胡志林，程廣帥

（中南財經(jīng)政法大學公共管理學院，武漢430073）

0 引言

在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會，由于市場不發(fā)達和經(jīng)濟社會發(fā)展水平低，農(nóng)民的收入普遍偏低，再加上缺乏正規(guī)制度（如養(yǎng)老保障制度、醫(yī)療保險制度等）的支持，農(nóng)民抵御外部風險的資源主要來自于家庭及其社會支持網(wǎng)絡[1]。家庭規(guī)模越大，抵御風險的能力就越強，因為在風險沖擊不變的情況下，家庭人口越多，平均分攤到每個家庭成員的風險損失就越小。由于家庭規(guī)模大小主要取決于孩子數(shù)量，因此多生孩子是傳統(tǒng)農(nóng)村家庭應對外部風險的生存策略，通過擴大家庭規(guī)模以應對和分散外部風險沖擊。那么，在我國，多生孩子能促進農(nóng)戶家庭發(fā)展嗎？

對這個問題，國內的研究還不是很多，只有少數(shù)文獻考察了孩子數(shù)量與父母養(yǎng)老之間的關系[2]以及子女數(shù)量對父母健康的影響[3]，彭希哲等（2002）[4]以蘇南地區(qū)為例，分析了家庭規(guī)?？s小對家庭經(jīng)濟保障能力的影響?？偟膩砜?，系統(tǒng)考察孩子數(shù)量與家庭發(fā)展之間關系的文獻為數(shù)極少。因此，本文基于可持續(xù)生計分析框架，使用所獲得的第一手農(nóng)村微觀調查數(shù)據(jù)，考察孩子數(shù)量與家庭發(fā)展之間的關系。

1 可持續(xù)生計框架及生計資本測算方法

1.1 可持續(xù)生計框架

可持續(xù)生計理論為研究者提供了深入觀察分析發(fā)展中國家農(nóng)戶的貧困、風險、脆弱性等現(xiàn)實問題的新視角[5-7]，因而日益受到學術界和各國政府的重視，并在世界各地的扶貧開發(fā)和生計建設項目中得到了廣泛應用。該框架將生計資本劃分為人力資本、自然資本、物質資本、金融資本和社會資本五種類型。

1.2 農(nóng)戶生計資本及測算方法

（1）人力資本。本文在測度人力資本時主要基于兩個變量：一是家庭勞動力的健康狀況；二是家庭成員中勞動力的文化程度。有些文獻考察的是家庭全部成員，但本文認為，家庭中的老人已經(jīng)退出勞動力市場，其人力資本難以發(fā)揮作用，而孩子的人力資本還正在積累，均不能完整反映家庭的人力資本狀況。因此，本文只計算家庭勞動力的人力資本。

（2）社會資本。這里主要考察農(nóng)戶的非正式社會支持網(wǎng)絡。本文使用的數(shù)據(jù)中問到了農(nóng)戶春節(jié)走親訪友的戶數(shù)，本文認為這一指標可以大體反映農(nóng)戶的社會資本狀況。

（3）物質資本。本文關于物質資產(chǎn)的測量設定了兩個大類指標：一是住房；二是包括農(nóng)用機械和耐用消費品在內的共二十種設施。本文根據(jù)房屋地面材料確定住房價值，對于另外二十種家庭資產(chǎn)，本文首先進行標準化，然后進行加總，得出一個綜合值。

（4）金融資本。本文用農(nóng)戶的純收入來表示，即用農(nóng)戶的年現(xiàn)金收入加上銀行存款減去借款（貸款）。鑒于實地調查數(shù)據(jù)的截面性質，對庫區(qū)農(nóng)戶年現(xiàn)金收入測量以2012年農(nóng)戶家庭的現(xiàn)金收入為準。

（5）自然資本。本文主要用兩個指標來衡量農(nóng)戶的自然資本：一是農(nóng)戶家庭擁有的耕地數(shù)量；二是水田占家庭總耕地質量的比重，反映家庭耕地質量。

上述五類生計資本的測量方法、賦值說明及各自所占的權重見下頁表1。

2 數(shù)據(jù)說明與變量選取

2.1 數(shù)據(jù)說明

本文所使用的數(shù)據(jù)來自于國家社會科學基金重大項目“完善人口和計劃生育利益導向政策體系研究”課題組于2013年7月在湖北省4縣市和甘肅省5縣市①所做的問卷調查。在具體的抽樣中，本文主要采取如下做法：首先，根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平確定樣本縣；其次，確定樣本鎮(zhèn)。在選取樣本鎮(zhèn)的時候，又分兩種情況。一種情況是根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平選取高中低三個樣本鎮(zhèn)，另外一種情況是由于時間限制，只能選擇一個樣本鎮(zhèn)，此時本文選取的是處于經(jīng)濟發(fā)展水平中等的鎮(zhèn)；再次，確定樣本村。樣本村的選取完全是隨機形式。最后，在確定樣本村（自然村）以后，以自然村為單位進行整群抽樣，即這個村所有符合調查要求的農(nóng)戶全部調查。調研結束后，共獲得有效問卷1992份。

