失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)如何影響流動(dòng)人口二孩生育意愿？

李駿　汪偉

關(guān)鍵詞：失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)；二孩生育意愿；流動(dòng)人口；失業(yè)保險(xiǎn)；長(zhǎng)期居留意愿

中圖分類號(hào)：F241.4；C924.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-176X（2024）04-0107-11

一、問(wèn)題的提出

很多國(guó)家正在經(jīng)歷或已經(jīng)經(jīng)歷了生育率快速下降的過(guò)程，為此現(xiàn)有研究從多方面對(duì)個(gè)體生育決策過(guò)程進(jìn)行了細(xì)致分析。自從貝克爾將成本效用分析框架引入家庭生育行為研究［1］，很多學(xué)者借助該框架分析了家庭收入［2-3］、家庭財(cái)富［4-5］、代際支持［6-7］和生育機(jī)會(huì)成本［8-9］等因素對(duì)個(gè)體生育行為的影響。近年來(lái)，中國(guó)生育率持續(xù)下降，2019年總和生育率跌破1. 5的警戒線，2023年全年出生人口僅為902萬(wàn)人，2023年總?cè)丝谳^上一年減少了208萬(wàn)人。面對(duì)嚴(yán)峻的人口形勢(shì)，雖然中國(guó)政府逐步放開(kāi)生育限制，相繼出臺(tái)了一系列鼓勵(lì)生育的政策措施，但結(jié)果不盡如人意，育齡人群的生育意愿和生育水平仍持續(xù)走低。曾被視為生育主力軍的流動(dòng)人口的生育水平近年來(lái)也持續(xù)走低，根據(jù)2014年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)（以下簡(jiǎn)稱“CMDS2014”），流動(dòng)人口中打算生育二孩的人數(shù)占比僅為11. 72%。中國(guó)流動(dòng)人口規(guī)模巨大，根據(jù)第七次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)，2020年中國(guó)流動(dòng)人口約有37 582萬(wàn)人，占全國(guó)總?cè)丝诘?6%。因此，流動(dòng)人口的生育觀念、生育意愿、生育水平對(duì)人口結(jié)構(gòu)及總和生育率影響較大。由于流動(dòng)人口的生育水平變動(dòng)對(duì)人口長(zhǎng)期均衡發(fā)展的影響較大，所以流動(dòng)人口的低生育意愿和低生育率引起了學(xué)者的關(guān)注［10-13］。

流動(dòng)人口通過(guò)遷移實(shí)現(xiàn)了收入的增加［14］，但為什么流動(dòng)人口的生育意愿還很低呢？根據(jù)現(xiàn)有研究，由于養(yǎng)育子女涉及未來(lái)相當(dāng)長(zhǎng)的一個(gè)階段，未來(lái)的收入狀況和失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)生育決策的影響極其關(guān)鍵，因而生育決策不僅僅受當(dāng)前收入水平的影響［15-17］。雖然流動(dòng)人口可能在城市找到了工作，但其收入不確定性更高，對(duì)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)也更加敏感，這可能是流動(dòng)人口生育意愿和生育率低的重要原因。因此，有必要重點(diǎn)研究失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)與流動(dòng)人口生育意愿之間的因果關(guān)系。關(guān)于失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)與生育行為的因果關(guān)系，現(xiàn)有研究結(jié)論并沒(méi)有達(dá)成一致［18-20］。其原因可能如下：其一，不同群體對(duì)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的感知是不同的，如體制內(nèi)就業(yè)的群體對(duì)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的感知明顯不同于體制外就業(yè)的群體。其二，不同群體受到的就業(yè)保護(hù)程度不同，其生育行為對(duì)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的反應(yīng)也不同。其三，關(guān)于失業(yè)率與生育行為之間的研究大多缺乏因果關(guān)系的分析，僅局限于二者之間的相關(guān)關(guān)系。因此，本文從感知不確定性、預(yù)期收入和人口回流視角重新審視失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)與流動(dòng)人口二孩生育意愿之間的因果關(guān)系。

