□魏瑾瑞 趙漢林
內(nèi)容提要 基于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS2014)和中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)(CGSS2015)探究地區(qū)代際流動(dòng)對生育意愿的影響,研究發(fā)現(xiàn):(1)地區(qū)代際流動(dòng)對居民生育意愿存在顯著的倒U 型影響,較高的地區(qū)代際流動(dòng)有利于提高個(gè)體的生育意愿,但是過高的地區(qū)代際流動(dòng)反而會(huì)抑制個(gè)體的生育意愿。(2)地區(qū)代際流動(dòng)對居民生育意愿的倒U 型影響也表現(xiàn)在區(qū)域和收入兩個(gè)維度:在中西部地區(qū)是正向的,而在東部地區(qū)則是負(fù)向的;在中低收入群體是正向的,而在高收入群體則是負(fù)向的。(3)較高的地區(qū)代際流動(dòng)通過降低教育投資成本和教育回報(bào)率分別起到提高和抑制居民生育意愿的作用。
近年來生育政策幾經(jīng)調(diào)整放寬,從“一對夫妻生育一個(gè)孩子”到“單獨(dú)二孩”,又從“單獨(dú)二孩”放寬到“全面二孩”,然而居民的生育意愿仍略顯冷淡,特別是高學(xué)歷、高收入和高代際流動(dòng)地區(qū)。代際流動(dòng)性對個(gè)體的生育意愿究竟是否存在顯著影響,以及這種影響是正向的還是負(fù)向的?當(dāng)前關(guān)于代際流動(dòng)對生育意愿影響的研究相對較少,且主要集中于從微觀層面探究個(gè)體本身相對于父代的流動(dòng)性對生育意愿的影響。然而,代際流動(dòng)之于個(gè)體而言常常是一種概括性的樂觀或悲觀預(yù)期,所以從宏觀層面探究地區(qū)代際流動(dòng)對生育意愿的影響更具現(xiàn)實(shí)意義。事實(shí)上,社會(huì)階層的劃分是相對的,較高的地區(qū)代際流動(dòng)意味著子代有公平競爭的機(jī)會(huì),但不能保證每個(gè)個(gè)體都能實(shí)現(xiàn)向上的階層躍遷。此外,在社會(huì)各階層分布不變的情況下,有多少個(gè)體實(shí)現(xiàn)了向上流動(dòng),就會(huì)有多少個(gè)體向下流動(dòng),因而從微觀層面干預(yù)個(gè)體代際流動(dòng)并不具有現(xiàn)實(shí)及政策意義,本文從宏觀層面探究地區(qū)代際流動(dòng)對生育意愿的影響。
本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于:一是從宏觀層面實(shí)證了地區(qū)代際流動(dòng)與居民生育意愿的關(guān)系,為進(jìn)一步探究居民生育意愿的影響因素提供了更具可操作性的參照。二是研究不同區(qū)域、城鄉(xiāng)、不同收入水平條件下的代際流動(dòng)與生育意愿的關(guān)系,為政策制定者針對具體情況出臺相關(guān)政策提供微觀依據(jù)。三是從家庭教育投資決策的角度分析地區(qū)代際流動(dòng)對居民生育意愿的作用機(jī)制,為調(diào)控地區(qū)代際流動(dòng)和提高居民生育意愿提供了切入點(diǎn)。
后文結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分回顧總結(jié)相關(guān)文獻(xiàn)和理論,第三部分是模型設(shè)定、指標(biāo)構(gòu)建與數(shù)據(jù)描述;第四部分是對實(shí)證結(jié)果的分析;第五部分提出關(guān)于地區(qū)代際流動(dòng)對居民生育意愿影響機(jī)制的假設(shè),并進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn);第六部分是結(jié)論。
生育意愿是指人們對于生育行為的態(tài)度以及看法,包括生育目的、生育間隔、意愿生育子女?dāng)?shù)量和意愿生育性別四個(gè)維度(姚從容等,2010),本文主要是從意愿生育子女?dāng)?shù)量的層面,探討地區(qū)代際流動(dòng)對個(gè)體生育意愿的影響。鑒于發(fā)達(dá)國家的低生育率,國外學(xué)者很早就對生育意愿及其影響因素展開了研究,例如邊際子女合理選擇理論將子女類比為一種特殊商品,進(jìn)而認(rèn)為子女能夠帶給理性個(gè)體的成本和收益是決定個(gè)體對子女需求大小的決定性因素。子女?dāng)?shù)量-質(zhì)量替代理論(Becker&Lewis,1973)則認(rèn)為,在權(quán)衡子女的數(shù)量和質(zhì)量時(shí),父母會(huì)越來越傾向于選擇提高子女的質(zhì)量而降低子女的數(shù)量。此外,國外學(xué)者還提出了決定生育率的供給-需求理論(Easterlin&Crimmins,1986)和生育率的收入影響理論(Simon,1969)等。在實(shí)證研究方面,諸多學(xué)者探討了受教育程度、宗教信仰、女性社會(huì)地位以及人們在群體中的關(guān)系模式等因素對生育決策的影響。