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家庭生育决策与全面两孩政策——基于流动人口的视角

更新时间:2009-03-28

一、引 言

2013年 11月,《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》宣布中国实施“单独两孩”政策;2015年10月,《中共十八届五中全会公报》指出实行“全面两孩”政策。随后,中共中央国务院发布《关于实施全面两孩政策改革完善计划生育服务管理的决定》,全国人大常委会修订了《中华人民共和国人口与计划生育法》,结束了长期的紧缩型生育政策,转向适度宽松型生育政策。从提倡少生到一孩政策,再到单独两孩和全面两孩政策,都是适应我国国情变化、社会经济发展阶段、人口数量调控、人口结构调整和素质提高而做出的必然选择。党的十九大进一步强调要促进生育政策和相关经济社会政策配套衔接,加强人口发展战略研究。探讨新形势下生育决策是保障健康中国战略稳步推进,十三五人口发展规划圆满完成的重要议题。

由于乡村家庭父母总体文化程度不高,教育子女的思想观念、方式方法都有待提高,因此在乡村,开设家长学校的重要性不言而喻。在家长学校,教育者不仅要给家长传授教育教养儿童的正确观念,教育方法,评价方式,还要为家长与儿童建立良好的亲子关系创造机会,积极组织有利于父母与子女感情沟通和互相学习的平台。通过开办家长学校,不仅有利于提高家长的育儿知识和能力,同时对乡村儿童树立良好的学习观,培养良好的性格,养成正确的行为习惯,以及为儿童将来步入社会的心理构建都会奠定非常重要的基础。

流动人口作为一个特殊群体,在城市发展中发挥越来越重要的作用。中国流动人口规模在2015年达到2.47亿,约占全国人口六分之一。主体为农村转移劳动力,农民工总量的60.8%,约1.69亿为外地农民工(国家统计局,2015年);新生代流动人口超过一半,51.1%,的流动人口出生在 1980年以后(国家卫生计生委,2016)。流动人口的主体部分是处在育龄阶段的青中年人群,流动人口的生育率普遍比原住地农民低,比城市居民高(尹文耀,2013)。一方面,他们来自农村,继承了农村的生育特点,生育要满足终极人生意义需求,寄托情感和满足继嗣需求,建立自己的社会网络以及满足劳动力和“养儿防老”需求(陈俊杰和穆光宗,1996);另一方面,他们在城市工作、生活,又受到城市文化潜移默化的影响,生育观念更倾向于城市居民,选择少生孩子。在全面两孩政策下,流动人口的两孩生育意愿对户籍地和流入地的人口变动和公共卫生服务都会产生深远的影响,将直接影响到新生育政策落实以及中国整体生育情况的变化及走向。

如图4所示,在PMA/A23187刺激的KU812模型中,细胞上清中TNF-α,IL-6和PGE2含量明显升高(P<0.01),而0.5%,1.0%和2.0%SHLI可抑制上述3种细胞因子的分泌,其中TNF-α分别降低35%,55%和69%(P<0.01),IL-6分别降低29%,51%和74%(P<0.01),PGE2分别降低31%,40%和54%(P<0.01)。

家庭是生育决策的基本单位,本文从家庭视角构建更为准确的计量模型,分析流动人口生育状况和生育意愿。本文将聚焦在以下三点:第一,在分析过程中加入工具变量,应用IV Tobit回归和IV Ordered Probit消除家庭收入这个关键性影响因素的内生性问题;第二,为了区分家庭特征和生育政策对家庭生育决定的影响,把结婚时间作为虚拟变量,分为1980—2000年和2000年之后两个时间段;第三,以家庭作为整体进行生育分析,并且细化家庭内部影响反映流动人口当前的生育现状和生育意愿。

二、文献综述

在关于生育状况和生育决策的研究文献中,Becker将效用最大化分析方法引入生育决策分析,建立了微观分析模型,将生育问题作为重要的家庭决策问题进行分析(Becker & Lewis,1973;Becker & Tomes,1976),生育动机是孩子的数量和质量带来的直接满足感。Eswaran(2002)认为孩子数量是由夫妻的纳什谈判决定的。Vogl(2016)通过分析 48个发展中国家的微观数据,发现生育率与父母的技能呈“驼峰式”关系。McElroy和 Tao(2000)分析了中国一孩政策实施中罚款会对农村家庭造成负担,并且发现去除罚款不会造成生育率的大幅提高。Schiltz 和 Zeng(1995)分析了一孩政策下在中国乡村,除了生育政策对生育率下降的直接影响外,个人特征和地方家庭及健康计划对生育率也有影响。侯佳伟等(2014)发现中国人理想子女数呈现减少趋势,生育水平和生育意愿都呈下降趋势。王天宇等(2015)认为社会保障的完善可以降低农村妇女生育意愿。

