城市融入對農民工生育意愿的影響機制

何興邦

(西南石油大學 經濟管理學院，四川 成都 610500)

一、城鎮(zhèn)化對生育率的影響

改革開放以來，充裕的勞動力一直是中國經濟社會發(fā)展的核心競爭優(yōu)勢之一。但近年來，中國人口紅利優(yōu)勢逐漸消失，甚至成為制約中國經濟社會可持續(xù)發(fā)展的因素之一。為了扭轉嚴峻的人口形勢，2015年中國共產黨十八屆五中全會提出“全面實施一對夫婦可生育兩個孩子”的政策，并于2016年1月1日起正式實施。全面二孩政策實施以來，2016年和2017年我國出生人口分別為1786萬人和1723萬人，連續(xù)兩年出生人口都不足1800萬。2018年中國新生人口數(shù)為1523萬人，較2017年減少200萬人，新生人口規(guī)模甚至低于“十二五”時期年均出生人數(shù)。從數(shù)據(jù)來看，眾多人口學家預期生育政策放寬后產生的生育堆積現(xiàn)象并沒有出現(xiàn)，且新生人口數(shù)量與預期數(shù)字差距較大。

為什么中國居民越來越不愿意生育？眾多學者從經濟、社會、文化等多個角度給出了答案。其中，有很多學者都觀察到在中國經濟社會發(fā)展的過程中，城鎮(zhèn)化推進對于生育率水平的重要影響。倪國華等基于“中國營養(yǎng)與健康調查”(CHNS)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化使得育齡婦女計劃生育孩子的概率下降3.45%～5.34%，理想子女數(shù)減少0.32～0.364個[1]。楊華磊等發(fā)現(xiàn)尤其在城鎮(zhèn)化率較低水平的地區(qū)，城鎮(zhèn)化進程的推進會較大程度降低居民生育水平[2]。結合以上文獻，可以看到多數(shù)學者都認同城鎮(zhèn)化對于生育存在抑制作用。不過上述研究沒有回答的問題是：在城鎮(zhèn)化的進程中，是何種機制影響了生育率水平？這個問題的厘清十分重要，無論是對中國陷入低生育率陷阱現(xiàn)象的解釋，還是對中長期人口預測和人口政策優(yōu)化都具有現(xiàn)實意義。

為何城鎮(zhèn)化進程對生育率存在抑制效應？綜合文獻研究現(xiàn)狀，“適應或融合假設”(Adaptation/Assimilation Hypothesis)可以一定程度上解釋這個問題。“適應或融合假設”提出人口流動過程中，遷移目的地經濟狀況、社會規(guī)范、文化風俗等特征對遷移者生育文化的影響會超越流出地，使得遷移人口的生育水平向流入地居民趨近。眾多周知，中國城鎮(zhèn)化的典型特征就是農村戶籍居民脫離農村，遷移進入城市務工、生活。數(shù)據(jù)顯示：改革開放以來，中國常住人口城鎮(zhèn)化率已經由1978年的17.9%增加到2018年的59.58%。一個合理的邏輯是：根據(jù)“適應或融合假設”，在城鎮(zhèn)化過程中，進城農民工在進入城市工作生活后，生育觀念逐漸向城市居民靠攏，從而導致其生育意愿出現(xiàn)下降，即可推論城鎮(zhèn)化導致生育水平降低。事實上，大量學者通過探討農民工人口流動經歷對生育意愿的影響，發(fā)現(xiàn)進入城市工作生活的經歷顯著降低了農民工生育意愿，表明“適應或融合假設”是成立的。

