住房因素對居民生育意愿的影響探究*
——基于CGSS2017數(shù)據(jù)的實證分析

李名言,傅崇輝

(1.中山大學 社會學與人類學學院,廣東 廣州 510275;2.廣東醫(yī)科大學 人文與管理學院,廣東 東莞 523808)

0 引言

第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示,我國總和生育率達到1.3的歷史最低水平[1]。從2010 年左右我國就開始步入超低或極低生育率國家的行列,這對我國人口再生產(chǎn)和健康的人口結(jié)構(gòu)提出嚴峻的挑戰(zhàn)[2]。對此,我國生育政策也在不斷調(diào)整,從“單獨二胎”調(diào)整為“全面二胎”,再轉(zhuǎn)變?yōu)椤叭⒄摺?。但居民的生育意愿并沒有顯著提升,且存在繼續(xù)降低的風險[3]。研究發(fā)現(xiàn),生育意愿不高的重要原因是經(jīng)濟負擔過重[4],而住房作為與經(jīng)濟負擔聯(lián)系緊密的物質(zhì)條件,在討論生育意愿時,不容忽視。

現(xiàn)有的關(guān)于住房因素與生育意愿的研究大多在探討房價對生育意愿的影響。大多數(shù)學者認為,住房價格是影響生育行為的關(guān)鍵因素,房價上漲降低了居民的生育意愿[5-8],擠出效應占主導地位[9]?，F(xiàn)有研究對住房面積的關(guān)注并不是很多。仝樹旭發(fā)現(xiàn)二孩生育意愿受到人均住房面積因素的影響[10]。劉子瓊等人發(fā)現(xiàn),家庭住房面積越大,居民的生育意愿越高[11]。陳建新等人發(fā)現(xiàn),住房面積大于100平方米的變量會增加受訪者生育2個或以上孩子的意愿[12]。

現(xiàn)有研究對產(chǎn)權(quán)因素的關(guān)注相對較少。有研究發(fā)現(xiàn),家庭房產(chǎn)數(shù)量越多的居民生育意愿越高[11]。也有研究發(fā)現(xiàn),產(chǎn)權(quán)性住房顯著提高了育齡人群的生育意愿[13]。也有研究關(guān)注了住房因素對不同收入群體的影響:房價上漲對一孩生育行為的抑制作用在中高收入人群中更為顯著[14],對生育二孩意愿的抑制作用在中低收入人群中更為顯著[5]?；谀壳耙延械难芯砍晒?本文對中國綜合社會調(diào)查(Chinese General Social Survey,CGSS)最新發(fā)布的2017年相關(guān)數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析,以驗證以下假設。

假設1:住房因素中,住房面積和房產(chǎn)數(shù)量會影響居民的生育意愿。

假設1.1:住房面積越大,居民意愿生育子女的數(shù)量越多。

假設1.2:房產(chǎn)數(shù)量越多,居民意愿生育子女的數(shù)量越多。

假設2:住房因素對較低經(jīng)濟水平群體的生育意愿影響更大。

假設2.1:較低經(jīng)濟水平群體的生育意愿受住房面積的影響更大,住房面積越大,越愿意生育更多孩子。

假設2.2:較低經(jīng)濟水平群體的生育意愿受房產(chǎn)數(shù)量的影響更大,房產(chǎn)數(shù)量越多,越愿意生育更多孩子。

1 研究設計

1.1 數(shù)據(jù)來源

CGSS是我國最早的全國性、綜合性、連續(xù)性學術(shù)調(diào)查項目,調(diào)查內(nèi)容涵蓋被調(diào)查者的個人特征、家庭特征和社會特征等多方面內(nèi)容,其中包含個人基本信息、生育意愿、住房情況等,該數(shù)據(jù)符合本研究需要。

1.2 變量選擇和測量

因變量為居民生育意愿,設定為意愿生育子女的數(shù)量。該變量用CGSS2017問卷中的“如果沒有政策限制的話,您希望有幾個孩子?”來測量,被調(diào)查者根據(jù)自己的主觀意愿填寫具體數(shù)量,本文將其劃分為三類進行研究:“愿意生育1個及以下=0”“愿意生育2個=1”和“愿意生育3個及以上=2”。