例如,教育能夠提高女性的自主權(quán),進(jìn)而會(huì)負(fù)向影響生育率水平(Kravdal&Rindfuss,2008);受教育程度的提升會(huì)伴隨著生育子女機(jī)會(huì)成本的增加進(jìn)而降低個(gè)體的生育意愿(Jain,1981)。此外,社會(huì)地位的獲得與生育水平是負(fù)相關(guān)的,因?yàn)闇p少生育子女的數(shù)量也有利于提高自身的社會(huì)地位。人們物質(zhì)欲望的增強(qiáng)、個(gè)性化的提高和性別角色的改變導(dǎo)致的社會(huì)文化轉(zhuǎn)型以及女性勞動(dòng)參與率提高也會(huì)降低生育水平,并且相對于低階層群體,這種效應(yīng)在高階層群體中的作用尤為顯著(Matysiak&Vignoli,2008),而宗教信仰較高的人群通常會(huì)傾向于生育更多的子女(Caldwell,2004)。
限制個(gè)體生育的政策逐漸放寬、生育調(diào)節(jié)技術(shù)的快速發(fā)展、經(jīng)濟(jì)水平和物質(zhì)條件的極大提高,都使得個(gè)體生育意愿這一因素在影響實(shí)際生育行為中扮演越來越重要的角色(鄭真真,2014)。例如,候佳偉等(2014)系統(tǒng)分析了1980-2011年生育意愿的變遷。也有不少論文從中國的實(shí)際情況出發(fā),發(fā)現(xiàn)下列因素會(huì)對中國居民的生育決策產(chǎn)生重要影響,例如,收入、受教育水平和地區(qū)差異(陳衛(wèi)和史梅,2002),婦女的社會(huì)地位高低和對子女的性別偏好(周俊山等,2009),女性的受教育程度和已婚年數(shù)(呂江洪等,2013),父母生育子女的數(shù)量(陳字和鄧昌榮,2007)等。同時(shí)西方社會(huì)已經(jīng)出現(xiàn)過的生育行為與生育意愿相悖離的現(xiàn)象也開始在中國出現(xiàn)(楊菊華,2014)。此外也有研究表明,帶有補(bǔ)貼的新農(nóng)合不僅會(huì)對個(gè)體的生育意愿起到正向的收入效應(yīng),亦會(huì)表現(xiàn)出對子女的擠出效應(yīng),進(jìn)而降低個(gè)體的生育意愿(王天宇和彭曉博,2015)。
代際流動(dòng)刻畫了子代的社會(huì)地位受到父代影響的程度。不平等的代際傳遞意味著子代依靠自己的努力實(shí)現(xiàn)社會(huì)地位躍遷的可能性降低,個(gè)體對子代進(jìn)行人力資本投資的信心必然隨之降低,進(jìn)而會(huì)對個(gè)體的生育意愿產(chǎn)生負(fù)面影響。但也有學(xué)者認(rèn)為,不同社會(huì)階層之間的流動(dòng)可能會(huì)導(dǎo)致家庭的社會(huì)不安全感增加(Blau&Duncan,1967),即較高的代際流動(dòng)可能對家庭的生育意愿存在抑制效應(yīng)。Dumont(1990)認(rèn)為,人們會(huì)希望更好地實(shí)現(xiàn)向上社會(huì)流動(dòng),但是養(yǎng)育子女會(huì)使流動(dòng)的負(fù)擔(dān)和成本增加,個(gè)體為了提高自已的社會(huì)地位就會(huì)控制生育數(shù)量。從這一層意義來講,當(dāng)?shù)貐^(qū)具有較高的代際流動(dòng)時(shí),人們會(huì)更傾向于關(guān)注自我發(fā)展而減少生育子女的數(shù)量。隨著社會(huì)流動(dòng)理論的不斷推進(jìn)和發(fā)展,學(xué)界開始將社會(huì)流動(dòng)分為兩種:代際流動(dòng)與代內(nèi)流動(dòng),并分別考察其與生育之間的關(guān)系。因?yàn)樯鐣?huì)階層的劃分是相對的,社會(huì)流動(dòng)天然具有比較屬性,判斷社會(huì)流動(dòng)的方向就需要明晰流動(dòng)的起點(diǎn)與終點(diǎn)。代內(nèi)流動(dòng)將流動(dòng)的起點(diǎn)定義為個(gè)體自身某一階段所處的社會(huì)階層,主要研究的是個(gè)體生命歷程中階層地位的變化,而代際流動(dòng)則關(guān)注的是代際之間社會(huì)地位的變遷,即子代相對于父代的階層地位變化與從父代到子代的稟賦傳遞。社會(huì)學(xué)家和人口學(xué)家往往從代際流動(dòng)的視角出發(fā),研究社會(huì)流動(dòng)現(xiàn)象對個(gè)體或群體行為、觀念的影響。本文想要探究代際流動(dòng)對生育行為的影響,也是上述研究路徑的一種嘗試。Azaenert(2004)研究發(fā)現(xiàn),不平等的收入分配會(huì)導(dǎo)致教育水平下降和人力資本減少,不利于提高生育率。而代際流動(dòng)性反映的便是跨代的收入分配問題,因此代際流動(dòng)性也必然對個(gè)體的生育意愿產(chǎn)生影響。國外學(xué)者開創(chuàng)了分析代際流動(dòng)與生育意愿關(guān)系的研究路徑,沿此路徑,國內(nèi)學(xué)者從中國現(xiàn)實(shí)場景出發(fā)或以國內(nèi)數(shù)據(jù)為支撐,從以下兩個(gè)方面對代際流動(dòng)與生育意愿的關(guān)系展開研究。
