视点2023||李强：“你是姐姐”:父母男孩偏好与长女家庭收入
“你是姐姐”：
父母男孩偏好与长女家庭收入
李强 叶昱利
（《人口与发展》2023年第2期）
当姐姐还小时，妈妈说：你是姐姐，你要让着弟弟；
当姐姐长大了，妈妈说：你是姐姐，你要帮着弟弟。
——一位普通妈妈
不同于既有文献将家庭之间长子与长女的差别归因于男孩偏好的逻辑，本文基于家庭内部同胞性别结构，通过探索有弟弟相对于有妹妹对长姐家庭收入的影响来识别男孩偏好对女性的收入效应。利用头胎性别的外生性构建工具变量，综合使用中国营养与健康调查（CHNS）及中国家庭追踪调查(CFPS)数据，本文发现父母男孩偏好意外使得长女家庭收入显著增加了约10%。机制分析表明，长女配偶的教育水平更低，个子更矮，体重超标的概率更高，因此可排除配偶更加优秀从而长女家庭收入更高的假说。反而是，父母的男孩偏好改变了长女的大五人格，显著提高了其宜人性、尽责性和情绪稳定性，长女因之有更高的家庭收入。因此该意外发现显然并不能阐释为性别歧视有益于女性，反之，国家应该在宏观公共政策上、父母应该在微观家庭内部促进性别平等。
1.思路与进路
虽然我国近年来在性别平等上取得了突出成就，但是家庭内的男孩偏好现象仍屡见不鲜。男孩偏好植根于传统生育观念、父权、婚居制度与文化之中，高出生性别比即是其表现之一（李慧英, 2012; 杨菊华, 2012）。既有研究表明，父母的男孩偏好对父母和子女都有不同程度的影响。男孩偏好使得父母劳动供给增加（李梦华等, 2022），家庭收入增加（罗凯, 2011）。男孩偏好也有降低女婴存活率（Bandyopadhyay, 2003），降低女孩身高（叶昱利等, 2021），降低必要的免疫疫苗接种率（Almond et al., 2013）等不利影响。
目前鲜有文献关注父母男孩偏好与女儿成年后家庭收入之间的关系。然而该未被重视的关系却并非直观明了。一方面，男孩偏好的本质是父母牺牲女儿的利益来满足儿子的需求（Li et al., 2010），这种非对称的资源转移可预期地将降低女儿的受教育程度等认知能力，进而降低女儿家庭收入。另一方面，父母的男孩偏好对女孩来说虽是一种童年逆境，但逆境并不一定产生负面影响（李强等, 2010,2022a），甚至还可能逆风飞扬（李强等, 2022b）。其原因可能是，童年逆境的选择效应有助于提高幸存者的非认知能力（赵鑫等, 2021; Barnes et al., 2012），而非认知能力与收入正相关（乐君杰等, 2017; 王春超等, 2019）。因此父母男孩偏好与女儿家庭收入之间的关系是一个有待检验的实证问题。
既有文献常将家庭间长子与长女的差别归因于男孩偏好效应，例如Barcellos et al. （2014）,林莞娟等（2015），以及廖丽萍等（2020）等。该方法的优势在于利用了头胎性别的外生性，即头胎出生过程中的性别选择现象相对更加少见（Rosenblum, 2013）。但该方法忽视了男女间本就存在的性别差异。因此，识别男孩偏好本质上要求在女性内部之间进行比较。而且，父母若有男孩偏好，则已出生子女的性别将影响潜在子女的性别和数量（Peter et al., 2018），这说明同胞的性别结构将是内生的。所以，识别男孩偏好不仅要求女性内部进行比较，还要求在比较过程中解决内生性所导致的偏误。
借鉴叶昱利等（2021），本文通过比较有弟弟的长姐（GB）与有妹妹的长姐(GG)家庭收入之间的差异来识别父母男孩偏好的收入效应。该方法正是基于男孩偏好本质上是家庭内部资源在儿女间的非对称转移，利用了有弟弟相对于有妹妹对长姐的不同影响来达到识别男孩偏好效应的目的。同时，由于比较对象都是女性，因而也排除了男女间本就存在的性别差异这一混淆因素。
