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摘要

       考虑到农民工子女随迁与否可能并非是随机过程而是存在自选择性，因而有必要利用单独二孩政策实施前的2013年全国流动人口动态监测调查数据，通过内生转换模型消除自选择带来的内生性，就子女随迁对父代工资的影响进行考证。由此得到的主要结论是：（1）自选择因素会影响家庭决策，子女随迁存在自选择性。（2）与既有研究子女随迁普遍具有正效应的结论不同，全样本估计显示子女随迁将显著抑制父代工资，即存在负效应，而且如果未考虑自选择性将低估子女随迁对父代工资的抑制效应。（3）子女随迁的父代工资效应具有"父亲惠利、母亲受损"的性别异质性：减损母亲约8%的工资，提升父亲约2%的工资，其中工作时间、工作稳定性、健康水平和消费水平能解释这种性别异质性的生成机制；子女随迁与家庭团聚带来的幸福感是以牺牲母亲工资为代价的，社会化的性别认同依然是关键因素。有鉴于此，建议政府相关部门要为农民工子女随迁创造便利条件，进一步完善子女随迁政策，降低随迁成本以抵消或超过工资减损效应，从而提升农民工家庭迁移的幸福感和社会融合度；同时，不仅要完善以家庭为单位的流动人口服务政策，更要在顶层设计上将社会性别因素纳入公共政策范畴，注重性别平等化的政策供给。

       关键词：子女随迁；农民工工资；性别异质性；自选择；社会性别认同

作者简介：曾永明, 博士, 江西财经大学经济学院讲师

基金项目：教育部人文社会科学基金项目"长江经济带流动人口时空格局演变及其对区域均衡发展的作用机制研究"（项目编号：18YJC790006）；江西省自然科学基金项目"鄱阳湖流域农村人口应对气候变化的脆弱性评估、适应机制与风险管控研究"（项目编号：20181BAA208020）；江西省教育厅科技项目"赣南革命老区农村空间贫困形成机制与脱贫空间格局优化研究"（项目编号：GJJ170355）；中国博士后基金特别资助项目"赣南革命老区空间贫困分异格局研究：形成机理与制度设计"（项目编号：2018T110653）；江西省社科基金项目"江西省人口老龄化发展态势评估与养老政策体系创新研究"（项目编号：18SH13）

原文载于《华东师范大学学报（哲社版）》2020年第四期

目录

一、引言

二、数据、变量与方法

三、实证分析

四、结论与讨论

一、引言

2017年中国流动人口规模达2.44亿，占总人口的18%，相当于每6人中有一个是流动人口(国家卫生健康委员会，2018：4)。庞大的流动人口中绝大多数是农民工，占比约为81.6%。随着流动人口规模的攀升，我国人口流动的模式也发生了相应变化，从早期的只身闯荡为主向当前越来越多的家庭迁移转向。新迁移经济学理论强调家庭化迁移的规律特征，这就涉及父代与子代的代际联系及相互影响，其中关于前者对后者影响的研究较丰富，常见于代际传递、阶层固化或社会流动等理论与实证分析中(汪鲸，罗楚亮，2019；陈昊，2019)。本文则将研究范畴确定为后者对前者的影响，具体是指子女特征对父代的影响。许多文献已经证实子女的某些特征或行为会对父代特征或行为产生影响。独旭和张海峰(2018)指出，随着我国生育政策的放开, 影响父代经济决策的主要因素是子女数量而非子女结构，比如子女数量对父代储蓄行为的影响；家庭消费同样受子女数量的影响(蓝天意，2018)。刘畅等(2017)则识别了两种代际转移方式对父母健康的作用机制和影响：子女外出务工后对父母生活照料的减少对父母的身心健康有负向影响, 而外出子女的经济支持对父母的身心健康有正向影响。聚焦到子女特征与父代收入或工资效应的研究上，子女数量的增加不仅会抑制家庭收入的提升(段志民，2016)，还会使得父母收入差额扩大(邓净尹，2018)。对于流动人口家庭而言，随迁与否是子女特征的典型表现，子女随迁的父代响应随即成为流动人口研究领域的新论题。