不過，“適應或融合假設” 并沒有直接檢驗“融入”對農民工生育意愿的影響，而是通過探討農民工人口流動經歷對其生育意愿的影響來考察這一問題，因而可能存在樣本選擇性偏差的問題。此外，“適應或融合假設”也沒有合理解釋城市融入是通過何種機制改變了農民工人口的生育意愿，更沒有對機制進行實證檢驗。針對現(xiàn)有研究的不足，本研究從兩個方面改進：一是將研究對象鎖定為18～44歲的農民工，并采用適當方法測度農民工的城市融入水平，從而直接檢驗城市融入對農民工生育意愿的影響?；凇爸袊鴦趧恿討B(tài)調查”(China Labor-force Dynamics Survey，簡稱 CLDS)2016年調查數(shù)據(jù)，本研究從經濟、社會、文化等方面入手，獲取衡量農民工城市融入水平的綜合指數(shù)，以直接考察城市融入對農民工生育意愿的影響。需要特別說明的是，將研究對象定為18～44歲農民工主要是考慮這部分群體是主要的目標生育群體，其生育意愿對判斷人口形勢更有意義。二是初步提出兩個城市融入影響生育意愿的影響機制并進行檢驗。基于CLDS2016年調查數(shù)據(jù)，本研究不僅實證檢驗了城市融入對農民工生育意愿的影響，還提出城市融入可以通過影響農民工定居意愿和男孩偏好兩種路徑對生育意愿產生影響，并進行了實證檢驗。

二、適應或融合假設對生育意愿的分析

(一)生育意愿的影響因素

Leibenstein較早采用現(xiàn)代經濟學分析框架來討論生育意愿問題。他將生育孩子的收益和成本引入到生育決策之中，指出居民的生育意愿取決于生育孩子所獲得的收益是否高于成本。如果收益大于成本，則個體傾向于多生育；反之，則會選擇少生育甚至拒絕生育[3]。Becker等進一步將消費者理論引入到分析框架之中，提出孩子的數(shù)量和質量對家庭的效應均為正且存在相互替代的關系。隨著家庭收入的不斷提升，父母傾向于提升孩子的質量而降低數(shù)量[4]。Caldwell等提出代際財富流動方向的變化是生育意愿的決定因素。在傳統(tǒng)社會，孩子是父母的財富，代際財富流動的方向由子女向父母流動，因此父母生育意愿較高。現(xiàn)代社會代際財富流動方向相反，使得父母生育意愿下降[5]。上述研究均傾向于將生育視為家庭的一致決策，一些研究關注到最終生育決策是家庭成員內部博弈的結果。Brown在生育決策模型中引入了家庭成員內部的博弈，提出生育選擇是家庭內部成員談判的結果[6]。Eswaran強調夫妻雙方在生育決策過程中，談判力量對于生育數(shù)量的重要作用[7]。

近年來，全球許多國家都出現(xiàn)生育率下降的問題，大量學者從政策層面、非正式制度、經濟因素和個人因素等各個多個角度關注了居民生育意愿問題。Merli發(fā)現(xiàn)1976—2013年間在部分發(fā)展中國家施行的限制性生育政策是全世界居民生育率下降的主要原因[8]。Holmqvist發(fā)現(xiàn)養(yǎng)老保障制度的日趨完善使得撒哈拉以南的非洲地區(qū)居民生育意愿持續(xù)下降[9]。Gauthier認為現(xiàn)金補助等政策對婦女生育意愿的促進效果十分短暫，只會影響生育時機的選擇而不會影響生育子女數(shù)量[10]。Wusu的實證研究表明女性受教育程度提升會對職業(yè)晉升產生積極作用，從而增加生育子女的機會成本并降低生育意愿[11]。

(二)中國居民的生育意愿研究

侯佳偉等基于1980—2011年間開展的227項關于中國人生育意愿的調查結果發(fā)現(xiàn)，30年以來我國居民的生育意愿呈現(xiàn)逐年減少趨勢。1980—1989年間我國居民平均理想子女數(shù)為2.13個，1990—1990年下降到1.90個，2000—2011年進一步下降到1.67個[12]。張麗萍等采用2012—2014年中國家庭幸福感熱點問題調查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)育齡群體的理想子女數(shù)量穩(wěn)定在1.9左右[13]。賈志科等基于1982—2016年80多項生育意愿調查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，中國居民的生育意愿已經發(fā)生顯著變化。20世紀90年代之前，居民意愿生育子女數(shù)介于2.23～2.4之間。之后，中國居民的意愿生育子女數(shù)長期保持在低水平，介于1.4～1.93之間[14]。

