子女?dāng)?shù)量會影響個人和家庭收入嗎？

［摘要］探究子女?dāng)?shù)量對個人和家庭收入的影響大小與方向，對于中國制定適宜的人口政策有非常重大的意義。基于2011—2019年的中國社會狀況綜合調(diào)查（CSS）數(shù)據(jù)，文章實證分析了子女?dāng)?shù)量對個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人總收入，并且對女性、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，但對家庭平均收入?yún)s無影響。文章運用家庭分工理論，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；對家中含有老人的大規(guī)模家庭，個人總收入受到的負(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；個人總收入；家庭平均收入；家庭分工理論

［中圖分類號］F0613；D669［文獻(xiàn)標(biāo)識碼］A［文章編號］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“雙獨二孩”、2014年的“單獨二孩”和2016年的“全面兩孩”①等政策相繼通過并實施，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（見圖1）。同時，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，并且很可能會成為未來橫亙在中國經(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、補助增加等已相對完善，但仍無法阻止人口出生率降低。有一種觀點認(rèn)為，生育子女會降低個人和家庭收入，從而使得生育意愿降低，但這種邏輯是否成立仍需要檢驗。如果該邏輯成立，那么就需要從收入端入手制定生育鼓勵政策——只有加大對生育子女家庭g+39mXXEB/kRshNT7on7Rg/hZV4wZLa3BK0TIPYrm54=的收入補助，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。為了驗證生育子女是否會降低個人和家庭收入，本研究采用2011—2019年中國社會狀況綜合調(diào)查（CSS）數(shù)據(jù)，實證檢驗了子女?dāng)?shù)量對個人和家庭收入的影響。

二、文獻(xiàn)綜述與理論機制

（一）文獻(xiàn)綜述

目前文獻(xiàn)中關(guān)于子女?dāng)?shù)量對個人收入影響的研究，一般是從勞動參與率和勞動供給時長展開討論，認(rèn)為該影響在不同家庭成員中會呈現(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)量的增加對母親的勞動供給具有顯著的負(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參與率和參與強度的下降：母親在孩子出生當(dāng)年工作參與率降低約60%，降低的工作強度會在女孩2歲時恢復(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］曾計算，中國城鎮(zhèn)女性每多生育1個孩子，其工作時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勞動力供應(yīng)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量增加會降低阿根廷和墨西哥女性的市場勞動參與時間6～9小時/周。然而，也有部分研究認(rèn)為，生育行為不會影響母親的勞動供給，甚至在有些情況下反而會增加母親的勞動供給。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)女性在生育時期會暫時離開勞動力市場，但在整個生命周期內(nèi)勞動參與率和勞動強度并不受影響，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供給，尤其是每周工作時間和外出工作的可能性。

從父親角度來看，子女?dāng)?shù)量的增加很可能會增加父親的勞動供給和收入。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，男性每年的工作時間增加約40小時。PENCAVEL（1987）［16］通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量的增加激勵并促使父親從事勞動報酬豐厚的工作并提升其工作的積極性和強度，但如果母親無力獨自撫養(yǎng)子女則會要求父親付出一定的時間和精力用于照顧家庭。TRAKO［14］發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量的增多會增加父親在農(nóng)場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)量對于父親的勞動力供給無影響。

因此，子女?dāng)?shù)量對個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產(chǎn)生不同的結(jié)果。作為個人收入的集合體，家庭收入會受到子女?dāng)?shù)量的何種影響更加不可知，文獻(xiàn)中對此的研究也較少。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人收入的簡單加總，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，因此還有必要對此進(jìn)行深入研究。

