周宗社,侯明喜,薛 曉
(重慶工商大學(xué) a.社會(huì)與公共管理學(xué)院;b.人口發(fā)展與政策研究中心,重慶 400067)
本文中的計(jì)生家庭是指育齡婦女夫婦雙方均為獨(dú)生子女以及雙方中任一方為獨(dú)生子女,其家庭結(jié)構(gòu)包括沒(méi)有孩子的育齡夫婦家庭和只有一個(gè)孩子的育齡夫婦家庭。改革開(kāi)放以來(lái),我國(guó)在經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、文化等領(lǐng)域取得了引人注目的成就,成就的取得離不開(kāi)計(jì)劃生育基本國(guó)策的執(zhí)行[1]。計(jì)劃生育基本國(guó)策的嚴(yán)格執(zhí)行,使得人口數(shù)量得以成功地控制在既有資源約束的范圍之內(nèi),為可持續(xù)發(fā)展創(chuàng)造了必要條件,不過(guò)嚴(yán)格的計(jì)劃生育政策干預(yù)是一把雙刃劍:一方面,龐大的人口數(shù)量規(guī)模擴(kuò)大的慣性得到有效遏制,人口數(shù)量問(wèn)題不再是我國(guó)人口發(fā)展中的主要問(wèn)題;另一方面,人口素質(zhì)、人口結(jié)構(gòu)、人口分布以及人口城鎮(zhèn)化問(wèn)題不斷凸顯,此類問(wèn)題解決不及時(shí)不全面,勢(shì)必影響經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的穩(wěn)健運(yùn)行。
為應(yīng)對(duì)人口發(fā)展問(wèn)題,十八屆三中全會(huì)提出“堅(jiān)持計(jì)劃生育的基本國(guó)策,啟動(dòng)實(shí)施一方是獨(dú)生子女的夫婦可生育兩個(gè)孩子的政策”,2013年12月21日,中共中央國(guó)務(wù)院印發(fā)《關(guān)于調(diào)整完善生育政策的意見(jiàn)》,2013年12月28日,全國(guó)人大常委會(huì)通過(guò)了關(guān)于調(diào)整完善生育政策的決議。在總結(jié)單獨(dú)二孩政策實(shí)施的實(shí)踐基礎(chǔ)上,2015年10月29日召開(kāi)了中共中央第五屆中央全體會(huì)議,會(huì)議決定自2016年1月1日起全面二孩正式實(shí)施,標(biāo)志著此前實(shí)施的“單獨(dú)二孩”政策向全面二孩政策的徹底轉(zhuǎn)變。與國(guó)家宏觀決策相適應(yīng),重慶結(jié)合自身實(shí)際做出了相應(yīng)的生育政策調(diào)整。2014年3月26日重慶市正式實(shí)施“單獨(dú)二孩”政策。2016年3月重慶對(duì)全面二孩配套政策進(jìn)行修訂,3月31日重慶全面二孩配套政策正式落地。
二孩生育的影響因素是多維的,本文研究主要關(guān)注的是計(jì)劃生育家庭結(jié)構(gòu)對(duì)二孩生育意愿的影響。計(jì)生家庭為經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展做出的貢獻(xiàn)是顯著的,在二孩生育政策全面放開(kāi)的背景下,研究計(jì)劃生育家庭結(jié)構(gòu)對(duì)二孩生育意愿的影響具有一定的時(shí)代意義。
二孩生育意愿研究文獻(xiàn)主要體現(xiàn)在人口學(xué)特征、社會(huì)學(xué)特征、機(jī)會(huì)成本、收入水平等方面。戶籍類型、一孩年齡、育齡婦女年齡、一孩性別、育齡婦女父母的性別偏好以及機(jī)會(huì)成本對(duì)二孩生育意愿影響顯著[2]。文化程度越高,城市育齡婦女的二孩生育意愿越弱,農(nóng)村育齡婦女二孩生育意愿反而越強(qiáng),農(nóng)村居民二孩生育意愿略高于城市[3],不同文化程度具有不同的二孩生育意愿[4]。父母是否照料支持、孩子是否支持成為是否生育二孩的一個(gè)重要因素[5]。育齡婦女夫婦是否為獨(dú)生子女對(duì)二孩生育意愿影響顯著[6]。是否有醫(yī)療保險(xiǎn)和新農(nóng)合對(duì)二孩生育意愿影響顯著、家庭是否購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)對(duì)二孩生育意愿影響顯著[7]。收入水平、男性的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位以及就業(yè)狀況對(duì)二孩生育意愿影響顯著[8]。育齡婦女家庭在社會(huì)中所處的階層差異對(duì)于二孩生育影響顯著[9]。生育從眾行為對(duì)于城市育齡人群二孩生育水平有負(fù)向影響以及二孩生育動(dòng)機(jī)的轉(zhuǎn)變對(duì)于二孩生育有影響[10] [11]。
