劉長庚 羅午陽

一、引言

貧困問題一直是困擾人類社會(huì)發(fā)展與進(jìn)步的重要問題。改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)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(duì)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(jì)社會(huì)和諧發(fā)展和全面建成小康社會(huì)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(huì)第五次全體會(huì)議公報(bào)》均明確提出要實(shí)施合理、有效、準(zhǔn)確的扶貧政策，要實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)扶貧和精準(zhǔn)脫貧，并將農(nóng)村扶貧工作上升到國家戰(zhàn)略的高度。實(shí)踐證明，經(jīng)濟(jì)增長和政府政策對(duì)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(rèn)知能力越差、思維習(xí)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(fù)擔(dān)、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(dān)著姓氏繼承、家庭網(wǎng)絡(luò)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(dǎo)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(dǎo)致農(nóng)戶逐漸形成了“重男輕女”和“多子多?！钡乃枷胗^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(fèi)時(shí)間和精力去照顧兒子。所以說，農(nóng)戶男孩偏好可能會(huì)對(duì)父母的勞動(dòng)時(shí)間形成較大的擠出效應(yīng)，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(shí)，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)養(yǎng)老體系和保障體系的完善，男性經(jīng)濟(jì)價(jià)值的創(chuàng)造能力相對(duì)變低（Munshi，2014）。另外，由于男孩在婚姻市場上的相對(duì)被動(dòng)，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(dǎo)致家庭貧困發(fā)生。但是，部分文獻(xiàn)也認(rèn)為男孩偏好具有收入激勵(lì)效應(yīng)（Lundberg and Rose，2002；羅凱，2011），可能有助于彌補(bǔ)家庭貧困?；谝陨戏制纾疚倪\(yùn)用中國社會(huì)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(duì)家庭貧困的影響，并梳理男孩偏好影響農(nóng)戶貧困的機(jī)制，在全面推進(jìn)精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略的背景下，這對(duì)發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶頑固性貧困的影響因素，促進(jìn)中國全面建成小康社會(huì)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義，并有助于為今后的人口政策和精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略的實(shí)施提供科學(xué)依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

在農(nóng)戶貧困影響因素研究中，除了經(jīng)濟(jì)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(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)。在農(nóng)民行為方面，Du et al.（2005）、程名望等（2014）都探究了外出務(wù)工的農(nóng)戶減貧效應(yīng)，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(rèn)為營養(yǎng)和健康對(duì)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(xùn)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(jì)行為以及家庭人口結(jié)構(gòu)等對(duì)家庭收入和貧困的影響，但是關(guān)于男孩偏好與農(nóng)戶貧困的研究依舊未得到充分驗(yàn)證，已有文獻(xiàn)大都是從子女性別偏好與家庭收入的角度進(jìn)行探討，得出兩種不同的結(jié)論。

一種觀點(diǎn)認(rèn)為子女對(duì)父母工作和家庭收入存在“激勵(lì)效應(yīng)”。一般而言，子女出生會(huì)增加家庭生活負(fù)擔(dān)，導(dǎo)致父母責(zé)任感加強(qiáng)，出于對(duì)子女的未來考慮，父母會(huì)進(jìn)一步擴(kuò)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(jì)地位和更加富足的生活，會(huì)更加努力工作（Korenman and Neumark，1992）；另一方面，Browning（1992）以及Lundberg and Rose（2002）還認(rèn)為雖然父母對(duì)子代的性別沒有選擇效應(yīng)，但是男孩對(duì)家庭的收入、投資和融資行為的激勵(lì)作用更大（譚燕芝和李維揚(yáng)，2018）。所以，“激勵(lì)效應(yīng)”認(rèn)為子女性別很可能激勵(lì)父母去取得更多的勞動(dòng)收入，從而對(duì)家庭貧困有一定的緩解作用。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，由于父母對(duì)子女的性別具有“選擇效應(yīng)”，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(dān)罰款和其他費(fèi)用（Handa，2000），導(dǎo)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(yán)重，父母的男孩偏好行為也更明顯，但家庭經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)更薄弱，在“選擇效應(yīng)”的影響下可能進(jìn)一步加劇農(nóng)戶貧困。