根据蒙特利尔协议氢氟碳化合物(HFC)将在2030年禁止生产,以避免全球变暖现象的持续恶化。目前冷媒的选用逐步向不破坏环境的自然冷媒方向发展,积极寻找合适的替代冷媒及相关置换技术已成为现今冷冻行业发展中不可或缺的一环。目前商用冷柜使用的冷媒大部分以氢氟碳化合物(HFC)为主,虽然其不含破坏臭氧层成份,但却因冷媒含氟分子吸收地表释放出的红外线而使得气温逐年上升,对全球气候环境造成升温及温室效应等影响。

关于流动人口生育问题的文献中,国外文献主要侧重于移民研究,Andersson(2004)分析了瑞典1960—1990年的外国移民女性,在刚到移居地的一段时间内倾向于较高的生育率。Zak等(2006)认为国际移民和生育会给发展中国家带来短期或长期的产出紧缩和收入差距扩大,但对发达国家会带来长期上的均衡发展。国内的研究中,原新和刘厚莲(2015)发现流动人口的出生性别比呈现先升后降且稍高于全国出生性别比。杨菊华(2015)发现单独两孩政策下流动人口生育意愿低于更替水平生育意愿已经成为一种新现象,但他们对男孩的需求仍然是刚性的,因而生育数量具有不确定性。

三、理论模型

本文在对De la Croix(2013)、Vogl(2016)以及Vogl(2017)的理论框架进行综合分析的基础上,加入中国严格的计划生育政策因素,构建一个世代交叠经济模型。

假定在每个时期有一代人出生,且每代人存活两个时期:对于第t期的成年人,第t-1期为其儿童时期,儿童接受父母一定时间的抚养,并且可能接受父母决定的一定程度的额外教育 相对于政府提供的免费教育,父母仍需要一定的花费来为孩子提供额外教育以进一步提高其人力资本水平。以提高人力资本水平。第t期为其成年时期,每个成年人拥有一个单位的时间,在抚养子女和参与劳动力市场之间分配。同时,成年人在成年时期选择消费量、孩子的数量以及孩子的人力资本水平来最大化自身效用。在成年时期内,存在对孩子数量和孩子人力资本水平之间具有不同偏好的人群i,偏好是遗传的。

在第t期具有第i类偏好的成年人的对数线性效用函数为:

 

其中,

人力资本的生产函数为:

 

其中,为在第t期具有第i类偏好的成年人对一个孩子的额外教育程度选择,γ>0为人力资本生产函数的参数,ζ>0为孩子人力资本生产的投入禀赋 孩子人力资本生产的投入禀赋可理解为政府提供的免费教育。因此,即便父母提供的额外教育程度为0,孩子仍然具有正的人力资本。,与额外教育程度选择无关,ξ∈(0,1)保证函数的凹性。

1.实证模型的构建

 

其中,不等式左边显示的是总花费,由个人消费支出、抚养孩子的物质支出和花费在孩子上的额外教育支出()构成为抚养每个孩子所需的物质支出。pe为外生的教育价格,为了便于分析将其正态化为1。不等式右边显示的是当一个成年人把除抚养孩子以外的时间投入到劳动力市场时能够得到的总收入w为每单位人力资本的工资率为在第t期具有第i类偏好的成年人的人力资本水平,τ∈(0,1)为外生给定的抚养一个孩子所需的时间,假定τ对于每个孩子是相同的。

此外,受计划生育政策约束,家庭孩子数量不能超过政策规定的数量():

 

个人的目标在于最大化预算约束与计划生育政策约束下的个人效用。因此,结合式(1)、式(2)、式(3)和式(4),个人的最优化问题为:

 

解此非线性规划问题,根据式(5),拉格朗日函数为:

 

库恩-塔克条件为:

微信、微博等网络平台的出现,为人们之间的交流提供了极大的便利。在这种趋势下,辅导员运用“互联网+”模式也是现代教育工作的需要。辅导员使用互联网,不仅能高效的收集到重要的教育资料、教育信息,同时还能实现与学生之间快捷、方便的沟通交流,及时解决学生在生活和学习中遇到的问题,拉近师生间距离,推进思想政治教育工作质量的提升。

 

时,根据式(9),能够得到λ≥0。将λ≥0代入式(7)中可得:

 

同时,根据式(8),可以解得。因此,当时,最优解为:

 
 

其中,为在第t期具有第i类偏好的成年人的效用为其消费,为孩子数量, 为其一个孩子在第t+1期的人力资本水平。α∈(0,1)为弹性系数,表示相对于孩子数量和孩子人力资本水平,该成年人放在自身消费上的权重。βi∈(0,1)显示第i类成年人在孩子数量和孩子人力资本水平之间的偏好程度。βi越大,表示对孩子人力资本水平的偏好越强。

