林溫雅 劉冠宏 齊春宇

(臨沂大學(xué)，山東 臨沂 276005)

在中國(guó)社會(huì),由于受到傳統(tǒng)重男輕女思想的影響,父母在養(yǎng)育下一代時(shí)更加傾向于生育男孩。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局第五次和第六次人口普查數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，性別比失衡在未成年孩子中尤為顯著，即在0～18歲中的人口性別比明顯高于107。由于傳統(tǒng)的重男輕女思想、計(jì)劃生育政策對(duì)生育數(shù)量的限制,以及超聲波技術(shù)的發(fā)展等,導(dǎo)致父母在生育孩子時(shí)對(duì)孩子性別可能具有選擇效應(yīng),尤其是經(jīng)濟(jì)條件較好的父母會(huì)選擇超聲波技術(shù)和選擇性人工流產(chǎn)來(lái)確保家庭中擁有一個(gè)男孩。本文聚焦于生育男孩對(duì)于家庭收入是否存在激勵(lì)效應(yīng),并且這種激勵(lì)效果對(duì)于父母雙親是否會(huì)有所不同,以及傳統(tǒng)的性別觀念對(duì)于有男孩家庭的收入激勵(lì)是否存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。

一、文獻(xiàn)綜述和假說(shuō)提出

自計(jì)劃生育國(guó)家政策實(shí)施以來(lái)，人口性別比就高居不下。由于男孩偏好的作用,社會(huì)生活的各階段各方面都受到不同程度的影響。學(xué)術(shù)界研究了子女?dāng)?shù)量和子女性別對(duì)家庭收入、金融資產(chǎn)配置、教育投資等多方面的影響。在不同的居住模式下, 子女?dāng)?shù)量對(duì)流動(dòng)人口收入存在不同影響(艾小青等,2018);所生子女中男孩數(shù)量與家庭金融行為活動(dòng)活躍程度呈正比(譚燕芝和李維揚(yáng),2018);男孩偏好確實(shí)有收入激勵(lì)作用(羅凱,2011);在子女?dāng)?shù)量基本確定的情形下，男孩偏好對(duì)父代收入具有正向的激勵(lì)作用(劉厚蓮,2017)。綜觀以上學(xué)者的研究結(jié)論可以得知,子女?dāng)?shù)量對(duì)家庭收入、資產(chǎn)配置存在顯著影響,家有男孩可以使家庭獲取更多的收入。但有部分學(xué)者持相反的觀點(diǎn),父母受男孩偏好的影響以至于在子女性別上進(jìn)行選擇，性別檢驗(yàn)、流產(chǎn)及恢復(fù)、承擔(dān)罰款等行為使得家庭生育男孩的成本升高(Handa,2000);男孩相較于女孩更加調(diào)皮,父母可能會(huì)花費(fèi)更多時(shí)間在陪伴和教育上(孫妍等,2019);于是男孩偏好可能加劇家庭貧困(劉長(zhǎng)庚和羅午陽(yáng),2019)。同時(shí),有學(xué)者認(rèn)為子女性別對(duì)父親和母親的影響和激勵(lì)存在差異。傳統(tǒng)觀念認(rèn)為母親應(yīng)該“女主內(nèi)”，會(huì)擠占家庭之外的勞動(dòng)時(shí)間,由此增加家務(wù)勞動(dòng)時(shí)間(張琪和初立明,2020);男孩偏好對(duì)女性勞動(dòng)時(shí)間具有擠出效應(yīng)(Cruces和Galiani,2005;於嘉和謝宇，2014);在流動(dòng)人口群體中,子女隨遷的父代工資效應(yīng)具有“父親惠利、母親受損”的性別異質(zhì)性(曾永明,2020)。

在已有文獻(xiàn)的研究基礎(chǔ)上,本文從0～18歲未成年子女家庭入手分析子女性別對(duì)家庭收入的影響。近20年來(lái)，我國(guó)房?jī)r(jià)瘋狂上漲,而男方往往要承擔(dān)更多婚姻責(zé)任的費(fèi)用,在締結(jié)婚姻契約時(shí)以提供一套房產(chǎn)作為家庭生活的開(kāi)端。生育男孩的父母會(huì)因?yàn)榛橐鼍喗Y(jié)成本的上升而承擔(dān)更多的經(jīng)濟(jì)壓力,在其所能承受范圍內(nèi)需要更加努力工作,以賺取更多收入。綜上所述，本文提出以下三個(gè)假說(shuō):

假說(shuō)1:家有男孩能激勵(lì)家庭掙取更高的收入；

假說(shuō)2:家有男孩對(duì)父親收入的激勵(lì)作用強(qiáng)于母親；

假說(shuō)3:傳統(tǒng)觀念強(qiáng)的家庭,家有男孩會(huì)強(qiáng)化家庭收入的激勵(lì)效應(yīng)。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源與變量說(shuō)明

