第44卷第6期
2
017年11月
四川师范大学学报(社会科学版)
JournalofSichuanNormalUniversity(SocialSciencesEdition)
Vol.44,No.6
November,2017
城乡居民养老保险、
流动意愿与农村二孩生育意愿
臧敦刚,刘艳
(四川农业大学经济学院,成都611130)
摘要:使用中山大学2014年CLDS(中国劳动力动态调查数据)的微观数据构建Probit模型,采用分样本回归
法研究城乡居民养老保险、流动意愿与二孩生育意愿的关系,结果显示流动意愿、城乡居民养老保险对二孩生育意
愿都有显著的负向影响;将社区是否有老年活动室和医院或诊所两个变量作为工具变量分析,结果显示城乡居民
养老保险的投保将使二孩生育意愿下降19.9%,流动意愿每上升1个单位,二孩生育意愿降低4ꢀ78%;进而提出了
优化养老保险产品以提倡多元化养老模式,促进城乡公共服务均等化以减轻农民的生计成本及负担,提升生育者
的个人综合能力以增强其对生育成本的负担力,积极创建安全社区以增强邻里关系和谐度等政策建议。
关键词:城乡居民养老保险;流动意愿;农村二孩生育意愿
中图分类号:F840.67 文献标志码:A 文章编号:1000-5315(2017)06-0062-09
根据《中国统计年鉴2016》的统计,2015年,中国育龄妇女的总和生育率仅为1ꢀ047,出生人口性别比却
[1]
高达113ꢀ51,生育意愿不足,男女性别比例严重失衡的现象突出。而根据第六次全国人口普查的结果显
示,2010年,中国60岁以上的人口占总人口的比重达13ꢀ26%,65岁以上人口的比重达8ꢀ87%,说明我国的
[2]
人口老龄化问题日益突出。中国传统的“养儿防老”观念认为多生育子女可以分散养老风险,但随着城乡
[3]
居民养老保险的不断发展,弱化了子女对父母的经济支持,淡化了家庭养老的观念。我国推行的城乡居民
养老保险,因其对养老风险的分散作用,在行为与观念两个层面挤出了家庭养老,使得社会养老对传统的家
[4]
庭养老存在一定的替代,这可能对生育数量产生挤出效应,进而降低农村二孩生育意愿。伴随着新型城镇
化进程的加快,农村年轻人口往城市流动意愿增强,流动意愿发生改变,但是,农民在城市的生计成本与生育
成本较高,抑制着其生育意愿,使流动人口的生育率仍在下降。在人口老龄化以及农村生育意愿不断下降的
双重背景下,如何解决农村地区人口的养老问题成为学术界关注的问题。
本研究基于中山大学2014年中国劳动力动态调查的微观数据,运用二值变量的Probit模型与分样本
回归方法,分别从理论与实证的角度解释城乡居民养老保险、流动性意愿与农村二孩生育意愿三者之间的关
系。该问题的探讨,对新型城镇化背景下农村流动人口生育率、农村总和生育率的提升,具有一定的理论与
现实意义。
一
文献综述与研究假设
收稿日期:2017-08-30
作者简介:臧敦刚(1985—),男,山东泰安人,经济学博士,四川农业大学经济学院讲师、硕士生导师,研究方向为家庭金融与扶
贫金融、金融风险与监管等;
刘艳(1980—),女,四川隆昌人,四川农业大学经济学院副教授、硕士生导师,研究方向为农村金融与家庭金融。
62
臧敦刚
刘
艳
城乡居民养老保险、流动意愿与农村二孩生育意愿
[5]
生育意愿作为影响实际生育水平的超前变量,能提供重要参数以预测生育水平。现在多采用包括意
愿生育子女数量(理想子女数、意愿子女数、计划子女数)、意愿性别、生育时间的三维指标来构建生育意愿评
[6]
价体系。在生育意愿的影响因素方面,学者普遍认为经济、社会、文化、技术等四方面的因素会影响个体生
[7ꢁ9]
[10ꢁ11]
育决策 ,其中社会保障是重要影响因素 。同时,个体生育决策还受年龄、健康状况、结婚年龄、受
