李夢(mèng)華，錢文榮

（浙江大學(xué)中國農(nóng)村發(fā)展研究院，浙江 杭州 310058）

20 世紀(jì)80 年代以來，隨著農(nóng)村改革的深化，城鄉(xiāng)流動(dòng)的壁壘得以瓦解，農(nóng)村勞動(dòng)力持續(xù)向城市流動(dòng)，我國經(jīng)歷了前所未有的人口遷移活動(dòng)。幾十年來農(nóng)民工的大規(guī)模流動(dòng)促進(jìn)了社會(huì)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，同時(shí)也為我國人口脫貧做出了巨大貢獻(xiàn)。據(jù)《2018 年全國農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告》顯示，2018 年農(nóng)民工總量達(dá)到28 836 萬人，其中到鄉(xiāng)外就業(yè)的農(nóng)民工占總量的一半以上，達(dá)到17 266 萬人；從增長(zhǎng)速度上看，2010—2018 年鄉(xiāng)外就業(yè)的農(nóng)民工年均增長(zhǎng)約為2%，體現(xiàn)出我國農(nóng)民工群體中外地務(wù)工的農(nóng)民工數(shù)量龐大，且規(guī)模仍在持續(xù)擴(kuò)張的趨勢(shì)。從宏觀層面上看，務(wù)工地點(diǎn)的遠(yuǎn)近會(huì)對(duì)地區(qū)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成影響[1]；微觀上，務(wù)工地點(diǎn)的遠(yuǎn)近還會(huì)對(duì)個(gè)體的收入、就業(yè)、遷移和生活等產(chǎn)生影響[2-3]。新遷移經(jīng)濟(jì)學(xué)指出，個(gè)人進(jìn)行最優(yōu)遷移決策，考慮個(gè)體自身效用最大化的同時(shí)，還將重點(diǎn)關(guān)注家庭利益是否最大化[4-5]。由于我國農(nóng)村的家庭觀念十分濃重，對(duì)家庭的利益也更為重視[6-7]，因此農(nóng)村家庭成員的決策很大程度上受到家庭因素的影響。如今外地務(wù)工作為農(nóng)業(yè)戶籍人口遷移的主要形式之一，家庭因素對(duì)其務(wù)工地點(diǎn)決策的影響至關(guān)重要，對(duì)其進(jìn)行研究具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

對(duì)于農(nóng)民工外地務(wù)工影響因素的研究，學(xué)界已經(jīng)積累了不少文獻(xiàn)，學(xué)者們通過研究發(fā)現(xiàn)個(gè)體特征會(huì)對(duì)農(nóng)民工外地務(wù)工選擇產(chǎn)生影響，例如農(nóng)村勞動(dòng)力的年齡與外地務(wù)工存在倒U 型關(guān)系，身體健康、接受過非農(nóng)培訓(xùn)和有過遷移經(jīng)歷的農(nóng)民工更有可能外地務(wù)工[2]；農(nóng)民工受教育程度可能與外地務(wù)工存在負(fù)相關(guān)關(guān)系[2,8]；同時(shí)，流動(dòng)次數(shù)也會(huì)對(duì)農(nóng)民工外地務(wù)工產(chǎn)生影響[9]。還有部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本會(huì)對(duì)農(nóng)民工外地務(wù)工產(chǎn)生影響，社會(huì)資本越強(qiáng)的農(nóng)民工則越傾向于外地務(wù)工[10-13]。仇煥廣等[14]還分析了風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避對(duì)農(nóng)民工外地務(wù)工的影響，發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度越低，則農(nóng)民工越可能外地務(wù)工，同時(shí)再次驗(yàn)證了社會(huì)資本與農(nóng)民工外地務(wù)工存在正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論。此外，學(xué)者從家庭因素出發(fā)，認(rèn)為家庭形態(tài)差異會(huì)對(duì)農(nóng)民工務(wù)工地點(diǎn)的選擇產(chǎn)生影響[15-16]。寧光杰[2]還發(fā)現(xiàn)有未入學(xué)子女的家庭，勞動(dòng)者外地務(wù)工的可能性會(huì)降低。