關于中國居民生育意愿下滑的影響因素，何明帥等基于中國綜合社會調查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)家庭人均收入對生育意愿的影響呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢[15]。王天宇等發(fā)現(xiàn)新型農村合作醫(yī)療制度的建立使得居民再生育的意愿下降了3%～10%[16]。宋德勇等發(fā)現(xiàn)中國房價的上漲對生育的擠出效應高于收入效應，因而顯著降低了居民的生育意愿[17]。王晶等采用北京市人口調查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)父代能否承擔對孫子女的照顧是影響居民生育的重要影響因素[18]。李峰發(fā)現(xiàn)宗教參與對中國居民生育意愿有著十分顯著的正面效應[19]。

(三)“適應或融合假設”

“適應或融合假設”(Adaptation/Assimilation Hypothesis)，用于解釋人口流動過程中，遷移人口生育水平向本地居民接近的現(xiàn)象，提出人口流動目的地對遷移者生育文化的影響會超越流出地，使得遷移人口的生育水平向流入地居民趨近。究其影響機制，一些研究認為移入地生育的機會成本、養(yǎng)育費用等現(xiàn)實經濟問題改變了生育意愿。Brockerhoff等認為遷移者隨著流入時間的增長，經濟特征將接近于本地居民，決定了移民在生育問題上面臨與本地居民一樣的經濟約束，從而導致兩類群體在生育觀念上的趨同。也有一些研究認為是社會、文化等因素改變了移民的生育意愿[20]。Goldstein等認為移民越能融入當?shù)厣鐣?，會持續(xù)增加與移入地居民的交流和互動，在社會文化觀念上越發(fā)向當?shù)鼐用窠咏苍侥芙邮墚數(shù)氐纳^念，從而影響生育意愿[21]。Stephen等認為隨著流動時間的增加，流入地的經濟社會環(huán)境、文化規(guī)范最終會超越流出地的文化約束，從而使得遷移者的生育觀念向流入地居民趨近[22]。

國內相關討論人口流動經歷對農村居民生育意愿的文獻中，多數(shù)研究都發(fā)現(xiàn)進城工作生活將顯著降低農村居民生育意愿，與“適應或融合假設”相符合。尤丹珍等通過安徽、四川3186位16～40歲女性生育意愿調查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)外出打工的婦女生育意愿顯著低于未外出打工婦女[23]。伍海霞等基于深圳市外來農村人口生育意愿調查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，進入城市生活的時間越長，生育意愿越低[24]。

三、數(shù)據(jù)和變量

(一)數(shù)據(jù)說明

本文研究所采用的數(shù)據(jù)來源于“中國勞動力動態(tài)調查” (China Labor-force Dynamics Survey，簡稱 CLDS)。CLDS項目由中山大學發(fā)起，每兩年開展一次，建立勞動力、家庭和社區(qū)三個層次上的追蹤數(shù)據(jù)庫，為相關研究提供基礎數(shù)據(jù)。2016年CLDS項目(CLDS2016)在全國29個個省、直轄市、自治區(qū)展開，共完成21086份15～64歲勞動力人口個體問卷。由于本文的研究對象為18～44歲的農民工，首先應對農民工進行界定。關于農民工的定義，本文將其定義為“在城鎮(zhèn)非農部門就業(yè)，農業(yè)戶口，就業(yè)區(qū)域在本縣份以外的農村外出務工人員”?；谶@個定義，本研究進行樣本篩選并剔除掉缺失值，共獲得4724個有效基礎樣本。

(二)因變量

本研究第一個因變量為農民工的理想生育子女數(shù)，在CLDS2016問卷中對應的問題為“您認為一個家庭養(yǎng)育幾個孩子最理想？”，可以反映受訪者在沒有生育政策和現(xiàn)實約束下的生育意愿。考慮到當前中國多數(shù)地區(qū)執(zhí)行的是“全面二孩”政策，家庭生育數(shù)量不超過兩個是符合現(xiàn)行生育政策的選擇。基于此，本研究設置了第二個因變量，為受訪者理想生育子女數(shù)量是否為兩個或兩個以上的0-1離散變量。如果受訪者理想生育子女數(shù)為兩個或以上，則賦值為1，反之則賦值為0。