表1 各類生計資本賦值說明及權重

2.2 變量選取

（1）因變量。模型因變量是家庭可持續(xù)生計資產(chǎn)。本文首先根據(jù)表1確定的指標及權重分別計算人力資本、社會資本、物質資本、金融資本和自然資本這五類生計資本的數(shù)值，在此基礎上再將上述五類生計資本相加，得到一個綜合值，這個值就是家庭可持續(xù)生計的數(shù)值。

對企業(yè)社會責任滿意程度的主觀評價，是指員工可以直接評價他們對企業(yè)社會責任的滿意程度，包括企業(yè)的發(fā)展目標、企業(yè)社會責任行為及其在公眾心目中的形象、聲譽及員工期望等。民營企業(yè)所處環(huán)境對企業(yè)社會責任的期望越高，員工對民營企業(yè)的社會責任行為的反應就越大，那么對民營企業(yè)就有利。這個評價與客觀因素不同，并不依賴于對具體衡量指標的評價，而是源于員工的心理感受。因此，本文提出指標：V1（員工的主觀評價）。

（2）自變量。①核心自變量。本文的核心自變量是家庭子女數(shù)量，這是連續(xù)變量。為了考察子女的性別差異對家庭可持續(xù)生計的影響，本文又引入了家庭兒子數(shù)量和家庭女兒數(shù)量這兩個自變量。②控制變量。本文涉及到的控制變量包括“受訪者所在村莊到縣城距離”、“受訪家庭外出務工人數(shù)占家庭勞動力總數(shù)的比重”和“縣虛擬變量”。通過受訪者所在村莊到縣城距離這一變量，考察市場的可接近性對家庭可持續(xù)生計的影響；通過外出務工人數(shù)占家庭勞動力總數(shù)比重這一變量，考察外出務工對家庭可持續(xù)生計的影響。通過加入縣虛擬變量，來控制地區(qū)差異和其他一些影響農(nóng)戶家庭可持續(xù)生計但沒有包括在模型中的因素。表2給出了相關變量的描述性分析結果。

3 實證結果與分析

3.1 孩子數(shù)量與家庭可持續(xù)生計分析

表3分別給出了基于OLS方法和IV方法的估計結果。

表2 變量描述性分析結果

表3 孩子數(shù)量與家庭可持續(xù)生計實證結果

由表3第1列和第2列的回歸結果可知，這里自變量只有孩子數(shù)量一個變量。但是在OLS回歸中，孩子數(shù)量的影響系數(shù)為正且顯著，而在IV回歸中，孩子數(shù)量的系數(shù)為負且在1%水平上顯著。表3中第3列和第4列在第1列和第2列的基礎上加入了村莊與最近縣城距離和家庭外出務工人數(shù)占家庭勞動力比重兩個控制變量。第5列和第6列則在第3列和第4列的基礎上又添加了縣虛擬變量。可以看到，在表3的六個回歸模型中，孩子數(shù)量這一變量的影響系數(shù)均為負。但是OLS方法回歸模型中孩子數(shù)量這一變量的系數(shù)要遠遠小于IV方法回歸模型中對應的影響系數(shù)，可能的原因就在于孩子數(shù)量對家庭可持續(xù)生計這二者之間的關系可能是相互影響的，這種雙向關系會導致OLS模型的聯(lián)立性偏誤，不過從系數(shù)的影響方向和顯著程度來看，這一內生性問題所帶來的估計偏誤并不嚴重。因此，孩子數(shù)量與家庭可持續(xù)生計之間的真實關系是負相關，而且從表3的回歸結果中可以進一步證實這個負相關關系是十分穩(wěn)健的。

從表3第6列可以看到，孩子數(shù)量的影響系數(shù)為-5.84，說明孩子數(shù)量與家庭可持續(xù)生計之間存在顯著的負向因果關系。這意味著對于一個農(nóng)村家庭來說，每多生一個孩子，家庭可持續(xù)生計將下降5.84個單位。本文通過計算，發(fā)現(xiàn)在樣本戶中，5.84處于24分位數(shù)的水平，也就是說有接近四分之一的家庭可持續(xù)生計值小于5.84。另外，從表2中也可以看到，樣本戶家庭可持續(xù)生計的均值是14.15，這意味著每多生一個孩子，農(nóng)村家庭可持續(xù)生計平均要下降三分之一以上。這個結果表明，多生孩子并不利于農(nóng)戶家庭發(fā)展。