其一,一些學(xué)者雖然沒有將研究的著眼點(diǎn)直接放在代際流動(dòng)對生育意愿的影響上,但他們研究了社會(huì)流動(dòng)和機(jī)會(huì)平等對群體的健康狀況、幸福程度以及行為方式的影響。具體來講,王學(xué)龍和袁易明(2015)發(fā)現(xiàn)制度和機(jī)遇平等有利于改善代際流動(dòng),進(jìn)而可以提升人力資本效率和個(gè)體對子女人力資本投資的信心。江求川等(2014)對上述研究結(jié)論做出進(jìn)一步的闡釋,他們認(rèn)為機(jī)會(huì)不平等不僅會(huì)造成階層分化,擴(kuò)大階層矛盾,還會(huì)導(dǎo)致群體進(jìn)行人力資本投資的積極性降低。人力資本投資積極性的降低必然會(huì)影響到人們生育子女的意愿,而代際流動(dòng)測度了子代社會(huì)地位對父代社會(huì)地位的依賴程度,反映了子代在個(gè)體競爭上的平等程度,從這一角度講,代際流動(dòng)與生育意愿存在關(guān)聯(lián)的可能性。以上學(xué)者的發(fā)現(xiàn)豐富了我們對代際流動(dòng)的認(rèn)識,為研究代際流動(dòng)和生育意愿的影響奠定了基礎(chǔ),但是對代際流動(dòng)與生育意愿之間關(guān)系的直接研究和深入探討還較為缺乏。
其二,部分學(xué)者將重點(diǎn)放在了個(gè)體本身相對于父代的流動(dòng)情況與生育意愿的關(guān)系。何明帥和于淼(2017)基于中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),生育意愿與代際社會(huì)流動(dòng)呈顯著的正相關(guān)關(guān)系,即實(shí)現(xiàn)了社會(huì)階層代際向上流動(dòng)的個(gè)體相對于其他人具有更高的生育意愿。而王殿璽(2018)則以代際職業(yè)流動(dòng)視角考察代際流動(dòng)對生育意愿的影響,研究發(fā)現(xiàn),流動(dòng)起點(diǎn)效應(yīng)(母親職業(yè)類型)顯著影響子代的意愿生育子女?dāng)?shù),而同樣代表流動(dòng)起點(diǎn)效應(yīng)的父親職業(yè)類型與代表流動(dòng)終點(diǎn)效應(yīng)的子代當(dāng)前職業(yè)類型對意愿生育子女?dāng)?shù)的影響并不顯著。以上研究考量的都是個(gè)人代際流動(dòng)的實(shí)現(xiàn)情況對個(gè)人生育意愿的影響,實(shí)際上是把代際流動(dòng)當(dāng)做一個(gè)表征個(gè)體特征的變量,這樣的做法難以排除個(gè)體差異對代際流動(dòng)情況的影響,且缺乏政策指導(dǎo)意義,因而本文試圖從宏觀層面探討地區(qū)代際流動(dòng)對當(dāng)?shù)鼐用竦纳庠傅挠绊憽?/p>
總結(jié)上述研究,地區(qū)代際流動(dòng)對生育意愿可能存在多方面的影響:地區(qū)代際流動(dòng)較高,意味著個(gè)體面臨更多的機(jī)會(huì)和更加公平的競爭環(huán)境,個(gè)體更容易實(shí)現(xiàn)階層的躍遷,而子女的生育成本和撫養(yǎng)成本可能會(huì)阻礙父代向上流動(dòng),因此個(gè)體為了達(dá)到自我實(shí)現(xiàn)的目的會(huì)減少生育子女的數(shù)量;但同時(shí)父代不僅會(huì)關(guān)注自身的發(fā)展,子女的未來同樣也是重要的,因此較高的地區(qū)代際流動(dòng)會(huì)增加父代生育子女的意愿和對子女進(jìn)行人力投資的信心。從這一角度講,地區(qū)代際流動(dòng)對生育意愿起到正面影響,但過高的地區(qū)代際流動(dòng)在為子代提供更多平等競爭機(jī)會(huì)的同時(shí),也可能導(dǎo)致社會(huì)競爭更為激烈,不利于個(gè)體心理狀態(tài)的健康發(fā)展,過高的心理和競爭壓力會(huì)抑制群體的生育行為。
我們希望研究的是剔除政策影響后的個(gè)人生育意愿,因而采用中國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)中“如果沒有政策限制,您希望有幾個(gè)孩子”這個(gè)問題的答案作為衡量生育意愿的指標(biāo)。生育意愿指標(biāo)是一個(gè)取值大于等于0的計(jì)數(shù)數(shù)據(jù),為此,采用文獻(xiàn)中廣泛使用的有序Probit模型進(jìn)行估計(jì),模型設(shè)定如下:
式(1)中,被解釋變量yi為生育意愿,核心解釋變量Igmi為地區(qū)代際流動(dòng),地區(qū)代際流動(dòng)指標(biāo)的具體構(gòu)建方法見下文。Xi為一系列控制變量,反映個(gè)體和家庭特征,而Zi則包括一系列省級層面的控制變量。非線性函數(shù)的具體形式為式(2):