(三)主要解釋變量

現(xiàn)有研究測度農民工城市融入的方法主要有兩種：一種是通過城市適應、城市身份認同等某單一指標測度；另一種是從經濟融入、社會交往融合、文化融入等多個維度綜合衡量。考慮到單一指標不僅易受數(shù)據(jù)質量的影響，對于測度農民工城市融入水平也不全面，本研究將采用綜合指標測度農民工城市融入水平。結合問卷設計，本研究從經濟融入、社會融入、文化融入三個維度綜合測度受訪者城市融入水平。其中，用于衡量經濟融入的基礎指標有三個：是否簽訂書面勞動合同、是否購買城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險、是否購買住房公積金；用于衡量社會融入的基礎指標包括以下三個：鄰居信任程度、與本社區(qū)居民熟悉程度、鄰里互助程度；用于測度文化融入的基礎指標包括本地方言水平、互聯(lián)網使用情況、社區(qū)選舉參與情況三個。按照城市融入水平的差異，本研究對各基礎指標賦值。賦值越高，代表某一方面城市融入程度越高。在構建好城市融入綜合指標體系后，本研究采用主成分分析法(PCA)分別對基礎指標提取主成分，以生成經濟融入、社會融入、文化融入三個維度融入度指數(shù)，并繼續(xù)提取主成分生成城市融入指數(shù)。其中，城市融入指標體系和變量賦值說明可詳見表1。

表1 城市融入指標體系和變量賦值說明

基于主成分分析法得到的農民工城市融入指數(shù)取值區(qū)間位于〔-1.655，2.213〕。為了更加直觀獲取城市融入與生育意愿之間變動的比率關系，以方便在回歸分析中對其取對數(shù)，本研究將對其做正向化處理。正向化處理的方法見(1)式。其中，T為正向化前的城市融入指數(shù)，X為正向化處理后的城市融入指數(shù)。可以看到，經過正向化處理后的城市融入指數(shù)取值〔0，1〕之間。

(1)

(四)控制變量

此外，本文還選取了受訪者年齡、性別、婚姻狀況、受教育年限等基本人口學特征作為控制變量。其中，性別和婚姻狀況均為虛擬變量，男性受訪者為觀察組，取值為1，女性受訪者為對照組，取值為0；已婚受訪者為觀察組，取值為1，未婚受訪者為對照組，取值為0?？紤]到受訪者原生家庭子女數(shù)量會通過影響受訪者成長環(huán)境從而影響居民生育觀念和生育意愿，本研究繼續(xù)引入受訪者兄弟子女數(shù)作為控制變量。另外，為控制健康因素對受訪者生育意愿的影響，本研究引入受訪者對身體健康自評的控制變量。其中，回答“非常不健康”、“比較不健康”、“一般”、“健康”和“非常健康”的分別賦值1-5。賦值越高，對自己身體健康狀況評價越好。最后，本研究還引入個人收入對數(shù)以控制經濟狀況對受訪者生育意愿的影響。

(五)描述性統(tǒng)計

在進行實證分析之前，本研究對各變量數(shù)字特征進行了統(tǒng)計，詳見表2。

表2 變量描述性統(tǒng)計結果

四、農民工生育意愿的實證分析

(一)回歸模型

為了檢驗城市融入對農民工生育意愿的影響，本研究建立如(2)式的回歸方程。Y為反映農民工生育意愿的因變量。其中一個是理想生育子女數(shù)，另一個是理想生育子女數(shù)量是否為兩個或兩個以上的0-1離散變量。X為主要解釋變量城市融入指數(shù)。Z為受訪者年齡、性別、婚姻狀況、受教育年限、兄弟姐妹數(shù)、健康狀況和收入等控制變量，ε為服從獨立同分布的隨機擾動項。需要說明的是，為了更直觀反映城市融入對生育意愿的影響程度，本研究在(2)式中對城市融入指數(shù)取對數(shù)(1)由于正向化的城市融入指數(shù)最小值為0，本研究對其賦一個極小的正值。本文對其賦值為0.0001。。

Yij=α0+α1LnXi+α2Zi+εi

(2)

在(2)式中，理想生育子女數(shù)都為非負離散整數(shù)，取值范圍在(0，11)之間。對于這一類計數(shù)數(shù)據(jù)，通?？刹捎貌此苫貧w模型(Poisson regression model)。使用泊松回歸的前提之一是被解釋變量的方差明顯大于期望，出現(xiàn)“過度分散”，如出現(xiàn)“過度分散”，則應該采用負二項回歸。由于多數(shù)受訪者理想生育子女數(shù)量集中在(0，4)之間且通過stata軟件檢驗理想生育子女數(shù)量的數(shù)字特征發(fā)現(xiàn)不存在“過度分散”問題。因此，本研究將采用泊松回歸模型進行實證檢驗。

