男孩偏好与农户的顽固性贫困*——基于CGSS2013的实证分析

刘长庚 罗午阳

一、引言

贫困问题一直是困扰人类社会发展与进步的重要问题。改革开放以来，中国经济飞速发展，贫困发生率也从1978年的30.7%下降到2017年的3.1%①，但目前农村绝对贫困人口依旧超过3000万人。显然，农村贫困问题已经成为中国经济社会和谐发展和全面建成小康社会道路上的重大障碍。中国政府一直高度重视农村贫困问题，《中国农村扶贫开发纲要（2011—2020年）》和《中共第十八届中央委员会第五次全体会议公报》均明确提出要实施合理、有效、准确的扶贫政策，要实现精准扶贫和精准脱贫，并将农村扶贫工作上升到国家战略的高度。实践证明，经济增长和政府政策对化解农村贫困有重要的作用，但却无法根除农村顽固性贫困，这很可能是受到农户家庭特征和农户思维观念的束缚。一方面，认知能力越差、思维习惯越保守以及拥有宿命论等观念的农民越容易贫困（Hayati and Karami，2005）；另一方面，家庭人口负担、户籍歧视、家庭特征以及户主特征也是引发农户贫困的重要因素（郭熙保等，2016）。在中国传统文化观念中，男孩在家庭中承担着姓氏继承、家庭网络稳定和家族繁荣的重任，因此农村长期存在“重男轻女”思想。那么，农户男孩偏好是否导致了家庭贫困呢？

在传统的农耕文化和宗族文化的影响下，家庭收入的稳定、家族的繁荣和维系都依赖男性，导致农户逐渐形成了“重男轻女”和“多子多福”的思想观念。在中国农村地区，农户受这种思想影响更重，相比女儿，父母可能更愿意花费时间和精力去照顾儿子。所以说，农户男孩偏好可能会对父母的劳动时间形成较大的挤出效应，甚至影响农户就业和创业行为，以至于贫困发生率增加。同时，随着经济发展、社会养老体系和保障体系的完善，男性经济价值的创造能力相对变低（Munshi，2014）。另外，由于男孩在婚姻市场上的相对被动，需要更多家庭物质资本的支持，农户男孩数量越多可能越易导致家庭贫困发生。但是，部分文献也认为男孩偏好具有收入激励效应（Lundberg and Rose，2002；罗凯，2011），可能有助于弥补家庭贫困。基于以上分歧，本文运用中国社会综合调查（CGSS）2013年度的数据，从微观层面探究农户男孩偏好对家庭贫困的影响，并梳理男孩偏好影响农户贫困的机制，在全面推进精准扶贫战略的背景下，这对发现农户顽固性贫困的影响因素，促进中国全面建成小康社会具有重要的现实意义，并有助于为今后的人口政策和精准扶贫战略的实施提供科学依据。

二、文献综述

在农户贫困影响因素研究中，除了经济增长（Ravallion，2001）、宏观政策（Sicular et al.，2007）和地理环境（Gustafsson and Wei，2000）等外部因素外，农民行为、农民素养和能力以及农户家庭特征等因素也越来越成为学者关注的焦点。在农民行为方面，Du et al.（2005）、程名望等（2014）都探究了外出务工的农户减贫效应，谭燕芝等（2017）发现农户的非正规借贷行为同样有助于农户贫困缩减；在农民素养和能力方面，Zon and Muysken（2001）认为营养和健康对农户人力资本的维系和发展有积极作用，有助于降低农户贫困发生的概率，Fang et al.（2002）、Autor et al.（2001）也都发现公共教育以及培训有助于降低农户贫困。可见，虽然部分研究依旧触及农户经济行为以及家庭人口结构等对家庭收入和贫困的影响，但是关于男孩偏好与农户贫困的研究依旧未得到充分验证，已有文献大都是从子女性别偏好与家庭收入的角度进行探讨，得出两种不同的结论。