由于流动人口最大的特征是离乡背井的空间转移，子女随迁与否成为父母抉择的痛点与难点。农民工子女是否随父母迁居城市，在微观上会影响到农民工的个人和家庭福利，在宏观上也反映中国新型城镇化质量(宋锦、李实，2014)。与早期“只身下海”的单人闯荡不同，当前人口流动过程中的家庭迁移特征也发生了显著变化，尤为体现在流动人口家庭组成和模式上，子女随迁和举家迁移的农民工占比越来越高。从家庭完整性角度来看，子女是否随迁成为流动人口家庭迁移决策的重点(吕利丹等，2013)。自明瑟提出家庭化迁移概念以来，较多文献分析了农民工子女随迁的决策问题或影响因素等(杨舸等，2011；柯宓，2016)，而关于子女随迁后续效应的研究，特别是对父代响应的关注还不多见，尽管最近几年对此有所涉猎，但仍有进一步拓展的空间。王春超和张呈磊(2017)研究了子女随迁与农民工幸福感的关系，认为从农民工个人来看，子女随迁的“家庭迁移”模式将显著提升农民工的城市融入感，并促进农民工对迁入地社会的本地人身份认同。与子女留守家庭相比，子女随迁家庭的父母可以通过“子女效用增加”和“家庭团聚”获得两部分额外的效用(Rosenzweig & Zhang，2009)。邓睿、冉光和(2018)研究指出，子女随迁(无论是长子随迁、长女随迁还是全部子女随迁)能显著提升父代的就业质量。胡霞、丁浩(2016)发现，与子女未随迁农民工家庭相比，子女随迁能显著提升家庭消费水平。这些为数不多的研究证实了子女随迁都有提升农民工个人和家庭福利的效应，城市融入感、就业质量、消费水平等成为农民工家庭迁移的推力。尽管如此，本文认为收入水平相对偏低的农民工群体，出于经济理性的考量，他们走向城市追寻美好生活需要的首要目标是提升自身的经济收入。事实上，农民工之所以背井离乡主要还是城乡收入差距使然(韦朕韬等，2018)，而既有文献尚未拓展到子女随迁对农民工经济效应的影响上来，因此子女随迁的父代工资效应研究便成为本文的切入点。

同时，“男性负责赚钱、女性负责照顾家庭”的社会性别认同依然普遍存在(Pierce, et al., 2013)，尽管这种性别认同在政府推进的妇女解放运动和“妇女能顶半边天”的宣传中得到缓解(续继、黄亚娜，2018；Ye & Zhao，2018)，但几千年的“内外有别，男尊女卑”的礼教观念难以彻底消除，特别是随着公私领域分离趋势的加剧，女性的工作—家庭冲突日益尖锐，性别不平等的机制和变化更为复杂(计迎春、郑真真，2018)，家庭分工的差异与角色的不同使得子女随迁给父母带来的相关效应的性别异质性具有更大研究意义。邓睿、冉光和(2018)认为，子女随迁能显著提升父代就业质量，但对男性农民工就业质量的正向影响更为明显，反映出子女随迁行为对农民工父母就业质量的作用存在着性别差异。王春超和张呈磊(2017)研究显示，子女随迁同时促进了迁移到城市的父亲和母亲的城市融入感，且促进作用没有偏向于父亲或母亲。相近论题的研究得到了相左的结论，因此，本文试图厘清子女随迁对父代工资的影响是否也有性别差异，如果存在差异，那么差异的机制又如何。这些问题的答案对重新认识我国性别平等化、家庭分工变迁等社会性别变革具有显著意义。农民工由农村流动到城市是典型的水平社会流动，理论上讲，通过选择、适应等社会机制，农民工的现代化程度、家庭观念、性别意识等会逐渐与城镇文明相适应。为此，包括本文在内的相关论题研究在一定程度上可以检验社会流动对农民工家庭分工转变的影响。具体来讲，子女随迁的父代工资效应的性别异质性研究可以窥探家庭分工的变迁，即子女随迁行为是打破了“男主外、女主内”的传统家庭分工模式(以妇女照料随迁子女为主)，还是仅仅将传统家庭分工模式从农村简单地空间迁移到城市。

进一步需要考虑的是自选择问题。现实社会中许多个人决策并非随机生成的，而是综合考量后自选择的结果，比如农民工进城还是留守是根据个体禀赋在效用最大化的框架下做出的决策(韩军辉、李锦，2015)，再比如农民工同乡聚集与否也是理性的自选择结果(魏万青，2016)。对于本文主题，不可否认，随着时代的发展和现代家庭观念的深入，家庭迁移模式将会是我国人口流动的主要方式，但当前依然还有许多家庭的子女并未随迁即同父母一起流动，而是留守在农村。导致这一结果的原因除了比较显性的制度性或政策性障碍(吕利丹等，2013)外，还有可能是农民工自我选择的结果，即子女随迁还是留守并非是随机的，而更可能是综合比较包括工资收入在内的自选择结果。从自选择角度来看，子女随迁的农民工可能具备更强的能力和素质，这会直接提高父代的工资。如果不考虑自选择性而研究农民工子女随迁的父代工资效应，则很大可能会存在内生性问题。常规的普通最小二乘估计、工具变量估计等方式是基于研究对象的随机性假设，无法克服内生性导致估计可能有偏，从而影响估计结果甚至最终结论。因此，相关论题的研究需要正视自选择而尽可能规避其可能带来的内生性，在估计方法上需要有所甄别和“挑剔”。