流动人口生育子女数量的模型设计。第一,生育是由家庭决策,被解释变量为孩子数量。Becker(1960)、Barro和Becker(1989)在效用最大化的框架下将生育行为与人力资本关联作为家庭决策的依据;之后,关于生育问题的经典文献,例如 Vogl(2016)等都把家庭整体作为决策单位。第二,中国长期实行生育政策,生育政策对家庭生育数量有严格的规定。自上个世纪80年代中期以来,城镇一孩、农村“一孩半”(头胎男孩家庭不能再生,头胎女孩家庭可再生一胎)、部分全面二孩(双独夫妇、6个省份的农村)、少数民族实行更加宽松的生育政策,这是中国计划生育执行时间最长的政策基本面。基于这样的现实,采用对被解释变量有限制的Tobit模型,在回归中将家庭孩子数量加入限制条件,下限为0,上限为3。

图书馆信息素养教育师资人员主要以图书馆工作人员为主,学历要求也较高,需要本科以上学历,具备中级职称,因此一般图书馆的专业信息素养教育人员在六人以下,达到十人以上的不足15%。并且,图书馆的实际工作人员以兼职为主,主要工作重心都不在图书馆信息素养教育上,因此图书馆信息素养教育事业的发展受到限制。

 

其中,

经过验证,二阶条件能够得到满足。因此,此最优化问题的最优解由式(10)、式(11)、式(12)以及式(13)构成。从以上最优解中发现,当父母的人力资本低于一定程度时,父母对孩子的最优额外教育程度选择为0。

根据通常做法,假定孩子人力资本生产的投入禀赋价值要大于抚养每个孩子所需的物质支出,即。由于pe=1,因此我们有。实际上,这个假设保证为正。

本文的目的是验证家庭收入、父母教育水平以及生育观念对家庭孩子数量决策的影响。对于最优解式(10)和式(11),最优孩子数量是固定的,即计划生育政策规定的最大数量,家庭收入、父母教育水平和生育观念的变动仅影响父母对孩子的最优额外教育程度选择()。对于最优解式(12)和式(13),以上变动对最优孩子数量和最优额外教育程度都有影响。具体来说,父母收入、父母人力资本水平以及父母对孩子人力资本水平的偏好对最优孩子数量的影响可在如下比较静态分析中得到,其中的变化能够代表家庭收入和人力资本水平对孩子数量的影响,βi代表父母对孩子人力资本水平的偏好。

 

当父母人力资本水平低于一定程度时,最优孩子数量()会随着父母收入和父母人力资本水平的提高而提高。当时,父母对孩子的最优额外教育程度选择为 0,更高的人力资本水平带来的收入效应优于替代效应,最优孩子数量将会提高。父母收入与父母人力资本水平呈线性关系,对最优孩子数量的影响相同;父母对孩子人力资本水平的偏好对最优孩子数量没有影响。然而,当父母人力资本水平高于一定程度时,此时替代效应占优于收入效应,最优孩子数量会随着父母收入和父母人力资本水平的提高而降低;当父母对孩子人力资本水平的偏好增强时,最优孩子数量也会降低。

四、数据来源及方法

(一)数据来源

第六,父亲的结婚年龄对孩子数量产生负向的显著影响,即父亲结婚的时候年龄越大,生育孩子的数量越少。通常来说,流动人口多为从农村来城市的务工者,很多人都有尽早“成家立业”的观念,如果男性结婚时间较晚,可能经济条件一般,无法抚养更多的子女,生育的年龄空间也被压缩。

(二)研究方法

在模型设计上,本文主要考察流动人口生育的两个主要问题,一是影响流动人口家庭生育行为决策的主要因素,因变量为计数变量——生育了几个孩子;二是探讨新生育政策正式实施后,流动人口的两孩生育意愿,因变量是针对目前家庭是独生子女的选择变量,选取问卷中问题“您是否打算再生育一个孩子?——愿意、不愿意和没想好”。回答对象为当前有并且孩子数量为1的育龄男性或者女性(1966年5月到2001年4月间出生)。

由于两个问题涉及的样本数量不同,下面分别进行统计性描述。

发送方A开始先选定一种Hash函数,通过该函数产生散列值,然后发送方A用自己的私钥对消息摘要进行加密,生成数字签名并将这个数字签名发给接受方B。与此同时,将消息通过公开信道发给接受方B。

1.生育行为分析的主要变量定义及描述性统计见表 1。天津市流动人口家庭平均子女数为 1.37个;父亲接受高中及以上教育水平的比例比母亲高;父亲为农村户口的比例比母亲低;男性平均结婚年龄比女性大 1岁;男性平均在津居留时间长;超过30%,的家庭在津有房产;2000年以后结婚的家庭占比为63.73%,。

