兄弟姐妹數(shù)量與農(nóng)村家庭收入增長關(guān)系的研究

劉 琦，馬 靜，李寶懷

(1.延安大學(xué) 公共管理學(xué)院，陜西 延安 716000；2.江西財(cái)經(jīng)大學(xué) 生態(tài)經(jīng)濟(jì)研究院，江西 南昌 330013)

0 引言

長期以來，中國農(nóng)村生育率高于城鎮(zhèn)和全國平均水平，即使在計(jì)劃生育高壓政策下，農(nóng)戶家庭仍然生育了較多的子女，特別是20世紀(jì)50～70年代，農(nóng)村總體生育率維持在6左右，最高達(dá)到7.78[1]。高生育率意味著子女一代的兄弟姐妹數(shù)增多，個(gè)體的核心社會關(guān)系得以擴(kuò)展。源于血緣的社會關(guān)系被認(rèn)為是最穩(wěn)定的一種無形資本，同時(shí)也是最容易被開發(fā)的資本[2]，被學(xué)術(shù)界稱為“強(qiáng)關(guān)系”社會資本[3]。近年來，血緣型社會資本與個(gè)人及家庭的關(guān)系受到諸多研究者的關(guān)注。Mogues等[4](2005)將其視為一種無形資產(chǎn)，可以帶來更多的機(jī)會和收入。與社區(qū)型社會資本相比，血緣型社會資本在農(nóng)村發(fā)展中具有更大作用，能夠提高創(chuàng)業(yè)資源的可得性和農(nóng)民涉農(nóng)創(chuàng)業(yè)的績效[5-6]。郭云南等[7](2013)的研究表明，以血緣關(guān)系結(jié)成的宗族網(wǎng)絡(luò)為勞動力流動提供了一種社會保險(xiǎn)。申云[8](2016)認(rèn)為，在農(nóng)村兄弟姐妹較多的家庭里，憑借家族勢力能夠獲取正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的貸款支持。相關(guān)研究均以某個(gè)國家或者地區(qū)作為研究范圍，由于各個(gè)國家和地區(qū)文化及制度背景的差別，側(cè)重考察具體血緣關(guān)系的不同，使用的數(shù)據(jù)和方法各異，因而研究結(jié)論帶有某種特殊性，但均揭示出以血緣為紐帶的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對于個(gè)人及其家庭的重要性。本文將研究范圍限定為中國農(nóng)村地區(qū)，探討了兄弟姐妹數(shù)量對家庭收入的影響，包括：兄弟姐妹數(shù)量對家庭收入的效應(yīng)在中國特色制度背景下的農(nóng)村地區(qū)是否存在？若存在，產(chǎn)生效應(yīng)的機(jī)制是什么？作用方式是線性還是非線性？在評述相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，提出了兄弟姐妹數(shù)與農(nóng)戶收入之間關(guān)系的3個(gè)理論假設(shè)，采用CHIP 2013數(shù)據(jù)和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，最后引申出政策含義。

1 文獻(xiàn)評述

根據(jù)研究關(guān)注點(diǎn)的不同，將現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)歸納為以下幾類：(1)兄弟姐妹數(shù)與教育獲得。Becker等[9-10]將經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法引入家庭生育行為研究，構(gòu)建的“子女量質(zhì)替代”模型(child-quantity child-quality trade-off)表明，子女的數(shù)量與質(zhì)量(受教育程度)之間負(fù)相關(guān)。Blake[11](1989)在一項(xiàng)關(guān)于美國白人的研究中提出了著名的“稀釋效應(yīng)”理論，即由父母提供的關(guān)愛、物質(zhì)、機(jī)會等資源隨著家庭規(guī)模的擴(kuò)大，每個(gè)子女獲得的資源被“稀釋”，進(jìn)而降低了個(gè)體的受教育程度。Hanushek[12](1992)、Booth[13](2009)等采用特定區(qū)域數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，研究結(jié)果支持了“稀釋效應(yīng)”的存在。但Kelley[14](1996)認(rèn)為當(dāng)兄弟姐妹增多時(shí)，父母會通過延長工作時(shí)間、增加儲蓄或者犧牲其他活動開支來保證家庭資源的充足，并且兄弟姐妹之間可以共享家庭內(nèi)部教育資源，所以規(guī)模大的家庭有助于子女的教育獲得。也有研究結(jié)論得出兩者之間無顯著的相關(guān)性[15]。(2)兄弟姐妹數(shù)與智力發(fā)育及健康水平。家庭規(guī)模不僅對個(gè)體受教育程度具有“稀釋效應(yīng)”，也會影響個(gè)體的健康和智力。Hagen等[16](2006)研究表明家庭規(guī)模與孩子的身體狀況負(fù)相關(guān)，但Baranowska等[17](2017)的最新研究顯示，在瑞典較大家庭里長大的個(gè)體與其成人后的死亡率無關(guān)。Zajonc等[18](1975)通過分析家庭規(guī)模、出生順序、年齡間隔與IQ的關(guān)系表明，獨(dú)生子女在智力方面比擁有眾多兄弟姐妹的兒童更有優(yōu)勢。而聶景春等[19](2016)的實(shí)證研究顯示，隨著兄弟姐妹數(shù)的增加，兒童在心理健康和學(xué)業(yè)方面呈現(xiàn)先好后差的非線性關(guān)系。(3)兄弟姐妹數(shù)與個(gè)體收入。兄弟姐妹數(shù)通過影響個(gè)體受教育程度和健康進(jìn)而影響其收入水平。Anders等[20](1998)對芬蘭、瑞典和美國的研究得出，在芬蘭和瑞典，擁有7個(gè)及以上兄弟姐妹的個(gè)體收入比擁有較少兄弟姐妹的個(gè)體收入低15%～20%，美國則低30%～35%。Lampi等[21](2011)在區(qū)分了同父同母兄弟姐妹和同父異母兄弟姐妹后，發(fā)現(xiàn)兩類兄弟姐妹數(shù)均與個(gè)體成人后的收入負(fù)相關(guān)。Skog[22](2016)分別對貧困和富裕家庭的兄弟姐妹數(shù)與個(gè)體收入之間關(guān)系進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果顯示貧困家庭的獨(dú)生子女以及擁有眾多兄弟姐妹的孩子與其成人后的收入負(fù)相關(guān)，擁有一個(gè)弟或妹的個(gè)體與其成年收入正相關(guān)，而這種正負(fù)相關(guān)性在富裕家庭里不存在。

