2018.09:居民二孩生育意愿的影响因素研究——基于CGSS2015数据的经验研究(方大春等)

来源:国家统计局统计科学研究所发布时间:2018-09-05 14:37

居民二孩生育意愿的影响因素研究

——基于CGSS2015数据的经验研究

 

方大春 裴梦迪

 

  内容摘要:本文基于中国综合社会调查(CGSS2015年数据,研究居民二孩生育意愿的影响因素。实证分析结果表明:受教育程度与生育二孩负相关,文化程度越高越不想生,初中至大专之间文化程度对女性生育意愿影响更显著;家庭共居人口数越多,生育二孩意愿越强烈;家庭收入水平对生育二孩有明显正效应,城市女性对收入相对更敏感;晚婚未婚减弱居民二孩生育意愿;参加医保促进二孩生育意愿;此外,信教者比不信教者更想生二孩,农村居民比城市居民二孩生育意愿强,少数民族比汉族更想生二孩。最后,本文从推进税收、医疗和教育改革以及树立人口资源生育观等方面提出相关政策建议。

 

  关键词:人口结构;全面二孩政策;二孩生育意愿;Logit回归;CGSS 2015

 

  中图分类号:C913  文献标识码:A  文章编号:1004-7794201809-0009-05

 

  DOI: 10.13778/j.cnki.11-3705/c.2018.09.002

 

  一、引言

 

  低生育率陷阱导致人口红利衰竭,影响劳动力供给与经济增长。十九大报告明确提出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。20141月,全国各地陆续启动“单独二孩”,但政策实施一年仅100万对夫妇提出申请,远低于目标人群1100万对①。“单独二孩”遇冷已成为各界共识,“全面二孩”政策能否有效促进生育意愿值得关注。将生育意愿落实到生育行为,还需厘清居民二孩生育意愿的影响因素,才能针对原因提出配套建议,促进二孩政策与社会经济政策有效衔接,推动人口结构良性发展。

 

  目前,学术界对于生育意愿的研究很多,大致可分为两方面。一是基于全国层面调查数据分析。庄亚儿等(2014)基于2013年全国生育意愿调查分析我国城乡居民的生育意愿[1]。朱奕蒙等(2015)选取2014年中国劳动力动态调查(CLDS)数据,通过建立内生性劳动供给和生育决策跨期迭代模型,实证分析发现工作显著抑制女性生育意愿[2]。吕碧君(2018)基于20002011年中国健康与营养调查(CHNS)调查数据,利用Probit模型得到家中长辈对幼儿照料的支持对城市女性生育二孩意愿有显著促进作用的结论[3]。何兴邦等(2017)采用2013CGSS数据,实证发现收入增长、受教育程度提升可以通过弱化养儿防老观念,进而对生育二孩产生重要影响[4]。二是基于特定地区或特定人群调查数据分析。陶涛等(2016)基于2015年北京市空巢家庭的调查研究空巢老人对其子女生育二孩的态度[5]。梁同贵(2017)基于2010年中国家庭追踪调查数据(CFPS2010)和2014年全国流动人口以及2012年上海市流动人口动态监测数据,从具体生育行为上实证分析城乡流动人口生育偏好及影响因素[6]。王良健等(2017)运用2016年湖南省流动人口动态监测数据,分析全面放开二孩背景下流动人口二孩生育意愿及其影响因素[7]。吴丹芙等(2017)认为影响高学历群体(以高校教师为代表)二孩生育意愿的因素包括性别、年龄、婚姻、家庭和事业发展状况等[8]。时涛等(2018)以东部大学生为青年群体代表,提出二孩生育意愿受经济、价值观和生活质量影响[9]

 

