李夢華，周昀

(浙江大學 中國農村發(fā)展研究院，浙江 杭州 310058)

1 引言

近年來，中國經濟發(fā)展進入新常態(tài)，我國經濟自高速增長轉為中高速增長，支撐經濟增長的條件發(fā)生了結構性轉變。當前經濟發(fā)展的新動力，主要來自于經濟增長方式的轉變(蔡昉，2013)。在推動經濟增長的基本條件中，勞動及蘊藏其中的人力資本既是我國經濟長期增長的基礎，同時也是決定現(xiàn)階段中國經濟增長因素中變化最為突出的部分。因而，勞動供給的變化對我國經濟發(fā)展的影響將愈加顯著(都陽、賈朋，2018)。

在傳統(tǒng)西方經濟學的范式中，資源的配置決策是基于個人理性的一種行為，勞動供給決策亦是如此，它取決于勞動者對于工資與休閑之間的權衡，即個體效用是否最大化。然而傳統(tǒng)理論中存在一定的缺陷，即未考慮到個人獨立決策與家庭利益之間的關系。20世紀60年代Becker(1965)提出家庭時間配置模型，認為個人勞動供給并非源自個體效用的最大化，而更多的取決于家庭效用的最大化，個體作為家庭成員之一，多以家庭利益高于自身利益的原則來進行決策，由此，家庭決策成為問題的核心。受傳統(tǒng)思想的影響，中國人格外關注家庭利益的最大化，當育有下一代時，中國父母對于子女的重視尤為明顯(汪潤泉，2016)。因此對于子代的影響進行挖掘具有重要意義。

自古以來，我國社會中“重男輕女”的思想長期存在，在人口控制政策推行之前，中國家庭通常會采取多生子的方式，以提高生育男孩的概率，從而保證家中至少擁有一個男孩(石智雷，2015)。自我國推行計劃生育政策以來，中國的人口結構發(fā)生重大變化，20世紀80年代初我國出生人口性別比開始偏離正常值范圍，據(jù)2018年統(tǒng)計年鑒顯示，我國總出生人口性別比已經達到113，性別比失衡在一定程度上反映了中國家庭存在子女性別選擇以滿足男孩偏好的社會現(xiàn)實。本文關注的問題是，在男孩偏好長期存在以及計劃生育政策的雙重影響下，子女性別差異會對父母的勞動供給產生怎樣的影響？具體來說，男孩偏好是否以及如何對父母勞動供給產生影響？

2 文獻回顧

2.1 子女狀況與父母勞動供給的相關研究

對于子女性別差異與父母勞動供給之間關系，國外的研究相對較多。國外學界認為子女性別差異對父母親造成的影響存在異質性，Becker(1985)認為生育男孩會使得母親的工作時間減少，因為孩子的出生需要母親付出更多的時間去照看，從而擠出了母親的勞動時間，降低了母親的勞動參與率。而子女是女孩的母親則會將更多的時間投入到工作之中(Choi et al.，2015)。相反，對于父親而言，男孩會對其形成正向的激勵效應，使父親的勞動投入提高(Lundberg，2005)。對于子女性別差異對父母勞動供給所產生的不同影響，有研究對其原因進行了分析，指出這是源于男性在勞動力市場上回報率較高的結果，從而男孩總會比女兒更能激勵父母努力勞動以承擔子女的教育經費(Lundberg et al.，2002)。此外，還有學者通過在性別比失調嚴重地區(qū)的研究發(fā)現(xiàn)，生育男孩的父母更有可能進行創(chuàng)業(yè)，同時也更有可能接受薪金較低的艱苦工作(Wei et al.，2011b)等等。

國內有關子代與父母勞動供給的研究主要集中在子女數(shù)量的影響上。通常來說，男性的勞動參與率較為穩(wěn)定，絕大多數(shù)有勞動能力的男性均會進入勞動力市場。單身女性一般通過工作獲得勞動收入，已婚女性則需要在工作與家庭間進行取舍。因而，已有文獻在研究勞動供給問題時，更多地關注已婚女性(孫繼圣、周亞虹，2019)。在現(xiàn)有文獻中多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)子女數(shù)量的增加會降低女性的工作時間投入(張川川，2011；魏寧、蘇群，2013；陳瑛、江鴻澤，2018；張琳、張琪，2019)。也有學者認為子女數(shù)量與已婚婦女勞動參與率呈“倒 U 型”結構(樂章、張藝珂，2019)等。