以往的文獻(xiàn)表明,個(gè)體性別、年齡、民族、宗教、學(xué)歷、是否為城鎮(zhèn)戶口、婚姻狀況等特征對生育意愿具有重要影響,因此將以上因素加入到控制變量中;此外,影響生育意愿的經(jīng)濟(jì)因素得到了中外大量生育調(diào)查的確認(rèn),因此模型中控制了個(gè)體層面的收入狀況(取對數(shù))和地區(qū)層面的經(jīng)濟(jì)狀況,后者用省級的人均GDP、GDP 指數(shù)和基尼系數(shù)來衡量?;嵯禂?shù)衡量一個(gè)地區(qū)的貧富差距,基尼系數(shù)和代際流動(dòng)性分別從財(cái)富代內(nèi)分配和財(cái)富代際傳承的角度測度社會(huì)的公平程度,因而基尼系數(shù)可能是與代際流動(dòng)性相關(guān)的且能影響到個(gè)體生育意愿的變量,將其加入到模型中,可以減小模型的內(nèi)生性偏誤。
代際流動(dòng)性分析主要有三條技術(shù)路線:代際收入彈性分析、社會(huì)流動(dòng)表分析和姓氏分析,當(dāng)前多數(shù)研究使用代際收入彈性分析。代際收入彈性分析基于Becker&Tomes(1979)的經(jīng)典模型,如式(3)所示,其中y0和y1分別代表父代和子代永久收入的對數(shù),父代永久收入對子代永久收入的回歸系數(shù)即為代際收入彈性。
對此模型的估計(jì)存在兩個(gè)主要困難,其一是永久收入無法觀測,其二是“生命周期偏誤”。為了克服代際收入彈性分析對永久收入的依賴,本文參考(劉曉鴿等,2018)的做法:分別使用子代和父代的受教育年限代替子代和父代的永久收入。一方面,個(gè)體的受教育程度與永久收入高度相關(guān),并且受教育程度是一個(gè)相對穩(wěn)定的個(gè)體特征。另一方面,教育是影響代際社會(huì)地位繼承的重要中介變量,因而在一定程度上能夠體現(xiàn)社會(huì)地位特征。具體的回歸方程如下:
式(4)中,sedui和fedui分別代表子代和父代當(dāng)前最高受教育程度,中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)對受訪者的受教育程度劃分成1-8個(gè)等級,分別代表了從文盲到博士八個(gè)等級的受教育水平。proij是省份的虛擬變量,當(dāng)?shù)趇個(gè)體所屬省份為第j省時(shí),proij賦值為1,否則為0。為個(gè)體i的年齡,fagei為個(gè)體i父親的年齡。通過方程得到的回歸系數(shù)βj即為j 省的代際教育彈性,1-βj則為該省份的代際流動(dòng)。
進(jìn)一步構(gòu)建基尼系數(shù),假定有n個(gè)家庭,ui,vi,wi分別是第i個(gè)家庭收入占總收入的份額、家庭人均收入、家庭人口占總?cè)丝诘姆蓊~,對全部樣本按由小到大排序,基尼系數(shù)可由式(5)給出:
中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS2014)覆蓋了29個(gè)省/市/自治區(qū),樣本量大且數(shù)據(jù)質(zhì)量較高,因此選擇CFPS 構(gòu)建地區(qū)代際流動(dòng)指標(biāo)和各省基尼系數(shù)??紤]到年紀(jì)較小的個(gè)體可能仍然處于受教育階段或?qū)砜赡苓x擇進(jìn)修提高學(xué)歷,因此將數(shù)據(jù)中子代年齡在25周歲以下的樣本剔除。如果子代年齡過高,樣本可能不具有代表性和時(shí)效性,因此同時(shí)剔除子代年齡在55周歲以上的樣本。進(jìn)一步篩選掉嚴(yán)重空缺變量的樣本后,發(fā)現(xiàn)寧夏、新疆、海南、內(nèi)蒙古四省份的樣本數(shù)量不足10份,對這四個(gè)省份的代際流動(dòng)指標(biāo)無法有效估計(jì),故將其剔除,最終得到16757個(gè)樣本,以此計(jì)算剩余25個(gè)省份的代際流動(dòng)指標(biāo)和基尼系數(shù)。
進(jìn)一步從中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)(CGSS2015)中篩選出反映個(gè)人特征的控制變量及被解釋變量,并做如下處理:(1)樣本中有部分個(gè)體的理想子女個(gè)數(shù)達(dá)到10個(gè)以上,甚至最多的達(dá)到29個(gè)。從實(shí)際情況來看,這部分群體回答的可靠性和代表性都較低,因此我們將這些樣本(289個(gè))剔除。(2)將戶口類型、婚姻情況、性別、宗教信仰狀況等變量處理成虛擬變量的形式。(3)將以上的地區(qū)代際流動(dòng)和基尼系數(shù)等省級層面的變量根據(jù)省份代碼匹配到CGSS 數(shù)據(jù)中,即得到最終的樣本數(shù)據(jù)。
全部樣本中理想子女個(gè)數(shù)平均值為2.01,而30歲及以下群體的平均理想子女個(gè)數(shù)為1.63,25歲及以下群體的平均理想子女個(gè)數(shù)為1.44,可以看出育齡人群的生育意愿在持續(xù)走低。與生育意愿降低相伴隨的是生育率的不斷下降,《中國2010年人口普查資料》顯示,2010年全國總和生育率僅為1.18,此外,在樣本構(gòu)成上,農(nóng)業(yè)戶口占比63.5%,男性占比46.7%,樣本的代表性較好。
