子女数量会影响个人和家庭收入吗？

［摘要］探究子女数量对个人和家庭收入的影响大小与方向，对于中国制定适宜的人口政策有非常重大的意义。基于2011—2019年的中国社会状况综合调查（CSS）数据，文章实证分析了子女数量对个人总收入和家庭平均收入的影响。结果显示，子女数量增多显著降低了个人总收入，并且对女性、乡村、有5岁以下幼孩、无非农工作等群体的负向影响更大，但对家庭平均收入却无影响。文章运用家庭分工理论，从家庭规模视角进行讨论，发现对只有夫妻双方的小规模家庭，子女数量显著降低了女性收入但提升了男性收入；对家中含有老人的大规模家庭，个人总收入受到的负向影响较弱，家庭平均收入仍不被影响。研究认为家庭成员之间的分工能够减弱子女数量增多给个人收入带来的负向影响，生育政策应更加关注家庭。

［关键词］子女数量；生育决策；个人总收入；家庭平均收入；家庭分工理论

［中图分类号］F0613；D669［文献标识码］A［文章编号］1673-0461（2024）11-0062-13

一、前言

自20世纪80年代末以来，我国生育率持续下降。至2022年末，人口出生率已降至677‰，自然增长率为-060‰，两项数据均为改革开放以来的历史新低，总和生育率为11，远低于正常生育率21的更替水平。尽管2009年的“双独二孩”、2014年的“单独二孩”和2016年的“全面两孩”①等政策相继通过并实施，在短期内释放了生育需求，延缓了人口出生率和自然生育率的下降，但并未改变其下降趋势（见图1）。同时，伴随着生育率降低的是中国家庭规模的不断小型化。中国人口普查数据显示，1982年中国家庭户每户平均441人，到2020年已降至262人。由此可见，中国“少子化”问题已迫在眉睫，并且很可能会成为未来横亘在中国经济发展前的一座大山［1］。

虽然中国的生育政策，如带薪休假、生育津贴发放、税收减免、二胎产假延长、补助增加等已相对完善，但仍无法阻止人口出生率降低。有一种观点认为，生育子女会降低个人和家庭收入，从而使得生育意愿降低，但这种逻辑是否成立仍需要检验。如果该逻辑成立，那么就需要从收入端入手制定生育鼓励政策——只有加大对生育子女家庭g+39mXXEB/kRshNT7on7Rg/hZV4wZLa3BK0TIPYrm54=的收入补助，才能够提高人口出生率，或者至少能够阻止人口出生率持续走低。为了验证生育子女是否会降低个人和家庭收入，本研究采用2011—2019年中国社会状况综合调查（CSS）数据，实证检验了子女数量对个人和家庭收入的影响。

二、文献综述与理论机制

（一）文献综述

目前文献中关于子女数量对个人收入影响的研究，一般是从劳动参与率和劳动供给时长展开讨论，认为该影响在不同家庭成员中会呈现出巨大的差异。

从母亲角度来看，绝大部分的研究都发现子女数量的增加对母亲的劳动供给具有显著的负效应［2-6］。王姮和董晓媛（2010）［7］、於嘉和谢宇（2014）［8］认为，这是由于女性在生育之后会将更多的精力投入到家庭和子女照顾上，从而降低了其劳动参与率。鄢伟波和安磊（2021）［9］从延嗣惩罚（ChildPenalty）和子女性别失衡视角讨论了中国女性劳动参与率和参与强度的下降：母亲在孩子出生当年工作参与率降低约60%，降低的工作强度会在女孩2岁时恢复到正常水平，但要在男孩17岁左右才能恢复到正常水平。刘金菊（2020）［10］曾计算，中国城镇女性每多生育1个孩子，其工作时间损失造成的收入损失就接近30万元。但刘金菊（2020）［10］未考虑子女数量与工作参与之间的内生性，所以可能会高估工作收入的损失。CRUCES和GALIANI（2007）［3］研究了阿根廷和墨西哥妇女生育率对劳动力供应的关系，发现子女数量增加会降低阿根廷和墨西哥女性的市场劳动参与时间6～9小时/周。然而，也有部分研究认为，生育行为不会影响母亲的劳动供给，甚至在有些情况下反而会增加母亲的劳动供给。AGERO和MARKS（2008）［11］用育龄女性的不孕症作为工具变量，发现是否有孩子不影响女性劳动参与。GUPTA和SMITH（2002）［12］基于丹麦数据发现，女性因分娩和育儿造成的职业中断会导致其人力资本积累减少，但收入潜力没有受到显著影响。GUO等（2018）［13］发现女性在生育时期会暂时离开劳动力市场，但在整个生命周期内劳动参与率和劳动强度并不受影响，反而因生育提高了收入。TRAKO［14］利用阿尔巴尼亚的数据证明，子女数量增多增加了母亲的劳动供给，尤其是每周工作时间和外出工作的可能性。