上述具有代表性的文獻(xiàn)為本文開展研究提供了豐富的理論基礎(chǔ)和分析方法，而綜合分析現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，尚有諸多問題值得深入探討：一是現(xiàn)有研究均集中分析了兄弟姐妹數(shù)與個(gè)體收入之間的相關(guān)性，對兄弟姐妹數(shù)與個(gè)體所在家庭收入之間的關(guān)系未給予足夠關(guān)注。兄弟姐妹作為一種重要的社會網(wǎng)絡(luò)資源，其數(shù)量多寡不僅影響個(gè)體自身收入，而且對個(gè)體的家庭總收入也應(yīng)具有外部效應(yīng)。二是在實(shí)證分析時(shí)，已有文獻(xiàn)側(cè)重于檢驗(yàn)因變量與兄弟姐妹數(shù)之間的線性關(guān)系，但忽略了兩者之間存在非線性關(guān)系的可能性，特別在研究兄弟姐妹數(shù)與家庭收入的關(guān)系時(shí)應(yīng)全面考慮各種影響機(jī)制。三是現(xiàn)有文獻(xiàn)鮮有以中國農(nóng)村家庭為分析樣本去探究兄弟姐妹型社會資本對家庭收入的影響。由于中國農(nóng)村與其他國家或地區(qū)的基本經(jīng)濟(jì)社會背景存在差異，兄弟姐妹數(shù)與個(gè)體家庭收入之間的關(guān)系可能具有某種特殊性。本文將研究背景置于中國農(nóng)村特殊制度框架下討論，研究視野擴(kuò)展至分析兄弟姐妹數(shù)與家庭收入的關(guān)系，論證兄弟姐妹數(shù)對家庭收入的正反兩方面的影響機(jī)制。

2 研究假設(shè)

根據(jù)現(xiàn)有相關(guān)研究結(jié)論，進(jìn)一步推論得出兄弟姐妹數(shù)對農(nóng)戶收入的影響既存在正向效應(yīng)也存在負(fù)向效應(yīng)，最終影響取決于兩者的凈效應(yīng)，故本文提出以下3個(gè)研究假設(shè)。