一种观点认为子女对父母工作和家庭收入存在“激励效应”。一般而言，子女出生会增加家庭生活负担，导致父母责任感加强，出于对子女的未来考虑，父母会进一步扩大物质资本积累。父母为了给子代更为稳定的家庭经济地位和更加富足的生活，会更加努力工作（Korenman and Neumark，1992）；另一方面，Browning（1992）以及Lundberg and Rose（2002）还认为虽然父母对子代的性别没有选择效应，但是男孩对家庭的收入、投资和融资行为的激励作用更大（谭燕芝和李维扬，2018）。所以，“激励效应”认为子女性别很可能激励父母去取得更多的劳动收入，从而对家庭贫困有一定的缓解作用。另一种观点认为，由于父母对子女的性别具有“选择效应”，受“重男轻女”思想和生育政策的影响，中国家庭可能更愿意为了获得满意的子女性别而自愿承担罚款和其他费用（Handa，2000），导致家庭生育成本增加。由于中国农村地区受“重男轻女”传统思想影响更为严重，父母的男孩偏好行为也更明显，但家庭经济基础更薄弱，在“选择效应”的影响下可能进一步加剧农户贫困。

关于男孩偏好影响农户贫困的机制，我们主要可以从父母的劳动时间和工作性质选择的角度进行理解。首先，在母亲的劳动供给上，大部分研究都发现子女及子女性别会降低母亲的劳动供给。Cruces and Galiani（2007）利用阿根廷和墨西哥的数据发现，生育率的提高会显著降低女性的劳动市场参与率；於嘉和谢宇（2014）发现母亲在生育后会大幅度增加对家庭投入的精力和时间，特别是对有男孩的家庭；Choi and Hwang（2015）利用韩国数据发现父母更期望男孩接受更多的教育，男孩对母亲的工作有非常显著的挤出效应，同时男孩偏好还会影响家庭投资和储蓄行为。其次，在父亲劳动供给上，现有研究并未得出统一的结论，Hofferth and Anderson（2003）发现父亲陪伴儿子的时间远多于女儿，对儿子的重视可能会降低父亲的劳动时间；马良等（2016）也发现父亲抚育子代的时间是影响独立男孩家庭进行再生育的重要原因；段志民（2016）发现不同职业类型下子女对家庭收入的影响存在差异，且子代会显著降低父亲的劳动时间。所以说，农户男孩偏好也可能影响家庭劳动时间，对父母外出务工和从事非农职业形成替代。另外，部分研究也认为男孩偏好会导致父亲劳动供给的增加。Pencave（1986）认为由于家庭规模的扩大，需要抚养的人口增加，能激励父亲去从事报酬更为丰厚的职业并更加努力地工作；罗凯（2011）发现男孩偏好能显著提高父亲的劳动时间来增加家庭收入。

综上所述，目前的研究主要集中在子女性别和数量对家庭收入以及父母工作和劳动时间等方面，对于男孩偏好对家庭贫困的影响，特别是对受“重男轻女”传统思影响更严重的农村地区而言，现有研究尚有所不足。但是通过已有文献也可以看出，农户男孩偏好确实会影响家庭经济行为，对父母的劳动和收入以及对家庭的经济状况和贫困等都会产生一定的影响。

三、数据、变量与模型

本文运用CGSS2013年度数据，进一步从微观层面检验农户男孩偏好对家庭贫困的影响机理，这是对已有文献的重要补充。

1. 数据选取

本文所使用的数据来源于中国人民大学的中国社会综合调查（CGSS）。CGSS是始于2003年的一项针对全国125个区县超过10000户家庭所进行的综合性调查，目前最新的数据是2013年度的数据，涵盖中国除西藏和海南外的29个省（市、区），具有全国性的代表意义。通过对CGSS2013年度数据进行筛选，本文最终保留了6333个农户②样本数据。