  以上学者研究为本文展开二孩生育意愿影响因素的探讨拓展了思路,但研究均基于较早数据库或局限于地区层面。随着社会经济发展阶段进入新时代,人们的生活环境、社会保障及生育观念可能有较大变化,需要基于最新全国样本数据来剖析二孩生育意愿的影响因素。故本文采用最新公布的中国综合社会调查(CGSS2015年数据,选取适合变量,构建多维度影响因素回归模型,并通过分样本回归分析,深入讨论影响居民生育二孩的主要原因,并提出针对性的政策建议。

 

  二、数据来源及模型构建

 

  (一)数据来源

 

  数据来源于中国综合社会调查(CGSS2015年度调查问卷(居民问卷)。该调查是中国第一个全国性、综合性、连续性的大型社会调查项目,涉及全国125个县(区),500个街道(乡镇),1000个居(村)委会、10000户家庭中的个人。2015年调查数据共获得样本量10965个,根据本文研究对象特点,选取20~49岁育龄人群样本,在确定符合本文研究内容的相关变量后,剔除部分“缺失” “不知道” “无所谓” “无法回答” “不适用”答案,最终获得有效样本4697个。

 

 

1  自变量说明

 

变量

问卷对应题目

赋值

个体
基本
特征

性别

性别

男性赋值为“1”,女性赋值为“0”

年龄

您的出生日期是?

2015–出生年份+1

民族

您的民族是?

汉族取“1”,其他民族均取“0”

健康状况

您觉得您目前的身体状况是?

很不健康取“1”,比较不健康“2”,一般“3”,比较健康“4”,很健康“5”

受教育程度

您目前的最高受教育程度是?

小学以下“0”,小学“6”,初中“9”,高中或中专“12”,大专“15”,本科“16”,研究生“19”

家庭
特征

婚姻状况

您目前的婚姻状况是?

未婚” “同居” “离婚” “丧偶均取“0”初婚有配偶” “再婚有配偶均取“1”

家庭相对经济水平

您家的经济状况在所在地属于哪一档?

远低于平均水平取“1”,低于平均水平取“2”,平均水平取“3”,高于平均水平取“4”,远高于平均水平取“5”

家庭共居人数

您家目前住在一起的通常有几人?

按回答数字取值

社会
特征

宗教俯仰

您是否有宗教信仰?

信仰宗教取“1”,不信仰宗教取“0”

医疗保险

您是否参加医疗保险?

参加了取“1”,没有参加取“0”

户口所在地

您目前的户口登记状况是?

农业户口、蓝印户口取“0”,非农业户口和居民户口取“1”

    注:剔除各种无效答案。

  对赋值后的变量进行描述性统计分析,见表2。二孩生育意愿的平均值为0.7760,表示愿意生2个或2个以上孩子的受访者人数达77.60%,调查中绝大多数人比较倾向于生二孩。

 

2  变量的描述性统计

 

变量

平均值

标准差

最小值

最大值

二孩生育意愿

0.7760

0.4169

0

1

性别

0.4580

0.4983

0

1

年龄

36.7247

8.5398

20

49

民族

0.9163

0.2769

0

1

健康状况

3.9851

0.9313

1

5

受教育程度

10.5804

4.0971

0

19

婚姻状况

0.7794

0.4147

0

1

家庭相对经济水平

2.7062

0.6907

1

5

家庭共居人数

3.2627

1.5396

1

50

宗教信仰

0.1077

0.3101

0

1

医疗保险

0.8957

0.3101

0

1

户口所在地

0.4111

0.4921

0

1

 

  三、实证分析

 

  (一)基本回归

 

  在计量分析中,当被解释变量描述人们的选择行为,且可选值只有两个时,可以用Logit二值选择模型分析问题。本文被解释变量为二孩生育意愿,数据处理时赋值“0”和“1”,分别表示“不愿意生二孩”和“愿意生二孩”。因此,这里可选择Logit模型进行基本回归分析,结果见表3

 

3  二孩生育意愿影响因素的Logit分析

 

变量

模型1

模型2

模型3

性别

0.0514

0.0887

0.0788

年龄

0.0003

–0.0020

0.0031

健康状况

0.0528

0.0250

0.0313

民族

–0.3437**

–0.3165**

–0.2508*

受教育程度

–0.0536***

–0.0460***

–0.0128

婚姻状况

 

