男孩偏好與農(nóng)戶的頑固性貧困*
——基于CGSS2013的實證分析

劉長庚 羅午陽

一、引言

貧困問題一直是困擾人類社會發(fā)展與進步的重要問題。改革開放以來，中國經(jīng)濟飛速發(fā)展，貧困發(fā)生率也從1978年的30.7%下降到2017年的3.1%①，但目前農(nóng)村絕對貧困人口依舊超過3000萬人。顯然，農(nóng)村貧困問題已經(jīng)成為中國經(jīng)濟社會和諧發(fā)展和全面建成小康社會道路上的重大障礙。中國政府一直高度重視農(nóng)村貧困問題，《中國農(nóng)村扶貧開發(fā)綱要（2011—2020年）》和《中共第十八屆中央委員會第五次全體會議公報》均明確提出要實施合理、有效、準確的扶貧政策，要實現(xiàn)精準扶貧和精準脫貧，并將農(nóng)村扶貧工作上升到國家戰(zhàn)略的高度。實踐證明，經(jīng)濟增長和政府政策對化解農(nóng)村貧困有重要的作用，但卻無法根除農(nóng)村頑固性貧困，這很可能是受到農(nóng)戶家庭特征和農(nóng)戶思維觀念的束縛。一方面，認知能力越差、思維習慣越保守以及擁有宿命論等觀念的農(nóng)民越容易貧困（Hayati and Karami，2005）；另一方面，家庭人口負擔、戶籍歧視、家庭特征以及戶主特征也是引發(fā)農(nóng)戶貧困的重要因素（郭熙保等，2016）。在中國傳統(tǒng)文化觀念中，男孩在家庭中承擔著姓氏繼承、家庭網(wǎng)絡穩(wěn)定和家族繁榮的重任，因此農(nóng)村長期存在“重男輕女”思想。那么，農(nóng)戶男孩偏好是否導致了家庭貧困呢？

在傳統(tǒng)的農(nóng)耕文化和宗族文化的影響下，家庭收入的穩(wěn)定、家族的繁榮和維系都依賴男性，導致農(nóng)戶逐漸形成了“重男輕女”和“多子多福”的思想觀念。在中國農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)戶受這種思想影響更重，相比女兒，父母可能更愿意花費時間和精力去照顧兒子。所以說，農(nóng)戶男孩偏好可能會對父母的勞動時間形成較大的擠出效應，甚至影響農(nóng)戶就業(yè)和創(chuàng)業(yè)行為，以至于貧困發(fā)生率增加。同時，隨著經(jīng)濟發(fā)展、社會養(yǎng)老體系和保障體系的完善，男性經(jīng)濟價值的創(chuàng)造能力相對變低（Munshi，2014）。另外，由于男孩在婚姻市場上的相對被動，需要更多家庭物質(zhì)資本的支持，農(nóng)戶男孩數(shù)量越多可能越易導致家庭貧困發(fā)生。但是，部分文獻也認為男孩偏好具有收入激勵效應（Lundberg and Rose，2002；羅凱，2011），可能有助于彌補家庭貧困?；谝陨戏制?，本文運用中國社會綜合調(diào)查（CGSS）2013年度的數(shù)據(jù)，從微觀層面探究農(nóng)戶男孩偏好對家庭貧困的影響，并梳理男孩偏好影響農(nóng)戶貧困的機制，在全面推進精準扶貧戰(zhàn)略的背景下，這對發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶頑固性貧困的影響因素，促進中國全面建成小康社會具有重要的現(xiàn)實意義，并有助于為今后的人口政策和精準扶貧戰(zhàn)略的實施提供科學依據(jù)。