與以往文獻(xiàn)相比，本文可能的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：一方面，從失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)這一不確定性視角分析了其對(duì)流動(dòng)人口二孩生育意愿的影響，豐富了流動(dòng)人口生育行為研究的相關(guān)文獻(xiàn)。另一方面，提出并驗(yàn)證了失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)通過(guò)感知不確定性效應(yīng)、預(yù)期收入效應(yīng)和人口回流效應(yīng)降低流動(dòng)人口二孩生育意愿，從而揭示了失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)影響流動(dòng)人口二孩生育意愿的內(nèi)在機(jī)制。

二、理論分析與研究假設(shè)

根據(jù)貝克爾的生育經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，一個(gè)孩子的生育成本與父母在該孩子身上花費(fèi)的時(shí)間和他們想在孩子身上投入的金錢有關(guān)［21］，這就意味著養(yǎng)育孩子的成本不是固定的，而是根據(jù)父母對(duì)孩子“質(zhì)量”的期望和要求而變化。現(xiàn)有研究普遍認(rèn)為，低收入本身并不一定造成低生育率，因?yàn)槿藗儠?huì)根據(jù)自己當(dāng)前的收入狀況相應(yīng)地調(diào)整他們對(duì)孩子“質(zhì)量”的期望和要求［22］。通常情況下，失業(yè)將導(dǎo)致人們的收入水平大幅低于他們?cè)诠ぷ鲿r(shí)所達(dá)到的收入水平，這對(duì)于大多數(shù)人來(lái)說(shuō)意味著他們將無(wú)法實(shí)現(xiàn)自己對(duì)孩子原本的期望和要求，這反過(guò)來(lái)可能會(huì)降低他們的生育意愿［22］。但是，失業(yè)同時(shí)意味著生育機(jī)會(huì)成本的降低，尤其對(duì)于女性而言［23］，這可能對(duì)個(gè)體的生育意愿產(chǎn)生正向影響［24］。因此，失業(yè)對(duì)于個(gè)體生育意愿的影響并不確定。

但個(gè)體失業(yè)和整體失業(yè)率對(duì)生育行為的影響有所不同，整體失業(yè)率提高并不意味著個(gè)體處于失業(yè)狀態(tài)，只是意味著失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)上升。一方面，當(dāng)整體失業(yè)率上升導(dǎo)致個(gè)體失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)上升時(shí)，個(gè)體觀察到的就業(yè)機(jī)會(huì)越來(lái)越少，雖然并沒(méi)有處于失業(yè)狀態(tài)，但個(gè)體認(rèn)為自己當(dāng)前的就業(yè)并不穩(wěn)定，隨時(shí)有可能失業(yè)［25］，從而使得其未來(lái)收入水平大幅下降，這將降低他們的生育意愿。另一方面，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)上升意味著再次找到工作的可能性降低。對(duì)于女性而言，生育很可能導(dǎo)致職業(yè)生涯中斷和被解雇的風(fēng)險(xiǎn)上升［26］。因此，為了降低被解雇和失去工作的風(fēng)險(xiǎn)，女性更可能選擇不生育二孩。基于以上分析，筆者提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)會(huì)降低流動(dòng)人口二孩生育意愿。

失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)上升通常伴隨經(jīng)濟(jì)的不確定性提高，使個(gè)體在面對(duì)未來(lái)的經(jīng)濟(jì)前景和個(gè)人發(fā)展前景時(shí)感到不確定性上升。這種感知不確定性上升會(huì)使個(gè)體更加謹(jǐn)慎和保守，特別是在考慮擴(kuò)大家庭規(guī)模問(wèn)題時(shí)［27］。因此，當(dāng)外界的失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)上升時(shí)，個(gè)體對(duì)就業(yè)不確定性的感知也相應(yīng)上升，進(jìn)而導(dǎo)致其生育意愿下降［25］。工作單位的性質(zhì)不僅反映了工作的穩(wěn)定性，還決定了勞動(dòng)力對(duì)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的感知，在國(guó)有企業(yè)和事業(yè)單位等體制內(nèi)工作的群體，他們的就業(yè)相對(duì)穩(wěn)定，收入波動(dòng)性更?。?8］，對(duì)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的敏感程度更低。因此，對(duì)于在國(guó)有企業(yè)和事業(yè)單位就業(yè)的群體而言，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)其生育意愿的影響相對(duì)有限?；谝陨戏治?，筆者提出以下假設(shè)：