地區(qū)代際流動(dòng)對當(dāng)?shù)鼐用裆庠赣绊懙膶?shí)證結(jié)果如表1所示。模型(1)是地區(qū)代際流動(dòng)和一系列控制變量對生育意愿的有序probit回歸,地區(qū)代際流動(dòng)的系數(shù)為正,這表明地區(qū)代際流動(dòng)對居民的生育意愿存在正向影響,但是在10%的水平上不顯著??紤]到地區(qū)代際流動(dòng)對居民生育意愿的影響可能是非線性的,因此我們在模型中加入地區(qū)代際流動(dòng)的平方項(xiàng),得到模型(2)。結(jié)果如表1第3列所示,地區(qū)代際流動(dòng)的一次項(xiàng)(Igm)系數(shù)在1%水平上顯著為正,而二次項(xiàng)(Igm2)系數(shù)顯著為負(fù),其他控制變量的系數(shù)和顯著性沒有明顯變化。由此可知:地區(qū)代際流動(dòng)與居民的生育意愿存在倒U型的關(guān)系,在倒U型的拐點(diǎn)之前,提高代際流動(dòng)性會(huì)正向影響居民的生育意愿,而在拐點(diǎn)之后,代際流動(dòng)性的提高會(huì)抑制居民的生育意愿,拐點(diǎn)則代表能促進(jìn)居民生育意愿的最優(yōu)地區(qū)代際流動(dòng)點(diǎn)。由于有序probit模型的系數(shù)代表的并非邊際效應(yīng),所以這里不涉及計(jì)算拐點(diǎn)的位置。
上述模型可能存在內(nèi)生性。一方面,地區(qū)代際流動(dòng)不僅可能會(huì)影響當(dāng)?shù)鼐用竦纳庠福用竦纳庠敢部赡苁堑貐^(qū)代際流動(dòng)的影響因素。其中前者是本文想要研究的因果關(guān)系。但考慮到子女的個(gè)數(shù)可能會(huì)影響到家庭對子女的投資教育決策,因此生育意愿可能會(huì)通過影響當(dāng)?shù)丶彝プ优膫€(gè)數(shù)來對代際流動(dòng)產(chǎn)生影響。另一方面,由于人們的生育意愿是由多因素共同決定的結(jié)果,因而一些沒有觀測到的省級層面的變量可能與居民生育意愿以及當(dāng)?shù)卮H流動(dòng)有關(guān)。為了盡量減小內(nèi)生性導(dǎo)致的估計(jì)結(jié)果偏差,采用兩步法進(jìn)行工具變量有序probit回歸。工具變量的選取參考(劉小鴿等,2018)的做法,使用相鄰省份代際流動(dòng)的平均值作為內(nèi)生解釋變量的工具變量。對于直轄市,則使用其他直轄市的代際流動(dòng)平均值作為工具變量。這是因?yàn)橄噜徥》莸纳鐣?huì)經(jīng)濟(jì)來往會(huì)使他們之間的代際流動(dòng)具有相關(guān)性。
工具變量兩階段估計(jì)中第一階段回歸的F值為195.84,符合一般經(jīng)驗(yàn)中大于10的準(zhǔn)則,排除了弱工具變量存在的可能性。表1模型(3)報(bào)告了第二階段估計(jì)的結(jié)果??刂屏藘?nèi)生性后的模型顯示,地區(qū)代際流動(dòng)對居民生育意愿的倒U型影響并沒有發(fā)生改變,從模型(2)中得到的結(jié)論仍然成立。
模型(3)顯示,性別變量(gender)的回歸系數(shù)顯著為負(fù),表明我國女性的生育意愿更高。年齡(age)的結(jié)果表明,年齡高的群體擁有更高的生育意愿。戶籍類型變量(urban)的系數(shù)顯著為正,說明城市居民的生育意愿更低。代表個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況的個(gè)人收入(log(inc_p))和代表城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的人均GDP(agdp)對個(gè)人生育意愿都具有顯著的負(fù)面影響。
1.去除40歲以上的樣本
基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果顯示,年齡是影響生育意愿的重要因素,其中一部分原因是不同年齡群體對生育子女抱有的態(tài)度和看法不同?!梆B(yǎng)兒防老”的觀念更多地存在于中老年群體。隨著社會(huì)發(fā)展,家庭儲蓄大大增加,公共養(yǎng)老也分擔(dān)了子女養(yǎng)老的一部分責(zé)任,人們的生育態(tài)度已逐漸從“養(yǎng)兒防老”轉(zhuǎn)變?yōu)椤巴映升垼渗P”,中青年一代希望子女實(shí)現(xiàn)階層躍遷的愿望更加迫切。因此,代際流動(dòng)對居民生育意愿的影響在不同年齡群體中的表現(xiàn)可能是不同的。從實(shí)際意義上講,本文研究最終的落腳點(diǎn)是如何從代際流動(dòng)的角度來提高居民的生育意愿,而中青年群體才是生育的主力軍?;谝陨峡紤],我們將樣本限制在40 周歲以下,然后重新估計(jì),結(jié)果如表2模型(1)所示。
表1 回歸結(jié)果
2.更換代際流動(dòng)指標(biāo)