國(guó)內(nèi)專家學(xué)者在全面二孩政策背景下對(duì)于二孩生育的文獻(xiàn)研究比較全面,從定性和定量層面展開(kāi)了二孩生育意愿影響因素研究,為本文研究提供了豐富的文獻(xiàn)來(lái)源,但是部分定量研究沒(méi)有展開(kāi)穩(wěn)健性檢驗(yàn)??紤]到不同區(qū)域的文化背景以及經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展差異,對(duì)具有代表性的區(qū)域進(jìn)行人口計(jì)生家庭結(jié)構(gòu)對(duì)二孩生育意愿影響展開(kāi)研究,具有一定的價(jià)值。因此本文以重慶市作為研究樣本,主要探究育齡婦女夫婦獨(dú)生子女身份、已有子女?dāng)?shù)以及已有子女性別對(duì)二孩生育意愿的影響。
獨(dú)生子女是特殊的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展大背景的產(chǎn)物,獨(dú)生子女家庭為經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展做出了巨大的貢獻(xiàn),但是獨(dú)生子女家庭付出的成本也是巨大的,為了避免不確定性或者降低潛在風(fēng)險(xiǎn),大多數(shù)獨(dú)生子女在結(jié)婚之后會(huì)理性地去選擇多生育孩子。
獨(dú)生子女家庭由于人口數(shù)量及人口結(jié)構(gòu)的缺陷,給其家庭帶來(lái)了不確定性和難以承受的家庭風(fēng)險(xiǎn)。獨(dú)生子女承擔(dān)的家庭責(zé)任、家庭負(fù)荷和家庭發(fā)展都是一般子女家庭難以想象和比擬的。尤其是獨(dú)生子女父母在喪失勞動(dòng)能力、喪失自我護(hù)理能力以及患上老年癡呆等都會(huì)給獨(dú)生子女家庭正常運(yùn)轉(zhuǎn)帶來(lái)挑戰(zhàn)。為了避免困境的傳遞與復(fù)制,理性的獨(dú)生子女在結(jié)婚之后會(huì)選擇多生育孩子。與此同時(shí),獨(dú)生子女在成長(zhǎng)過(guò)程之中經(jīng)歷的孤獨(dú)會(huì)給他(她)們留下深刻印記,為了不讓自己的孩子重復(fù)自己的成長(zhǎng)歷程中的孤獨(dú)選擇多生育子女的概率自然偏高。社會(huì)上失獨(dú)家庭的悲劇也會(huì)從側(cè)面刺激獨(dú)生子女生育二孩的沖動(dòng)。
相比于計(jì)劃生育作為基本國(guó)策之前,對(duì)于生育主體及家庭而言,其直接成本和機(jī)會(huì)成本都顯著偏高。在人口老齡化和總和生育率偏低成為常態(tài)的背景下,二孩生育屬于國(guó)家行為的重要組成部分,理應(yīng)由國(guó)家、社會(huì)和微觀家庭合理分?jǐn)傄蛏乇懿涣说某杀?,但是?guó)家、社會(huì)及微觀家庭尚沒(méi)有構(gòu)建起一體化成本分?jǐn)偤屠婀蚕頇C(jī)制。生育的直接成本增加了生育主體的支出負(fù)擔(dān),生育的機(jī)會(huì)成本譬如產(chǎn)假制度執(zhí)行不力、職業(yè)流動(dòng)受限、工作時(shí)間減少、晉升機(jī)會(huì)減少等都會(huì)遏制二孩的生育。當(dāng)然,一孩的生育一樣會(huì)遇到直接成本和機(jī)會(huì)成本的問(wèn)題,但是對(duì)于絕大多數(shù)家庭而言,一孩的生育是剛性需求,而二孩的需求則面臨諸多的不確定性。