簡(jiǎn)言之，學(xué)界對(duì)于影響農(nóng)民工外地務(wù)工決策的研究已積累了一定文獻(xiàn)，在影響農(nóng)民工外地務(wù)工的因素中包括個(gè)體特征和家庭特征等方面，但現(xiàn)有研究仍有不足之處：已有文獻(xiàn)主要從個(gè)體層面出發(fā)，而有關(guān)家庭因素的研究較為匱乏，忽視了子代的影響。雖有零星文獻(xiàn)分析了子女入學(xué)狀況與外地務(wù)工決策之間的關(guān)系，但沒有關(guān)注到子女性別的影響。眾所周知，中國父母對(duì)于子女的利益十分關(guān)注[17]，同時(shí)，受儒家文化的影響，如“重男輕女”和“多子多?！钡葌鹘y(tǒng)思想在中國社會(huì)普遍存在，中國父母對(duì)兒子的重視程度可見一斑。有鑒于此，本文利用2014 年和2016 年中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用最小二乘法和工具變量回歸方法，探究子女性別差異對(duì)于中國農(nóng)民工外地務(wù)工選擇的影響。從家庭層面發(fā)掘農(nóng)民工外地務(wù)工的影響因素，不僅有助于從微觀角度進(jìn)一步了解農(nóng)民工流動(dòng)的傾向及其內(nèi)在原因，分析我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型進(jìn)程中子代對(duì)于農(nóng)民工就業(yè)的相關(guān)影響，而且有助于為我國今后相關(guān)社會(huì)政策制定提供科學(xué)依據(jù)。

該研究存在的一個(gè)問題是，在人口控制政策和我國社會(huì)長(zhǎng)期以來男孩偏好思想根深蒂固的雙重作用下，子女的性別被人為操縱的可能性極大，而此類影響子女性別選擇的變量將可能影響農(nóng)民工的務(wù)工選擇，從而造成內(nèi)生性問題。對(duì)此有學(xué)者認(rèn)為中國家庭對(duì)于性別的選擇多不會(huì)出現(xiàn)在第一胎，因而可以認(rèn)為第一胎子女的性別往往是自然決定的，具有較強(qiáng)的外生性[18-21]。同時(shí)，我國政府在1984 年出臺(tái)了一胎半生育政策，即對(duì)城市居民延續(xù)一個(gè)子女的政策限制，而第一胎為女孩的農(nóng)村居民將被準(zhǔn)許生育第二個(gè)孩子，對(duì)于偏遠(yuǎn)地區(qū)的家庭還將準(zhǔn)許其生育第二甚至第三胎。在一胎半政策影響下，農(nóng)村家庭的子女性別選擇往往集中于二胎，而不會(huì)出現(xiàn)在第一胎上，即農(nóng)村家庭中第一胎子女性別是隨機(jī)外生的。鑒于此，本研究以第一胎子女的性別作為子女性別的代理變量，利用第一胎子女性別的外生性來緩解可能存在的內(nèi)生性問題。

1 研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自2014 年和2016 年中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（China Labor-force Dynamics Survey，CLDS）。它由中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心組織實(shí)施，以15～65 歲的勞動(dòng)人口為調(diào)查對(duì)象，專注于中國勞動(dòng)力現(xiàn)狀和變遷，內(nèi)容包含工作、遷移和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)等多個(gè)方面，調(diào)查樣本包含了我國29 個(gè)省市（除西藏、海南、港澳臺(tái)外），401 個(gè)村居，14 226 戶家庭，21 086 個(gè)個(gè)體。CLDS 以村居訪問、家庭訪問和個(gè)體訪問三種調(diào)查方式進(jìn)行，采用科學(xué)的抽樣方法，為本研究提供了良好的數(shù)據(jù)來源。

由于本文以有子女的農(nóng)民工為研究對(duì)象，因此保留目前正以雇員身份從事工資性工作的農(nóng)業(yè)戶籍人口，同時(shí)排除了沒有子女的樣本，最后獲得8 586 個(gè)觀測(cè)值。

1.2 變量設(shè)計(jì)

參考寧光杰[2]、陸方文等[21]、Li 和Wu[22]的研究，本文以農(nóng)民工是否外地務(wù)工為因變量，自變量子女性別以第一胎性別、是否有兒子以及兒子數(shù)量等衡量，此外，自變量還包括子女?dāng)?shù)量和其他一系列控制變量（表1）。

1）因變量。農(nóng)民工外地務(wù)工指標(biāo)來自于對(duì)“請(qǐng)問您工作的地方主要在哪里？”的回答，若樣本選擇“本縣/區(qū)以外”，則農(nóng)民工外地務(wù)工的取值為1，否則為0。

2）自變量。如果第一胎為男孩，變量取值為1，否則為0。是否有兒子，若有取值為1，否則為0。子女?dāng)?shù)量是男孩和女孩的數(shù)量加總所得，由于排除了全部沒有子女的樣本，因此子女?dāng)?shù)量最小值為1。

3）控制變量。其他控制變量包括年齡、性別、婚姻狀況、宗教信仰、受教育年限、健康狀況、養(yǎng)老保險(xiǎn)、是否有培訓(xùn)證書、家庭年收入和家庭土地?cái)?shù)量等個(gè)體和家庭特征。

表1 主要變量的統(tǒng)計(jì)性描述Table 1 Summary statistics

1.3 模型構(gòu)建

1）關(guān)鍵自變量?jī)?nèi)生性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。參考陸方文等[21]、Li 和Wu[22]的研究，本文構(gòu)造關(guān)鍵自變量?jī)?nèi)生性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