核心自變量是住房面積和房產(chǎn)數(shù)量,住房面積用問卷中的“您現(xiàn)在住的這座房子的套內(nèi)建筑使用面積是:___平方米”來測量。房產(chǎn)數(shù)量用問卷中的“您家現(xiàn)擁有幾處房產(chǎn)?”來測量,即家庭擁有的房產(chǎn)數(shù)量。

控制變量以人口特征變量為主，包括年齡、性別(男=0，女=1)、受教育年限(沒有受過任何教育=0，私塾和掃盲班=2，小學=6，初中=9，高中中專技校為=12，專科=15，本科=16，研究生及以上=19)、民族(漢族=0，少數(shù)民族=1)、個人全年總收入對數(shù)、個人全年總收入對數(shù)平方、黨員身份(非共產(chǎn)黨員=0，共產(chǎn)黨員=1)、戶口(農(nóng)業(yè)戶口=0，非農(nóng)業(yè)戶口=1)、婚姻情況(婚=0，已婚=1)、工作性質(zhì)(非農(nóng)業(yè)工作=0，農(nóng)業(yè)工作=1，無工作=2)、一周工作時間(小時)、是否參與醫(yī)療或養(yǎng)老保險(未參加=0，已參加=1)、主觀幸福感(不幸福=0，一般=1，幸福=2)、健康狀況(不健康=0，一般=1，健康=2)等。

基于現(xiàn)有研究的樣本選擇[11, 15]，考慮到生育年齡的限制，本文僅選取年齡在49歲及以下的居民作為有效樣本，CGSS2017問卷針對年滿 18歲以上的公民，故將 18—49歲的城鄉(xiāng)居民作為研究對象，根據(jù)研究需要剔除缺失數(shù)據(jù)，最終獲得有效樣本個數(shù)為3698個。

變量的數(shù)據(jù)統(tǒng)計結(jié)果為：愿意生育子女的數(shù)量1.58±0.96(平均值±標準差)，住房面積113.41±100.50，房產(chǎn)數(shù)量1.13±0.73，年齡36.63±8.28，性別0.49±0.50，受教育年限11.32±4.17，民族0.05±0.21，個人全年總收入對數(shù)10.42±1.13，個人全年總收入對數(shù)平方109.90±23.07，黨員身份0.11±0.31，戶口0.39±0.49，婚姻情況0.77±0.42，工作性質(zhì)0.35±0.67，一周工作時間(小時)41.53±25.28，醫(yī)療或養(yǎng)老保險0.94±0.23，主觀幸福感1.71±0.59，健康狀況1.64±0.61。

1.3 不同經(jīng)濟水平群體的劃分

本研究用CGSS2017數(shù)據(jù)中“家庭經(jīng)濟狀況在所在地所屬水平”的變量進行分類，將“遠低于平均水平”“低于平均水平”“平均水平”“高于平均水平”“遠高于平均水平”劃分為3類群體，即“低于平均水平群體”“平均水平群體”“高于平均水平群體”，分別代表“低經(jīng)濟水平群體”和“中經(jīng)濟水平群體”以及“高經(jīng)濟水平群體”。

1.4 分析方法和計量模型

本研究采用統(tǒng)計軟件Stata 16.0，統(tǒng)計方法包括描述統(tǒng)計分析、次序Logistic回歸分析以及泊松回歸分析。計量模型為次序Logistic回歸和泊松模型。

2 實證檢驗

2.1 描述統(tǒng)計

2.1.1 居民理想生育個數(shù)

對因變量進行描述統(tǒng)計，發(fā)現(xiàn)居民理想生育個數(shù)最多的是兩個子女，占比65%左右；其次是0—1個，占比25%左右；最少的是3個及以上，占比不到10%。