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

（二）理論機制

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：一個是直接成本，即撫育子女所產(chǎn)生的物質(zhì)成本；另一個是機會成本，主要體現(xiàn)在照顧子女產(chǎn)生的勞動機會和勞動時間的減少。因此，針對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水平，增加勞動時間及尋求更好的工作機會；另一種是替代效應(yīng)，即在當(dāng)前收入水平較低的情況下，通過降低勞動時間并用來照顧孩子更具有經(jīng)濟(jì)性，從而使得個人收入減少。單一家庭成員在面對這兩種效應(yīng)時往往無法使其達(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）因為收入較低和在撫育孩子中的天然優(yōu)勢，可能會被要求承擔(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，因為存在多位家庭成員，情況更為復(fù)雜，分工也會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，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蓄傳遞給下一代（同收支時），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），減弱女性的替代效應(yīng)。此外，祖父母（外祖父母）可能因為孫輩的出生重新進(jìn)入勞動力市場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)量對個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

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究采用的數(shù)據(jù)是中國社會狀況綜合調(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)每期都會對樣本進(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14019個樣本。

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)查問卷都會詢問被訪問者“您現(xiàn)在有幾個親生子女？”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，該問題的回答中會包含已經(jīng)獨立的子女?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)期個人和家庭收入，因此在家庭成員關(guān)系一欄中未被報告，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)在有幾個親生子女？”的答案作為關(guān)鍵解釋變量，可能會低估子女?dāng)?shù)量對于收入的影響。綜上，本研究以統(tǒng)計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，是因為按照《中華人民共和國勞動法》規(guī)定，年滿16周歲即可從事一般勞動獲得收入，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人總收入和家庭平均收入。個人總收入是指在入戶調(diào)查前被訪問者的全年個人總收入。CSS數(shù)據(jù)對個人總收入和各來源分項都做了記錄，包括工資、獎金、兼職等勞動報酬收入，以及退休金、養(yǎng)老保險金和個人農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入等。本文對各收入分項加總后，與直接記錄的個人總收入進(jìn)行比較，取兩者中較大數(shù)作為最終的個人總收入。家庭平均收入由被訪問者家庭總收入除以家庭中有勞動能力的家庭成員數(shù)計算得到。其中，家庭總收入的處理方法與個人總收入相同，即將被訪問者各分項收入加總后，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，本研究對所有收入類的指標(biāo)全部進(jìn)行左右25%縮尾，后對其進(jìn)行對數(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

自1971年以來，中國一直在認(rèn)真執(zhí)行“獨生子女政策”，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)查時只生育了1個子女，二孩家庭比例為3536%。在圖2b中，從時間趨勢上分析，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個百分點。由此可見，“二孩政策”的實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)查中相對穩(wěn)定的數(shù)據(jù)事實，說明“二孩政策”可能沒有顯著刺激未生育家庭開始生育。

對于個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，以及居委會與村委會提供的福利收入上。但該兩項收入的均值為228816元，在家庭總收入中占比相對較少，僅為363%。結(jié)合個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)為個人總收入和家庭平均收入在收入分項來源上基本相同，且能夠相互替換。

（四）研究設(shè)計

本研究首先使用OLS方法估計了子女?dāng)?shù)量對個人和家庭收入的影響，基準(zhǔn)計量模型設(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，被解釋變量為個人總收入時，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）和對經(jīng)濟(jì)地位自評（econ）作為控制變量。被解釋變量為家庭平均收入時，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是省級固定效應(yīng)，λt是時間固定效應(yīng)，μi為隨機擾動項。