假設(shè)1：一定數(shù)量范圍內(nèi)的兄弟姐妹對農(nóng)戶收入具有正效應(yīng)。

兄弟姐妹作為個(gè)體的核心社會資本，必然通過影響家庭生產(chǎn)經(jīng)營活動進(jìn)而對收入產(chǎn)生效應(yīng)，尤其在中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展現(xiàn)狀和制度政策大背景下更能顯現(xiàn)出正效應(yīng)。具體表現(xiàn)為：(1)互助效應(yīng)。中國經(jīng)濟(jì)改革的浪潮首先在農(nóng)村地區(qū)掀起，實(shí)行了“統(tǒng)分相結(jié)合”的家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，但實(shí)踐中體現(xiàn)更多的是“分”的狀態(tài)，集體組織在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的作用未得到有效發(fā)揮。一方面，在中國農(nóng)村生產(chǎn)力水平較低和抵御自然災(zāi)害能力較弱的狀況下，生產(chǎn)過程中往往需要農(nóng)戶之間的相互幫助，如農(nóng)忙季節(jié)的搶種搶收就需要更多的勞動力在短時(shí)間內(nèi)完成，以免延誤農(nóng)時(shí)而遭受損失。由于血緣關(guān)系以及居住距離較短的緣故，這種互助活動自然首先發(fā)生在兄弟姐妹家庭之間。另一方面，在中國農(nóng)村現(xiàn)有的產(chǎn)權(quán)制度安排下，農(nóng)民因缺乏足夠的抵押品，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的高門檻以及借貸的高成本，阻礙了農(nóng)民獲得融資的機(jī)會。因此，“在農(nóng)村，農(nóng)戶借貸往往首先傾向于向兄弟姐妹借款，所以兄弟姐妹數(shù)越多，農(nóng)戶能夠借到款的可能性也就越大”[23]。兄弟姐妹之間在人力、財(cái)力等方面低成本、高效率的互助，無疑會增加各家庭的收益。(2)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。大型農(nóng)業(yè)機(jī)械設(shè)備和先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)有利于提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，然而其高昂的價(jià)格和較長的投資回報(bào)周期，加之農(nóng)村金融市場發(fā)展滯后，單家獨(dú)戶的自有資本積累難以達(dá)到投資門檻，以及集體組織在農(nóng)業(yè)投資方面的無力，使得農(nóng)戶采取合伙籌資購買農(nóng)業(yè)機(jī)械設(shè)備就成為農(nóng)業(yè)投資中的常見現(xiàn)象。這種合伙式農(nóng)業(yè)投資通常發(fā)生在關(guān)系密切、相互信任的農(nóng)戶之間，兄弟姐妹最有可能成為合伙者，因?yàn)椤把壥呛献鞯奶烊蛔疃搪窂健盵24]。兄弟姐妹共同出資購置農(nóng)機(jī)和技術(shù)裝備，可以降低投資成本，擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)“規(guī)模經(jīng)濟(jì)”效應(yīng)。(3)信息共享效應(yīng)?！稗r(nóng)村社會是典型的熟人社會，信息是沿著血緣關(guān)系和朋友關(guān)系在熟人社會內(nèi)部傳播，具有傳遞成本低、傳播迅速、穩(wěn)定性較高的特點(diǎn)，但這些信息卻很難被外部人獲取”[25]。農(nóng)民無論是從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)還是在非農(nóng)部門就業(yè)都需獲取市場信息，以此進(jìn)行收入最大化的權(quán)衡和決策。信息作為一種資源對農(nóng)戶增收具有重要的影響，信息獲取難易程度和信息量大小與個(gè)體的社會網(wǎng)絡(luò)的廣度和親密度有關(guān)。兄弟姐妹處于社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系中的核心地位，社會網(wǎng)絡(luò)能夠有效地降低行動者在工作和市場當(dāng)中的搜尋成本與交易成本，進(jìn)而獲取更好的就業(yè)崗位與市場機(jī)會[26]。(4)成本分擔(dān)效應(yīng)。由于我國農(nóng)村地區(qū)社會保障事業(yè)發(fā)展緩慢，覆蓋面小且保障程度低，所以農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)主要依靠家庭提供，即由子女共同贍養(yǎng)父母、分?jǐn)傎狆B(yǎng)成本。子女為贍養(yǎng)老人需要花費(fèi)物質(zhì)成本和機(jī)會成本。當(dāng)父母患有疾病或者生活不能自理時(shí)，子女要為醫(yī)療和雇傭保姆等支付費(fèi)用，如果自己親自照顧父母則會付出較高的機(jī)會成本，因?yàn)橘狆B(yǎng)老人具有時(shí)間密集的特征，子女將會放棄更多從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或者外出務(wù)工的機(jī)會?！霸诙嘧优那闆r下，兄弟姐妹可以根據(jù)自身的角色定位和資源優(yōu)勢在贍養(yǎng)父母時(shí)進(jìn)行合理的勞動分工”[27]，“當(dāng)供養(yǎng)父母的責(zé)任由子女們共同承擔(dān)時(shí)，隨著兄弟姐妹的增多，每個(gè)人肩上的擔(dān)子便減輕了”[28]。