由于CFPS 每兩年調(diào)查一次,所以我們只能使用2014年CFPS 數(shù)據(jù)來計(jì)算各省的代際流動(dòng),用2014年代際流動(dòng)指標(biāo)替代2015年代際流動(dòng)指標(biāo)。我們用子代和父代的受教育程度來計(jì)算代際流動(dòng),因此受教育程度的相對穩(wěn)定性決定了地區(qū)代際流動(dòng)在一年內(nèi)不會(huì)發(fā)生很大的變化。為了進(jìn)一步保證結(jié)果的穩(wěn)健性,我們用同樣的方法計(jì)算2016年各省的代際流動(dòng),然后用2014年和2016年代際流動(dòng)的平均值替代基準(zhǔn)模型中的解釋變量,回歸結(jié)果見表2模型(2)。
3.改善代際流動(dòng)指標(biāo)
子代和父代處在不同的年代,并且各省平均受教育程度也是不同的,這些因素可能會(huì)降低子代和父代受教育程度的可比性。具體來說,父代受教育程度對子代受教育程度的回歸系數(shù)更大,可能并不是因?yàn)楦复鷮W(xué)歷在更大程度上決定了子代學(xué)歷,而是因?yàn)樽哟透复幍哪甏嗑喔h(yuǎn),或者他們所在的地區(qū)平均受教育程度提升得更快。為了解決這一問題,我們將子代和父代的受教育程度在各自的年齡群組中標(biāo)準(zhǔn)化后再計(jì)算代際流動(dòng),然后重新擬合模型,回歸結(jié)果見表2模型(3)。上述三種穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果均與基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果基本一致。
表2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)
我國東中西部區(qū)域的經(jīng)濟(jì)水平和人文觀念等差異明顯,并且不同收入人群也具有不同的特點(diǎn)。因此,對于不用區(qū)域、不同收入的居民來說,地區(qū)代際流動(dòng)對他們生育意愿的影響可能是不同的,需要從區(qū)域、城鄉(xiāng)和收入水平對樣本進(jìn)行分組回歸。
1.按區(qū)域分組
按照東部和中西部地區(qū)進(jìn)行分組,對于東部地區(qū),有序probit 估計(jì)的結(jié)果顯示,地區(qū)代際流動(dòng)與居民生育意愿呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。對于西部地區(qū),地區(qū)代際流動(dòng)的系數(shù)顯著為正,說明在西部地區(qū),地區(qū)代際流動(dòng)產(chǎn)生明顯的生育意愿提升效應(yīng)。
根據(jù)地區(qū)代際流動(dòng)對居民生育意愿的倒U 型效應(yīng),我們有理由猜測,地區(qū)代際流動(dòng)在東部地區(qū)和中西部地區(qū)表現(xiàn)出相反的效應(yīng)是東中西部區(qū)域的代際流動(dòng)水平不同造成的。具體而言東部省份的代際流動(dòng)水平處在倒U 型曲線“拐點(diǎn)”的右側(cè),而中西部省份則處在“拐點(diǎn)”的左側(cè)。為了驗(yàn)證這一猜測,分組計(jì)算全國、東部和中西部的代際流動(dòng),結(jié)果顯示,全國的總體代際流動(dòng)為0.57,中西部地區(qū)為0.55,東部地區(qū)為0.60。中西部地區(qū)相對于東部地區(qū),經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和代際流動(dòng)水平都較低,中西部地區(qū)的居民希望通過子代實(shí)現(xiàn)階層躍遷的愿望更加迫切。東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)活力更強(qiáng),子代對父代的背景依賴較弱,東部地區(qū)的居民相對比較看重自己及子代社會(huì)地位的穩(wěn)定性。另外,代際流動(dòng)水平高的地區(qū),社會(huì)競爭也會(huì)更加激烈,激烈的社會(huì)競爭會(huì)增加個(gè)人的不穩(wěn)定感進(jìn)而降低個(gè)人生育子女的意愿。
2.按收入分組
收入水平按高、中、低收入分為三組。從回歸結(jié)果來看,代際流動(dòng)對低收入群體生育意愿的影響是正向的,而對高收入群體則相反。全部樣本的回歸結(jié)果表明,地區(qū)代際流動(dòng)性與生育意愿的影響呈倒U 型,說明地區(qū)代際流動(dòng)對生育意愿存在正負(fù)兩方面的效應(yīng)。地區(qū)代際流動(dòng)之所以能夠顯著提升中低收入群體的生育意愿,是因?yàn)樵谥械褪杖肴后w中,代際流動(dòng)的正面效應(yīng)起到了主導(dǎo)作用。較高的代際流動(dòng)下,中低收入人群感知到生育子女會(huì)有較高的收益,子女個(gè)數(shù)越多,家族藉由子女實(shí)現(xiàn)階層躍遷的可能性越大。高收入群體在較高的代際流動(dòng)下,其子女雖然超越父輩的可能性也在增大,但也存在被低收入子代超越的可能。為實(shí)現(xiàn)自己階層穩(wěn)固,高收入群體會(huì)更加傾向于提高子女的教育質(zhì)量,加大對單個(gè)子女的投資。人力資本投資成本的提高,會(huì)使生育意愿降低。