假設(shè)2a：失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)通過(guò)感知不確定性效應(yīng)影響流動(dòng)人口二孩生育意愿。

失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)上升意味著未來(lái)收入可能會(huì)急劇減少，從而導(dǎo)致個(gè)體的預(yù)期收入減少。收入是影響個(gè)體生育決策的主要因素之一，預(yù)期收入對(duì)流動(dòng)人口生育意愿的影響也不容忽視。生育子女既涉及消費(fèi)支出決策，也涉及人力資本投資決策，因而由失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)帶來(lái)的預(yù)期收入下降將抑制個(gè)體的生育意愿。Prifti和Vuri［29］的研究結(jié)果表明，就業(yè)保護(hù)可以提高個(gè)體的生育意愿，主要原因在于就業(yè)保護(hù)使得個(gè)體在失業(yè)后的收入不會(huì)顯著減少［30］。如果個(gè)體擁有失業(yè)保險(xiǎn)，其預(yù)期收入就不會(huì)減少太多［31］。因此，對(duì)于那些擁有失業(yè)保險(xiǎn)的個(gè)體而言，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)其生育意愿的影響相對(duì)有限。基于以上分析，筆者提出以下假設(shè)：

假設(shè)2b：失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)通過(guò)預(yù)期收入效應(yīng)影響流動(dòng)人口二孩生育意愿。

本文的研究對(duì)象為流動(dòng)人口，流動(dòng)人口與當(dāng)?shù)鼐用裆庠傅挠绊懸蛩卮嬖谝欢ǖ膮^(qū)別。流動(dòng)人口在城市工作和生活可能受到一些歧視［32］，因而融入城市對(duì)流動(dòng)人口在城市的工作和生活至關(guān)重要［33-34］。Dong等［35］的實(shí)證研究結(jié)果表明，城市融入水平和長(zhǎng)期居留意愿的提高可以提升流動(dòng)人口的生育需求。根據(jù)新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論，勞動(dòng)力流動(dòng)的目的主要是為了追求更高的收入和更好的就業(yè)機(jī)會(huì)［36］，當(dāng)一個(gè)城市的失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)不斷上升、就業(yè)機(jī)會(huì)減少時(shí)，勞動(dòng)力將選擇離開(kāi)，其長(zhǎng)期居留意愿將隨之降低［37］。因此，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)上升將降低流動(dòng)人口的長(zhǎng)期居留意愿，即產(chǎn)生人口回流效應(yīng)，從而降低其二孩生育意愿?；谝陨戏治觯P者提出以下假設(shè)：

假設(shè)2c：失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)通過(guò)人口回流效應(yīng)影響流動(dòng)人口二孩生育意愿。

三、研究設(shè)計(jì)

（一） 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)主要來(lái)源于CMDS2014，原因如下：第一，CMDS2014由國(guó)家衛(wèi)生健康委員會(huì)（以下簡(jiǎn)稱“國(guó)家衛(wèi)健委”） 組織實(shí)施，覆蓋全國(guó)31個(gè)省份，得到的數(shù)據(jù)具有較好的權(quán)威性和全國(guó)代表性。第二，CMDS2014被國(guó)家衛(wèi)健委用于追蹤流動(dòng)人口在城市的生活情況和就業(yè)情況，數(shù)據(jù)具有很強(qiáng)的專業(yè)性。第三，針對(duì)本文所研究的問(wèn)題，CMDS2014中有關(guān)于流動(dòng)人口二孩生育意愿（是否打算再要一個(gè)孩子） 的數(shù)據(jù)，并且還有流動(dòng)人口二孩生育計(jì)劃具體時(shí)間的數(shù)據(jù)，這為本文的研究提供了很好的數(shù)據(jù)支持。