式中：i表示調(diào)查對(duì)象，t表示調(diào)查年份，j表示調(diào)查對(duì)象家庭所在地區(qū)，TEST 表示需要檢驗(yàn)的關(guān)鍵自變量，如兒子數(shù)量、是否有兒子和第一胎是否為男孩，VAR 為年齡、性別、婚姻狀況、是否有宗教信仰、受教育年限、健康狀況、是否參與養(yǎng)老保險(xiǎn)、是否有培訓(xùn)證書、家庭年收入和家庭土地?cái)?shù)量，Tt為年份虛擬變量，λj為省級(jí)層面的固定效應(yīng)，εitj為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2）基準(zhǔn)模型。參考陸方文等[21]、Li 和Wu[22]、殷浩棟等[23]的研究，本文構(gòu)造基準(zhǔn)計(jì)量模型為：

式中：i表示調(diào)查對(duì)象，t表示調(diào)查年份，j表示調(diào)查對(duì)象家庭所在地區(qū)，DISitj表示農(nóng)民工是否外地務(wù)工，XBij表示第一胎孩子的性別，Xitj為控制變量，Tt為年份虛擬變量，λj為省級(jí)層面的固定效應(yīng)，εitj為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3）影響機(jī)制檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。參考Li 和Wu[22]的研究，本文構(gòu)造影響機(jī)制檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

式中：i表示調(diào)查對(duì)象，t表示調(diào)查年份，j表示調(diào)查對(duì)象家庭所在地區(qū)，Mitj表示影響機(jī)制，如是否擁有一套以上住房、近期是否購/建房和是否有城鎮(zhèn)購房意愿，XBij表示第一胎孩子的性別，Xitj為控制變量，Tt為年份虛擬變量，λj為省級(jí)層面的固定效應(yīng)，εitj為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2 結(jié)果與分析

2.1 就業(yè)地點(diǎn)與收入分析

已有研究顯示，務(wù)工地點(diǎn)的遠(yuǎn)近與農(nóng)民工收入密切相關(guān)，離開家鄉(xiāng)進(jìn)行跨縣流動(dòng)亦或是更遠(yuǎn)的跨省工作，會(huì)使農(nóng)民工獲得顯著高于本地工作的收入[2,24]。為了進(jìn)一步說明農(nóng)民工是否外地務(wù)工與其收入之間的關(guān)系，運(yùn)用CLDS 數(shù)據(jù)，以是否外地務(wù)工對(duì)農(nóng)民工樣本進(jìn)行了劃分。對(duì)比外地務(wù)工的農(nóng)民工收入與非外地務(wù)工的農(nóng)民工收入（圖1），其均值分別為29 895 元和24 256 元，外地務(wù)工的收入明顯多于本地，表明外地務(wù)工確實(shí)對(duì)農(nóng)民工增收具有促進(jìn)作用。

2.2 子女狀況與農(nóng)民工外地務(wù)工選擇分析

由統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，農(nóng)民工外地務(wù)工的平均值為13.8%（表1），表明近年來農(nóng)民工外地務(wù)工的意愿并不強(qiáng)烈，半數(shù)以上的農(nóng)民工更加傾向于在本縣以內(nèi)尋求工作機(jī)會(huì)。一方面可能是因?yàn)槲覈l(xiāng)土情結(jié)較重，農(nóng)業(yè)戶籍人口更愿意在靠近家鄉(xiāng)的地方工作；另一方面，也與近年來我國市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的繁榮發(fā)展有關(guān)，隨著地方的經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境不斷優(yōu)化，工作機(jī)會(huì)逐漸增多，農(nóng)民工不再需要遠(yuǎn)離家鄉(xiāng)即可找到合適的工作等。值得注意的是，在農(nóng)民工返鄉(xiāng)就業(yè)逐漸成為主流趨勢(shì)的情況下，依舊有相當(dāng)一部分比例的農(nóng)民工選擇背離家鄉(xiāng)進(jìn)行外地務(wù)工。為了探究其內(nèi)在原因，首先通過描述性統(tǒng)計(jì)從子女性別角度進(jìn)行討論。

為了進(jìn)一步分析子女性別對(duì)農(nóng)民工外地務(wù)工選擇影響的差異，以家中是否有兒子對(duì)農(nóng)民工樣本進(jìn)行了劃分。在樣本中，有無兒子的農(nóng)民工外地務(wù)工的均值分別為0.141 和0.117（表2），這一差異在5%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，表明家中有兒子對(duì)農(nóng)民工外地務(wù)工具有促進(jìn)作用，然而若考慮到解釋變量所可能存在的內(nèi)生性問題，亦有可能是其他因素影響了農(nóng)民工的務(wù)工決策，因而對(duì)于兩者之間具體的關(guān)系仍需進(jìn)一步通過實(shí)證的方式進(jìn)行分析。

表2 按家中是否有兒子分組的農(nóng)民工外地務(wù)工情況Table 2 Migrant labors grouped by whether they have a son

