胼^低和在撫育孩子中的天然優(yōu)勢(shì)，可能會(huì)被要求承擔(dān)更多的撫育責(zé)任（替代效應(yīng)）［7］，而男性（父親）則被要求承擔(dān)更多的賺錢養(yǎng)家的責(zé)任（收入效應(yīng)）［16］。

當(dāng)然，這種分工會(huì)在不同家庭規(guī)模中具有不一致性。在小規(guī)模家庭中，母親的替代效應(yīng)和父親的收入效應(yīng)異常明顯，子女?dāng)?shù)量的增加使得母親的收入降低②，父親的收入增加，并最終可能使得家庭平均收入不變。在大規(guī)模家庭中，因?yàn)榇嬖诙辔患彝コ蓡T，情況更為復(fù)雜，分工也會(huì)在更多家庭成員中進(jìn)行。如與孩子的祖父母（外祖父母）同收支和同吃住時(shí)，祖父母（外祖父母）可以通過代際轉(zhuǎn)移將自己的一部分收入或者儲(chǔ)蓄傳遞給下一代（同收支時(shí)），減弱男性的收入效應(yīng)，或者承擔(dān)照顧和看管孩子的責(zé)任（同吃住時(shí)），減弱女性的替代效應(yīng)。此外，祖父母（外祖父母）可能因?yàn)閷O輩的出生重新進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)或者提高自己的收入，比如做一些零工等［27］，也體現(xiàn)了收入效應(yīng)。

因此，從理論分析上來看，子女?dāng)?shù)量對(duì)個(gè)人收入的影響取決于是收入效應(yīng)還是替代效應(yīng)主導(dǎo)，而何種效應(yīng)主導(dǎo)又取決于家庭成員的分工和家庭規(guī)模的大小。在家庭分工下，收入效應(yīng)和替代效應(yīng)之間極有可能達(dá)到平衡并使得家庭收入不變。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究采用的數(shù)據(jù)是中國社會(huì)狀況綜合調(diào)查（ChineseSocialSurvey，CSS）數(shù)據(jù)，由于CSS數(shù)據(jù)詳細(xì)記錄了同收入和同吃住的子女?dāng)?shù)量信息以及家庭內(nèi)部的收入信息，與本研究的主體非常契合。但CSS數(shù)據(jù)每期都會(huì)對(duì)樣本進(jìn)行重新抽樣，因此該數(shù)據(jù)本質(zhì)上是多期橫截面數(shù)據(jù)。

（二）數(shù)據(jù)處理和變量說明

本研究采用的是2011—2019年共5期的CSS數(shù)據(jù)，保留了被訪問者年齡在18～65歲之間，有工作、已婚（包括初婚和二婚）、夫妻雙方收支在一起、沒有孩子或者孩子年齡全部在16歲以下且收支在一起的樣本，總計(jì)14019個(gè)樣本。

首先，本研究的核心解釋變量為子女?dāng)?shù)量，以被訪問者自述的、在家庭成員關(guān)系一欄中詳細(xì)記錄的子女?dāng)?shù)量為準(zhǔn)。雖然除2013年外，其余4期CSS調(diào)查問卷都會(huì)詢問被訪問者“您現(xiàn)在有幾個(gè)親生子女？”這一問題③，但本研究并不以該問題的答案作為關(guān)鍵解釋變量。原因一是在2015年和2017年原始數(shù)據(jù)集并未公開該問題的答案，因此僅有2011年和2019年數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重；二是在家庭成員關(guān)系一欄中詳細(xì)記錄了子女的個(gè)體信息，有助于控制變量和進(jìn)行異質(zhì)性分析；三是若被訪問者年齡較大，該問題的回答中會(huì)包含已經(jīng)獨(dú)立的子女?dāng)?shù)量，這類子女與當(dāng)前家庭既不同收支也不同吃住，不影響當(dāng)期個(gè)人和家庭收入，因此在家庭成員關(guān)系一欄中未被報(bào)告，可以認(rèn)為在被訪問者心目中不屬于現(xiàn)有家庭成員。所以，若以“您現(xiàn)在有幾個(gè)親生子女？”的答案作為關(guān)鍵解釋變量，可能會(huì)低估子女?dāng)?shù)量對(duì)于收入的影響。綜上，本研究以統(tǒng)計(jì)的被訪問者自述家庭關(guān)系中子女的數(shù)量作為關(guān)鍵解釋變量。

其次，本研究將家庭中現(xiàn)有子女年齡控制在16歲以下，是因?yàn)榘凑铡吨腥A人民共和國勞動(dòng)法》規(guī)定，年滿16周歲即可從事一般勞動(dòng)獲得收入，這樣處理可以避免當(dāng)前家庭中的子女從事勞動(dòng)獲得收入的混雜影響［23，28］。并且，將現(xiàn)有子女的年齡全部控制在16歲以下，可以確保子女的收支與父母緊密地綁在一起［14］。