此次調(diào)查始于2014年5月，盡管可能與全面二孩政策放開(kāi)之后的實(shí)際情況存在一定偏差，但影響不大。本文采用2014年數(shù)據(jù)的原因如下：第一，2016年相關(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)中缺少關(guān)于生育意愿的數(shù)據(jù)，因而2014年數(shù)據(jù)仍然是目前能夠獲得的關(guān)于流動(dòng)人口生育意愿較具代表性的數(shù)據(jù)。第二，全面二孩政策主要影響在國(guó)有企業(yè)和事業(yè)單位就業(yè)的群體，而流動(dòng)人口受其影響較小。此外，全面二孩政策放開(kāi)后，流動(dòng)人口二孩生育意愿低的現(xiàn)象并未得到明顯緩解。

由于本文關(guān)注的是失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的影響，因而剔除了處于失業(yè)狀態(tài)的樣本。鑒于本文研究的是二孩生育意愿，因而僅保留了已經(jīng)生育了一個(gè)孩子的樣本。考慮到大多數(shù)人在年齡超過(guò)60周歲后就不再生育，本文剔除了年齡超過(guò)60周歲的樣本；綜合考慮中國(guó)目前的法定結(jié)婚年齡（女性滿20周歲、男性滿22周歲） 和女性的育齡期（15—49周歲），本文保留女性年齡在20—49周歲之間、男性年齡在22—60周歲之間的樣本。此外，本文剔除相關(guān)變量存在缺失值的樣本，最終獲得59 452個(gè)樣本，其中男性樣本36 768個(gè)，女性樣本22 684個(gè)。

（二） 變量選取

⒈被解釋變量

本文被解釋變量為流動(dòng)人口二孩生育意愿（Fert），流動(dòng)人口打算再生育一個(gè)孩子取值為1，否則取值為0。

⒉解釋變量

本文解釋變量為失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)（upl）。失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)既可以采用失業(yè)率隨時(shí)間的變化衡量，又可以采用地區(qū)層面的個(gè)體失業(yè)發(fā)生率衡量［38］。前者一般用于宏觀層面的時(shí)間序列數(shù)據(jù)分析，由于本文使用的是微觀個(gè)體數(shù)據(jù)，所以采用后者衡量失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。參考以往文獻(xiàn)，本文將失業(yè)的流動(dòng)人口定義為16—59周歲、有就業(yè)意愿、有勞動(dòng)能力無(wú)工作且隨時(shí)可以投入到工作中的流動(dòng)人口。根據(jù)CMDS2014中的問(wèn)題“五一前一周是否做過(guò)一個(gè)小時(shí)以上有收入工作”判斷流動(dòng)人口是否處于無(wú)工作狀態(tài)，再通過(guò)問(wèn)題“4月份是否找過(guò)工作”判斷其是否有就業(yè)意愿，如果兩個(gè)問(wèn)題的回答是無(wú)工作和4月份找過(guò)工作，則界定為失業(yè)。失業(yè)率即失業(yè)人口占經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口①的比重。因此，本文采用流動(dòng)人口失業(yè)率衡量失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。

⒊機(jī)制變量

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)通過(guò)感知不確定性效應(yīng)、預(yù)期收入效應(yīng)和人口回流效應(yīng)影響流動(dòng)人口二孩生育意愿，本文采用就業(yè)單位性質(zhì)檢驗(yàn)感知不確定性效應(yīng)，采用是否擁有失業(yè)保險(xiǎn)檢驗(yàn)預(yù)期收入效應(yīng)，采用長(zhǎng)期居留意愿檢驗(yàn)人口回流效應(yīng)。就業(yè)單位性質(zhì)（formal），國(guó)有企業(yè)或事業(yè)單位取值為1，否則取值為0；失業(yè)保險(xiǎn)（unisure），擁有失業(yè)保險(xiǎn)取值為1，否則取值為0；長(zhǎng)期居留意愿（backh），打算在本地居住5年及以上取值為1，否則取值為0。