教育程度、工作地位、一孩状况、夫妇双方是否是独生子女的情况、家庭收入、人力资本、家庭所处的社会环
[12ꢁ17]
境、公共福利政策等因素影响 。针对不同人群的生育意愿影响因素,研究认为户口与职业是影响不同
人群生育意愿差异的主要因素。张晓青等基于山东省卫生计生委数据,构建logit模型,实证分析得出农业
[18]
户口家庭的二孩生育意愿高于非农户家庭的结论 。相较于服务行业和技术管理行业的人群而言,工薪阶
[8]
层劳动者的意愿生育子女数更少,而务农或者无正式工作的人更偏好生育2个及以上的孩子。
目前,城乡居民养老保险对生育意愿影响的研究极少,已有研究只表明城乡居民养老保险并轨前的新农
[19]
[20ꢁ21]
保会影响传统的养老观念,显著降低了家庭养老的概率 ,减少农民自愿生育的子女数量 。流动意愿
对二孩生育意愿影响的研究方面,较好的职业有利于弱化农民对于“养儿防老”的依赖,外出务工经历对流动
[22]
人口的生育观念和生育行为己经产生了实质性的影响,农村流动人口的生育数量偏好更小 ,无流动经历
[23]
的妇女的二孩生育意愿将比有流动经历的妇女高出0ꢀ041倍 ,农村人口的流动对降低生育率有较大影响
[24ꢁ25]
[26]
。
对于流动人口的个体因素,研究发现夫妻双方为独生子女,其生育意愿均较低 ,年龄和初育年龄
[27]
越大的流动人口的意愿生育间隔和生育数量将大于实际情况 。已有研究没有对不同年龄阶段女性的生
育意愿作区分,同时流动意愿未作城市与农村居民的区分。基于此,本文从流动意愿、城乡居民养老保险两
个方面分析其对农村女性二孩生育意愿的影响,对厘清三者关系有一定理论意义。
城乡居民养老保险对二孩生育意愿的具体影响机理如下:按照贝克尔的家庭生育决策理论,将家庭生育
行为的经济决策做了成本ꢁ效益法的分析,他认为生育孩子能为家庭带来效益。据上述理论,农村地区“多
子多福”的传统生育意愿可能是基于生育子女对其父母养老的保障。由于生育对养老有一定保险效益,农村
传统养老模式以家庭养老为主,但是,随着城乡居民养老保险发展,社会养老模式不断完善,社会养老对传统
[4]
的家庭养老存在一定的替代。城乡居民养老保险能够保障参保劳动者退休期内的基本生活水平,这一定
程度上缓解了其养老的后顾之忧,使其晚年对子女的依赖度降低。这一情况可能会对生育数量产生挤出效
应,使得农村生育意愿降低,即农民会用购买养老保险替代生育子女。但应注意到,生育意愿是在主观层面
上对女性生育潜力的反应,客观上受到女性年龄的影响,不同的年龄反映了女性所具备的不同的生育条件。
基于上述分析,我们提出假说1:
假说1:城乡居民养老保险对二孩生育意愿具有负向调节作用,即受访者将更不倾向于生育第二个孩
子。
在家庭生育决策理论中,生育成本也被纳入考虑,它包括抚育子女产生的直接成本与因抚育孩子使父母
失去受教育和带来收入的机会成本。农村的流动方式多是父代外出打工而与孩子两地分离,外出打工收入
取代农业生产收入成为家庭的主要经济来源,孩子数目越多可能越容易制约父代的流动性,降低其经济收
入。其次,人口流动可能通过生育价格效应和生育效应的综合作用,降低生育意愿。已有研究发现,农村人
[22ꢁ25]
口的流动会对生育意愿产生较大负向影响 。基于上述分析,我们提出假说2:
假说2:流动意愿对二孩生育意愿具有负向调节作用,即受访者将不倾向于生育第二个孩子。
二
数据变量与模型
(一)数据来源
文章使用的数据来源于中山大学社会科学调查中心2014年在我国大陆范围内举行的中国劳动力动态
调查数据(ChinaLabor-forceDynamicsSurvey,CLDS2014)。CLDS的样本覆盖了中国29个省市、270个县
(市、区)、400个村(居)、15000个家庭、23594个有效样本个体,调查对象为样本家庭中全部劳动力(年龄15