二、文獻綜述

在農(nóng)戶貧困影響因素研究中，除了經(jīng)濟增長（Ravallion，2001）、宏觀政策（Sicular et al.，2007）和地理環(huán)境（Gustafsson and Wei，2000）等外部因素外，農(nóng)民行為、農(nóng)民素養(yǎng)和能力以及農(nóng)戶家庭特征等因素也越來越成為學者關注的焦點。在農(nóng)民行為方面，Du et al.（2005）、程名望等（2014）都探究了外出務工的農(nóng)戶減貧效應，譚燕芝等（2017）發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶的非正規(guī)借貸行為同樣有助于農(nóng)戶貧困縮減；在農(nóng)民素養(yǎng)和能力方面，Zon and Muysken（2001）認為營養(yǎng)和健康對農(nóng)戶人力資本的維系和發(fā)展有積極作用，有助于降低農(nóng)戶貧困發(fā)生的概率，F(xiàn)ang et al.（2002）、Autor et al.（2001）也都發(fā)現(xiàn)公共教育以及培訓有助于降低農(nóng)戶貧困?？梢姡m然部分研究依舊觸及農(nóng)戶經(jīng)濟行為以及家庭人口結構等對家庭收入和貧困的影響，但是關于男孩偏好與農(nóng)戶貧困的研究依舊未得到充分驗證，已有文獻大都是從子女性別偏好與家庭收入的角度進行探討，得出兩種不同的結論。

一種觀點認為子女對父母工作和家庭收入存在“激勵效應”。一般而言，子女出生會增加家庭生活負擔，導致父母責任感加強，出于對子女的未來考慮，父母會進一步擴大物質(zhì)資本積累。父母為了給子代更為穩(wěn)定的家庭經(jīng)濟地位和更加富足的生活，會更加努力工作（Korenman and Neumark，1992）；另一方面，Browning（1992）以及Lundberg and Rose（2002）還認為雖然父母對子代的性別沒有選擇效應，但是男孩對家庭的收入、投資和融資行為的激勵作用更大（譚燕芝和李維揚，2018）。所以，“激勵效應”認為子女性別很可能激勵父母去取得更多的勞動收入，從而對家庭貧困有一定的緩解作用。另一種觀點認為，由于父母對子女的性別具有“選擇效應”，受“重男輕女”思想和生育政策的影響，中國家庭可能更愿意為了獲得滿意的子女性別而自愿承擔罰款和其他費用（Handa，2000），導致家庭生育成本增加。由于中國農(nóng)村地區(qū)受“重男輕女”傳統(tǒng)思想影響更為嚴重，父母的男孩偏好行為也更明顯，但家庭經(jīng)濟基礎更薄弱，在“選擇效應”的影響下可能進一步加劇農(nóng)戶貧困。

關于男孩偏好影響農(nóng)戶貧困的機制，我們主要可以從父母的勞動時間和工作性質(zhì)選擇的角度進行理解。首先，在母親的勞動供給上，大部分研究都發(fā)現(xiàn)子女及子女性別會降低母親的勞動供給。Cruces and Galiani（2007）利用阿根廷和墨西哥的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，生育率的提高會顯著降低女性的勞動市場參與率；於嘉和謝宇（2014）發(fā)現(xiàn)母親在生育后會大幅度增加對家庭投入的精力和時間，特別是對有男孩的家庭；Choi and Hwang（2015）利用韓國數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)父母更期望男孩接受更多的教育，男孩對母親的工作有非常顯著的擠出效應，同時男孩偏好還會影響家庭投資和儲蓄行為。其次，在父親勞動供給上，現(xiàn)有研究并未得出統(tǒng)一的結論，Hofferth and Anderson（2003）發(fā)現(xiàn)父親陪伴兒子的時間遠多于女兒，對兒子的重視可能會降低父親的勞動時間；馬良等（2016）也發(fā)現(xiàn)父親撫育子代的時間是影響獨立男孩家庭進行再生育的重要原因；段志民（2016）發(fā)現(xiàn)不同職業(yè)類型下子女對家庭收入的影響存在差異，且子代會顯著降低父親的勞動時間。所以說，農(nóng)戶男孩偏好也可能影響家庭勞動時間，對父母外出務工和從事非農(nóng)職業(yè)形成替代。另外，部分研究也認為男孩偏好會導致父親勞動供給的增加。Pencave（1986）認為由于家庭規(guī)模的擴大，需要撫養(yǎng)的人口增加，能激勵父親去從事報酬更為豐厚的職業(yè)并更加努力地工作；羅凱（2011）發(fā)現(xiàn)男孩偏好能顯著提高父親的勞動時間來增加家庭收入。