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源和樣本篩選

本文的研究數(shù)據(jù)來(lái)源于2015年中國(guó)人民大學(xué)中國(guó)調(diào)查與數(shù)據(jù)中心CGSS數(shù)據(jù)。通過(guò)定期、系統(tǒng)地收集中國(guó)人與中國(guó)社會(huì)多方面的數(shù)據(jù),總結(jié)社會(huì)變遷的長(zhǎng)期趨勢(shì),探討具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義的社會(huì)議題,推動(dòng)國(guó)內(nèi)社會(huì)科學(xué)研究的開(kāi)放性與共享性,為政府決策與國(guó)際比較研究提供數(shù)據(jù)資料。2015年CGSS項(xiàng)目調(diào)查覆蓋全國(guó)28個(gè)省區(qū)、市區(qū)的478個(gè)村居,共完成有效問(wèn)卷10 968份。

之所以采用2015年CGSS數(shù)據(jù),是因?yàn)?017年CGSS數(shù)據(jù)雖已公布,但CGSS2017問(wèn)卷設(shè)計(jì)中將有關(guān)家庭成員信息表放置于問(wèn)卷最后,有許多受訪者在填寫(xiě)時(shí)可能由于忽略或缺乏耐心等原因,使家庭成員信息有許多缺失值,無(wú)法達(dá)到本文研究的使用要求,使本文的研究目的無(wú)法得到實(shí)現(xiàn),所以最終采用了CGSS2015年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。

本文的樣本選取限定在受訪者年齡在22～60歲,并且家有0～18歲未成年子女的家庭。這是考慮到家里有未成年的男孩時(shí),父母會(huì)有為其以后結(jié)婚買(mǎi)房的打算,有可能會(huì)激勵(lì)父母努力工作,符合本文研究的主旨。數(shù)據(jù)清洗后,經(jīng)過(guò)處理,最終得到樣本容量2 301個(gè)。

(二)變量說(shuō)明和描述性統(tǒng)計(jì)

1.被解釋變量:家庭收入。問(wèn)卷詢(xún)問(wèn)了受訪者的家庭收入情況,以問(wèn)題“您家2014年全年家庭總收入是多少?”來(lái)衡量家庭收入,而樣本中部分收入數(shù)據(jù)以缺失值呈現(xiàn),可能是部分家庭不愿透露其家庭收入或是不透露個(gè)人收入等情況,所以也參考了親代收入的加總數(shù)據(jù)。親代收入問(wèn)題有“您個(gè)人去年(2014年)全年的總收入是多少?”和“您個(gè)人去年(2014 年)全年的職業(yè)勞動(dòng)收入是多少?”可以以這兩個(gè)問(wèn)題為基礎(chǔ)衡量親代收入水平。在進(jìn)行樣本篩選時(shí),為減少極端值對(duì)結(jié)果的影響,對(duì)家庭收入變量高于300萬(wàn)元的情況,歸并為300萬(wàn)元,在有0～18歲未成年子女的家庭樣本中歸并了4個(gè)觀測(cè)值。

2.核心解釋變量:子女性別變量“家有男孩”。本文研究0～18歲子女家庭里是否有男孩對(duì)親代收入的作用,采用的是虛擬變量,有男孩家庭變量值為1,沒(méi)有男孩則為0。

3.控制變量:親代職業(yè)、受訪者年齡、受訪者性別、居住地城鄉(xiāng)類(lèi)別、戶(hù)口類(lèi)型、教育程度、家庭人口總數(shù)和傳統(tǒng)性別觀念程度。親代職業(yè)則參考張昭時(shí)和錢(qián)雪亞(2011)的好與差行業(yè)進(jìn)行區(qū)分,其中1為好行業(yè),0為差行業(yè)。由于本文研究男孩對(duì)親代收入的激勵(lì)影響,所以不考慮無(wú)工作的樣本數(shù)據(jù)。年齡為連續(xù)變量,一般情況下在22歲開(kāi)始工作,到60歲退休,所以控制受訪者年齡在22～60歲。戶(hù)口為虛擬變量,分農(nóng)業(yè)戶(hù)口和非農(nóng)業(yè)戶(hù)口,居住地城鄉(xiāng)類(lèi)別為虛擬變量,其中1為城市,0為農(nóng)村。教育程度以受教育年限衡量,私塾為2年,小學(xué)為6年,初中為9年,職業(yè)高中、普通高中、中專(zhuān)、技校為12年,大學(xué)專(zhuān)科為15年,本科為16年,研究生及以上為18年計(jì)。家庭人口總數(shù)為連續(xù)變量,問(wèn)題為“您家目前住在一起的通常有幾個(gè)人?(包括受訪者本人)”。傳統(tǒng)性別觀念的問(wèn)題為“您是否同意男人以事業(yè)為重,女人以家庭為重?”5為完全同意,1為完全不同意。

