1. 问题提出
伴随21世纪的来临,我国一直以来所依靠的人员增长红利已经不复出现,老龄化和少子化问题也日益突出,这给我国经济发展带来了巨大挑战。为改善人口结构,保持我国在世界竞争舞台上的人力资源禀赋,中央层面做出了一系列的努力。在2015年10月的第十八届中央政府委员第5次集体大会上,中国强调了要坚持计划生育的基本国策,并且要积极采取行动应对人口老龄化的社会问题,实施全面二孩的政策 [1] 。2020年12月,党的十九届五中全会中指出将“积极应对人口老龄化纳入国家战略”。随着“单独二孩”到“全面二孩”的政策出台,再而到了2021年5月实施的“三孩政策”,我国的生育政策发生了巨大的变化。如今,我国新生儿占比虽有提升,但新生儿人口数量仍然有下降。
研究人口变化的过程中,对生育行为的探索是至关重要的,而生育意愿与生育行为息息相关。由于社会服务的不完善、婚龄的普遍推迟、结婚登记人数的持续减少以及生育成本的高昂,使得大多数人不愿意生育第二个或第三个孩子,而我国的人口生育率也已趋近“低生育陷阱”的水准 [2] 。以往对生育意愿影响因素的研究多针对个体特征、公共服务、社会保障等,对于劳动权益对生育意愿可能产生的影响关注度较低。根据2015年中国综合社会调查家户问卷的公开数据,本研究旨在深入探究我国城市家庭人均收入和劳动合同的签订情况对育龄女性二孩生育意愿的影响,以期为生育政策的调整和生育支持体系的构建提供重要参考,推动人口均衡发展,并有效应对人口老龄化挑战。
2. 文献回顾与研究假设
2.1. 文献回顾
生育意愿是一种社会现象,同时也是生育观念、生育文化的直接体现,通常有三个维度的体现:数量、时间和性别 [3] 。通过文献的梳理,我们可以发现生育意愿的现有研究如今已经相当丰富。
总体来说,已有研究中学者对于生育意愿的关注群体除育龄女性外,还包括职业女性、已婚女性、农民、高学历者、城乡群体以及不同年龄段群体等。起初,20世纪90年代对于生育意愿的研究较少,学者多运用定性方法进行研究,陈友华从生育政策内容的可行性、合理性等方面对当时的计划生育生育政策重新进行审视,认为生育政策的调整必须基于对民众生育意愿的调查以适应中国经济社会的发展 [4] 。杨雪在吉林省梨树县和永吉县举行座谈会对人口生育意愿进行定性调查,认为政策因素是决定生育意愿的重要因素 [5] ,因此,人口控制政策不仅仅是一种政策行为,而是逐渐演变成为了一种文化行为。
到了21世纪初,中国的计划生育政策已持续了三十余年,人口红利加速流逝,学界开始注意到中国的低生育意愿问题,并展开了相关的调查研究,主要研究集中于生育意愿与生育行为的变迁,并初步基于个体特征研究生育意愿影响因素。随着时代的发展,研究领域已经从传统的公共管理转变为涵盖了人口学、社会学等多个学科,并且实证也渐渐走向了定量分析。放开计划生育限制,实施单独二孩政策后,关于生育意愿的研究数量激增,生育意愿的影响因素实证分析成为其中最为热门的研究问题。实证分析是一种基于全面的、系统的、客观的、科学的研究方法,它可以从多个渠道获取数据,包括中国综合社会调查CGSS、中国健康与营养调查CHNS、中国家庭追踪调查CFPS等有名有背书的数据库,以及其他类型的官方或民间数据,这些数据的覆盖面更加广泛,样本量也更大,因此,它们在统计学上具有重要的意义。
生育意愿影响因素的研究目前已涉及到个体特征、家庭情况、公共服务、社会保障等各领域。个人特质可以通过性别、年龄段、民族、宗教信仰来描述;家庭状态可以通过家庭收入、成员组成、职业、子女养育成本来描述;而公共服务则可以分为三类:教育服务、托儿服务、文化服务;此外,近年来,社会保障问题也受到了越来越多的关注,其中最重要的就是医疗保险和养老保险的参与保险情况。其中,家庭收入与生育意愿之间的关系一直是讨论热度较高的话题。国内学者风笑天认为,家庭收入对育龄人群二孩生育意愿具有显著正向影响,经济条件越好,生育二孩的意愿越强烈 [6] 。周晓蒙认为家庭经济地位提高将导致其意愿生育数量增多、不愿生育的概率减小,调节收入分配是提高育龄人群收入分配的关键 [7] 。对大多数人来说,家庭收入必然要通过工作所得,讨论职业女性与女性生育关系的研究中大多认为生育行为会给职业带来负面影响,宋健、周宇香(2015)认为生育是导致城镇就业女性职业中断的重要因素 [8] 。然而,对职业影响生育的研究目前较少且集中在职业类别,对职业因素的探寻不够深入。我国劳动法保障女性职工生育权利,但由于目前国内劳动合同的管理不够严格规范,许多女性职工为维护工作的稳定性,不愿生育甚至不敢生育。因此,本文立足于已有研究,选取CGSS2015中我国育龄女性群体样本,聚焦家庭人均收入和劳动合同签订情况两个细微的切入点进行分析。