ꢁ
64岁的家庭成员 CLDS
)。
聚焦于我国劳动力的现状问题与变迁,内容包括了社会参与支持、经济活动、
女性生育与健康、迁移流动意愿等方面的众多研究范畴,其中对14ꢁ52岁女性生育意愿的调查是重要板块。
63
四川师范大学学报(社会科学版)
本文删除异常值和缺失值之后,最终保留了6484个样本。
二)变量设计及描述性统计
(
1.被解释变量:二孩生育意愿。文章从现有子女数以及(在不考虑计划生育政策和经济、健康政策的背
景下)理想孩子数两个方面来研究二孩生育意愿,侧重生育第二个孩子的主观意愿。
2.核心解释变量:城乡居民养老保险。城乡居民养老保险是合并新型农村社会养老保险和城镇居民社
会养老保险而建立起来的养老保险制度。文章使用的数据库调查时间正值新型农村社会养老保险和城镇居
民社会养老保险并轨为城乡居民养老保险的阶段,所以在构建指标时,只要购买了三者之一的,文章均视为
购买了城乡居民养老保险。
3.核心解释变量:流动意愿。参考人口普查的定义,流动人口是指户口所在地在本乡镇街道以外的人
口。流动人口不应该包括市区内人户分离的人口,所以文章数据处理时删除了这一部分的个体。文章为了
更加全面地衡量被访者的流动意愿态度,从住房户口态度和外出务工态度两个方面来说明流动意愿的强弱,
住房户口态度的二级指标主要包括你是否愿意放弃原来的户口换取目前工作地的户口?你未来有可能在本
地定居吗?你是否有计划在五年内在外地购房或建房?外出务工态度的二级指标主要包括你打算将来外出
务工吗?你认为外出务工怎么样?文章摒弃主观赋值的AHP(层次分析)方法,采用具有客观赋值的熵值
法,并按照最后的得分,将流动意愿分为五个程度:特别强烈、比较强烈、一般、比较不强烈、特别不强烈,能够
更好反映被访者的流动意愿。
4.控制变量。在数据的处理上,考虑到缺失值和离群值的问题,文章剔除了年龄在
52岁以上的女性,选
取了影响生育意愿的五个维度的控制变量。(1)个人特征变量,包括被访者的年龄、户籍所在地、户口的迁移
状态、民族、健康状态等。考虑到生育的质量问题,身体健康的人更倾向于二孩生育。(2)家庭结构变量,包
括配偶的政治面貌、工作状态,父亲的健康状况、政治面貌,以及家中兄弟姐妹的数量。(3)个人能力变量,包
括外语水平、上班语言、参加培训、获得证书。(4)社区参与变量,包括邻里关系、社区安全、社区活动、社区服
①
[28]137-142
务。(5)地域特征变量,东部、中部、西部有着明显的地理位置差别和经济差距
。主要变量的定义及
描述性统计见表1。
表1.主要变量的描述性统计分析
变量名称
二孩生育意愿
是否参保
年龄
英文名称
Desire
变量定义及赋值
是=1,否=0
均值
标准差
最小值
0
最大值
1
0ꢀ42 0ꢀ49
0ꢀ25 0ꢀ44
36ꢀ9 10ꢀ8
0ꢀ89 0ꢀ31
0ꢀ23 0ꢀ33
0ꢀ25 0ꢀ43
Insurance
是=1,否=0
0
1
g
A e
被访者年龄
14
0
52
1
户籍
Residence
Resi_type
本县内=1,本县外=0
农业=1,非农业=0
是=1,否=0
户口类型
户口迁移
0
1
Migrate
Health
0
1
非常健康=1,比较健康=2,一般=3,
比较不健康=4,非常不健康=5
健康状况
2ꢀ20 0ꢀ94
1
5
民族
Eth
汉族=1,其他=0
是=1,否=0
0ꢀ87 0ꢀ33
0ꢀ66 0ꢀ47
0ꢀ77 0ꢀ34
3ꢀ34 2ꢀ05
0ꢀ12 0ꢀ32
0ꢀ63 0ꢀ48
2ꢀ82 1ꢀ91
0
0
0
1
0
0
0
1
1
配偶在家
Inhouse
配偶政治面貌Partyspouse
中共党员=1,其他=0
不同数字代表不同状态
中共党员=1,其他=0
健康=1,不好=0
常数
1
工作状态