2.3 子女性別變量的內(nèi)生性檢測(cè)

為了選取更為合適的關(guān)鍵自變量，對(duì)家中兒子數(shù)量、是否有兒子和第一胎性別等變量的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)第一胎性別的外生性相對(duì)更強(qiáng)（表3）。家庭中有關(guān)男孩的信息表現(xiàn)出了家戶對(duì)于子女性別的偏好，受重男輕女等思想的影響，中國家庭中是否育有男孩，以及兒子數(shù)量的多少極可能會(huì)受到各方面因素的影響，而此類要素可能會(huì)對(duì)農(nóng)民工的外地務(wù)工決策造成影響。

表3 子女性別變量的內(nèi)生性檢驗(yàn)Table 3 Endogeneity test of children’s gender variables

若不受其他因素影響，子女的性別應(yīng)是隨機(jī)的。以兒子數(shù)量為因變量進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，因變量與農(nóng)民工的性別、婚姻狀況、受教育年限、是否參與養(yǎng)老保險(xiǎn)、是否有培訓(xùn)證書、家庭年收入和家庭土地?cái)?shù)量顯著相關(guān)，以是否有兒子為因變量進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，因變量與農(nóng)民工的性別、婚姻狀況、受教育年限、是否有培訓(xùn)證書和家庭土地?cái)?shù)量顯著相關(guān)（表3）。這表明，兒子數(shù)量和是否有兒子變量確實(shí)存在選擇性。

我國1984 年所制定的一胎半政策，使得農(nóng)村地區(qū)家庭中第一胎子女的性別具有強(qiáng)烈外生性，對(duì)此檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，除性別變量外沒有其他可觀測(cè)變量與第一胎子女性別在10%的水平上顯著相關(guān)。雖然仍無法排除還有部分與農(nóng)民工外地務(wù)工選擇相關(guān)的變量未包含在回歸中，但檢驗(yàn)中已囊括了較多重要因素，且兩者之間未發(fā)現(xiàn)顯著的相關(guān)關(guān)系，因此除非遺漏變量和以上回歸中包括的變量均不存在顯著性，否則其與第一胎性別間發(fā)生顯著性的可能性亦不會(huì)太大。

2.4 子女性別對(duì)農(nóng)民工外地務(wù)工的影響分析

鑒于第一胎子女性別這一變量的外生性，研究子女性別差異對(duì)農(nóng)民工外地務(wù)工選擇的影響運(yùn)用OLS 回歸即可。本文控制了年份固定效應(yīng)，省級(jí)層面的固定效應(yīng)，以及年齡、性別、婚姻狀況、是否有宗教信仰、受教育年限、健康狀況、是否參與養(yǎng)老保險(xiǎn)、是否有培訓(xùn)證書、家庭年收入和家庭土地?cái)?shù)量等變量以更好地剔除其他變量的影響從而提高模型的有效性。

表4 中，模型1 未加入任何控制變量和固定效應(yīng)，模型2 加入控制變量，模型3 在模型2 的基礎(chǔ)上加入年份固定效應(yīng)，模型4 加入年份固定效應(yīng)、省級(jí)層面固定效應(yīng)和控制變量?；貧w結(jié)果顯示相對(duì)于第一胎為女孩而言，第一胎為男孩的父母，其外地務(wù)工的概率將會(huì)顯著增加2.2%（模型4）。此外，回歸中農(nóng)民工的年齡、性別、婚姻狀況、宗教信仰、是否參與養(yǎng)老保險(xiǎn)、是否有培訓(xùn)證書和家庭收入均會(huì)對(duì)其外地務(wù)工決策產(chǎn)生顯著影響。以模型4 的結(jié)果為例，相對(duì)于女性，男性外地務(wù)工的可能性更大；農(nóng)民工的年齡越大則外地務(wù)工的概率越??；現(xiàn)階段處于單身狀況的樣本更可能外地務(wù)工；具有宗教信仰的樣本外地務(wù)工的可能性更高。此外，參與養(yǎng)老保險(xiǎn)、有至少一份培訓(xùn)證書和家庭年收入較高的樣本外地務(wù)工的可能性較低。

2.5 異質(zhì)性分析

已有研究發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力市場(chǎng)中往往存在性別不平等問題[25]，因此，按農(nóng)民工的性別進(jìn)行分組回歸，結(jié)果顯示相對(duì)于女性農(nóng)民工而言，當(dāng)?shù)谝惶槟泻r(shí)男性農(nóng)民工外地務(wù)工的可能性顯著增加（表5）。還有研究認(rèn)為學(xué)歷與外出就業(yè)相關(guān)[2,8]，對(duì)此按農(nóng)民工的受教育年限進(jìn)行分組回歸，結(jié)果顯示相對(duì)于較低受教育水平的農(nóng)民工而言，初中以上的農(nóng)民工受子女性別的影響更大。