四、實證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸

表2報告了子女?dāng)?shù)量對收入的基準(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控制變量，子女?dāng)?shù)量對個人總收入的影響均在1%的水平上顯著為負(fù)，而對家庭平均收入均不顯著。從系數(shù)來看，平均每多生一個子女，個人總收入會下降168%；家庭平均收入的系數(shù)比個人總收入小很多，且在統(tǒng)計上均不顯著，可以認(rèn)為無影響。如前文所述，由于個人總收入和家庭平均收入均值相近，各分項來源也相似，兩者在很大程度上可以相互替換。但基于表2的估計結(jié)果，子女?dāng)?shù)量與個人總收入間存在顯著的負(fù)向關(guān)系且影響值較大，對于家庭平均收入?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，個人面對子女?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不同的邊際效應(yīng)：是否要孩子（廣延邊際）和要幾個孩子（集約邊際）。因此，在進(jìn)行內(nèi)生性討論時，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，只與要幾個孩子具有內(nèi)生性，即收入高低不影響是否生育子女，但會影響生育子女的數(shù)量。考慮到內(nèi)生變量為離散變量，本研究使用條件混合估計法（CMP）來進(jìn)行估計。CMP模型的結(jié)果除了報告相關(guān)關(guān)系外，還會報告內(nèi)生檢驗參數(shù)atanhrho_12，當(dāng)atanhrho_12參數(shù)顯著時，可以認(rèn)為基準(zhǔn)模型存在內(nèi)生性，此時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==更具有參考價值［31］。考慮到第一階段是二值選擇模型，所以本研究將CMP估計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)化為是否生育對個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。這是因為祖母通常是隔代撫養(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)，但是與個人收入和家庭收入無關(guān)。此外，祖母同居住會給予夫妻雙方更多的壓力，敦促其盡快生育。回歸結(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，對子女?dāng)?shù)量對收入影響的因果效應(yīng)進(jìn)行CMP估計，并在第一階段估計中采用Oprobit模型。一般認(rèn)為，第一胎子女的性別是一個外生變量，但由于計劃生育政策和“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］。但人工授精價格昂貴，流產(chǎn)對女性身體傷害較大，生育之后遺棄則不符合傳統(tǒng)的道德觀和價值觀⑧，可以認(rèn)為第一胎子女性別對收入具有外生性，是一個很好的工具變量。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)計值分別為253395和231967，遠(yuǎn)大于一般經(jīng)驗值的10，證明其是一個強工具變量。所有估計的結(jié)果呈現(xiàn)在表4中。其中，模型（1）、（2）是對個人總收入的CMP估計，模型（3）、（4）是對家庭平均收入的CMP估計。結(jié)果顯示，平均每多生一個子女會使得個人總收入比之前下降95%，并

（三）穩(wěn)健性檢驗

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歲以下等對基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果見表6和表7。

1控制子女人數(shù)

受計劃生育政策的影響，家庭的生育數(shù)量上限一般是2個，1個家庭中有3個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個以內(nèi)，約占總體樣本的95%左右。

估計結(jié)果表明，隨著子女?dāng)?shù)量的增加，個人總收入平均下降156%，與基準(zhǔn)回歸的估計結(jié)果-168%相近。同時，子女?dāng)?shù)量對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產(chǎn)生“反哺現(xiàn)象”。估計結(jié)果顯示，放寬子女的年齡對個人總收入的影響同樣顯著，而對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人總收入高出19723元，幾乎是個人總收入的兩倍，但樣本量約為個人總收入的一半，僅7492個。家庭總收入的均值為62320元，共有樣本量13295個。家庭總收入受家庭人數(shù)的影響較大，一般認(rèn)為家庭勞動人口越多，家庭總收入越大，因此在回歸時同樣需要控制家庭成員數(shù)。估計結(jié)果顯示，對個人總收入回歸的結(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