綜上所述，目前的研究主要集中在子女性別和數(shù)量對家庭收入以及父母工作和勞動時間等方面，對于男孩偏好對家庭貧困的影響，特別是對受“重男輕女”傳統(tǒng)思影響更嚴重的農(nóng)村地區(qū)而言，現(xiàn)有研究尚有所不足。但是通過已有文獻也可以看出，農(nóng)戶男孩偏好確實會影響家庭經(jīng)濟行為，對父母的勞動和收入以及對家庭的經(jīng)濟狀況和貧困等都會產(chǎn)生一定的影響。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

本文運用CGSS2013年度數(shù)據(jù)，進一步從微觀層面檢驗農(nóng)戶男孩偏好對家庭貧困的影響機理，這是對已有文獻的重要補充。

1. 數(shù)據(jù)選取

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于中國人民大學的中國社會綜合調(diào)查（CGSS）。CGSS是始于2003年的一項針對全國125個區(qū)縣超過10000戶家庭所進行的綜合性調(diào)查，目前最新的數(shù)據(jù)是2013年度的數(shù)據(jù)，涵蓋中國除西藏和海南外的29個?。ㄊ小^(qū)），具有全國性的代表意義。通過對CGSS2013年度數(shù)據(jù)進行篩選，本文最終保留了6333個農(nóng)戶②樣本數(shù)據(jù)。

本文對農(nóng)戶的男孩偏好與貧困狀況③進行了簡單的對比統(tǒng)計，發(fā)現(xiàn)在貧困農(nóng)戶中，沒有兒子的農(nóng)戶在總貧困農(nóng)戶中的占比為13.93%，低于非貧困農(nóng)戶的27.83%，在一個兒子的農(nóng)戶占比中，非貧困農(nóng)戶占比略高，但在多個兒子的占比中，貧困農(nóng)戶都要高于非貧困農(nóng)戶，這也意味著貧困農(nóng)戶可能具有更加明顯的男孩偏好現(xiàn)象。

2. 變量選取

本文的被解釋變量為農(nóng)戶貧困，主要從絕對貧困和相對貧困的角度來進行變量選取。首先，在絕對貧困上，由于國家設定的貧困標準線為人均年收入2300元，所以本文設定家庭人均年收入低于2300元的poverty1=1，而人均年收入高于2300元的家庭設定為0。其次，絕對貧困線的劃定未考慮到地區(qū)差異，所以在相對貧困的設定上參考譚燕芝等（2017）的文獻，將年人均收入位于樣本量前25%的家庭設置為poverty2=1，其他的設置為0。另外，出于穩(wěn)健性檢驗的考慮，參考陳宗勝等（2013）的研究，用上一年農(nóng)戶年平均收入的25%④來設定，本文將低于25%的相對貧困變量poverty3設置為1，反之則為0。最后，由于CGSS2013年度的數(shù)據(jù)還調(diào)查了農(nóng)戶的主觀貧困狀況，用問題“您認為自己屬于哪一個群體”來反映，將回答為“窮人”的設置為poverty4=1，將回答為“富人”或者“說不清”的設置為0。

本文的解釋變量為農(nóng)戶男孩偏好，主要用家庭兒子個數(shù)（boy）來反映。另外，在穩(wěn)健性檢驗中，本文還選取了女兒個數(shù)（daughter）和預期兒子個數(shù)（boy_exp）兩個變量來進行對比分析，其中預期兒子個數(shù)是依據(jù)問題“如果沒有政策限制，您希望有幾個兒子”的回答來加以反映。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

參考程名望等（2014）、帥傳敏等（2016）、譚燕芝等（2017）的文獻，本文的控制變量主要包括三個方面：一是人口統(tǒng)計學特征變量，包括性別（sex）、年齡（age）、婚姻狀況（marry）以及是否黨員（party）；二是個人能力特征變量，包括個人健康狀況（health）、學歷（education）、工作狀況（work）、是否會使用互聯(lián)網(wǎng)（internet）以及是否能說普通話（language）；三是家庭特征變量，包括家庭人口數(shù)（size）和家庭住房面積（house）。本文主要變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

3. 模型構建

在數(shù)據(jù)和變量的基礎上，本文將設定具體的計量模型來判斷男孩偏好是否導致了農(nóng)戶貧困，由于本文的被解釋變量為二元虛擬變量，所以本文設定如下probit模型來進行分析：