偏好于孩子數(shù)量還是偏好于孩子質(zhì)量,在不同的經(jīng)濟(jì)背景下具有不同的偏好程度。在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)時(shí)代,勞動(dòng)力數(shù)量的增加是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的必要條件,在工業(yè)文明高度發(fā)達(dá)的時(shí)代,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展更多地取決于勞動(dòng)者的素質(zhì)。對(duì)于微觀家庭而言,微觀家庭的發(fā)展決策與宏觀社會(huì)的發(fā)展水平高度相關(guān),在經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)的背景下,我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展更多地取決于人力資本素質(zhì)。微觀家庭生育決策往往都是理性選擇。經(jīng)濟(jì)社會(huì)大環(huán)境的變化決定了大多數(shù)微觀家庭在生育決策時(shí)偏好于孩子的質(zhì)量而非孩子的數(shù)量。
傳統(tǒng)意義上的性別偏好主要是指“男孩偏好”,“男孩偏好”有其深刻的經(jīng)濟(jì)社會(huì)原因。主要體現(xiàn)在滿足微觀家庭經(jīng)濟(jì)發(fā)展、養(yǎng)老保障以及家庭人身安全的需求。
一是在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)時(shí)代,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依賴勞動(dòng)力的大量投入。對(duì)于微觀家庭而言,男孩越多意味著投入勞動(dòng)生產(chǎn)的勞動(dòng)力就多,相應(yīng)的勞動(dòng)產(chǎn)出就會(huì)增加,從而增加微觀家庭的收入水平,解決基本的溫飽和獲取較多的勞動(dòng)剩余,提高微觀家庭的財(cái)富水平,進(jìn)而提高微觀家庭的經(jīng)濟(jì)社會(huì)地位。
二是,在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)時(shí)代,社會(huì)化養(yǎng)老保障水平偏低,微觀家庭父輩在喪失勞動(dòng)能力之后的養(yǎng)老保障充滿了不確定性,為了降低養(yǎng)老風(fēng)險(xiǎn),促進(jìn)了“男孩偏好”的產(chǎn)生,這就是所謂的“養(yǎng)兒防老”。當(dāng)然,“養(yǎng)兒防老”功能的發(fā)揮需要借助于傳統(tǒng)的孝老文化,如果沒(méi)有孝老文化的社會(huì)約束,單獨(dú)依靠子輩的自律是難以確保父輩的養(yǎng)老保障,在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會(huì),傳統(tǒng)文化的強(qiáng)大影響力對(duì)于規(guī)范和約束偏離社會(huì)正常軌道行為是有效的。
三是,在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會(huì),家庭安全具有脆弱性,而微觀家庭具有數(shù)量一定的男性強(qiáng)壯勞動(dòng)力,則其在家族、宗族中的社會(huì)地位就會(huì)高一些,受到來(lái)自家庭外部欺凌的概率顯著下降。因此“男孩偏好”的背后除了滿足經(jīng)濟(jì)發(fā)展、養(yǎng)老保障之外就是滿足微觀家庭的安全需求。
世界經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展規(guī)律表明,當(dāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展到一定程度之后,“性別偏好”會(huì)發(fā)生改變。對(duì)于我國(guó)而言,經(jīng)過(guò)改革開(kāi)放,整個(gè)經(jīng)濟(jì)社會(huì)都得到顯著發(fā)展。其一,體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不再只是簡(jiǎn)單依靠勞動(dòng)力生產(chǎn)要素的投入,更多的依靠科學(xué)技術(shù)水平。