劳动基础及经济 9

家庭经济学加里・贝克尔（GaryS.Becker，1930-2014）加里・贝克尔（GaryS.Becker）以理性选择与效用最大化为核心，将微观经济学系统应用于家庭行为，开创了新家庭经济学（NewHomeEconomics），其核心著作是1981年的《家庭论》（ATreatiseontheFamily）。forhavingextendedthedomainofmicroeconomicanalysistoawiderangeofhumanbehaviourandinteraction,includingnonmarketbehaviour.方法论突破：将理性选择、效用最大化、成本—收益分析从传统市场领域，拓展到家庭、婚姻、生育、歧视、犯罪等非市场社会行为，打通经济学与社会学、人口学、法学的边界。统一分析框架：用同一套经济逻辑解释高度多样化的人类行为，证明经济分析的普适性。家庭经济学是核心贡献之一：获奖词虽未单独点名家庭，但家庭行为是其“非市场行为”分析的最重要、最系统的应用领域，也是其学术影响力的核心载体。2家庭经济学的主要研究内容1.家庭作为“生产单位”（核心框架）家庭不是单纯的消费单位，而是生产“满足/效用”的小工厂，投入品是市场商品、家庭成员时间、人力资本，产出是健康、子女、声望、家庭服务等“家庭商品”。引入时间的机会成本：家庭决策受货币收入与时间双重约束，家务、育儿、工作的选择本质是时间配置的成本—收益权衡。家庭生产函数：通过最优组合市场品与时间，实现家庭总效用最大化。2.婚姻市场与家庭分工婚姻是长期契约/经济组织：择偶是信息搜集与“投资”，婚姻收益来自比较优势分工、风险共担、规模经济、人力资本互补。性别分工的经济解释：基于比较优势（如市场工资差异、生育与照料的时间成本），传统“男主外、女主内”是效率均衡；女性工资上升、育儿成本变化会推动分工模式变迁。婚姻匹配、离婚成本、赡养费、嫁妆/聘礼等均被纳入均衡价格与契约执行分析。3家庭经济学的主要研究内容3.生育决策：孩子是“耐用消费品/人力资本投资品”生育率由孩子的“影子价格”（养育的时间+货币成本）与父母收入、偏好共同决定。质量—数量替代：收入提高时，父母倾向减少生育数量、增加对单个子女的教育/健康投资（人力资本），解释发达国家生育率下降。生育的机会成本：女性市场工资越高，生育的时间成本越高，生育率越低。4.家庭内部资源分配与利他主义统一模型（UnitaryModel）：家庭决策如同单一决策者，追求整体效用最大化，收入来源不影响支出结构（后被集体模型挑战）。利他主义的效率作用：家长利他行为可内部化家庭成员的外部性，提升家庭整体资源配置效率。代际转移（遗产、教育投资）被视为跨期资源配置与人力资本投资。5.其他家庭议题家庭结构变迁（单身、同居、单亲家庭）的经济动因。家庭与劳动力市场的互动（女性劳动参与、家务外包、育儿服务市场化）。家庭对健康、教育、人力资本积累的影响。4婚姻孙昂，李三希，孙文凯，生育指标和婚姻匹配，《经济理论与经济管理》，2017年第9期，39-54页。5ReadinglistWei，S.，&Zhang，X.2011a.Thecompetitivesavingmotive:EvidencefromrisingsexratiosandsavingsratesinChina.JournalofPoliticalEconomy，119(3)，511–564Wei，S.，&Zhang，X.2011b.SexRatios,Entrepreneurship,andEconomicGrowthinthePeople'sRepublicofChina,NBERworkingpaper,168006Wei，S.，&Zhang，X.2011aSurveydata(ChineseHouseholdIncomeProject,2002)®ionaldataOLS&IV7Wei，S.，&Zhang，X.2011bWeiandZhang(2011b)研究性别比导致了更高的创业行为，间接指出了计划生育政策对企业家精神的影响。因为已经有一些其他的研究认为独生子女政策使得在重男轻女的社会父母更多选择生男孩，从而导致性别比失衡（Ebenstein，2010），而性别比失衡反过来有可能促进竞争和企业家精神。他们采用县级每万人私营企业数量作为企业家精神代表变量，这些宏观指标可能面临着测度偏误等潜在问题。8Wei，S.，&Zhang，X.2011b

industrialcensus&CHIPinstrumentalvariableapproach（strictfamilyplanningpolicy，Ebenstein，2009）andaplacebotest(外资)9生育“One-ChildPolicyandtheRiseofMan-MadeTwins,”WeiHuang,XiaoyanLeiandYaohuiZhao,ReviewofEconomicsandStatistics,July2016,98(3):467–476LixingLi,XiaoyuWu,“GenderofChildren,BargainingPowerandIntrahouseholdResourceAllocationinChina,”JournalofHumanResources,2011,46(2),295-316.LixingLi,XiaoyuWu,YiZhou,Intra-householdbargainingpower,surnameinheritance,andhumancapitalaccumulation,JournalofPopulationEconomicsvolume