且在5%的統(tǒng)計水平上顯著，而對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了子女?dāng)?shù)量會降低個人總收入，且主要作用于生育決策的集約邊際上，子女?dāng)?shù)量對家庭平均收入無影響。因此，表2的OLS估計雖然存在內(nèi)生性，高估了子女?dāng)?shù)量對個人總收入的影響，但仍不失為一種簡便準(zhǔn)確的估計。因此在后續(xù)的估計中，本研究仍采用OLS估計方法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］，即存在兩個男孩和兩個女孩的情況，核心是追求兒女雙全，會使得家庭有強烈動機生育第三個。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別出雙胞胎進(jìn)行處理，但僅獲得88個雙胞胎數(shù)據(jù)。該識別的依據(jù)是人的妊娠周期為280天左右，再加上生育之后的恢復(fù)時間，整個過程幾乎持續(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個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，同時照顧兩個嬰兒和照顧一個較大的孩子與一個嬰兒在時間和精力上也存在差異。同時照顧兩個不同歲的孩子，較大的孩子會有一定的自理能力，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精力。但也不能排除可能存在撫育子女的“規(guī)模效應(yīng)”，因為雙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，目前還未存在一個明確的共識。表5呈現(xiàn)了以雙胞胎作為外生變量的回歸結(jié)果。回歸結(jié)果顯示，相較于只生育一個子女，雙胞胎對個人總收入和家庭平均收入均無影響。此外，HUANG等（2016）［36］的研究證實了在計劃生育政策實施期間，父母將兩個不同時間相繼出生的孩子同時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)果變小可能是因為非農(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)健性檢驗中，本研究在對個人總收入的回歸方程中加入民族、城鄉(xiāng)類型、對總體生活的滿意度、對人與人之間的信任感、對社會總體公平情況評價等控制變量，在對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)個數(shù)等控制變量。估計結(jié)果顯示，子女?dāng)?shù)量對個人總收入回歸的結(jié)果為-0183，略高于基準(zhǔn)回歸結(jié)果，對家庭平均收入回歸的結(jié)果仍然在統(tǒng)計上不顯著。

5交換控制變量

個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。估計結(jié)果顯示，對個人總收入的回歸系數(shù)為-0177，仍在統(tǒng)計上顯著，對家庭平均收入的回歸系數(shù)為-0020，仍在統(tǒng)計上不顯著。

6去除收入為0的樣本

在樣本中共有1868個個人總收入為0的樣本和227個家庭平均收入為0的樣本，雖然本研究在回歸分析之前對被解釋變量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收入為0；另一方面可能是數(shù)據(jù)記錄錯誤，將未匯報記錄為收入為0等。因此，本研究去除了所有收入為0的樣本，并重新進(jìn)行實證分析。實證結(jié)果顯示，由于子女?dāng)?shù)量的增加，個人總收入下降89%，對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

因為無孩家庭中包含了許多已完成生育，但是子女已經(jīng)獨立的樣本。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，因為在45歲以前，個人總收入基本隨年齡的增長而增長，不會出現(xiàn)“倒U型”的關(guān)系。回歸結(jié)果顯示，子女?dāng)?shù)量對個人總收入回歸的系數(shù)為-0181，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，對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)量對個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。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人總收入，平均每多生一個子女，女性收入會降低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，個人總收入均下降且對城鎮(zhèn)家庭的個人總收入影響更大，這可能是由于城鄉(xiāng)之間勞動力供給差異［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，減輕了家庭和個人撫育與看管的壓力，使得父母有更多時間和精力從事生產(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)量會嚴(yán)重降低個人總收入，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)量對農(nóng)業(yè)工作的群體個人總收入影響更大。農(nóng)業(yè)工作的收入與勞動投入時間具有較強的正相關(guān)，而非農(nóng)工作的收入則更為固定。另外，非農(nóng)工作對于個人的保障較好，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。可以看到，子女?dāng)?shù)量對在政府和事業(yè)單位以及國有和集體企業(yè)上班的個人收入影響較小，且不顯著，對在私人和三資企業(yè)以及自雇傭的個人收入影響較大。隨著子女?dāng)?shù)量的增加對在私人和三資企業(yè)上班的個人總收入下降235%，在5%的水平上顯著，自雇傭的個人總收入下降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)量的增多可能會對工作時間造成擠出。