另外，由于是否理想生育子女數(shù)量為兩個或兩個以上為二值虛擬變量，受訪者理想生育子女數(shù)為兩個或以上，取值為1，反之則取值為0。因此，本研究將采用PROBIT模型進行回歸，以檢驗城市融入對受訪者對生育兩個或者以上子女意愿概率變化的影響。表3為詳細回歸結果。為了直觀獲取城市融入與農民工生育意愿變動的比例關系，表中匯報的系數(shù)都取邊際效應。

表3 城市融入對農民工生育意愿影響的回歸結果 單位：億元

注：*、**、***分別代表顯著性水平為10%、5%和1%，括號內為標準誤。下同。

表3中，第一列和第二列為POISSON回歸結果，第三列和第四列為PROBIT回歸結果。POISSON回歸顯示，在不引入其他控制變量的前提下，城市融入度提升1%，農民工理想生育子女數(shù)下降0.1877%。在引入年齡、性別、婚姻、教育、兄弟姐妹數(shù)、健康、收入等控制變量后，城市融入對農民工生育意愿仍然是顯著的。城市融入度增加1%，農民工理想生育子女數(shù)下降0.1351%。PROBIT回歸結果顯示，在不引入其他控制變量的情況下，城市融入度提升1%，農民工理想生育子女數(shù)在兩個或兩個以上的概率下降0.127%。在引入全部控制變量的情況下，城市融入度提升1%，農民工理想生育子女數(shù)在兩個或兩個以上的概率下降0.1161%。上述結果均表明：城市融入顯著降低了農民工的生育意愿。此外，其他回歸結果顯示女性、年長、已婚、健康狀況好、出生于多子女家庭的農民工生育意愿更高，而受教育程度提升和收入增加則顯著降低了農民工的生育意愿水平。

(二)分樣本回歸

1.分年齡群體回歸

考慮到不同年齡群體經濟壓力、生育需求等因素的差異，城市融入對不同年齡群體的生育意愿可能存在顯著差異。根據(jù)受訪者出生年代的差異，本研究將所有樣本劃分為生于1972—1979年、生于1980—1989年、生于1990—1998年三個群體(2)由于本研究對青年的定義為年齡在18～44歲之間。因此根據(jù)CLDS2016項目實施的時間，對應的受訪者出生年位于1972—1998年之間。，然后采用POISSON回歸和PROBIT回歸檢驗城市融入對不同年齡群體農民工生育意愿的影響(3)限于篇幅，分樣本回歸僅匯報了城市融入對青年農民工理想生育意愿的影響。如需全部回歸結果，可向作者索取。。表4的回歸結果顯示，無論是POISSON回歸還是PROBIT回歸，80后農民工群體生育意愿對城市融入的影響更加敏感。以POISSON回歸為例，城市融入度增加1%，80后農民工理想生育子女數(shù)減少0.1643%，70后理想生育子女數(shù)減少0.0408%,90后理想生育子女數(shù)減少0.0189%。以PROBIT回歸為例，城市融入度提升1%，80后農民工理想生育子女數(shù)在兩個或兩個以上的概率下降0.1340%，負向影響效應遠高于另兩個年齡群體。

表4 分年齡段回歸結果

為什么80后群體的生育意愿受城市融入的影響程度更大？本研究認為可能的原因在于80后群體是重點目標生育群體，生育需求更為強烈。生育意愿對經濟、社會、文化各種因素的變動也更加敏感，對由城市融入導致的生育觀念變動的影響程度也更大?？紤]到項目調查實施時間在2016年，80后農民工處在27～36歲之間，生育意愿是多數(shù)受訪者的重要現(xiàn)實需求。與此同時，部分90后群體還沒有結婚而70后群體部分已經完成理想生育目標，因此生育問題的迫切程度并不高。上述結果也說明了城市融入對重點目標群體生育意愿的影響程度更大，應關注其作用機制并采取適當配套政策干預，以確保在現(xiàn)行生育政策下，充分釋放其生育需求。