此外，國內學者還對子女性別與父母的意識形態(tài)、生育行為、教育投入、收入、資產配置以及議價能力之間的關系進行了研究，發(fā)現(xiàn)子女性別的差異會對父母性別意識形態(tài)(孫曉冬、賴凱聲，2016)、生育行為產生影響(陳衛(wèi)，2002；馬忠東、王建平，2009；宋健、陶椰，2012)。相對于女兒，父母更傾向給予兒子更多的教育投資(龔繼紅、鐘漲寶，2005；羅凱、周黎安，2010；周欽、袁燕，2014)。擁有男孩會提高家庭的年收入(羅凱，2011；劉厚蓮，2017)，使家庭在將來的金融投資活動上表現(xiàn)更為活躍(譚燕芝、李維揚，2018)，同時，有兒子的家庭更可能擁有多套房產，而且會選擇更大面積的住房建筑(易成棟等，2018)。還有學者發(fā)現(xiàn)子女性別和女性家庭地位有關，母親在家庭中的地位以及決策權會隨著生育男孩而提高(吳曉瑜、李力行，2011；殷浩棟等，2018)。生育男孩還會降低父母離婚的風險(林莞娟、趙耀輝，2015；許琪等，2013)等。

簡言之，國外對于子女性別與父母勞動投入的研究較為豐富，而國內的相關研究則主要集中于子女數(shù)量與女性勞動供給之間的關系，以及子女性別差異所導致的其他后果研究，對于子女性別與父母勞動供給方面的研究較少。特別地，已有文獻中有關子女性別對父母勞動供給產生影響的內在機制探索存在不足，即便提出了可能的理論也由于某些原因未能通過實證的方式予以驗證。有鑒于此，運用國內微觀數(shù)據(jù)探究子女性別差異對于中國父母勞動供給的影響以及可能的內在機制具有重要意義。本文運用中國勞動力動態(tài)調查(China Labor-force Dynamics Survey，簡稱CLDS)2012、2014及2016年數(shù)據(jù)，定量研究子女性別對中國父母親勞動時間的影響。

2.2 內生性問題

該研究所需克服的一個困難是，在計劃生育政策的限制以及中國社會長期以來男孩偏好觀念根深蒂固的情況之下，子女的性別極有可能被人為地操縱，而此類影響子女性別選擇的因素將可能影響父母的勞動供給，從而產生遺漏變量偏誤。對于子女性別可能存在的內生性問題已有研究多采取工具變量法來解決，其中Jacobsen(1999)運用雙胞胎做工具變量，但該變量存在發(fā)生率低的情況，對樣本的數(shù)量要求較高。還有學者使用第一胎子女的性別做工具變量，認為中國家庭對于性別的選擇往往不會出現(xiàn)在第一胎上，因而可以認為第一胎子女的性別是自然決定的，具有很強的外生性(Angrist et al.，1998；Ebenstein，2010；吳曉瑜、李力行，2011；陸方文等，2017；殷浩棟等，2018)。本文借鑒吳曉瑜、李力行(2011)的做法，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生性問題。此外，在1984年，中國政府制定了一項彈性計劃生育政策，其中不同地區(qū)的居民受到不同的規(guī)定限制，即該政策對城市居民依舊延續(xù)了一個子女的限制，但第一胎為女兒的農村居民則被允許生育第二胎，偏遠地區(qū)的家庭還被允許生育第二或第三胎。這意味著由于一胎半政策，農村地區(qū)的子女性別選擇通常不會出現(xiàn)在第一個孩子身上，因此本文還使用第一個孩子在1984年以后出生的農村家庭子樣本進行穩(wěn)健性檢驗。