Doingspouse
Fparty
12
1
父亲政治面貌
父亲健康状态
兄弟姐妹数量
Ffather
Sister
1
12
64
臧敦刚
刘
艳
城乡居民养老保险、流动意愿与农村二孩生育意愿
外语水平
上班语言
参加培训
证书状况
F_l
会=1,不会=0
普通话=1,方言=0
是=1,否=0
0ꢀ20 0ꢀ40
0ꢀ33 0ꢀ47
0ꢀ09 0ꢀ28
0ꢀ11 0ꢀ32
0
0
0
0
1
1
1
1
On_l
Train
Diploma
有=1,没有=0
非常好=1,比较好=2,一般=3,
比较不好=4,非常不好=5
邻里关系
社区安全
Comuni
3ꢀ63 1ꢀ00
1ꢀ84 0ꢀ66
1
1
5
4
很安全=1,较安全=2,
不太安全=3,很不安全=4
Safe
社区活动
社区医院
Activity
有=1,没有=0
有=1,没有=0
0ꢀ55 0ꢀ50
0ꢀ88 0ꢀ32
0
0
1
1
Hospital
东部地区
中部地区
East
东部=1,其余=0
中部=1,其余=0
0.41 0.49
0.33 0.47
0
0
0
1
Inter
(三)模型设定
鉴于文章中被解释变量二孩生育意愿(Desire)是由0和1构成的二值变量,且其残差项近似的服从正
态分布,所以在对基准回归的分析和后续检验分析中,主要采用二值变量Probit模型进行实证检验,在此基
础之上,运用MLE对系数进行合理的估计。具体的回归方程如下:
i 0 1 i 2 i 3 i i
Desire +αInsurance +αLiquidity +αControls'
+μ
=1(α >0)
(1)
式(1)中,Desirei 表示第i个被访者是否有二孩生育意愿,若该被访者愿意生育第二个孩子,则该变量
取值为1,否则取值为0;Insurance 表示是否购买了城乡居民养老保险;α1是城乡居民养老保险对二孩生育
意愿概率影响的参数向量;Liquidity 表示被访者的流动意愿强烈程度;α2 是其概率影响的参数向量;
Controls'表示控制变量所构成向量的转置,包含个人特征、家庭结构、语言技能、社区参与、地域特征五个维
度的特征;α3是其概率影响的参数向量;μi 是随机扰动项。
三
实证分析和结果
一)基准回归结果分析
.城乡居民养老保险与二孩生育意愿分析
(
1
通过极大似然法估计,在未加入控制变量的情况,购买城乡居民养老保险对被访者的二孩生育意愿有着
显著的负向影响,使其二孩生育意愿的概率降低22.50个百分点(标准误为0.0118,z统计量为ꢁ19.07),且
[21]
在1%的水平上显著,这和刘冰等实证分析的结果一致 。可能的解释是城乡居民养老保险分散了养老的
风险,未来的养老问题有了一定的保障,抑制了二孩生育意愿。在加入控制变量之后,城乡居民养老保险系
数绝对值为21.60个百分点(标准误为0.0129,z统计量为ꢁ16.74),可能的解释是基于“多子多福”的生育观
念,农村传统养老模式主要以家庭养老为主。但是以城乡居民养老保险为代表的社会养老模式对养老风险
也有一定的分散作用,社会养老对家庭养老的替代作用,对生育数量有一定的挤出作用,使二孩生育意愿降
低,以上验证了假说1。同时,年龄上升会使得被访者的二孩生育意愿概率下降0ꢀ64个百分点(标准误为
0ꢀ0008,z统计量为ꢁ8ꢀ00),鉴于女性群体生理的特殊性,年龄上升在客观上会制约居民的二孩生育意愿。
结合数据特征与科学分组方法,文章将样本分为14ꢁ24岁、24ꢁ34岁、34ꢁ44岁、44ꢁ54岁四组,然后进行
分年龄群的分样本回归。回归结果显示,14ꢁ24岁和24ꢁ34岁的养老保险的系数为正,但其在10%的水平
上并不显著;对于34ꢁ44岁和44ꢁ54岁的女性,投保城乡居民养老保险将使生育意愿的概率分别减少7.