2.2. 研究假设
1) 家庭人均收入对我国育龄女性二孩生育意愿有明显影响
根据家庭经济学理论,养育子女的机会成本是指父母为养育子女而减少工作时间或放弃工作机会所导致的收入损失。随着家庭收入的增加,养育机会成本也会相应提高,从而导致生育意愿的降低,形成替代效应;但是,家庭收入的增加也会提升家庭的可支配收入水平,使得对生育子女的需求水平也会有所提升,形成收入效应,此时父母的意愿与其收入水平之间存在正相关关系 [9] 。
因此,本文提出相应的研究假设:当家庭收入由较低水平增至中等时,生育孩子的机会成本递增,此时对家庭消费决策的影响大于家庭总收入增长的影响,导致生育意愿降低;当家庭收入从中等水平增至较高水平时,机会成本的增速减慢,收入效应对家庭消费决策的影响逐渐超过替代效应,导致生育意愿提高。
H1a:家庭人均收入水平的提高对我国育龄女性的二孩生育意愿影响显著。
H1b:家庭人均收入水平的提高对我国育龄女性的二孩生育意愿无明显影响。
2) 劳动合同签订情况对我国育龄女性二孩生育意愿影响的假设
上述理论同样适用于解释劳动合同签订情况与生育意愿间的关系。对于上班的、加入社会劳动分配的女性而言,生育的机会成本最主要的来源是由于种种原因导致的劳动权益遭到侵害,而劳动权益保障的重要是形式就是正规劳动合同。我们假定未签订劳动合同或签订无固定期限劳动合同的女性群体在衡量生育机会成本时,生育意愿会低于签订有期限合同的群体。
H2a:劳动合同签订情况对我国育龄女性二孩生育意愿具有显著影响。
H2b:劳动合同签订情况对我国育龄女性二孩生育意愿不具有显著影响。
3. 实证研究设计
3.1. 数据来源
本文的研究的数据来源于“中国综合社会调查”(Chinese General Social Survey)的数据,CGSS2015由中国人民大学于2015年6月发起,在全国范围内系统地收集个人、家庭、社区、社会等多个层面的数据,是我国社会科学定量研究最权威、最重要的数据来源之一。数据原有样本共计10,968份,鉴于本文研究对象为我国育龄女性的二胎生育意愿,为保证数据分析的有效性与准确性,将性别群体限制为女性,并根据联合对于育龄期的相关界定,将年龄范围设置在18~49岁,并针对各变量数值缺失以及极端值的情况进行了相应的清理。最终得的有效样本量为1206。样本特征如表1分布,东中西部样本分布特征较符合人口分布密度,汉族样本占比91.59%,育龄女性群体中已婚比例为82.31%,受教育程度的分布也很均匀。经过仔细评估,我们发现这些样本非常适用,可以用于进一步的实证研究。
Table 1. Sample basic information description statistics
表1. 样本基本信息描述统计
3.2. 变量选取与描述统计
1) 因变量
本文实证分析的因变量为我国育龄女性的二胎生育意愿,采用问卷中的题目“如果没有政策限制,您希望有几个孩子?”进行测量,把离散变量转化为分类变量,并把不愿意生孩子和只想生一个孩子的赋值为0,希望生两个及以上的孩子赋值为1。不愿生二胎以及想生两个孩子及以上的样本数量为546和1864,占比分别为22.66%和77.34%。
2) 自变量
核心自变量主要有两个,分别是家庭人均收入和劳动合同签订情况。
首先,家庭人均收入变量的性质是连续变量,问题来源于CGSS2015中的问题“您去年(2014)全年的总收入是多少?”以及问题“您家目前住在一起的通常有几人?(包括您本人)”。通过计算样本中家庭全年总收入与家庭成员数量之比,并将其转换为对数形式,以获得最终结果。
其次,劳动合同签订情况是另一个核心自变量,采用问卷中的问题“您目前工作是否与用人单位或雇主签订了书面劳动合同?”进行衡量。问题的选项包括“没有签订劳动合同、签有无固定期限劳动合同、签有固定期限劳动合同”。对选项进行赋值,分别是将“未签订劳动合同”赋值为0,将“签无固定期限劳动合同”赋值为1,将“签有固定期限劳动合同”赋值为2。