其二,社會(huì)化養(yǎng)老的框架和體系已經(jīng)建立,傳統(tǒng)文化在不斷地解體和不斷地重構(gòu),客觀事實(shí)表明,傳統(tǒng)的養(yǎng)老、孝老文化功能式微。其三,社會(huì)治理水平得到顯著提升,微觀家庭的人身安全得到了相應(yīng)的保障。因此,傳統(tǒng)意義“男孩偏好”需求的內(nèi)涵發(fā)生深刻改變。與此同時(shí),激烈的婚姻競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)傳遞出農(nóng)村地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)能力偏低以及家庭經(jīng)濟(jì)實(shí)力偏低的男性,在婚姻市場(chǎng)上處于顯著的弱勢(shì),大量的“光棍現(xiàn)象”和“買賣婚姻”現(xiàn)象從側(cè)面促進(jìn)了社會(huì)對(duì)“男孩偏好”的下降。在部分地區(qū),性別偏好主要體現(xiàn)在“女孩偏好”,這就是所謂的“招商銀行”(生女兒)與“建設(shè)銀行”(生兒子)之說(shuō)。
結(jié)合前面的理論分析,現(xiàn)提出如下三個(gè)方面的命題假設(shè):
命題1:育齡婦女夫婦為獨(dú)生子女的二孩生育意愿高于育齡夫婦均為非獨(dú)生子女的二孩生育意愿。
命題2:育齡婦女已有子女的數(shù)量對(duì)二孩生育意愿有影響,二孩生育意愿低于沒(méi)有子女的育齡婦女二孩生育意愿。
命題3:育齡婦女生育孩子的效用期望降低,生育性別偏好程度降低。
1.數(shù)據(jù)來(lái)源
本文實(shí)證研究數(shù)據(jù)來(lái)自重慶市“2017年全國(guó)生育狀況抽樣調(diào)查”。在國(guó)家衛(wèi)健委相關(guān)部門的指導(dǎo)下,重慶市衛(wèi)計(jì)委(現(xiàn)已經(jīng)更名為重慶市衛(wèi)健委)組織有關(guān)部門和單位對(duì)重慶市常住人口部分以及對(duì)其中部分對(duì)象進(jìn)行了育齡婦女生育抽樣調(diào)查,調(diào)查樣本容量為7 000,符合育齡婦女人口計(jì)生家庭結(jié)構(gòu)要求的樣本容量為3 893。
2.變量定義
考慮到多重共線性以及可能存在的內(nèi)生性對(duì)于回歸系數(shù)估計(jì)值的影響,在變量選擇的時(shí)候,幾個(gè)相關(guān)性高的變量只選取其中的一個(gè)作為控制變量,譬如收入水平、住房性質(zhì)以及單位性質(zhì)存在較高的相關(guān)性,考慮到統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的質(zhì)量,在本文的研究中選取就業(yè)單位性質(zhì)作為控制變量,原因在于就業(yè)單位性質(zhì)易于觀察,而收入水平在統(tǒng)計(jì)調(diào)查時(shí)存在隱瞞自己真實(shí)收入的現(xiàn)象。被解釋變量為“是否生育二孩”,本文最關(guān)心的變量包括:人口計(jì)生家庭育齡夫婦是否為獨(dú)生子女(雙獨(dú)、獨(dú)子非獨(dú)女以及獨(dú)女非獨(dú)子)和育齡婦女已有子女的數(shù)目及性別??刂谱兞堪ㄓg婦女受教育程度、年齡、單位性質(zhì)、帶孩子方式、二孩政策以及戶籍類別。表1報(bào)告了回歸模型中涉及的變量描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果。
3.模型設(shè)置
二孩生育意愿是一個(gè)二元離散變量,因此,本文實(shí)證分析的回歸模型采用二元Logistic回歸模型。
其中,
y=1表示育齡婦女生育二孩,X1表示獨(dú)生子女變量,X2表示已有子女?dāng)?shù)量及性別,yi表示育齡婦女文化程度、育齡婦女年齡、育齡婦女就業(yè)單位性質(zhì)、孩子的看護(hù)類別、二孩政策以及戶籍性質(zhì)等控制變量,ε表示殘差項(xiàng)。
表1 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)特征值