从父亲角度来看，子女数量的增加很可能会增加父亲的劳动供给和收入。LUNDBERG和ROSE（2002）［15］经过研究之后发现，子女数量每增加一个，男性每年的工作时间增加约40小时。PENCAVEL（1987）［16］通过调查发现，子女数量的增加激励并促使父亲从事劳动报酬丰厚的工作并提升其工作的积极性和强度，但如果母亲无力独自抚养子女则会要求父亲付出一定的时间和精力用于照顾家庭。TRAKO［14］发现，子女数量的增多会增加父亲在农场以外工作并从事第二职业的可能性。但ANGRIST和EVANS（1998）［2］、GUO等（2018）［13］的研究却发现子女数量对于父亲的劳动力供给无影响。

因此，子女数量对个人收入的影响因家庭成员的不同产生了巨大的异质性，并且因子女年龄［7，17］、工作类型［18-19］、城乡差异［20］、家中是否有老人［21-22］等家庭情况不同也会产生不同的结果。作为个人收入的集合体，家庭收入会受到子女数量的何种影响更加不可知，文献中对此的研究也较少。虽然段志民（2016）［23］利用2005年全国1%人口抽样调查数据研究之后发现，生育二胎会使得家庭收入平均下降208%，但其考虑的家庭收入只是夫妻双方个人收入的简单加总，未考虑其他家庭成员的收入和家庭的整体性收入，如出售和出租房屋、家族经商等，因此还有必要对此进行深入研究。

本文的边际贡献主要有以下三点：第一，将子女数量对个人和家庭收入的影响纳入同一个框架内进行分析，特别是将家庭作为一个整体考虑，而不是简单地将家庭成员个人收入相加；第二，实证结果证实了子女数量对个人收入有巨大的负向影响，但是对于家庭收入几乎无影响，该结论对于国家生育政策的制定和调整具有非常重要的现实意义；第三，本研究通过贝克尔家庭分工理论［24］，以家庭规模的视角对个人和家庭收入的影响差异进行了讨论，为该理论增添了新的现实证据。

（二）理论机制

根据贝克尔家庭分工理论，家庭中夫妻双方在抚育子女的过程中可能承担了不同责任，显示出了两种不同的效应［25-26］。

从成本角度考虑，家庭抚育子女的成本有两个：一个是直接成本，即抚育子女所产生的物质成本；另一个是机会成本，主要体现在照顾子女产生的劳动机会和劳动时间的减少。因此，针对两种成本的变化也产生了两种效应：一种是收入效应，即为了抚育子女和为了维持家庭成员原有的或追求更好的消费水平，增加劳动时间及寻求更好的工作机会；另一种是替代效应，即在当前收入水平较低的情况下，通过降低劳动时间并用来照顾孩子更具有经济性，从而使得个人收入减少。单一家庭成员在面对这两种效应时往往无法使其达到平衡，被迫面临着抉择。但家庭作为家庭成员的集合体，可以在家庭成员之间进行分工，从而使得家庭中同时出现收入效应和替代效应，并使得抚育子女的负效用降到最低。一般认为，家庭中的女性（母亲）因为收入较低和在抚育孩子中的天然优势，可能会被要求承担更多的抚育责任（替代效应）［7］，而男性（父亲）则被要求承担更多的赚钱养家的责任（收入效应）［16］。

当然，这种分工会在不同家庭规模中具有不一致性。在小规模家庭中，母亲的替代效应和父亲的收入效应异常明显，子女数量的增加使得母亲的收入降低②，父亲的收入增加，并最终可能使得家庭平均收入不变。在大规模家庭中，因为存在多位家庭成员，情况更为复杂，分工也会在更多家庭成员中进行。如与孩子的祖父母（外祖父母）同收支和同吃住时，祖父母（外祖父母）可以通过代际转移将自己的一部分收入或者储蓄传递给下一代（同收支时），减弱男性的收入效应，或者承担照顾和看管孩子的责任（同吃住时），减弱女性的替代效应。此外，祖父母（外祖父母）可能因为孙辈的出生重新进入劳动力市场或者提高自己的收入，比如做一些零工等［27］，也体现了收入效应。