0.2021**

0.15870

家庭相对经济水平

 

0.1234**

0.1174**

家庭共居人数

 

0.1957***

0.1840***

宗教信仰

 

 

0.2645**

医疗保险

 

 

0.2370**

户口所在地

 

 

–0.4896***

常数值

1.8937***

0.8678***

0.3088***

LR

45.14

117.37

160.02

PR2

0.0090

0.0235

0.0320

            注:******0分别表示1%5%10%15%的显著性水平;LR为卡方检验的统计量;PR2是伪R2,虽然不等于R2,但可以用来检验模型对变量的解释力。下同。

 

  模型1~3逐步纳入个体基本特征、家庭特征和社会特征三个维度变量。从结果来看,PR2逐渐增加,说明随着解释变量的加入,模型拟和优度有所提高。

 

  1.个体基本特征方面。

 

  (1)性别、年龄和身体健康状况的回归系数在三个模型中都不显著,但系数均为正。(2)个体所属民族的回归系数显著为负,说明少数民族比汉族人二孩生育意愿更强烈。我国少数民族的计划生育政策相对汉族宽松,对子女数量的要求一般较多。(3)个体文化程度的回归系数为负,个体受教育越多,越不想生育二孩。原因可能有两个方面:一是受教育程度较高的人群更加追求生活质量和关注自我,考虑到生育二孩的经济成本和时间成本较高,多抚养一个孩子必然意味着更多自我牺牲,这部分人群会选择只生一个孩子或者丁克;二是受教育程度较高的人群更注重对子女的培养,培养优质的孩子通常需花费大量的时间和精力,因此不会选择多生孩子,即“少生优生”。这与胡雯琳等(2017[10]、洪秀敏等(2017[11]分析结果相似。

 

  2.家庭特征方面。

 

  (1)三个变量的回归系数在模型23中表现一致,均显著为正。(2)婚姻增强个人家庭责任感,已婚人群的生育计划往往先于未婚人群,尤其是生育过一孩的已婚族因情感和家庭的要求可能对二孩渴望更多,故已婚人群二孩生育意愿较未婚人群更强。(3)家庭相对经济水平越高,生育二孩意愿越强烈,可能因为家庭经济水平高的人群更有能力承担子女的抚养成本(教育成本、房价上涨、医疗负担等)。(4)家庭共居人口数越多,个体越想生二孩。一方面或许与“多子多福”的大家族传统有关,另一方面家庭共居人口通常表现为与父母同住,可以帮助育龄夫妇照料子女并减轻带孩压力,进而促进二孩生育倾向。

 

  3.社会特征方面。

 

  (1)各项系数值均较大并通过显著性检验,说明社会特征可能对居民生育二孩影响最大。(2)信仰宗教者更想生二孩,已有研究(李峰2017[12]表明,许多宗教都有鼓励多子多孙的生育观。如伊斯兰教反对节育和堕胎,佛教倡导香火昌盛、生生不息,都是促进生育的。(3)参加城市基本医疗保险或者新型农村合作医疗促进居民二胎生育意愿,在前面研究中,公共医疗服务获取便利性越差,生育意愿越强,这是因为考虑到社会保障的不完善促使居民通过多生孩子解决养老后顾之忧[13],看似与本文结论相悖,但实际可能是因为时代变化,养儿防老观念已经逐渐淡化。医保在一定程度上减轻医疗费用负担,增加社会保障,提高生活信心,从而加强二孩生育意愿。(4)户口变量的回归系数为负,农村居民比城市居民的二孩生育意愿更强。这有多方面原因,如:抚养二孩经济成本低;与老人同住可解决未成年子女照料问题;传统生育观念影响较深,如多子多孙等。

 

  (二)分样本回归

 