⒋控制變量

本文選取如下個(gè)體層面的控制變量：性別（gender），男性取值為1，女性取值為0；年齡（age），采用觀測(cè)年份與出生年份的差值衡量；民族（nation），漢族取值為1，否則取值為0；受教育年限（edu），接受學(xué)歷教育的年限；戶籍（hukou），農(nóng)業(yè)戶口取值為1，否則取值為0；創(chuàng)業(yè)（enter），就業(yè)身份為雇主或自營(yíng)勞動(dòng)者取值為1，否則取值為0；跨省流動(dòng)（tpro），跨省流動(dòng)取值為1，否則取值為0；跨市流動(dòng)（tcit），跨市流動(dòng)取值為1，否則取值為0；本地居住時(shí)間（nlive），采用觀測(cè)年份與遷入年份的差值衡量；一孩年齡（fcage），采用觀測(cè)年份與第一個(gè)孩子出生年份的差值衡量；一孩性別（fcgender），第一個(gè)孩子為女孩取值為1，否則取值為0；一孩隨遷（fcmig），第一個(gè)孩子隨遷取值為1，否則取值為0；月收入（income），采用上個(gè)月收入的自然對(duì)數(shù)衡量；養(yǎng)老保險(xiǎn)（oldsure），有城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)取值為1，否則取值為0；醫(yī)療保險(xiǎn)（helsure），有城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)取值為1，否則取值為0；獨(dú)生子女（onechild），自己或配偶是獨(dú)生子女取值為1，否則取值為0；本地家庭人口數(shù)（size），采用在流入城市同住的家庭成員數(shù)衡量；自有住房（house），在流入城市自購(gòu)了住房取值為1，否則取值為0。本文選取如下城市層面的控制變量：醫(yī)院床位數(shù)（hosp），采用城市每萬(wàn)人擁有的醫(yī)院床位數(shù)衡量；人均GDP（gdp），采用城市人均GDP的自然對(duì)數(shù)衡量；第三產(chǎn)業(yè)占比（rthird），采用城市第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重衡量；省會(huì)城市（capcity），省會(huì)城市取值為1，否則取值為0。

（三） 模型設(shè)定

由于被解釋變量為虛擬變量，所以本文采用Probit模型實(shí)證分析失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)流動(dòng)人口二孩生育意愿的影響，基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定如下：

（四） 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表1是本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表1可以看出，流動(dòng)人口二孩生育意愿的均值僅為0. 1172。失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的均值為0. 0307，低于2014 年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的城鎮(zhèn)居民登記失業(yè)率4. 09%，這與現(xiàn)有相關(guān)研究的結(jié)論是一致的。一方面，流動(dòng)人口選擇跨地區(qū)流動(dòng)的目的大多數(shù)是追求較高收入，而取得收入的前提是實(shí)現(xiàn)就業(yè)，流動(dòng)人口為了更快就業(yè)可能會(huì)選擇社會(huì)保障水平較低、工作環(huán)境較差和待遇水平不高的崗位。另一方面，流動(dòng)人口在失去工作或長(zhǎng)時(shí)間找不到工作時(shí)，會(huì)選擇回流到戶籍所在地。

在機(jī)制變量方面，平均8. 34%的流動(dòng)人口在體制內(nèi)就業(yè)，平均18. 68%的流動(dòng)人口擁有失業(yè)保險(xiǎn)。在流動(dòng)人口的個(gè)體特征方面，男性平均占比為61. 84%，平均年齡約為34歲，平均受教育年限約為10年，平均80. 87%的流動(dòng)人口為農(nóng)村戶籍，平均41. 92%的流動(dòng)人口的就業(yè)身份為雇主或自營(yíng)勞動(dòng)者，平均48. 47%的流動(dòng)人口選擇跨省流動(dòng)，流動(dòng)人口本地居住時(shí)間平均約為5年。在流動(dòng)人口的一孩特征方面，一孩中平均38. 04%為女孩，一孩隨遷均值為68. 54%。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一） 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2是本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，表2列（1） 沒(méi)有引入控制變量，表2列（2） 引入了個(gè)體層面和城市層面的控制變量。表2列（1） 的回歸結(jié)果顯示，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)為-0. 6520，且在1%的水平上顯著。表2列（2） 的回歸結(jié)果顯示，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)為-0. 6113，且在1%水平上顯著，這表明失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)能夠降低流動(dòng)人口二孩生育意愿。假設(shè)1得以驗(yàn)證。此外，男性流動(dòng)人口二孩生育意愿普遍高于女性，農(nóng)村戶籍流動(dòng)人口的二孩生育意愿更高，一孩性別為女孩的流動(dòng)人口的二孩生育意愿更高，經(jīng)濟(jì)更發(fā)達(dá)地區(qū)流動(dòng)人口的二孩生育意愿更低。