因此，从理论分析上来看，子女数量对个人收入的影响取决于是收入效应还是替代效应主导，而何种效应主导又取决于家庭成员的分工和家庭规模的大小。在家庭分工下，收入效应和替代效应之间极有可能达到平衡并使得家庭收入不变。

三、研究设计

（一）数据来源

本研究采用的数据是中国社会状况综合调查（ChineseSocialSurvey，CSS）数据，由于CSS数据详细记录了同收入和同吃住的子女数量信息以及家庭内部的收入信息，与本研究的主体非常契合。但CSS数据每期都会对样本进行重新抽样，因此该数据本质上是多期横截面数据。

（二）数据处理和变量说明

本研究采用的是2011—2019年共5期的CSS数据，保留了被访问者年龄在18～65岁之间，有工作、已婚（包括初婚和二婚）、夫妻双方收支在一起、没有孩子或者孩子年龄全部在16岁以下且收支在一起的样本，总计14019个样本。

首先，本研究的核心解释变量为子女数量，以被访问者自述的、在家庭成员关系一栏中详细记录的子女数量为准。虽然除2013年外，其余4期CSS调查问卷都会询问被访问者“您现在有几个亲生子女？”这一问题③，但本研究并不以该问题的答案作为关键解释变量。原因一是在2015年和2017年原始数据集并未公开该问题的答案，因此仅有2011年和2019年数据，数据缺失严重；二是在家庭成员关系一栏中详细记录了子女的个体信息，有助于控制变量和进行异质性分析；三是若被访问者年龄较大，该问题的回答中会包含已经独立的子女数量，这类子女与当前家庭既不同收支也不同吃住，不影响当期个人和家庭收入，因此在家庭成员关系一栏中未被报告，可以认为在被访问者心目中不属于现有家庭成员。所以，若以“您现在有几个亲生子女？”的答案作为关键解释变量，可能会低估子女数量对于收入的影响。综上，本研究以统计的被访问者自述家庭关系中子女的数量作为关键解释变量。

其次，本研究将家庭中现有子女年龄控制在16岁以下，是因为按照《中华人民共和国劳动法》规定，年满16周岁即可从事一般劳动获得收入，这样处理可以避免当前家庭中的子女从事劳动获得收入的混杂影响［23，28］。并且，将现有子女的年龄全部控制在16岁以下，可以确保子女的收支与父母紧密地绑在一起［14］。

再次，本研究的主要被解释变量为个人总收入和家庭平均收入。个人总收入是指在入户调查前被访问者的全年个人总收入。CSS数据对个人总收入和各来源分项都做了记录，包括工资、奖金、兼职等劳动报酬收入，以及退休金、养老保险金和个人农业经营纯收入等。本文对各收入分项加总后，与直接记录的个人总收入进行比较，取两者中较大数作为最终的个人总收入。家庭平均收入由被访问者家庭总收入除以家庭中有劳动能力的家庭成员数计算得到。其中，家庭总收入的处理方法与个人总收入相同，即将被访问者各分项收入加总后，与直接记录的家庭总收入进行比较，取两者中较大的值；家庭成员数是以“是否收支在一起”作为判别个人是否为家庭成员的依据④。

最后，为了避免出现离群值，本研究对所有收入类的指标全部进行左右25%缩尾，后对其进行对数化处理，使其密度分布函数更符合正态分布。

（三）描述性统计

自1971年以来，中国一直在认真执行“独生子女政策”，直到2010年才有人提议在全国范围内放宽［4］。由于长期的政策影响，一孩家庭在社会中占据主导地位。如图2a所示，考察在2011—2019年CSS数据中有较强生育能力的家庭（夫妻双方年龄在45岁以下）可以发现，有5000%的家庭在调查时只生育了1个子女，二孩家庭比例为3536%。在图2b中，从时间趋势上分析，随着生育限制的放开，一孩家庭比例持续降低，二孩家庭比例逐渐上升。2011年，一孩家庭比例为6091%，二孩家庭为2573%。到2019年，一孩家庭比例为3953%，二孩家庭比例为4496%，分别下降和上升了近20个百分点。由此可见，“二孩政策”的实施刺激了被抑制生育需求的一孩家庭向二孩家庭转变。再结合无孩家庭比例在5次调查中相对稳定的数据事实，说明“二孩政策”可能没有显著刺激未生育家庭开始生育。

对于个人总收入和家庭平均收入，根据比较之后可以发现，二者收入分项来源的差别主要在于出售和出租房屋、土地收入，以及居委会与村委会提供的福利收入上。但该两项收入的均值为228816元，在家庭总收入中占比相对较少，仅为363%。结合个人总收入和家庭平均收入均值相近，再加上被访问者与其配偶是家庭总收入的主要贡献者，本研究认为个人总收入和家庭平均收入在收入分项来源上基本相同，且能够相互替换。

