Page 231 - 《社会》2025年第1期

社会·2025·1

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量家庭的子女性别结构。 考虑到家庭子女的性别结构和第一胎的性别
相关，我们参考既有研究的做法，利用子女头胎性别作为子女性别结构
的工具变量 （Li and Wu，2011；Li，2023）。 模型 1 报告了 OLS 回归的基
本结果。 可见，当家庭只有女儿时，父母会表现出更弱的权威型孝道认
同，这也和前面的研究发现相一致。 模型 2 和模型 3 报告了最小二乘估
计（2SLS）中第一阶段和第二阶段的结果。 工具变量检验表明不存在弱
工具变量问题，工具变量与家庭是否只有女儿高度相关。 第二阶段的回
归系数与 OLS 回归系数在方向上保持一致。 事实上， 在控制家庭子女
数量后，Hausman 检验无法拒绝解释变量是外生的原假设，这意味着基
于 OLS 回归结果的估计是可靠的。 上述发现表明，当家庭仅有女儿时，
父母会表现出更低的权威型孝道的认同。 假设 5 得到验证。
表 8： 子 女 性 别 构 成 对 父 母 权 威 型 孝 道 的 影 响 （N=24 979）
模型 1 模型 2 模型 3
2SLS
OLS
一阶段 二阶段
只有女儿（“是”=1） -0.261 *** -0.258 ***
（0.014） （0.023）
头胎性别（“女儿=”1） 0.508 ***
（0.004）
家庭子女数量 0.076 *** -0.137 *** 0.076 ***
（0.007） （0.002） （0.007）
户口状况（“城镇”=1） -0.325 *** 0.067 *** -0.326 ***
（0.015） （0.005） （0.015）
婚姻状况（“已婚”=1） 0.042 -0.019 * 0.043
（0.022） （0.008） （0.022）
民族（“汉族”=1） 0.023 -0.013 0.023
（0.022） （0.007） （0.022）
年龄 0.024 *** -0.014 *** 0.024 ***
（0.003） （0.001） （0.003）
年龄平方 -0.000 *** 0.000 *** -0.000 ***
（0.000） （0.000） （0.000）
受教育年限 -0.050 *** 0.003 *** -0.050 ***
（0.002） （0.001） （0.002）
自评健康 0.035 *** -0.004 ** 0.035 ***
（0.005） （0.002） （0.005）

6. 我们也使用“家庭女儿占比”来测量家庭子女的性别结构，上述结果是稳健的。

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