然而，由于父母更可能选择第二胎的性别（Rosenblum, 2013），则长姐有弟弟很可能是内生的。本文使用同村/社区其他家庭头胎男孩的比例作为长姐是否有弟弟的工具变量来解决内生性问题。其原因在于，同村/社区其他家庭的男孩比例越高，表明同村/社区父母男孩偏好程度越强（李强, 2019），这与某家庭长姐是否有弟弟显著相关。由于头胎性别是外生的（Rosenblum, 2013），我们进而使用同村/社区头胎男孩的比例作为长姐是否有弟弟的工具变量。本文的工具变量满足成为有效工具变量的三个条件。第一，由于头胎性别的外生性，与残差不相关；第二，由于社会规范及舆论压力，与长姐是否有弟弟相关；第三，该工具变量与长姐家庭收入并不直接相关，它仅仅是通过影响长姐是否有弟弟从而对长姐产生影响，因此对缩略式而言是多余的。
综合使用中国营养与健康调查（CHNS）及中国家庭追踪调查(CFPS)数据，本文发现有弟弟相较于有妹妹使得长姐家庭收入显著增加约10%。机制分析表明，父母的男孩偏好使得长姐在婚姻市场中处于相对不利地位，在其他情况均相同条件下，其配偶的受教育水平更低，身高更矮，体重超标的概率更高，因此可排除配偶更加优秀从而长女家庭收入更高的假说。父母的男孩偏好改变了长姐的大五人格，显著增加了长姐的宜人性、尽责性、情绪稳定性、开放性和外向性。长姐凭借其个人努力及人格特征而提高了个人收入和家庭收入。本文的结果表明长姐不是“扶弟魔”，而是福音，但是该发现并不能阐释为性别歧视有益于女性。相反，国家更需要在宏观公共政策上、父母更应该在微观家庭内部促进性别平等。
本文对文献有如下三个方面的贡献。第一，既有文献揭示了非认知能力与收入之间的因果关系，但很少关注非认知能力形成的家庭微观基础。本文意外发掘男孩偏好与非认知能力的关系，完善了非认知能力的形成机制，从而丰富了形成新人力资本的微观基础研究。第二，本文的研究方法有效剔除了兄弟姐妹的规模、出生顺序和出生间隔等混淆因素，从同胞性别结构中识别出男孩偏好的收入效应，从而在边际上发展了男孩偏好文献。第三，本文的研究结论有利于引起公众对家庭内部性别不平等的关注，揭示国家建构一个支持家庭、投资女性的微观家庭政策体系的必要性。
本文其余内容安排如下：第二部分为文献综述。第三部分介绍数据和模型。第四部分从实证上探讨男孩偏好与长姐家庭收入间的因果关系，检验其稳健性、分析其异质性和作用机制。第五部分是结论与讨论。
2.文献综述
加里·贝克尔（Becker, 1981）指出，同胞结构会影响家庭内部资源的分配，从而影响人力资本，例如教育和健康等。该结构包括兄弟姐妹的规模、出生顺序、出生间隔和性别结构等四个方面（Yang, 2007）。本文与这四支文献均相关。
既有文献认为兄弟姐妹规模与个人教育水平负相关，其理论常被称为“数量-质量”替代。在既定的家庭资源约束下，同胞之间对有限家庭资源的竞争越发激烈，因此平均每个孩子分配到的资源将减少，从而不利于其教育获得（Blake, 1981）。除去兄弟姐妹规模外，出生顺序也是影响个人教育成就的重要方面。与后来出生的孩子相比，头生的孩子往往更有统治力、进取心、雄心勃勃（Sulloway, 1996），于是有文献提出了长子/女优势（陶东杰等, 2017; Lei et al., 2017）假说。也有文献反其道行之，提出末孩优势（陈立娟, 2016; 罗凯等, 2010），末孩劣势（Graham et al., 1998）等假说。出生间隔指兄弟姐妹间的年龄差距，差距越小意味着出生密度越高。既有文献常常认为出生密度越高，对子女越有负面影响（Powell et al., 1990, 1993）。