3.2 兒子數(shù)量、女兒數(shù)量與家庭可持續(xù)生計分析

表4中的回歸方法均采用工具變量（IV）法進行估計。表4中模型I的兩列（第1列和第2列）僅僅考慮兒子數(shù)量和女兒數(shù)量這兩個核心變量而沒有添加控制變量回歸結果。模型II的兩列（第3列和第4列）添加村莊與最近縣城距離和家庭外出務工人數(shù)占家庭勞動力人數(shù)比重兩個控制變量之后的回歸結果。模型III的兩列（第5列和第6列）在模型II的基礎上添加縣虛擬變量之后的回歸結果。

從表4的六列回歸中可以發(fā)現(xiàn)，無論添加多少控制變量，兒子數(shù)量和女兒數(shù)量對家庭可持續(xù)生計的影響方向均沒有發(fā)生變化，這說明其影響是十分穩(wěn)健的。具體來看，兒子數(shù)量對家庭可持續(xù)生計的影響為正，而女兒數(shù)量對家庭可持續(xù)生計的影響為負，且均在1%水平上顯著。伴隨著控制變量的不斷添加，兒子數(shù)量和女兒數(shù)量這兩個變量對家庭可持續(xù)生計的影響均呈現(xiàn)出不斷下降的變化趨勢。

從表4中第5列和第6列可以看到，兒子數(shù)量對家庭可持續(xù)生計的影響系數(shù)為2.49，意味著家庭每多生一個兒子，家庭可持續(xù)生計就增加2.49個單位。而女兒數(shù)量對家庭可持續(xù)生計的影響系數(shù)為-2.89，意味著家庭家庭每多生一個女兒，家庭可持續(xù)生計就下降2.89個單位。由此說明對于農(nóng)村家庭，兒子和女兒有著不一樣的價值。這個發(fā)現(xiàn)也有助于解釋目前我國出生人口性別比為何遠遠高于正常值水平。本文認為，這個結果與我國農(nóng)村的某些正式和非正式制度安排有著緊密的聯(lián)系。首先，傳統(tǒng)上“養(yǎng)兒防老”的觀念根深蒂固；其次，在農(nóng)村的社會關系中，兒子的作用和角色更為突出。紅白喜事一般都是家里的男性出面。再次，農(nóng)村的土地分配、拆遷補償是有利于男性子嗣的。兒子結婚后，兒媳婦和今后出生的孫兒（孫子）均享受分配耕地、拆遷補償，但女兒及其婚后子嗣不享受。

表4 兒子數(shù)量、女兒數(shù)量與家庭可持續(xù)生計實證結果比較

4 結論

本文應用2013年在湖北省和甘肅省共1992份截面調查數(shù)據(jù)，考察了孩子數(shù)量與家庭可持續(xù)生計之間的關系，得出了如下結論：

（1）多生孩子并不利于農(nóng)戶家庭發(fā)展。每多生一個孩子，家庭可持續(xù)生計將下降5.84個單位。這個結果表明，對于農(nóng)村家庭來說，單純追求家庭規(guī)模的擴大并不是明智的選擇，多生孩子不利于家庭的可持續(xù)發(fā)展。這也意味著孩子給家庭帶來的效用在某種程度上是可以被外部正式制度安排所替代的。因此，建立完善的農(nóng)村社會保障制度等家庭發(fā)展政策[8]，可以有效促進農(nóng)村家庭可持續(xù)發(fā)展。

（2）兒子和女兒對家庭可持續(xù)生計的影響是不一樣的，兒子數(shù)量對家庭可持續(xù)生計的影響為正，而女兒數(shù)量對家庭可持續(xù)生計的影響為負。這說明從家庭可持續(xù)發(fā)展出發(fā)，農(nóng)村家庭更偏好兒子。也揭示了目前我國農(nóng)村出生人口性別比超出正常值水平，其根源在于兒子和女兒對家庭的經(jīng)濟價值不同。因此，不能僅僅寄希望于通過調整生育政策來扭轉出生性別比偏高這一問題，還需要持續(xù)推進農(nóng)村家庭的經(jīng)濟來源結構及社會保障制度等農(nóng)村相關制度安排變革。

（3）通過加入村莊到縣城距離及外出務工人數(shù)占家庭勞動力人數(shù)比重這兩個控制變量，本文考察了參與市場活動對家庭可持續(xù)生計的影響，發(fā)現(xiàn)能否更好地把握和利用市場機會，是農(nóng)戶提升家庭生計可持續(xù)性的重要因素。因此，促進新農(nóng)村建設，提高農(nóng)村基礎設等公共服務水平，是提高農(nóng)村家庭可持續(xù)生計進而約束人們生育行為的重要因素。

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