假設(shè)2：兄弟姐妹數(shù)量過多對農(nóng)戶收入具有負(fù)效應(yīng)。

兄弟姐妹數(shù)量超出某一范圍值之后，反而對家庭收入增長帶來負(fù)效應(yīng)，表現(xiàn)在以下3個(gè)方面：(1)人力資本稀釋效應(yīng)。由于相對寬松的農(nóng)村計(jì)劃生育政策以及原有收入分配制度對人口生產(chǎn)的有利性，農(nóng)村地區(qū)長期處于高生育率和低收入水平的“馬爾薩斯”穩(wěn)態(tài)。在教育和醫(yī)療資源短缺的歷史背景下，受收入水平低下的約束，農(nóng)村家庭投資于子女的營養(yǎng)健康和教育方面的資源極其有限，每個(gè)孩子的人力資本積累薄弱。由此，個(gè)體的人力資本積累水平是兄弟姐妹數(shù)量的減函數(shù)，而家庭收入又是人力資本的增函數(shù)。個(gè)體所受的正規(guī)教育年限不僅決定著其自身的掙錢能力，同時(shí)在很大程度上決定著其家庭的總收入水平，原因在于“戶主是家庭經(jīng)營中主要的決策主體，其教育程度是農(nóng)戶決策的重要影響因素”[29]。而且在“門當(dāng)戶對”的傳統(tǒng)婚姻觀念影響下，具有同等人力資本水平的異性之間更容易匹配，配偶的人力資本也是解釋家庭收入的重要變量之一。所以，2個(gè)低人力資本水平的異性結(jié)合后，其家庭收入相對更低。當(dāng)兄弟姐妹過多導(dǎo)致人力資本稀釋效應(yīng)凸顯時(shí)，個(gè)體受教育程度低、決策能力弱、婚姻“低配”等因素有礙于家庭增收。(2)資產(chǎn)稟賦攤薄效應(yīng)。一般來說，子女尤其是男性成家后就面臨著與父母分家的問題，父母為保證子女獲得家產(chǎn)的公平性進(jìn)行了平均預(yù)算。在父母資產(chǎn)規(guī)模既定的條件下，每個(gè)成年子女分得的資產(chǎn)數(shù)量與兄弟姐妹數(shù)呈反比。上一代的資產(chǎn)形成下一代的初始稟賦，這種稟賦資產(chǎn)不但成為家庭資產(chǎn)存量的一部分，也能為家庭帶來收入流。例如，子女分得具有產(chǎn)生租金或者利息的資產(chǎn)數(shù)量越多，則家庭收入隨之提高。因此，兄弟姐妹越多，資產(chǎn)稟賦攤薄效應(yīng)愈加顯著，進(jìn)而家庭的財(cái)產(chǎn)性收入相對較少。(3)協(xié)調(diào)成本遞增效應(yīng)。集體行動困難的原因之一是人多造成的高協(xié)調(diào)成本[30]。當(dāng)參與人達(dá)到一定規(guī)模時(shí)，進(jìn)行合作就會變得愈加困難。同理，就農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、贍養(yǎng)父母等方面進(jìn)行協(xié)調(diào)時(shí)，如果兄弟姐妹人數(shù)越多，協(xié)商過程變得錯(cuò)綜復(fù)雜，不確定性增加。在多次博弈過程中，不僅要花費(fèi)大量的物質(zhì)和時(shí)間成本，而且兄弟姐妹之間難免會產(chǎn)生摩擦和矛盾，甚至反目成仇，最終喪失了合作共贏的良機(jī)，無法獲取由合作而帶來的潛在收益。

假設(shè)3：兄弟姐妹數(shù)量與農(nóng)戶收入之間呈“倒U型”關(guān)系。

兄弟姐妹對個(gè)體家庭收入具有正反兩方面的效應(yīng)，最終的凈效應(yīng)則取決于兩種相反力量的對比。當(dāng)兄弟姐妹數(shù)在一定范圍內(nèi)，他們對家庭資源和資產(chǎn)的稀釋效應(yīng)較小，對個(gè)體的人力資本積累和初始家庭稟賦不會造成明顯的負(fù)面影響，兄弟姐妹之間體現(xiàn)更多的是互幫互助、合作經(jīng)營、信息共享、分?jǐn)偝杀镜确e極效應(yīng)，此時(shí)正效應(yīng)大于負(fù)效應(yīng)，兄弟姐妹數(shù)的增加將對農(nóng)戶家庭收入產(chǎn)生凈的正效應(yīng)，即兄弟姐妹數(shù)的邊際家庭收入效應(yīng)為正。當(dāng)兄弟姐妹數(shù)超出某個(gè)值之后，稀釋和攤薄效應(yīng)以及非合作現(xiàn)象凸顯，對家庭收入的負(fù)效應(yīng)最終超過正效應(yīng)，進(jìn)而凈效應(yīng)為負(fù)[31]?！吧鐣W(wǎng)絡(luò)資本達(dá)到一定程度以后，如果繼續(xù)依賴社會網(wǎng)絡(luò)資本，個(gè)體的收入回報(bào)最終呈現(xiàn)下降趨勢”[32]。兄弟姐妹作為社會網(wǎng)絡(luò)資本的主要組成部分，其與個(gè)體家庭收入之間也并非簡單的線性關(guān)系，而應(yīng)為先升后降的“倒U型”關(guān)系。

3 數(shù)據(jù)、變量與模型設(shè)定

3.1 數(shù)據(jù)來源

中國家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)(CHIP)是國內(nèi)權(quán)威微觀數(shù)據(jù)庫，具有調(diào)查范圍廣泛、調(diào)查內(nèi)容豐富、抽樣方法科學(xué)、樣本量大等特征。其中的農(nóng)村樣本中詳細(xì)記錄了每個(gè)被調(diào)查住戶成員的基本情況，以及家庭的收支、資產(chǎn)和債務(wù)等信息，為檢驗(yàn)上文中的研究假設(shè)提供了可靠的數(shù)據(jù)來源。本文采用CHIP 2013中的農(nóng)村住戶數(shù)據(jù)作為實(shí)證分析樣本。根據(jù)數(shù)據(jù)自身特征和分析目的，首先將農(nóng)村住戶樣本中的戶主與其所在家庭進(jìn)行關(guān)聯(lián)。在檢驗(yàn)戶主的兄弟姐妹數(shù)與家庭收入之間的關(guān)系時(shí)，選擇已成家且在勞動年齡人口范圍內(nèi)的戶主更具有代表性，故選取30歲(含)～65歲(含)年齡段的戶主作為分析對象。對原始數(shù)據(jù)做描述統(tǒng)計(jì)之后發(fā)現(xiàn)個(gè)別變量數(shù)據(jù)存在缺漏值和異常值，并將其剔除，最終得到8876個(gè)有效樣本。