不同居住地類型樣本分組回歸的分析結(jié)果顯示，生育男孩會(huì)顯著增加農(nóng)村地區(qū)父母外地務(wù)工的可能性，這可能與農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r較差有關(guān)。最后，通過對(duì)低收入與高收入農(nóng)民工家庭分組回歸的分析，發(fā)現(xiàn)相對(duì)于高收入家庭而言，低收入家庭的父母外地務(wù)工的可能性明顯更大。這與現(xiàn)階段中國社會(huì)現(xiàn)實(shí)相符，受計(jì)劃生育政策的影響，我國農(nóng)村地區(qū)性別比失衡情況嚴(yán)重，農(nóng)村地區(qū)大齡未婚人口較多，由于婚姻市場(chǎng)擠壓，農(nóng)民工不得不外地務(wù)工，獲得更多的收入，從而增強(qiáng)家中兒子在婚姻市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力。

表4 子女性別對(duì)農(nóng)民工外地務(wù)工的影響Table 4 Influence of children’s gender on migrant labors

表5 異質(zhì)性分析的OLS 模型估計(jì)結(jié)果Table 5 Heterogeneity analysis of the estimation results of the OLS model

3 進(jìn)一步討論

3.1 不同年齡段子女性別對(duì)農(nóng)民工外地務(wù)工的影響

不同年齡段的子女性別對(duì)農(nóng)民工外地務(wù)工的影響結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)子女年齡處于16～30 歲時(shí)，相對(duì)于女兒，生育兒子的父母外地務(wù)工的可能性更高。

子女的成長(zhǎng)分不同階段，不同成長(zhǎng)階段中父母的主要責(zé)任有所不同，對(duì)不同年齡段子女的父母進(jìn)行分組回歸，有利于深入探討子女性別對(duì)農(nóng)民工外地務(wù)工選擇的影響。借鑒陸方文等[21]的相關(guān)研究將第一胎子女按年齡分為四個(gè)成長(zhǎng)階段：0～5 歲屬于孩子的幼兒期，父母的主要責(zé)任為看護(hù)小孩。6～15 歲屬于子代接受義務(wù)教育的時(shí)期，該階段父母主要承擔(dān)著教育子女的責(zé)任。16～30 歲這一年齡段的年輕人，其生活狀態(tài)具有較大的異質(zhì)性，部分青年選擇進(jìn)一步深造，接受高等教育；部分決定進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)；還有一部分早早地踏入婚姻市場(chǎng)，甚至已經(jīng)育有子女，所以此年齡段父母的關(guān)注重心存在差異，但值得注意的是，16～30 歲之間的子女已成年，因而基本可視為是婚姻市場(chǎng)中的潛在主體，該年齡段屬于婚配期。與此同時(shí)，如果按照中國男子法定結(jié)婚年齡進(jìn)行劃分，22～30 歲之間的子女更是婚嫁中的主力，同時(shí)亦是進(jìn)行生育的主要人群，因而本文也對(duì)此進(jìn)行了檢驗(yàn)。30 歲以上的子女往往都已組建了家庭，且大多數(shù)可能有過第一次生育，此時(shí)子代的小家庭趨于穩(wěn)定，因此該年齡段其父母的壓力相對(duì)較小。

對(duì)不同子女年齡段的樣本分別進(jìn)行估計(jì)。當(dāng)子女年齡處于0～5 歲之間時(shí)，第一胎為男孩的系數(shù)為負(fù)，在OLS 回歸中的系數(shù)為-0.032，但統(tǒng)計(jì)上非常不顯著（表6）。當(dāng)子女處于6～15 歲之間時(shí)，第一胎為男孩的系數(shù)為0.003，統(tǒng)計(jì)上亦不顯著?？偟恼f來，0～15 歲這一年齡段的子女對(duì)于父母外地務(wù)工的影響較小，且統(tǒng)計(jì)上不顯著，“重男輕女”的傳統(tǒng)觀念并未對(duì)父母外地務(wù)工選擇帶來顯著的影響。

當(dāng)子女年齡處于16～30 歲時(shí)，第一胎為男孩的父母外地務(wù)工的可能性顯著高于女孩父母，這很可能是由于父母需要為男孩的升學(xué)、就業(yè)、結(jié)婚、甚至生育攢下足夠的積蓄，從而外地務(wù)工的可能性大大增加。當(dāng)子女在22～30 歲時(shí)，第一胎為男孩亦使父母外地務(wù)工的可能性顯著增加，這可能與22～30歲的子女多已走出校園正處于談婚論嫁階段的情況相關(guān)，鑒于我國婚姻市場(chǎng)中購買婚房多由男方家庭承擔(dān)，在此壓力下農(nóng)民工可能被迫進(jìn)行外地務(wù)工。最后，在第一個(gè)子女年齡超過30 歲之后，第一胎為男孩的系數(shù)為0.01，且統(tǒng)計(jì)上不顯著，這反映出子代成家立業(yè)后農(nóng)民工的壓力減輕，子女性別差異對(duì)于農(nóng)民工外地務(wù)工的選擇不再產(chǎn)生影響。