關(guān)于男孩偏好影響農(nóng)戶貧困的機(jī)制，我們主要可以從父母的勞動(dòng)時(shí)間和工作性質(zhì)選擇的角度進(jìn)行理解。首先，在母親的勞動(dòng)供給上，大部分研究都發(fā)現(xiàn)子女及子女性別會(huì)降低母親的勞動(dòng)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(huì)顯著降低女性的勞動(dòng)市場參與率；於嘉和謝宇（2014）發(fā)現(xiàn)母親在生育后會(huì)大幅度增加對(duì)家庭投入的精力和時(shí)間，特別是對(duì)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(duì)母親的工作有非常顯著的擠出效應(yīng)，同時(shí)男孩偏好還會(huì)影響家庭投資和儲(chǔ)蓄行為。其次，在父親勞動(dòng)供給上，現(xiàn)有研究并未得出統(tǒng)一的結(jié)論，Hofferth and Anderson（2003）發(fā)現(xiàn)父親陪伴兒子的時(shí)間遠(yuǎn)多于女兒，對(duì)兒子的重視可能會(huì)降低父親的勞動(dòng)時(shí)間；馬良等（2016）也發(fā)現(xiàn)父親撫育子代的時(shí)間是影響?yīng)毩⒛泻⒓彝ミM(jìn)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(duì)家庭收入的影響存在差異，且子代會(huì)顯著降低父親的勞動(dòng)時(shí)間。所以說，農(nóng)戶男孩偏好也可能影響家庭勞動(dòng)時(shí)間，對(duì)父母外出務(wù)工和從事非農(nóng)職業(yè)形成替代。另外，部分研究也認(rèn)為男孩偏好會(huì)導(dǎo)致父親勞動(dòng)供給的增加。Pencave（1986）認(rèn)為由于家庭規(guī)模的擴(kuò)大，需要撫養(yǎng)的人口增加，能激勵(lì)父親去從事報(bào)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(dòng)時(shí)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(duì)家庭收入以及父母工作和勞動(dòng)時(shí)間等方面，對(duì)于男孩偏好對(duì)家庭貧困的影響，特別是對(duì)受“重男輕女”傳統(tǒng)思影響更嚴(yán)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(xiàn)也可以看出，農(nóng)戶男孩偏好確實(shí)會(huì)影響家庭經(jīng)濟(jì)行為，對(duì)父母的勞動(dòng)和收入以及對(duì)家庭的經(jīng)濟(jì)狀況和貧困等都會(huì)產(chǎn)生一定的影響。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

本文運(yùn)用CGSS2013年度數(shù)據(jù)，進(jìn)一步從微觀層面檢驗(yàn)農(nóng)戶男孩偏好對(duì)家庭貧困的影響機(jī)理，這是對(duì)已有文獻(xiàn)的重要補(bǔ)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(xué)的中國社會(huì)綜合調(diào)查（CGSS）。CGSS是始于2003年的一項(xiàng)針對(duì)全國125個(gè)區(qū)縣超過10000戶家庭所進(jìn)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(gè)省（市、區(qū)），具有全國性的代表意義。通過對(duì)CGSS2013年度數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選，本文最終保留了6333個(gè)農(nóng)戶②樣本數(shù)據(jù)。

本文對(duì)農(nóng)戶的男孩偏好與貧困狀況③進(jìn)行了簡單的對(duì)比統(tǒng)計(jì)，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(gè)兒子的農(nóng)戶占比中，非貧困農(nóng)戶占比略高，但在多個(gè)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(duì)貧困和相對(duì)貧困的角度來進(jìn)行變量選取。首先，在絕對(duì)貧困上，由于國家設(shè)定的貧困標(biāo)準(zhǔn)線為人均年收入2300元，所以本文設(shè)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(shè)定為0。其次，絕對(duì)貧困線的劃定未考慮到地區(qū)差異，所以在相對(duì)貧困的設(shè)定上參考譚燕芝等（2017）的文獻(xiàn)，將年人均收入位于樣本量前25%的家庭設(shè)置為poverty2=1，其他的設(shè)置為0。另外，出于穩(wěn)健性檢驗(yàn)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(shè)定，本文將低于25%的相對(duì)貧困變量poverty3設(shè)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(rèn)為自己屬于哪一個(gè)群體”來反映，將回答為“窮人”的設(shè)置為poverty4=1，將回答為“富人”或者“說不清”的設(shè)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(gè)數(shù)（boy）來反映。另外，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文還選取了女兒個(gè)數(shù)（daughter）和預(yù)期兒子個(gè)數(shù)（boy_exp）兩個(gè)變量來進(jìn)行對(duì)比分析，其中預(yù)期兒子個(gè)數(shù)是依據(jù)問題“如果沒有政策限制，您希望有幾個(gè)兒子”的回答來加以反映。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