再次，本研究的主要被解釋變量為個(gè)人總收入和家庭平均收入。個(gè)人總收入是指在入戶調(diào)查前被訪問者的全年個(gè)人總收入。CSS數(shù)據(jù)對(duì)個(gè)人總收入和各來源分項(xiàng)都做了記錄，包括工資、獎(jiǎng)金、兼職等勞動(dòng)報(bào)酬收入，以及退休金、養(yǎng)老保險(xiǎn)金和個(gè)人農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入等。本文對(duì)各收入分項(xiàng)加總后，與直接記錄的個(gè)人總收入進(jìn)行比較，取兩者中較大數(shù)作為最終的個(gè)人總收入。家庭平均收入由被訪問者家庭總收入除以家庭中有勞動(dòng)能力的家庭成員數(shù)計(jì)算得到。其中，家庭總收入的處理方法與個(gè)人總收入相同，即將被訪問者各分項(xiàng)收入加總后，與直接記錄的家庭總收入進(jìn)行比較，取兩者中較大的值；家庭成員數(shù)是以“是否收支在一起”作為判別個(gè)人是否為家庭成員的依據(jù)④。

最后，為了避免出現(xiàn)離群值，本研究對(duì)所有收入類的指標(biāo)全部進(jìn)行左右25%縮尾，后對(duì)其進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，使其密度分布函數(shù)更符合正態(tài)分布。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

自1971年以來，中國一直在認(rèn)真執(zhí)行“獨(dú)生子女政策”，直到2010年才有人提議在全國范圍內(nèi)放寬［4］。由于長期的政策影響，一孩家庭在社會(huì)中占據(jù)主導(dǎo)地位。如圖2a所示，考察在2011—2019年CSS數(shù)據(jù)中有較強(qiáng)生育能力的家庭（夫妻雙方年齡在45歲以下）可以發(fā)現(xiàn)，有5000%的家庭在調(diào)查時(shí)只生育了1個(gè)子女，二孩家庭比例為3536%。在圖2b中，從時(shí)間趨勢(shì)上分析，隨著生育限制的放開，一孩家庭比例持續(xù)降低，二孩家庭比例逐漸上升。2011年，一孩家庭比例為6091%，二孩家庭為2573%。到2019年，一孩家庭比例為3953%，二孩家庭比例為4496%，分別下降和上升了近20個(gè)百分點(diǎn)。由此可見，“二孩政策”的實(shí)施刺激了被抑制生育需求的一孩家庭向二孩家庭轉(zhuǎn)變。再結(jié)合無孩家庭比例在5次調(diào)查中相對(duì)穩(wěn)定的數(shù)據(jù)事實(shí)，說明“二孩政策”可能沒有顯著刺激未生育家庭開始生育。

對(duì)于個(gè)人總收入和家庭平均收入，根據(jù)比較之后可以發(fā)現(xiàn)，二者收入分項(xiàng)來源的差別主要在于出售和出租房屋、土地收入，以及居委會(huì)與村委會(huì)提供的福利收入上。但該兩項(xiàng)收入的均值為228816元，在家庭總收入中占比相對(duì)較少，僅為363%。結(jié)合個(gè)人總收入和家庭平均收入均值相近，再加上被訪問者與其配偶是家庭總收入的主要貢獻(xiàn)者，本研究認(rèn)為個(gè)人總收入和家庭平均收入在收入分項(xiàng)來源上基本相同，且能夠相互替換。

（四）研究設(shè)計(jì)

本研究首先使用OLS方法估計(jì)了子女?dāng)?shù)量對(duì)個(gè)人和家庭收入的影響，基準(zhǔn)計(jì)量模型設(shè)定如下：

incomei=α0+β1numchild+Xiγ1+λd+λt

+μi（1）

式中，incomei為收入變量，表示個(gè)人總收入或家庭平均收入。numchild是家庭子女?dāng)?shù)量的變量。Xi是控制變量，根據(jù)被解釋變量的不同，控制變量的選取也不同。具體來說，被解釋變量為個(gè)人總收入時(shí)，本研究將被訪問者的年齡（age）、年齡平方/100（age2）、性別（gender）、教育程度（edu）、職業(yè)類型（job）、是否黨員（party）、戶口（hukou）、房產(chǎn)現(xiàn)值（house）和對(duì)經(jīng)濟(jì)地位自評(píng)（econ）作為控制變量。被解釋變量為家庭平均收入時(shí)，本研究將家庭成員數(shù)（famnum）、年齡（age）、年齡平方/100（age2）、性別（gender）、教育程度（edu）、職業(yè)類型（job）、是否黨員（party）、戶口（hukou）、配偶工作（pjobstatus）、配偶年齡（page）、配偶教育（pedu）、城鄉(xiāng)類型（chengxiang）和房產(chǎn)現(xiàn)值（house）作為控制變量。此外，λd是省級(jí)固定效應(yīng)，λt是時(shí)間固定效應(yīng)，μi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸

表2報(bào)告了子女?dāng)?shù)量對(duì)收入的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。回歸結(jié)果顯示，無論是基礎(chǔ)回歸還是增加了各項(xiàng)控制變量，子女?dāng)?shù)量對(duì)個(gè)人總收入的影響均在1%的水平上顯著為負(fù)，而對(duì)家庭平均收入均不顯著。從系數(shù)來看，平均每多生一個(gè)子女，個(gè)人總收入會(huì)下降168%；家庭平均收入的系數(shù)比個(gè)人總收入小很多，且在統(tǒng)計(jì)上均不顯著，可以認(rèn)為無影響。如前文所述，由于個(gè)人總收入和家庭平均收入均值相近，各分項(xiàng)來源也相似，兩者在很大程度上可以相互替換。但基于表2的估計(jì)結(jié)果，子女?dāng)?shù)量與個(gè)人總收入間存在顯著的負(fù)向關(guān)系且影響值較大，對(duì)于家庭平均收入?yún)s幾乎無影響，兩者之間形成了巨大差異。