3) 控制变量
控制变量同样会影响实证结果,因此也需要加以考虑。在参考已有研究的基础上,本研究选用的控制变量与被访者的个体特征有关,主要包括健康状况、受教育程度、婚姻状况和所在区域。健康状况问题来源于问题“由于健康问题影响到您的工作或其他日常活动的频繁程度”,为更好地符合逻辑表达,将选项“总是、经常、有时、很少、从不”分别赋值为0、1、2、3、4。而受教育程度则分为四类:小学及以下(包括没有受过任何教育和私塾、扫盲班等)赋值为0;初中赋值为1;高中(包括职业高中、中专、技校)赋值为2;大学及以上(指大专、本科、研究生及以上)赋值为3。根据以往文献研究,婚姻状况可简单处理为二分类变量,未婚(包含同居、离婚、丧偶)赋值为0,已婚(包含初婚有配偶、再婚有配偶、分居未离婚)赋值为1。根据中国国务院发展研究中心的划分标准,本问卷将中国区域经济布局划定为东部、中部和西部:东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东,赋值为0;中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南,赋值为1;西部地区包括四川、重庆、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、广西、内蒙古,赋值为2;东部地区综合经济实力高于中西部地区,可设置为参照组。变量设置与描述统计如表2所示。
Table 2. Variables and descriptive statistics
表2. 变量及描述性统计
3.3. 研究方法
由于本研究的因变量“二胎生育意愿”为二分类变量,采用二元logit回归模型,放入健康状况、受教育程度、婚姻状况和所在地区作为控制变量,以家庭人均收入、劳动合同签订情况为自变量,分析自变量对因变量的影响。
4. 实证分析结果
4.1. 二元Logit模型结果分析
为了使研究结果更加真实可靠分析,本文基于二元logit分析方法,在保证控制变量不变的情况下分别构建了以下四个回归模型,模型1仅添加了控制变量(健康状况、受教育程度、地区、婚姻)进行回归分析;模型2是在模型1基础上添加了家庭人均收入,对其进行回归分析,模型3是在模型1基础上添加了劳动合同签订情况,对其进行回归分析,模型4是添加了所有控制变量和自变量之后对其进行回归分析。判定系数R2为0.0332。模型回归结果如表3所示。
在只加入了所有控制变量的模型1中,可以看出地区、健康状况、婚姻状况和受教育程度都对育龄女性二孩生育意愿具有明显的影响。就地区而言,中部地区的育龄女性二孩生育意愿高于东部,而西部的育龄女性生育意愿又高于中部,也就是说从沿海到内陆二孩生育意愿逐渐提高。健康状况同样对育龄女性二孩生育意愿有显著影响,相对于健康状况极度不佳的群体,其他的健康程度更好的群体都展现出对二孩生育意愿的显著正向影响。虽然目前社会上的结婚年龄正普遍推迟,但是已婚群体相对于未婚参照组,更需要考虑未来二孩的生育计划,二孩的生育意愿在1%的水平上显著。根据数据分析,受教育程度也可看出与二孩生育意愿是负向显著相关的,以小学及以下的受教育群体为参照组,学历越高,二孩生育意愿越弱。
模型2中加入了作为自变量的家庭人均收入,又由于收入作为一个连续变量通常是偏态分布,在对其进行对数处理后,为更好地观察收入曲线的走势,将收入对数一并纳入模型中进行回归。收入对数的P值为0.003,在1%的置性水平上显著,假设H1a通过验证。我们可以得出家庭人均收入对育龄女性二孩生育意愿具有显著影响。假设H1b不成立。
模型3中加入了自变量中的劳动合同签订情况。劳动合同是一种法律性的协议,旨在确保劳动者与雇主之间的权利义务,并保护女性职工的合法权益。该项自变量中,签有固定期限劳动合同的群体比未签合同、签定无期限的群体对二孩生育意愿的影响更大。我们可以认为,假设H2a是成立的。