（二） 內(nèi)生性檢驗(yàn)

由于本文使用截面數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，基準(zhǔn)回歸結(jié)果可能存在較強(qiáng)的內(nèi)生性問(wèn)題。一方面，遺漏變量問(wèn)題，雖然回歸模型中引入了各種個(gè)體層面的控制變量，還引入了城市層面的控制變量，但仍可能遺漏一些不可觀測(cè)的重要變量。如果遺漏變量同時(shí)與失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)和流動(dòng)人口二孩生育意愿存在相關(guān)性，這將使回歸結(jié)果存在一定偏誤。另一方面，反向因果問(wèn)題，具有更高二孩生育意愿的流動(dòng)人口可能會(huì)把更多精力傾注在孩子身上，從而可能對(duì)其工作表現(xiàn)產(chǎn)生一定影響，甚至可能導(dǎo)致其職業(yè)生涯中斷，進(jìn)而可能反向影響所在城市流動(dòng)人口整體失業(yè)率。

為了克服內(nèi)生性問(wèn)題，本文參考Andersen和?zcan［15］的做法，選取流動(dòng)人口所在城市平均每萬(wàn)人擁有的規(guī)模以上企業(yè)數(shù)量（以下簡(jiǎn)稱“萬(wàn)人企業(yè)數(shù)”） 作為工具變量。工具變量選取的關(guān)鍵是其與被解釋變量有一定的相關(guān)性，但不直接影響被解釋變量。一方面，本文選取的工具變量為萬(wàn)人企業(yè)數(shù)，其與流動(dòng)人口的失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)存在相關(guān)性。具體而言，城市中企業(yè)數(shù)量增加意味著更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，從而提高了流動(dòng)人口在該城市找到工作的概率，降低了失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。另一方面，萬(wàn)人企業(yè)數(shù)并不能直接影響個(gè)體生育行為，這是工具變量的排他性要求，確保工具變量對(duì)被解釋變量的影響路徑是通過(guò)其對(duì)就業(yè)機(jī)會(huì)的影響而非其他途徑。因此，萬(wàn)人企業(yè)數(shù)為本文解決內(nèi)生性問(wèn)題提供了有效手段。此外，本文還進(jìn)一步將平均每萬(wàn)人擁有的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)量（以下簡(jiǎn)稱“萬(wàn)人工業(yè)企業(yè)數(shù)”） 作為失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的工具變量。

表3列（1） 和列（2） 匯報(bào)了萬(wàn)人企業(yè)數(shù)（rfirm） 作為工具變量的回歸結(jié)果。第一階段回歸結(jié)果顯示，萬(wàn)人企業(yè)數(shù)與失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這表明本文的工具變量滿足相關(guān)性要求；工具變量檢驗(yàn)結(jié)果表明，本文選取的工具變量不存在弱工具變量問(wèn)題。第二階段回歸結(jié)果顯示，本文采用工具變量法緩解內(nèi)生性問(wèn)題后，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)依然顯著為負(fù)，這證實(shí)了本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。表3列（3） 和列（4） 匯報(bào)了萬(wàn)人工業(yè)企業(yè)數(shù)（gyrfirm） 作為工具變量的回歸結(jié)果。第一階段回歸結(jié)果顯示，萬(wàn)人工業(yè)企業(yè)數(shù)與失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這表明本文的工具變量滿足相關(guān)性要求；工具變量檢驗(yàn)結(jié)果表明，本文選取的工具變量不存在弱工具變量問(wèn)題。第二階段回歸結(jié)果顯示，本文利用工具變量法緩解內(nèi)生性問(wèn)題后，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)依然顯著為負(fù)，這證實(shí)了本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