上述理論分析的結(jié)果，個(gè)人面對(duì)子女?dāng)?shù)量的增多，替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)程度，但家庭可以通過分工，將兩種效應(yīng)進(jìn)行平衡。

（二）內(nèi)生性問題討論

CLARKE（2018）［30］認(rèn)為，人類的生育決策取決于兩個(gè)不同的邊際效應(yīng)：是否要孩子（廣延邊際）和要幾個(gè)孩子（集約邊際）。因此，在進(jìn)行內(nèi)生性討論時(shí)，要先明確內(nèi)生性問題是出現(xiàn)在廣延邊際上還是集約邊際上⑤。一般認(rèn)為，收入水平與是否要孩子并不具備內(nèi)生性，只與要幾個(gè)孩子具有內(nèi)生性，即收入高低不影響是否生育子女，但會(huì)影響生育子女的數(shù)量?？紤]到內(nèi)生變量為離散變量，本研究使用條件混合估計(jì)法（CMP）來進(jìn)行估計(jì)。CMP模型的結(jié)果除了報(bào)告相關(guān)關(guān)系外，還會(huì)報(bào)告內(nèi)生檢驗(yàn)參數(shù)atanhrho_12，當(dāng)atanhrho_12參數(shù)顯著時(shí)，可以認(rèn)為基準(zhǔn)模型存在內(nèi)生性，此時(shí)CMP得出的結(jié)果更為可靠，反之則認(rèn)為基準(zhǔn)模型的結(jié)果5eBNbDhEMuEWgs/dEDWNSA==更具有參考價(jià)值［31］?？紤]到第一階段是二值選擇模型，所以本研究將CMP估計(jì)的第一階段回歸模型設(shè)定為probit模型。

首先，本研究考慮生育決策廣延邊際的內(nèi)生性。本研究構(gòu)建一個(gè)是否生育child的虛擬變量，child=1表示有孩家庭，child=0表示無孩家庭，將問題轉(zhuǎn)化為是否生育對(duì)個(gè)人和家庭收入的影響。參考POSADAS和VIDALFERNANDEZ（2013）［32］、熊瑞祥和李輝文（2017）［33］的做法，本研究將子女的祖母（奶奶）是否在世且同住（mom）作為是否生育的工具變量。這是因?yàn)樽婺竿ǔＪ歉舸鷵狃B(yǎng)的主要家庭成員，祖母是否在世且同住與是否生育密切相關(guān)，但是與個(gè)人收入和家庭收入無關(guān)。此外，祖母同居住會(huì)給予夫妻雙方更多的壓力，敦促其盡快生育?；貧w結(jié)果如表3，其中atanhrho_12值分別為0033和-0135，不顯著，說明是否生育與個(gè)人總收入和家庭平均收入均不存在內(nèi)生⑥。因此，OLS回歸的結(jié)果能夠度量其影響大小，并且具有因果性。

其次，本研究考慮生育決策集約邊際的內(nèi)生性。本研究參考了張川川（2011）［6］、段志民（2016）［23］和王善高等（2020）［34］等文獻(xiàn)，采用第一胎子女是否為男孩（childgender）作為工具變量，對(duì)子女?dāng)?shù)量對(duì)收入影響的因果效應(yīng)進(jìn)行CMP估計(jì)，并在第一階段估計(jì)中采用Oprobit模型。一般認(rèn)為，第一胎子女的性別是一個(gè)外生變量，但由于計(jì)劃生育政策和“男孩偏好”的影響⑦，不排除通過人工授精，或者利用B超等設(shè)備提前查看胎兒性別并決定是否流產(chǎn)或遺棄胎兒來達(dá)到控制胎兒性別情況的發(fā)生［35］。但人工授精價(jià)格昂貴，流產(chǎn)對(duì)女性身體傷害較大，生育之后遺棄則不符合傳統(tǒng)的道德觀和價(jià)值觀⑧，可以認(rèn)為第一胎子女性別對(duì)收入具有外生性，是一個(gè)很好的工具變量。并且，樣本中的第一胎子女性別比例也接近于1∶1。另外，一階段回歸的F統(tǒng)計(jì)值分別為253395和231967，遠(yuǎn)大于一般經(jīng)驗(yàn)值的10，證明其是一個(gè)強(qiáng)工具變量。所有估計(jì)的結(jié)果呈現(xiàn)在表4中。其中，模型（1）、（2）是對(duì)個(gè)人總收入的CMP估計(jì)，模型（3）、（4）是對(duì)家庭平均收入的CMP估計(jì)。結(jié)果顯示，平均每多生一個(gè)子女會(huì)使得個(gè)人總收入比之前下降95%，并

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本研究進(jìn)一步從控制子女人數(shù)、將子女年齡限制在18歲以下、替換被解釋變量、增加控制變量、交換控制變量、去除收入為0的樣本、將被訪問者年齡限制在45歲以下等對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果見表6和表7。