參考程名望等（2014）、帥傳敏等（2016）、譚燕芝等（2017）的文獻(xiàn)，本文的控制變量主要包括三個(gè)方面：一是人口統(tǒng)計(jì)學(xué)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(gè)人能力特征變量，包括個(gè)人健康狀況（health）、學(xué)歷（education）、工作狀況（work）、是否會(huì)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(jì)如表1所示。

3. 模型構(gòu)建

在數(shù)據(jù)和變量的基礎(chǔ)上，本文將設(shè)定具體的計(jì)量模型來判斷男孩偏好是否導(dǎo)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(shè)定如下probit模型來進(jìn)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(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證分析

該部分為本文實(shí)證分析的核心內(nèi)容。

1. 基礎(chǔ)結(jié)果

表2報(bào)告的是運(yùn)用二元probit模型估計(jì)的男孩偏好影響農(nóng)戶貧困的基礎(chǔ)結(jié)果。可以看出，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(yán)重，導(dǎo)致家庭絕對(duì)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(dǎo)致了家庭相對(duì)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(gè)單位，家庭絕對(duì)貧困發(fā)生的概率就提高0.584%，相對(duì)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(duì)于男孩的重視導(dǎo)致農(nóng)戶愿意也需要花費(fèi)更多的時(shí)間和精力去照顧子代，同時(shí)在有男孩偏好的家庭對(duì)兒子的重視程度更高，對(duì)家庭勞動(dòng)時(shí)間所形成的替代效應(yīng)更強(qiáng)，從而進(jìn)一步加劇了農(nóng)戶貧困的絕對(duì)發(fā)生率和相對(duì)發(fā)生率。

表2 男孩偏好與農(nóng)戶貧困：基本結(jié)果

在控制變量中，年齡與農(nóng)戶相對(duì)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(fù)相關(guān)，體現(xiàn)出人力資本積累對(duì)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(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或進(jìn)行外出務(wù)工，而普通話技能也是進(jìn)行農(nóng)戶外出務(wù)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(jié)果一致。

2. 內(nèi)生性問題

在基礎(chǔ)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(jié)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(gè)人以及宏觀三個(gè)層面進(jìn)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(duì)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(dǎo)致本文的基礎(chǔ)結(jié)果受到雙向因果問題的干擾。基于上述分析，本文通過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(jié)婚年數(shù)（marrytime）作為男孩偏好的工具變量，主要是因?yàn)檗r(nóng)戶結(jié)婚的時(shí)間越長，黃金生育的年齡可能更長，子女的數(shù)量也會(huì)更多，同時(shí)結(jié)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(jié)婚年數(shù)與男孩偏好和家庭男孩數(shù)量存在正向關(guān)系。另外，農(nóng)戶結(jié)婚年數(shù)與結(jié)婚時(shí)的年齡相關(guān)，與家庭貧困的相關(guān)性不強(qiáng)，總體上是相對(duì)外生的。

表3是分別利用Ivprobit和2SLS方法進(jìn)行的工具變量回歸結(jié)果，可以看出在第一階段的回歸結(jié)果中，結(jié)婚年數(shù)都顯著正相關(guān)，說明結(jié)婚時(shí)間越長，家庭男孩的數(shù)量越多。同時(shí)，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(jié)果中，男孩偏好的系數(shù)全部顯著為正，說明前文實(shí)證結(jié)果具有穩(wěn)健性，男孩偏好確實(shí)導(dǎo)致了農(nóng)戶貧困。

3. 異質(zhì)性分析

在前文的基礎(chǔ)結(jié)果中，本文發(fā)現(xiàn)男孩偏好是導(dǎo)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(huì)對(duì)上述結(jié)果產(chǎn)生影響，所以本文從上述三個(gè)方面進(jìn)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(bào)告的是男孩個(gè)數(shù)對(duì)農(nóng)戶貧困影響的邊際效用結(jié)果，用來判斷男孩偏好程度對(duì)農(nóng)戶貧困的影響。參考劉厚蓮（2017）的變量設(shè)置方式，本文將變量boy1設(shè)置為虛擬變量，其中擁有一個(gè)男孩家庭的設(shè)置為1，將其他情況都設(shè)置為0，類似地boy2和boy3分別是將擁有兩個(gè)男孩和三個(gè)及以上男孩的家庭設(shè)置為1。