回歸結(jié)果中只報(bào)告了模型對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差。模型1報(bào)告了在沒(méi)有加入控制變量的情況下的回歸結(jié)果,回歸結(jié)果顯示解釋變量的回歸系數(shù)均顯著;模型2報(bào)告了加入控制變量文化程度的回歸結(jié)果,回歸結(jié)果顯示解釋變量的回歸系數(shù)均顯著;模型3報(bào)告了加入控制變量文化程度、育齡婦女年齡的回歸結(jié)果,回歸結(jié)果顯示解釋變量的回歸系數(shù)均顯著;模型4報(bào)告了加入控制變量文化程度、育齡婦女年齡以及單位性質(zhì)的回歸結(jié)果,回歸結(jié)果顯示解釋變量的回歸系數(shù)均顯著;模型5報(bào)告了加入控制變量文化程度、育齡婦女年齡、單位性質(zhì)以及帶孩子方式的回歸結(jié)果,回歸結(jié)果顯示解釋變量的回歸系數(shù)均顯著;模型6報(bào)告了加入控制變量文化程度、育齡婦女年齡、單位性質(zhì)、帶孩子方式以及二孩生育政策變量的回歸結(jié)果,回歸結(jié)果顯示解釋變量的回歸系數(shù)均顯著;模型7報(bào)告了加入控制變量文化程度、育齡婦女年齡、單位性質(zhì)、帶孩子方式、二孩生育政策以及戶口性質(zhì)變量的回歸結(jié)果,回歸結(jié)果顯示解釋變量的回歸系數(shù)依然顯著。綜合考慮以模型7的回歸結(jié)果作為本文的實(shí)證分析。
1.目標(biāo)群體夫婦是否為獨(dú)生子女對(duì)二孩生育意愿影響顯著
與雙非獨(dú)目標(biāo)群體相比,目標(biāo)群體自身及配偶屬于獨(dú)女非獨(dú)子、獨(dú)子非獨(dú)女以及雙獨(dú)的二孩生育意愿顯著高于雙非獨(dú)的目標(biāo)群體二孩生育意愿。育齡夫婦為“雙獨(dú)”的二孩生育意愿在低于0.05的水平上影響顯著,回歸系數(shù)為正;育齡夫婦為“獨(dú)女非獨(dú)子”的二孩生育意愿在低于0.05的水平上影響顯著,回歸系數(shù)為正;育齡夫婦為“獨(dú)子非獨(dú)女”的二孩生育意愿在低于0.01的水平上影響顯著,回歸系數(shù)為正?;貧w顯示育齡夫婦人口計(jì)生家庭結(jié)構(gòu)的特征對(duì)于二孩生育意愿影響顯著,回歸系數(shù)均為正,說(shuō)明相對(duì)于育齡夫婦為非計(jì)劃生育家庭結(jié)構(gòu)特征而言,具有計(jì)劃生育家庭結(jié)構(gòu)特征的育齡夫婦有更高的二孩生育意愿。獨(dú)子非獨(dú)女的回歸系數(shù)為0.440,獨(dú)女非獨(dú)子的回歸系數(shù)為0.382,雙獨(dú)回歸系數(shù)為0.316。表明對(duì)于育齡婦女夫婦不同類型的獨(dú)生子女結(jié)構(gòu)之間二孩生育意愿存在一定的差異,即獨(dú)子非獨(dú)女的育齡夫妻二孩生育意愿高于獨(dú)女非獨(dú)子的育齡夫妻二孩生育意愿,而獨(dú)女非獨(dú)子的育齡夫妻二孩生育意愿高于雙獨(dú)的育齡夫妻二孩生育意愿。育齡婦女夫婦為獨(dú)生子女的二孩生育意愿顯著高于育齡婦女夫婦均為雙非獨(dú)的二孩生育意愿,背后的原因在于獨(dú)生子女在成長(zhǎng)的過(guò)程中經(jīng)歷過(guò)獨(dú)生子女綜合征帶來(lái)的困擾,以及獨(dú)生子女所存在的風(fēng)險(xiǎn)均從一定程度上刺激了相應(yīng)的二孩生育意愿。命題1得到驗(yàn)證。
2.已有孩子的數(shù)量對(duì)于二孩生育意愿影響顯著
育齡婦女是否有一個(gè)男孩、一個(gè)女孩對(duì)于二孩生育意愿影響顯著,回歸系數(shù)為負(fù),表明相對(duì)于沒(méi)有孩子的育齡婦女家庭而言,已經(jīng)有一個(gè)孩子的育齡婦女家庭二孩生育意愿更低??赡艿脑颍阂皇抢洗蟛煌鈰寢屧偕J(rèn)為媽媽再生育會(huì)削弱對(duì)自己的關(guān)愛(ài);二是二孩生育的機(jī)會(huì)成本偏高,譬如沒(méi)有人帶孩子,二孩生育會(huì)影響事業(yè)發(fā)展甚至?xí)虼藖G掉工作,這就是所謂的“工資懲罰機(jī)制”;三是養(yǎng)育成本太高,在財(cái)富缺乏自由的前提下,制約了二孩生育;四是孩子數(shù)量效用在下降,理性的父母更多追求的是孩子質(zhì)量帶來(lái)的效用。命題2得到驗(yàn)證。