1控制子女人數(shù)

受計(jì)劃生育政策的影響，家庭的生育數(shù)量上限一般是2個(gè)，1個(gè)家庭中有3個(gè)或更多孩子比例較少［17］。因此，本研究將子女?dāng)?shù)量控制在2個(gè)以內(nèi)，約占總體樣本的95%左右。

估計(jì)結(jié)果表明，隨著子女?dāng)?shù)量的增加，個(gè)人總收入平均下降156%，與基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果-168%相近。同時(shí)，子女?dāng)?shù)量對(duì)于家庭平均收入基本無影響。

2將子女年齡限制在18歲以下

在基準(zhǔn)回歸中，將全部子女年齡限制在16歲以下的條件有些許苛刻，因此本研究放寬子女年齡限制至18歲，即只有成年之后的子女才會(huì)產(chǎn)生“反哺現(xiàn)象”。估計(jì)結(jié)果顯示，放寬子女的年齡對(duì)個(gè)人總收入的影響同樣顯著，而對(duì)家庭平均收入的影響同樣不顯著。

3替換因變量

本研究嘗試以非農(nóng)工作收入和家庭總收入替換現(xiàn)有的因變量。其中，非農(nóng)工作收入為月收入，均值為3724元，換算成年收入之后比個(gè)人總收入高出19723元，幾乎是個(gè)人總收入的兩倍，但樣本量約為個(gè)人總收入的一半，僅7492個(gè)。家庭總收入的均值為62320元，共有樣本量13295個(gè)。家庭總收入受家庭人數(shù)的影響較大，一般認(rèn)為家庭勞動(dòng)人口越多，家庭總收入越大，因此在回歸時(shí)同樣需要控制家庭成員數(shù)。估計(jì)結(jié)果顯示，對(duì)個(gè)人總收入回歸的結(jié)果為-0071，明顯小于基準(zhǔn)回歸結(jié)果，但是仍為負(fù)向影響，且在5%統(tǒng)計(jì)

且在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，而對(duì)家庭平均收入并沒有影響。

綜上所述，本研究通過工具變量法證實(shí)了子女?dāng)?shù)量會(huì)降低個(gè)人總收入，且主要作用于生育決策的集約邊際上，子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭平均收入無影響。因此，表2的OLS估計(jì)雖然存在內(nèi)生性，高估了子女?dāng)?shù)量對(duì)個(gè)人總收入的影響，但仍不失為一種簡(jiǎn)便準(zhǔn)確的估計(jì)。因此在后續(xù)的估計(jì)中，本研究仍采用OLS估計(jì)方法916231274ef4516f5e24a967a846df4c。

最后，本研究討論了生育決策中常見的工具變量的適用性。這其中包括同性變量［3］，即存在兩個(gè)男孩和兩個(gè)女孩的情況，核心是追求兒女雙全，會(huì)使得家庭有強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)生育第三個(gè)。不可否認(rèn)，這種偏好的確存在，但在中國長期生育抑制的大背景下很難實(shí)現(xiàn)。另外，還有一些文獻(xiàn)以雙胞胎作為外生變量進(jìn)行研究［13，17］。但這種方法有兩個(gè)問題：一是雙胞胎的數(shù)據(jù)難以獲得，往往需要有大樣本的支持［6］。本研究曾嘗試通過出生年份相同為條件識(shí)別出雙胞胎進(jìn)行處理，但僅獲得88個(gè)雙胞胎數(shù)據(jù)。該識(shí)別的依據(jù)是人的妊娠周期為280天左右，再加上生育之后的恢復(fù)時(shí)間，整個(gè)過程幾乎持續(xù)一整年，因此理論上家庭中出生年份相同的子女極有可能是雙胞胎。二是雙胞胎和正常生育二胎對(duì)個(gè)人的影響有很大差異，因此難以將其推廣到所有二孩情況。以女性為例，正常生育二胎意味著女性人力資本的積累被迫中斷兩次，而生育雙胞胎人力資本積累僅中斷一次。在生育之后，同時(shí)照顧兩個(gè)嬰兒和照顧一個(gè)較大的孩子與一個(gè)嬰兒在時(shí)間和精力上也存在差異。同時(shí)照顧兩個(gè)不同歲的孩子，較大的孩子會(huì)有一定的自理能力，并且還有可能出現(xiàn)較大的孩子照顧較小孩子的情況。因此，照顧雙胞胎可能更耗費(fèi)精力。但也不能排除可能存在撫育子女的“規(guī)模效應(yīng)”，因?yàn)殡p胞胎在很多方面都具有同步性，使得女性照顧的成本下降。這些影響都是復(fù)合的，目前還未存在一個(gè)明確的共識(shí)。表5呈現(xiàn)了以雙胞胎作為外生變量的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，相較于只生育一個(gè)子女，雙胞胎對(duì)個(gè)人總收入和家庭平均收入均無影響。此外，HUANG等（2016）［36］的研究證實(shí)了在計(jì)劃生育政策實(shí)施期間，父母將兩個(gè)不同時(shí)間相繼出生的孩子同時(shí)上戶口以避免違反政策的懲罰，使得中國的雙胞胎比例上升1/3左右，雙胞胎的外生性可能存在巨大問題。