3.2 男孩偏好觀念對(duì)子女性別影響的協(xié)同作用

已有文獻(xiàn)顯示中國父母有可能不會(huì)平等地對(duì)待家中的子女，他們通常會(huì)偏向家中的某些或某個(gè)子女，并對(duì)其傾入相對(duì)更多的時(shí)間與精力，例如父母會(huì)對(duì)家中長(zhǎng)子格外倚重或者對(duì)女兒存在一定程度的性別歧視等等[26-27]。鑒于此，傳統(tǒng)男孩偏好觀念可能會(huì)對(duì)生育兒子的農(nóng)民工的外地務(wù)工選擇產(chǎn)生影響。理論上，農(nóng)民工的男孩偏好觀念越重，則其對(duì)兒子的付出越多，進(jìn)而會(huì)增加農(nóng)民工外地務(wù)工的可能性。

表6 不同年齡段子女性別對(duì)農(nóng)民工外地務(wù)工影響的OLS 模型估計(jì)結(jié)果Table 6 Estimation results of influence of children’s gender of different age groups on migrant labors

接下來將分析傳統(tǒng)男孩偏好觀念對(duì)農(nóng)民工外地務(wù)工的影響。根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，以樣本對(duì)于“如果不考慮計(jì)劃生育政策和經(jīng)濟(jì)、健康等條件，您認(rèn)為一個(gè)家庭通常幾個(gè)男孩最理想？”問題的回答來衡量男孩偏好觀念，并在控制子女性別、男孩偏好觀念的前提下，主要分析子女性別與男孩偏好觀念的交互項(xiàng)，考察男孩偏好觀念對(duì)子女性別影響的協(xié)同作用。

表7 的相關(guān)結(jié)果證實(shí)了以上推論。全樣本結(jié)果顯示子女性別與男孩偏好觀念的交互項(xiàng)系數(shù)為正，統(tǒng)計(jì)上不顯著（t值為1.34）；子女處于婚配階段的樣本結(jié)果顯示子女性別與男孩偏好觀念的交互項(xiàng)系數(shù)為正，且統(tǒng)計(jì)上顯著，即當(dāng)?shù)谝惶槟泻r(shí)樣本的男孩偏好觀念越重，則其外地務(wù)工的可能性越高。究其原因，可能是兒子處于婚配階段時(shí)的“助兒買房”所造成的。眾所周知，男方往往承擔(dān)著購買婚房的責(zé)任，隨著性別失衡的加重，婚姻市場(chǎng)中的競(jìng)爭(zhēng)愈加激烈，此時(shí)“助兒買房”成為男方在婚姻市場(chǎng)上取勝的重要砝碼，而這一局面會(huì)迫使農(nóng)民工為獲得更多收入而去外地務(wù)工。

表7 子女性別與男孩偏好觀念的交互影響OLS 模型估計(jì)結(jié)果Table 7 Estimation results of the interactive influence between children’s gender and boy preference

3.3 助兒買房對(duì)農(nóng)民工外地務(wù)工的影響

檢驗(yàn)子女性別對(duì)農(nóng)民工購/建房及城鎮(zhèn)購房意愿的影響結(jié)果發(fā)現(xiàn)，兒子處于婚配階段時(shí)將顯著提高農(nóng)民工擁有一套以上住房、近期購/建房的可能性，同時(shí)農(nóng)民工在城鎮(zhèn)購房的意愿也顯著提高，而購/建房的壓力和在城鎮(zhèn)購房的意愿將會(huì)使農(nóng)民工做出外地務(wù)工的決策。

自二十世紀(jì)七十年代人口控制政策實(shí)施以來，我國的人口與發(fā)展問題得到了較大程度的改善，但該政策也帶來了一定的社會(huì)問題，例如當(dāng)前農(nóng)村地區(qū)“剩男”問題嚴(yán)重。在此背景下，為兒子準(zhǔn)備婚房便成為其在婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中取得優(yōu)勢(shì)的重要手段之一[21]。值得注意的是，為兒子購/建婚房是家庭中一項(xiàng)重大開支，甚至?xí)辜彝ケ池?fù)巨額債務(wù)，因而會(huì)迫使父母尋求更多報(bào)酬。對(duì)于農(nóng)民工而言，為獲得較高收入而進(jìn)行外地務(wù)工將會(huì)是一個(gè)必要選擇[2,24]。表8 對(duì)此進(jìn)行了驗(yàn)證：第一胎為男孩將顯著提高農(nóng)民工擁有一套以上住房和近期購/建房的可能性。