2.两孩生育意愿的主要变量描述见表2,样本总量为1706个流动家庭。本文分别对总样本和针对两孩生育意愿的分样本进行了统计描述。57.83%,的流动人口只有一个孩子,全面两孩政策至少会影响超过一半的流动人口,当然,也有家庭因为年龄过大而选择不生育两孩。21.57%,的被调查人口明确表示打算生育第二个孩子;48.71%,明确表示不愿意生育第二个孩子;还有29.72%,的流动人口还没有想好。

论证不仅只是对自然现象成因的解释,它在科学学习上还推动着认知向较高的层级发展[5]。在科学课堂中开展论证探究式教学带来的价值不仅止于提升学生的论证能力,更有助于学生真正科学核心素养的提高。

与表1数据比较,意愿生育两孩的家庭的教育水平高于整体流动人口家庭;婚姻平均持续期为11.1年,约高于整体水平3年,在2000年后结婚的比例比整体更高;农村户籍比例相比整体稍有降低。针对生育意愿的分类统计发现,不同生育意愿选择的流动家庭收入差别不大;倾向生育两孩的农村户籍家庭比例更高;选择生育两孩家庭的平均婚龄为 7年,选择不生两孩家庭的平均婚龄为 14年;选择不生育两孩家庭的68%,为头胎男孩家庭。以上发现在一定程度上预示了接下来的实证研究结果。

 

表1 生育决定变量定义及统计描述

  

变量 变量定义 均值 标准差子女 孩子数量(个)1.462 0.583 ln家庭收入 家庭月收入(元)的对数 8.757 0.463 ln社区收入 社区平均家庭月收入(元)的对数 8.817 0.355父亲教育 父亲教育程度高中及以上(是=1;否=0)0.280 0.449母亲教育 母亲教育程度高中及以上(是=1;否=0)0.243 0.429父亲户口 父亲是否农业户口(是=1;否=0)0.879 0.327母亲户口 母亲是否农业户口(是=1;否=0)0.884 0.321父亲结婚年龄 父亲结婚年龄(岁)23.821 3.554母亲结婚年龄 母亲结婚年龄(岁)22.743 3.202结婚2000 结婚日期在2000年之后(1=是;0=否)0.617 0.486婚姻 婚姻持续期(年)13.592 7.616一孩性别 第一孩是否是男孩(是=1;否=0)0.540 0.498父亲居住 父亲本地居住年数(年)8.139 6.304母亲居住 母亲本地居住年数(年)7.414 5.694本地房产 本地是否有住房(1=是;0=否)0.304 0.460户籍地房产 户籍地是否有住房(1=是;0=否)0.418 0.493观测值 3099

 

表2 两孩意愿主要变量统计描述(样本均值)

  

变量 不生育两孩 没想好 生育两孩 总样本ln家庭收入 8.770 8.754 8.790 8.769 ln社区收入 8.829 8.796 8.817 8.816父亲教育 0.343 0.323 0.388 0.347母亲教育 0.301 0.321 0.332 0.314父亲户口 0.809 0.874 0.908 0.849母亲户口 0.816 0.882 0.905 0.857父亲结婚年龄 24.396 24.288 23.72 24.218母亲结婚年龄 23.147 22.941 22.625 22.973结婚2000 0.532 0.882 0.943 0.725婚姻 14.313 8.659 7.323 11.125一孩男孩 0.685 0.619 0.454 0.615父亲居住 8.654 6.105 6.158 7.359母亲居住 8.066 5.495 5.166 6.676观测值 831 507 368 1706

五、分析与结果讨论

(一)流动人口生育行为的分析

被调查流动人口中,54.99%,只有一个孩子,32.12%,有两个孩子,3.21%,有三个及以上孩子。在计划生育政策执行后,流动家庭孩子数量虽有起伏,但是数量稳定下降为1,流动人口的生育率已经稳定保持在低水平。

预算约束为:

同理,当时,根据式(7)、式(8)和式(9),最优解为:

对于解释变量,将教育水平作为虚拟变量,分为是否受过高中及以上教育,很多文献已经证明,高中及以上的教育水平是教育回报的显著拐点(如王美艳,2009)。根据计划生育历史阶段,把结婚时间分为三组:20世纪70年代之前无控制生育阶段、20世纪70年代开始控制生育阶段和20世纪80年代实行一孩生育政策阶段。第一代独生子女在2000年后已经到了适婚年龄,这些家庭都已经符合全面两孩政策,而且正处于最佳生育年龄,故全面两孩生育政策变化对2000年后结婚人群的生育数量的影响较大。模型中把结婚时间作为虚拟变量,分为1980—2000年一孩政策严格执行时代和2000年之后生育政策逐步放宽时代两个时间段 样本中结婚时间在1980年之前的样本量只占总样本的2%,不能代表该时段家庭的生育特征。。本文还选择是否有房产作为家庭资产的代理变量,分为是否在本地有房产和是否在户籍地有房产两个虚拟变量。

2.流动人口生育行为的探讨

③ 刘译:...if he who was born after me learned the Way before me...