近来文献中有一种通过探索兄弟姐妹的性别结构来研究父母男孩偏好趋势，但其发现尚未达到共识。例如，尽管Butcher et al. （1994）表明，在美国仅有兄弟相对于有姐妹使得女性受教育程度更高，但Kaestner（1997）以及Jacob（2011）发现兄弟姐妹的性别结构不会显著影响女性的受教育程度，而在中国，拥有兄弟姐妹会降低或提高女性的受教育程度（Chu et al., 2007; Li et al., 2010; Parish et al., 1993）。更重要的是，既有文献对男孩偏好效应的识别并不完美，因为兄弟姐妹的规模、出生顺序和出生间隔的影响并没有与男孩偏好效应剥离。例如，Jacob（2011）、郑磊（2013）和郑筱婷等（2018）仅关注有无兄弟，他们发现有兄弟不利于女性的受教育程度。然而，只关注有无兄弟可能会与兄弟姐妹的规模及出生顺序混淆，即他们在识别男孩偏好时忽略了兄弟的出生顺序和出生间隔的影响。有鉴于此，Cools et al. （2019）着重考虑了次幼兄弟姐妹的性别，但他们仍然忽略了所有兄弟姐妹的出生顺序效应；同样的，Hatlebakk（2017）着重关注长姐，但他仍忽略了其他弟弟妹妹的出生顺序效应。
总之，兄弟姐妹的规模、出生顺序和出生间隔等混淆因素使从兄弟姐妹的性别结构中识别出男孩偏好变得复杂。从同胞性别结构中识别男孩偏好效应需要探索特定的同胞性别结构，同时排除诸如同胞规模、出生顺序和出生间隔等混淆因素。Powell et al.（1989）建议通过包括性别结构来扩展对同胞规模的研究。我们通过包括出生顺序和出生间隔进一步发展了该想法。我们同时响应了Steelman at al.（2002）的号召，将对同胞结构的研究扩展到世界上最大发展中国家，并探索重男轻女对成年女性收入的影响。
3.模型和数据
既有文献常常使用模型，对头胎样本回归并利用头胎样本的外生性来识别男孩偏好。该模型中，如果头胎i是男孩，则𝑔𝑒𝑛𝑑𝑒𝑟=1，否则=0。模型中头胎男孩与头胎女孩之间的差异（）被既有文献判定为男孩偏好效应。该模型可能存在两个不足。其一，由于男女本身存在着性别差异，尤其是本文所关注的性别工资差异，该差异并不一定完全由男孩偏好所致。其二，如果该模型对头胎样本回归可判定为男孩偏好效应，则对二胎及以上样本回归并处理内生性问题后也可判定为男孩偏好效应。然而，利用该模型在后文分析二胎及以上样本时，即使运用工具变量解决内生性问题后我们仍不能发现与对头胎样本相同的结论。鉴于该识别策略的不足，本文于是建立如下模型来估计男孩偏好效应：
y_it=δ_0+δ_1*youngbrother_it+x_it'β+τ_t+ε_it
式中yit表示第t年长姐i的个人工资收入和家庭收入（取对数）。在二孩户家庭中，如果长姐有弟弟，则youngbrother=1，反之如果有妹妹则为0；于是系数衡量有弟弟的长姐与有妹妹的长姐之间的不同。若，表示在其他情况均相同条件下，相对于有妹妹，有弟弟对长姐的个人工资收入和家庭收入产生了负面影响。已有文献利用头胎性别的外生性特征，通过比较头胎男孩与女孩之间的差异来识别男孩偏好效应。不同于已有文献，本文通过比较有弟弟的长姐和有妹妹的长姐的工资差异来识别男孩偏好效应。但由于存在高胎次性别选择，本文使用同村/社区其他家庭头胎男孩的比例作为长姐是否有弟弟的工具变量，来解决同胞性别结构的内生性问题。表示调查年度固定效应。控制变量Xit主要包括长姐的年龄、受教育程度，婚姻状况，民族、户口，与弟弟妹妹的年龄差距等个人特征，以及省份固定效应。[1]
本文将研究对象限定为二孩户家庭中的长姐。上世纪80年代，在“一孩半”政策下，头胎为女孩时父母可以生育二孩。多数情况下，有强烈男孩偏好的父母更可能在生育二胎时进行性别选择。若头胎为男孩，则父母不能再生育，否则父母需要按规定缴纳一定的“社会抚养费”。因此，长姐和弟弟（GB）、长姐和妹妹（GG）的性别结构是最适合从同胞性别结构中识别出男孩偏好效应的性别组合。相反，若希望从哥哥和弟弟（BB）、哥哥和妹妹（BG）的组合中识别男孩偏好，我们就面临着父母不仅有男孩偏好，也有数量偏好的难题。当然，我们比较GB和GG的差异时，其实暗含的假设是此情形下父母仅有男孩偏好，没有数量偏好。