2.1.2 居民理想生育個數(shù)與住房因素的關(guān)系

為了解生育意愿和影響因素的關(guān)系，本文先對居民生育意愿與自變量進行簡單的相關(guān)分析，Spearman相關(guān)系數(shù)顯著，且顯示生育意愿與住房面積呈正相關(guān)，說明當前住房面積越大，居民的生育意愿越高；生育意愿與家庭房產(chǎn)數(shù)量呈負相關(guān)，表示家庭房產(chǎn)數(shù)量越多，居民生育意愿反而越低。

2.1.3 不同經(jīng)濟水平群體的差異

低/中/高經(jīng)濟水平群體的住房面積平均值分別為：105.77、115.34、137.00，房產(chǎn)數(shù)量平均值分別為：0.96、1.19、1.49。不同經(jīng)濟水平群體在住房面積和房產(chǎn)數(shù)量方面差異都顯著，有統(tǒng)計學意義(p<0.001)。低/中/高經(jīng)濟水平群體的理想生育個數(shù)平均值分別為：1.54、1.6、1.58。但不同群體間的理想生育個數(shù)沒有顯著差別(p=0.71)。

2.2 模型結(jié)果

為了便于對比得出結(jié)論，本研究設定模型一為只包含控制變量的基準模型，模型二加入了核心變量，即住房面積，模型三加入了核心變量，即擁有的房產(chǎn)數(shù)量，模型四為最終的估計結(jié)果，包括兩個核心變量。模型回歸分析數(shù)據(jù)詳見表1。

表1 回歸分析及穩(wěn)健性檢驗模型結(jié)果(模型一—模型七)

在核心變量中，住房面積對生育意愿有顯著影響，模型二解釋力為2.65%。相比模型一，解釋力增加了0.43%，且住房面積系數(shù)顯著。所以，在其他變量相同的情況下，住房面積每增加一個單位，意愿生育子女的數(shù)量取較大分類值的可能性增加。住房面積越大，意愿生育子女數(shù)量就越多。在模型二和模型四中，該變量系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平下顯著，驗證了假設1.1。所以，較大的住房面積有利于提高居民的生育意愿。

但在模型三和模型四中，房產(chǎn)數(shù)量的系數(shù)并不顯著，模型解釋力也未提升，可看出房產(chǎn)數(shù)量對居民生育意愿沒有明顯影響，假設1.2未被證實，這和劉子瓊等人的研究結(jié)果不一致[11]。綜合來看，假設1被部分證實。

模型結(jié)果顯示，在控制變量中，受教育年限、收入對數(shù)、收入對數(shù)的平方、戶口、婚姻狀況、民族、黨員身份、主觀幸福感對因變量均有顯著影響。受教育水平有抑制作用，受教育水平越高，意愿生育子女數(shù)量越少。生育意愿和收入呈現(xiàn)“U型”曲線變動關(guān)系，生育意愿隨收入水平的不斷提高，呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢，這和何秀玲等人的發(fā)現(xiàn)類似[16]。和農(nóng)村居民相比，城市居民意愿生育子女的數(shù)量更低。和未婚的人相比，已婚的人意愿生育子女的數(shù)量更多。和漢族相比，少數(shù)民族意愿生育子女的數(shù)量更多。和非黨員相比，黨員意愿生育子女的數(shù)量更多。幸福感具有正向作用，幸福感越強的人，意愿生育子女的數(shù)量越多。上述變量都在1%或5%的統(tǒng)計性水平上顯著。

綜上，本研究發(fā)現(xiàn)住房面積越大，意愿生育子女數(shù)量就越多；受教育水平的提高會降低生育意愿；生育意愿隨收入水平的提高呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢；已婚因素、農(nóng)業(yè)戶口、少數(shù)民族、黨員身份、較高幸福感會增加人們的生育意愿。

2.3 穩(wěn)健性分析

2.3.1 改變計量模型

為檢驗上述結(jié)論的穩(wěn)健性，本研究使用泊松回歸模型進行穩(wěn)健性檢驗，主要檢驗住房面積的影響是否顯著，回歸分析數(shù)據(jù)見表1中的模型五?？梢钥吹剑m然住房面積系數(shù)大小有所差別，但符號都為正，都在1%的統(tǒng)計水平下顯著。這說明對于不同的計量模型，住房面積對生育意愿的影響效果都是穩(wěn)定且顯著的，進一步說明了已有回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.3.2 分樣本回歸