水平上顯著。回歸結(jié)果變小可能是因?yàn)榉寝r(nóng)工作受法律保障較好，收入較為穩(wěn)定。此外，子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭總收入的回歸結(jié)果仍無影響，且不顯著。

4增加控制變量

在基準(zhǔn)回歸中，考慮到放入某些控制變量可能會(huì)使得某一年數(shù)據(jù)整體缺失，因此選取的控制變量是在5期數(shù)據(jù)中均被記錄的。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本研究在對(duì)個(gè)人總收入的回歸方程中加入民族、城鄉(xiāng)類型、對(duì)總體生活的滿意度、對(duì)人與人之間的信任感、對(duì)社會(huì)總體公平情況評(píng)價(jià)等控制變量，在對(duì)家庭平均收入的回歸方程中加入配偶戶口、父母和配偶父母平均年齡、房產(chǎn)個(gè)數(shù)等控制變量。估計(jì)結(jié)果顯示，子女?dāng)?shù)量對(duì)個(gè)人總收入回歸的結(jié)果為-0183，略高于基準(zhǔn)回歸結(jié)果，對(duì)家庭平均收入回歸的結(jié)果仍然在統(tǒng)計(jì)上不顯著。

5交換控制變量

個(gè)人總收入和家庭平均收入的回歸結(jié)果可能與兩者控制變量的不同有關(guān)，因此本研究將兩者的控制變量交換。估計(jì)結(jié)果顯示，對(duì)個(gè)人總收入的回歸系數(shù)為-0177，仍在統(tǒng)計(jì)上顯著，對(duì)家庭平均收入的回歸系數(shù)為-0020，仍在統(tǒng)計(jì)上不顯著。

6去除收入為0的樣本

在樣本中共有1868個(gè)個(gè)人總收入為0的樣本和227個(gè)家庭平均收入為0的樣本，雖然本研究在回歸分析之前對(duì)被解釋變量0處做了25%的縮尾，但仍剩余較多收入為0的樣本。收入為0，一方面可能是被訪問者的真實(shí)收入為0；另一方面可能是數(shù)據(jù)記錄錯(cuò)誤，將未匯報(bào)記錄為收入為0等。因此，本研究去除了所有收入為0的樣本，并重新進(jìn)行實(shí)證分析。實(shí)證結(jié)果顯示，由于子女?dāng)?shù)量的增加，個(gè)人總收入下降89%，對(duì)家庭平均收入仍然不影響。

7將被訪問者年齡限制在45歲以下

因?yàn)闊o孩家庭中包含了許多已完成生育，但是子女已經(jīng)獨(dú)立的樣本。被訪問者年齡限制在45歲以下，可以排除絕大部分此類樣本。在具體回歸過程中，本研究在控制變量中刪去了年齡的平方項(xiàng)，因?yàn)樵?5歲以前，個(gè)人總收入基本隨年齡的增長而增長，不會(huì)出現(xiàn)“倒U型”的關(guān)系?；貧w結(jié)果顯示，子女?dāng)?shù)量對(duì)個(gè)人總收入回歸的系數(shù)為-0181，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，對(duì)家庭平均收入回歸的系數(shù)并不顯著。

（四）異質(zhì)性分析

為了探究不同群體中子女?dāng)?shù)量對(duì)個(gè)人總收入和家庭平均收入的影響差異，本研究進(jìn)行了分樣本估計(jì)。所有結(jié)果都呈現(xiàn)在表8和表9之中。

其中，表8模型（1）、（2）是個(gè)人分性別回歸。結(jié)果顯示，撫育子女更多的影響的是女性的個(gè)人總收入，平均每多生一個(gè)子女，女性收入會(huì)降低276%，而男性則幾乎未受影響。表8模型（3）、（4）和表9模型（1）、（2）是分城鄉(xiāng)類型回歸。本研究發(fā)現(xiàn)，無論城鎮(zhèn)還是鄉(xiāng)村家庭，個(gè)人總收入均下降且對(duì)城鎮(zhèn)家庭的個(gè)人總收入影響更大，這可能是由于城鄉(xiāng)之間勞動(dòng)力供給差異［6］和職業(yè)選擇不同［19］造成的，而家庭平均收入均不受子女?dāng)?shù)量的影響。表8模型（5）、（6）和表9模型（3）、（4）是孩子中是否有5歲以下的幼孩。一般認(rèn)為，孩子越小照顧所需要的精力越大。當(dāng)子女進(jìn)入幼兒園或者開始上學(xué)之后，學(xué)校在一定程度上起到了托管和照顧的作用，減輕了家庭和個(gè)人撫育與看管的壓力，使得父母有更多時(shí)間和精力從事生產(chǎn)與工作［7］。本研究以5歲為分界線⑨，如果孩子中有任何一個(gè)不滿5歲則認(rèn)定有5歲以下的幼孩。結(jié)果顯示，有5歲以下幼孩子女?dāng)?shù)量會(huì)嚴(yán)重降低個(gè)人總收入，但無5歲以下幼孩則不影響。家庭平均收入則不受子女中是否有幼孩的影響。