3.“男孩偏好”發(fā)生顯著變化
與沒(méi)有孩子的育齡婦女相比,老大是男孩或者是女孩均對(duì)二孩意愿生育產(chǎn)生顯著影響,回歸系數(shù)為負(fù),表明已經(jīng)有了一個(gè)男孩或者女孩的育齡婦女二孩生育意愿顯著低于既沒(méi)有男孩也沒(méi)有女孩的育齡婦女的二孩生育意愿?;貧w揭示了“男孩偏好”的傳統(tǒng)觀念已經(jīng)發(fā)生了實(shí)質(zhì)性的改變。原因在于女性社會(huì)地位的顯著提升以及整個(gè)社會(huì)諸如養(yǎng)老保障、社會(huì)安全發(fā)展的環(huán)境決定了“男孩偏好”已經(jīng)滯后于經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展。女性地位高低與女性所在地域有關(guān)系,整體而言,重慶市男女平等的角色意識(shí)較為顯著,女性在家庭中的地位偏高。在這樣的區(qū)域文化背景下,孩子的性別偏好自然是偏低的。命題3得到驗(yàn)證。
4.初中文化程度對(duì)二孩生育意愿影響顯著
初中、高中中專、本科及研究生回歸系數(shù)為正,表明與小學(xué)及以下文化程度的目標(biāo)群體相比,具有初中、高中中專、本科及研究生文化程度的目標(biāo)群體有更高的二孩生育意愿?;貧w結(jié)果表明初中文化程度對(duì)于二孩生育意愿影響顯著,初中學(xué)歷群體是一個(gè)過(guò)渡群體,她們的文化程度高于小學(xué)及以下的育齡婦女,文化水平高于小學(xué)及以下的育齡婦女但是整體上低于文化程度更高的育齡婦女,經(jīng)驗(yàn)表明這個(gè)群體做家庭主婦的占比偏高,受制于人力資本水平的約束,該群體在激烈競(jìng)爭(zhēng)的勞動(dòng)市場(chǎng)處于相對(duì)劣勢(shì),在理性選擇和發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì)的前提下,更多地選擇相夫教子,為家庭發(fā)展能力提升做出奉獻(xiàn)。[12]
5.年齡對(duì)二孩生育意愿影響顯著
生育旺盛期(20~29歲)的育齡婦女打算生二孩的概率發(fā)生比顯著高于高齡育齡婦女。這說(shuō)明對(duì)于育齡婦女的二孩生育意愿來(lái)說(shuō),年齡因素是主要的決定性因素之一,高齡育齡婦女主要因?yàn)槎⑸L(fēng)險(xiǎn)偏高制約了二孩的生育意愿。
6.單位性質(zhì)對(duì)二孩生育意愿影響顯著
企業(yè)、社會(huì)組織以及個(gè)體工商戶對(duì)二孩生育意愿在低于0.01的水平上影響顯著,回歸系數(shù)為負(fù),說(shuō)明該三類目標(biāo)群體二孩生育意愿低于沒(méi)有工作的目標(biāo)群體的二孩生育意愿。社會(huì)組織中的工作人員更多地?zé)嶂杂诠媸聵I(yè),公益活動(dòng)空間的流動(dòng)性及時(shí)間的投入影響了該群體生育意愿。企業(yè)以及個(gè)體工商戶二孩生育的機(jī)會(huì)成本偏高,顯著降低了該群體的二孩生育意愿。
7.帶孩子的方式對(duì)二孩生育影響顯著
機(jī)會(huì)成本偏高會(huì)制約二孩的生育,經(jīng)驗(yàn)表明,沒(méi)有人幫忙帶孩子,收入水平又遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于財(cái)富自由的門檻,即或是有二孩生育的愿望但是在理性選擇面前,她們放棄二孩生育的概率就會(huì)顯著提高。回歸結(jié)果表明,自己帶孩子與隔代帶孩子對(duì)于再生育意愿影響顯著,回歸系數(shù)為正,說(shuō)明自己帶孩子與隔代帶孩子的目標(biāo)群體再生育意愿高于其他人帶孩子的目標(biāo)群體二孩生育意愿??赡艿脑蛟谟冢鹤约簬Ш⒆拥哪繕?biāo)群體,一方面家庭收入水平偏高,不受經(jīng)濟(jì)條件約束;另一方面,自己帶孩子的目標(biāo)群體切實(shí)認(rèn)識(shí)到自己帶孩子對(duì)孩子成長(zhǎng)的好處,她們更多的是把帶孩子作為一種責(zé)任和投資。隔代帶孩子的目標(biāo)群體說(shuō)明她們生育二孩的機(jī)會(huì)成本偏低,盡管隔代帶孩子對(duì)孩子的成長(zhǎng)不利,但是機(jī)會(huì)成本偏低刺激了再生育的熱情。