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pages35–61(2021)Qian,N.，2008.MissingWomenandthePriceof

Tea

inChina:TheEffectofSex-SpecificEarningsonSexImbalance,TheQuarterlyJournalofEconomics，123(3)，1251-128510Huangetal,2016REStatsThedatausedinthisstudyincludea1%sampleofthe1982,1990,2000PopulationCensus,and2005PopulationStudysample.本文探讨了中国对独生子女政策的一种意外反应：双胞胎出生。对人口普查数据的分析表明，自1970年代以来，独生子女政策影响已占双胞胎出生人数增长的三分之一以上。调查显示，双胞胎出生率增加的部分原因是父母为了避免违反政策的处罚而将间隔规则的孩子报告为双胞胎。这项研究强调了个人对不良政府政策的行为反应的可能性和潜在的社会后果。11由于从怀孕开始到出生需要大约九个月的时间，父母应该提前一年作出生孩子的决定。对于每一次分娩，我们构造了一个可变的政策罚款率，即某一省份怀孕前12个月罚款率的加权平均值。1979年以前出生的儿童的有效罚款率为零，当时OCP开始实施。我们放弃2001年以后出生的孩子，因为2000年以后没有罚款率。附录表A1提供了汇总统计数据：汉族（多数）和少数民族的双胞胎出生率分别为0.58%和0.44%。12Huangetal,2016REStats数据来源：本研究的主要数据来自1982年、1990年和2000年的人口普查和2005年的百分之一人口调查。附录A提供了数据和样本限制的详细说明。双胞胎是指同一家庭中出生年份和出生日期相同的孩子月.观察是在出生水平，所以双胞胎被视为一个单一的观察，因为他们是在同一个观察出生。13Huangetal,2016REStats实证分析：OCP对双胞胎率的影响实证方法：DID14Huangetal,2016REStats实证分析：OCP对双胞胎率的影响Lietal.（2011）认为OCP政策的时空变化可能是内生的。他们发现，政策罚款随着社区财富和地方政府的节育激励而增加，随着地方政府的收入激励而减少。我们在附录B中测试了罚款率的内生性，在本文的设置下没有发现内生性的证据。以下是去掉政策罚款率的回归模型：15Huangetal,2016REStats实证分析：异质性分析首先，分城市和农村进行讨论在城市和农村地区，OCP的执行情况各不相同。例如，城市地区严格执行这项政策，而许多农村地区允许一对夫妇生育第二个孩子，如果第一个孩子是女孩。这种不同的执法，加上这两个领域之间的其他潜在差异，可能会导致不同的影响。在这两个地区，生双胞胎的动机可能发生在不同的时间点：城市父母可能不得不操纵第一个孩子的出生日期，而农村父母可以等到第二个孩子。文章通过将政策罚款与回归中的出生顺序模型进行交互来检验这种异质性。16Huangetal,2016REStats机制分析：报告假双胞胎和/或服用生育药物如前所述，人们可以事后将独生子女报告为双胞胎，也可以事前服用生育药物，以提高单胎多胎的概率。在本节中，我们试图通过分别检查观察到的头两次分娩之间的出生差距和双胞胎内的身高差异来识别这两个通道。一、OCP对前两次观察出生间隔的影响如果一个较大的孩子与一个较小的孩子登记为双胞胎，则所报告的双胞胎的出生日期往往登记为较小孩子的出生日期，因为父母必须等到两个孩子都出生。如果假双胞胎被报道为观察到的第二胎出生，那么前两个观察到的出生间隔应该更长，因为这实际上是第一胎和实际第三胎之间的间隔。然而，如果父母计划通过服用生育药物来生双胞胎，他们没有理由报告比正常时间晚的分娩日期。因此，我们将样本限制为观察到的第二胎，并进行以下回归：17Huangetal,2016REStats机制分析：报告假双胞胎和/或服用生育药物一、OCP对前两次观察出生间隔的影响18Huangetal,2016REStats机制分析：报告假双胞胎和/或服用生育药物如前所述，人们可以事后将独生子女报告为双胞胎，也可以事前服用生育药物，以提高单胎多胎的概率。作者试图通过分别检查观察到的头两次分娩之间的出生差距和双胞胎内的身高差异来识别这两个通道。二、OCP对双胞胎身高差异的影响我们还用双胞胎中两个孩子的身高差异来检验他们是否是“人造的”。我们对同一性别的双胞胎和混合性别的双胞胎进行了测试，因为每个双胞胎的结果都有不同的含义。由于篇幅限制，详细的推导被归入附录C。在此，我们总结了从推导得出的一些基本结果：（a）如果OCP与双胞胎出生无关，则双胞胎内的身高差异应与政策无关；（b）如果OCP导致更多的生育药物使用而不是报告假双胞胎，则根据OCP预测，更大的身高差异仅存在于同性别双胞胎内；以及（c）如果报告有假双胞胎，同一性别双胞胎和不同性别双胞胎的身高差异都较大。19Huangetal,2016REStats机制分析：报告假双胞胎和/或服用生育药物二、OCP对双胞胎身高差异的影响20Huangetal,2016REStats1979年，中国政府推出了独生子女政策，导致数亿对夫妇参与了这项持续30多年的严格计划生育计划。文章研究结果发现，增加一年收入的政策罚款与每千名双胞胎增加约0.07可能性，表明自1970年代以来，至少三分之一的双胞胎增加可以用OCP来解释。文章检验了不同居住地的异质效应，发现政策的影响在农村地区更大，农村地区的政策主要提高了二胎的双胞胎出生率。文章还发现，自OCP实施以来，观察到的第二胎是双胞胎时，头两胎之间的出生间隔比不是双胞胎时长0.08年。此外，双胞胎内的身高差异与政策罚款正相关，并且这种关联在同性别和不同性别的双胞胎中都存在。这些发现支持了这样的假设，即OCP通过将非双胞胎儿童报告为双胞胎来激励人们生双胞胎。21Huangetal,2016REStats22家庭内议价能力LixingLi,XiaoyuWu,“GenderofChildren,BargainingPowerandIntrahouseholdResourceAllocationinChina,”JournalofHumanResources,2011,46(2),295-316.LixingLi,XiaoyuWu,YiZhou,Intra-householdbargainingpower,surnameinheritance,andhumancapitalaccumulation,JournalofPopulationEconomicsvolume