從表4的實(shí)證結(jié)果可以看出，boy1的系數(shù)在第1列和第4列中都顯著為負(fù)，這說明擁有一個(gè)男孩不僅沒有顯著導(dǎo)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(gè)男孩并不會(huì)過多地?cái)D占父母勞動(dòng)時(shí)間，反而會(huì)對(duì)家庭收入形成一定激勵(lì)效應(yīng)（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(yàn)，在第5列中系數(shù)雖然為正但卻不顯著，這說明兩個(gè)男孩的家庭顯著增加了農(nóng)戶絕對(duì)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(gè)及3個(gè)以上男孩的農(nóng)村家庭，會(huì)對(duì)父母的勞動(dòng)時(shí)間形成較大的擠出效應(yīng)，父母收入難以彌補(bǔ)男孩偏好所帶來的不利影響，導(dǎo)致家庭絕對(duì)貧困率和相對(duì)貧困率都加大。

表5報(bào)告的是男孩偏好導(dǎo)致農(nóng)戶貧困的地區(qū)異質(zhì)性⑤邊際效用結(jié)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?yàn)橄鄬?duì)而言，東部地區(qū)的人均收入更高，農(nóng)戶外出務(wù)工和從事非農(nóng)職業(yè)的機(jī)會(huì)更大，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)也相對(duì)更好，家庭男孩數(shù)量的增加并沒有減少家庭收入，所以對(duì)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(duì)貧困發(fā)生的概率，但對(duì)相對(duì)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(huì)在一定程度上導(dǎo)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(huì)增加農(nóng)戶的絕對(duì)貧困率，還會(huì)增加相對(duì)貧困率，由于西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、教育程度對(duì)以及農(nóng)民收入都相對(duì)較低，受傳統(tǒng)“重男輕女”思想的影響也更加嚴(yán)重，農(nóng)戶男孩數(shù)量增加會(huì)更多地?cái)D出父母的勞動(dòng)時(shí)間，導(dǎo)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(duì)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(gè)等級(jí)，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(dāng)父母年齡在31—59歲之間時(shí)，父母收入逐漸穩(wěn)定且家庭財(cái)富積累逐漸增多；而當(dāng)父母年齡大于60歲時(shí)，獲取收入的能力顯著降低。

表4 男孩個(gè)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(jié)果可以看出，當(dāng)父母平均年齡小于30歲時(shí)，男孩偏好無論是絕對(duì)貧困還是相對(duì)貧困都不存在顯著影響，說明在這個(gè)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(huì)選擇外出務(wù)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(dāng)父母平均年齡位于31—59歲區(qū)間和大于60歲區(qū)間時(shí)，男孩偏好分別會(huì)對(duì)農(nóng)戶絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困有顯著的積極效應(yīng)，這也說明，當(dāng)父母邁入老年所取得收入的難度越大，男孩越多對(duì)家庭物質(zhì)資本的要求卻更高，更容易導(dǎo)致農(nóng)戶貧困。

4. 機(jī)制分析

基于前文的分析，本文認(rèn)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(huì)傾注更多的時(shí)間、精力和金錢去撫養(yǎng)和培育男孩，所以男孩個(gè)數(shù)越多，越會(huì)影響父母工作性質(zhì)。這種影響不僅僅體現(xiàn)在對(duì)父母的工作時(shí)間形成擠出效應(yīng)上，還體現(xiàn)在對(duì)父母外出務(wù)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(dòng)時(shí)間影響農(nóng)戶貧困的機(jī)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(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。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(jī)制分析中剔除了該部分樣本。

表7報(bào)告的是父母工作性質(zhì)的中介效應(yīng)，其中變量job是父母工作選擇，我們將“沒有工作”的設(shè)置為0，“務(wù)農(nóng)”設(shè)置為1，“從事非農(nóng)工作”設(shè)置為2?？梢钥闯觯兞縝oy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(duì)農(nóng)戶貧困依舊存在一定的促進(jìn)作用，證明前文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。另外，在交互項(xiàng)（boy*job）中，在第1列、第3列和第4列中都顯著為負(fù)，這說明農(nóng)戶男孩偏好不僅顯著降低了母親外出務(wù)工和從事非農(nóng)工作的機(jī)會(huì)，還對(duì)父親進(jìn)行外出務(wù)工產(chǎn)生了替代效應(yīng)，從而導(dǎo)致家庭貧困發(fā)生的概率加大。另外，從邊際效應(yīng)來看，在母親子樣本中交互項(xiàng)的系數(shù)更大，這也說明了農(nóng)戶男孩偏好對(duì)母親進(jìn)行外出務(wù)工和從事非農(nóng)職業(yè)的不利影響更大。