其中，poverty表示農(nóng)戶貧困變量集合，boy表示男孩偏好，control表示控制變量集合，包括前文所提到的三類變量，ε為隨機誤差項。

四、實證分析

該部分為本文實證分析的核心內(nèi)容。

1. 基礎結果

表2報告的是運用二元probit模型估計的男孩偏好影響農(nóng)戶貧困的基礎結果?？梢钥闯?，在前3列中，男孩偏好的系數(shù)顯著為正，這意味著農(nóng)戶的男孩偏好越嚴重，導致家庭絕對貧困的可能性越大。同樣地，在后3列中，農(nóng)戶男孩偏好依舊顯著導致了家庭相對貧困。其中，在第3列和第6列中，核心解釋變量的邊際效用分別為0.00583和0.0103，即農(nóng)戶男孩偏好每增加一個單位，家庭絕對貧困發(fā)生的概率就提高0.584%，相對貧困發(fā)生概率就增加1.03%。由于男孩在繼承姓氏和養(yǎng)老等方面有重要的作用，所以“重男輕女”的傳統(tǒng)思想在中國農(nóng)村依舊很常見，對于男孩的重視導致農(nóng)戶愿意也需要花費更多的時間和精力去照顧子代，同時在有男孩偏好的家庭對兒子的重視程度更高，對家庭勞動時間所形成的替代效應更強，從而進一步加劇了農(nóng)戶貧困的絕對發(fā)生率和相對發(fā)生率。

表2 男孩偏好與農(nóng)戶貧困：基本結果

在控制變量中，年齡與農(nóng)戶相對貧困具有倒U型影響，這表明農(nóng)村老年人口貧困概率較大，健康狀況與教育程度都與農(nóng)戶貧困顯著負相關，體現(xiàn)出人力資本積累對農(nóng)村脫貧致富的作用，而互聯(lián)網(wǎng)使用和語言技能也能顯著降低農(nóng)戶的貧困發(fā)生率，可能是通過互聯(lián)網(wǎng)使用讓農(nóng)戶獲得更多的信息，有助于農(nóng)戶進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或進行外出務工，而普通話技能也是進行農(nóng)戶外出務工或外出經(jīng)商的必備條件。另外，家庭人口規(guī)模越大，農(nóng)戶所需要撫育的人口數(shù)量越多，家庭貧困的可能性也越大，而住房面積越大，家庭貧困的可能性越小，這與譚燕芝等（2017）的研究結果一致。

2. 內(nèi)生性問題

在基礎回歸中，本文雖然通過控制變量的增減一定程度上證明了結果的穩(wěn)健性，但是農(nóng)戶男孩偏好可能依舊存在一定的內(nèi)生性問題。一方面，雖然本文從家庭、個人以及宏觀三個層面進行了控制，但是影響農(nóng)戶男孩偏好和子女性別的因素繁雜，所以可能面臨遺漏變量的問題；另一方面，貧困農(nóng)戶家庭的教育水平可能相對更低，受傳統(tǒng)思維觀念的影響更加根深蒂固，所以也更容易產(chǎn)生“重男輕女”的思想，從而導致本文的基礎結果受到雙向因果問題的干擾?；谏鲜龇治觯疚耐ㄟ^工具變量法來克服內(nèi)生性問題，參考Welli and Zhang（2014）的研究，本文用戶主結婚年數(shù)（marrytime）作為男孩偏好的工具變量，主要是因為農(nóng)戶結婚的時間越長，黃金生育的年齡可能更長，子女的數(shù)量也會更多，同時結婚年數(shù)越長，戶主的年齡可能也更大，越容易受傳統(tǒng)思想觀念的影響，所以農(nóng)戶結婚年數(shù)與男孩偏好和家庭男孩數(shù)量存在正向關系。另外，農(nóng)戶結婚年數(shù)與結婚時的年齡相關，與家庭貧困的相關性不強，總體上是相對外生的。