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pages35–61(2021)23LiandWu2011，CHNS24Lietal.20212005ChinaInter-censusPopulationSurveyThevariable“beingnamedafterthemother”isthemeasureofamother’sintrahouseholdbargainingpower.weexaminetheimpactofbeingnamedafterthemotheronchildren’shealthandeducationoutcomes.Themeasureofhealthistheself-reportedhealthstatus.Weusewhetherachildiscurrentlyatschoolasanindicatorfortheeducationoutcome.beingnamedafterthemotherorafatheristhechoiceoffamilymembersandcouldbeaffectedbysomeomittedvariablesthathaveadirectrelationshipwithoutcomes.Forexample,afamilythatstickstothetraditionalsocialnormusuallypaysattentiontochildren’seducationbutatthesametimemaintainsarelativelystrictruleingivingchildren’ssurname.Thiswouldbiasdownourestimation.Inaddition,theOne-ChildPolicymayalsoleadtotheomitted-variableproblem.Exceptforitsinfluenceonbeingnamedafterthemother,itcouldalsoaffecthumancapitalaccumulationbyloweringthenumberofchildren,whichthenhaveitsimpactthroughthequantity-qualitytradeoff.Inthiscase,itislikelytobiasupourestimation.Wedefinethefrequencyofasurnameastheratioofthetotalnumberofpeoplewiththesamesurnameintheprefecturetotheprefecturetotalpopulation.Theinstrumentalvariableisthedifferencebetweenmother’sandfather’ssurnamefrequency.Itispossiblethatsurnameswithahighfrequencyaremoreattractive.Ifthemother’ssurnamehappenstobea“big”surname,itismorelikelythatherchildisnamedafterher.25Lietal.2021本研究揭示了社会规范与经济发展之间的联系。本研究探讨了中国母亲姓氏继承的决定因素及其对儿童健康状况和教育结果的影响。研究表明，母亲年龄小、受教育程度高、来自性别比较低地区的儿童更可能随母姓。此外，这些儿童的健康和教育成果优越，主要反映了妇女较高的讨价还价能力对儿童人力资本积累的影响。26Lietal.2021Lietal.2021数据来源：2005年普查数据在2005年普查数据中，包括每个人的姓和名，从而能够确定一个人是以他/她的母亲还是父亲的名字命名。数据处理：文章从人口普查数据中随机抽取了20%的样本。为了研究对儿童健康和教育结果的影响，文章以18岁以下的儿童为研究对象。然后采取以下步骤选择样本。（1）为了控制父母的特征，将样本限制在父母都活着并且住在同一个家庭的个体中。（2）由于中国农村受传统文化影响较大，随母姓的事件在农村相对少见。因此样本仅限于居住在城市地区的个人。（3）因为一些少数民族仍然保持母系社会的传统，随母姓是一种社会规范，所以将少数民族排除在样本之外。（4）考虑到离婚后孩子改姓的可能性，因此也将样本限制在那些父母之前没有离婚和再婚的孩子身上。（5）如果母亲的姓氏与丈夫的姓氏相同，我们无法判断孩子是否真的是以她的名字命名的，因此也放弃了这些样本。经过上述筛选样本步骤后，最终样本量为63910。27Lietal.2021Lietal.2021变量选择：变量“随母姓”是衡量母亲家庭内部讨价还价能力的指标。如果孩子与他/她的母亲同姓，则等于1。否则等于0。通过描述性统计可以发现，在样本中，有1.119%的孩子随母姓。文章还报告了随母姓和不随母姓的儿童变量的平均值。