人力資本理論認(rèn)為,父代對子女的人力資本代際投資中教育投資占比最高,教育支出形成的教育資本在人力資本中居于首位。馬良(2016)通過交互分析,發(fā)現(xiàn)教育支出對居民二胎意愿具有抑制作用,并且在年齡越大的群體中這種抑制效應(yīng)表現(xiàn)得越顯著。因此,本文試圖從教育投資的角度探討代際流動(dòng)對生育意愿的影響。
適度合理的代際流動(dòng)能夠增強(qiáng)社會(huì)的活力,增加個(gè)體改變命運(yùn)的機(jī)會(huì),提高群體的社會(huì)信心,保證代際投資的穩(wěn)定和人力資本的累積(Maoz&Moav,1999)。陳琳和袁志剛(2012)運(yùn)用CHIPS 數(shù)據(jù)分析表明,社會(huì)資本在我國代際收入傳遞中的解釋力呈現(xiàn)出明顯的上升趨勢,社會(huì)資本的回報(bào)率也在提高,以房屋資產(chǎn)和金融資產(chǎn)為代表的家庭財(cái)富對子代未來的發(fā)展表現(xiàn)出更加重要的作用。父代稟賦傳遞的重要影響和家庭初始資本的高回報(bào)率,將會(huì)擠出普通家庭的教育投資回報(bào)率,降低社會(huì)大眾對教育投資的信心。
機(jī)會(huì)不均等程度的加劇,不僅會(huì)扭曲以往的教育投資模式和教育回報(bào)率,而且使獲得優(yōu)質(zhì)教育資源的成本也在增加。近些年中小學(xué)擇校等熱點(diǎn)問題頻出,天價(jià)學(xué)區(qū)房現(xiàn)象越來越普遍,子女能否受到好的教育越來越依賴于父母的社會(huì)地位和支付能力。事實(shí)上已有研究表明,地方公共供給品出現(xiàn)較大的差異化必然會(huì)降低公共教育供給的普惠性和公平性。
基于以上分析,我們假設(shè)地區(qū)代際流動(dòng)能夠影響教育投資的成本和收益,進(jìn)而影響到父代的教育投資決策和生育決策,具體而言:
假設(shè)1:較高的地區(qū)代際流動(dòng)通過降低家庭對子女的教育成本提高居民生育意愿。
假設(shè)2:較高的地區(qū)代際流動(dòng)會(huì)通過提高當(dāng)?shù)氐慕逃貓?bào)率來提高居民生育意愿。
使用以下模型來驗(yàn)證地區(qū)代際流動(dòng)對家庭子女教育成本的影響:
式(6)中,yi是第i個(gè)家庭2015年用于子女教育的全年支出,Xi是一系列反映個(gè)體特征和家庭特征的控制指標(biāo),包括父母年齡(fmage,取父母年齡的平均值為代理指標(biāo))、父母受教育程度(fmedu,父母受教育程度的最高值為代理指標(biāo))、家庭子女個(gè)數(shù)(childnum)、家庭年收入的對數(shù)(log_inc)、是否為城市戶口(urban)等。而Zi是一系列省級層面的控制指標(biāo),同基準(zhǔn)模型相同。Igmi是第i個(gè)家庭所在省份的代際流動(dòng)性。此部分檢驗(yàn)所用的數(shù)據(jù)來自于CGSS2015調(diào)查數(shù)據(jù),以家庭為基本單位,去掉缺省值和異常值后共有1191個(gè)樣本。
使用OLS模型估計(jì)地區(qū)代際流動(dòng)對家庭教育支出的回歸系數(shù),估計(jì)結(jié)果匯報(bào)在表3模型(1)。為了減少核心解釋變量的內(nèi)生性,我們同樣使用周圍省份代際流動(dòng)平均值為工具變量,進(jìn)行2SLS回歸,估計(jì)結(jié)果匯報(bào)在表3模型(2)。模型(3)的結(jié)果是在生育意愿基準(zhǔn)回歸模型中加入了子女教育年支出的對數(shù)。
表3 地區(qū)代際流動(dòng)與教育成本
OLS回歸結(jié)果表明,提高代際流動(dòng)會(huì)顯著降低家庭的教育支出。在控制了家庭收入水平等家庭特征變量和Gini系數(shù)等省級層面相關(guān)變量之后,地區(qū)代際流動(dòng)每提高0.1,家庭對子女的平均教育支出下降約2.11%。進(jìn)一步檢驗(yàn)OLS回歸的統(tǒng)計(jì)假設(shè),擬合效果比較理想,基本符合線性假設(shè)、殘差正態(tài)性和同方差性,并且未觀測到離群點(diǎn)、高杠桿值點(diǎn)和強(qiáng)影響點(diǎn)。
為回避核心解釋變量的內(nèi)生性,我們同樣使用周圍省份代際流動(dòng)平均值作為工具變量進(jìn)行2SLS回歸,結(jié)果表明,在消除了內(nèi)生性后,地區(qū)代際流動(dòng)對家庭教育支出的彈性仍然顯著為負(fù),地區(qū)代際流動(dòng)每提高0.1,家庭對子女的平均教育支出下降約31.78%。如何解釋2SLS估計(jì)值大于OLS估計(jì)值呢?一個(gè)可能的解釋是,OLS模型中的遺漏變量和地區(qū)代際流動(dòng)的相關(guān)關(guān)系同遺漏變量和家庭教育支出的相關(guān)關(guān)系呈相反方向。
如果較高的地區(qū)代際流動(dòng)會(huì)提高當(dāng)?shù)氐慕逃貓?bào)率,那么具有相同受教育年限的個(gè)體在具有更高代際流動(dòng)的地區(qū)將得到更高的回報(bào),因此,可以設(shè)計(jì)如下模型來驗(yàn)證假設(shè)2。