3.2 變量選取

被解釋變量：農(nóng)戶家庭收入，用數(shù)據(jù)庫中2013年的家庭可支配收入加以度量，該度量指標(biāo)能夠較為準(zhǔn)確地反映了住戶在一年內(nèi)的收入狀況，為降低異方差和避免變量間的量級差異過大，將其取對數(shù)，記為inc。

解釋變量：戶主的兄弟姐妹數(shù)sib，及其平方項(xiàng)sib2。兄弟姐妹數(shù)據(jù)源自戶主對調(diào)查問卷中“您有幾個(gè)兄弟姐妹？”的回答。

控制變量：影響農(nóng)戶收入的因素繁多，此處盡可能地獲取數(shù)據(jù)庫中的相關(guān)信息，以降低遺漏變量造成的估計(jì)偏差?？刂谱兞糠譃?類，一類為戶主的個(gè)體特征變量，包括性別sex(男性=1，女性=0)、年齡age(歲)、民族nat(漢族=1，非漢族=0)、政治面貌pol(黨員=1，非黨員=0)、鄉(xiāng)村干部cad(干部=1，非干部=0)、2013年是否在本地從事農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)agr(是=1，否=0)、兄弟姐妹中排行位次ord、教育程度edu(年)、健康狀況hea(健康=1，不健康=0)(將問卷中健康狀況為非常好、好和一般視作健康，不好和非常不好視為不健康)；另一類為家庭特征變量，包括：人民幣金融資產(chǎn)余額ass(元)、債務(wù)余額loa(元)、經(jīng)營土地總面積lan(666.67 m2)(該變量數(shù)據(jù)將2013年住戶經(jīng)營和閑置的土地總面積減去閑置土地面積之后的實(shí)際經(jīng)營面積)、是否被征地land(是=1，否=0)(將住戶的耕地被征、宅基地被征、耕地和宅基地都被征、其他用地被征4種情況均視為有過被征地的經(jīng)歷)、是否參加退耕還林還草項(xiàng)目ret(是=1，否=0)。

3.3 模型設(shè)定

基于CHIP 2013的橫截面數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，構(gòu)建以下2個(gè)基本方程用以檢驗(yàn)研究假設(shè)。

線性模型：inci=α+βsibi+γHi+εi

(1)

非線性模型：incj=λ+φsibj+δsib2j+ηHj+μj

(2)

其中：α和λ為常數(shù)項(xiàng)，H為其他控制變量向量，β、φ、δ為待估參數(shù)，γ、η為待估參數(shù)向量，ε與μ為各方程的擾動項(xiàng)。

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

由于文中涉及變量較多，此處只列出被解釋變量、解釋變量和部分控制變量的基本統(tǒng)計(jì)信息(表1)。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

在對主要變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)的同時(shí)，繪制出因變量inc與解釋變量sib的散點(diǎn)圖，并添加擬合曲線(圖1)。

圖1 家庭可支配收入對數(shù)與兄弟姐妹數(shù)量散點(diǎn)圖

從散點(diǎn)圖和擬合線形狀可以發(fā)現(xiàn)，在兄弟姐妹數(shù)量為4左右處家庭收入出現(xiàn)拐點(diǎn)，擬合曲線由上升轉(zhuǎn)為下降，兄弟姐妹數(shù)量與家庭可支配收入在散點(diǎn)圖上呈現(xiàn)出“倒U型”關(guān)系，為后續(xù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)提供了經(jīng)驗(yàn)參考。

4.2 回歸分析

4.2.1 基準(zhǔn)回歸 首先用樣本數(shù)據(jù)估計(jì)家庭收入與戶主兄弟姐妹數(shù)之間的計(jì)量模型。檢驗(yàn)過程為：先僅考慮家庭收入與兄弟姐妹數(shù)之間的線性關(guān)系，之后根據(jù)本文提出的研究假設(shè)和散點(diǎn)圖提供的信息，加入兄弟姐妹數(shù)的平方項(xiàng)以檢驗(yàn)兩者是否存在非線性關(guān)系，然后加入其他控制變量觀測解釋變量系數(shù)的變化。由于使用的數(shù)據(jù)為橫截面類型，文中的估計(jì)方法均為OLS+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，估計(jì)結(jié)果見表2。