本文相對于國內已有文獻可能存在以下貢獻：(1)使用CLDS 2012、2014及2016 年的全國代表性數(shù)據(jù)，研究子女性別差異對中國父母勞動時間的影響，豐富了國內有關子代與父母勞動供給的相關研究。(2)借助第一胎孩子的性別作為子女性別的代理變量，從而更好地避免了內生性問題對研究結論造成的影響。(3)驗證了子女性別差異對父母勞動時間產生影響的內在機制，包括對于社區(qū)教育狀況的協(xié)同作用，以及婚姻市場中的“助兒買房”。

3 數(shù)據(jù)來源、變量設置與模型設定

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用中國勞動力動態(tài)調查(China Labor-force Dynamics Survey，簡稱“CLDS”)2012、2014以及2016年的數(shù)據(jù)。它由中山大學社會科學調查中心組織實施，專注于中國勞動力現(xiàn)狀和變遷，內容覆蓋工作等多個方面，調查樣本包含了我國29個省市(除西藏、海南、港澳臺外)，401個村居、14226 戶家庭，21086個個體。CLDS 以村居訪問、家庭訪問以及個體訪問三種調查方式進行，采用科學的抽樣方法，為本研究提供了良好的數(shù)據(jù)來源。此外，本文所使用的住房價格變量主要來自 CEIC 地級市級層面的數(shù)據(jù)。本研究關注的是父母勞動供給，因此以16-65歲的勞動人口為研究對象，同時排除了全部沒有子女的樣本。最后用于研究的樣本一共有25405個，涉及全國163個地級市。

3.2 變量設計

3.2.1 被解釋變量

本文以父母的勞動時間來衡量勞動供給，父母勞動時間指標自來于對“您目前或最近一份工作一般一個月工作幾天？”的回答，表1顯示勞動時間的平均值為23.91天。

表1 主要變量的統(tǒng)計性描述

3.2.2 解釋變量

本文的關鍵解釋變量為第一胎子女的性別，如果年齡最大的男孩比女孩歲數(shù)大或只有男孩的，則第一胎為男孩變量等于1，否則為0。其他有關的解釋變量還包括子女數(shù)量，是否有兒子以及兒子的數(shù)量，由于本文樣本只包括有孩子的個體，因此子女總數(shù)的最小值是1，平均數(shù)為1.72。兒子數(shù)量為家中男孩數(shù)量的加總，數(shù)據(jù)顯示兒子的數(shù)量為1.01個；若男孩的數(shù)量大于等于1，則是否有男孩變量為1，否則為0。描述性統(tǒng)計顯示有近80.13%的父母擁有兒子，而第一胎為男孩的比例為62.34%，這反映了中國家庭通常會采取多生子的方式，以為獲得兒子。

3.2.3 控制變量

在控制變量方面，觀測值中男性占52.43%，平均年齡為44.37歲，受教育年限為8.16年，其中91.41%的樣本已婚，9.01%為中共黨員，城鎮(zhèn)戶口的樣本占20.14%。健康狀況指標為樣本對于自己健康的自我評價，描述性統(tǒng)計顯示12%的樣本認為自身健康狀況較差。社會保障方面，36.66%的樣本擁有養(yǎng)老保險，15.04%擁有失業(yè)保險，66.22%擁有醫(yī)療保險。從業(yè)類型從1到3分為農業(yè)、工業(yè)、服務業(yè)，樣本平均值為1.88，處于“工業(yè)”與“服務業(yè)”之間。年收入指標為個人年總收入的對數(shù)值。家庭人數(shù)為包括樣本本人在內的家庭同住人數(shù)，樣本均值為4.15人。

3.3 模型設定

3.3.1 基準模型設定

鑒于第一胎是否為男孩這一變量的外生性，探究子女性別與父母勞動時間之間的關系只需要使用簡單的最小二乘回歸即可(Li et al.，2011；吳曉瑜、李力行，2011；陸方文等，2017；殷浩棟等，2018)。文章在回歸方程(1)中控制了年份以及省級層面的固定效應，同時加入個體和家庭特征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。

Dayitc=α1+β1First_Genderic+γ1Xitc+λc+Tt+εitc

(1)

