孩子数量与农户家庭发展关系的实证考察

胡志林，程广帅

（中南财经政法大学公共管理学院，武汉430073）

0 引言

在传统农业社会，由于市场不发达和经济社会发展水平低，农民的收入普遍偏低，再加上缺乏正规制度（如养老保障制度、医疗保险制度等）的支持，农民抵御外部风险的资源主要来自于家庭及其社会支持网络[1]。家庭规模越大，抵御风险的能力就越强，因为在风险冲击不变的情况下，家庭人口越多，平均分摊到每个家庭成员的风险损失就越小。由于家庭规模大小主要取决于孩子数量，因此多生孩子是传统农村家庭应对外部风险的生存策略，通过扩大家庭规模以应对和分散外部风险冲击。那么，在我国，多生孩子能促进农户家庭发展吗？

对这个问题，国内的研究还不是很多，只有少数文献考察了孩子数量与父母养老之间的关系[2]以及子女数量对父母健康的影响[3]，彭希哲等（2002）[4]以苏南地区为例，分析了家庭规模缩小对家庭经济保障能力的影响。总的来看，系统考察孩子数量与家庭发展之间关系的文献为数极少。因此，本文基于可持续生计分析框架，使用所获得的第一手农村微观调查数据，考察孩子数量与家庭发展之间的关系。

1 可持续生计框架及生计资本测算方法

1.1 可持续生计框架

可持续生计理论为研究者提供了深入观察分析发展中国家农户的贫困、风险、脆弱性等现实问题的新视角[5-7]，因而日益受到学术界和各国政府的重视，并在世界各地的扶贫开发和生计建设项目中得到了广泛应用。该框架将生计资本划分为人力资本、自然资本、物质资本、金融资本和社会资本五种类型。

1.2 农户生计资本及测算方法

（1）人力资本。本文在测度人力资本时主要基于两个变量：一是家庭劳动力的健康状况；二是家庭成员中劳动力的文化程度。有些文献考察的是家庭全部成员，但本文认为，家庭中的老人已经退出劳动力市场，其人力资本难以发挥作用，而孩子的人力资本还正在积累，均不能完整反映家庭的人力资本状况。因此，本文只计算家庭劳动力的人力资本。

（2）社会资本。这里主要考察农户的非正式社会支持网络。本文使用的数据中问到了农户春节走亲访友的户数，本文认为这一指标可以大体反映农户的社会资本状况。

（3）物质资本。本文关于物质资产的测量设定了两个大类指标：一是住房；二是包括农用机械和耐用消费品在内的共二十种设施。本文根据房屋地面材料确定住房价值，对于另外二十种家庭资产，本文首先进行标准化，然后进行加总，得出一个综合值。

（4）金融资本。本文用农户的纯收入来表示，即用农户的年现金收入加上银行存款减去借款（贷款）。鉴于实地调查数据的截面性质，对库区农户年现金收入测量以2012年农户家庭的现金收入为准。

（5）自然资本。本文主要用两个指标来衡量农户的自然资本：一是农户家庭拥有的耕地数量；二是水田占家庭总耕地质量的比重，反映家庭耕地质量。

上述五类生计资本的测量方法、赋值说明及各自所占的权重见下页表1。

2 数据说明与变量选取

2.1 数据说明

本文所使用的数据来自于国家社会科学基金重大项目“完善人口和计划生育利益导向政策体系研究”课题组于2013年7月在湖北省4县市和甘肃省5县市①所做的问卷调查。在具体的抽样中，本文主要采取如下做法：首先，根据经济发展水平确定样本县；其次，确定样本镇。在选取样本镇的时候，又分两种情况。一种情况是根据经济发展水平选取高中低三个样本镇，另外一种情况是由于时间限制，只能选择一个样本镇，此时本文选取的是处于经济发展水平中等的镇；再次，确定样本村。样本村的选取完全是随机形式。最后，在确定样本村（自然村）以后，以自然村为单位进行整群抽样，即这个村所有符合调查要求的农户全部调查。调研结束后，共获得有效问卷1992份。