模型4加入了所有的控制变量和自变量进行回归分析。从控制变量看,地区变量仍有显著影响,西部、中部群体更比东部地区生育意愿更加显著,而其他控制变量已被其他变量解释。从自变量看,家庭人均收入对数与二孩生育意愿仍呈现显著关系。合同签订情况变量中的签有固定期限劳动合同与二孩生育意愿在5%的置信水平上正向显著相关。签署劳动合同代表着能够获得国家劳动法保障的凭证依据,生育的机会成本远小于未签署合同的育龄女性群体,未签署合同的群体鉴于未知的成本风险,在考虑二孩生育方面更为保守;劳动合同的期限也能够代表了一定期限内工作的稳定程度,进而提高育龄女性生育二孩意愿。从而进一步证明假设H1a、H2a能够通过实证分析。
Table 3. Binary logit model of influencing factors of Chinese women of childbearing age to have a second child
表3. 中国育龄女性二孩生育意愿影响因素的二元logit模型
注:*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。
4.2. 稳健性检验
为估计回归结果是否具有稳健性,也就是说所得结果是否保证在其他研究情境下同样成立,需要对其进行相应的稳健性检验。通常稳健性检验方法有三种:采用不同方法对变量进行衡量、用其他变量替代自变量以及变换模型。本文采用同类模型probit,看结果是否依旧显著。通过检验发现,自变量中已签订固定期限劳动合同与二孩生育意愿在5%的水平上显著,收入对数在1%的水平上显著。检验结果与二元logit基本一致,因此我们可以说本研究的结果基本是稳健的。
5. 结论与建议
本研究的研究对象是我国育龄女性群体二孩生育意愿,根据2015年中国综合社会调查(CGSS)家户问卷数据,使用二元logit模型研究中国家庭人均收入、劳动合同签订对我国育龄女性二孩生育意愿的影响。
结果发现:第一,我国二孩生育意愿总体水平较低,不愿生二孩与愿生二孩的占比分别为22.66%和77.34%。第二,家庭人均收入与育龄女性二孩生育意愿之间存在显著的关联。第三,劳动合同作为劳动权益保障的重要形式,其签订情况对二孩生育意愿同样有着重要的影响;未签劳动合同的群体占比高达51.2%,签无固定期限合同群体占比17.14%,签有固定期限劳动合同群体占比31.66%;总的来说,签有固定期限劳动合同的群体在有限期限内职业稳定性更强,而且心理预估的二孩生育机会成本更低;未签订劳动合同或只签有无固定期限劳动合同的群体会由于二孩生育面临更多的收入减少、甚至解雇等职业风险,较难保障生育权益。
在如今人口老龄化和少子化问题的时代挑战下,虽如今国家为进一步刺激新生儿数量的增加,已开始实施“三胎政策”,但之前的“二胎政策”就已经遇冷 [10] 。事实上,对于孩子生育数量并不是我们要关注的重点,如何提高生育意愿才是我们要考虑的首要问题,全体国民生育意愿的提高才能最终真正促进生育政策的有效实施。这是我国人口发展的百年大计。
伴随市场经济的发展,国内经济发展过程中产生了收入分配失衡、贫困差距扩大等问题,这些问题严重影响了育龄人群的生育意愿,因此,应该采取有效措施来改善收入分配状况以改善这个问题。国家应该积极采取措施,从立法层面健全初次分配制度,进一步提高劳动收入占比,取消产业控制,减少产业差异。只有通过进一步提高人民的收入水平和生活,才能真正促进生育意愿的提升。
其次,劳资双方订立长期的劳动合同是职业女性工作稳定的重要保障 [11] 。从国家层面看,需要加快对女职工生育的特殊劳动合同权益保护,完善立法,补贴用人单位相关成本,将生育的相关保障措施制度化与合法化。用人单位自身也应积极相应生育政策的调整,严格执行劳动合同,不得侵害女性职工生育权益,更不得对哺育期女性职工进行就业歧视,将延长女职工的产假及其配偶的陪护假写进劳动合同,为女性职工提供完善的六险一金社保,进一步加大对女职工的职场关爱和激励,营造更加充实、更有保障、更可持续的职场环境。行政监管部门要对用人单位落实《劳动合同法》的情况进行监督与检查,增强法律的震慑作用。此外,工会、妇联和妇女法律援助机构也应充分发挥积极作用,将督促劳动合同签订作为突破口,从而维护职业女性的生育权益,使得育龄女性免于收入减少、职场歧视、辞退或解雇等风险。
当然,本文还存在着需要继续深挖的研究点,在之后的研究中,可深入不同省份或不同城市群对我国育龄女性生育意愿的影响因素进行更加细致的分析。
参考文献