Dayitc表示父母的工作時間，F(xiàn)irst_Genderic表示第一胎孩子的性別，Xitc為控制變量，包括年齡、年齡的平方、性別、受教育年限、婚姻狀況、政治面貌、健康狀況、戶口類型、社會保險參與狀況、從業(yè)類型、年收入以及家庭人數(shù)，λc表示省級層面的固定效應，Tt表示年份虛擬變量。

3.3.2 社區(qū)教育狀況對子女性別影響的協(xié)同作用

為了分析社區(qū)教育狀況對子女性別影響的協(xié)同作用，本文根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，選取CLDS社區(qū)問卷中小學與初中教師的數(shù)量之和來衡量社區(qū)的教育狀況。方程(2)在方程(1)的基礎上相應加入子女性別與社區(qū)教育狀況的交互項。

Dayitc=α2+β2First_Genderic+φ0Edu_statustc

+φ1First_Genderic*Edu_statustc+γ2Xitc+λc+Tt+εitc

(2)

Dayitc表示父母的工作時間，F(xiàn)irst_Genderic表示第一胎孩子的性別，Edu_statustc表示社區(qū)的教育狀況，F(xiàn)irst_Genderic*Edu_statustc為子女性別與社區(qū)教育狀況的交互項，其他變量同上。

3.3.3 住房價格對子女性別影響的協(xié)同作用

為了深入研究我國現(xiàn)階段婚姻市場的競爭壓力是否為男孩父母勞動時間增長的原因，本文還將檢驗住房價格與不同性別子女父母之間的關系，方程(3)在方程(1)的基礎上添加了住房價格以及子女性別與住房價格的交互項。

Dayitc=α3+β3First_Genderic+φ2Ln_pricetc

+φ3First_Genderic*Ln_pricetc+γ3Xitc+λc+Tt+εitc

(3)

Dayitc表示父母的工作時間，F(xiàn)irst_Genderic表示第一胎孩子的性別，Ln_pricetc表示地區(qū)住房價格的對數(shù)值，F(xiàn)irst_Genderic*Ln_pricetc為子女性別與住房價格的交互項，其他變量同上。

4 實證結果與分析

4.1 基準回歸結果

表2報告了子女性別對父母勞動時間的影響。第(1)-(4)列均是采用OLS回歸的結果，其中第(1)列未加入任何控制變量，第(2)列加入了除年份虛擬變量與省級層面固定效應之外的所有控制變量，第(3)列加入年份虛擬變量，第(4)列加入省級層面固定效應，以及其他控制變量。從表2第(4)列的結果來看，相對于第一胎為女孩而言，第一胎為男孩的父母，其勞動時間將會增加0.27天。

表2 子女性別對父母勞動時間的影響

4.2 模型檢驗

文章使用第一孩為男孩作為子女性別的代理變量，原因在于第一胎性別能夠預測家庭中兒子的數(shù)量和是否擁有兒子，如表3第(1)-(2)列所現(xiàn)；同時，與其他子女相比，長子或長女對于父母影響可能更為強烈(陸方文等，2017)。然而，對農村家庭而言，第一孩是女兒則可合法生育二孩，且農村地區(qū)的男孩偏好更強，即便面臨超生懲罰，許多家庭仍愿為獲得男孩而追加生育。因而第一孩性別除了可以預測子女性別外，還可以預測家庭中的子女數(shù)量，如表3第(3)列所現(xiàn)。通過表3第(1)-(3)列的對比，文章發(fā)現(xiàn)第一孩性別對兒子數(shù)量以及是否有兒子的預測強度(t值分別為99.54和96.39)遠大于對子女總數(shù)的預測(t值為-25.22)，因此第一孩是否為兒子更多地還是在反映子女性別的影響。

表3 變量選擇

為了進一步剔除子女數(shù)量所帶來的影響，在表3第(4)列中，文章控制了子女數(shù)量變量。由于子女數(shù)量變量可能是家庭生育決策的內生因素，因此，本文僅將它視為一個額外的檢驗添加到方程(1)中，結果顯示子女數(shù)量的系數(shù)為正，但在統(tǒng)計上不顯著，這表明在以第一胎為男孩為代理變量，并且加入其他控制變量后，子女數(shù)量不再是重要因素。同時，第(4)列的結果與基準回歸結果(表2第(4)列)非常接近，因而在下文的回歸中，文章使用表2第(4)列中的變量，而不控制子女數(shù)量。