表3是分別利用Ivprobit和2SLS方法進行的工具變量回歸結果，可以看出在第一階段的回歸結果中，結婚年數(shù)都顯著正相關，說明結婚時間越長，家庭男孩的數(shù)量越多。同時，第一階段的F值分別為60.34和42.91，在合理的范圍之內(nèi)，說明不存在弱工具變量現(xiàn)象。在第二階段的回歸結果中，男孩偏好的系數(shù)全部顯著為正，說明前文實證結果具有穩(wěn)健性，男孩偏好確實導致了農(nóng)戶貧困。

3. 異質(zhì)性分析

在前文的基礎結果中，本文發(fā)現(xiàn)男孩偏好是導致農(nóng)戶貧困的重要原因，但是農(nóng)戶男孩偏好的程度、地區(qū)差異以及父母年齡等因素可能會對上述結果產(chǎn)生影響，所以本文從上述三個方面進行異質(zhì)性分析。

表3 男孩偏好與農(nóng)戶貧困：工具變量回歸

表4報告的是男孩個數(shù)對農(nóng)戶貧困影響的邊際效用結果，用來判斷男孩偏好程度對農(nóng)戶貧困的影響。參考劉厚蓮（2017）的變量設置方式，本文將變量boy1設置為虛擬變量，其中擁有一個男孩家庭的設置為1，將其他情況都設置為0，類似地boy2和boy3分別是將擁有兩個男孩和三個及以上男孩的家庭設置為1。

從表4的實證結果可以看出，boy1的系數(shù)在第1列和第4列中都顯著為負，這說明擁有一個男孩不僅沒有顯著導致農(nóng)戶貧困，甚至還有助于農(nóng)戶貧困縮減，這可能是農(nóng)戶擁有一個男孩并不會過多地擠占父母勞動時間，反而會對家庭收入形成一定激勵效應（羅凱，2011；劉厚蓮，2017），所以有助于農(nóng)戶貧困發(fā)生概率減小。在第2列中，boy2系數(shù)的邊際效用為0.0126且通過10%的顯著性檢驗，在第5列中系數(shù)雖然為正但卻不顯著，這說明兩個男孩的家庭顯著增加了農(nóng)戶絕對貧困的發(fā)生概率。在第3列和第6列中，boy3的系數(shù)都顯著為正，意味著3個及3個以上男孩的農(nóng)村家庭，會對父母的勞動時間形成較大的擠出效應，父母收入難以彌補男孩偏好所帶來的不利影響，導致家庭絕對貧困率和相對貧困率都加大。

表5報告的是男孩偏好導致農(nóng)戶貧困的地區(qū)異質(zhì)性⑤邊際效用結果。在東部地區(qū)的子樣本中，核心解釋變量boy的系數(shù)并不顯著，這可能是因為相對而言，東部地區(qū)的人均收入更高，農(nóng)戶外出務工和從事非農(nóng)職業(yè)的機會更大，農(nóng)業(yè)基礎也相對更好，家庭男孩數(shù)量的增加并沒有減少家庭收入，所以對貧困發(fā)生率的影響并不明顯。在中部地區(qū)的子樣本中，農(nóng)戶男孩偏好顯著增加了家庭絕對貧困發(fā)生的概率，但對相對貧困率的影響不顯著，說明中部地區(qū)農(nóng)戶的男孩偏好行為會在一定程度上導致家庭貧困。而在西部地區(qū)的子樣本中，農(nóng)戶男孩偏好不僅會增加農(nóng)戶的絕對貧困率，還會增加相對貧困率，由于西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展狀況、教育程度對以及農(nóng)民收入都相對較低，受傳統(tǒng)“重男輕女”思想的影響也更加嚴重，農(nóng)戶男孩數(shù)量增加會更多地擠出父母的勞動時間，導致家庭貧困率上升。

最后，本文從父母年齡的角度考察男孩偏好對農(nóng)戶貧困的差異化影響。在表6中，我們將父母年齡分別劃分為30歲及以下、31—59歲和60歲及以上三個等級，主要是考慮到在不同的階段父母獲得收入的能力不一致。一般而言在30歲以前，父母收入不穩(wěn)定；當父母年齡在31—59歲之間時，父母收入逐漸穩(wěn)定且家庭財富積累逐漸增多；而當父母年齡大于60歲時，獲取收入的能力顯著降低。