30、6.70个百分点(在1%的水平上显著)。这也验证了假说1,年龄会在客观上制约女性的二孩生育意愿。
除此以外,家庭结构变量中,兄弟姐妹越多的家庭生育意愿会下降1.30个百分点(标准误为0ꢀ0033,z
统计量为ꢁ5ꢀ50)。个人能力变量中的四个指标(外语水平、上班语言、接受培训、证书的获取情况)都在1%
的水平上显著,将分别使生育意愿概率提高6ꢀ50(标准误为0ꢀ0201,z统计量为3ꢀ23)、6ꢀ60(标准误为
0
ꢀ0137,z
统计量为 )、 (标准误为
4ꢀ78 8ꢀ60
,统计量为 )、 (标准误为
0ꢀ0225,z统计量为
0ꢀ0242z 3ꢀ54 9ꢀ50
65
四川师范大学学报(社会科学版)
)个百分点。在社区参与的变量下,社区安全将使二孩生育意愿概率提高2ꢀ9个百分点(标准误为
4ꢀ24
0ꢀ0087,z统计量为3ꢀ30),可能是由于环境使人的心理安全得到保证,符合马斯洛需求理论。
2.流动意愿、城乡居民养老保险与二孩生育意愿分析
表2列出了流动意愿、城乡居民养老保险对二孩生育意愿的影响。结果(1)显示,流动意愿对二孩生育
意愿有着强烈的反向调节作用,且在1%的水平上显著,流动意愿越强的受访者,二孩生育意愿将减少4ꢀ78
个百分点(标准误为0ꢀ0161,z统计量为ꢁ2ꢀ97)。上述结果验证了假说2,即流动意愿越强的被访者将不倾
向于生育第二个孩子。
全样本回归结果显示,购买城乡居民养老保险对被访者的二孩生育意愿的负向影响概率降低至9ꢀ49个
百分点。家庭结构中,兄弟姐妹数量越多的家庭,二孩的生育意愿不足;而个人技能(外语水平、上班语言、是
否参加培训、证书拥有状况)对二孩生育意愿有显著的正向影响。运用分样本回归的方法,将被访者按照健
康水平和东中西部两个类别进行分样本回归,结果显示,受访群体的健康水平越高,流动意愿对二孩生育意
愿的抑制作用越明显;东部地区受访群体的流动意愿对二孩生育意愿的抑制作用最明显,中部地区群体的流
动意愿对二孩生育意愿的抑制作用最不明显,但仍然有抑制作用。
表2.全样本及分样本回归结果
(1)
(2)
(3)
解释变量
全样本
健康水平高
健康水平低
东部
中部
西部
ꢁ
0.0478*** ꢁ0.107*** ꢁ0.0584*** ꢁ0.0899*** ꢁ0.0496* ꢁ0.0673***
流动意愿
是否参保
年龄
(0.0161)
(0.0405)
(0.0186)
(0.0316)
(0.0258)
(0.0203)
ꢁ
0.0949** ꢁ0.200*
ꢁ0.0902*
ꢁ0.110
ꢁ0.0102
ꢁ0.0491
(0.0454) (0.120)
(0.0491)
(0.0899)
(0.0640)
(0.0530)
ꢁ0.00928*** ꢁ0.00322 ꢁ0.00944*** ꢁ0.00975** ꢁ0.0122*** ꢁ0.00999***
(0.00165)
(0.00475)
(0.00216)
(0.00385)
(0.00310)
(0.00242)
0
(0.0444)
.0632
ꢁ0.0697
(0.110)
0.0282
(0.0519)
ꢁ0.0716
(0.119)
0.00626
(0.0801)
ꢁ0.0283
(0.0666)
民族
0
(
.0576**
0.0285)
0.0861
(0.0678)
0.0954*** 0.150***
(0.0333) (0.0546)
0.0627
(0.0609)
0.136***
(0.0389)
户籍
ꢁ
(0.0318)
0.0507
ꢁ0.0378
(0.0880)
ꢁ0.0644* ꢁ0.147**
ꢁ0.0289 ꢁ0.0832**
户口迁移
配偶在家
兄弟姐妹数量
外语水平
上班语言
参加培训
证书状况
邻里关系
健康状况
(0.0366)
(0.0697)
(0.0492)
(0.0406)
ꢁ0.0518*
ꢁ0.00834
(0.100)
0.0283
0.0675
0.0741
0.0699
(0.0295)
(0.0486)
(0.0986)
(0.0628)
(0.0541)
ꢁ0.00559
ꢁ0.0358*
(0.0212)
ꢁ0.00805
ꢁ0.00684
ꢁ0.000990
ꢁ0.00674
(
0.00851)