鉴于以上分析，本文期望达到以下目的，并力图有所创新：第一是研究农民工子女随迁的父代工资效应。该论题还未见系统化的研究成果，尽管近期有文献涉及了相似论题，包括前文提及的子女随迁与父代城市融入感、就业质量和消费水平等。本文认为，对于主要来自欠发达地区的农民工，提升收入水平或者工资应该是他们首要考虑的因素，城市融入感、就业质量等并非不考虑，而是流入城市后的二次选择因素，因此，有必要深入研究子女随迁的父代工资效应这一“既旧又新”的论题。第二是研究子女随迁的父代工资效应的性别异质性及其生成机制。性别异质性研究可以窥探家庭分工的变迁，即子女随迁行为究竟是打破了“男主外、女主内”的传统家庭分工模式，还是仅仅为传统家庭分工模式的水平空间迁移，这在政策上对引导社会性别平等、家庭文化现代化具有实践意义。第三是充分考虑自选择性，在常规估计模型基础上应用内生转换模型尽可能消除自选择带来的内生性问题，实现方法创新，在研究技术上推进该论题的深入研究，从而得到较为稳健可靠的估计结果和研究结论。

二、数据、变量与方法

(一) 数据与样本选择

本文数据来自2013年全国流动人口动态监测调查(China Migrants Dynamic Survey, CMDS)。使用2013年的数据而非最新的数据，主要顾及单独二孩政策和全面二孩政策可能会对本文所涉及的农民工子女随迁的动机有所冲击而影响结论。CMDS是由国家卫生健康委员会(原国家卫生和计划生育委员会)组织的在流入地对流动人口进行的连续断面调查。该调查以在流入地居住一个月以上、非本区(县、市)户籍的15—59周岁流动人口为调查对象，采取分层、多阶段、与规模成比例的PPS方法进行抽样；调查区域涵盖全国31个省、市、自治区和新疆生产建设兵团，总计19.6万个样本。基于研究目的，不是所有样本都符合实证研究。首先，本文研究的主要对象是流动人口中的农民工，按照对农民工的一般理解，主要是以“务工”而获取工资的那部分人口，不是私营企业主或雇主，因此在CMDS中与之对应的样本为户籍身份为农业人口、就业身份是“雇员”的人口。其次，本文涉及代际联系，即已婚群体且有子女的家庭，同时考虑到未参加工作的少年儿童群体需要父母照护从而对工资影响的可能性更大，因此，我们仅选择子女为儿童的样本，即第一孩或者唯一小孩的年龄小于14周岁的样本。经过筛选，本文最后的有效样本为38524个。

(二) 变量设计

依据研究目的，本文设定的核心变量如下：(1)工资。和多数实证研究一样，本文基于月工资进行考察。2013年CMDS询问了调查时点上个月(4月份)的工资，在实证时我们对此取自然对数，作为因变量。(2)子女随迁。本文关键是考察子女随迁对其父代工资的影响，因而子女随迁的定义比较重要。本文通过两种方式进行定义，在基本模型中定义为：是否有(1个或以上)14周岁以下子女随迁，是则取1，否则取0，在未作特定说明情况下，本文以此作为子女随迁的基本定义；同时考虑到家庭子女数量的差异，以长子或长女(或者唯一子女)是否随迁进行定义，是则取1，否则取0。(3)父代个体特征。影响工资的个体因素非常多，在估计子女随迁对父代工资的影响效应时需对这些因素加以控制。父代个体特征主要包括性别、年龄(基于明瑟工资方程，还应考虑年龄的平方；因CMDS的数据中无“经验”的代理变量，本文以年龄替代“经验”指标)、受教育年限(本文的设定是：未上学为0年、小学6年、初中9年、高中12年、大学专科15年、大学本科16年、研究生及以上20年)、职业类型(本文将国家机关、党群组织、企事业单位负责人、专业技术人员、公务员、办事人员和有关人员归为一类：管理干部和专业技术人员；将经商、商贩、餐饮、家政、保洁、保安、装修以及其他商业、服务业人员归为一类：商业服务业人员；将农、林、牧、渔、水利业生产人员和生产、运输、建筑、其他生产、运输设备操作人员及有关人员归为一类：农工生产运输人员；将无固定职业和其他归为一类：其他职业人员，后文实证时以此类为参照组)等等。(4)流动的时空变量，即流动范围、流动区域与流动时间等，这些是流动人口的重要特征。相对于本地人口，流动人口的跨区流动性可能是影响工资的重要因素，遗漏可能也会产生内生性，为尽量避免遗漏变量内生性问题，需要考虑流动范围、区域和时间等。CMDS登记了样本的流动范围，包括市内跨区(市、县)、省内跨市、跨省(剔除跨境样本)。同时，样本覆盖全国，也应考虑区域问题，包括东部、中部、西部等。流动时间则以在本地工作时长(年)作为代理变量。(5)工具变量与识别变量。本文在方法上将分别应用工具变量模型和内生转换回归模型，两者需要寻找合理的工具变量与识别变量。按照一般的要求，本文的工具变量或识别变量与选择方程有关，而与工资方程无关。本文选择休闲时间(通过总时间减去工作时间和睡眠时间，其中后者假定为8小时)作为工具变量与识别变量。对于农民工而言，休闲时间的多少决定了其是否能照顾子女，也即影响其选择子女随迁与否；而且，一般来说，休闲时间对农民工工资的影响甚微，因为在休闲时间内农民工几乎可以说是没有工资。可见，本文选择的工具变量或识别变量具有一定的代表性和创新性。同时，本文还选择已有研究所用的社区平均子女随迁率作为工具变量进行了稳健性检验。