表1 各类生计资本赋值说明及权重

2.2 变量选取

（1）因变量。模型因变量是家庭可持续生计资产。本文首先根据表1确定的指标及权重分别计算人力资本、社会资本、物质资本、金融资本和自然资本这五类生计资本的数值，在此基础上再将上述五类生计资本相加，得到一个综合值，这个值就是家庭可持续生计的数值。

对企业社会责任满意程度的主观评价，是指员工可以直接评价他们对企业社会责任的满意程度，包括企业的发展目标、企业社会责任行为及其在公众心目中的形象、声誉及员工期望等。民营企业所处环境对企业社会责任的期望越高，员工对民营企业的社会责任行为的反应就越大，那么对民营企业就有利。这个评价与客观因素不同，并不依赖于对具体衡量指标的评价，而是源于员工的心理感受。因此，本文提出指标：V1（员工的主观评价）。

（2）自变量。①核心自变量。本文的核心自变量是家庭子女数量，这是连续变量。为了考察子女的性别差异对家庭可持续生计的影响，本文又引入了家庭儿子数量和家庭女儿数量这两个自变量。②控制变量。本文涉及到的控制变量包括“受访者所在村庄到县城距离”、“受访家庭外出务工人数占家庭劳动力总数的比重”和“县虚拟变量”。通过受访者所在村庄到县城距离这一变量，考察市场的可接近性对家庭可持续生计的影响；通过外出务工人数占家庭劳动力总数比重这一变量，考察外出务工对家庭可持续生计的影响。通过加入县虚拟变量，来控制地区差异和其他一些影响农户家庭可持续生计但没有包括在模型中的因素。表2给出了相关变量的描述性分析结果。

3 实证结果与分析

3.1 孩子数量与家庭可持续生计分析

表3分别给出了基于OLS方法和IV方法的估计结果。

表2 变量描述性分析结果

表3 孩子数量与家庭可持续生计实证结果

由表3第1列和第2列的回归结果可知，这里自变量只有孩子数量一个变量。但是在OLS回归中，孩子数量的影响系数为正且显著，而在IV回归中，孩子数量的系数为负且在1%水平上显著。表3中第3列和第4列在第1列和第2列的基础上加入了村庄与最近县城距离和家庭外出务工人数占家庭劳动力比重两个控制变量。第5列和第6列则在第3列和第4列的基础上又添加了县虚拟变量。可以看到，在表3的六个回归模型中，孩子数量这一变量的影响系数均为负。但是OLS方法回归模型中孩子数量这一变量的系数要远远小于IV方法回归模型中对应的影响系数，可能的原因就在于孩子数量对家庭可持续生计这二者之间的关系可能是相互影响的，这种双向关系会导致OLS模型的联立性偏误，不过从系数的影响方向和显著程度来看，这一内生性问题所带来的估计偏误并不严重。因此，孩子数量与家庭可持续生计之间的真实关系是负相关，而且从表3的回归结果中可以进一步证实这个负相关关系是十分稳健的。

从表3第6列可以看到，孩子数量的影响系数为-5.84，说明孩子数量与家庭可持续生计之间存在显著的负向因果关系。这意味着对于一个农村家庭来说，每多生一个孩子，家庭可持续生计将下降5.84个单位。本文通过计算，发现在样本户中，5.84处于24分位数的水平，也就是说有接近四分之一的家庭可持续生计值小于5.84。另外，从表2中也可以看到，样本户家庭可持续生计的均值是14.15，这意味着每多生一个孩子，农村家庭可持续生计平均要下降三分之一以上。这个结果表明，多生孩子并不利于农户家庭发展。

3.2 儿子数量、女儿数量与家庭可持续生计分析

表4中的回归方法均采用工具变量（IV）法进行估计。表4中模型I的两列（第1列和第2列）仅仅考虑儿子数量和女儿数量这两个核心变量而没有添加控制变量回归结果。模型II的两列（第3列和第4列）添加村庄与最近县城距离和家庭外出务工人数占家庭劳动力人数比重两个控制变量之后的回归结果。模型III的两列（第5列和第6列）在模型II的基础上添加县虚拟变量之后的回归结果。

