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原文信息：
Yuyu Chen, Eik Leong Swee, Hui Wang, Little emperors in the workplace: Labor market consequences of China's one-child policy, China Economic Review, Volume 80,2023,101985,ISSN 1043-951X,
https://doi.org/10.1016/j.chieco.2023.101985.
2015年，中国宣布实施全面二孩政策，结束了人类历史上最大的社会实验之一。计划生育（独生子女）政策（OCP）实施了近四十年（1979-2015年），在此期间，中国的出生率大幅下降，这带来了广泛的社会经济后果。
独生子女政策对独生子女在劳动力市场的表现有何影响？文章量化了独生子女与有兄弟姐妹的同龄人之间的工资收入差距，并揭示其背后的机制。虽然独生子女的平均工资收入较高，但如果考虑受教育程度和家庭背景，这种工资溢价就完全消失了，并且独生子女政策对独生子女的收入实际上产生了负面影响：这是由于独生子女缺乏劳动力市场中非常重视的社会情感属性。在未来，独生子女将快速成为社会主要劳动力，因此文章的研究结果为中国劳动力市场提供了重要的理论支持。
中国人口在计划生育政策实施前的25年里增长了1.8倍，从1953年的6亿增加到了1978年的10亿。尽管自20世纪70年代初以来，中国政府一直在努力实施（自愿）节育，但直到1970年代末，中国的总生育率（女性一生中平均生育的孩子数量）仍高达3个。中国需要以世界7%的耕地面积养活世界20%的人口，因此人口的快速增长引发了对有限自然资源的潜在影响的担忧。此外，1950~1960年代的婴儿潮一代在1970年代末开始进入生育年龄，这加剧了人们对未来几年人口压力上升的担忧。
最终中国在1979年实施计划生育政策，要求每个家庭只生一个孩子。OCP出台后不久，中央于1981年成立了人口和计划生育委员会（PFPC），并在1982年将计划生育政策作为一项基本国策写入宪法。
虽然已有研究已经证明独生子女政策有效降低了中国生育率，但人们忽略了人口控制在其他领域对儿童早期发展的影响。贝克尔的“质量-数量权衡”理论认为，控制人口数量可以提高家庭对人力资本的投资，从而提高生活水平。将所有家庭资源集中在一个孩子身上可能有利于他/她的人力资本投资，进而使孩子未来得到更好的发展。但这也可能使父母溺爱他们唯一的孩子，他们的欲望往往会被无限制地满足。此外，由于缺乏与兄弟姐妹的互动，独生子女几乎没有机会学习如何与同龄人分享和合作，所以不太可能发展出亲社会和其他非认知特质，而这些特征和人力资本都是在劳动力市场发展的重要因素。综合以上分析，独生子女在受教育程度方面的优势可能被人格特征的劣势抵消，OCP对一个人在劳动力市场的表现和结果的净影响是不确定的。
4.1数据
文章主要基于2013年中国家庭收入项目（CHIP）的数据，并采用2010年中国家庭小组研究（CFPS）的数据作为补充。作者将样本限制在15-60岁的全职工薪阶层，最终得到的CHIP和CFPS数据集分别为19,319 人和6,697人，其中独生子女分别为2,840和935人。
4.2基准回归
基准回归表达式：
其中，变量 OnlyChild
i
为是否是独生子女。X
i
是一组个人和家庭特征的控制变量，包括：性别、是否少数民族、是否城市户口（出生时）、受教育程度（本人、父亲和母亲）、家庭资产、年龄、工作经验和行业变量。α
j
包括出生省份固定效应、居住省份固定效应。
表2A初步检验了独生子女与有兄弟姐妹的同龄人之间的工资收入差距。在第（1）列中，工资收入（对数）与独生子女身份之间的相关性为0.196，这意味着独生子女的工资溢价为21.7%；第（2）列控制了教育程度后，系数降低到0.052（独生子女的工资溢价为5.3%），说明独生子女大约四分之三的工资溢价是由更高的教育水平带来的；第（3）列为加入了其他控制变量的回归结果，回归系数在统计上与零没有显著区别。
4.3IV-DID
在没有计划生育政策的情况下，家庭只生一个孩子很可能是非随机的，这意味着基准回归的估计中存在样本选择偏差。例如，天赋高的家庭更有可能只有一个孩子，而基准回归中的控制变量并不能完全捕捉到这些维度，这可能导致估计系数偏大。
为了应对上述问题，作者提出了一种IV方法。文章利用了独生子女政策于1979年出台、并严格作用于城市户口家庭的事实构造双重差分（DID）：UrbanHukou
i
为是否城市户口，是为1，否则为0；Post79
i
为是否1979年之后，是为1，否则为0。回归模型如下：
如表2B所示，第一阶段的回归结果表明，独生子女政策使城市家庭只生一个孩子的概率增加了25.7%；而第二阶段回归系数变为负值-0.428，说明基准回归中的样本选择偏差非常大。工具变量回归结果表明独生子女对工资收入的影响为负，在控制其他条件的情况下，这种负面效应大约为34.8%。
4.4IV-Institution