(三) 方法与策略

本文讨论的核心问题是子女随迁的父代工资效应。对此，需要考虑自选择，即子女随迁行为并不是随机的，而是农民工根据个体禀赋在效用最大化的框架下做出的决策。从自选择角度看，子女随迁的农民工父母可能具备更强的能力和素质，这会直接提高父代的工资。因此，对于这类问题的研究，普通最小二乘等常规方法可能会产生偏估计。为此，在方法选择上，本文应用内生转换模型(Endogenous Switching Regression Model，ESRM)来克服自选择带来的内生性，以提升结论可靠性。

内生转换模型由3个方程组成：子女随迁与否的决策方程，即方程式(1)；子女随迁组(处理组)父代工资方程，即方程式(2)；子女未随迁组(控制组)父代工资方程，即方程式(3)。子女随迁与否的决策方程为：

其中，Zi是影响子女是否随迁的因素，包括父代个体特征、流动特征等；α为待估系数；μi为影响子女随迁的不可观测的随机因素，如果潜变量Ii*=Ziα+μi>0，则虚拟变量Ii=1，表示子女随迁；如果潜变量Ii*=Ziα+μi < 0，则虚拟变量Ii=0，表示子女未随迁。假设农民工根据自身禀赋和家庭特征进行自选择，即子女随迁还是留守，在两种不同的选择情形下，工资有不同的决定方程：

其中，方程(2)(3)分别是子女随迁和子女未随迁的父代工资方程；X1i和X0i分别为影响工资的因素，β为待估系数，ε为估计误差，W1i和W0i分别为两种情形下的工资。一般情况下，同一个体只能被观察到W1i和W0i的其中之一，即两者不能同时被观察到，直接使用OLS或工具变量法等估计方程(2)(3)会因为选择性偏差而得到不一致的估计结果。定义ρ1和ρ0分别为μ与ε1以及μ与ε0的相关系数。记σμ2=var(μ)，σμ1ε=var(ε1, μ)，σμ0ε=var(ε0, μ)，则ε1与ε0的条件期望表示为：

其中，φ(·)和ϕ(·)分别表示标准正态分布的密度函数和分布函数。假设μi、ε1i与ε0i服从联合正态分布，则可基于子女随迁与否的决策构建父代工资方程的内生转换回归模型。因此，子女随迁与否两种情形下收入的条件期望分别为：

借助决策方程中定义的两种子女随迁状态的转换方程，对子女随迁和子女未随迁状态下的父代工资进行刻画，以校正选择性偏误，得到异质性估计。内生转换回归模型并不能直接估计子女随迁对父代工资的影响效应，因此，需要利用内生转换回归模型的反事实分析框架进行分析。根据内生转换模型估计结果，他们的反事实工资分别是：子女随迁家庭如果其子女未随迁时的父代工资、子女未随迁家庭如果其子女随迁时的父代工资，两种反事实情形下的条件期望分别为：