4.3 子樣本回歸

表4報告了不同子女數(shù)量、受教育程度以及家庭年收入分樣本的回歸結果。子女數(shù)量的多少包含了家庭對于男孩偏好的相關信息，即當?shù)谝惶榕r，男孩偏好較強的家庭可能會采取多生子的方式，以提高生育兒子的概率，從而保證家中至少擁有一個男孩(石智雷，2015)。這表明多子女家庭可能比獨生子女家庭更加具有男孩偏好，但在一胎政策的背景下夫妻生育孩子的數(shù)量受到嚴格限制，那么家中只有一孩時，一孩的性別顯得極為重要，因而獨生子女家庭對于男孩的偏愛可能更強。第(1)-(2)列顯示了不同子女數(shù)量分組回歸的結果，發(fā)現(xiàn)與女孩相比，當?shù)谝惶槟泻r父母每月將增加近0.3天的工作時間。

表4 子女性別對不同類型父母勞動時間的影響

教育作為人力資本的重要組成部分，其對勞動供給的作用已被證實(Borjas，2010)，在第(3)-(4)列父母受教育年限分組中，發(fā)現(xiàn)相對于較高受教育水平的父母而言，小學及以下的父母受子女性別的影響更大，統(tǒng)計上也更為顯著。該結果反映出受教育水平偏低的父母其收入可能相對較低，因而需要更多的勞動供給以應對兒子在就業(yè)、婚姻等方面的壓力。

表4第(5)-(6)列顯示了低收入與高收入家庭分組回歸的結果，發(fā)現(xiàn)子女性別對于低收入家庭具有顯著的正向影響。與女孩相比，當?shù)谝惶槟泻r低收入家庭的父母每月將增加0.716天的工作時間。而子女性別對于高收入家庭父母來說并未產生顯著影響。這說明對于富裕的家庭而言，自身財富的積累足以應對子女性別的差異對父母產生的影響。而對于低收入家庭而言，男孩受教育、就業(yè)以及結婚等事務將給本就捉襟見肘的貧困父母帶來更大的經濟及心理壓力，迫使父母進行更長時間的勞動。

5 進一步討論

5.1 不同成長階段子女對父母勞動時間的影響

為了進一步討論子女性別差異影響父母勞動時間的內在機制，文章首先關注了不同成長階段子女對父母勞動時間的影響。參考陸方文等(2017)，本文根據(jù)第一胎孩子的年齡，將其分為四個成長階段：0-6歲為子女的幼年成長階段，父母的主要責任為撫養(yǎng)照看幼年子女；7-15歲屬于孩子接受九年義務教育的時期，此階段父母期望子女能夠接受良好的初等教育，以為將來上高中考大學打基礎；16-30 歲為分化階段，這是由于該階段的子女的情況差異較大，有的繼續(xù)學業(yè)，有的開始工作，也有部分結婚成家，因而父母的關注點有所不同。值得注意的是，若以我國男子法定結婚年齡為依據(jù)進行劃分，則22-30歲間的青年人屬于婚姻市場的主要群體，同時也是進行生育的主體，因此該階段父母的主要責任在于為孩子的婚嫁做準備；除此之外，30 歲以上的子女多已成婚，并且可能已經進行了初次生育，此時子女的家庭逐漸穩(wěn)定，該階段父母的責任較前幾個階段輕松。根據(jù)子女所處階段的不同，父母所承擔的責任也有所不同，對不同年齡段子女的父母進行分組回歸，有利于分析子女性別影響父母勞動時間的內在機制。

