家有男孩激勵親代掙得了更高的收入嗎?

林溫雅 劉冠宏 齊春宇

(臨沂大學，山東 臨沂 276005)

在中國社會,由于受到傳統(tǒng)重男輕女思想的影響,父母在養(yǎng)育下一代時更加傾向于生育男孩。根據國家統(tǒng)計局第五次和第六次人口普查數(shù)據分析發(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、計劃生育政策對生育數(shù)量的限制,以及超聲波技術的發(fā)展等,導致父母在生育孩子時對孩子性別可能具有選擇效應,尤其是經濟條件較好的父母會選擇超聲波技術和選擇性人工流產來確保家庭中擁有一個男孩。本文聚焦于生育男孩對于家庭收入是否存在激勵效應,并且這種激勵效果對于父母雙親是否會有所不同,以及傳統(tǒng)的性別觀念對于有男孩家庭的收入激勵是否存在調節(jié)效應。

一、文獻綜述和假說提出

自計劃生育國家政策實施以來，人口性別比就高居不下。由于男孩偏好的作用,社會生活的各階段各方面都受到不同程度的影響。學術界研究了子女數(shù)量和子女性別對家庭收入、金融資產配置、教育投資等多方面的影響。在不同的居住模式下, 子女數(shù)量對流動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活躍程度呈正比(譚燕芝和李維揚,2018);男孩偏好確實有收入激勵作用(羅凱,2011);在子女數(shù)量基本確定的情形下，男孩偏好對父代收入具有正向的激勵作用(劉厚蓮,2017)。綜觀以上學者的研究結論可以得知,子女數(shù)量對家庭收入、資產配置存在顯著影響,家有男孩可以使家庭獲取更多的收入。但有部分學者持相反的觀點,父母受男孩偏好的影響以至于在子女性別上進行選擇，性別檢驗、流產及恢復、承擔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皮,父母可能會花費更多時間在陪伴和教育上(孫妍等,2019);于是男孩偏好可能加劇家庭貧困(劉長庚和羅午陽,2019)。同時,有學者認為子女性別對父親和母親的影響和激勵存在差異。傳統(tǒng)觀念認為母親應該“女主內”，會擠占家庭之外的勞動時間,由此增加家務勞動時間(張琪和初立明,2020);男孩偏好對女性勞動時間具有擠出效應(Cruces和Galiani,2005;於嘉和謝宇，2014);在流動人口群體中,子女隨遷的父代工資效應具有“父親惠利、母親受損”的性別異質性(曾永明,2020)。

在已有文獻的研究基礎上,本文從0～18歲未成年子女家庭入手分析子女性別對家庭收入的影響。近20年來，我國房價瘋狂上漲,而男方往往要承擔更多婚姻責任的費用,在締結婚姻契約時以提供一套房產作為家庭生活的開端。生育男孩的父母會因為婚姻締結成本的上升而承擔更多的經濟壓力,在其所能承受范圍內需要更加努力工作,以賺取更多收入。綜上所述，本文提出以下三個假說:

假說1:家有男孩能激勵家庭掙取更高的收入；

假說2:家有男孩對父親收入的激勵作用強于母親；

假說3:傳統(tǒng)觀念強的家庭,家有男孩會強化家庭收入的激勵效應。

二、數(shù)據來源與變量說明

(一)數(shù)據來源和樣本篩選

本文的研究數(shù)據來源于2015年中國人民大學中國調查與數(shù)據中心CGSS數(shù)據。通過定期、系統(tǒng)地收集中國人與中國社會多方面的數(shù)據,總結社會變遷的長期趨勢,探討具有重要的理論和現(xiàn)實意義的社會議題,推動國內社會科學研究的開放性與共享性,為政府決策與國際比較研究提供數(shù)據資料。2015年CGSS項目調查覆蓋全國28個省區(qū)、市區(qū)的478個村居,共完成有效問卷10 968份。