本文对农户的男孩偏好与贫困状况③进行了简单的对比统计，发现在贫困农户中，没有儿子的农户在总贫困农户中的占比为13.93%，低于非贫困农户的27.83%，在一个儿子的农户占比中，非贫困农户占比略高，但在多个儿子的占比中，贫困农户都要高于非贫困农户，这也意味着贫困农户可能具有更加明显的男孩偏好现象。

2. 变量选取

本文的被解释变量为农户贫困，主要从绝对贫困和相对贫困的角度来进行变量选取。首先，在绝对贫困上，由于国家设定的贫困标准线为人均年收入2300元，所以本文设定家庭人均年收入低于2300元的poverty1=1，而人均年收入高于2300元的家庭设定为0。其次，绝对贫困线的划定未考虑到地区差异，所以在相对贫困的设定上参考谭燕芝等（2017）的文献，将年人均收入位于样本量前25%的家庭设置为poverty2=1，其他的设置为0。另外，出于稳健性检验的考虑，参考陈宗胜等（2013）的研究，用上一年农户年平均收入的25%④来设定，本文将低于25%的相对贫困变量poverty3设置为1，反之则为0。最后，由于CGSS2013年度的数据还调查了农户的主观贫困状况，用问题“您认为自己属于哪一个群体”来反映，将回答为“穷人”的设置为poverty4=1，将回答为“富人”或者“说不清”的设置为0。

本文的解释变量为农户男孩偏好，主要用家庭儿子个数（boy）来反映。另外，在稳健性检验中，本文还选取了女儿个数（daughter）和预期儿子个数（boy_exp）两个变量来进行对比分析，其中预期儿子个数是依据问题“如果没有政策限制，您希望有几个儿子”的回答来加以反映。

表1 主要变量的描述性统计

参考程名望等（2014）、帅传敏等（2016）、谭燕芝等（2017）的文献，本文的控制变量主要包括三个方面：一是人口统计学特征变量，包括性别（sex）、年龄（age）、婚姻状况（marry）以及是否党员（party）；二是个人能力特征变量，包括个人健康状况（health）、学历（education）、工作状况（work）、是否会使用互联网（internet）以及是否能说普通话（language）；三是家庭特征变量，包括家庭人口数（size）和家庭住房面积（house）。本文主要变量的描述性统计如表1所示。

3. 模型构建

在数据和变量的基础上，本文将设定具体的计量模型来判断男孩偏好是否导致了农户贫困，由于本文的被解释变量为二元虚拟变量，所以本文设定如下probit模型来进行分析：

其中，poverty表示农户贫困变量集合，boy表示男孩偏好，control表示控制变量集合，包括前文所提到的三类变量，ε为随机误差项。

四、实证分析

该部分为本文实证分析的核心内容。

1. 基础结果

表2报告的是运用二元probit模型估计的男孩偏好影响农户贫困的基础结果。可以看出，在前3列中，男孩偏好的系数显著为正，这意味着农户的男孩偏好越严重，导致家庭绝对贫困的可能性越大。同样地，在后3列中，农户男孩偏好依旧显著导致了家庭相对贫困。其中，在第3列和第6列中，核心解释变量的边际效用分别为0.00583和0.0103，即农户男孩偏好每增加一个单位，家庭绝对贫困发生的概率就提高0.584%，相对贫困发生概率就增加1.03%。由于男孩在继承姓氏和养老等方面有重要的作用，所以“重男轻女”的传统思想在中国农村依旧很常见，对于男孩的重视导致农户愿意也需要花费更多的时间和精力去照顾子代，同时在有男孩偏好的家庭对儿子的重视程度更高，对家庭劳动时间所形成的替代效应更强，从而进一步加剧了农户贫困的绝对发生率和相对发生率。