表5的回歸結果基于方程(1)。從實證結果中本文發(fā)現(xiàn)，子女年齡處于0-6歲時，第一胎為男孩的系數(shù)為負，但統(tǒng)計上不顯著，表明在子女幼年成長階段時，父母對子女撫育的精力投入不存在較大的性別差異。當子女處于接受九年義務教育階段時(7-15歲)，第一胎為男孩的系數(shù)顯著為正，這表明生育男孩的家庭中，父母對兒子寄予厚望，會為了兒子能夠接受更好的基礎教育以及將來能夠進入優(yōu)質的高中，考上大學，而投入更多的資源，進而投入更長時間的勞動。

表5 不同年齡段的子女性別對父母勞動時間的影響

接下來，從第(3)列的結果中，本文發(fā)現(xiàn)當子女年齡處于16-30 歲之間時，男孩父母的勞動時間顯著多于生養(yǎng)女孩的父母。在第(4)列本文還考察了子女在22-30 歲之間時對父母的影響，發(fā)現(xiàn)第一胎為兒子對父母勞動時間的影響顯著增加，這可能是由于22-30 歲的青年大多都已完成學業(yè)，正處于婚嫁階段，此時父母需要為男孩結婚付出更多的勞動時間，以獲得足夠的資本來增強兒子在婚姻市場中的競爭力。最后一列結果顯示，當?shù)谝缓⑻幱?1歲以上時，生養(yǎng)兒子的父母的勞動時間仍高于生養(yǎng)女兒的父母，然而統(tǒng)計上不再顯著。

5.2 社區(qū)教育狀況對子女父母的影響

已有文獻表明，中國父母有可能不會平等地對待家中的子女，他們很有可能會偏向家中的某些或某個子女，同時會對那些特殊偏愛的子女傾入相對更多的時間與精力，例如父母會對家中長子格外倚重或者對女兒存在一定程度的性別歧視等等(Black et al.，2005；秦雪征等，2018)。類似的，在子女教育問題上，父母也多存在著明顯的男孩偏好，相對于女孩，父母對于男孩的受教育期望更高(宋月萍、譚琳，2004)。鑒于此，樣本所在社區(qū)的教育狀況將可能影響男孩父母的勞動供給。理論上，當子女處于受教育階段時，若樣本所在社區(qū)的教育狀況越差，則父母越希望其兒子在師資狀況更優(yōu)的學校接受教育，而這會增加父母對子女的教育支出，進而可能使父母的勞動時間增加。

接下來本節(jié)將分析社區(qū)教育狀況對接受義務教育階段子女父母的影響。本文根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，選取CLDS社區(qū)問卷中小學與初中教師的數(shù)量之和來衡量社區(qū)的教育狀況。社區(qū)教育狀況在社區(qū)層面上可能是一個存在內生性的變量，但個人的勞動時間不會直接對所在社區(qū)的教育狀況產生重要影響。同時，文章在控制社區(qū)教育狀況的前提下，主要分析的是子女性別與社區(qū)教育狀況的交互項。鑒于第一胎性別的外生性，本文認為子女性別與社區(qū)教育狀況之間不存在相關性，因此方程(2)交互項的系數(shù)可以表現(xiàn)出社區(qū)教育狀況對子女性別影響的協(xié)同作用。表6的相關結果證實了以上推論。表6第(1)列中使用的樣本是第一胎子女在7-15歲之間的父母，結果顯示子女性別與社區(qū)教育狀況的交互項的系數(shù)為負，且統(tǒng)計上顯著；第(2)-(3)列對不同居住地類型的子樣本進行了檢驗，結果顯示，對于居住于城市的子樣本，社區(qū)教育狀況對第一胎為兒子的父母而言有較大的負面影響，且統(tǒng)計上效果顯著，這可能是由于城市教育成本相對更高，城市居民需要為子女教育投入更多的資源。

表6 子女性別與教育狀況的交互影響

5.3 住房價格對子女父母的影響

眾所周知，我國男女雙方婚姻中的婚房多為男性一方購買。在我國人口控制政策實施的三十余年中，性別失衡問題逐漸顯現(xiàn)，這可能會增加男性在婚姻市場中的競爭壓力，而住房便成為男方在婚姻競爭中取得優(yōu)勢的重要砝碼，因而家庭中育有兒子可能會面臨更大的經濟壓力，進而使父母的勞動時間增加。若以上設想成立，則住房價格上升將不可避免地加重男方父母的經濟負擔，進而迫使其付出更多的勞動時間。