表8模型（7）～（12）均與非農(nóng)工作相關(guān)，其中，模型（7）、（8）是是否有非農(nóng)工作。結(jié)果顯示，子女?dāng)?shù)量對(duì)農(nóng)業(yè)工作的群體個(gè)人總收入影響更大。農(nóng)業(yè)工作的收入與勞動(dòng)投入時(shí)間具有較強(qiáng)的正相關(guān)，而非農(nóng)工作的收入則更為固定。另外，非農(nóng)工作對(duì)于個(gè)人的保障較好，不僅有生育津貼，還有產(chǎn)假、哺乳假等。因此，子女?dāng)?shù)量越多對(duì)農(nóng)業(yè)工作的群體影響更大。模型（9）～（12）是分非農(nóng)職業(yè)類型回歸?？梢钥吹?，子女?dāng)?shù)量對(duì)在政府和事業(yè)單位以及國有和集體企業(yè)上班的個(gè)人收入影響較小，且不顯著，對(duì)在私人和三資企業(yè)以及自雇傭的個(gè)人收入影響較大。隨著子女?dāng)?shù)量的增加對(duì)在私人和三資企業(yè)上班的個(gè)人總收入下降235%，在5%的水平上顯著，自雇傭的個(gè)人總收入下降114%，雖然不顯著，但其p值為0101，接近于10%顯著水平。這可能是由不同工作的保障水平導(dǎo)致的，并且私人和三資企業(yè)和自雇傭更加遵從“多勞多得”的規(guī)則，子女?dāng)?shù)量的增多可能會(huì)對(duì)工作時(shí)間造成擠出。

五、進(jìn)一步分析：基于家庭規(guī)模的討論

針對(duì)子女?dāng)?shù)量對(duì)個(gè)人總收入和家庭平均收入的差異影響，本研究試圖從家庭規(guī)模的視角出發(fā)，通過家庭分工理論給出一個(gè)較為合理的解釋。本研究按家庭規(guī)模將樣本分為小規(guī)模家庭和大規(guī)模家庭。其中，小規(guī)模家庭是指家庭中只有父母和子女同收支的情況，被訪問者在CSS問卷中匯報(bào)家庭關(guān)系時(shí)均未提及其他家庭成員，或其他家庭成員并未進(jìn)行共同收支。大規(guī)模家庭是指家庭中除父母和子女同收支之外，還存在祖父母或外祖父母一起同收支或者同吃住的情況。簡(jiǎn)言之，兩代人即為小規(guī)模家庭，三代人則為大規(guī)模家庭。

（一）小規(guī)模家庭

表10報(bào)告了小規(guī)模家庭樣本的估計(jì)結(jié)果。其中，模型（1）顯示，子女?dāng)?shù)量每增加一個(gè)，會(huì)造成小規(guī)模家庭個(gè)人總收入下降10%左右，低于基準(zhǔn)回歸結(jié)果且顯著性較差。模型（2）、（3）分別報(bào)告了分性別的估計(jì)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量每增加一個(gè)，會(huì)對(duì)小規(guī)模中的男性和女性的收入造成異質(zhì)性影響。具體而言，子女每增加一個(gè)，會(huì)造成男性個(gè)人總收入提高133%，女性個(gè)人總收入降低265%，且皆顯著。按平均收入計(jì)算，家庭中夫妻雙方收入總和變化基本持平⑩。模型（4）是對(duì)家庭平均收入進(jìn)行回歸的結(jié)果，顯示多生子女對(duì)家庭平均收入基本無影響，這與模型（2）、（3）的結(jié)果相呼應(yīng)。綜合而言，回歸結(jié)果說明了在小規(guī)模家庭中，家庭分工使得女性產(chǎn)生了替代效應(yīng)，男性產(chǎn)生了收入效應(yīng)，并且最終使得家庭平均收入不變。

（二）大規(guī)模家庭

表11報(bào)告了大規(guī)模家庭樣本的估計(jì)結(jié)果。本研究分別對(duì)大規(guī)模家庭中夫妻雙方與父母同收支和同吃住兩種情況進(jìn)行了分析，只要祖父母或者外祖父母任何一人與家庭同收支或同吃住，即可認(rèn)定為是同收支或同吃住。在同收支的情況下，可能由于代際轉(zhuǎn)移使得夫妻雙方獲得額外的收入，收入效應(yīng)減弱；在同吃住的情況下，可能由于父輩的隔代照料使得多生子女的替代效應(yīng)減弱。模型（1）、（3）是大規(guī)模家庭中，祖父母或者外祖父母中任何一人與夫妻兩人同收支的情況?？梢园l(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量每增加一個(gè)，個(gè)人總收入平均下降149%，該結(jié)果在10%的水平上顯著，而對(duì)于家庭平均收入則無影響。模型（2）、（4）是大規(guī)模家庭中，祖父母或者外祖父母中任何一人與夫妻兩人同吃住的情況。在同吃住的情況下，無論是個(gè)人總收入還是家庭平均收入均不顯著。該回歸結(jié)果說明了大規(guī)模家庭中，家庭成員的分工更加復(fù)雜，在總體上更能夠中和收入效應(yīng)和替代效應(yīng)兩種相反的影響。