（三） 穩(wěn)健性檢驗(yàn)①

⒈更換解釋變量衡量方式

本文進(jìn)一步采用區(qū)縣層面的流動(dòng)人口失業(yè)率衡量失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，更換解釋變量衡量方式的回歸結(jié)果顯示，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，這表明本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

⒉改變樣本

本文剔除失業(yè)率為0的城市進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果顯示，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)?？紤]到自雇群體的就業(yè)靈活性很大，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)該群體的影響可能較小。本文刪除就業(yè)類型為自雇的樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果顯示，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)的絕對(duì)值均大于全樣本回歸系數(shù)的絕對(duì)值，這表明本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

（四） 異質(zhì)性分析

⒈性別異質(zhì)性

由于女性對(duì)風(fēng)險(xiǎn)更加敏感，更加厭惡風(fēng)險(xiǎn)［39］，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)男性和女性生育意愿的影響可能不同。表4列（1） 和列（2） 分別是失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)男性和女性流動(dòng)人口二孩生育意愿的影響。失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)男性和女性流動(dòng)人口二孩生育意愿的回歸系數(shù)分別為-0. 5538和-0. 7263，且均顯著，組間系數(shù)差異檢驗(yàn)P值為0. 0150，這表明失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)女性流動(dòng)人口二孩生育意愿的負(fù)向影響更明顯。

⒉年齡異質(zhì)性

青年時(shí)期是個(gè)體技能學(xué)習(xí)的黃金期，其對(duì)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的承受能力也更低，因而失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)青年流動(dòng)人口二孩生育意愿的影響可能更大。本文將年齡小于等于30歲的流動(dòng)人口界定為青年流動(dòng)人口，年齡大于30歲的流動(dòng)人口界定為非青年流動(dòng)人口，表4列（3） 和列（4） 分別給出了失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)青年和非青年流動(dòng)人口二孩生育意愿的影響。失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)青年和非青年流動(dòng)人口二孩生育意愿的回歸系數(shù)分別為-1. 2465和-0. 3321，且均顯著，組間系數(shù)差異檢驗(yàn)P值為0. 0300，這表明失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)青年流動(dòng)人口二孩生育意愿的負(fù)向影響更明顯。

（五） 機(jī)制檢驗(yàn)

⒈感知不確定性效應(yīng)

就業(yè)單位的性質(zhì)決定了流動(dòng)人口對(duì)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的感知不確定性。本文通過(guò)分組回歸分別檢驗(yàn)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)體制內(nèi)和體制外流動(dòng)人口二孩生育意愿的影響，以檢驗(yàn)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)是否通過(guò)感知不確定性效應(yīng)影響流動(dòng)人口二孩生育意愿。從表5列（1） 和列（2） 可以看出，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)體制內(nèi)流動(dòng)人口二孩生育意愿的影響不顯著，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)體制外流動(dòng)人口二孩生育意愿的影響顯著為負(fù)，這表明失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)通過(guò)感知不確定性效應(yīng)負(fù)向影響流動(dòng)人口二孩生育意愿。假設(shè)2a得以驗(yàn)證。

⒉預(yù)期收入效應(yīng)

當(dāng)面臨較高失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，如果個(gè)體擁有失業(yè)保險(xiǎn)，其預(yù)期收入不會(huì)減少太多。本文通過(guò)分組回歸分別檢驗(yàn)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)有無(wú)失業(yè)保險(xiǎn)流動(dòng)人口二孩生育意愿的影響，以檢驗(yàn)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)是否通過(guò)預(yù)期收入效應(yīng)影響流動(dòng)人口二孩生育意愿。從表5列（3） 和列（4） 可以看出，對(duì)于有失業(yè)保險(xiǎn)的流動(dòng)人口，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)其二孩生育意愿的影響不顯著；對(duì)于沒(méi)有失業(yè)保險(xiǎn)的流動(dòng)人口，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)其二孩生育意愿的影響顯著為負(fù)，這表明失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)通過(guò)預(yù)期收入效應(yīng)負(fù)向影響流動(dòng)人口二孩生育意愿。假設(shè)2b得以驗(yàn)證。