因此，子女随迁组(处理组)的平均处理效应(ATT)可表示为(6)式和(8)式之差：

子女未随迁组(控制组)的平均处理效应(ATU)可表示为(9)式和(7)式之差：

三、实证分析

(一) 子女随迁的父代工资效应的基本回归：促进还是抑制？

本文首先通过普通最小二乘估计OLS模型和工具变量估计Ⅳ模型考察农民工子女随迁如何影响其父代工资水平，结果见表 1。表 1中，第(1)列为基准明瑟工资方程，第(2)列为增加子女随迁变量后的估计结果，第(3)列为增加父代个体特征变量的估计结果，第(4)列为增加时空变量的估计结果。其中，拟合优度从0.057增加到0.285，说明农民工子女随迁确实对其父代工资差异具有较强的解释力。具体结果显示，子女随迁变量估计系数为负值，表明子女随迁的农民工要比子女非随迁的农民工工资显著低，其中前者比后者在OLS模型和Ⅳ模型中分别低2.3%和2.7%，说明子女随迁总体上是抑制其父代工资收入，这与目前已有其他类似研究的结论并不一致。比如王春超和张呈磊(2017)认为子女随迁会显著增加父代的城市融入感，家庭化的迁移使得在城里的生活更加融洽和谐，家庭团聚效应增进了父母主观福利。邓睿、冉光和(2018)研究发现，无论是长子(女)随迁还是全部子女随迁，均显著提高了农民工父母的就业质量。胡霞和丁浩(2016)指出，与子女未随迁农民工家庭相比，子女随迁农民工家庭的消费率高约12%。既有相关研究几乎都认为子女随迁会有正向促进效应，而本文发现的却是抑制效应，因此，本文结论是否稳健值得考虑。这与OLS或Ⅳ模型的局限也有关，为此，有必要进一步通过其他模型求证，后节将继续讨论。其他观测变量符合既有研究结论，以模型(4)为例，受教育年限每增加1年能提升流动人口工资2.7%；年龄(经验)则与工资存在显著的倒U形关系，即工资先随着年龄的增加而显著提高，达到高点后开始下降；女性农民工工资比男性低33.6%。参照其他职业，管理干部和专业技术人员要高出18.6%的工资，农工生产运输人员要高出9.8%的工资，而农民工群体从业规模最大的商业服务业人员工资最低，比其他职业人员要低10%；相对于跨县流动，跨省流动和跨市流动工资分别高15.4%和5.6%；相对于西部流动人口，东部和西部流动人口的工资分别高8%和低2.7%。

(二) 子女随迁的自选择：内生转换回归模型分析

如上所述，子女随迁可能是一个理性的自选择结果，即子女随迁还是留守可能是家庭综合比较优势后的选择，因此，在估算子女随迁的父代工资效应时应该考虑可能由于自选择导致的内生性。本部分将在考虑自选择基础上通过构建内生转换模型对该问题进行研究，结果见表 2。表 2显示，ρ1和ρ0均在1%的统计水平上显著，说明子女随迁中的自选择对父代工资收入有显著影响。表 2中最后一行的联合似然比检验表明，随迁选择方程和工资决定方程之间具有较好的联立性。这一结果同时表明，如果直接利用虚拟变量方法估计子女随迁的父代工资效应将会得出有偏结果，说明有必要纠正由不可观测变量引起的样本选择偏误。比较子女随迁组工资方程即表 2中模型(7)和子女未随迁组工资方程即表 2中模型(8)的估计结果，发现多数变量的估计系数相差较大，表明两组对象在影响因素上是存在差别的，具有显著的异质性，也否定了OLS和Ⅳ模型的同质性假设。从随迁选择方程即表 2中模型(9)来看，影响子女随迁的因素包括受教育年限、从事的行业、工作时长、流入区域等。

为反映农民工子女随迁对父代工资的影响，本文根据方程式(6)和方程式(7)计算出了在消除样本选择偏差后子女随迁组和子女未随迁组父代的工资水平。此外，还根据方程式(8)和方程式(9)分别计算出了子女随迁家庭在子女不随迁时、子女未随迁家庭在子女随迁时两种反事实情形下的父代工资水平。最后根据方程式(10)和方程式(11)计算出了子女随迁组的平均处理效应ATT为-0.391，子女未随迁组的平均处理效应ATU为-0.416。这说明，农民工子女随迁确实会显著抑制父代工资，并且子女未随迁组其反事实情形下的抑制幅度将更明显。为了更清晰地说明子女随迁对父代工资的抑制效应，本文给出了两组家庭分别在两种情形下工资水平的概率密度分布(见图 1a和1b)。图 1a显示，若子女随迁家庭的子女不随迁时，其父代工资的概率密度分布曲线将明显右移，说明在剔除样本选择偏差的情况下子女随迁将抑制父代工资水平；图 1b则显示，若子女未随迁家庭的子女随迁时，其父代工资的概率密度分布曲线将大幅度左移，因此，父代工资将大幅下降，进一步比较发现，其下降的幅度(ATU)大于前者下降的幅度(ATT)。