.0718**
0.0328
.0548**
(0.00972)
(0.0168)
(0.0142)
(0.0108)
0
0.111
(0.0827)
0.0859**
0.0412
0.132**
0.0951**
(
(0.0414)
(0.0689)
(0.0621)
(0.0463)
0
0.0314
(0.0741)
0.0703**
0.0502
0.0822*
0.0932**
(0.0279)
(0.0323)
(0.0566)
(0.0473)
(0.0364)
0
.0784*
0.144
(0.109)
0.0742
0.215**
0.0353
0.0844
(0.0415)
(0.0497)
(0.0924)
(0.0715)
(0.0568)
0
(0.0402)
.0661
0.00459
(0.104)
0.0516
ꢁ0.00306
0.0131
0.0144
(0.0482)
(0.0839)
(0.0785)
(0.0564)
ꢁ
0.0162
0.0251
(0.0298)
ꢁ0.0240
0.0367 ꢁ0.0730*** ꢁ0.0316*
(0.0129)
(0.0151)
(0.0254)
(0.0206)
(0.0164)
ꢁ0.000117
0.0523
(0.0323)
ꢁ0.0170
0.00746
(0.0159)
(0.0258)
(0.0202)
(二)内生性检验
内生性问题会导致估计结果偏误,从而影响结论的准确性。本文采用工具变量的方法处理其内生性问
题。选取社区是否有老年活动室以及是否有医院诊所两个变量作为城乡居民养老保险的工具变量。一方面
66
臧敦刚
刘
艳
城乡居民养老保险、流动意愿与农村二孩生育意愿
城乡居民养老保险的投保行为受对未来养老状况的预期影响,而现有养老设施情况则会影响其预期,进而会
对投保行为产生一定影响;另一方面,从现有文献可看出,社会养老设施情况不会直接影响个体的二孩生育
意愿。
同时,本文还从统计的角度对解释变量及工具变量进行了检验。城乡居民养老保险内生性的Wald检
验结果,p值接近于0,说明解释变量城乡居民养老保险存在内生性问题,需要对存在的内生性进行处理。在
工具变量检验方面,Saan检验和Basmann检验的p值都是大于0.1,故可以认为选取的工具变量(Activity
g
和Hospital)是外生的。第一阶段回归的两个工具变量系数联合显著的F值(即最小特征值)为33.64,大于
经验临界值10,故可认为不存在弱工具变量陷阱。综上,采用被访者社区的老年活动室设施和医院作为工
具变量是必要且合适的。
文章通过构建Ivprobit模型、两阶段最小二乘法(2SLS)以及对弱工具变量更不敏感的有限信息最大似
然方法进行内生性检验。在考虑了内生性偏误之后,养老保险对二孩生育意愿的抑制作用在一定程度上有
所增强,即购买养老保险的被访者二孩生育意愿概率下降了19.90个百分点,但相比较之前下降1.70个百分
点,总体的回归结果仍较稳健,内生性的问题得以解决。具体结果见表3。
表3.内生性检验
(1)
(2)
(2)
(3)
解释变量
Ivprobit
Firststage
IV2SLS
LIML
ꢁ
0.0943***
(0.0115)
社区活动
社区医院
是否参保
年龄
ꢁ0.0233*
(0.0143)
ꢁ
0.1990***
(0.0476)
ꢁ0.2090***
ꢁ0.2300***
(0.1500)
(0.1560)
ꢁ0.0043***
0.0014*
(0.0008)
ꢁ0.0064***
ꢁ0.0064***
(0.0009)
(0.0010)
(0.0010)
0
.0576***
(0.0169)
0.0310*
(0.0197)
0.0860***
(0.0251)
0.0870***
(0.0249)
户籍
(三)稳健性检验
为了验证实证结果的稳健性,本文采用变量替换的方式,使用本地定居的强烈程度(Settled)作为流动意
愿的替换变量,重新构建模型进行回归。
i 0 1 i 2 i 3 i i
Desire +αInsurance +αSettled +αControls'
+μ
=1(α >0)
(2)
回归结果如表4,替换变量后的模型所得结论与上文基本统一,其他控制变量的解释类似,故文章的估