六、結(jié)論與政策建議

現(xiàn)階段，人口問題已然成為中國經(jīng)濟(jì)能否持續(xù)增長的關(guān)鍵問題。本研究通過2011—2019年CSS數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了子女?dāng)?shù)量增多對(duì)收入的影響，驗(yàn)證了子女?dāng)?shù)量增加會(huì)降低個(gè)人總收入，但是對(duì)家庭平均收入幾乎不影響。從個(gè)人總收入角度來看，女性、鄉(xiāng)村、有5歲以下幼孩、無非農(nóng)工作等群體更容易受到子女?dāng)?shù)量增多的影響；在有非農(nóng)工作的群體中，在私人和三資企業(yè)中工作和自雇傭的群體受子女?dāng)?shù)量的影響也更大。針對(duì)個(gè)人總收入和家庭平均收入的影響差異，一種可信的解釋在于家庭成員之間的分工減弱了子女?dāng)?shù)量增多產(chǎn)生的家庭收入負(fù)向影響。具體來說，對(duì)于小規(guī)模家庭而言，多生子女會(huì)對(duì)男性產(chǎn)生激勵(lì)作用，使其收入提高，與女性因多生子女造成的收入降低相抵。對(duì)于大規(guī)模家庭而言，通過代際傳遞或者隔代撫養(yǎng)，減弱了個(gè)人總收入的負(fù)向影響，最終使得家庭平均收入不變。

該結(jié)論對(duì)于當(dāng)前中國生育鼓勵(lì)政策的制定具有極大啟示。一是多生子女會(huì)降低個(gè)人收入但不會(huì)降低家庭收入，因此如果要從收入端激勵(lì)的話，生育鼓勵(lì)政策應(yīng)更多地考慮個(gè)人收入而不是家庭整體收入，對(duì)于女性、鄉(xiāng)村、有5歲以下幼孩、無非農(nóng)工作等群體應(yīng)給予更多關(guān)注。特別是對(duì)于女性而言，生育對(duì)于女性的工作和收入造成的“傷害”遠(yuǎn)超男性，尤其是在我國這類女性就業(yè)率較高的國家，更應(yīng)該關(guān)注生育女性的工作保障。二是建立更多的幼托、晚托機(jī)構(gòu)，完善和規(guī)范嬰幼兒托育服務(wù)行業(yè)，全面開展和實(shí)行兒童就近上學(xué)政策，減少撫育子女的機(jī)會(huì)成本和撫養(yǎng)成本，使個(gè)人從繁復(fù)的撫育孩子活動(dòng)中解放出來，才能使家庭在進(jìn)行生育決策時(shí)有更多的底氣。三是必須建立共識(shí)，家庭在促進(jìn)生育中起到了不可替代的作用，生育鼓勵(lì)政策應(yīng)更多考慮從家庭出發(fā)，通過福利和收入補(bǔ)償?shù)纫龑?dǎo)和支持家庭更好地助力生育，比如對(duì)于家庭中有老人隔代撫養(yǎng)的情況，應(yīng)對(duì)老人進(jìn)行適當(dāng)?shù)难a(bǔ)償和獎(jiǎng)勵(lì)，減少老人的撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)，有利于構(gòu)造和諧穩(wěn)定的家庭結(jié)構(gòu)。

需要指出的是，本研究目前仍存在較多不足。一是本研究雖然驗(yàn)證了子女?dāng)?shù)量會(huì)對(duì)個(gè)人收入產(chǎn)生負(fù)向影響，對(duì)家庭收入無影響，但仍無法說明收入端的刺激是否有用，因?yàn)闊o法得知生育決策是依據(jù)個(gè)人感知還是家庭整體感知為主。如以個(gè)人感知為主，女性更容易因?yàn)槭杖虢档驮蛲七t生育或者選擇不生育，此時(shí)對(duì)于個(gè)人收入端的政策補(bǔ)助可能更有效；如果以家庭整體感知為主，家庭收入不受影響那自然不需要再從收入端入手進(jìn)行生育鼓勵(lì)。二是本研究通過家庭規(guī)模分析時(shí)未考慮非典型家庭的情況，諸如家里有未嫁娶的姑舅的，或者夫妻雙方僅剩一人等情況，這些情況的考慮會(huì)更加復(fù)雜，但同樣具有強(qiáng)烈的現(xiàn)實(shí)意義。三是因?yàn)閿?shù)據(jù)限制，本研究無法獲得家庭中個(gè)人的健康狀況，未將其進(jìn)行控制，這可能是對(duì)收入影響的一個(gè)重要因素。本研究也無法探究子女?dāng)?shù)量對(duì)收入影響的動(dòng)態(tài)變化。四是本研究未對(duì)女性的人力資本中斷視角進(jìn)行考慮，給出的基于家庭規(guī)模的討論也還需要更多的證據(jù)去證明。這些都是日后可以擴(kuò)展的方向。

［注釋］

①“雙獨(dú)二孩”政策，最開始是在北京、天津等地區(qū)試點(diǎn)，到2011年才在全國實(shí)施；“單獨(dú)二孩”政策自2013年12月28日起正式啟動(dòng)，各省份實(shí)施的時(shí)間略有差異，但普遍都將2014年作為“單獨(dú)二孩”政策啟動(dòng)的元年；“全面兩孩”政策自2016年1月1日起正式實(shí)施。