本文限定二孩户样本的识别策略与Brenøe（2022）、Cools et al. （2019）、Peter et al. （2018）、Vogl（2013）以及罗凯（2011）类似但不完全相同。Cools et al. 将样本限定于有至少一个比自己年龄小的同胞中（忽略个人的出生次序），而本文将样本限定于二孩户家庭长姐之中。Peter et al. 研究头胎的教育水平是否受到兄弟姐妹性别的影响，其研究背景是性别选择可能性非常低的瑞典，因此兄弟姐妹的性别可视为是外生的。但我国男孩偏好突出表现即为高胎次的性别选择。因此，在我国识别男孩偏好效应，必须解决由于性别选择所造成的内生性问题。然而，由于本文将样本限定于二孩户中识别男孩偏好，识别的结果很可能是一个局部效应。但是，Mishra et al. （2004）发现对女孩的歧视仅限于某些出生顺序和姐弟组合等同胞结构中相对较小的一部分，因此本文限定样本的做法对识别男孩偏好效应不会造成特别大的影响。
本文结合使用中国营养与健康调查（CHNS）及中国家庭追踪调查(CFPS)数据。CHNS由中国疾病预防与控制中心和美国北卡大学卡罗来那人口研究中心自1989年以来陆续收集了大量关于中国家庭和个人的工作、收入、健康、营养等方面的资料。调查样本在全国地理、人口、社会、经济方面具有较为广泛的代表性。本文使用的是1989年至2015年共十轮调查数据。CFPS数据是由北京大学社会科学研究所开展的中国家庭面板研究，自2010年正式调查始，至最新公布的2020年调查数据止，共进行了六轮，覆盖了占中国人口95%的25个省/市/自治区。本文综合使用CHNS与CFPS调查数据除增加样本的考虑之外还有一个重要原因。CFPS有非认知能衡量指标，但CHNS没有；CFPS没有个人收入数据，但CHNS有。因此，两者结合，可以取长补短，有利于后文分析男孩偏好的作用机制。
在数据处理上，本文首先分别从CHNS、CFPS的家庭关系库中调出子女与父母关系，获得同一父母所生育的所有成年和未成年子女，在此基础上计算同胞数量，并依据子女出生年月排列所有子女出生排序，进而在排序的基础上定义姐姐和弟弟。本文根据出生年月相同定义双（多）胞胎，但由于仅知晓儿童的出生年月，因而无法辨别双（多）胞胎的出生次序。本文排除双（多）胞胎样本后，将样本限定于二孩户家庭中的23岁以上长姐。[2]
非认知能力是一种可以用个人想法、感觉和行为的持久性模式来衡量的能力，是个人在特定情境下展现的固定倾向和响应趋势（Roberts, 2009）。实证研究常常采用大五人格量表、内外点控制量表及自尊量表来测量非认知能力。大五人格量表由于更能全面地刻画人格特征而备受青睐（盛卫燕等, 2019; Almlund et al., 2011）。大五人格最早由Allport et al.（1936）提出。他们用4504个词来形容个体性格，Costa et al.（1992）随后将这些词分为五大类，即尽责性(conscientiousness)、宜人性(agreeableness)、外向性(extraversion)、开放性(openness)和情绪稳定性(neuroticism)，并正式提出大五人格分类法。尽责性主要衡量个人的成就感和努力程度；宜人性主要衡量人际关系；外向性体现个体决断力和领导力等；开放性体现个体的创造力和好奇心；情绪稳定性体现个体的情绪状态（Heckman, 2011），详见附录表A1。人格特征在个人的生命周期中较为稳定（Cobb-Clark et al., 2012; Caspi et al., 2005），大五人格能够较好的刻画中国人的人格特征（王孟成等, 2010）。