计结果是稳健的。
表4稳健性检验
被解释变量:生育意愿
(2)
解释变量
(
1)
0.0811***
0.0305)
(3)
ꢁ
ꢁ0.0864***
(0.0322)
本地定居的强烈程度
是否参保
(
ꢁ0.181***
ꢁ0.347***
(0.244)
(0.0394)
ꢁ
0.0273***
ꢁ0.0186***
ꢁ0.0272***
(0.00615)
年龄
(0.00612)
(0.00236)
注:由于篇幅的限制,表格仅提供主要的解释变量结果。
四
结论、政策启示与展望
文章从理论分析与实证分析两个方面深化了城乡居民养老保险、流动意愿对二孩生育意愿的影响研究,
67
四川师范大学学报(社会科学版)
得出以下结论:(1)城乡居民养老保险对二孩生育意愿具有负向调节作用,该负向调节作用在不同地区有所
不同,东部地区的调节作用最强;(2)流动意愿对二孩生育意愿具有负向调节作用;(3)个人能力对二孩生意
意愿具有正向调节作用;(4)社区情况对二孩生育意愿具有正向调节作用。基于上述结论,本文的政策启示
如下。
(一)优化养老保险产品,提倡多元化养老模式
城乡居民养老保险对二孩生育意愿的抑制作用,说明我国城乡居民养老保险制度在养老保障方面起到
了一定的效果,但并不能意味着这种社会化的养老模式就能完全替代家庭养老模式,应发展多元化养老模
式,减小农村以城乡居民养老保险为主的社会养老模式对二孩生育意愿的抑制作用,比如家政养老、社区养
老、机构养老、会所养老、寄家养老等养老模式,以社会资源为依托,将家庭传统养老模式与多元养老模式相
结合,形成一个社会化、专业化与制度化养老模式体系。同时,保险公司可以创新城乡居民养老保险产品与
服务。比如,保险行业可以利用农村大数据,基于精算技术调整农民初次获得养老保险年金的时间,使得保
险年金的获得时间期更好与农民生育、抚养二孩的年龄段相适应,帮助降低其抚育二孩的成本压力,减缓上
述抑制作用。
(二)促进城乡公共服务均等化,减轻农民的生计成本及负担
研究结果表明流动意愿对二孩生育意愿有显著的抑制作用。对此,一方面政府可以增加农村地区的公
共服务供给;另一方面,政府可出台制定针农村流动人口的相关优惠政策,使农村流动人口可享受到城市的
公共服务,降低农民的生计成本及负担。具体而言,应加大农村福利设施的财政投入力度,引导更多社会资
本进行农村基础设施建设,改善农村基本生存环境;建立完善统一的公共服务体制,促进城乡资源的双向对
流;建立城乡一体化的教育机制,使农民子女在农村也能享受与城市相当的教育资源;建立城乡统一的社会
保障机制,完善农村的医疗救助体系;通过招商引资、乡村旅游、特色小镇等项目的建设与发展,增强农村的
经济活力,提高农民的经济收入。政府应积极提升中西部地区流动人口的福利水平,通过服务机制以及教
育、医疗、户籍、就业、住房等多方面的政策措施,减轻其生育的直接成本与间接成本,提高其二孩生育意愿。
具体措施包括建立城乡一体化的教育机制,使农民工子女合理公平的享受城市教育资源;建立城乡统一的社
会保障机制,解决农村流动人口的“看病贵、看病难”问题;重视并完善流动人口的住房保障政策,如降低保障
房申请标准,加大农民流动人口的购房优惠力度。
(三)提升生育者的个人综合能力,增强其对生育成本的负担力
外语水平、上班语言、接受培训、证书的获取情况为本文选取的四个反映个人能力的指标,其对二孩生
育意愿均有显著的正向影响。可能的解释是,个人能力水平更高的农村女性能在职业竞争中处于相对优势
地位,所受的性别歧视及地区歧视较少,可以获得更好的工作机会,使得个人收入较高且更稳定,由此对二孩
生育及抚养的成本负担能力更强。对此,应加大农村地区的职业教育投入,积极发挥农村基层组织的动员、
组织作用,与高校、社会团体、企业等建立合作关系,发展面向各类农村女性参加的成人业余职业教育,加强
[29]
农村女性的普通话、英语能力培训。对于农村留守女性,可以加强农业技术培训和创业培训 ,建立多元
化、多层次的执业证书宣传、培训、参考的服务机制,提升农村女性人力资源的技术素质,增强其职业竞争力,
使其能有更高水平和更稳定的家庭收入,减小生育成本对其二孩生育意愿的抑制作用。
(四)积极创建安全社区,增强邻里关系和谐度
研究结果表明,社区安全及邻里关系的提升对二孩生育意愿有一定促进作用。对此,应加强社区安全宣