这两个群体的大多数特征是相似的。但是父母的年龄和父母在教育水平上的差异是显著的。这些变量将进入后续的回归分析。主要协变量包括儿童的性别、出生年份、出生顺序以及父母的特征，如教育程度和年龄。此外，由于妇女的家庭内议价能力与性别比密切相关，因此还将地方一级的出生性别比纳入后续回归模型。一方面，当女性人数超过男性时，女性在婚姻市场上变得相对稀缺，结婚后可能在家庭决策中发挥更大的作用（Chiapporietal.2002；WeiandZhang2011；Bulteetal.2015）。另一方面，在计划生育政策下，性别比例失衡的部分原因是选择性堕胎，这反映了地方一级的重男轻女和其他文化传统（Lietal，2011；Ebenstein，2010）。因此，较高的地方一级的性别比可能表明一种更传统的文化环境，在这种环境中，妇女的议价能力相对较低。我们利用1990年人口普查、2000年人口普查和2005年人口普查的数据，计算了每个出生年份的地级市人口性别比。28Lietal.2021为了了解随母姓与母子特征之间的关系，文章在呈现回归结果之前进行了更多的描述性分析。图3显示了在母亲第一次生孩子时，随母姓的可能性。该图显示了第一次出生的年龄与随母姓的概率之间的U形关系，对于年龄小于30岁的人，这种关系随着母亲年龄的增加而减小，然后又增加。还显示了母亲初生年龄的分布密度。大多数妇女在30岁以下生育，这表明在U型关系向上倾斜的部分观察到的相对较少。这一数字的总体信息是，对于大多数母亲来说，生育年龄越小，她越有可能用自己的名字给孩子起名。图4显示了在母亲教育水平上随母姓的分布密度和拟合线。研究表明，除了拥有大学学位的母亲外，受教育程度较高的母亲更有可能生一个以她名字命名的孩子。29Lietal.2021实证分析：在回归分析中，文章首先探讨了随母姓的决定因素。从而为证明它是衡量妇女在家庭中讨价还价能力的一个指标，提供证据。接下来，文章研究随母姓对儿童健康和教育结果的影响。健康的衡量标准是自我报告的健康状况。如果被调查者回答为“健康”，则等于1；如果被调查者回答为“不健康”或“勉强维持基本的生活活动”，则等于0。使用儿童目前是否在学校作为教育结果的指标。遗漏变量问题：如前所述，姓氏是在出生时预先确定的，不太可能受到家庭资源配置和人力资本积累的反向影响。然而，以母亲或父亲的名字命名是家庭成员的选择，可能会受到一些与结果直接相关的遗漏变量的影响。例如，一个坚持传统社会规范的家庭通常重视子女的教育，但同时对子女的姓氏规定相对严格。这会使我们的估计有偏差。此外，独生子女政策也可能导致遗漏变量问题。它除了影响随母姓外，还可能通过减少子女数量影响人力资本积累，进而通过数量-质量权衡产生影响。在这种情况下，很可能会使我们的估计有偏差。30Lietal.2021实证分析：为了解决省略变量的问题，文章采用了工具变量的方法。工具变量是母亲和父亲姓氏频率的差异。文章将姓氏的频率定义为该地区同姓人口总数与该地区总人口的比率。频率较高的姓氏可能更具吸引力。如果母亲的姓恰好是“大”姓，那么她的孩子更有可能是以她的名字命名的。按照这个逻辑，我们使用母亲和父亲姓氏频率的差异来近似母亲姓氏的相对吸引力，并期望它在第一阶段与我们的关键自变量正相关。选择工具变量的理由：它与儿童的人力资本积累没有直接关系。文章认为，一方面，当地居民的姓氏分布超出了个别家庭的控制。另一方面，不同姓氏的孩子不会面临不同的教育机会。据文章所述，没有任何与人力资本有关的政策歧视某些姓氏的人。除了使用一个工具来解决潜在的遗漏变量偏差，文章还将使用一个替代数据集来检验更多的人力资本结果，该数据集包含更丰富的个人信息，尽管样本量较小。文章还将进行额外的测试，以排除替代渠道。31Lietal.2021Lietal.2021实证结果：随母姓的决定因素随母姓的决定因素的估计结果见表2。第1列报告了整个样本的结果，第2-4列则分别报告了不同年龄组儿童的结果。为了便于解释回归结果，因变量乘以100。这意味着估计的系数被解释为对随母姓的概率的相对影响（以百分比表示）。就父母的特点而言，在母亲受教育年限的控制下，父母的教育差异（母亲减去父亲）增加了随母姓的可能性。该系数的经济规模很大。母亲受教育年限相对于父亲增加1年，随母姓的可能性增加0.077个百分点（平均值约为1.12%）。这一发现与随母姓是相对讨价还价能力的反映这一推测是一致的。在控制母亲年龄的情况下，母亲相对于丈夫年龄越小，孩子以她的名字命名的可能性就越高。在不同的栏目中进行比较，发现父母受教育程度的差异对7-12岁儿童的影响更大，而父母年龄的差异对6岁以下儿童的影响更大。文章还将当地的性别比作为解释变量。回归结果表明，对于整个样本和年龄在13-18岁之间的子样本，局部性别比对随母姓的概率有负影响。这表明，性别比例失衡所反映的传统社会规范（包括重男轻女）在决定妇女的家庭内议价能力方面起着主导作用。最后，文章所使用工具变量在回归中系数为正，并且具有统计学意义。这与文章的论点是一致的，即母亲的姓氏属于一个较大的当地姓氏增加了其被采纳为儿童姓氏的可能性。32Lietal.202133Lietal.2021实证结果：对健康和教育的影响如果女性有很高的议价能力，家庭倾向于在营养和健康相关的消费品上花费更多，而在香烟和葡萄酒上花费更少（Thomas1990）。为了便于解释回归结果，因变量为虚拟值乘以100。表3中panelA列出了有关健康的线性概率估计模型的结果。随母姓的系数在全样本和所有子样本中都具有统计学意义。并且对6岁以下的儿童效果最强，随母姓会增加健康的概率0.025个百分点。表3panelB组列出了有关教育的估计结果。在全样本中，随母姓对入学概率有正的和统计上显著的影响。这一估计对于小学年龄的儿童来说并不重要。这是因为根据义务教育法，很少观察到小学没有入学的儿童。