五、進(jìn)一步分析：基于家庭規(guī)模的討論

針對子女?dāng)?shù)量對個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問卷中匯報家庭關(guān)系時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報告了小規(guī)模家庭樣本的估計結(jié)果。其中，模型（1）顯示，子女?dāng)?shù)量每增加一個，會造成小規(guī)模家庭個人總收入下降10%左右，低于基準(zhǔn)回歸結(jié)果且顯著性較差。模型（2）、（3）分別報告了分性別的估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量每增加一個，會對小規(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，會造成男性個人總收入提高133%，女性個人總收入降低265%，且皆顯著。按平均收入計算，家庭中夫妻雙方收入總和變化基本持平⑩。模型（4）是對家庭平均收入進(jìn)行回歸的結(jié)果，顯示多生子女對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報告了大規(guī)模家庭樣本的估計結(jié)果。本研究分別對大規(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。可以發(fā)現(xiàn)，子女?dāng)?shù)量每增加一個，個人總收入平均下降149%，該結(jié)果在10%的水平上顯著，而對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)，實證分析了子女?dāng)?shù)量增多對收入的影響，驗證了子女?dāng)?shù)量增加會降低個人總收入，但是對家庭平均收入幾乎不影響。從個人總收入角度來看，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。針對個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，對于小規(guī)模家庭而言，多生子女會對男性產(chǎn)生激勵作用，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)論對于當(dāng)前中國生育鼓勵政策的制定具有極大啟示。一是多生子女會降低個人收入但不會降低家庭收入，因此如果要從收入端激勵的話，生育鼓勵政策應(yīng)更多地考慮個人收入而不是家庭整體收入，對于女性、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。特別是對于女性而言，生育對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)，全面開展和實行兒童就近上學(xué)政策，減少撫育子女的機會成本和撫養(yǎng)成本，使個人從繁復(fù)的撫育孩子活動中解放出來，才能使家庭在進(jìn)行生育決策時有更多的底氣。三是必須建立共識，家庭在促進(jìn)生育中起到了不可替代的作用，生育鼓勵政策應(yīng)更多考慮從家庭出發(fā)，通過福利和收入補償?shù)纫龑?dǎo)和支持家庭更好地助力生育，比如對于家庭中有老人隔代撫養(yǎng)的情況，應(yīng)對老人進(jìn)行適當(dāng)?shù)难a償和獎勵，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。一是本研究雖然驗證了子女?dāng)?shù)量會對個人收入產(chǎn)生負(fù)向影響，對家庭收入無影響，但仍無法說明收入端的刺激是否有用，因為無法得知生育決策是依據(jù)個人感知還是家庭整體感知為主。如以個人感知為主，女性更容易因為收入降低原因推遲生育或者選擇不生育，此時對于個人收入端的政策補助可能更有效；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。二是本研究通過家庭規(guī)模分析時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，這些情況的考慮會更加復(fù)雜，但同樣具有強烈的現(xiàn)實意義。三是因為數(shù)據(jù)限制，本研究無法獲得家庭中個人的健康狀況，未將其進(jìn)行控制，這可能是對收入影響的一個重要因素。本研究也無法探究子女?dāng)?shù)量對收入影響的動態(tài)變化。四是本研究未對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“雙獨二孩”政策，最開始是在北京、天津等地區(qū)試點，到2011年才在全國實施；“單獨二孩”政策自2013年12月28日起正式啟動，各省份實施的時間略有差異，但普遍都將2014年作為“單獨二孩”政策啟動的元年；“全面兩孩”政策自2016年1月1日起正式實施。

②這種情況有時候也被稱為女性的“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)一步判別個人是否為該家庭成員的依據(jù)。

⑤如果從勞動供給的角度來看，子女?dāng)?shù)量對收入也存在廣延邊際和集約邊際兩方面的影響，即是否參與勞動和參與勞動的時長。但本研究的個人總收入和家庭平均收入均含有非勞動收入所得，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)行估計并進(jìn)行Hausman內(nèi)生性檢驗，發(fā)現(xiàn)同樣不存在內(nèi)生性。

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

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)生行政部門或計劃生育行政部門批準(zhǔn)，任何機構(gòu)和個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，分別乘以對應(yīng)的回歸系數(shù)并相加，男性的收入溢價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）