隨著社會經濟的發(fā)展，城市的住房價格會隨之而變化，雖然它是地區(qū)層面上一個可能存在內生性的變量，但由于被解釋變量是個體的勞動時間，一般來說，普通個體無法直接對地區(qū)層面上的因素產生重大影響(陸方文等，2017)，因此本文認為父母的勞動時間不會對所處城市的住房價格產生重要影響。此外，本文在控制年份以及省級層面固定效應的基礎上，關注的重點是子女性別與住房價格的交互項。在任何國家或地區(qū)，第一胎生男生女是隨機的，住房價格與第一胎子女性別之間沒有關系，因此方程(3)交互項系數(shù)φ3能夠表現(xiàn)出同一個地區(qū)內住房價格對于生養(yǎng)男孩或女孩的父母所產生的不同影響。理論上講，若住房價格能夠通過影響婚姻市場中男方競爭力進而對父母勞動時間造成影響，則這種壓力對于居住在城市的家庭來說應更為顯著，而對于居住在農村的家庭而言，由于其并不一定必須在城市購買住房，所以住房價格對居住在農村地區(qū)父母的影響可能相對較小。表7的回歸結果基本證實了以上推測。出于婚姻市場主體年齡范圍以及樣本量的考慮，表7中使用的子樣本為第一胎子女處于22-30 歲的父母。第(1)列是22-30歲所有的樣本，第一胎子女性別與住房價格的交互項系數(shù)為負，但統(tǒng)計上不顯著。第(2)-(3)列對不同居住地類型的子樣本進行了檢驗。對于居住于城市的子樣本，住房價格對第一胎為兒子的父母而言有較大的正面影響，且統(tǒng)計上效果顯著。而對于居住在農村的樣本，住房價格對第一胎為兒子的父母的影響不顯著。

表7 子女性別與住房價格的交互影響

6 穩(wěn)健性檢驗

6.1 第一孩在1984 年后出生的農村樣本回歸結果

前文曾提到由于長期以來“重男輕女”觀念根深蒂固，子女的性別可能存在內生性，從而產生遺漏變量問題。對此，已有文獻使用第一胎子女的性別做代理變量以更好的緩解內生性問題，認為中國家庭中第一孩性別是隨機的，具有外生性。為了進一步驗證文章的相關結論，本部分選取第一孩在1984 年后出生的農村樣本進行檢驗。該穩(wěn)健性檢驗的依據(jù)是：在1984年，我國政府頒布了一項“一胎半”政策，其中第一胎為女兒的農村居民被允許生育第二胎，而偏遠地區(qū)的家庭則還被允許生育第二或第三胎，即由于一胎半政策，第一個孩子的性別在農村地區(qū)具有強烈的外生性。

表8采用該子樣本重復了前文表5的回歸結果。結果顯示：當子女處于0-6歲之間時，第一胎為男孩對農村父母勞動時間的影響為負，統(tǒng)計上不顯著；當子女處于7-15歲之間時，第一胎為男孩對農村父母勞動時間的影響顯著為正；當子女處于16-30歲之間時，第一胎為兒子會顯著增加農村父母的勞動時間；而當子女家庭趨于穩(wěn)定之后，子女性別差異對父母的影響不再顯著。以上結果與表5相比并無較大區(qū)別，這也證明了文章相關結論的穩(wěn)健性。

表8 不同年齡段的子女性別對父母勞動時間的影響

6.2 模型檢驗

為了進一步驗證本文結論的穩(wěn)健性，該部分選取其他文獻中所使用的子女性別代理變量，如男孩數(shù)量、是否有男孩對模型結果進行檢驗。本節(jié)使用第一胎孩子的性別作為工具變量，第一階段內生變量對工具變量進行回歸，以工具變量的聯(lián)合顯著性F檢驗進行弱工具變量檢驗。參照Staiger等(1997)的法則， F統(tǒng)計量小于10表明存在弱工具變量問題。根據(jù)表9第(1)-(4)列的檢驗結果，工具變量的聯(lián)合顯著性F統(tǒng)計量分別為6173.222、8686.744以及6010.111、6346.558，大于經驗值10，說明沒有弱工具變量情況。同時表9的結果顯示，無論采用男孩數(shù)量亦或是否有男孩，其系數(shù)皆為正，且統(tǒng)計上效果顯著，與本文基準回歸中所使用的第一胎性別的結果相似，表明本文相應結論較為穩(wěn)健。