然而，对于初中和高中年龄段（13岁至18岁）的儿童来说，这一估计具有统计意义，而且在数量上更大。随母姓会使入学率提高0.010个百分点（该群体的平均入学率为99.6%），这表明母亲的相对议价能力在家庭人力资本投资中起着重要作用。控制变量包括性别、年龄、出生顺序、兄弟姐妹数、父母受教育程度、父母年龄、家庭人均收入、当地性别比和省份虚拟变量。34Lietal.202135Lietal.2021实证结果：工具变量回归结果表4报告了IV结果。在第一阶段，母亲和父亲姓氏频率的差异有一个正的和统计上显著的系数，这与表2中的系数非常相似。在地方一级，每一百人中增加一个姓母亲的人，以这位母亲的名字命名的可能性就会增加4.76个百分点。第一阶段的F统计数据非常大，这表明这是一个强有力的工具。在第二阶段，随母姓，健康状况良好的概率增加了0.034个百分点，入学概率增加了0.015个百分点。对于13岁到18岁的儿童，这种影响最大（第8栏）。总的来说，IV估计值是OLS估计值的2到4倍，这表明遗漏的变量可能会使OLS估计值有偏差。由于随母姓的效果可能因儿童性别而异。文献普遍发现，如果她们的母亲在发展中国家有更高的讨价还价能力，女孩将受益更多（Duflo2003；Qian2008）。因此通过分别观察男孩和女孩，文章检验了随母姓是否会产生类似的效果。表5按性别列出了第二阶段的结果。大多数以母命名的估计系数较大，且女生的统计显著性水平高于男生，这与文献一致。36Lietal.202137Lietal.202138Lietal.2021Lietal.2021实证结果：CFPS结果所用变量与前文一直。以体重、身高、性别、年龄等信息为基础，构建了“年龄体重分数”（WAZ）和“年龄身高分数”（HAZ）的健康指标，并给出了调查时患儿是否患病、1个月患病次数等指标。关于教育成果，除了学校入学状况外，我们还有关于6至15岁儿童的班级排名和优秀程度的信息。本部分的研究结果表明，随母姓可以增加营养摄入。在第3列和第4列中，我们还发现随母姓会降低患病的概率，并减少1个月内的患病时间。关于教育成果，panelB的研究结果表明，随母姓能显著提高入学率、班级排名和优秀程度。这些结果有力地支持了随母姓可以提高健康和教育成就的假说。妇女的讨价还价能力在决定子女人力资本积累方面至关重要。39Lietal.202140Lietal.2021Lietal.2021机制分析：家庭内部议价能力如果妇女在家庭中有较高的议价能力，她们往往会在健康和教育相关支出上花费更多（Brown2009；Duflo2003；Li和Wu2011；Quisumbing和Maluccio2003；Bobonis2009；Wang2014；Hoddinott和Haddad1995；Luke和Munshi2011；Ponczek2011；Thomas1990）。如果讨价还价能力是随母姓的重要渠道，不仅要观察更好的健康和教育结果，而且要发现家庭支出结构的差异。利用2016年CFPS的数据，文章对家庭支出结构进行了回归，结果显示如果孩子随母姓，家庭在食品和教育方面的支出份额明显更高。教育支出比重提高10.4个百分点，食品支出比重提高19.3个百分点。实证结果没有发现对家庭医疗和服装支出有显著影响。一个可能的原因是医疗支出与家庭成员的健康状况密切相关；因此，医疗支出对妇女讨价还价能力的弹性很小。这些结果与改善健康和教育成果的研究结果相结合，有力地支持了讨价还价能力的论点。41Lietal.2021Lietal.2021机制分析：收入效应有一个随母姓的孩子会通过影响父母的劳动力供给而影响家庭收入。例如，一个女人可能觉得有义务为以她名字命名的孩子承担更多的责任。这可以促使她更积极地参与劳动力市场，以获得更高的收入。同时，有一个随母姓的孩子可能会增加从外祖父母那里得到的转移。在这两种情况下，都存在一种收入效应，可以解释人力资本结果的变化。为了检验这种收入效应，文章使用2016年CFPS数据对劳动力供给和转移进行回归。在所有四种结果中，随母姓的系数在统计学上都不显著，这表明收入效应不应成为姓氏遗传影响儿童人力资本的主要渠道。42Lietal.2021Lietal.2021机制分析：生育效应有一个随母姓的孩子也可能通过影响生育水平影响孩子的健康状况和教育成果。Galor和Weil（1996）认为，性别工资差距的缩小将导致生育率的下降和人力资本的增加。由于妇女的议价能力与收入有关，因此也与生育率有关，观察到的人力资本变化可能是包括生育率在内的多种因素共同作用的结果。此外，女性对孩子的渴望往往弱于男性（Westoff，2010年）；因此，一个议价能力强的女性可能会有较少的孩子。由于数量与质量的权衡，这也意味着每个孩子都将拥有更丰富的家庭资源和更好的人力资本成果。尽管这种基于生育率的替代解释与讨价还价能力的观点是一致的，但它通过一种不同于我们偏好的渠道发挥作用。本文称之为“生育效应”。为了检验这种生育效应，使用2016年CFPS的数据。回归一对夫妇的孩子数量，看孩子是否随母姓。文章没有发现随母姓的子女对家庭生育水平的显著影响，这表明生育效应不是随母姓影响人力资本积累的主要渠道。43Lietal.2021Lietal.2021机制分析：儿童差别待遇在一个家庭中，子女之间的人力资本投资可能存在差异(Qian2008;RosenzweigandZhang2009)。在我们的背景下，母亲可以选择在随母姓的孩子身上投资更多，而在其他孩子身上投资相对较少。因此，随母姓的效果可能不仅是因为她有很高的讨价还价能力，这应该有利于家庭中的所有儿童，而且还因为对随母姓的儿童的区别对待。在这种情况下，该儿童的人力资本水平应高于其他儿童。为了消除这种影响，我们使用了2005年中国人口普查间的人口调查，并将样本限制在母亲至少有一个孩子以她的名字命名的孩子身上。