2.分地區(qū)回歸

考慮到中國不同地區(qū)在經濟發(fā)展水平、生育文化、對外來人口接納程度方面存在著較為明顯的差異，城市融入對不同地區(qū)農民工生育意愿的作用機制和程度也會存在較大的異質性。根據(jù)受訪者居住地區(qū)差異，本研究將樣本分為東、中、西部地區(qū)，并采用POISSON回歸和PROBIT回歸來檢驗城市融入對不同地區(qū)農民工生育意愿的影響(4)東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、廣東和海南等11個省(市)；中部地區(qū)有山西、吉林、黑龍江、安徽等8個省級行政區(qū)；西部地區(qū)包括四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西等12個省(市)。。 表5的回歸結果顯示城市融入對東部地區(qū)農民工生育意愿的負向影響程度更大。以POISSON回歸為例，城市融入度增加1%，東部地區(qū)農民工理想生育子女數(shù)減少0.1911%，中部地區(qū)農民工理想生育子女數(shù)減少0.0515，西部地區(qū)農民工理想生育子女數(shù)減少0.0441%且并不顯著。以PROBIT回歸為例，城市融入度提升1%，東部地區(qū)農民工理想生育子女數(shù)在兩個或兩個以上的概率下降0.1771%，影響程度遠高于另兩個地區(qū)的農民工。

表5 分地區(qū)回歸結果

為什么東部地區(qū)農民工生育意愿對城市融入度的變動更加敏感？本研究認為可能的原因來自于兩個方面：一是東部地區(qū)經濟社會發(fā)展水平較高，住房、教育、醫(yī)療等生活配套成本也越高。城市融入水平越高，越接納城市化的經濟生活方式，比如購買高品質住房，送子女到優(yōu)質學校，這必然會較大程度增加相應支出。較大的經濟成本必然會影響其生育意愿。二是東部地區(qū)居民的生育觀念更為現(xiàn)代化，生育意愿水平也更低，城市融入所產生的生育文化、生育觀念的影響也更大，對農民工生育意愿的負向影響程度也就越大。上述結果可能表明農村居民越向經濟社會發(fā)展水平越高的地區(qū)流動，城市融入所產生的生育效應可能就越大。

五、影響機制初探

(一)城市融入、定居意愿與生育意愿

首先，本研究認為城市融入可以通過影響農民工在城市定居意愿從而影響生育意愿。一方面，城市融入影響進城農民工的身份認同，增加其對居住城市的歸屬感，從而增加在城市定居的意愿。綜合文獻研究現(xiàn)狀，一些研究提出了城市融入對農民工定居意愿具有正向影響的證據(jù)。葉鵬飛以7省區(qū)農民工調查數(shù)據(jù)就發(fā)現(xiàn)，經濟生活方式的融合、城市社會交往的增加、社區(qū)參與的增加等都可以顯著提高農民工的定居意愿[25]。梁土坤發(fā)現(xiàn)消費、居住、情感紐帶、社會交往、城市認同等城市融入因素對于提升新生代農民工的定居意愿具有十分顯著的提升作用[26]。

2.1 血細胞分析及鏡檢結果分析 根據(jù)表1可知，治療前血紅蛋白值與瘧原蟲密度呈一定的線性關系；血細胞五分類統(tǒng)計所有感染者未見明顯血小板（PLT）降低，兩組白細胞（WBC）紅細胞（RBC）值對比，差異無統(tǒng)計學意義（P＞0.05，χ2=0.087）； 而在血紅蛋白（HGB）和平均紅細胞壓積（MCV）上相比，差異有統(tǒng)計學意義（P＜0.05，t=4.253、2.795），有統(tǒng)計學意義。

與此同時，城市定居意愿對于農民工生育選擇可能具有重要影響。一方面，農民工在城市定居后，生育子女需要面臨住房、養(yǎng)育費用等現(xiàn)實經濟壓力，從而影響農民工生育意愿。比如，劉中華基于CLDS2014年調查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)房價每增加1%，中國居民的二孩生育意愿下降3.6%[27]。楊菊華基于2016年流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)制約二孩生育的最主要因素是住房、養(yǎng)育等經濟成本[28]。另一方面，在城市定居后，與父輩的空間距離增加，生育子女就要考慮誰來承擔子女照料的問題。黃秀女等采用衛(wèi)計委2014年全國流動人口調查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)農民工面臨較大的子女照料壓力，會顯著降低農民工的生育意愿[29]。