借鉴李涛等（2015）和罗双成等（2020），本文通过结合NEO (neuroticism, extraversion, openness to experience) 人格特征修订问卷和中国家庭追踪调查的相关问题，构建大五人格，从尽责性、宜人性、外向性以及情绪稳定性、开放性等五个方面测度非认知能力。具体地，本文从CFPS数据中整理出上述大五人格的具体衡量指标（详见附录表A2）。CFPS问卷衡量非认知能力相关的问题可分为两类，一类是被试的自评，分值为1-5；另一类是调查员的评价，分值为1-7。为消除变量间的量纲差异，便于不同子指标进行加总，本文借鉴王春超等（2019）对衡量非认知能力的所有子指标进行标准化处理，标准化后均值为0，标准差为1，并对标准化后的两类评价指标进行加总取其均值，获得大五人格每个维度的取值。
表1分同胞性别报告了长姐的个人、配偶以及家庭情况。首先，有弟弟长姐的平均年龄显著低于与有妹妹的长姐，这与男孩偏好情形下父母急于在二胎生育儿子的事实相符。有妹妹长姐的平均受教育年限为10.63年，大于有弟弟长姐的10.11年，与既有文献的发现一致。有妹妹长姐的平均身高大于有弟弟长姐的平均身高，这与叶昱利等（2021）发现男孩偏好降低了长姐的身高一致。
在长姐的配偶方面，统计性描述呈现出一定的选型婚配的特征。我们发现有妹妹长姐的已婚概率高于有弟弟的长姐。[3]不仅如此，有弟弟长姐的配偶教育水平相对更低，身高相对较矮，体重超标的概率更高[4]，说明有弟弟长姐在婚姻市场中处于相对劣势。值得注意的是，虽然长姐配偶的月平均工资在两组之间没有显著差异，但是长姐的个人工资和家庭收入更高却让我们略感意外。数据显示，有弟弟长姐的工资收入更高，家庭人均收入（通货膨胀调整至2015年）也更高。同时，有弟弟的长姐其大五人格指标优于有妹妹长姐的相应指标。总之，表1的结果说明，虽然有弟弟的长姐在个人特征和配偶特征方面均处于一定劣势，但她们的个人收入和家庭收入更高。这一结果乍看似乎不符合常理，因为该结果告诉我们，给定长姐已婚，长姐对家庭而言不是“扶弟魔”，而是“福音”。
[1]本文未控制同胞的教育水平。既有文献探讨了同胞教育竞争效应（张克中等, 2013），同胞教育的溢出效应（袁璐璐等, 2021），即“兄姐上大学对同胞高等教育获得具有显著的正向影响”。从既有文献来看，目前主要关注同胞（规模或性别结构）、同胞教育获得对个人教育获得的影响。因此，同胞的教育水平更可能是通过影响个人的教育水平来影响收入。本文已经控制长姐的教育水平，相当于已经控制同胞教育水平的作用。[2]虽然年满16岁可以工作并获得收入，但本文还关注长姐的婚配、家庭收入等情况，因此本文将长姐的年龄限定于23岁以上。统计分析表明，将长姐样本限定于16岁或者18岁以上与限定于23岁以上，结果没有显著差别。[3]本文将已婚为赋值为1，否则为0，包括未婚、离异及丧偶。[4]本文使用体质指数BMI衡量成人的胖瘦程度，该指数由体重除以身高的平方获得，以千克/平方米为单位表示。BMI是一个国际上常用的衡量人体胖瘦程度的标准（李强, 2014）。当成人BMI处于[25,30]范围内时一定被定义为超重，当BMI大于30于一般被定义为肥胖。本文将两类合并，定义BMI大于25为体重超标。
4.基准结果及稳健性检验
首先，本文运用既有文献的方法分析父母男孩偏好的收入效应。表2第1列，本文使用普通最小二乘法（OLS），在头胎中比较男性与女性的收入差异。我们发现女性的家庭收入比男性的家庭收入低13.2%。这可以解释为性别收入差异，也可能解释为男孩偏好致使女性家庭收入降低。然而，第2和第4列，我们对二胎及上或者仅二胎样本的研究并不能发现显著的性别差异。第3和第5列使用两阶段最小二乘法（2SLS），运用下文将使用的工具变量，以解决性别选择所致的内生性问题，我们仍没有发现显著的性别差异。因此，表1结果表明，在头胎中发现的性别收入差异，并不能扩展至所有胎次，即我们并不能简单地从家庭间长子与长女的差别中识别出男孩偏好效应。