（四）研究设计

本研究首先使用OLS方法估计了子女数量对个人和家庭收入的影响，基准计量模型设定如下：

incomei=α0+β1numchild+Xiγ1+λd+λt

+μi（1）

式中，incomei为收入变量，表示个人总收入或家庭平均收入。numchild是家庭子女数量的变量。Xi是控制变量，根据被解释变量的不同，控制变量的选取也不同。具体来说，被解释变量为个人总收入时，本研究将被访问者的年龄（age）、年龄平方/100（age2）、性别（gender）、教育程度（edu）、职业类型（job）、是否党员（party）、户口（hukou）、房产现值（house）和对经济地位自评（econ）作为控制变量。被解释变量为家庭平均收入时，本研究将家庭成员数（famnum）、年龄（age）、年龄平方/100（age2）、性别（gender）、教育程度（edu）、职业类型（job）、是否党员（party）、户口（hukou）、配偶工作（pjobstatus）、配偶年龄（page）、配偶教育（pedu）、城乡类型（chengxiang）和房产现值（house）作为控制变量。此外，λd是省级固定效应，λt是时间固定效应，μi为随机扰动项。

四、实证结果分析

（一）基准回归

表2报告了子女数量对收入的基准回归结果。回归结果显示，无论是基础回归还是增加了各项控制变量，子女数量对个人总收入的影响均在1%的水平上显著为负，而对家庭平均收入均不显著。从系数来看，平均每多生一个子女，个人总收入会下降168%；家庭平均收入的系数比个人总收入小很多，且在统计上均不显著，可以认为无影响。如前文所述，由于个人总收入和家庭平均收入均值相近，各分项来源也相似，两者在很大程度上可以相互替换。但基于表2的估计结果，子女数量与个人总收入间存在显著的负向关系且影响值较大，对于家庭平均收入却几乎无影响，两者之间形成了巨大差异。

上述理论分析的结果，个人面对子女数量的增多，替代效应大于收入效应程度，但家庭可以通过分工，将两种效应进行平衡。

（二）内生性问题讨论

CLARKE（2018）［30］认为，人类的生育决策取决于两个不同的边际效应：是否要孩子（广延边际）和要几个孩子（集约边际）。因此，在进行内生性讨论时，要先明确内生性问题是出现在广延边际上还是集约边际上⑤。一般认为，收入水平与是否要孩子并不具备内生性，只与要几个孩子具有内生性，即收入高低不影响是否生育子女，但会影响生育子女的数量。考虑到内生变量为离散变量，本研究使用条件混合估计法（CMP）来进行估计。CMP模型的结果除了报告相关关系外，还会报告内生检验参数atanhrho_12，当atanhrho_12参数显著时，可以认为基准模型存在内生性，此时CMP得出的结果更为可靠，反之则认为基准模型的结果5eBNbDhEMuEWgs/dEDWNSA==更具有参考价值［31］。考虑到第一阶段是二值选择模型，所以本研究将CMP估计的第一阶段回归模型设定为probit模型。

首先，本研究考虑生育决策广延边际的内生性。本研究构建一个是否生育child的虚拟变量，child=1表示有孩家庭，child=0表示无孩家庭，将问题转化为是否生育对个人和家庭收入的影响。参考POSADAS和VIDALFERNANDEZ（2013）［32］、熊瑞祥和李辉文（2017）［33］的做法，本研究将子女的祖母（奶奶）是否在世且同住（mom）作为是否生育的工具变量。这是因为祖母通常是隔代抚养的主要家庭成员，祖母是否在世且同住与是否生育密切相关，但是与个人收入和家庭收入无关。此外，祖母同居住会给予夫妻双方更多的压力，敦促其尽快生育。回归结果如表3，其中atanhrho_12值分别为0033和-0135，不显著，说明是否生育与个人总收入和家庭平均收入均不存在内生⑥。因此，OLS回归的结果能够度量其影响大小，并且具有因果性。