表9 模型檢驗

7 結論與建議

本文通過對中國勞動力動態(tài)調查(簡稱 CLDS)2012、2014及2016年全國代表性數(shù)據(jù)的分析，發(fā)現(xiàn)子女性別對中國父母的勞動時間具有重要影響。簡單的最小二乘回歸、工具變量估計以及相關的穩(wěn)健性檢驗均顯示，第一胎為兒子會增加中國父母的勞動時間；與第一胎為女孩相比，第一胎為男孩會顯著增加獨生子女、低收入以及受教育程度較低的父母的勞動時間。在不同成長階段的回歸中，發(fā)現(xiàn)不同成長階段子女性別對中國父母勞動時間的影響存在顯著差異：當子女處于幼年成長階段時(0-6歲)，男孩會減少父母勞動的時間；當子女處于接受義務教育階段(7-15歲)時，子女性別對父母的勞動時間造成了顯著差異，生育兒子會顯著增加父母勞動的時間；當子女處于分化階段時(16-30歲)，兒子對于父母的勞動時間的影響顯著高于女兒；在子女成家立業(yè)(31歲及以上)之后，子女性別對父母的勞動時間的影響不再顯著。在內在機制探索中，本文驗證了社區(qū)教育狀況對于男孩父母勞動時間的顯著影響；同時文章還發(fā)現(xiàn)對于居住于城市的樣本而言，住房價格越高則男孩對于父母的影響越大，該結果也進一步驗證了婚姻市場中的競爭壓力致使生養(yǎng)兒子父母勞動時間增加的論斷。

基于此，本文以實證的方式發(fā)現(xiàn)了子女性別差異對父母勞動時間所造成的影響，文章認為加強性別文化宣傳，營造男女平等的社會環(huán)境，摒除“男尊女卑”的舊思想，促進性別平等的真正實現(xiàn)對于問題的解決具有積極作用，例如國家應從法制層面完善相關法律法規(guī)，剝離女性弱勢群體的標簽；大眾傳媒應嚴格自查，切實摒除危害女性形象的不良文化內容傳播，努力構建性別平等的良好社會氛圍；各層面教育體系應進一步重視性別平等教育，尤其在教育課程的安排上應格外注重，如通過開展專題教學等方式，培養(yǎng)下一代的性別平等觀念等等。

除此之外，文章認為僅僅依靠調整性別比失衡問題不足以全面地解決問題，政府亦應采取更多的措施努力實現(xiàn)教育資源的均等化，如充分利用社會閑置資源，大力招聘退休教師，補充缺乏師資的學校，以提升地方的教學質量；加強城市學校與鄉(xiāng)村學校的合作，密切校際之間的聯(lián)動，發(fā)揮城市學校的優(yōu)勢，通過優(yōu)秀教師下鄉(xiāng)支教等方式為鄉(xiāng)村學校提供指導培訓；增強對于鄉(xiāng)村學校的財政支持，加大鄉(xiāng)村教師的培訓力度，提升鄉(xiāng)村教師待遇等等。最后，地方政府還應創(chuàng)造更好的經濟環(huán)境以提升人們的收入，進一步提升居民的生活質量，例如改善地方的就業(yè)環(huán)境，積極吸引優(yōu)質企業(yè)入駐，以為當?shù)貏趧恿μ峁└鄡?yōu)質的工作崗位；進一步完善當?shù)卣约捌髽I(yè)的相關培訓制度，積極引導勞動人口提升就業(yè)投資水平；為民眾創(chuàng)業(yè)提供便利條件，如在貸款方面給予政策支持，組織相關創(chuàng)業(yè)培訓等，提高民眾自身創(chuàng)業(yè)能力等等。