式(7)中,Inc是個(gè)體的年收入,edu是個(gè)體的受教育水平,Igm是樣本所在省份的代際流動(dòng)性。Xi是一系列反映個(gè)體特征的控制指標(biāo),包括個(gè)體年齡及平方(age及age2)、子女?dāng)?shù)量(childnum)、工作經(jīng)驗(yàn)及平方(從第一份非農(nóng)工作開始算起,exp及exp2)、性別(gender)、民族(nation)、戶籍(urban)。Zi是一系列省級層面的控制指標(biāo),同基準(zhǔn)模型相同。β是個(gè)體受教育程度對年收入的回歸系數(shù),λ則是受教育程度與地區(qū)代際流動(dòng)的交叉項(xiàng)對年收入的回歸系數(shù)。如果β和γ的符號相同,則說明相同的受教育年限在代際流動(dòng)更高的地區(qū)可以得到更高的回報(bào)。
全樣本回歸模型結(jié)果見表4模型(1),受教育程度和地區(qū)代際流動(dòng)對個(gè)體收入的回歸系數(shù)都顯著為正,二者交叉項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)但并不顯著。進(jìn)一步將樣本限制在30歲以下(表4模型(2))和28歲以下(表4模型(3))分別回歸,可以看到隨著樣本的年輕化,交叉項(xiàng)的系數(shù)越來越小,且顯著性越來越強(qiáng),說明較高的代際流動(dòng)反而會(huì)降低教育回報(bào)率,這一結(jié)論與假設(shè)相反。一種可能的解釋是,提高地區(qū)代際流動(dòng)會(huì)改善公共教育普及率,降低教育回報(bào)率,進(jìn)而抑制居民生育意愿。例如,高等教育的盲目普及與擴(kuò)招導(dǎo)致學(xué)歷貶值。導(dǎo)致這一現(xiàn)象的原因也可能是較高的代際流動(dòng)減弱了父代背景對子代的影響,提高了個(gè)體自身稟賦能力在社會(huì)競爭中的作用,但同時(shí)也面臨更多的不確定性。過高的代際流動(dòng)可能會(huì)促使年輕人產(chǎn)生強(qiáng)烈的競爭意識和焦慮感,過高的目標(biāo)與現(xiàn)實(shí)之間的差距會(huì)降低個(gè)體的自我認(rèn)同感,進(jìn)而會(huì)抑制居民的生育意愿。另一方面,我國人力資本投資主要通過教育投資來實(shí)現(xiàn),對于社會(huì)整體而言,過高的地區(qū)代際流動(dòng)與他們通過人力資本投資來實(shí)現(xiàn)社會(huì)地位穩(wěn)固傳遞的愿望是違背的。這在一定程度上解釋了地區(qū)代際流動(dòng)對居民生育意愿的負(fù)面效應(yīng)。將各省份的教育回報(bào)率作為地區(qū)特征變量加入到基準(zhǔn)模型中,以考察教育回報(bào)率對個(gè)體生育意愿的影響,結(jié)果見表4模型(3),表明理想子女個(gè)數(shù)對教育回報(bào)率的彈性顯著為正。因此,提高地區(qū)代際流動(dòng)會(huì)通過降低教育回報(bào)率來抑制個(gè)體的生育意愿。
表4 地區(qū)代際流動(dòng)與教育回報(bào)率
地區(qū)代際流動(dòng)對生育意愿的影響呈倒U型。當(dāng)?shù)貐^(qū)代際流動(dòng)較低時(shí),較高的代際流動(dòng)有利于提高個(gè)體的生育意愿;而當(dāng)?shù)貐^(qū)代際流動(dòng)跨越拐點(diǎn)之后,反而會(huì)抑制個(gè)體的生育意愿。事實(shí)上,代際流動(dòng)過高的社會(huì)雖然為個(gè)體提供了更多的發(fā)展機(jī)會(huì),但也會(huì)帶來更強(qiáng)的不安定感,使得預(yù)期與現(xiàn)實(shí)的差距更加難以彌合。同時(shí)年輕人更迫切希望在短時(shí)間內(nèi)實(shí)現(xiàn)個(gè)人的理想和抱負(fù),產(chǎn)生強(qiáng)烈的競爭意識,或設(shè)立過高的目標(biāo)使自我認(rèn)同感受挫,容易產(chǎn)生浮躁和焦慮情緒,進(jìn)而降低生育意愿。因此,從提高生育意愿的角度來看,需要保持適度合理的代際流動(dòng),以提高人們生育子女并對子女進(jìn)行人力資本投資的信心。
地區(qū)代際流動(dòng)對生育意愿的影響具有異質(zhì)性。在代際流動(dòng)較高的東部地區(qū),代際流動(dòng)對提高居民生育意愿具有抑制作用,而在代際流動(dòng)較低的中西部地區(qū)則相反,這也可以看作是地區(qū)代際流動(dòng)對生育意愿倒U型影響在空間維度的表現(xiàn)。此外,不同收入的人群也展現(xiàn)出不同的特點(diǎn),中低收入群體中更高的代際流動(dòng)能夠提高居民的生育意愿,而在高收入群體中則相反。
從教育投資決策的角度進(jìn)一步探究地區(qū)代際流動(dòng)對生育意愿的影響機(jī)制發(fā)現(xiàn),提高地區(qū)代際流動(dòng)性會(huì)降低家庭對子女的教育投資成本和教育回報(bào)率,從而分別起到提高和抑制居民生育意愿的作用。因此,政策導(dǎo)向可以考慮降低家庭在子女教育方面的負(fù)擔(dān),引導(dǎo)社會(huì)重視人才,提高教育回報(bào)率,緩解代際流動(dòng)對生育意愿的負(fù)面影響。