其次，本研究考虑生育决策集约边际的内生性。本研究参考了张川川（2011）［6］、段志民（2016）［23］和王善高等（2020）［34］等文献，采用第一胎子女是否为男孩（childgender）作为工具变量，对子女数量对收入影响的因果效应进行CMP估计，并在第一阶段估计中采用Oprobit模型。一般认为，第一胎子女的性别是一个外生变量，但由于计划生育政策和“男孩偏好”的影响⑦，不排除通过人工授精，或者利用B超等设备提前查看胎儿性别并决定是否流产或遗弃胎儿来达到控制胎儿性别情况的发生［35］。但人工授精价格昂贵，流产对女性身体伤害较大，生育之后遗弃则不符合传统的道德观和价值观⑧，可以认为第一胎子女性别对收入具有外生性，是一个很好的工具变量。并且，样本中的第一胎子女性别比例也接近于1∶1。另外，一阶段回归的F统计值分别为253395和231967，远大于一般经验值的10，证明其是一个强工具变量。所有估计的结果呈现在表4中。其中，模型（1）、（2）是对个人总收入的CMP估计，模型（3）、（4）是对家庭平均收入的CMP估计。结果显示，平均每多生一个子女会使得个人总收入比之前下降95%，并

（三）稳健性检验

本研究进一步从控制子女人数、将子女年龄限制在18岁以下、替换被解释变量、增加控制变量、交换控制变量、去除收入为0的样本、将被访问者年龄限制在45岁以下等对基准回归结果进行稳健性检验，结果见表6和表7。

1控制子女人数

受计划生育政策的影响，家庭的生育数量上限一般是2个，1个家庭中有3个或更多孩子比例较少［17］。因此，本研究将子女数量控制在2个以内，约占总体样本的95%左右。

估计结果表明，随着子女数量的增加，个人总收入平均下降156%，与基准回归的估计结果-168%相近。同时，子女数量对于家庭平均收入基本无影响。

2将子女年龄限制在18岁以下

在基准回归中，将全部子女年龄限制在16岁以下的条件有些许苛刻，因此本研究放宽子女年龄限制至18岁，即只有成年之后的子女才会产生“反哺现象”。估计结果显示，放宽子女的年龄对个人总收入的影响同样显著，而对家庭平均收入的影响同样不显著。

3替换因变量

本研究尝试以非农工作收入和家庭总收入替换现有的因变量。其中，非农工作收入为月收入，均值为3724元，换算成年收入之后比个人总收入高出19723元，几乎是个人总收入的两倍，但样本量约为个人总收入的一半，仅7492个。家庭总收入的均值为62320元，共有样本量13295个。家庭总收入受家庭人数的影响较大，一般认为家庭劳动人口越多，家庭总收入越大，因此在回归时同样需要控制家庭成员数。估计结果显示，对个人总收入回归的结果为-0071，明显小于基准回归结果，但是仍为负向影响，且在5%统计

且在5%的统计水平上显著，而对家庭平均收入并没有影响。

综上所述，本研究通过工具变量法证实了子女数量会降低个人总收入，且主要作用于生育决策的集约边际上，子女数量对家庭平均收入无影响。因此，表2的OLS估计虽然存在内生性，高估了子女数量对个人总收入的影响，但仍不失为一种简便准确的估计。因此在后续的估计中，本研究仍采用OLS估计方法916231274ef4516f5e24a967a846df4c。

最后，本研究讨论了生育决策中常见的工具变量的适用性。这其中包括同性变量［3］，即存在两个男孩和两个女孩的情况，核心是追求儿女双全，会使得家庭有强烈动机生育第三个。不可否认，这种偏好的确存在，但在中国长期生育抑制的大背景下很难实现。另外，还有一些文献以双胞胎作为外生变量进行研究［13，17］。但这种方法有两个问题：一是双胞胎的数据难以获得，往往需要有大样本的支持［6］。本研究曾尝试通过出生年份相同为条件识别出双胞胎进行处理，但仅获得88个双胞胎数据。该识别的依据是人的妊娠周期为280天左右，再加上生育之后的恢复时间，整个过程几乎持续一整年，因此理论上家庭中出生年份相同的子女极有可能是双胞胎。二是双胞胎和正常生育二胎对个人的影响有很大差异，因此难以将其推广到所有二孩情况。以女性为例，正常生育二胎意味着女性人力资本的积累被迫中断两次，而生育双胞胎人力资本积累仅中断一次。在生育之后，同时照顾两个婴儿和照顾一个较大的孩子与一个婴儿在时间和精力上也存在差异。同时照顾两个不同岁的孩子，较大的孩子会有一定的自理能力，并且还有可能出现较大的孩子照顾较小孩子的情况。因此，照顾双胞胎可能更耗费精力。但也不能排除可能存在抚育子女的“规模效应”，因为双胞胎在很多方面都具有同步性，使得女性照顾的成本下降。这些影响都是复合的，目前还未存在一个明确的共识。表5呈现了以双胞胎作为外生变量的回归结果。回归结果显示，相较于只生育一个子女，双胞胎对个人总收入和家庭平均收入均无影响。此外，HUANG等（2016）［36］的研究证实了在计划生育政策实施期间，父母将两个不同时间相继出生的孩子同时上户口以避免违反政策的惩罚，使得中国的双胞胎比例上升1/3左右，双胞胎的外生性可能存在巨大问题。