这个样本中的所有母亲大概都有很强的讨价还价能力。我们测试了兄弟姐妹之间的人力资本结果是否不同（即，随母姓的人与不随母姓的人）。在这个模型中，随母姓的估计系数将表明特定的孩子是否得到了有利的待遇，但不包括讨价还价能力效应。在回归结果中没有发现一个显着的系数命名后，母亲的健康和教育成果。这些结果表明，继承母亲姓氏的儿童与不继承母亲姓氏的儿童之间的差别待遇（如果存在的话）在统计学上不显著，在数量上也很小。结果进一步证明，随母姓的效果主要是通过母亲更高的讨价还价能力，这将有利于家庭中所有的孩子。44Lietal.2021Lietal.2021机制分析：精英姓氏母亲的姓氏是否由子女继承可能会受到姓氏本身的影响。中国有成千上万的姓氏。他们中的一些人更经常在历史中被命名为精英，被认为是“精英姓氏”。有一种可能性是，如果母亲有一个精英姓氏，它将有更高的机会被子女继承。如果是这样的话，孩子的人力资本结果也可能会更好，因为良好的家庭背景，随母姓和孩子的人力资本结果之间的正相关关系将是由于精英姓氏的影响，而不是母亲的讨价还价能力。在中国，要识别精英姓氏并不容易，中国汉族人使用的姓氏大约有4000个。Hao（2020）根据国家考试通过者的姓氏频率与清代中国姓氏的平均频率进行比较，来定义精英姓氏。我们使用Hao（2020）中确定的精英姓氏，研究精英母亲姓氏在解释以母亲和子女的人力资本结果命名方面是否具有强大的力量。回归结果显示母亲是否有精英姓氏并不会增加其被子女继承的机会。由于母亲姓精英和父亲姓精英之间的相关系数非常高（0.913），一种可能的解释是，即使妇女姓精英有更高的机会被子女继承，这种优势也会被抵消，因为她的丈夫也是精英姓氏。同时母亲拥有精英姓氏对儿童的人力资本结果没有显著影响。此外随母姓对人力资本结果的解释仍然是积极的，并且在统计学上是显著的。因此，这些结果排除了精英姓氏这一机制。45Lietal.202146Lietal.2021Lietal.2021总结在本文中，文章使用来自中国的数据来检验母亲姓氏遗传的决定因素及其对儿童健康状况和教育结果的影响。研究发现，母亲教育程度越高、年龄越小以及来自性别比较低地区的儿童更可能随母姓。同时父母在当地姓氏频率水平上的差异对随母姓有显著影响。作为工具变量，我们估计了母亲姓氏遗传对儿童质量的影响，发现母亲姓氏遗传对健康状况和教育结果有很大影响。实证研究表明，这种影响主要反映了妇女更高的议价能力，她们能够成功地说服丈夫和丈夫的家人以她的名字命名孩子。收入效应、生育效应、子女差别待遇、精英姓氏效应等替代机制被排除在外。47Lietal.2021Qian20084849Qian200850Qian2008Ebenstein，A.2010,Census,1982,1990,2000中国的高男女比例引起了研究人员的关注（Sen1990，Yietal.1993），最近的增长也引起了全世界决策者的警觉。本文通过对中国人口普查数据的分析，指出“missinggirls”现象与独生子女政策的实施有因果关系。在生育率控制更严格的人群中，生育率较低，性别比例较高，而性别比例的总体上升是由第一胎和第二胎中性别选择的普遍性增加推动的。通过利用对未经授权生育征收罚款的地区和时间差异，文章发现较高的罚款制度会阻碍生育，并且与较高的男女比例有关。51在中国，父母历来偏爱儿子胜过女儿，在某些情况下，女儿一出生就被抛弃（CoaleandBanister，1994）。20世纪60年代，生育率高，婴儿死亡率低，但由于大多数母亲在不进行性别选择的情况下可能至少有一个幸存的儿子，这一模式暂时被压制。然而，尽管女性赤字有所减少，高生育率和低婴儿死亡率造成了不可持续的人口增长。在20世纪60年代末70年代初，中国政府推行了“两个就够了”的政策，第一个和第二个女儿出生后的性别比例开始上升（见图1）。52Ebenstein，A.2010,Census,1982,1990,200053Ebenstein，A.2010,Census,1982,1990,2000图2显示，在1990年代初政府的镇压之后，在实行严格的独生子女限制的省份中，第一胎生育的男性比例开始上升。同样，图3表明，与中国其他地区相比，独生子女地区的二胎人口性别比增长更为明显，这有力地证明了该政策正在影响出生人口性别比。54Ebenstein，A.2010,Census,1982,1990,200055Ebenstein，A.2010,Census,1982,1990,200056Ebenstein，A.2010,Census,1982,1990,200057Ebenstein，A.2010,Census,1982,1990,2000在下页表格中，我对独生子女政策导致的生育率下降是否影响出生性别比进行了个体水平的检验。如果这项政策确实产生了这种效果，人们会预期，对过度生育的罚款与父母生育第二胎或第三胎的比例呈负相关，但与这些生育中男性的比例呈正相关。结果与上述两种预测一致。该样本仅限于那些还没有生过儿子的父母，以关注在中国观察到的造成女性赤字的父母群体，以及年龄在35-40岁之间可能已经完成学业的母亲。实证方法：DID58Ebenstein，A.2010,Census,1982,1990,200059Ebenstein，A.2010,Census,1982,1990,2000theultrasoundtechnologywaswidelyavailableinruralChinabytheearly1990s(GreenhalghandWinckler2005).InIndia,mothersfacenomandatedfertilitylimitbutinrecentyearsarechoosingtohavefewerchildren,duetomanycausesrelatedtoeconomicdevelopment,andthecountryhaswitnessedarisingsexratioatbirthduetosexselection(Jhaetal.2006).60Ebenstein，A.2010,Census,1982,1990,2000生育Evans,R.W.,Y.Hu,andZ.Zhao."TheFertilityEffectofCatastrophe:U.S.HurricaneBirths."IZADiscussionPapers(2007).Huang,C.,Zhang,S.,&Zhao,Q.