  不同群体中,同一变量对二孩生育意愿的影响可能不同。为此,按照城乡和性别进行分样本回归。具体回归结果见表4

 

4  城乡、性别的分样本回归

 

变量

女乡

女城

男乡

男城

模型4

模型5

模型6

模型7

年龄

0.0084

–0.0003

0.0138

–0.0115

民族

–0.2978

–0.1881

–0.3380

–0.3106

健康状况

0.0408

0.0420

0.1180

–0.0642

受教育程度

–0.0676***

0.0201

0.0011

0.0233

婚姻状况

0.1004

0.1752

0.1928

0.1065

家庭相对经济水平

0.0497

0.1822*

0.1001

0.0795

家庭共居人数

0.2343***

0.1943***

0.1779***

0.1815***

宗教信仰

0.3164***

–0.1679

0.9264***

0.3349

医疗保险

0.0808

0.1311

0.1681

0.4059*

常数值

0.8556

–0.7122

–0.6278

0.4503

LR

49.33

20.23

35.50

18.83

PR2

0.0351

0.0161

0.0295

0.0178

样本量

1516

1030

1250

901

 

  1.个体基本特征方面。

 

  (1)受教育程度显著抑制农村女性的二孩生育意愿,而这一变量对城市女性影响相反而不显著。以往研究很少对农村和城市两类女性群体进行区分,通常直接认为高学历抑制生育意愿[414],或者研究表明受教育程度对生育二孩无显著影响[2]。本文样本中农村女性的平均受教育年限值(8.36年)远低于城市女性(12.90年),农村女性平均受教育程度为初中,城市女性平均受教育程度为高中与大专之间。初中至大专之间文化程度对女性生育意愿有显著负向影响。(2)年龄系数不太显著,但在模型4和模型6中为正,在模型57中为负。这与已有研究中年龄增长显著降低二孩生育意愿的结论不一样[1-2]。可能是因为近年来城市男女普遍结婚较晚,常常错过最佳生育年龄,年龄越大,生育风险越高,抚养精力不足,不想生育二孩;而农村男女较早结婚生育,年龄有优势,对生育二孩意愿较大。

 

  2.家庭特征类方面。

 

  (1)不论城乡男女,家庭共居人数系数总显著为正,体现家庭共居人口数对二孩生育意愿的影响具有稳定性和普遍性,在农村女性样本中系数值最大。可能由于女性在家中承担更多照顾子女生活起居的责任,特别是农村女性,若有老人长辈共同生活,帮忙照顾孩子,她们更愿意生二孩。(2)家庭经济收入水平在不同群体中都表现为促进生育意愿,但城市女性对这一因素的反应相对较显著,可能由于城市孩子抚养成本高于农村,城市女性生育二孩机会成本也相对较大,导致城市女性对家庭经济收入相对敏感。

 

  3.社会特征方面。

 

  宗教信仰对农村男女的影响显著于城市男女,这可能与我国宗教信徒多集中于经济相对较落后的农村地区有关。

 

  此外,民族、健康状况、婚姻状况等特征在四类群体中对二孩生育意愿的影响与模型(3)相比,未发现明显差异。

 

  四、结论与建议

 

  本文基于中国综合社会调查(CGSS2015年数据,对居民二孩生育意愿的影响因素进行研究,得出以下主要结论:受教育程度与生育二孩负相关,文化程度越高越不想生,初中至大专之间文化程度对女性生育意愿影响更显著;家庭共居人口数越多,生育二孩意愿越强烈;家庭收入水平对生育二孩有明显正效应,城市女性对收入相对更敏感;晚婚未婚减弱居民二孩生育意愿;医疗保障的可获得性促进生育二孩;此外,信教者比不信教者更想生二孩,农村居民比城市居民二孩生育意愿强,少数民族比汉族更想生二孩。针对结论,提出相关政策建议。

 