从表4的六列回归中可以发现，无论添加多少控制变量，儿子数量和女儿数量对家庭可持续生计的影响方向均没有发生变化，这说明其影响是十分稳健的。具体来看，儿子数量对家庭可持续生计的影响为正，而女儿数量对家庭可持续生计的影响为负，且均在1%水平上显著。伴随着控制变量的不断添加，儿子数量和女儿数量这两个变量对家庭可持续生计的影响均呈现出不断下降的变化趋势。

从表4中第5列和第6列可以看到，儿子数量对家庭可持续生计的影响系数为2.49，意味着家庭每多生一个儿子，家庭可持续生计就增加2.49个单位。而女儿数量对家庭可持续生计的影响系数为-2.89，意味着家庭家庭每多生一个女儿，家庭可持续生计就下降2.89个单位。由此说明对于农村家庭，儿子和女儿有着不一样的价值。这个发现也有助于解释目前我国出生人口性别比为何远远高于正常值水平。本文认为，这个结果与我国农村的某些正式和非正式制度安排有着紧密的联系。首先，传统上“养儿防老”的观念根深蒂固；其次，在农村的社会关系中，儿子的作用和角色更为突出。红白喜事一般都是家里的男性出面。再次，农村的土地分配、拆迁补偿是有利于男性子嗣的。儿子结婚后，儿媳妇和今后出生的孙儿（孙子）均享受分配耕地、拆迁补偿，但女儿及其婚后子嗣不享受。

表4 儿子数量、女儿数量与家庭可持续生计实证结果比较

4 结论

本文应用2013年在湖北省和甘肃省共1992份截面调查数据，考察了孩子数量与家庭可持续生计之间的关系，得出了如下结论：

（1）多生孩子并不利于农户家庭发展。每多生一个孩子，家庭可持续生计将下降5.84个单位。这个结果表明，对于农村家庭来说，单纯追求家庭规模的扩大并不是明智的选择，多生孩子不利于家庭的可持续发展。这也意味着孩子给家庭带来的效用在某种程度上是可以被外部正式制度安排所替代的。因此，建立完善的农村社会保障制度等家庭发展政策[8]，可以有效促进农村家庭可持续发展。

（2）儿子和女儿对家庭可持续生计的影响是不一样的，儿子数量对家庭可持续生计的影响为正，而女儿数量对家庭可持续生计的影响为负。这说明从家庭可持续发展出发，农村家庭更偏好儿子。也揭示了目前我国农村出生人口性别比超出正常值水平，其根源在于儿子和女儿对家庭的经济价值不同。因此，不能仅仅寄希望于通过调整生育政策来扭转出生性别比偏高这一问题，还需要持续推进农村家庭的经济来源结构及社会保障制度等农村相关制度安排变革。

（3）通过加入村庄到县城距离及外出务工人数占家庭劳动力人数比重这两个控制变量，本文考察了参与市场活动对家庭可持续生计的影响，发现能否更好地把握和利用市场机会，是农户提升家庭生计可持续性的重要因素。因此，促进新农村建设，提高农村基础设等公共服务水平，是提高农村家庭可持续生计进而约束人们生育行为的重要因素。

[1] Chatterjee A.Family Size and Family Welfare[J].Economic and Politi⁃cal Weekly,1972，7(43).

[2] 慈勤英,宁雯雯.多子未必多福[J].湖北大学学报:社会科学版2013,(4).

[3] 耿德伟.多子多福？——子女数量对父母健康的影响[J].南方人口，2013,(3).

[4] 彭希哲,梁鸿.家庭规模缩小对家庭经济保障能力的影响:苏南实例[J].人口与经济，2002,(1).

[5] 李小云,董强,饶小龙,赵丽霞.农户脆弱性分析方法及本土化应用[J].中国农村经济，2007,(4).

[6] 赵锋,杨云彦.外力冲击下水库移民生计脆弱性及其解决机制——以南水北调中线工程库区为例[J].人口与经济,2009,(4).

[7] 靳小怡,李成华,杜海峰,杜巍.可持续生计分析框架应用的新领域:农民工生计研究[J].当代经济科学,2011,33(3).

[8] 张秀兰,徐月宾.建构中国的发展型家庭政策[J].国社会科学，2003,(6).