其中,children代表流动人口孩子数量,它是一个受限因变量,下限为 0,上限为3,i表示第i个家庭。ln fincome是家庭收入的对数,fedu和medu是父母教育程度,fhukou和mhukou是父母户口,fagem和magem指父母结婚年龄,married 2000指2000年是否结婚,fflu和mflu指父母本地居住时间,lhouse和hhouse指本地和户籍地是否有房产,mdur是婚姻持续期,fboy是一孩是否是男孩。表3中模型1是根据公式(14)进行的Tobit估计的回归结果的边际效应。

 
 

不考虑家庭收入的内生性,直接考察影响孩子数量的因素,孩子数量作为被解释变量,它的取值范围是受限的,为了应用 Tobit模型,必须保证正态性,对数据进行了Skewness/Kurtosis检验并顺利通过。公式(14)给出了基本的Tobit截取回归模型。

 

表3 流动人口孩子数量模型

  

注:被解释变量为孩子数量;表格汇报的是平均边际效应;()内为在调查的社区聚类的标准差;******分别表示在10%,、5%,和1%,统计水平上显著。

 

变量 模型1 Tobit 模型2 IV Tobit ln家庭收入 0.0841*** 0.175***(0.0249)(0.0566)父亲教育 -0.0806*** -0.0907***(0.0256)(0.0263)母亲教育 -0.0686*** -0.0772***(0.0258)(0.0263)父亲户口 0.129*** 0.128***(0.0333)(0.0334)母亲户口 0.120*** 0.127***(0.0378)(0.0384)父亲结婚年龄 -0.0131*** -0.0130***(0.0035)(0.0035)母亲结婚年龄 0.0055 0.0059(0.0040)(0.0040)结婚2000 0.130*** 0.134***(0.0361)(0.0361)母亲居住 -0.0013 -0.0013(0.0035)(0.0034)父亲居住 0.0088*** 0.0087***(0.0033)(0.0032)本地房产 -0.0230 -0.0401(0.0275)(0.0284)户籍地房产 -0.0203 -0.0209(0.0245)(0.0245)婚姻 0.0238*** 0.0244***(0.0024)(0.0025)一孩性别 -0.256*** -0.255***(0.0204)(0.0204)观测值 3099 3099

3.工具变量的应用及弱工具变量检验

解释变量家庭收入是内生的,当观察到家庭收入对孩子数量有影响时,可能因为个性原因导致他们选择生育更多的子女,而同时这种个性也影响到他们的家庭收入。McElroy(2000)指出在解决家庭收入对生育子女数量的影响上可以用社区的平均收入作为家庭收入的工具变量,从现实中看,收入水平相似的家庭容易选择同样条件的生活社区,用社区的平均收入能较好地反映家庭的收入水平,而社区的收入水平与残差项没有关系。采用 IV Tobit 模型进行 MLE估计,首先运用居住社区(居委会或村委会)家庭平均收入作为工具变量预测家庭收入,再用预测值代替公式(14)中的家庭收入进行回归。第一阶段回归公式为:

 

其中变量定义同公式(14)。表3中模型2是IV Tobit估计得到的平均边际效应,和 Tobit估计出的边际效应相比,回归符号和显著性没有显著变化,但是系数有所差别。另外,应用 Newey(1987)提出的两步法(two step)进行 Tobit估计,估计值和 IV Tobit模型十分接近,说明估计值稳健。由于两步法估计的结果基本没变,在表 3中只汇报了准确率更高的MLE估计结果。

对于唯一内生性变量——家庭收入,从第一阶段的回归结果发现 F统计量超过10,根据Staiger 和 Stock(1997)的研究,表明不存在弱工具变量的问题。利用Wald检验验证内生解释变量的存在性,结果显示,在5%,的显著性水平上拒绝了外生性的原假设(表4)。

 

表4 工具变量对家庭平均月收入的影响

  