  一是推进税改、医改和教改,减轻生育成本。对二孩家庭增加税收激励,减税、退税或提高家庭个人所得税收起征点,如在个人所得税中考虑家庭养育人数,按养育人数设置家庭起征点,以家庭为单位征税。改善医疗卫生条件、全面覆盖医疗保障制度,重点关注高龄孕产妇,完善妇幼保健设施,构建生育友好的社会环境。加速普及高中教育,投入更多教育资助金,对二孩家庭子女免除学杂费,减轻教育支出;增加托儿所和幼儿园等学前教育供给,鼓励政府在社区建立高质量育儿机构并加大监管,着实解决幼儿照料问题。

 

  二是树立人口资源生育观,鼓励适龄夫妇生育二孩。在网络媒体等社交软件上大力宣传二孩放开政策,引导“少生优生”的传统计划生育思想转变为“人口是资源”的积极生育观。尤其要鼓励高学历青年在适婚适育的年龄阶段生育二孩,同时鼓励企业消除性别歧视,雇用女性到岗任职,根据实际情况对其采取弹性工时制和弹性工作地点制度,降低高学历女性生育二孩的机会成本。完善产假工资和生育津贴的发放程序,保障二孩生育奖励制度在企业严格执行实施。

 

  参考文献

 

  [1]       庄亚儿, 姜玉, 王志理, . 当前我国城乡居民的生育意愿——基于2013年全国生育意愿调查[J]. 人口研究, 2014 383: 3-13.

 

  [2]       朱奕蒙, 朱传奇. 二孩生育意愿和就业状况——基于中国劳动力动态调查的证据[J]. 劳动经济研究, 2015 35: 110-128.

 

  [3]       吕碧君. 祖父母支持对城镇妇女二孩生育意愿的影响[J]. 城市问题, 20182: 50-57.

 

  [4]       何兴邦, 王学义, 周葵. 养儿防老观念和农村青年生育意愿——基于CGSS2013)的经验证据[J]. 西北人口, 2017 382: 31-38 53.

 

  [5]       陶涛, 杨凡, 张现苓. “全面两孩”政策下空巢老年人对子女生育二孩态度及影响因素——以北京市为例[J]. 人口研究, 2016 403: 90-100.

 

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  [7]       王良健, 蒋书云. 流动人口二孩生育意愿及其影响因素研究——基于湖南省2016年流动人口动态监测数据[J]. 调研世界, 20176: 12-17.

 

  [8]       吴丹芙, 季亚明. 高学历群体的二孩生育意愿及影响因素分析——以南京高校教师为例[J]. 皖西学院学报, 2017 331: 42-46.

 

  [9]       时涛, 刘德鑫. “全面两孩”政策下东部高校大学生生育意愿及影响因素分析[J]. 西北人口, 2018 391: 32-40.

 

  [10]       胡雯琳, 陈钰珊, 潘春莲, . 全面二孩政策下生育意愿低的影响因素分析[J]. 教育现代化, 2017 447: 391-392.

 

  [11]       洪秀敏, 朱文婷. 高学历女青年生育二孩的理想与现实——基于北京市的调查分析[J]. 中国青年社会科学, 2017 366: 37-44.

 

  [12]       李峰. 宗教信仰影响生育意愿吗.基于CGSS2010年数据的分析[J]. 世界宗教研究, 20173: 18-34.

 

  [13]       朱明宝, 杨云彦. 幸福感与居民的生育意愿——基于CGSS2013数据的经验研究[J]. 经济学动态, 20173: 52-61.

 

  [14]       侯佳伟, 黄四林, 辛自强, . 中国人口生育意愿变迁: 19802011[J]. 中国社会科学, 20144: 78-97 206.

 

  作者简介:

 

  方大春,男,1973年生,安徽和县人,管理学博士,现为安徽工业大学商学院教授、副院长、硕士生导师,研究方向为区域发展。

 

  裴梦迪,女,1996年生,安徽郎溪人,现为安徽工业大学商学院应用经济学研究生,研究方向为区域发展。

 

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