表8 影響機(jī)制檢驗(yàn)的OLS 模型估計(jì)結(jié)果Table 8 Estimation results of the OLS model for influencing mechanism

此外，在某些性別嚴(yán)重失衡的地區(qū)，在農(nóng)村提供婚房已經(jīng)不足以在婚姻市場(chǎng)上取勝，類似通過在城鎮(zhèn)中購房從而幫助兒子成婚的現(xiàn)象逐漸涌現(xiàn)，而在城鎮(zhèn)購房將使得農(nóng)村家庭面臨更大的經(jīng)濟(jì)壓力，這可能會(huì)使農(nóng)民工做出外地務(wù)工的決策以應(yīng)對(duì)該問題。表8 同樣驗(yàn)證了這一點(diǎn)：第一胎為男孩將顯著提高農(nóng)民工在城鎮(zhèn)購房的意愿。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文中使用第一胎子女性別作為子女性別的代理變量，這是由于第一胎性別能夠預(yù)測(cè)兒子的數(shù)量以及家中是否擁有兒子；相對(duì)于其他子女，年齡最大的子女對(duì)于父母的影響可能最為強(qiáng)烈。然而對(duì)農(nóng)村家庭而言，第一孩是女孩則可合法生育二孩，在傳統(tǒng)觀念濃烈的農(nóng)村地區(qū)，許多家庭愿意通過追加生育而獲得男孩，因而第一胎子女性別還能夠預(yù)測(cè)子女?dāng)?shù)量，而子女?dāng)?shù)量又會(huì)對(duì)父母產(chǎn)生不同的影響[28-31]。對(duì)此進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)第一孩性別對(duì)兒子數(shù)量和是否擁有兒子的預(yù)測(cè)強(qiáng)度（t統(tǒng)計(jì)值分別為59.37 和54.93）大于對(duì)子女?dāng)?shù)量的預(yù)測(cè)強(qiáng)度（t統(tǒng)計(jì)值為-13.60），因此前文的回歸更多地還是在反映子女性別的作用。

與此同時(shí)，為排除子女?dāng)?shù)量可能產(chǎn)生的影響，控制子女?dāng)?shù)量變量，以剔除子女?dāng)?shù)量對(duì)于農(nóng)民工外地務(wù)工的影響。結(jié)果顯示，第一胎為男孩的系數(shù)為0.024，其影響效果依然顯著（表9），這與基準(zhǔn)回歸結(jié)果非常接近。

表9 模型檢驗(yàn)Table 9 Model test

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)研究結(jié)論的穩(wěn)健性，以“兒子數(shù)量、是否有兒子”衡量子女性別，將第一胎孩子的性別作為工具變量。采用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，并通過弱工具變量檢驗(yàn)和內(nèi)生性檢驗(yàn)來判斷工具變量的有效性和變量“兒子數(shù)量、是否有兒子”的內(nèi)生性。從第一階段的回歸結(jié)果可以看出，“第一胎是否為男孩”對(duì)“兒子數(shù)量、是否有兒子”有顯著影響（表10），聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)的F 統(tǒng)計(jì)量也大于10，說明不存在弱工具變量問題；內(nèi)生性Hausman 檢驗(yàn)顯示，可以在5%的顯著性水平上拒絕“兒子數(shù)量、是否有兒子”為外生變量的原假設(shè)，即認(rèn)為其為內(nèi)生變量；對(duì)于工具變量的外生性，前言和子女性別內(nèi)生性檢測(cè)部分已進(jìn)行闡述。接下來從第二階段結(jié)果可見，兒子數(shù)量亦或是否有兒子的系數(shù)皆為正，且統(tǒng)計(jì)上效果顯著（表11），與基準(zhǔn)回歸結(jié)果差別亦不大，表明相應(yīng)結(jié)論較為穩(wěn)健。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

研究表明，子女性別對(duì)農(nóng)民工外地務(wù)工具有重要影響。生養(yǎng)兒子會(huì)增加農(nóng)民工外地務(wù)工的可能性，這主要是農(nóng)民工的男孩偏好觀念，以及為兒購/建房所帶來的壓力。值得注意的是，雖然經(jīng)驗(yàn)研究顯示生養(yǎng)男孩會(huì)迫使農(nóng)民工父母遠(yuǎn)離家鄉(xiāng)進(jìn)行外地務(wù)工，但這似乎并沒有降低農(nóng)業(yè)戶籍人口對(duì)于生育男孩的期望。一方面，這是由于現(xiàn)階段中國正處于市場(chǎng)化深刻轉(zhuǎn)型期，傳統(tǒng)文化與現(xiàn)代生活依舊無法分割開來，“重男輕女”的觀念仍然會(huì)在我國長(zhǎng)期存在；另一方面，當(dāng)前我國性別失衡的狀況短時(shí)間內(nèi)可能不會(huì)有較大程度改善，農(nóng)村地區(qū)正處于生育階段的年輕父母，由于其社會(huì)經(jīng)驗(yàn)有限，對(duì)相關(guān)社會(huì)狀況和子女性別差異的影響等方面認(rèn)知不足，以致年輕父母可能無法對(duì)此做出恰當(dāng)?shù)呐袛啵蚨优詣e差異對(duì)農(nóng)村父母人生各階段所產(chǎn)生的影響可能仍將延續(xù)。