8.生育政策對(duì)二孩生育意愿有影響且顯著
20世紀(jì)80年代,計(jì)劃生育政策是影響和制約再生育的重要因素或者是主要因素之一,超出計(jì)劃外生育的成本偏高。經(jīng)驗(yàn)顯示:在第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)和產(chǎn)業(yè)增加值占據(jù)主要地位的時(shí)代,人們的生育意愿偏高;在第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)增加值和就業(yè)人數(shù)占據(jù)主要地位的時(shí)代,人們的生育意愿相對(duì)偏低。在經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)的背景下,再生育意愿是否受到生育政策的影響?回歸結(jié)果表明,全面二孩政策的放開(kāi)對(duì)育齡婦女的再生育意愿在低于0.01的水平上影響顯著,回歸系數(shù)為正,表明影響是正向的,由此說(shuō)明,國(guó)家全面放開(kāi)二孩生育政策對(duì)促進(jìn)再生育的干預(yù)是積極的。
9.戶籍性質(zhì)對(duì)二孩生育意愿有影響且顯著
非農(nóng)業(yè)戶籍育齡婦女的再生育意愿在低于0.01的水平上顯著低于農(nóng)業(yè)戶籍的育齡婦女二孩生育意愿,表明戶籍性質(zhì)對(duì)二孩生育意愿影響顯著??赡艿脑蛟谟诜寝r(nóng)業(yè)戶籍的育齡婦女及家庭面臨的居住成本、生活成本、教育成本、機(jī)會(huì)成本偏高,從而制約了生育二孩的想法和打算。
表2 重慶市人口計(jì)生家庭對(duì)二孩生育意愿影響的Logistic模型估計(jì)
注:***表示P<0.01,**表示P<0.05,*表示P<0.1;括號(hào)里面的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤。
續(xù)表2
解釋變量模型4模型5模型6模型7獨(dú)生子女(雙非獨(dú))雙獨(dú).377***(.128).371***(.128).266**(.133).316**(.151)獨(dú)女非獨(dú)子.252*(.133).251*(.133).184(.137).382**(.173)獨(dú)子非獨(dú)女.495***(.126).493***(.126).456***(.130).440***(.161)已有子女?dāng)?shù)及性別(無(wú))一個(gè)男孩-1.186***(.132)-1.196***(.141)-1.368***(.147)-1.394***(.160)一個(gè)女孩-1.070***(.137)-1.087***(.148)-1.233***(.153)-1.244***(.168)文化程度(小學(xué)及文盲)初中.437***(.103).440***(.103).436***(.104).046**(.147)高中中專.314**(.132).316**(.133).321**(.135).0302(.170)大專.282*(.157).280*(.158).270*(.161).240(.196)本科及以上.278(.180).264(.182).187(.185).182(.221)育齡婦女年齡(其他育齡年齡)生育旺盛期.449***(.111).453***(.112).477***(.116).471***(.123)高齡育齡期-1.451***( .123)-1.439***(.127)-1.328***(.130)-1.535***(.153)單位性質(zhì)(無(wú)單位)國(guó)家單位.070(.185).051(.186).018(.191)-.106(.209)企業(yè)-.214**(.099)-.239**(.102)-.201*(.104)-.405***(.122)社會(huì)組織-.920**(.385)-.936**(.386)-1.074***(.408)-1.169**(.466)個(gè)體工商戶-.048(.117)-.065(.118)-.089(.120)-.505***(.149)帶孩子方式(其他人帶)自己帶孩子-.068(.147)-.070(.150).567***(.192)隔代帶孩子.227(.200).228(.208).207*(.234)政策有影響2.707***(.292)3.357***(.363)非農(nóng)業(yè)(農(nóng))-.279***(.104)觀察值(n)3 8933 8933 8933 893Cox & Snell R 方.331.331.349.494Nagelkerke R方.441.441.465.667