除了改變計量模型，本研究還采用分樣本回歸的方法進行穩(wěn)健性檢驗，按照城鄉(xiāng)戶口分組，回歸分析數(shù)據(jù)見表1中的模型六和模型七?？梢钥闯觯》棵娣e對居民生育意愿的影響較為穩(wěn)定，雖然城市居民和農(nóng)村居民的系數(shù)不一樣，但符號都為正，都在1%的統(tǒng)計水平下顯著。這說明對于不同的群體，住房面積對生育意愿的影響效果都是穩(wěn)定且顯著的。

2.4 差異性分析

在差異性分析上，本研究主要關(guān)注不同經(jīng)濟水平群體之間的差異。對本研究劃分的3類群體的回歸分析數(shù)據(jù)見表2模型八到模型十。結(jié)果表明，住房面積對居民生育意愿的影響在中低經(jīng)濟水平群體中顯著，在高經(jīng)濟水平群體中并不顯著。在低經(jīng)濟水平群體中的系數(shù)更大，表示住房面積對其影響更大。

表2 差異性分析模型結(jié)果(模型八—模型十三)

為了保證結(jié)果的準確性，本研究用CGSS數(shù)據(jù)中的家庭收入情況變量來進行穩(wěn)健性檢驗?，F(xiàn)有研究認為家庭年收入的中等收入標準約為2.5萬-25萬元人民幣[14]。本研究據(jù)此將家庭年收入小于2.5萬元的定為低收入人群，家庭年收入2.5萬—25萬的定為中收入人群，家庭年收入高于25萬的定為高收入人群。具體各群體回歸分析的數(shù)據(jù)見表2模型十一到模型十三。

兩次回歸結(jié)果類似，即住房面積對居民生育意愿的影響在低收入/經(jīng)濟水平群體和中收入/經(jīng)濟水平群體中顯著，對低收入/經(jīng)濟水平群體影響更大，但對高收入/經(jīng)濟水平群體并不顯著，假設2.1得到證實。由于房產(chǎn)數(shù)量系數(shù)不顯著，假設2.2未得到證實。綜上，假設2得到部分證實。

3 研究結(jié)論和建議

研究發(fā)現(xiàn)，我國大部分居民的理想生育個數(shù)是兩個。在生育意愿和住房因素上，一方面，居民住房面積越大，意愿生育子女數(shù)量就越多，該變量十分穩(wěn)健。因此，寬敞的住房有利于提高居民的生育意愿。但另一方面，居民房產(chǎn)數(shù)量對居民生育意愿沒有明顯影響，這與目前一些研究結(jié)果不一致[11]，未來仍需深入探討。

對不同群體來說，中低經(jīng)濟水平群體的生育意愿更容易受住房面積因素的影響。住房面積對居民生育意愿的影響在低經(jīng)濟水平群體和中經(jīng)濟水平群體中顯著，對低經(jīng)濟水平群體影響更大，但對高經(jīng)濟水平群體并不顯著。

因此，為了提升居民的生育意愿，我國社會應貫徹落實“房子是用來住的、不是用來炒的”政策精神，促進房地產(chǎn)市場健康平穩(wěn)發(fā)展。同時政府還要著重解決低收入住房困難人群的住房問題，建設有針對性的保障性住房，擴大住房保障范圍，給予中低收入人群政策福利。此外，需要完善住房公積金制度，盡量向中低收入群體傾斜，減輕中低收入群體的住房壓力。

本研究仍存在以下幾點不足：一是在住房因素方面只關(guān)注了住房面積和房產(chǎn)數(shù)量，因為數(shù)據(jù)的限制，對住房價格、住房種類等缺乏探討。二是房產(chǎn)數(shù)量因素在模型中并不顯著，和現(xiàn)有研究結(jié)果不一樣，可能是數(shù)據(jù)不一樣導致的，未來仍需深入探討。三是本研究沒有進一步將初育群體和再孕群體區(qū)分討論。