⒊人口回流效應(yīng)

所在城市失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)增加將導(dǎo)致流動(dòng)人口長(zhǎng)期居留意愿降低，從而降低其二孩生育意愿。為了驗(yàn)證這一假設(shè)，本文檢驗(yàn)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)長(zhǎng)期居留意愿的影響，以檢驗(yàn)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)是否通過(guò)人口回流效應(yīng)影響流動(dòng)人口二孩生育意愿。從表5列（5） 可以看出，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)會(huì)顯著降低長(zhǎng)期居留意愿，這表明失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)通過(guò)人口回流效應(yīng)負(fù)向影響流動(dòng)人口二孩生育意愿。假設(shè)2c得以驗(yàn)證。

（六） 進(jìn)一步分析

除了二孩生育意愿，CMDS2014中還有流動(dòng)人口具體打算生育二孩的時(shí)間，根據(jù)調(diào)查問(wèn)卷的內(nèi)容，本文構(gòu)造了生育時(shí)間變量，如果流動(dòng)人口打算在明年或后年生育二孩，則生育時(shí)間取值為1，否則取值為0。本文進(jìn)一步分析失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)不同類型流動(dòng)人口二孩生育時(shí)間的影響。從表6列（1） 和列（2） 可以看出，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)分別在10%和1%水平上推遲體制內(nèi)和體制外流動(dòng)人口二孩生育時(shí)間。從表6列（3） 和列（4） 可以看出，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)有失業(yè)保險(xiǎn)的流動(dòng)人口二孩生育時(shí)間的影響不顯著，但會(huì)顯著推遲沒(méi)有失業(yè)保險(xiǎn)的流動(dòng)人口的二孩生育時(shí)間。

五、研究結(jié)論與政策啟示

基于CMDS2014，本文采用Probit模型實(shí)證研究了失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)流動(dòng)人口二孩生育意愿的影響及作用機(jī)制。研究結(jié)果顯示：失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)會(huì)降低流動(dòng)人口二孩生育意愿；失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)女性和青年流動(dòng)人口二孩生育意愿的負(fù)向影響更明顯；失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)通過(guò)感知不確定性效應(yīng)、預(yù)期收入效應(yīng)和人口回流效應(yīng)降低流動(dòng)人口二孩生育意愿；除了降低生育意愿，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)還會(huì)顯著推遲流動(dòng)人口生育二孩時(shí)間。基于以上分析，筆者得出以下政策啟示：首先，就業(yè)不確定性上升不一定導(dǎo)致生育意愿下降，其前提是個(gè)體感知到就業(yè)不確定性上升。當(dāng)經(jīng)濟(jì)不確定性上升時(shí)，為了防止生育意愿和生育率下降，不僅需要降低失業(yè)率，而且需要通過(guò)相關(guān)政策降低居民對(duì)就業(yè)不確定性的敏感程度，加強(qiáng)就業(yè)保護(hù)，提高就業(yè)群體的工作安全感。

其次，失業(yè)保險(xiǎn)在應(yīng)對(duì)就業(yè)不確定性對(duì)生育意愿的負(fù)向影響方面具有重要作用?，F(xiàn)有研究大多關(guān)注養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)的作用，忽視了失業(yè)保險(xiǎn)的作用。因此，應(yīng)普及失業(yè)保險(xiǎn)，適度提高失業(yè)保險(xiǎn)的待遇，這對(duì)防止就業(yè)不確定性上升導(dǎo)致生育率下降具有重要作用。

最后，應(yīng)加快推進(jìn)流動(dòng)人口市民化，促進(jìn)流動(dòng)人口更快、更好地融入城市。推動(dòng)流動(dòng)人口市民化不僅有助于釋放流動(dòng)人口的消費(fèi)需求，而且有助于提高流動(dòng)人口的生育意愿，這對(duì)于中國(guó)人口長(zhǎng)期均衡發(fā)展具有重要意義。因此，各級(jí)政府應(yīng)加快制定和落實(shí)針對(duì)流動(dòng)人口的公共服務(wù)均等化政策，提高流動(dòng)人口的長(zhǎng)期居留意愿。