(二)城市融入、性別偏好與生育意愿

本研究認為城市融入還可以通過改變農民工男孩偏好從而對生育意愿數(shù)量產生影響。在中國，農村居民的性別偏好主要體現(xiàn)在根深蒂固的“重男輕女”思想[30]。然而，隨著農民工進入城市生活，城鎮(zhèn)化的生活方式有利于增進男女平等，改變傳統(tǒng)“男強女弱”的觀念，對于農民工性別偏好的降低具有重要作用。相當多研究都發(fā)現(xiàn)城市生活方式有助于顯著降低農民工的性別偏好。石人炳和熊波基于鄂東南地區(qū)兩個市18～45歲進城農民550份調查問卷數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)進城務工經歷顯著降低了受訪者的男孩偏好[31]。楊凡等發(fā)現(xiàn)農村居民向城市大規(guī)模流動過程中，隨著對城市生活方式的適應，對男孩的偏好持續(xù)減弱[32]。

另一方面，對男孩偏好減弱可能對農民工生育意愿產生顯著影響。長期以來，受到生產方式、婚嫁模式、傳統(tǒng)觀念、家族壓力等多重影響，中國相當一部分農村居民對生育男孩有著強烈的偏好。一旦沒有達成生育男孩的目標，必然有繼續(xù)生育的意愿。男孩偏好下降，將有助于減少其意愿生育子女數(shù)。宋健等采用全國城市青年調查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)男孩偏好顯著提高了受訪者的意愿生育子女數(shù)和實際子女數(shù)。男孩偏好的逐漸降低，將使得新生人口規(guī)模呈現(xiàn)減少的趨勢[33]。

(三)影響機制的初步驗證

為了初步驗證城市融入對農民工生育意愿的影響機制，本研究建立如(3)-(5)式的回歸方程組。

Kij=δ0+δ1LnXi+δ2Zi+εi

(3)

Mij=κ0+κ1LnXi+κ2Zi+εi

(4)

Yij=υ0+υ1LnXi+υ2Ki+υ3Mi+υ4Zi+εi

(5)

以上方程組中，(3)式用于檢驗城市融入對農民工定居意愿的影響。(4)式用于檢驗城市融入對農民工男孩偏好的影響。(5)式用于檢驗定居意愿、男孩偏好對農民工生育意愿的影響。其中，變量K用于衡量本地定居意愿的高低。在CLDS2016調查中，對受訪者回答“非常不可能”、“比較不可能”、“不確定”、“比較可能”、“非常可能”在居住城市定居的，本研究分別賦值1-5，取值越高，代表在居住城市定居的意愿越高。變量M用于衡量受訪者的男孩偏好，等于理想生育男孩數(shù)除以全部理想生育子女數(shù)，如果理想子女性別全部為男孩，則取值為1；如果理想子女性別全部為女孩，則取值為0。另外，(3)-(5)式其余變量與前文保持一致:變量X為正向化后的農民工城市融入指數(shù)。Y為農民工生育意愿，包括理想生育子女數(shù)和現(xiàn)實生育計劃。Z為年齡、性別、婚姻、受教育年限等其他控制變量。為了簡化實證過程，上述回歸方程統(tǒng)一采用最小二乘回歸方法(OLS)。詳細回歸結果見表6。

表6 城市融入對農民工生育意愿影響機制的初步檢驗結果

基于影響機制的初步檢驗結果，可以看到無論是通過影響定居意愿還是影響男孩偏好，最終都會傳導至對生育意愿的影響上。其中，前者主要側重從經濟層面影響農民工生育意愿，使得其要全盤考慮在城鎮(zhèn)定居所產生的住房、教育、生活費用等經濟成本，從而影響其生育意愿。后者主要側重于從生育文化、觀念層面影響農民工生育，使其摒棄或降低“重男輕女”傳統(tǒng)觀念，從而使得意愿生育子女數(shù)減少。