为了更精准地分析工资抑制幅度并与OLS模型和Ⅳ模型进行系数比较，我们将ATT和ATU进行系数转换。由于两者都是抑制效应，本文将转换系数定义为“随迁工资劣势系数”。其中，ATT转换系数为子女随迁家庭父代工资平均处理效应ATT与其反事实估计的父代工资(方程式(8)的估计结果)的比值，ATU转换系数为子女未随迁组父代工资平均处理效应ATU与其反事实估计的父代工资(方程式(9)的估计结果)的比值，结果见表 3，分别为-5.04%和-5.39%。比较OLS、Ⅳ模型与内生转换模型ESRM的随迁工资劣势系数，发现未考虑自选择情形将大大低估子女随迁对父代工资的抑制效应，存在自选择情形时OLS模型及Ⅳ模型有偏估计系数大约仅为ESRM模型估计系数的一半。

(三) 稳健性检验

1.仅考虑长子(女)随迁。上述3个模型分析都得出了农民工子女随迁显著抑制其父代工资水平的结论，使用的核心解释变量“子女随迁”被定义为有(1个或以上)子女和其农民工父母生活在一起，“子女未随迁”则被定义为没有子女随其父母迁移到流入地。尽管我国在上世纪80年代以来实行了严格的计划生育政策，很多家庭确实仅有一个子女，但对于农村家庭来说，两个孩子甚至多孩的家庭并不鲜见，因此，仅以是否有子女随迁作为判断标准可能会不全面。为此，重新定义核心解释变量来进行稳健性检验：长子或长女是否随迁、长子是否随迁、长女是否随迁，其中OLS模型还增加了随迁孩子数量的分析，结果见表 4。表 4显示，除了OLS模型中长女随迁的估计系数不显著外，其他估计系数都显著为负，与前文估计结果一致，表明前述结果是稳健的。以内生转换模型估计结果为例，当长子或长女随迁时估计的ATT和ATU的转换系数分别为-5.05%和-5.45%，与表 3的估计结果非常接近，说明两种对“子女随迁”的定义并不改变基本结论。不过需要指出的是，当仅考虑长子(女)随迁时，父代工资抑制效应更大，其中长子随迁的抑制率约为7%，长女的抑制率约为8%，后者大于前者，从侧面显示将女孩带在父母身边更“闹心”。这也是现实的写照，照看女孩要比照看男孩更加小心翼翼，所谓“富养女儿、穷养儿子”的世俗化理念也许正是该估计结果的真实反映。

2.控制家庭成员信息及替换工具变量。首先考虑增加目标群体的直系亲属信息，因为迁移是家庭整体的策略安排，迁移行为可能受到配偶或子女年龄、性别、受教育程度等的影响。根据CMDS的信息，本文主要选取配偶年龄及受教育程度、子女年龄(子女性别在前文关于长子或长女的稳健性检验已有涉及，不再重复)。其次考虑替换工具变量，前文选择的工具变量是休闲时间，具有代表性和创新性。这里另选流动人口所在社区平均子女随迁率作为新的工具变量再进行分析(邓睿、冉光和，2018)。因模仿和环境的影响，社区平均子女随迁率与目标流动人口子女是否随迁有很大的相关性，但其并不直接影响流动人口的工资本身。该稳健性检验的结果见表 5。首先，由于子女年龄涉及子女数量，样本中绝大多数为一个子女，两个子女的样本下降到9428个，3个子女的样本则仅784个，且不显著，因此，本文给出两个子女以下的估计结果，发现系数显著为负；同样，工具变量模型和内生转换模型结果都显示处理效应未发生显著变化，表明前述基本结论稳健。

(四) 子女随迁的父代工资效应差异：性别异质性及其机制分析

以上的稳健性检验事实上也是分析农民工子女随迁的性别差异对父代工资的影响，本部分反其道，再分析农民工子女随迁对其父代工资影响的性别差异，结果见表 6。如表 6，子女随迁对母亲的工资有显著的抑制作用，而对父亲的工资则有显著的提升作用(除了内生转换模型ATT不显著外，其余都显著)。前文总体样本估计结果的基本结论是，子女随迁对父代工资水平具有抑制作用，而分性别情形下则有显著的性别异质性，其中母亲是“牺牲者”。具体来看，子女随迁对母亲工资的抑制效应达8%左右，其中普通最小二乘模型、工具变量模型和内生转换模型的估计系数分别为-8.1%、-8.6%和-6.67%(原ATT值-0.503的转换系数)、-7.05%(原ATU值-0.529的转换系数)；子女随迁对父亲工资的促进作用约为2%，其中普通最小二乘模型、工具变量模型和内生转换模型的估计系数分别为2.1%、1.7%和1.22%(为原ATU值0.101的转换系数，其中ATT因不显著而未作转换)。