主要變量定義和描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 主要變量定義和描述性統(tǒng)計(jì)

在基于上述數(shù)據(jù)篩選和變量分析的基礎(chǔ)上,本文對(duì)有0～18歲子女家庭性別偏好與家庭收入之間的影響進(jìn)行回歸分析，并構(gòu)建計(jì)量模型進(jìn)一步研究。

三、計(jì)量模型與回歸結(jié)果

(一)計(jì)量模型

設(shè)定基準(zhǔn)計(jì)量模型為:

fincome=α+β·yesboy+∑γ·controls+ε

其中,fincome為家庭收入,yesboy為家庭中子女性別變量,使用虛擬變量表示,家有男孩取值為1,controls為一系列控制變量,包括親代職業(yè)、受訪者年齡、教育程度、戶(hù)口、居住地城鄉(xiāng)類(lèi)別、一周工作時(shí)間、家庭人口總數(shù)、所屬四大區(qū)域和傳統(tǒng)性別觀念程度等。β、γ為相應(yīng)變量的回歸系數(shù),α表示截距項(xiàng),ε為誤差項(xiàng),均在控制省份固定效應(yīng)條件下進(jìn)行回歸。

(二)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表2所示。其中模型(1)，(2)，(3)使用最小二乘回歸方法(OLS),模型(4)，(5)，(6)采用分位數(shù)回歸方法(QR)。無(wú)論是OLS回歸結(jié)果,還是QR回歸結(jié)果,均顯示家有男孩比沒(méi)有男孩更能激勵(lì)父母獲取更高的收入,支持了本文的假說(shuō)1,這與羅凱(2011)的結(jié)論也是一致的。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

從OLS結(jié)果來(lái)看,模型(1)中控制家庭特征變量的家庭人口數(shù),得出有男孩的家庭比只有女孩的家庭年收入多出17 656.84元；加入了人口統(tǒng)計(jì)變量因素的模型(2),顯示有男孩的家庭仍比只有女孩的家庭年收入多出16 408.30元；引入受訪者教育年限的模型(3),顯示有男孩的家庭比只有女孩的家庭年收入多出15 283.75元。核心解釋變量的回歸系數(shù)雖然在統(tǒng)計(jì)上是顯著的,但根據(jù)表1描述統(tǒng)計(jì)的結(jié)果,家庭平均收入在7.5萬(wàn)元左右,因此OLS回歸結(jié)果顯示家有男孩時(shí)，家庭年收入多出大約1.53～1.77萬(wàn)元左右,顯得有點(diǎn)過(guò)高了,似乎不太可信。事實(shí)上,由于家庭收入具有典型的右偏特征,均值會(huì)比中位數(shù)大,右偏越厲害,則均值比中位數(shù)高出越多。從表1看,家庭收入中位數(shù)為5萬(wàn)元,低于平均收入2.5萬(wàn)元,這意味著樣本數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)右偏比較嚴(yán)重,所以為了減小極端值的影響,我們進(jìn)一步使用中位數(shù)回歸方法進(jìn)行檢驗(yàn)。

從QR方法的中位數(shù)回歸結(jié)果來(lái)看,模型(4)，(5)，(6)顯示,家有男孩的家庭比家有女孩的家庭年收入中位數(shù)高出大約3 747～4 736元,同樣驗(yàn)證了家有男孩確實(shí)對(duì)家庭收入的增加有顯著的促進(jìn)作用。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為考察回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,本文在原有計(jì)量模型的基礎(chǔ)上,更改因變量的度量方式,一是使用了家庭全年總收入的對(duì)數(shù),二是使用受訪者及其配偶的全年收入的加總,三是使用受訪者及其配偶全年勞動(dòng)收入的加總,分別進(jìn)行檢驗(yàn)，如表3所示。模型(7)中,有男孩的家庭比只有女孩的家庭收入增加13%；模型(8)中,有男孩的家庭比只有女孩的家庭收入增加11%；模型(9)中,有男孩的家庭比只有女孩的家庭收入增加10%,但沒(méi)有通過(guò)0.1的顯著性水平檢驗(yàn)；模型(10)和模型(11)分別顯示,有男孩的家庭全年收入平均增加13 673.35元,全年勞動(dòng)收入平均增加10 476.82元。穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)論與基準(zhǔn)回歸結(jié)果是基本一致的,表明假說(shuō)1的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(四)家有男孩對(duì)父母收入效應(yīng)的異質(zhì)性檢驗(yàn)