表8檢驗(yàn)的是父母工作時(shí)間的中介效應(yīng)，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(shí)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(xiàng)（boy*worktime）的系數(shù)在后三列中都顯著為負(fù)，說明從母親工作時(shí)間上來說，農(nóng)戶男孩偏好顯著降低了母親參與勞動(dòng)的時(shí)間，導(dǎo)致家庭收入下降貧困率上升；而男孩偏好同樣對(duì)父親勞動(dòng)時(shí)間形成了一定的擠出效應(yīng)，導(dǎo)致農(nóng)戶相對(duì)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(shí)間與農(nóng)戶貧困

5. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文主要考慮以下三個(gè)方面：首先，前文的實(shí)證結(jié)果并沒有控制家庭女兒個(gè)數(shù)，但女兒也會(huì)對(duì)父母精力和時(shí)間形成替代作用，導(dǎo)致農(nóng)戶貧困概率提升；其次，本文通過預(yù)期兒子個(gè)數(shù)來反映農(nóng)戶男孩偏好，因?yàn)轭A(yù)期兒子個(gè)數(shù)越多的家庭，生更多男孩的可能性也會(huì)越大；最后，本文用另外兩個(gè)衡量農(nóng)戶貧困的變量（相對(duì)比例貧困poverty3和主觀貧困poverty4）來進(jìn)行替代。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)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(gè)數(shù)并不會(huì)顯著導(dǎo)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(huì)將更多的精力和時(shí)間花費(fèi)在女兒身上。在第3列和第4列的結(jié)果中，預(yù)期兒子數(shù)量都顯著為正，說明預(yù)期兒子越多的農(nóng)戶家庭的男孩偏好更嚴(yán)重，對(duì)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(dāng)被解釋變量替換為相對(duì)比例貧困poverty3時(shí)，依舊可以得出農(nóng)戶男孩個(gè)數(shù)越多，家庭貧困概率越大的結(jié)論，而男孩偏好并不會(huì)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?，更多的男孩甚至?xí)黾蛹彝バ腋８泻椭饔^滿足感。

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、結(jié)論與啟示

家庭特征是導(dǎo)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(huì)進(jìn)一步加劇家庭貧困。本文基于2013年中國社會(huì)綜合調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)，利用二元proibit模型，從絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困兩個(gè)層面實(shí)證檢驗(yàn)了男孩偏好對(duì)農(nóng)戶貧困的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：農(nóng)戶男孩偏好顯著導(dǎo)致了農(nóng)戶絕對(duì)貧困發(fā)生率和相對(duì)貧困發(fā)生率的提升，但女兒數(shù)量對(duì)農(nóng)戶貧困的影響卻不顯著。男孩偏好對(duì)農(nóng)戶貧困的影響存在異質(zhì)性，當(dāng)農(nóng)戶位于中西部地區(qū)、兒子數(shù)量越多以及父母年紀(jì)越大時(shí)，農(nóng)戶男孩偏好的貧困效應(yīng)更加明顯。本文還發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶男孩偏好會(huì)顯著降低母親的勞動(dòng)時(shí)間，對(duì)母親外出務(wù)工和從事非農(nóng)職業(yè)形成了擠出效應(yīng)，還對(duì)父親的勞動(dòng)時(shí)間和外出務(wù)工的機(jī)會(huì)產(chǎn)生一定的影響，最終導(dǎo)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(duì)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(shí)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(huì)范疇的非正式約束具有很強(qiáng)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(shí)施，農(nóng)戶男孩偏好可能會(huì)進(jìn)一步引發(fā)父母對(duì)子女性別的選擇效應(yīng)，導(dǎo)致未來農(nóng)村人口性別的進(jìn)一步失衡，所帶來的農(nóng)戶貧困效應(yīng)也可能進(jìn)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(jìn)農(nóng)村性別平衡依舊任重道遠(yuǎn)，需要政府和社會(huì)的多方努力。一方面，要更多地通過觀念普及和意識(shí)教育來實(shí)現(xiàn)，在農(nóng)村地區(qū)推行現(xiàn)代家庭文化建設(shè)；另一方面，要繼續(xù)開展女孩關(guān)愛行動(dòng)，并重視男女在家庭責(zé)任和義務(wù)上的公平分擔(dān)。

注釋

①數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局《改革開放30年報(bào)告之八：農(nóng)業(yè)與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)三十年輝煌成就》與《2017年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。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(duì)貧困。④經(jīng)過計(jì)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(duì)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。