工具变量 ln家庭收入ln社区收入 0.515***(0.000)Wald test p>Χ2=0.04观测值 3099

4.模型的结果分析

试验数据用EXCEL 2007和DPS 7.05软件进行处理分析。结果以平均数±SE表示,并用平均数进行显著性检验(LSD法)。

第一,家庭收入对孩子数量有显著的正向影响。根据 Tobit回归报告的边际效应,收入每增加1%,,家庭孩子数量增加0.0008个。考虑内生性,应用IV Tobit回归得到结论,收入每增加 1%,,家庭孩子数量增加 0.0018个。这说明消除收入的内生性后,收入对孩子数量的正向影响更大。Skirbekk(2008)证明了发达国家在经济发展过程的早期阶段,收入水平与生育数量是正向关系;当发展到一定的高水平之后,呈现反向关系。中国多数流动人口来自经济不发达的农村地区,在收入提高时,更倾向于生育更多的子女。Blau和Van der Klaauw(2007)证明丈夫收入的增加和生育率有非常强的正相关关系,这也能部分解释家庭收入对孩子数量的正影响。

第二,父母的教育程度对孩子数量有显著的负向影响。从 IV Tobit的边际影响发现,父亲受到高中及以上教育使孩子数量减少 0.09个,母亲受到同等教育会使孩子数量减少0.08个。因为获得高教育水平的流动人口,获得稳定、正规、收入较高的工作的可能性更大,生育孩子的机会成本更高。

第三,农村户籍性质的家庭对孩子数量具有显著的正向影响。一方面,相比城镇严格的计划生育政策,农村地区的生育政策相对宽松。另一方面,相对于城市,农村人口传统生育文化的遗存更多,农村经济对孩子数量的需求更强,农村家庭对孩子的依赖更重。

随着功能相同而非功能属性(QoS)不同的Web服务的增多,如何从中准确地选出满足用户需求的最优服务是研究领域的一个热点。很多学者开始研究以QoS属性作为选择服务指标的各种方法[1-4],并取得了一定的成果。

第四,相对于严格控制生育的1980—2000年,2000年之后结婚家庭对孩子数量的影响为正,并且影响是显著的。说明调整生育政策对于 2000年以后结婚的流动人口年轻家庭的生育行为具有正向影响,新的生育政策在年轻家庭的预期效果会更加积极。

第五,流动人口在本地居住的年数在一定程度反映了流动家庭城市融合程度。父亲在本地居住的年数与家庭孩子数量呈正相关关系,影响显著但是系数很小。流动人口在城市居住时间越长,生育观念越趋同于城市人口,较低生育意愿已经成为城市人口的常态(尹文耀,2013),但城市居住并未对流动人口生育产生明显影响,说明虽然流动人口家庭长期在城市工作,但是生育观念受其影响较小,城市深度融合程度不够。

采用 2016年天津市流动人口动态监测数据。天津市 2015年流动人口为 500.35万,调查采用分层不等比例抽样方法,分 16个区和 250个居民点,调查流动人口共计5000人。去掉未婚人口 508人次以及某些重要信息(如性别、工资、教育程度等)缺失的样本,最后得到3099个流动人口家庭的有效样本。

(二)属于船载危险货物范围的安全风险较小的散装液体化学品,即《国际散装危险化学品船舶构造与设备规则》第17章“最低要求一览表”“d”栏中标注为“P”的散装液体化学品,不属于港口作业危险货物范围;

第七,流动人口拥有本地或户籍地房产,对孩子数量的影响是正向的,但不显著。

5.稳健性分析

使用普通最小二乘估计方法(OLS)和两阶段最小二乘估计方法(2SLS)依次进行了估计(表5):第一,模型通过了弱工具变量检验和Hausman检验,回归结果有意义。第二,对于基础OLS回归和考虑内生性的2SLS回归结果,加入IV变量后,解释变量对孩子数量的影响程度增加,影响方向一致。第三,对比前文 Tobit和 IV Tobit模型,可以发现不论OLS回归或2SLS回归,还是Tobit回归或IV Tobit回归,考虑了内生性的模型和基本模型相比,影响程度更大,但估计系数的符号和显著性均保持一致。通过以上的稳健性检验,可以判断实证估计结果是稳健的。

 

表5 流动人口孩子数量的稳健性检验

  

注:( )内为标准差;******分别表示在10%,、5%,和1%,统计水平上显著。

 

模型1 模型2变量 OLS 2SLS ln家庭收入 0.0869*** 0.1762***(0.0001)(0.0002)父亲教育 -0.0824*** -0.0924***(0.0021)(0.0007)母亲教育 -0.0680** -0.0764***(0.0130)(0.0061)父亲户口 0.1297*** 0.1290***(0.0002)(0.0003)母亲教育 0.1223*** 0.1299***(0.0006)(0.0004)父亲结婚年龄 -0.0129*** -0.0128***(0.0003)(0.0003)母亲结婚年龄 0.0053 0.0057(0.1809)(0.1495)结婚2000 0.1346*** 0.1380***(0.0004)(0.0003)母亲居住 -0.0007 -0.0007(0.8467)(0.8518)父亲居住 0.0084*** 0.0084***(0.0091)(0.0087)本地房产 -0.0238 -0.0406(0.3189)(0.1031)户籍地房产 -0.0205 -0.0211(0.3249)(0.3113)婚姻 0.0243*** 0.0249***(0.0000)(0.0000)一孩性别 -0.2588*** -0.2585***(0.0000)(0.0000)常数项 0.3868* -0.4150(0.0917)(0.3357)观测值 3099 3099 adj.R2 0.165 0.160