水平上显著。回归结果变小可能是因为非农工作受法律保障较好，收入较为稳定。此外，子女数量对家庭总收入的回归结果仍无影响，且不显著。

4增加控制变量

在基准回归中，考虑到放入某些控制变量可能会使得某一年数据整体缺失，因此选取的控制变量是在5期数据中均被记录的。在稳健性检验中，本研究在对个人总收入的回归方程中加入民族、城乡类型、对总体生活的满意度、对人与人之间的信任感、对社会总体公平情况评价等控制变量，在对家庭平均收入的回归方程中加入配偶户口、父母和配偶父母平均年龄、房产个数等控制变量。估计结果显示，子女数量对个人总收入回归的结果为-0183，略高于基准回归结果，对家庭平均收入回归的结果仍然在统计上不显著。

5交换控制变量

个人总收入和家庭平均收入的回归结果可能与两者控制变量的不同有关，因此本研究将两者的控制变量交换。估计结果显示，对个人总收入的回归系数为-0177，仍在统计上显著，对家庭平均收入的回归系数为-0020，仍在统计上不显著。

6去除收入为0的样本

在样本中共有1868个个人总收入为0的样本和227个家庭平均收入为0的样本，虽然本研究在回归分析之前对被解释变量0处做了25%的缩尾，但仍剩余较多收入为0的样本。收入为0，一方面可能是被访问者的真实收入为0；另一方面可能是数据记录错误，将未汇报记录为收入为0等。因此，本研究去除了所有收入为0的样本，并重新进行实证分析。实证结果显示，由于子女数量的增加，个人总收入下降89%，对家庭平均收入仍然不影响。

7将被访问者年龄限制在45岁以下

因为无孩家庭中包含了许多已完成生育，但是子女已经独立的样本。被访问者年龄限制在45岁以下，可以排除绝大部分此类样本。在具体回归过程中，本研究在控制变量中删去了年龄的平方项，因为在45岁以前，个人总收入基本随年龄的增长而增长，不会出现“倒U型”的关系。回归结果显示，子女数量对个人总收入回归的系数为-0181，在1%的统计水平上显著，对家庭平均收入回归的系数并不显著。

（四）异质性分析

为了探究不同群体中子女数量对个人总收入和家庭平均收入的影响差异，本研究进行了分样本估计。所有结果都呈现在表8和表9之中。

其中，表8模型（1）、（2）是个人分性别回归。结果显示，抚育子女更多的影响的是女性的个人总收入，平均每多生一个子女，女性收入会降低276%，而男性则几乎未受影响。表8模型（3）、（4）和表9模型（1）、（2）是分城乡类型回归。本研究发现，无论城镇还是乡村家庭，个人总收入均下降且对城镇家庭的个人总收入影响更大，这可能是由于城乡之间劳动力供给差异［6］和职业选择不同［19］造成的，而家庭平均收入均不受子女数量的影响。表8模型（5）、（6）和表9模型（3）、（4）是孩子中是否有5岁以下的幼孩。一般认为，孩子越小照顾所需要的精力越大。当子女进入幼儿园或者开始上学之后，学校在一定程度上起到了托管和照顾的作用，减轻了家庭和个人抚育与看管的压力，使得父母有更多时间和精力从事生产与工作［7］。本研究以5岁为分界线⑨，如果孩子中有任何一个不满5岁则认定有5岁以下的幼孩。结果显示，有5岁以下幼孩子女数量会严重降低个人总收入，但无5岁以下幼孩则不影响。家庭平均收入则不受子女中是否有幼孩的影响。

表8模型（7）～（12）均与非农工作相关，其中，模型（7）、（8）是是否有非农工作。结果显示，子女数量对农业工作的群体个人总收入影响更大。农业工作的收入与劳动投入时间具有较强的正相关，而非农工作的收入则更为固定。另外，非农工作对于个人的保障较好，不仅有生育津贴，还有产假、哺乳假等。因此，子女数量越多对农业工作的群体影响更大。模型（9）～（12）是分非农职业类型回归。可以看到，子女数量对在政府和事业单位以及国有和集体企业上班的个人收入影响较小，且不显著，对在私人和三资企业以及自雇佣的个人收入影响较大。随着子女数量的增加对在私人和三资企业上班的个人总收入下降235%，在5%的水平上显著，自雇佣的个人总收入下降114%，虽然不显著，但其p值为0101，接近于10%显著水平。这可能是由不同工作的保障水平导致的，并且私人和三资企业和自雇佣更加遵从“多劳多得”的规则，子女数量的增多可能会对工作时间造成挤出。