(2020).Theearlybirdcatchestheworm?Schoolentrycutoffandthetimingofbirths.JournalofDevelopmentEconomics,143,102386.61生育意愿Evans,R.W.,Y.Hu,andZ.Zhao."TheFertilityEffectofCatastrophe:U.S.HurricaneBirths."IZADiscussionPapers(2007).一个地区的灾难性事件导致生育率上升。在本文中，我们使用风暴强度数据和美国大西洋和墨西哥湾沿岸县的生育率数据来衡量这一生育率效应，我们发现，低强度风暴强度与正显著的生育率效应相关，而高强度风暴具有显著的负生育率效应。当强度类型从最不严重到最严重时，特定强度类型的生育效应从正到负单调递减。我们还发现了其他一些有趣的人口效应。62Evans,R.W.,Y.Hu,andZ.Zhao."TheFertilityEffectofCatastrophe:U.S.HurricaneBirths."IZADiscussionPapers(2007).相关文献：Lindstrom和Berhanu（1999）研究了战争和饥荒对埃塞俄比亚婚姻生育率的影响。他们发现了饥荒、战争或经济动荡后短期生育率下降的有力证据。与这里研究的风暴警告相比，他们论文中研究的事件更有可能是永久性或长期的冲击。Belasen和Polachek（2008）发现飓风冲击对收益增长率的影响是暂时的，而且这种影响持续大约2年。有趣的是，他们发现受飓风影响的地区收益正增长，而附近未受飓风影响的地区收益负增长。他们将这一发现合理化，因为飓风过后，受飓风影响的地区会产生负的劳动力供应冲击，因为人们会逃到未受影响的地区，而这种人口外流会给附近未受影响的地区带来正的劳动力供应冲击。Portner（2008）研究了危地马拉过去120年的教育水平和生育行为对飓风风险和地震的反应。他主要关注的是在家庭面临风险时，利用教育和生育决策作为保险策略。他得出结论，虽然飓风风险导致生育率增加，但实际的飓风冲击导致生育率下降。然而，他的样本仅限于发展中国家，更侧重于长期生育效应63生育意愿Evans,R.W.,Y.Hu,andZ.Zhao."TheFertilityEffectofCatastrophe:U.S.HurricaneBirths."IZADiscussionPapers(2007).相关生育模型：经济学有许多模型来解释生育行为。静态模型包括Becker（1960）的质量-数量模型和Mincer（1963）的时间分配模型。生命周期模型，如Hotz和Miller（1985）、Moffitt（1984a）、Rosenzweig和Schultz（1985）的模型，描述了最佳出生数量及其最佳时机。贝克尔和巴罗（1988年）制定了一个模型解释生育率和资本积累跨代。64生育意愿Evans,R.W.,Y.Hu,andZ.Zhao."TheFertilityEffectofCatastrophe:U.S.HurricaneBirths."IZADiscussionPapers(2007).数据来源文章所用数据可以分为三类：风暴强度数据、出生数据和人口数据。文章的县样本量从164个减少到47个，这是因为文章的分析要求拥有给定县的所有三类数据。风暴强度数据覆盖了美国大西洋沿岸和墨西哥湾沿岸的164个县。在我们有风暴数据的164个沿海县中，只有84个有出生数据。在84个同时有风暴和出生数据的县中，只有47个县也有人口数据。因此，我们的最终样本县将是47个。风暴强度数据来自美国国家气象局（NWS）的国家飓风中心（NHC）。美国出生数据来自国家卫生统计中心（NCHS）的国家人口动态统计系统。我们使用的数据涵盖1996年至2002年美国的出生数据，因为我们最早的飓风数据来自1995年，而且2002年是可用的最新出生数据年。人口数据：CPS65生育意愿Evans,R.W.,Y.Hu,andZ.Zhao."TheFertilityEffectofCatastrophe:U.S.HurricaneBirths."IZADiscussionPapers(2007).数据来源——两个数据集的关系66生育意愿Evans,R.W.,Y.Hu,andZ.Zhao."TheFertilityEffectofCatastrophe:U.S.HurricaneBirths."IZADiscussionPapers(2007).方法：面板数据估计结论：文章的主要发现是：低强度风暴强度与积极和显著的生育效应有关，而高强度风暴强度具有显著的负生育效应。当咨询类型从最不严重到最严重时，特定咨询类型的生育效应从正到负单调递减。文章还发现，风暴警告导致的大多数生育率变化来自至少已经有一个孩子的夫妇。除了短期影响估计，文章还测试了风暴强度对长期生育率的影响。文章的结果提供了弱证据，即最高严重度的风暴警告具有永久的负生育效应。67生育意愿封进,艾静怡,刘芳.退休年龄制度的代际影响——基于子代生育时间选择的研究[J].经济研究,2020,55(09):106-121.