②這種情況有時(shí)候也被稱為女性的“詛咒效應(yīng)”。

③在2011年中為問題A4a，在2015年中為A4b，在2017年和2019年中均為A6b。

④CSS調(diào)查詢問了被訪問者每個(gè)家庭成員的具體情況，包括是否同收支以及是否同吃住，在早期數(shù)據(jù)中更是將吃和住，收和支兩者分開。由于本研究的主要被解釋變量是個(gè)人總收入和家庭平均收入，因此本研究將是否收支在一起作為進(jìn)一步判別個(gè)人是否為該家庭成員的依據(jù)。

⑤如果從勞動(dòng)供給的角度來看，子女?dāng)?shù)量對(duì)收入也存在廣延邊際和集約邊際兩方面的影響，即是否參與勞動(dòng)和參與勞動(dòng)的時(shí)長。但本研究的個(gè)人總收入和家庭平均收入均含有非勞動(dòng)收入所得，并且本研究限定了被訪問者有工作，因此不需要關(guān)注子女?dāng)?shù)量是否會(huì)影響收入的廣延邊際。

⑥本研究還曾采用傳統(tǒng)的2SLS方法進(jìn)行估計(jì)并進(jìn)行Hausman內(nèi)生性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)同樣不存在內(nèi)生性。

⑦具體計(jì)劃生育政策由各地根據(jù)當(dāng)?shù)貙?shí)際情況制定法規(guī)并實(shí)施，但絕大部分都規(guī)定在第一個(gè)孩子是女孩的情況下能生育第二個(gè)［28］。一些地方規(guī)定少數(shù)民族［35］或者農(nóng)村地區(qū)獨(dú)生子女能夠生育二孩。此外，即使一部分家庭不遵守計(jì)劃生育政策，在第一孩是女孩的情況下，他們?nèi)杂袕?qiáng)烈動(dòng)機(jī)生育二孩乃至多孩，并通過遷移外地、將兒女寄養(yǎng)、報(bào)告雙胞胎［36］、少報(bào)女兒等方式躲避違反計(jì)劃生育政策的懲罰。

⑧B超查看嬰兒性別在2003年被禁止。2003年1月1日開始施行《關(guān)于禁止非醫(yī)學(xué)需要的胎兒性別鑒定和選擇性別的人工終止妊娠的規(guī)定》，該規(guī)定第三條明確規(guī)定：禁止非醫(yī)學(xué)需要的胎兒性別鑒定和選擇性別的人工終止妊娠。未經(jīng)衛(wèi)生行政部門或計(jì)劃生育行政部門批準(zhǔn)，任何機(jī)構(gòu)和個(gè)人不得開展胎兒性別鑒定和人工終止妊娠手術(shù)。法律法規(guī)另有規(guī)定的除外。

⑨雖然兒童年滿3歲就可以進(jìn)入幼兒園，但是考慮到各地區(qū)之間的差異和幼兒園的非強(qiáng)制性，以及義務(wù)教育的法定上學(xué)年齡為6歲，因此本研究將這兩個(gè)年齡折中選為5歲。并且，5歲以上的孩子即使沒有進(jìn)入幼兒園或者學(xué)校也可以被認(rèn)為具有一定的自理能力了。

⑩根據(jù)樣本數(shù)據(jù)可得，小規(guī)模家庭中男性平均收入為3323462元，女性平均收入為1950015元，分別乘以對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)并相加，男性的收入溢價(jià)和女性的收入損失基本相等。

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DoestheNumberofChildrenAffectPersonalandFamilyIncome？

—DiscussionBasedonFamilySize

ChenTaofeng1，LiuYingjun2

（1SchoolofEconomics，NankaiUniversity，Tianjin300071，China;

2SchoolofEconomics，UniversityofChineseAcademyofSocialSciences，Beijing102488，China）

Abstract：ExploringtheimpactanddirectionofthenumberofchildrenonpersonalandfamilyincomeisofgreatsignificanceforChinatoformulateappropriatepopulationpolicies.BasedonthedataofChineseSocialSurvey（CSS）from2011to2019，thispaperempiricallyanalyzestheinfluenceofthenumberofchildrenonthepersonaltotalincomeandtheaveragefamilyincome.Theresultsshowthattheincreaseinthenumberofchildrensignificantlyreducesthepersonaltotalincome，andhasagreaternegativeimpactonwomen，ruralpeople，childrenunder5yearsold，andthosewithoutnonagriculturaljobs，buthasno?;impactontheaveragefamilyincome.Thisstudyexplainedfromthefamilysize，andfoundthenumberofchildrensignificantlyreducesthefemaleincomebutincreasesthemaleincomeinsmallscalefamilieswithonlyhusband，wifeandchildren.Forfamilieswithelderlypeople，thenegativeimpactofpersonalincomeisweak，andtheaveragehouseholdincomeisnotaffected.Thisstudyholdsthatthedivisionoflaboramongfamilymemberscansmooththenegativeimpactoftheincreaseinthenumberofchildrenonpersonalincome.

Keywords：numberofchildren;fertilitydecision;personaltotalincome;averagefamilyincome;familydivisionoflabortheory

（責(zé)任編輯：張麗陽）