表2 男孩偏好与农户贫困：基本结果

在控制变量中，年龄与农户相对贫困具有倒U型影响，这表明农村老年人口贫困概率较大，健康状况与教育程度都与农户贫困显著负相关，体现出人力资本积累对农村脱贫致富的作用，而互联网使用和语言技能也能显著降低农户的贫困发生率，可能是通过互联网使用让农户获得更多的信息，有助于农户进行农业生产或进行外出务工，而普通话技能也是进行农户外出务工或外出经商的必备条件。另外，家庭人口规模越大，农户所需要抚育的人口数量越多，家庭贫困的可能性也越大，而住房面积越大，家庭贫困的可能性越小，这与谭燕芝等（2017）的研究结果一致。

2. 内生性问题

在基础回归中，本文虽然通过控制变量的增减一定程度上证明了结果的稳健性，但是农户男孩偏好可能依旧存在一定的内生性问题。一方面，虽然本文从家庭、个人以及宏观三个层面进行了控制，但是影响农户男孩偏好和子女性别的因素繁杂，所以可能面临遗漏变量的问题；另一方面，贫困农户家庭的教育水平可能相对更低，受传统思维观念的影响更加根深蒂固，所以也更容易产生“重男轻女”的思想，从而导致本文的基础结果受到双向因果问题的干扰。基于上述分析，本文通过工具变量法来克服内生性问题，参考Welli and Zhang（2014）的研究，本文用户主结婚年数（marrytime）作为男孩偏好的工具变量，主要是因为农户结婚的时间越长，黄金生育的年龄可能更长，子女的数量也会更多，同时结婚年数越长，户主的年龄可能也更大，越容易受传统思想观念的影响，所以农户结婚年数与男孩偏好和家庭男孩数量存在正向关系。另外，农户结婚年数与结婚时的年龄相关，与家庭贫困的相关性不强，总体上是相对外生的。

表3是分别利用Ivprobit和2SLS方法进行的工具变量回归结果，可以看出在第一阶段的回归结果中，结婚年数都显著正相关，说明结婚时间越长，家庭男孩的数量越多。同时，第一阶段的F值分别为60.34和42.91，在合理的范围之内，说明不存在弱工具变量现象。在第二阶段的回归结果中，男孩偏好的系数全部显著为正，说明前文实证结果具有稳健性，男孩偏好确实导致了农户贫困。

3. 异质性分析

在前文的基础结果中，本文发现男孩偏好是导致农户贫困的重要原因，但是农户男孩偏好的程度、地区差异以及父母年龄等因素可能会对上述结果产生影响，所以本文从上述三个方面进行异质性分析。

表3 男孩偏好与农户贫困：工具变量回归

表4报告的是男孩个数对农户贫困影响的边际效用结果，用来判断男孩偏好程度对农户贫困的影响。参考刘厚莲（2017）的变量设置方式，本文将变量boy1设置为虚拟变量，其中拥有一个男孩家庭的设置为1，将其他情况都设置为0，类似地boy2和boy3分别是将拥有两个男孩和三个及以上男孩的家庭设置为1。

从表4的实证结果可以看出，boy1的系数在第1列和第4列中都显著为负，这说明拥有一个男孩不仅没有显著导致农户贫困，甚至还有助于农户贫困缩减，这可能是农户拥有一个男孩并不会过多地挤占父母劳动时间，反而会对家庭收入形成一定激励效应（罗凯，2011；刘厚莲，2017），所以有助于农户贫困发生概率减小。在第2列中，boy2系数的边际效用为0.0126且通过10%的显著性检验，在第5列中系数虽然为正但却不显著，这说明两个男孩的家庭显著增加了农户绝对贫困的发生概率。在第3列和第6列中，boy3的系数都显著为正，意味着3个及3个以上男孩的农村家庭，会对父母的劳动时间形成较大的挤出效应，父母收入难以弥补男孩偏好所带来的不利影响，导致家庭绝对贫困率和相对贫困率都加大。