現(xiàn)在對(duì)假說(shuō)2進(jìn)行檢驗(yàn),家有男孩對(duì)父親和母親各自收入的激勵(lì)是否存在異質(zhì)性，如表4所示。模型(1)和(2)分別為受訪者為男性及女性的回歸結(jié)果;模型(3)和(4)則是對(duì)家庭中父親、母親進(jìn)行區(qū)分后以其勞動(dòng)收入作因變量所做的回歸。這里僅考慮勞動(dòng)收入,因?yàn)榉莿趧?dòng)收入難以把父親、母親的收入完全分開(kāi)。模型(1)和模型(2)的回歸結(jié)果顯示,家有男孩會(huì)讓男性受訪者收入增加15 119元,統(tǒng)計(jì)上是顯著的,讓女性受訪者收入增加1 030.7元,但統(tǒng)計(jì)上不顯著。由此可見(jiàn),家有男孩對(duì)男性受訪者顯著,對(duì)女性受訪者不顯著。因?yàn)槭茉L者中女性較多,為避免因受訪者性別選擇的非隨機(jī)性問(wèn)題導(dǎo)致回歸結(jié)果可能存在偏差，所以重新整理數(shù)據(jù),把每個(gè)家庭的父親和母親的勞動(dòng)收入分別進(jìn)行統(tǒng)計(jì),這樣可以增加樣本容量,避免可能存在的受訪者性別偏差問(wèn)題。模型(3)和模型(4)的回歸結(jié)果顯示,家有男孩顯著地增加了父親的勞動(dòng)收入,但對(duì)母親勞動(dòng)收入的增加效應(yīng)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。由此說(shuō)明假說(shuō)2是成立的,即家有男孩對(duì)父親收入的激勵(lì)作用強(qiáng)于母親。這可能是因?yàn)樯泻?duì)母親的外出工作存在擠出效應(yīng),女性總是被認(rèn)為需要花費(fèi)更多時(shí)間照顧孩子。本文的結(jié)果與Eleanor Jawon Choi和Jisoo Hwang(2015)利用韓國(guó)數(shù)據(jù)研究出的結(jié)果相符合。

表4 家有男孩對(duì)父母收入效應(yīng)的異質(zhì)性

(五)傳統(tǒng)性別觀念的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

傳統(tǒng)性別觀念的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)如表5所示。分別以家庭全年總收入、家庭全年總收入的對(duì)數(shù)、受訪者全年收入的對(duì)數(shù)作為因變量,ybgi=yesboy×GenderIdeo,yesboy是有男孩的家庭,GenderIdeo為受訪者關(guān)于“男人以事業(yè)為重,女人以家庭為重”的認(rèn)可程度。模型(1)顯示，ybgi的系數(shù)不顯著,可以認(rèn)為當(dāng)以家庭收入的水平值為解釋變量時(shí),傳統(tǒng)性別觀念不存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。而模型(2)和模型(3)均顯示傳統(tǒng)性別觀念存在顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng),即越傳統(tǒng)的家庭,收入往往會(huì)因?yàn)榧矣心泻⒍鲩L(zhǎng),ybgi每增加1個(gè)單位,即傳統(tǒng)性別觀念增加1個(gè)單位,收入在模型(2)顯著增加15%,在模型(3)增加22%。因此假說(shuō)3得到驗(yàn)證。

表5 傳統(tǒng)性別觀念的調(diào)節(jié)效應(yīng)

四、結(jié)論

本文使用CGSS2015數(shù)據(jù)對(duì)擁有0～18歲子女的家庭進(jìn)行研究,結(jié)果發(fā)現(xiàn):第一,家有男孩激勵(lì)家庭掙取了更高的收入;第二,收入激勵(lì)效應(yīng)對(duì)父親和母親存在差異,家有男孩激勵(lì)父親提高了收入,但對(duì)母親的收入提升效應(yīng)不存在;第三,傳統(tǒng)性別觀念意識(shí)對(duì)激勵(lì)效應(yīng)具有調(diào)節(jié)作用,傳統(tǒng)性別觀念越強(qiáng),則家有男孩對(duì)家庭的收入激勵(lì)效應(yīng)越大。根據(jù)實(shí)證結(jié)果可以得知，性別偏好依然存在,但隨著我國(guó)社會(huì)政治、經(jīng)濟(jì)、文化、制度等各方面的進(jìn)一步完善與發(fā)展,性別不平等的影響會(huì)逐漸減小,也就是說(shuō)性別偏好是以長(zhǎng)期性作用存在的,要持續(xù)跟蹤觀測(cè),才能根據(jù)實(shí)際情況進(jìn)行更改與完善。在此過(guò)程中,針對(duì)性地設(shè)立舉措應(yīng)對(duì)性別偏好,對(duì)我國(guó)社會(huì)文化發(fā)展具有一定的積極意義。