表10 第一階段結(jié)果Table 10 Estimation results of the first-stage

表11 第二階段結(jié)果Table 11 Estimation results of the second-stage

4.2 政策建議

根據(jù)以上結(jié)論，為應(yīng)對(duì)傳統(tǒng)觀念、性別失衡和農(nóng)村社會(huì)保障發(fā)展滯后等所帶來的負(fù)面影響，國家和社會(huì)應(yīng)從推動(dòng)先進(jìn)性別文化建設(shè)、生育政策調(diào)整和推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化建設(shè)等方面入手。

1）營造男女平等的社會(huì)環(huán)境，促進(jìn)性別平等的真正實(shí)現(xiàn)。“傳統(tǒng)男孩偏好觀念會(huì)增加生育兒子的農(nóng)民工外地務(wù)工的可能性”的結(jié)論從側(cè)面反映出農(nóng)村地區(qū)性別歧視問題嚴(yán)重，體現(xiàn)了我國農(nóng)村地區(qū)濃重的男孩偏好所帶來的影響，表現(xiàn)了重男輕女舊觀念的頑固性。對(duì)此應(yīng)充分認(rèn)識(shí)到促進(jìn)性別平等的真正實(shí)現(xiàn)對(duì)于問題解決具有積極作用，應(yīng)從各個(gè)層面推動(dòng)先進(jìn)性別文化建設(shè)。例如，國家應(yīng)從法制層面完善相關(guān)法律法規(guī)，剝離女性弱勢(shì)群體的標(biāo)簽；大眾傳媒應(yīng)嚴(yán)格自查，切實(shí)摒除危害女性形象的不良文化內(nèi)容傳播，努力構(gòu)建性別平等的良好社會(huì)氛圍；各層面教育體系應(yīng)進(jìn)一步重視性別平等教育，尤其是教育課程的安排上，可通過開展專題教學(xué)等方式，培養(yǎng)下一代的性別平等觀念等。

2）進(jìn)一步完善二胎政策，積極落實(shí)與二胎政策相關(guān)的配套政策?！爱?dāng)子女處于婚配階段時(shí)，為兒購/建房是農(nóng)民工選擇外地務(wù)工的主要渠道之一”的結(jié)論反映出受一胎政策影響，我國性別失衡狀況愈加嚴(yán)重，農(nóng)村大齡未婚人口比例增長(zhǎng)趨勢(shì)明顯，“剩男”問題不斷加重的社會(huì)現(xiàn)實(shí)。對(duì)此應(yīng)認(rèn)識(shí)到二胎政策對(duì)緩解性別失衡、提升家庭福利等方面具有積極意義，應(yīng)肯定國家推行二胎政策的舉措，并對(duì)相關(guān)政策不斷進(jìn)行改善：深入分析影響父母生育決策的內(nèi)在機(jī)制，并以此為依據(jù)采取相應(yīng)的措施，積極構(gòu)建完整的生育政策，如政府應(yīng)對(duì)生育二胎家庭給予補(bǔ)貼，尤其是醫(yī)療與教育補(bǔ)貼，減輕家庭生育成本；社會(huì)應(yīng)積極進(jìn)行二胎觀念宣傳，使民眾深入了解二胎對(duì)其家庭的有利影響等。

3）進(jìn)一步推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展。通過深入挖掘“生養(yǎng)男孩的農(nóng)民工更可能選擇外地務(wù)工”的結(jié)論，發(fā)現(xiàn)兒子成婚等所帶來的經(jīng)濟(jì)和心理壓力并不能降低農(nóng)村居民生育男孩的期望。究其原因，是農(nóng)村地區(qū)社會(huì)保障制度的不健全。這一狀況反映了我國在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的長(zhǎng)期影響下，城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡所帶來的后果，對(duì)此應(yīng)深入推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化建設(shè)，通過農(nóng)村社會(huì)保障體制機(jī)制的改革與創(chuàng)新，構(gòu)建并完善城鄉(xiāng)一體化的社會(huì)保障體制，進(jìn)而逐步解決農(nóng)村地區(qū)社會(huì)保障制度發(fā)展落后所產(chǎn)生的矛盾。與此同時(shí)，還應(yīng)認(rèn)識(shí)到，在城鄉(xiāng)二元體制下，不能單純專注于某一單方面體制的革新，而要從戶籍、教育和土地制度等多個(gè)方面同步進(jìn)行，如此方能打破固有格局，解決社會(huì)問題。

致謝：感謝中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）數(shù)據(jù)庫的支持。