表4 男孩個數(shù)與農(nóng)戶貧困

表5 地區(qū)差異、男孩偏好與農(nóng)戶貧困

表6 父母年齡異質(zhì)性

從回歸結果可以看出，當父母平均年齡小于30歲時，男孩偏好無論是絕對貧困還是相對貧困都不存在顯著影響，說明在這個階段雖然父母收入并不穩(wěn)定，但是農(nóng)村年輕父母一般會選擇外出務工和從事非農(nóng)職業(yè)，將子女交給祖父母撫育，有助于提高家庭收入。而當父母平均年齡位于31—59歲區(qū)間和大于60歲區(qū)間時，男孩偏好分別會對農(nóng)戶絕對貧困和相對貧困有顯著的積極效應，這也說明，當父母邁入老年所取得收入的難度越大，男孩越多對家庭物質(zhì)資本的要求卻更高，更容易導致農(nóng)戶貧困。

4. 機制分析

基于前文的分析，本文認為在“重男輕女”傳統(tǒng)思想的影響下，存在男孩偏好的家庭會傾注更多的時間、精力和金錢去撫養(yǎng)和培育男孩，所以男孩個數(shù)越多，越會影響父母工作性質(zhì)。這種影響不僅僅體現(xiàn)在對父母的工作時間形成擠出效應上，還體現(xiàn)在對父母外出務工和從事非農(nóng)事業(yè)的不利影響上。但是在中國農(nóng)村家庭中，更多地是由婦女來照料小孩，所以，在男孩偏好通過父母工作選擇和勞動時間影響農(nóng)戶貧困的機制分析中，父母的表現(xiàn)可能并不一致，所以本文通過區(qū)分父母樣本來進行實證檢驗。另外，考慮到60歲以上的父母存在退休和不工作等情況，我們在機制分析中剔除了該部分樣本。

表7報告的是父母工作性質(zhì)的中介效應，其中變量job是父母工作選擇，我們將“沒有工作”的設置為0，“務農(nóng)”設置為1，“從事非農(nóng)工作”設置為2。可以看出，變量boy在第1列和第4列中依舊顯著，說明在縮減樣本后男孩偏好對農(nóng)戶貧困依舊存在一定的促進作用，證明前文實證結果的穩(wěn)健性。另外，在交互項（boy*job）中，在第1列、第3列和第4列中都顯著為負，這說明農(nóng)戶男孩偏好不僅顯著降低了母親外出務工和從事非農(nóng)工作的機會，還對父親進行外出務工產(chǎn)生了替代效應，從而導致家庭貧困發(fā)生的概率加大。另外，從邊際效應來看，在母親子樣本中交互項的系數(shù)更大，這也說明了農(nóng)戶男孩偏好對母親進行外出務工和從事非農(nóng)職業(yè)的不利影響更大。

表8檢驗的是父母工作時間的中介效應，其中變量worktime是父母工作，其中用問卷中的問題“您上周的工作時間”來確定。同樣，男孩偏好的系數(shù)在前3列中都顯著為正，而交互項（boy*worktime）的系數(shù)在后三列中都顯著為負，說明從母親工作時間上來說，農(nóng)戶男孩偏好顯著降低了母親參與勞動的時間，導致家庭收入下降貧困率上升；而男孩偏好同樣對父親勞動時間形成了一定的擠出效應，導致農(nóng)戶相對貧困率增大。

表7 男孩偏好、父母工作選擇與農(nóng)戶貧困

表8 男孩偏好、父母工作時間與農(nóng)戶貧困

5. 穩(wěn)健性檢驗

在穩(wěn)健性檢驗中，本文主要考慮以下三個方面：首先，前文的實證結果并沒有控制家庭女兒個數(shù)，但女兒也會對父母精力和時間形成替代作用，導致農(nóng)戶貧困概率提升；其次，本文通過預期兒子個數(shù)來反映農(nóng)戶男孩偏好，因為預期兒子個數(shù)越多的家庭，生更多男孩的可能性也會越大；最后，本文用另外兩個衡量農(nóng)戶貧困的變量（相對比例貧困poverty3和主觀貧困poverty4）來進行替代。