本文基于我国法定退休年龄制度，估计了父代超过退休年龄对子代生育时间选择的影响。结果表明父代在超过退休年龄之后与之前相比，子代生育概率显著提高大约6—9个百分点，说明子代会根据父代退休时间规划生育时间，以缓解生育和工作的矛盾。本文进一步发现父代超过退休年龄之后，提供的隔代照料时间明显增加，而且父代超过退休年龄对子代生育的效应在低教育程度父代群体中、工资收入较高的子代群体中和在社会托幼成本较高的地区中体现得更为明显，效应也更大。在人口老龄化背景下，延迟退休年龄是大势所趋，提高生育率也是重要的应对措施。本文研究表明，在当前生育机会成本较高、婴幼儿社会照料缺失环境下，这两方面的政策目标存在冲突，采用可选择的退休年龄政策可缓解这一冲突。68生育意愿封进,艾静怡,刘芳.退休年龄制度的代际影响——基于子代生育时间选择的研究[J].经济研究,2020,55(09):106-121.数据来源：中国家庭追踪调查(CFPS)2010、2012、2014年的数据。根据本文研究目的，需要匹配较为完整的第一代(父代)、第二代(子代)和第三代(孙子女)信息。69生育意愿封进,艾静怡,刘芳.退休年龄制度的代际影响——基于子代生育时间选择的研究[J].经济研究,2020,55(09):106-121.实证方法：回归断点分析本文在采用退休年龄断点前后的父代样本时，要求父代距离法定退休年龄的时间不超过10年，即女性为40—60岁(女干部为45—65岁)，男性为50—70岁。父母或配偶父母距离法定退休年龄的时间以其中被城镇职工养老保险制度覆盖的一方年龄为准，如果都被覆盖，就以当年年龄相对于退休年龄较大的一方为准。举例来说，一位子代的母亲(被制度覆盖的干部)年龄为54岁，父亲(被制度覆盖)年龄为56岁，由于母亲距离法定退休年龄更近，且距离法定退休年龄的时间不足10年，此时我们以子代母亲的年龄距离退休年龄的年数代表父代是否达到法定退休年龄，即为－1年。70生育意愿图2更详细地比较父代在退休年龄前后子代生育率的差异。可以看出，父代超过退休年龄时，子代最近一年生育率的趋势有一个明显的跳跃，虽然总体上子代生育率随年龄下降。子代在父代退休前一年选择生孩子的比例为10.75%，在父代退休后一年选择生孩子的比例为13.94%，说明父代达到退休年龄对子代生育时间选择的影响可能是存在的。71生育意愿封进,艾静怡,刘芳.退休年龄制度的代际影响——基于子代生育时间选择的研究[J].经济研究,2020,55(09):106-121.实证分析：72生育意愿封进,艾静怡,刘芳.退休年龄制度的代际影响——基于子代生育时间选择的研究[J].经济研究,2020,55(09):106-121.实证分析：稳健性检验一是采用两阶段最小二乘法考察办理退休手续对子代最近一年生育的影响，此时为模糊断点回归;二是改变度量是否生育的时间长度;三是采用未被养老保险制度覆盖的样本做证伪检验;四是将断点设在其他年龄处做安慰剂检验;五是缩小退休年龄两边的窗宽以检验结果稳健性。73生育意愿封进,艾静怡,刘芳.退休年龄制度的代际影响——基于子代生育时间选择的研究[J].经济研究,2020,55(09):106-121.机制分析：一、父代实际提供的隔代照料时间在父母或配偶父母任意一方超过退休年龄后，父代提供隔代照料的概率都有显著增加。二、不同教育程度父代的差异父代受教育程度越高，退休后再就业预期工资越高，此时子代的生育选择受父代是否退休的影响更小。三、子代生育孩子的机会成本差异采用子代前一期的工资水平反映子代生育的机会成本，将子代女性分成较高工资组和较低工资组，结果显示对于工资水平高于前一期工资水平中位数的子代女性，父代超过退休年龄对子代最近一年生育的影响会更大。说明子代女性面临的生育惩罚是父代退休提供隔代照料的原因之一，由此帮助子代女性平衡生育和工作的两难处境。四、社会托幼服务成本的差异在社会托幼成本越高的地区，子代会更依赖于父代提供的隔代照料。74生育意愿王天宇,彭晓博.社会保障对生育意愿的影响:来自新型农村合作医疗的证据[J].经济研究,2015,50(02):103-117.社会保障制度对个体生育决策和总和生育率的深远影响早已被大量研究所证实,但由于人口政策对生育行为的限制,鲜有文献对中国情境进行探讨。本文考察了新型农村合作医疗制度的建立对居民生育意愿的影响。基于两期家庭决策模型的分析表明,带有补贴的新农合会对生育数量产生两种方向相反的效应：收入效应和挤出效应,前者导致生育意愿的提高,后者导致生育意愿的下降。利用中国健康与营养调查(CHNS）2000-2009年的数据,本文发现挤出效应占主导地位,参加新农合使居民想再要孩子的意愿降低了3％—10％。据此,本文认为社会保障体系建设的持续推进将为放松人口政策提供空间,实现从强制少生到自愿适度生育的转变。方法：工具变量、DID、PSM-DID

75生育意愿石智雷,吕婕.全面二孩政策与流动人口生育水平变动[J].人口研究,2021,45(02):13-29.文章基于2011～2018年全国流动人口动态监测调查数据，测算流动人口生育水平及其变化趋势，并重点研究全面二孩政策对流动人口生育水平的影响效应及内在机理。结果表明，2010年以来中国流动人口生育水平总体呈现波动上升趋势，全面二孩政策对流动妇女二孩生育水平影响较明显，但政策调整所形成的生育堆积效应释放较快。2017年中国流动人口生育水平达到峰值，孩次递进总和生育率为1.862，此后，流动人口生育水平由升转降。随着二孩政策的逐步实施，不同社会经济地位流动人口的二孩生育水平发生了逆转，高社会经济地位流动人口的二孩生育水平先是低于，随后开始接近甚至反超低社会经济地位流动人口。76生育意愿Huangetal2020,JDE.出生时间广东省2014-2016年每个月月初前后三周的周出生人数出生人数在9月1日突然大幅下跌，随后又逐