表5报告的是男孩偏好导致农户贫困的地区异质性⑤边际效用结果。在东部地区的子样本中，核心解释变量boy的系数并不显著，这可能是因为相对而言，东部地区的人均收入更高，农户外出务工和从事非农职业的机会更大，农业基础也相对更好，家庭男孩数量的增加并没有减少家庭收入，所以对贫困发生率的影响并不明显。在中部地区的子样本中，农户男孩偏好显著增加了家庭绝对贫困发生的概率，但对相对贫困率的影响不显著，说明中部地区农户的男孩偏好行为会在一定程度上导致家庭贫困。而在西部地区的子样本中，农户男孩偏好不仅会增加农户的绝对贫困率，还会增加相对贫困率，由于西部地区经济发展状况、教育程度对以及农民收入都相对较低，受传统“重男轻女”思想的影响也更加严重，农户男孩数量增加会更多地挤出父母的劳动时间，导致家庭贫困率上升。

最后，本文从父母年龄的角度考察男孩偏好对农户贫困的差异化影响。在表6中，我们将父母年龄分别划分为30岁及以下、31—59岁和60岁及以上三个等级，主要是考虑到在不同的阶段父母获得收入的能力不一致。一般而言在30岁以前，父母收入不稳定；当父母年龄在31—59岁之间时，父母收入逐渐稳定且家庭财富积累逐渐增多；而当父母年龄大于60岁时，获取收入的能力显著降低。

表4 男孩个数与农户贫困

表5 地区差异、男孩偏好与农户贫困

表6 父母年龄异质性

从回归结果可以看出，当父母平均年龄小于30岁时，男孩偏好无论是绝对贫困还是相对贫困都不存在显著影响，说明在这个阶段虽然父母收入并不稳定，但是农村年轻父母一般会选择外出务工和从事非农职业，将子女交给祖父母抚育，有助于提高家庭收入。而当父母平均年龄位于31—59岁区间和大于60岁区间时，男孩偏好分别会对农户绝对贫困和相对贫困有显著的积极效应，这也说明，当父母迈入老年所取得收入的难度越大，男孩越多对家庭物质资本的要求却更高，更容易导致农户贫困。

4. 机制分析

基于前文的分析，本文认为在“重男轻女”传统思想的影响下，存在男孩偏好的家庭会倾注更多的时间、精力和金钱去抚养和培育男孩，所以男孩个数越多，越会影响父母工作性质。这种影响不仅仅体现在对父母的工作时间形成挤出效应上，还体现在对父母外出务工和从事非农事业的不利影响上。但是在中国农村家庭中，更多地是由妇女来照料小孩，所以，在男孩偏好通过父母工作选择和劳动时间影响农户贫困的机制分析中，父母的表现可能并不一致，所以本文通过区分父母样本来进行实证检验。另外，考虑到60岁以上的父母存在退休和不工作等情况，我们在机制分析中剔除了该部分样本。

表7报告的是父母工作性质的中介效应，其中变量job是父母工作选择，我们将“没有工作”的设置为0，“务农”设置为1，“从事非农工作”设置为2。可以看出，变量boy在第1列和第4列中依旧显著，说明在缩减样本后男孩偏好对农户贫困依旧存在一定的促进作用，证明前文实证结果的稳健性。另外，在交互项（boy*job）中，在第1列、第3列和第4列中都显著为负，这说明农户男孩偏好不仅显著降低了母亲外出务工和从事非农工作的机会，还对父亲进行外出务工产生了替代效应，从而导致家庭贫困发生的概率加大。另外，从边际效应来看，在母亲子样本中交互项的系数更大，这也说明了农户男孩偏好对母亲进行外出务工和从事非农职业的不利影响更大。

表8检验的是父母工作时间的中介效应，其中变量worktime是父母工作，其中用问卷中的问题“您上周的工作时间”来确定。同样，男孩偏好的系数在前3列中都显著为正，而交互项（boy*worktime）的系数在后三列中都显著为负，说明从母亲工作时间上来说，农户男孩偏好显著降低了母亲参与劳动的时间，导致家庭收入下降贫困率上升；而男孩偏好同样对父亲劳动时间形成了一定的挤出效应，导致农户相对贫困率增大。