穩(wěn)健性檢驗的結果如表9所示，可以看出，變量daughter的系數(shù)并不顯著，說明女兒個數(shù)并不會顯著導致農(nóng)戶貧困概率提升，這也說明在農(nóng)村“重男輕女”思想的影響下，父母并不會將更多的精力和時間花費在女兒身上。在第3列和第4列的結果中，預期兒子數(shù)量都顯著為正，說明預期兒子越多的農(nóng)戶家庭的男孩偏好更嚴重，對家庭頻率發(fā)生概率的影響也就越大。在第5列和第6列中，當被解釋變量替換為相對比例貧困poverty3時，依舊可以得出農(nóng)戶男孩個數(shù)越多，家庭貧困概率越大的結論，而男孩偏好并不會影響農(nóng)戶的主觀貧困，相反在農(nóng)戶“多子多?！彼枷氲挠绊懴拢嗟哪泻⑸踔習黾蛹彝バ腋８泻椭饔^滿足感。

表9 穩(wěn)健性檢驗

五、結論與啟示

家庭特征是導致農(nóng)戶貧困的重要因素之一，而在“重男輕女”傳統(tǒng)思想的影響下，農(nóng)戶的男孩偏好行為可能會進一步加劇家庭貧困。本文基于2013年中國社會綜合調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)，利用二元proibit模型，從絕對貧困和相對貧困兩個層面實證檢驗了男孩偏好對農(nóng)戶貧困的影響，結果發(fā)現(xiàn)：農(nóng)戶男孩偏好顯著導致了農(nóng)戶絕對貧困發(fā)生率和相對貧困發(fā)生率的提升，但女兒數(shù)量對農(nóng)戶貧困的影響卻不顯著。男孩偏好對農(nóng)戶貧困的影響存在異質(zhì)性，當農(nóng)戶位于中西部地區(qū)、兒子數(shù)量越多以及父母年紀越大時，農(nóng)戶男孩偏好的貧困效應更加明顯。本文還發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶男孩偏好會顯著降低母親的勞動時間，對母親外出務工和從事非農(nóng)職業(yè)形成了擠出效應，還對父親的勞動時間和外出務工的機會產(chǎn)生一定的影響，最終導致農(nóng)戶貧困率提升。

本文的研究發(fā)現(xiàn)了男孩偏好與農(nóng)戶貧困之間的聯(lián)系，這對于在邊際上改善中國農(nóng)村地區(qū)重男輕女的觀念、緩解性別失衡問題和理解農(nóng)村頑固性貧困問題具有一定的積極意義。從現(xiàn)實情況來看，雖然目前我國出生人口性別比的發(fā)展趨勢正在扭轉(zhuǎn)，但是重男輕女等文化和社會范疇的非正式約束具有很強的延續(xù)性和穩(wěn)定性，所以說農(nóng)戶男孩偏好所帶來的貧困問題也具有一定的長期性。另外，隨著二孩政策的全面實施，農(nóng)戶男孩偏好可能會進一步引發(fā)父母對子女性別的選擇效應，導致未來農(nóng)村人口性別的進一步失衡，所帶來的農(nóng)戶貧困效應也可能進一步加劇?？傮w來說，要根除農(nóng)村“重男輕女”的思維觀念和促進農(nóng)村性別平衡依舊任重道遠，需要政府和社會的多方努力。一方面，要更多地通過觀念普及和意識教育來實現(xiàn)，在農(nóng)村地區(qū)推行現(xiàn)代家庭文化建設；另一方面，要繼續(xù)開展女孩關愛行動，并重視男女在家庭責任和義務上的公平分擔。

注釋

①數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局《改革開放30年報告之八：農(nóng)業(yè)與農(nóng)村經(jīng)濟三十年輝煌成就》與《2017年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。②本文所指的農(nóng)戶是指被訪者的戶口為農(nóng)村戶口的樣本。③這里是指絕對貧困。④經(jīng)過計算為2791元。⑤東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、山東、上海、江蘇、浙江、福建和廣東；中部地區(qū)包括河南、湖北、湖南、安徽、山西、江西、吉林和黑龍江；西部地區(qū)包括重慶、四川、貴州、云南、廣西、內(nèi)蒙古、陜西、寧夏、甘肅、新疆和青海。⑥在相對貧困線中，東部地區(qū)人均收入為7830元，中部地區(qū)人均收入為5000元，西部地區(qū)人均收入為4000元。