五、进一步分析：基于家庭规模的讨论

针对子女数量对个人总收入和家庭平均收入的差异影响，本研究试图从家庭规模的视角出发，通过家庭分工理论给出一个较为合理的解释。本研究按家庭规模将样本分为小规模家庭和大规模家庭。其中，小规模家庭是指家庭中只有父母和子女同收支的情况，被访问者在CSS问卷中汇报家庭关系时均未提及其他家庭成员，或其他家庭成员并未进行共同收支。大规模家庭是指家庭中除父母和子女同收支之外，还存在祖父母或外祖父母一起同收支或者同吃住的情况。简言之，两代人即为小规模家庭，三代人则为大规模家庭。

（一）小规模家庭

表10报告了小规模家庭样本的估计结果。其中，模型（1）显示，子女数量每增加一个，会造成小规模家庭个人总收入下降10%左右，低于基准回归结果且显著性较差。模型（2）、（3）分别报告了分性别的估计结果，发现子女数量每增加一个，会对小规模中的男性和女性的收入造成异质性影响。具体而言，子女每增加一个，会造成男性个人总收入提高133%，女性个人总收入降低265%，且皆显著。按平均收入计算，家庭中夫妻双方收入总和变化基本持平⑩。模型（4）是对家庭平均收入进行回归的结果，显示多生子女对家庭平均收入基本无影响，这与模型（2）、（3）的结果相呼应。综合而言，回归结果说明了在小规模家庭中，家庭分工使得女性产生了替代效应，男性产生了收入效应，并且最终使得家庭平均收入不变。

（二）大规模家庭

表11报告了大规模家庭样本的估计结果。本研究分别对大规模家庭中夫妻双方与父母同收支和同吃住两种情况进行了分析，只要祖父母或者外祖父母任何一人与家庭同收支或同吃住，即可认定为是同收支或同吃住。在同收支的情况下，可能由于代际转移使得夫妻双方获得额外的收入，收入效应减弱；在同吃住的情况下，可能由于父辈的隔代照料使得多生子女的替代效应减弱。模型（1）、（3）是大规模家庭中，祖父母或者外祖父母中任何一人与夫妻两人同收支的情况。可以发现，子女数量每增加一个，个人总收入平均下降149%，该结果在10%的水平上显著，而对于家庭平均收入则无影响。模型（2）、（4）是大规模家庭中，祖父母或者外祖父母中任何一人与夫妻两人同吃住的情况。在同吃住的情况下，无论是个人总收入还是家庭平均收入均不显著。该回归结果说明了大规模家庭中，家庭成员的分工更加复杂，在总体上更能够中和收入效应和替代效应两种相反的影响。

六、结论与政策建议

现阶段，人口问题已然成为中国经济能否持续增长的关键问题。本研究通过2011—2019年CSS数据，实证分析了子女数量增多对收入的影响，验证了子女数量增加会降低个人总收入，但是对家庭平均收入几乎不影响。从个人总收入角度来看，女性、乡村、有5岁以下幼孩、无非农工作等群体更容易受到子女数量增多的影响；在有非农工作的群体中，在私人和三资企业中工作和自雇佣的群体受子女数量的影响也更大。针对个人总收入和家庭平均收入的影响差异，一种可信的解释在于家庭成员之间的分工减弱了子女数量增多产生的家庭收入负向影响。具体来说，对于小规模家庭而言，多生子女会对男性产生激励作用，使其收入提高，与女性因多生子女造成的收入降低相抵。对于大规模家庭而言，通过代际传递或者隔代抚养，减弱了个人总收入的负向影响，最终使得家庭平均收入不变。