之所以采用2015年CGSS數(shù)據,是因為2017年CGSS數(shù)據雖已公布,但CGSS2017問卷設計中將有關家庭成員信息表放置于問卷最后,有許多受訪者在填寫時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,無法達到本文研究的使用要求,使本文的研究目的無法得到實現(xiàn),所以最終采用了CGSS2015年的數(shù)據進行實證研究。

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,父母會有為其以后結婚買房的打算,有可能會激勵父母努力工作,符合本文研究的主旨。數(shù)據清洗后,經過處理,最終得到樣本容量2 301個。

(二)變量說明和描述性統(tǒng)計

1.被解釋變量:家庭收入。問卷詢問了受訪者的家庭收入情況,以問題“您家2014年全年家庭總收入是多少?”來衡量家庭收入,而樣本中部分收入數(shù)據以缺失值呈現(xiàn),可能是部分家庭不愿透露其家庭收入或是不透露個人收入等情況,所以也參考了親代收入的加總數(shù)據。親代收入問題有“您個人去年(2014年)全年的總收入是多少?”和“您個人去年(2014 年)全年的職業(yè)勞動收入是多少?”可以以這兩個問題為基礎衡量親代收入水平。在進行樣本篩選時,為減少極端值對結果的影響,對家庭收入變量高于300萬元的情況,歸并為300萬元,在有0～18歲未成年子女的家庭樣本中歸并了4個觀測值。

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)類別、戶口類型、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)則參考張昭時和錢雪亞(2011)的好與差行業(yè)進行區(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親代收入的激勵影響,所以不考慮無工作的樣本數(shù)據。年齡為連續(xù)變量,一般情況下在22歲開始工作,到60歲退休,所以控制受訪者年齡在22～60歲。戶口為虛擬變量,分農業(yè)戶口和非農業(yè)戶口,居住地城鄉(xiāng)類別為虛擬變量,其中1為城市,0為農村。教育程度以受教育年限衡量,私塾為2年,小學為6年,初中為9年,職業(yè)高中、普通高中、中專、技校為12年,大學?？茷?5年,本科為16年,研究生及以上為18年計。家庭人口總數(shù)為連續(xù)變量,問題為“您家目前住在一起的通常有幾個人?(包括受訪者本人)”。傳統(tǒng)性別觀念的問題為“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)計如表1所示。

表1 主要變量定義和描述性統(tǒng)計

在基于上述數(shù)據篩選和變量分析的基礎上,本文對有0～18歲子女家庭性別偏好與家庭收入之間的影響進行回歸分析，并構建計量模型進一步研究。

三、計量模型與回歸結果

(一)計量模型

設定基準計量模型為:

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、戶口、居住地城鄉(xiāng)類別、一周工作時間、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為相應變量的回歸系數(shù),α表示截距項,ε為誤差項,均在控制省份固定效應條件下進行回歸。

(二)基準回歸結果

基準回歸結果如表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)。無論是OLS回歸結果,還是QR回歸結果,均顯示家有男孩比沒有男孩更能激勵父母獲取更高的收入,支持了本文的假說1,這與羅凱(2011)的結論也是一致的。

表2 基準回歸結果

從OLS結果來看,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)計上是顯著的,但根據表1描述統(tǒng)計的結果,家庭平均收入在7.5萬元左右,因此OLS回歸結果顯示家有男孩時，家庭年收入多出大約1.53～1.77萬元左右,顯得有點過高了,似乎不太可信。事實上,由于家庭收入具有典型的右偏特征,均值會比中位數(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5萬元,低于平均收入2.5萬元,這意味著樣本數(shù)據的結構右偏比較嚴重,所以為了減小極端值的影響,我們進一步使用中位數(shù)回歸方法進行檢驗。