使用IV-DID工具变量方法的前提条件是：只有当1979年前后的城乡工资差异相似时，才能实现因果识别（类似于传统DID中的平行趋势假设）。然而，中国在实施独生子女政策的同时进行了改革开放，这可能使城市地区的经济增长大于农村地区；换句话说，UrbanHukou
i
× Post79
t
除了改变家庭规模外，还可能对工资产生额外的影响。
为了解决这一问题，作者引入了另一种工具变量，该变量利用了地方独生子女政策实施水平的差异，以排除由于经济发展导致的工资差异。具体来说，作者利用Edlund等（2007）提出的三个主要计划生育机构构建了一个计数变量，该变量 Institution
jt
表示省份计划生育机构的数量（介于0和3之间），并随时间（个人出生年份）和空间（出生省份）而变化。因此，第一阶段实际上是一个三重差分方程：
如表2B的第（2）列所示，第一阶段的回归结果表明，独生子女政策使城市家庭只生一个孩子的概率增加了4.5%；第二阶段的回归系数为-0.446，这意味着在控制其他条件的情况下，独生子女对工资收入负面效应大约为36%。
进一步考虑，教育或许不应该作为工资回归的控制变量，因为它很可能是独生子女身份的内生因素：只有一个孩子的父母倾向于在孩子的教育上投入更多资金。因此作者排除了教育控制变量（表2B第（3）和（4）列），独生子女对工资收入的系数分别为-0.290和-0.285，可以看出系数向0靠近，这表明教育的工资溢价是正的，而且效应较大。在控制其他条件的情况下，独生子女对工资收入负面效应为25.2%和24.8%。表2B第（5）-（8）列使用CFPS数据进行回归，结果使用CHIP数据的结果相似。
4.5稳健性检验
1、农村人口向城市迁移问题。计划生育政策同期发生的改革开放可能促使许多农村户口的人转移到城市工作，这意味着在没有OCP的情况下，1979年后城市户口群体中独生子女与同龄人之间的工资差异与农村户口同龄人的工资差异不同。为了解决这个问题，作者删除了所有农村-城市的流动迁移样本。从表3第（1）列可以看出，独生子女的负面影响在CHIP和CFPS中都持续存在，并且变得更大。
2、年龄差距问题。由于独生子女政策主要针对1979年后出生的群体，因此数据中的独生子女整体上更为年轻，可能具有较低的工资收入。为了解决这个问题，作者根据出生组别的子样本分别进行回归。具体来说，作者将样本限制在1979年附近出生的人来缓解年龄差距导致的收入差别，分别使用1960-1999年和1970-1989年出生的样本进行回归（表3第（3）列和第（4）列），可以看出独生子女对工资收入的负面效应依然成立。
3、家庭背景问题。作者删除了工资收入或家庭资产处于前5%的样本（表3第（5）和（6）列）进行回归，得到的估计值与前面表2B中的估计值几乎相同。
4、在前文的研究中，作者使用的样本包括15-60岁的全职工薪阶层，以便从样本中剔除退休人员。然而，中国的法定退休年龄为：男性60岁，女性公务员55岁，女性工人50岁。因此，为了得到更为稳健的结果，作者排除了60岁以上的男性和50岁以上的女性（表3第（7）列所示）；在表3第（8）列，作者删除了20岁以下的样本，这两组的回归结果仍然稳健。
5、地区经济水平差异问题。作者还控制了与个人出生年份和出生省份相关的农村及城市人均GDP，以解决改革开放可能导致城乡经济增长差异带来的影响。从表3第（9）列可以看出，独生子女对工资收入的负面效应仍然与前几个表中估计的效应非常相似。
6、工作时间问题。作者将工资收入因变量替换为小时工资，以检查文章的结果是否是由工作时间的差别导致的，即独生子女选择减少工作时间，使得他们的工资收入低于同龄人。从第（10）列可以看出，对于CHIP和CFPS样本，独生子女政策对小时工资的影响与对整体工资收入的影响几乎相同，这意味着劳动时长并没有影响之前的估计效果。
在控制了教育、家庭和地区因素后，独生子女的工资收入实际上更低，这是什么原因导致的？现有的文献提供了一些线索：独生子女不太可能培养和拥有亲社会和其他非认知特征，这些个人特征可能对一个人的工资收入产生重大影响。作者利用CFPS的数据研究了可能的潜在机制。
首先，作者研究了三个社会资本指标：社会组织成员水平、受欢迎程度和与他人相处的能力（表4的面板A-C）。社会组织成员水平是一个计数变量，由于超过90%的样本报告至少与一个社会组织有关联，因此作者构建了是否与两个或多个社会组织有关联的虚拟变量。受欢迎程度和与他人相处的能力由自我评分（1-5分）得到，两者均为虚拟变量，评分为5分时为1，否则为0。可以看出，独生子女的社会组织成员水平和与他人相处的能力系数显著为负，表明独生子女的社会资本较低。以表4面板C第（7）列为例，独生子女在拥有较好与他人相处的能力上比同龄人要大约低13%。
其次，作者研究了管理责任和职业信心指标（表4的面板D-E）。管理职责是个人在当前的工作中是否担任管理角色的虚拟变量。职业信心虚拟变量再次以1-5分自我评分得到，评分为5分时为1，否则为0。结果表明，独生子女在工作中担任管理者的可能性较小，并且对自己的职业缺乏信心。
最后，健康是否是独生子女工资收入更低的中介因素？表5的面板A-C显示，独生子女与有兄弟姐妹的同龄人在健康水平方面没有显著差异。虽然独生子女超重的可能性要高出15.7%（表5面板D第（7）列），但从整体健康程度来看，独生子女的工资收入负面效应与健康无关。