六、結論與政策建議

基于CLDS2016年調查數(shù)據(jù)，本研究考察了城市融入對農民工生育意愿的影響，主要的研究結論包括以下幾個方面：首先，城市融入水平是影響農民工生育意愿的重要因素。城市融入水平提升會顯著降低農民工生育意愿，證明了“人的城鎮(zhèn)化”對生育存在負面效應。其次，城市融入對不同群體生育意愿的影響程度存在異質性。其中，城市融入對80后和東部地區(qū)農民工群體生育意愿的負向效應更大，對其他群體的負向影響程度相對較小。最后，城市融入主要通過影響定居意愿和性別偏好兩種中間機制來影響農民工生育意愿。其中，前者主要是基于養(yǎng)育子女產生的經濟成本來改變農民工生育意愿，后者主要基于社會文化因素來改變農民工生育意愿?；谝陨涎芯拷Y論并結合中國經濟社會發(fā)展國情，本研究提出以下幾方面政策建議：

第一，人口預測工作要考慮到城鎮(zhèn)化過程中，進城農民工的城市融入所產生的生育意愿轉變。城鎮(zhèn)化的本質是“人的城鎮(zhèn)化”，讓進城農民工實質性地融入城市社會生活的共同體，避免農民工難以融入城市所產生的社會排斥。因此，推動農民工群體融入城市，是政府決策者實現(xiàn)社會公平正義的必然選擇，也是社會發(fā)展的趨勢。然而，“人的城鎮(zhèn)化”可能推動農民工生育觀念的現(xiàn)代化，使其生育意愿進一步向城市居民靠近。長期以來，人口預測工作在測算出生人口規(guī)模時，主要基于當前目標群體的生育意愿，忽視了城鎮(zhèn)化過程中，部分目標群體生育意愿的轉變。政府相關決策者和人口專家要重視“人的城鎮(zhèn)化”引發(fā)的進城農民工生育觀轉變對人口變化的影響，尤其是做一些中、長期人口預測，要結合中國城鎮(zhèn)化推進速度，合理評估遷移群體生育意愿變化對整體生育水平的影響，增加人口預測工作的準確性和科學性。

第二， 隨著中國城鎮(zhèn)化進程推進以及農民工持續(xù)融入城市生活，中國的人口轉變形勢可能進一步惡化，應及早評估和規(guī)劃相關人口政策，為保障長遠人口安全提供政策保障支持，促進人口長期均衡發(fā)展，為推動我國經濟社會持續(xù)健康發(fā)展創(chuàng)造良好人口條件。全面二孩政策實施以來，全國新生人口數(shù)量與眾多人口學家的預期相去甚遠。尤其是2017年、2018年連續(xù)兩年都出現(xiàn)了出生人口下降的現(xiàn)象，顯示計劃生育政策放寬所產生的人口紅利恐無法持續(xù)。本研究認為隨著城鎮(zhèn)化的持續(xù)推進，中國人口轉變形式有持續(xù)惡化的風險。因此，政府決策者應基于人口轉變情勢，及時評估和規(guī)劃相關人口政策，從生育給付和養(yǎng)育津貼等補助，產假、托兒教育、住房保障等方面著手構建經濟社會政策支撐體系，鼓勵居民在現(xiàn)行政策下積極生育。此外，也要堅持正確輿論導向，引導社會預期，營造在現(xiàn)行政策下鼓勵居民多生育的社會氛圍。

第三，經濟生活方式的轉換和融入決定了農民工群體生育意愿受到多維現(xiàn)實條件約束，相關決策者應在現(xiàn)行生育政策框架下，針對農民工目標群體探索推出配套政策，降低各種外在現(xiàn)實條件對農民工生育的約束，鼓勵其按政策生育。基于本文的研究結論，融入使得進城農民工更加愿意接受城市生活方式并在城市定居。然而，相比于在農村工作時間具有彈性，住房支出負擔小，必需品可自給自足等特征，農民工在城市生活要考慮住房、托兒、醫(yī)療、教育、生活支出等多重現(xiàn)實約束，必然會影響其生育意愿。當前，全國已經有多個省份都在探索推出鼓勵按政策生育的配套措施。本研究認為一方面在探索相關政策出臺時，可以考慮將符合條件的進城農民工一并納入政策鼓勵對象。另一方面，也可以針對農民工重點關注的問題，推出有針對性的政策。比如，在保障性住房、孩子入托等問題給予一定政策傾斜，解決農民工生育的后顧之憂。