表7 男孩偏好、父母工作选择与农户贫困

表8 男孩偏好、父母工作时间与农户贫困

5. 稳健性检验

在稳健性检验中，本文主要考虑以下三个方面：首先，前文的实证结果并没有控制家庭女儿个数，但女儿也会对父母精力和时间形成替代作用，导致农户贫困概率提升；其次，本文通过预期儿子个数来反映农户男孩偏好，因为预期儿子个数越多的家庭，生更多男孩的可能性也会越大；最后，本文用另外两个衡量农户贫困的变量（相对比例贫困poverty3和主观贫困poverty4）来进行替代。

稳健性检验的结果如表9所示，可以看出，变量daughter的系数并不显著，说明女儿个数并不会显著导致农户贫困概率提升，这也说明在农村“重男轻女”思想的影响下，父母并不会将更多的精力和时间花费在女儿身上。在第3列和第4列的结果中，预期儿子数量都显著为正，说明预期儿子越多的农户家庭的男孩偏好更严重，对家庭频率发生概率的影响也就越大。在第5列和第6列中，当被解释变量替换为相对比例贫困poverty3时，依旧可以得出农户男孩个数越多，家庭贫困概率越大的结论，而男孩偏好并不会影响农户的主观贫困，相反在农户“多子多福”思想的影响下，更多的男孩甚至会增加家庭幸福感和主观满足感。

表9 稳健性检验

五、结论与启示

家庭特征是导致农户贫困的重要因素之一，而在“重男轻女”传统思想的影响下，农户的男孩偏好行为可能会进一步加剧家庭贫困。本文基于2013年中国社会综合调查（CGSS）数据，利用二元proibit模型，从绝对贫困和相对贫困两个层面实证检验了男孩偏好对农户贫困的影响，结果发现：农户男孩偏好显著导致了农户绝对贫困发生率和相对贫困发生率的提升，但女儿数量对农户贫困的影响却不显著。男孩偏好对农户贫困的影响存在异质性，当农户位于中西部地区、儿子数量越多以及父母年纪越大时，农户男孩偏好的贫困效应更加明显。本文还发现，农户男孩偏好会显著降低母亲的劳动时间，对母亲外出务工和从事非农职业形成了挤出效应，还对父亲的劳动时间和外出务工的机会产生一定的影响，最终导致农户贫困率提升。

本文的研究发现了男孩偏好与农户贫困之间的联系，这对于在边际上改善中国农村地区重男轻女的观念、缓解性别失衡问题和理解农村顽固性贫困问题具有一定的积极意义。从现实情况来看，虽然目前我国出生人口性别比的发展趋势正在扭转，但是重男轻女等文化和社会范畴的非正式约束具有很强的延续性和稳定性，所以说农户男孩偏好所带来的贫困问题也具有一定的长期性。另外，随着二孩政策的全面实施，农户男孩偏好可能会进一步引发父母对子女性别的选择效应，导致未来农村人口性别的进一步失衡，所带来的农户贫困效应也可能进一步加剧。总体来说，要根除农村“重男轻女”的思维观念和促进农村性别平衡依旧任重道远，需要政府和社会的多方努力。一方面，要更多地通过观念普及和意识教育来实现，在农村地区推行现代家庭文化建设；另一方面，要继续开展女孩关爱行动，并重视男女在家庭责任和义务上的公平分担。

注释

①数据来源于国家统计局《改革开放30年报告之八：农业与农村经济三十年辉煌成就》与《2017年国民经济和社会发展统计公报》。②本文所指的农户是指被访者的户口为农村户口的样本。③这里是指绝对贫困。④经过计算为2791元。⑤东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、山东、上海、江苏、浙江、福建和广东；中部地区包括河南、湖北、湖南、安徽、山西、江西、吉林和黑龙江；西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、广西、内蒙古、陕西、宁夏、甘肃、新疆和青海。⑥在相对贫困线中，东部地区人均收入为7830元，中部地区人均收入为5000元，西部地区人均收入为4000元。