表2 基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果

表中(1)式僅就兄弟姐妹數(shù)sib與家庭收入inc進(jìn)行線性回歸，sib的估計(jì)系數(shù)不顯著，(2)式加入其他控制變量后仍然無法通過顯著性檢驗(yàn)。(1)式和(2)式的估計(jì)結(jié)果說明兄弟姐妹數(shù)與家庭收入之間可能不是線性關(guān)系。根據(jù)理論分析的邏輯，(3)式中加入sib的平方項(xiàng)sib2后，sib的系數(shù)為正，在5%水平上顯著，sib2的系數(shù)為負(fù)，且高度顯著。當(dāng)放入其他控制變量后，(4)式中sib和sib2的系數(shù)亦穩(wěn)健，均在5%的水平上顯著。sib和sib2的系數(shù)符號前正后負(fù)，表明兄弟姐妹數(shù)量與家庭收入之間可能存在“倒U型”的非線性關(guān)系，但該結(jié)論有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。

4.2.2 “倒U型”關(guān)系檢驗(yàn) 檢驗(yàn)變量之間的“U型”或者“倒U型”關(guān)系的傳統(tǒng)做法是觀察自變量及其平方項(xiàng)的系數(shù)符號和顯著性，但Lind等[33](2010)指出，在因變量和自變量的真實(shí)關(guān)系為凸且單調(diào)的條件下，傳統(tǒng)的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)太弱。為此2位學(xué)者設(shè)計(jì)了更科學(xué)的檢驗(yàn)公式，其在Stata軟件中對應(yīng)的命令是“utest”，原假設(shè)為單調(diào)或“U型”，備擇假設(shè)為“倒U型”。本文將在(4)式的估計(jì)結(jié)果之上采用該檢驗(yàn)方法進(jìn)一步驗(yàn)證兄弟姐妹數(shù)量與家庭收入之間的關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

根據(jù)表3中呈現(xiàn)的結(jié)果，在5%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)，則兄弟姐妹數(shù)量與家庭收入之間呈“倒U型”關(guān)系，與傳統(tǒng)檢驗(yàn)方法得出的結(jié)論一致，從而驗(yàn)證了假設(shè)3。

表3 “倒U型”關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)(4)式計(jì)算得出，當(dāng)sib在平均意義上為4.3時(shí)，inc達(dá)到最大值；當(dāng)sib<4.3時(shí)，隨著兄弟姐妹數(shù)量的遞增，家庭收入不斷提高，該結(jié)論與假設(shè)1相吻合；當(dāng)sib>4.3時(shí)，兄弟姐妹數(shù)繼續(xù)增多，家庭收入隨之下降，與假設(shè)2一致。依據(jù)之前的研究假設(shè)，當(dāng)兄弟姐妹數(shù)較少時(shí)，人力資本稀釋效應(yīng)和資產(chǎn)稟賦攤薄效應(yīng)尚未凸顯，而在中國農(nóng)村特殊的經(jīng)營制度安排以及農(nóng)村社會保障不完善等背景下，一定數(shù)量的兄弟姐妹在農(nóng)業(yè)經(jīng)營中相互幫助、合伙投資、共同贍養(yǎng)父母、共享市場信息，從而降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本和家庭投資支出，顯現(xiàn)出“人多力量大”的正效應(yīng)。而當(dāng)兄弟姐妹數(shù)超過一定界限時(shí)，就會嚴(yán)重?cái)偙〖彝ベY源和資產(chǎn)，導(dǎo)致個(gè)體受教育程度偏低，家庭初始資產(chǎn)存量減少，進(jìn)而個(gè)體及其家庭的潛在收入下降。同時(shí)，隨著兄弟姐妹人數(shù)增多，兄弟姐妹之間合作變得愈加困難、矛盾增多、協(xié)調(diào)成本增加，從而負(fù)效應(yīng)凸顯并超過正效應(yīng)，凈效應(yīng)為負(fù)。

從(4)式還可以得出其他控制變量對家庭收入的邊際效應(yīng)，戶主出生順序的系數(shù)接近于0，且不顯著，說明戶主在兄弟姐妹中的排行對家庭收入無顯著影響。男性、已婚、漢族、身體健康的戶主相對女性、未婚、非漢族和身體狀況較差的戶主對家庭收入具有顯著的正向效應(yīng)。戶主的受教育年數(shù)對家庭收入具有較大的提升作用，即受教育時(shí)間延長1年，為家庭帶來3%的收入增長。而戶主年齡和從事農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)則與家庭收入呈負(fù)相關(guān)。家庭經(jīng)營性資產(chǎn)和承包土地面積雖然在統(tǒng)計(jì)意義上具有顯著性，然而系數(shù)過小，對家庭收入影響甚微，但如果家庭被征地，則會顯著增加收入。