(二)家庭两孩生育意愿的决策分析

关于流动人口生育第二个孩子意愿的问题,考虑内生性,用 IV Ordered Probit模型分析影响家庭第二个孩子生育决策的因素。选取社区平均工资水平作为家庭收入的工具变量,建立家庭收入的回归同公式(15)。利用Roodman(2011)CMP估计方法进行回归,主要的回归函数为:

进入11月下旬,今冬明春化肥市场的走向愈加明晰。就基础肥来看,全国尿素、磷肥、钾肥处于供需基本平衡的状态,价格相对平稳,这也导致复合肥报价高位盘整。刘仲涛表示,今冬明春化肥市场将以平稳为主,难有大幅波动。

 

i表示第i个家庭,解释变量定义同公式(14),被解释变量secondchild为两孩的生育意愿,定义为:

 

表6报告了IV Ordered Probit的平均边际效应,研究发现:第一,父亲是否接受过高中及以上教育对选择不生育两孩影响不显著。第二,母亲的教育水平对两孩生育影响显著。接受过高中及以上教育的母亲选择不生育两孩的可能性比没接受过同等教育的母亲高 5.32%,选择“没想好”的概率低 1.22%,选择生育两孩的概率低 4.11%。较高教育水平的女性更容易获得稳定、正规部门的工作,当她们由于生育退出劳动力市场后,再次进入劳动市场获得生育前岗位的可能性将会大大降低,尤其是高端工作岗位。相比而言,教育水平低的女性只能在低端市场就业,她们退出和进入这种市场的机会成本相对较低。造成这种现象的深层原因是由于中国目前劳动力市场制度并不健全,对女性生育权利保障不到位。此外,工作女性还是家庭家务劳动和子女照料的主要承担者,所以教育水平越高的女性生育观念越趋向于城市人群的低生育观念,选择生育子女的数量越少。第三,结婚年龄越大且婚龄越长的家庭,两孩生育意愿越低。其中,父亲的结婚年龄对两孩生育意愿的负向影响更大。婚龄对选择不生育两孩的影响显著为正,婚龄每增加 1年,家庭选择不生两孩的可能性增加 2.33个百分点;对做出生育两孩选择的家庭影响显著为负,每增加一年,家庭选择生育两孩的概率降低1.8个百分点。第四,2000年之后结婚对两孩生育意愿具有正向显著影响。说明全面两孩政策有可能对年轻夫妇的生育意愿产生正向作用。第五,家庭第一孩的性别对是否生育两孩有显著影响。第一个孩子是男孩的家庭不生育两孩的可能性比头胎女孩家庭高10.5个百分点。一方面“传宗接代”传统观念在农村更为普遍;另一方面,孩子的养育成本居高不下,男孩的家庭养育成本比女孩更高,按照习俗,男孩进入婚姻关系时,男方家庭需要为其准备房产、耐用消费品、婚礼花费,甚至高额彩礼,男孩家庭需要承担更多经济负担,因而已有男孩家庭选择再生育更为慎重。

从调查看,宁夏农村饮水安全各县市区进展很不平衡,下一步应重点针对饮水安全率低,饮水安全任务重的县(市、区),从工程规划、建设管理、建后运行等方面进行全面指导和支持。如饮水不安全人口最多的西吉县,县内水源难找,水处理设备代价高,运行难度大,运行成本高,应从全区域角度、水资源综合利用高度去解决,争取让未完成任务的县(市、区)逐步跟上全区的步伐。

 

表6 两孩生育意愿IV Ordered Probit模型的边际效应

  

注:被解释变量为是否生育两孩;表格报告的是平均边际效应;()内为标准差;******分别表示在10%,、5%,和1%,统计水平上显著。

 