本文提出从家庭内部同胞性别结构，即通过比较有弟弟的长姐（GB）与有妹妹的长姐（GG）之间的差异，来识别男孩偏好效应的方法。表3报告该回归结果。第1列OLS结果显示，相对于有妹妹而言，有弟弟的长姐家庭收入显著增加。由于父母可能在生育二孩时进行性别选择，而这种选择很可能与男孩偏好相关，男孩偏好越强烈的家庭越可能在二胎时选择生育男孩。于是，根据在引言中的讨论，本文在第2列使用同村头胎男孩的比例作为姐姐是否有弟弟的工具变量。弱工具变量检验F值大于50，说明我们可以拒绝弱工具变量的原假设；内生性检验P值结果显示我们不能拒绝有弟弟是内生的原假设，这与父母常常在二胎选择胎儿性别的现象相符。本文发现，在其它情况相同条件下，有弟弟相对于有妹妹显著增加了长姐的家庭收入。既有文献发现，个别少数民族没有明显的性别偏好，即“性别中立”（gender neutral）[1]。如果将这些少数民族纳入样本，将有可能低估男孩偏好的影响。于是，我们剔除那些没有明显性别偏好的少数民族样本进行回归。第3列报告该回归结果。我们发现，剔除这些少数民族样本后，有弟弟这一变量的系数仍然显著，并且与推理一致，该系数的大小略有增加。
[1]我国回族、蒙古族、维吾尔族、藏族、傣族、黎族没有表现出明显的男孩偏好(陈长平等, 2004; Mu et al., 2011)。
表3的结果仍有可能解释为长姐优势，即出生顺序效应。为排除这一可能性，我们接下来对长子进行回归，以观察有弟弟相对于有妹妹是否对长子有类似于长姐的影响。表4报告该结果。我们发现，不管是OLS还是使用同样工具变量的2SLS回归结果，均表明长子的家庭收入并没有像长姐一样受到同胞性别结构的影响。因此，表4的结果排除了有弟弟的长姐相对于有妹妹长姐的家庭收入增加是源于长姐优势这一可能解释。
我国农村地区与城市生育政策的差异也为检验本文结果的稳健性提供了机会。我们预期运用同样的模型对城市样本进行回归将不会有显著的男孩偏好效应。表5报告了分城市与农村回归结果。我们发现农村的男孩偏好现象更加显著，该结果与廖丽萍等（2020）相同。
本文接下来借鉴江艇（2022）从以下三个方面分析男孩偏好的作用机制。第一，有弟弟长姐的配偶是否更加优秀；第二，有弟弟的长姐是否更加努力工作；第三，有弟弟的长姐是否个人性格更好，非认知能力更高？
我们的结果显示，有弟弟长姐的家庭收入相对更高，这是不是源于其配偶更加优秀？是否优秀没有唯一的判断标准，但受教育水平、身高、BMI，是否超重及工资收入等客观指标有助于我们管中窥豹。我们匹配出长姐配偶的教育程度、身高、BMI、以及体重是否超标等信息，用配偶的这些变量对长姐是否有弟弟进行回归。表6报告了该结果。虽然能匹配上的样本量不多，但我们发现长姐有弟弟，相对于有妹妹而言，其配偶的教育水平更低，身高较矮，BMI更高，体重超标的概率更高。这说明，给定长姐已婚，有弟弟显著地降低了长姐在婚姻市场的谈判能力，其配偶没有比有妹妹长姐的配偶更加优秀。因此，我们排除了长姐配偶更加优秀从而有更高家庭收入这一影响渠道。
其次，有弟弟长姐的家庭收入相对更高，这是不是源于长姐更加努力，个人工资更高呢？我们对有个人收入的长姐样本进行回归，并观察有弟弟的长姐更可能有兼职工作（第二份工作）。表7报告了该回归结果。我们发现，有弟弟的长姐有兼职工作的概率更高，其个人收入也显著增加。这应该是使其家庭收入增加的渠道之一。
最后，既有文献发现男孩偏好对女性的受教育程度有负面影响，我们的统计性描述中也有类似发现。我们知道，经典的人力资本文献发现受教育程度与收入正相关。因此，我们很可能对表7的结果仍存有一定疑惑，即虽然有弟弟的长姐姐其受教育水平相对更低，但其更可能找到两份工作，个人工资收入也相对较高。除了相对更加努力之外，还有其他可能的合理解释吗？是否努力属于非认知能力的范畴，于是，我们对衡量非认知能力的大五人格进行回归，以进一步识别男孩偏好的作用机制。表8报告了该回归结果。我们发现，有弟弟的长姐相对于有妹妹的长姐而言，其尽责性显著增加，宜人性显著提高，情绪稳定性显著上升，开放性和外向性更加明显。Ebert et al. (2022) 的研究强调家庭氛围很可能是父母男孩偏好作用于女孩心理健康的机制之一。同样，父母男孩偏好提升长姐的非认知能力很可能也是缘于家庭氛围。子女成长过程中，父母经常说“你是姐姐，你要让着弟弟”，这可能增强了姐姐的宜人性；“你是姐姐，你要帮着弟弟”，这可能锻炼了姐姐独立性。因此，弟弟与长姐的同胞互动中，父母与长女的教养沟通中，家庭氛围很可能型塑造了长姐宜人性、情绪稳定性等非认知能力。