從QR方法的中位數(shù)回歸結果來看,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,同樣驗證了家有男孩確實對家庭收入的增加有顯著的促進作用。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為考察回歸結果的穩(wěn)健性,本文在原有計量模型的基礎上,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收入的加總,分別進行檢驗，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%,但沒有通過0.1的顯著性水平檢驗；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,全年勞動收入平均增加10 476.82元。穩(wěn)健性檢驗的結論與基準回歸結果是基本一致的,表明假說1的結論是穩(wěn)健的。

表3 穩(wěn)健性檢驗

(四)家有男孩對父母收入效應的異質性檢驗

現(xiàn)在對假說2進行檢驗,家有男孩對父親和母親各自收入的激勵是否存在異質性，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果;模型(3)和(4)則是對家庭中父親、母親進行區(qū)分后以其勞動收入作因變量所做的回歸。這里僅考慮勞動收入,因為非勞動收入難以把父親、母親的收入完全分開。模型(1)和模型(2)的回歸結果顯示,家有男孩會讓男性受訪者收入增加15 119元,統(tǒng)計上是顯著的,讓女性受訪者收入增加1 030.7元,但統(tǒng)計上不顯著。由此可見,家有男孩對男性受訪者顯著,對女性受訪者不顯著。因為受訪者中女性較多,為避免因受訪者性別選擇的非隨機性問題導致回歸結果可能存在偏差，所以重新整理數(shù)據,把每個家庭的父親和母親的勞動收入分別進行統(tǒng)計,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題。模型(3)和模型(4)的回歸結果顯示,家有男孩顯著地增加了父親的勞動收入,但對母親勞動收入的增加效應沒有通過顯著性檢驗。由此說明假說2是成立的,即家有男孩對父親收入的激勵作用強于母親。這可能是因為生育男孩對母親的外出工作存在擠出效應,女性總是被認為需要花費更多時間照顧孩子。本文的結果與Eleanor Jawon Choi和Jisoo Hwang(2015)利用韓國數(shù)據研究出的結果相符合。

表4 家有男孩對父母收入效應的異質性

(五)傳統(tǒng)性別觀念的調節(jié)效應檢驗

傳統(tǒng)性別觀念的調節(jié)效應檢驗如表5所示。分別以家庭全年總收入、家庭全年總收入的對數(shù)、受訪者全年收入的對數(shù)作為因變量,ybgi=yesboy×GenderIdeo,yesboy是有男孩的家庭,GenderIdeo為受訪者關于“男人以事業(yè)為重,女人以家庭為重”的認可程度。模型(1)顯示，ybgi的系數(shù)不顯著,可以認為當以家庭收入的水平值為解釋變量時,傳統(tǒng)性別觀念不存在調節(jié)效應。而模型(2)和模型(3)均顯示傳統(tǒng)性別觀念存在顯著的調節(jié)效應,即越傳統(tǒng)的家庭,收入往往會因為家有男孩而增長,ybgi每增加1個單位,即傳統(tǒng)性別觀念增加1個單位,收入在模型(2)顯著增加15%,在模型(3)增加22%。因此假說3得到驗證。

表5 傳統(tǒng)性別觀念的調節(jié)效應

四、結論

本文使用CGSS2015數(shù)據對擁有0～18歲子女的家庭進行研究,結果發(fā)現(xiàn):第一,家有男孩激勵家庭掙取了更高的收入;第二,收入激勵效應對父親和母親存在差異,家有男孩激勵父親提高了收入,但對母親的收入提升效應不存在;第三,傳統(tǒng)性別觀念意識對激勵效應具有調節(jié)作用,傳統(tǒng)性別觀念越強,則家有男孩對家庭的收入激勵效應越大。根據實證結果可以得知，性別偏好依然存在,但隨著我國社會政治、經濟、文化、制度等各方面的進一步完善與發(fā)展,性別不平等的影響會逐漸減小,也就是說性別偏好是以長期性作用存在的,要持續(xù)跟蹤觀測,才能根據實際情況進行更改與完善。在此過程中,針對性地設立舉措應對性別偏好,對我國社會文化發(fā)展具有一定的積極意義。