注:***表示P<0.01,**表示P<0.05,*表示P<0.1;括號(hào)里面的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤。
重慶市育齡婦女是否為獨(dú)生子女、已有子女?dāng)?shù)及性別回歸結(jié)果是否穩(wěn)健,需要進(jìn)行檢驗(yàn)。具體做法是分別采用戶籍性質(zhì)為非農(nóng)業(yè)戶籍的育齡婦女以及戶籍性質(zhì)為農(nóng)業(yè)的育齡婦女調(diào)查樣本數(shù)據(jù)做回歸分析,回歸結(jié)果見(jiàn)表3,模型8報(bào)告的是樣本數(shù)據(jù)為非農(nóng)業(yè)戶籍育齡婦女回歸的結(jié)果,而模型9報(bào)告的是樣本數(shù)據(jù)為農(nóng)業(yè)戶籍育齡婦女回歸的結(jié)果。對(duì)比分析發(fā)現(xiàn):對(duì)于樣本為非農(nóng)業(yè)戶籍育齡婦女回歸結(jié)果,雙獨(dú)、獨(dú)女非獨(dú)子以及獨(dú)子非獨(dú)女的系數(shù)符號(hào)沒(méi)有發(fā)生改變,且獨(dú)女非獨(dú)子在顯著性低于0.05的水平上顯著;對(duì)于樣本為農(nóng)業(yè)戶籍育齡婦女回歸結(jié)果,雙獨(dú)、獨(dú)女非獨(dú)子以及獨(dú)子非獨(dú)女的系數(shù)符號(hào)沒(méi)有發(fā)生改變,且雙獨(dú)在低于0.1的水平上顯著、獨(dú)女非獨(dú)子在顯著性低于0.01的水平上顯著。從模型8和模型9可以看出,無(wú)論是非農(nóng)業(yè)戶籍還是農(nóng)業(yè)戶籍的樣本回歸,其結(jié)果都顯示已有子女?dāng)?shù)的回歸系數(shù)符號(hào)沒(méi)有改變,而且二者均在低于0.01的水平上顯著。因此回歸結(jié)果穩(wěn)健。(相關(guān)數(shù)據(jù)見(jiàn)表3)
表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果
注:***表示P<0.01,**表示P<0.05,*表示P<0.1;括號(hào)里面的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)誤。
研究結(jié)果表明重慶市育齡婦女夫婦為獨(dú)生子女的對(duì)二孩生育意愿影響顯著,已有子女?dāng)?shù)對(duì)于二孩生育影響顯著,在重慶“男孩偏好”已經(jīng)發(fā)生顯著改變,性別偏好更趨理性。研究表明,在全面二孩政策背景下,重慶市二孩生育水平低于政策出臺(tái)前的預(yù)期。有效提高二孩生育對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展具有戰(zhàn)略意義,從供給和需求層面做好二孩生育的綜合配套政策,做到二孩生育相關(guān)成本在不同層面之間的合理分?jǐn)?,基于此,建議如下:
一是提升城鄉(xiāng)公共服務(wù)供給能力、水平與科學(xué)合理的資源配置體系;二是提升生育主體及家庭發(fā)展收入保障、構(gòu)建收入穩(wěn)步增長(zhǎng)體制機(jī)制;三是構(gòu)建健全的專業(yè)托幼服務(wù)機(jī)構(gòu),讓0歲到3歲的孩子享受到生命周期中專業(yè)化的初始培育;四是有計(jì)劃有步驟地分地區(qū)分類別對(duì)二孩生育主體實(shí)施1到3年的生育假期;五是有計(jì)劃有步驟地分地區(qū)分類別對(duì)二孩生育實(shí)施生育補(bǔ)貼。
重慶工商大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)2019年5期