由于既有文献（王春超等, 2019; 黄国英等, 2017; 乐君杰等, 2017; 李根丽等, 2022）发现非认知能力对收入有显著影响，因此，我们可以推测父母的男孩偏好提升了长姐的非认知能力，从而显著地增加了长姐的家庭收入。
5.结论与讨论
既有文献将家庭间长子与长女的差别归因于男孩偏好，但由于男女本身存在着性别差异，以及还可能存在同胞数量、出生次序等其他混淆因素，其间差异并不能完全由男孩偏好所致。由于男孩偏好的本质是家庭内部的性别歧视，本文于是基于同胞性别结构提出一种新的识别方法：通过比较二孩户家庭中有弟弟的长姐与有妹妹的长姐之间的差异来识别男孩偏好效应。利用同村/社区中其他家庭中头胎是男孩的比例作为长姐有弟弟的工具变量解决内生性问题，结合使用中国营养与健康调查（CHNS）及中国家庭追踪调查(CFPS)数据，本文发现有弟弟的长姐相较于有妹妹的长姐家庭收入显著增加约10%，其作用约等价于受教育水平提高1~1.5年）。机制分析表明，有弟弟的长姐其配偶并不比有妹妹长姐的配偶更加优秀，然而父母的男孩偏好提高了长姐的非认知能力，显著增加了长姐的宜人性、尽责性、情绪稳定性、开放性和外向性。虽然本文的结果表明长姐不是“扶弟魔”，而是福音，但该发现并不能阐释为性别歧视有益于女性。
本文可能存在以下不足之处。第一，本文男孩偏好效应的估计可能是真实影响的下限。对于有更多子女的家庭，长姐的可能承担更多照顾弟弟妹妹的责任，协调与弟弟妹妹及与父母的关系，因此其非认知能力有可能进一步得到提高。当然，此情形下长姐的受教育程度也可能受到更多负面的影响。因此，对于多子女家庭，我们目前还很难判断父母男孩偏好的净效应。不过，根据本文的研究结果可以推测，多子女家庭中男孩偏好效应可能对长姐的影响更大。第二，在多子女家庭中，父母既可能有男孩偏好还可能有子女数量偏好，既有文献还没有可以将男孩偏好和数量偏好区分开的有效方法。第三，本文暂未探讨弟弟出生前是否就已开始歧视“长姐”，也没讨论消失的“长姐”。由于此两种情形表明父母男孩偏好程度可能更高，因此我们的结果很可能低估了男孩偏好的真实影响。我们将这些不足之处留待未来深入研究。
本文对国家、家庭、女性可能以下三个方面的涵义。其一，于国而言，虽然长姐凭借其个人努力及人格特征抵消了家庭逆境的负面影响，但这更加凸显出国家在宏观公共政策上促进性别平等的必要性。其二，于家而言，家庭教育应该彻底转变当前只重视认知能力忽视非认知能力的教育方式，更应以非认知能力的培养为核心。同时，注意营造积极的家庭氛围，因为女儿不幸的童年可能需要用一生去治愈。其三，于女性尤其是女孩而言，父母的男孩偏好虽是逆境，但若坚信“那些打不死你的，终将使你更加强大”，在逆境中培养自己坚忍不拔的心理韧性、换位思考的合作精神，终会逆风飞扬。
基金项目：国家社科基金重大项目“防止规模性返贫的监测机制与帮扶路径研究”（22&ZD192）。作者简介：李强（1982—），经济学博士，广州大学公共管理学院副教授、广州大学乡村振兴研究院秘书长，主要研究方向为社会性别与公共政策；叶昱利（1989—），华南农业大学经济管理学院博士研究生，主要研究方向为社会性别与乡村振兴，本文通讯作者。参考文献从略，引用该文献参见《人口与发展》2023年第2期。
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公告2023
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