4.2.3 異質(zhì)性考察 根據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果所示，戶主所在家庭的收入分布具有異質(zhì)性，那么戶主兄弟姐妹對家庭收入的影響在不同收入層次上是否存在著差異呢？為此，將樣本中的農(nóng)戶家庭以其收入的平均值(47417元)為界，分為高收入家庭組和低收入家庭組分別進(jìn)行回歸。表4中(5)式為高收入家庭組的回歸結(jié)果，sib以及sib2的系數(shù)估計(jì)值均不顯著，說明高收入組中戶主的兄弟姐妹數(shù)對其家庭收入無明顯效應(yīng)。(6)式為低收入家庭組的估計(jì)結(jié)果，sib及其平方項(xiàng)在1%的水平上高度顯著，表明收入較低的家庭與戶主的核心社會關(guān)系更為密切。

表4 異質(zhì)性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

第二個(gè)異質(zhì)性關(guān)注點(diǎn)是受教育程度不同的戶主，其家庭收入與兄弟姐妹數(shù)之間的關(guān)系。以樣本中戶主受教育年限的平均值(8年)為界，分別估計(jì)戶主受教育8(含)年以上和以下的家庭收入與兄弟姐妹數(shù)的回歸模型，(7)式顯示的戶主受教育年限在8年及以上的家庭中，sib及sib2的估計(jì)系數(shù)不顯著，但在(8)式所示的戶主受教育年數(shù)小于8年的家庭中，兩者均通過了5%顯著性檢驗(yàn)，仍為“倒U型”。其結(jié)果可以解釋為：戶主受教育程度較高的家庭，主要利用人力資本、其他社會關(guān)系(如同學(xué)關(guān)系)、物質(zhì)資本等從事農(nóng)業(yè)或非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營，而戶主受教育低的家庭則較依賴兄弟姐妹之間的血緣關(guān)系。

第三個(gè)異質(zhì)性所要考察的是不同性別戶主所在家庭的收入與其兄弟姐妹數(shù)的關(guān)系。(9)式顯示的是男性戶主家庭的估計(jì)結(jié)果，sib及sib2在5%水平上顯著，與家庭收入亦呈“倒U型”關(guān)系。(10)式估計(jì)結(jié)果顯示，女性戶主的兄弟姐妹數(shù)對其家庭收入的影響不顯著。由于相對農(nóng)村男性而言，農(nóng)村女性可能要進(jìn)行遠(yuǎn)距離婚姻遷移[34]，分散且長距離的居住分布導(dǎo)致女性戶主與兄弟姐妹之間的聯(lián)系相對減少，而居住相對集中的男性戶主在與兄弟姐妹的聯(lián)系交往方面更具便利性，從而對家庭收入的影響較大。

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.3.1 擴(kuò)大樣本容量 將戶主年齡段擴(kuò)展至25～70歲以增加樣本容量，以及使用原始數(shù)據(jù)集中的農(nóng)村住戶全樣本，分別進(jìn)行OLS+穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤回歸。(11)式(25～70歲樣本)和(12)式(農(nóng)村全樣本)的回歸結(jié)果表明，sib及其平方項(xiàng)的系數(shù)高度顯著，符號與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

4.3.2 替換數(shù)據(jù) CHIP 2013數(shù)據(jù)庫分別記錄了2011、2012和2013年的農(nóng)村家庭可支配收入，為檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性提供了便利。將被解釋變量的數(shù)據(jù)替換為2011年農(nóng)村家庭可支配收入，解釋變量與(4)式相同，(13)式中的sib及其平方項(xiàng)仍然顯著。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

4.3.3 變換估計(jì)方法 從圖1可發(fā)現(xiàn)，數(shù)據(jù)中存在少量極端值，OLS方法對極端值較敏感，從而可能導(dǎo)致估計(jì)偏誤。而中位數(shù)回歸對極端值更穩(wěn)健，而且避免了對回歸誤差參數(shù)分布的假設(shè)，此處采用中位數(shù)回歸法對基準(zhǔn)模型進(jìn)行重新估計(jì)，回歸結(jié)果與OLS估計(jì)基本一致，見(14)式。

4.4 多重共線性與內(nèi)生性討論

基準(zhǔn)回歸模型包括sib及其平方項(xiàng)，一般而言，一個(gè)變量與其平方項(xiàng)之間存在相關(guān)性，在同一計(jì)量模型中易出現(xiàn)多重共線性。故對(4)式的估計(jì)結(jié)果計(jì)算了各變量方差膨脹因子VIF，sib和sib2的VIF分別為10.91、10.40，其余變量的VIF均小于2。雖然sib與sib2的VIF超出了經(jīng)驗(yàn)值10，但兩者的系數(shù)依然顯著，根據(jù)陳強(qiáng)[35](2015)的相關(guān)論述，此處可能存在的多重共線性不會造成嚴(yán)重后果。