变量 不生育两孩 没想好 生育两孩ln家庭收入 -0.0325 0.00743 0.0251(0.0554)(0.0127)(0.0427)父亲教育 -0.0170 0.00388 0.0131(0.0277)(0.00635)(0.0214)母亲教育 0.0532* -0.0122* -0.0411*(0.0278)(0.00647)(0.0214)父亲户口 -0.0798** 0.0182** 0.0615**(0.0370)(0.00862)(0.0286)母亲户口 -0.0403 0.00921 0.0311(0.0374)(0.00857)(0.0289)父亲结婚年龄 0.0124*** -0.00283*** -0.00954***(0.00357)(0.000858)(0.00276)母亲结婚年龄 0.00692* -0.00158* -0.00534*(0.00396)(0.000918)(0.00306)结婚2000 -0.126*** 0.0289*** 0.0976***(0.0392)(0.00876)(0.0309)母亲居住 0.00715* -0.00163* -0.00551*(0.00401)(0.000932)(0.00309)父亲居住 -0.00381 0.000870 0.00294(0.00355)(0.000819)(0.00274)本地房产 0.0350 -0.00799 -0.0270(0.0258)(0.00593)(0.0199)户籍地房产 0.0362* -0.00828* -0.0279*(0.0203)(0.00471)(0.0157)婚姻 0.0233*** -0.00534*** -0.0180***(0.00270)(0.000791)(0.00212)一孩性别 0.105*** -0.0240*** -0.0809***(0.0189)(0.00492)(0.0146)观测值 1706 1706 1706

六、结论及政策建议

本文通过对流动人口生育行为和生育意愿的分析,得到以下结论。

流动人口的生育率保持低水平。生育政策是低水平生育率的关键原因。但是流动人口进入城市后,收入的提高对生育率起到正向作用,生育观念受到城市化观念影响较小,思想融合不够深入。流动人口进入城市后职业和生活方式的改变并没有改变他们由亲缘和地缘主导组成的社会交往网络,进入城市的主要目标还是增加家庭收入,长期的城乡户籍分离制度和在户籍制度基础上建立的公共服务制度都对流动人口的深层次社会融合起到负面影响。流动人口虽然在职业上向城市居民趋同,但是生活方式和观念等深层次的转变不够彻底,身份认同程度较低。

关于两孩生育意愿问题,研究发现较高教育水平女性两孩生育意愿低。生育两孩的机会成本对较高教育水平的女性较大,生育不仅可能导致对女性当前职位的冲击,还意味着工作之余更繁重的家务。一孩为男性家庭对两孩生育态度更加谨慎,这与当前预期男孩养育机会成本高有关。这种情况可能对缓解当前性别比男性偏高有一定的正向影响。农村户籍人口两孩生育意愿较强。一方面农村户籍人口传统观念更强,另一方面他们对孩子的期待不及城市户籍人口,养育孩子成本低。另外两孩政策能对流动人口中年轻夫妇的生育意愿产生积极影响。年轻流动家庭普遍人力资本水平较高,社会融入相对较好。流入地城市实施积极的措施保障其公共卫生服务,以促进两孩政策的顺利实施和人口素质的提高。

根据本文的发现,想要落实两孩政策,针对流动人口,2016年初中共中央和国务院公布的《关于实施全面两孩政策改革完善计划生育服务管理的决定》(后简称《决定》)已经给出了合理的方向性指导意见,即对于流动人口要“按照常住人口配置服务资源,将流动人口纳入城镇基本公共卫生和计划生育服务范围”。为了保障流动人口的生育权利,流入地城市需要缩小户籍带来的城乡权利差异,推进公共卫生服务均等化,建立健全社会保障制度,例如增加医疗卫生机构的配套设施,建立惠及流动人口子女的幼儿入托入学等基本公共服务资源的保障措施,降低孩子的养育成本,才能延长人口红利,增加劳动力的供给。

同时,由于教育水平越高的女性获得更好职位的概率越大,生育两孩的成本越大。从提高国民人口整体素质的角度出发,为了鼓励人力资本水平较高的人口生育两孩,政府需要督促企事业单位严格执行劳动法规,保障女性的生育权利,《决定》中也专门提到要“促进社会性别平等”,大都市的相关计生部门要切实落实《决定》中关于重视女性就业及权利的规定,监督用人单位制度改革,鼓励有利于平衡工作及家庭的措施制定。另外要特别重视在对妇女生育权利保护的同时可能产生的对女性就业歧视的加重。可以考虑为新生儿父亲设立假期、发挥社会组织(工会、妇联等)作用等措施,将两孩生育的责任从母亲为主导转为政府、家庭和社会共同承担。

最后,长期以来,关于公共政策的制定都是从个体角度出发,政府需要意识到生育是一个家庭整体决策问题,中央《决定》中已经意识到家庭发展的重要意义,专门提到要“构建有利于计划生育的家庭发展支持体系”。在两孩政策背景下,研究制定支持家庭发展的政策,决策者应该在充分考虑中国人口国情的基础上,结合西方国家如法国、瑞典等实施的很多成熟的家庭政策进行论证,逐步建立起中国的家庭支持体系,例如对家庭进行税收优惠、家庭补贴等,减轻家庭养育子女的负担应成为刻不容缓的议题。

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王晓宇,原新,韩昱洁
《南开经济研究》 2018年第02期
《南开经济研究》2018年第02期文献

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