子女随迁的父代工资效应的性别异质性给相关论题研究更丰富的信息，如果综合本文与既有研究的结论，我们认为，农民工子女随迁给父代带来的幸福感、高就业质量等是以损害母亲工资为代价的，是典型的母职生育惩罚。为进一步阐释工资的性别异质性，有必要进行机制分析，寻求其产生的可能原因。农民工子女随迁与父代工资效应的性别异质性研究可以窥探家庭分工的变迁，即在家庭分工仍然趋于保守的农业家庭，子女随迁行为是否能打破“男主外、女主内”的传统家庭分工模式(以妇女照料随迁子女为主)，还是仅仅将传统家庭分工模式从农村简单地空间迁移到城市？从本文估计结果看，从农村到城市的家庭迁移并未打破传统家庭分工模式，而只是简单的空间转移。为具体探讨这一性别异质性结果，本文分别通过子女随迁对上班时间(月工作小时数)、工作稳定性(最新一次工作的持续时间)、健康状况(最近一年是否患病或负伤)和消费支出(月食品支出)的影响来考察异质性的生成机制，结果见表 7。

首先，农民工子女随迁显著降低了父代的上班时间，但对母亲的上班时间抑制程度约为父亲的3倍，也就是说，照顾随迁子女的主要责任落在母亲身上，“男主外、女主内”的传统家庭分工模式特征明显；将上班时间进一步纳入工资方程，发现上班时间显著影响工资，且基本结论并没有发生改变：抑制母亲工资、提升父亲工资。其次，子女随迁显著提升了父代的工作稳定性，对此可能的解释是，相对子女未随迁家庭，子女随迁家庭因家庭成员在一起可以减少往来于流入地与流出地之间的频率，在农民工就业相对不稳定的情形下这对于稳定就业是有益的。不过，子女随迁或家庭团聚带来的父代工作稳定性对父亲的正向效应高于母亲，或者说母亲的工作稳定性不如父亲，这均会传导于工资上。再次，子女随迁并未对父亲和母亲的健康状况产生显著影响，但从系数符号来看，对父亲是正向影响，而对母亲是负向影响。尽管统计不显著，但这能在一定程度上说明子女随迁给母亲带来身心压力，而给父亲带来身心愉悦，这显然同样可能作用于工资的差异上。最后，子女随迁显著增加了父代的消费支出水平，且对父亲和母亲的影响几乎一致，并未有太大的差异，这说明消费支出可能并不是父代工资性别差异的原因。

(五) 对子女随迁与留守的进一步讨论：悖论分析

如果仅从理性经济人假设来看，为了获得更高工资水平，农民工子女不应该随迁到流入地，或者说，应该像子女非随迁家庭一样将子女留守在农村。那么，为什么家庭化迁移模式却越来越明显呢？这似乎形成了一个悖论，子女随迁还是留守，这确实是一个选择问题。一方面，这与本文强调的自选择有关，即子女随迁还是留守不是一个随机过程，而是综合比较的结果，其中主观幸福感对于家庭来说可能更重要(王春超、张呈磊，2017)。家庭团聚是中国重要的传统文化，其重要性可能不亚于男孩偏好现象，父母总是希望与未成年子女生活在一起，家庭团聚效用会超越工资减损效用，子女随迁带来的幸福感、团聚感更重要。农民工的城市劳动行为偏好不仅基于经济理性最大化，而且与社会理性和情感理性紧密联系，特别是与子女相关的因素在家庭行为决策中扮演着重要角色。改革开放40多年来，多数农民工已经不再是为生存或温饱而工作了，而是开始追求美好生活的需要，其中子女随迁带来的家庭团聚就是对美好生活的追求，我国流动人口也从子女与父代的分离时代走向子女与父代的随迁时代。另一方面，当前农民工特别是二代农民工在文化价值上普遍对城市价值逐步认同(刘守英、王一鸽，2018)，普遍向往城市生活，并在努力融入城市，这会影响到子女随迁行为，其中改善子女教育是农民工家庭迁移的重要动机(钱文荣、黄祖辉，2007：306)，这也是父代能为子女所做的最好付出。