该结论对于当前中国生育鼓励政策的制定具有极大启示。一是多生子女会降低个人收入但不会降低家庭收入，因此如果要从收入端激励的话，生育鼓励政策应更多地考虑个人收入而不是家庭整体收入，对于女性、乡村、有5岁以下幼孩、无非农工作等群体应给予更多关注。特别是对于女性而言，生育对于女性的工作和收入造成的“伤害”远超男性，尤其是在我国这类女性就业率较高的国家，更应该关注生育女性的工作保障。二是建立更多的幼托、晚托机构，完善和规范婴幼儿托育服务行业，全面开展和实行儿童就近上学政策，减少抚育子女的机会成本和抚养成本，使个人从繁复的抚育孩子活动中解放出来，才能使家庭在进行生育决策时有更多的底气。三是必须建立共识，家庭在促进生育中起到了不可替代的作用，生育鼓励政策应更多考虑从家庭出发，通过福利和收入补偿等引导和支持家庭更好地助力生育，比如对于家庭中有老人隔代抚养的情况，应对老人进行适当的补偿和奖励，减少老人的抚养负担，有利于构造和谐稳定的家庭结构。

需要指出的是，本研究目前仍存在较多不足。一是本研究虽然验证了子女数量会对个人收入产生负向影响，对家庭收入无影响，但仍无法说明收入端的刺激是否有用，因为无法得知生育决策是依据个人感知还是家庭整体感知为主。如以个人感知为主，女性更容易因为收入降低原因推迟生育或者选择不生育，此时对于个人收入端的政策补助可能更有效；如果以家庭整体感知为主，家庭收入不受影响那自然不需要再从收入端入手进行生育鼓励。二是本研究通过家庭规模分析时未考虑非典型家庭的情况，诸如家里有未嫁娶的姑舅的，或者夫妻双方仅剩一人等情况，这些情况的考虑会更加复杂，但同样具有强烈的现实意义。三是因为数据限制，本研究无法获得家庭中个人的健康状况，未将其进行控制，这可能是对收入影响的一个重要因素。本研究也无法探究子女数量对收入影响的动态变化。四是本研究未对女性的人力资本中断视角进行考虑，给出的基于家庭规模的讨论也还需要更多的证据去证明。这些都是日后可以扩展的方向。

［注释］

①“双独二孩”政策，最开始是在北京、天津等地区试点，到2011年才在全国实施；“单独二孩”政策自2013年12月28日起正式启动，各省份实施的时间略有差异，但普遍都将2014年作为“单独二孩”政策启动的元年；“全面两孩”政策自2016年1月1日起正式实施。

②这种情况有时候也被称为女性的“诅咒效应”。

③在2011年中为问题A4a，在2015年中为A4b，在2017年和2019年中均为A6b。

④CSS调查询问了被访问者每个家庭成员的具体情况，包括是否同收支以及是否同吃住，在早期数据中更是将吃和住，收和支两者分开。由于本研究的主要被解释变量是个人总收入和家庭平均收入，因此本研究将是否收支在一起作为进一步判别个人是否为该家庭成员的依据。

⑤如果从劳动供给的角度来看，子女数量对收入也存在广延边际和集约边际两方面的影响，即是否参与劳动和参与劳动的时长。但本研究的个人总收入和家庭平均收入均含有非劳动收入所得，并且本研究限定了被访问者有工作，因此不需要关注子女数量是否会影响收入的广延边际。

⑥本研究还曾采用传统的2SLS方法进行估计并进行Hausman内生性检验，发现同样不存在内生性。

⑦具体计划生育政策由各地根据当地实际情况制定法规并实施，但绝大部分都规定在第一个孩子是女孩的情况下能生育第二个［28］。一些地方规定少数民族［35］或者农村地区独生子女能够生育二孩。此外，即使一部分家庭不遵守计划生育政策，在第一孩是女孩的情况下，他们仍有强烈动机生育二孩乃至多孩，并通过迁移外地、将儿女寄养、报告双胞胎［36］、少报女儿等方式躲避违反计划生育政策的惩罚。

⑧B超查看婴儿性别在2003年被禁止。2003年1月1日开始施行《关于禁止非医学需要的胎儿性别鉴定和选择性别的人工终止妊娠的规定》，该规定第三条明确规定：禁止非医学需要的胎儿性别鉴定和选择性别的人工终止妊娠。未经卫生行政部门或计划生育行政部门批准，任何机构和个人不得开展胎儿性别鉴定和人工终止妊娠手术。法律法规另有规定的除外。

⑨虽然儿童年满3岁就可以进入幼儿园，但是考虑到各地区之间的差异和幼儿园的非强制性，以及义务教育的法定上学年龄为6岁，因此本研究将这两个年龄折中选为5岁。并且，5岁以上的孩子即使没有进入幼儿园或者学校也可以被认为具有一定的自理能力了。

⑩根据样本数据可得，小规模家庭中男性平均收入为3323462元，女性平均收入为1950015元，分别乘以对应的回归系数并相加，男性的收入溢价和女性的收入损失基本相等。

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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

（责任编辑：张丽阳）