使用微觀計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法通常會遇到內(nèi)生性問題，兄弟姐妹數(shù)量作為本文的核心解釋變量，由于數(shù)據(jù)的可得性難題而無法獲取有效的工具變量，但本文的實(shí)證分析過程有助于緩解內(nèi)生性。具體說明如下：首先，戶主的兄弟姐妹數(shù)量與其家庭收入之間不存在互為因果關(guān)系。在取得2013年家庭收入時(shí)，戶主的兄弟姐妹數(shù)量已經(jīng)存在，故兄弟姐妹數(shù)量在此為前定變量。其次，基準(zhǔn)模型中納入了較多的控制變量，但是戶主的父母受教育程度可能同時(shí)影響戶主的家庭收入和兄弟姐妹數(shù)量，因而存在遺漏變量的可能。為此，在基準(zhǔn)模型中同時(shí)控制戶主的父母受教育程度，估計(jì)結(jié)果顯示2個(gè)變量都不顯著。再次，多維度的穩(wěn)健性和異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果在一定程度上間接排除了可能存在的嚴(yán)重內(nèi)生性問題。

5 結(jié)論與展望

本文重點(diǎn)探討了中國農(nóng)村家庭中最核心的社會資本——兄弟姐妹數(shù)量對家庭收入的影響。在回顧相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，將兄弟姐妹數(shù)量對家庭收入的影響機(jī)制概括為3個(gè)研究假設(shè)，即兄弟姐妹數(shù)量過多對農(nóng)戶收入具有負(fù)效應(yīng)；一定數(shù)量范圍內(nèi)的兄弟姐妹對農(nóng)戶收入具有正效應(yīng)；兄弟姐妹數(shù)量與農(nóng)戶收入之間是“倒U型”的非線性關(guān)系。利用CHIP 2013數(shù)據(jù)庫中農(nóng)戶戶主的兄弟姐妹數(shù)量與其家庭收入數(shù)據(jù)對3個(gè)假設(shè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，回歸結(jié)果與理論預(yù)期相一致。隨后進(jìn)行了一系列異質(zhì)性和穩(wěn)健性檢驗(yàn)，并對估計(jì)過程中可能存在的多重共線性和內(nèi)生性問題做了說明。研究結(jié)論表明兄弟姐妹數(shù)量與農(nóng)戶收入的關(guān)系并非線性，而是“倒U型”關(guān)系。趙劍治等[36](2009)基于親友數(shù)度量社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，得出該種關(guān)系有助于提高農(nóng)戶收入的結(jié)論。何凌霄等[37](2016)以兄弟姐妹數(shù)量度量農(nóng)戶的強(qiáng)社會關(guān)系，發(fā)現(xiàn)其對農(nóng)戶家庭收入具有顯著正向影響。這2篇文獻(xiàn)與本文的研究主題高度相關(guān)，其研究結(jié)論與本文的研究結(jié)果存在部分一致性，即均認(rèn)為兄弟姐妹數(shù)量與農(nóng)戶收入正相關(guān)。但上述2篇文獻(xiàn)只考察了兄弟姐妹數(shù)與農(nóng)戶收入的線性關(guān)系，未進(jìn)一步檢驗(yàn)兩者的非線性關(guān)系。本文以現(xiàn)有理論基礎(chǔ)和中國農(nóng)村社會發(fā)展現(xiàn)狀為依據(jù)提出理論假設(shè)，重點(diǎn)考察兄弟姐妹數(shù)量對農(nóng)戶收入的非線性影響。數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果也驗(yàn)證了本文提出的非線性關(guān)系假設(shè)，兄弟姐妹數(shù)量在一定限度內(nèi)對農(nóng)戶收入具有正效應(yīng)，過多的兄弟姐妹反而不利于提高家庭收入。研究結(jié)論更具有說服力和解釋性，同時(shí)彌補(bǔ)了現(xiàn)有文獻(xiàn)的缺陷，從而擴(kuò)展和豐富了農(nóng)村社會資本與家庭收入關(guān)系問題的研究邊界。

個(gè)體的兄弟姐妹數(shù)在宏觀層面上體現(xiàn)為人口生育率，針對我國目前人口生育狀況，適當(dāng)提高生育率可以緩解農(nóng)村人口老齡化和勞動力弱化態(tài)勢。政府部門一方面可以考慮進(jìn)一步全面放開計(jì)劃生育政策，以緩解人口出生率持續(xù)下降的趨勢。另一方面，在較高的撫養(yǎng)成本導(dǎo)致較低生育意愿的條件下，政府不僅要放松生育政策，更重要的是制定鼓勵生育政策。應(yīng)在農(nóng)村地區(qū)的醫(yī)療、基礎(chǔ)教育、社會保障等方面制定相應(yīng)的優(yōu)惠政策，減輕農(nóng)戶家庭養(yǎng)育子女的成本負(fù)擔(dān)，為人口生產(chǎn)創(chuàng)造有利條件。

由于論文篇幅和數(shù)據(jù)來源的局限性，本文僅對戶主兄弟姐妹數(shù)量與家庭收入做了實(shí)證檢驗(yàn)，未進(jìn)行更為詳細(xì)的機(jī)制檢驗(yàn)。而且對于該問題的探討還可以從兄弟姐妹的組成結(jié)構(gòu)、人力資本水平、職業(yè)類型等方面展開深入分析。這也是筆者今后進(jìn)一步研究的方向。