尽管如此，当前还有很多农民工无法将子女携带在身边团聚而享受天伦之乐。农民工父母在条件允许的情况下希望把子女带到流入地，但是要实现该计划还存在许多障碍，包括制度性障碍和政策性缺失，比如户籍制度限制下的教育问题。由于户籍的限制，多数农民工子女无法获得流入地就学资格，他们必须在户籍地就学而成为“留守儿童”。因此，许多农民工子女还是以“留守儿童”的身份留在原籍地，尽管已有的许多研究已经证明留守儿童在心理健康、社会适应、行为规范等方面存在比较突出的问题(吕利丹等，2013)。可见，不能否认当前还有不少家庭依然处于割裂状态，未能完成子女随迁的意愿。本文尽管证明子女未随迁的农民工父母能获得比子女随迁的农民工父母更高的工资，但这可能并非是子女未随迁家庭希望的结局，他们也不必然就是幸福的。因此，本文绝不是要鼓励子女不随迁而提高父母那点本身就不高的工资，而是为解释农民工子女随迁带来的家庭团聚、社会融合、主观幸福等比家庭割裂而增加的那点工资更重要提供文献支持。

四、结论与讨论

自明瑟提出家庭迁移的概念以来，有较多的文献从家庭的角度来研究农民工的迁移问题，子女随迁是主要研究课题之一。既有研究主要集中在两个方面：一是子女随迁的影响因素或驱动机制；二是子女随迁的影响后果或附加效应。本文属于第二方面的研究，试图回答两个关联的问题：第一，子女随迁究竟是促进还是抑制父代工资？第二，子女随迁对父代工资的影响是否存在性别异质性？鉴于此，本文在考虑自选择和异质性的基础上，基于2013年全国流动人口动态监测调查样本，通过OLS模型、Ⅳ模型和内生转换模型研究子女随迁对父代工资的影响效应，重点探讨工资效应的性别差异，并对这种性别异质性的生成机制进行解析。本文得到结论主要是：(1)与既有研究得到的子女随迁的正向效应结论不同，本文发现子女随迁显著降低了父代工资，通过以长子或长女、长子、长女为随迁对象、增加家庭成员信息和替换工具变量等方式进一步进行稳健性检验，子女随迁的父代工资负效应的结论依然成立。(2)子女随迁具有自选择性，如果不考虑自选择性的影响将低估子女随迁的父代工资减损效应。(3)子女随迁的父代工资效应具有性别异质性：对母亲的工资具有显著的抑制作用，而对父亲的工资具有显著的提升作用，其中工作时长或上班时间、工作稳定性、健康状况、消费支出等作用渠道能在一定程度上解释这种异质性的生成机制。

综上结论，农民工子女随迁并非像已有类似研究的结论那样总是带来正向效应，至少会减损父代工资。对于农民工而言，城市融入感、就业质量等属于相对高层次的美好生活需求，子女随迁带来的家庭团聚对农民工确实在心理上有巨大的慰藉作用，俗语有云“幸福就是老婆孩子热炕头”。由此推论，农民工在满足基本需求的情况下牺牲部分收入会换来“幸福”，这也符合马斯洛的需求理论：满足基本需求的前提下追求高层次需求。同时，农民工子女随迁对父代工资的影响具有性别异质性，这一特征对引导社会性别平等、家庭文化现代化具有政策意义。

一方面，政府要为农民工子女随迁创造便利条件，进一步完善子女随迁政策。本文证明农民工可以“牺牲”一定工资收入来确保子女随迁，从而换来更高的幸福感和社会融合度。如果政府能提供更加有利的随迁政策，降低随迁成本甚至抵消或超过工资减损效应，相信家庭化的迁移趋势将更加明显，也将更能提升农民工家庭的获得感和满足感。同时，要确保农民工工资及时发放，防止工资拖欠，家庭化随迁增加了农民工在流入地的生活成本，又使农民工面临工资减损的压力，他们更需要政府“看得见的手”的显性政策支持。

另一方面，对于流动人口管理而言，未来不仅仅要完善以家庭为单位的流动人口服务政策，更要在顶层设计上将社会性别因素纳入公共政策范畴，注重性别平等化的政策供给。本文有关农民工子女随迁的父代工资效应异质性的结论表明，家庭团聚的“幸福”是以牺牲女性的劳动参与率、工作时间甚至健康为代价换来的，社会化的性别不平等依然是关键因素。当前家庭基本分工依然将子女照料的重任落在女性身上。在全面二孩政策和计划生育政策松绑的背景下，女性回归家庭的趋势或将更为明显，社会性别认同的观念或将回弹，女性的工作—家庭冲突或将加剧，这就需要不断促进性别平等化社会的构建。

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