传,通过安全社区建设,调动社区居民参与的主动性,提升居民安全意识;整合社区及周边地区各方面资源,
联合安监、卫生、民政、公安、消防、交通、教育、企业、商业机构、社会团体、志愿者组织和居民代表等多方力
量,利用各自资源共同促进社区安全建设;不断创新安全社区的建设及运行机制,可以创建发展常设机构,确
定专人负责,从组织和机构设置上,保障安全社区的长期运行。另一方面,作为基层自治组织,居委会可以通
过积极开展文娱活动,搭建社区居民交流和沟通的平台;开设“邻里讲堂”,调节社区居民纠纷,共建社区和谐
文化,不断提升邻里关系的和谐度。
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臧敦刚
刘
艳
城乡居民养老保险、流动意愿与农村二孩生育意愿
本文从城乡居民养老保险与流动性意愿两个视角对二孩生育意愿进行了研究,从理论上阐述了城乡居
民养老保险与二孩生育意愿的关系以及流动性意愿与二孩生育意愿的关系,从实证角度检验了三个变量之
间的关系,具有一定的创新性,但本文的研究还存在一定的研究局限需要后续深入探讨。首先,从理论的角
度,本文没有统筹考虑城乡居民养老保险与流动性意愿如何共同影响二孩生育意愿,现有的文献及理论缺乏
对其逻辑关系解释的支撑。其次,由于数据的局限性,本文使用的调查数据并没有对农村人口的就业以及性
别进行具体分类。第三,本文在进行分样本实证研究过程中,对东部、中部以及西部地区等区域位置的划分,
主要参考国家行政区域的划分,并未考虑其他因素的影响,这部分的研究有待进一步深化。
注释:
①
区域位置的划分依据主要是根据我国行政上对东部、中部以及西部地区的划分。
参考文献:
[
1]中华人民共和国国家统计局.中国统计年鉴2016[EB/OL].http://www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/2016/indexch.htm.
2]中华人民共和国国家统计局.第六次全国人口普查[EB/OL].http://www.stats.gov.cn/tjsj/pcsj/rkpc/6rp/indexch.htm.
3]汪润泉.“社会养老”是否淡化了“子女责任”观念———来自中国农村居民的经验证据[J].人口与经济,2016,(5):105-113.
4]张川川,陈斌开.“社会养老”能否替代“家庭养老”———来自中国新型农村社会养老保险的数据[J].经济研究,2014,(11):
02-115.
5]马小红,顾宝昌.单独二孩申请遇冷分析[J].华中师范大学学报(人文社会科学版),2015,(2):20-26.
6]陈蓉,顾宝昌.上海市生育意愿30年的演变历程[J].人口与社会,2014,(1):49-71.
7]李建民.生育理性和生育决策与我国低生育水平稳定机制的转变[J].人口研究,2004,(6):2-18.
8]刘庚常.关于当前生育影响因素的思考.人口学刊,2010,(1):24-27.
9]王云多,徐振兴.人口老龄化背景下生育偏好异质性对养老金缴费率的影响[J].贵州财经大学学报,2013,(4):106-112.
10]BOLDRINM,DENARDIM,JONESL.FertilityandSocialSecurity[J].JournalofDemographicEconomics,2015,
3):261-299.
11]CIGNOA,CASOLAROL,ROSATIFC.TheImpactofSocialSecurityonSavingandFertilityinGermany[J].
FinanzarchivPublicFinanceAnalysis,2003,(2):189-189.
12]BONGAATSJ.TheEndoftheFertilityTransitionintheDevelopedWorld[J].Population& DevelopmentReview,2002,
3):419-443.
13]HERZERD,STRULIKH,VOLLMERS.TheLong-runDeterminantsofFertility:oneCenturyofDemographicChange
900ꢁ1999[J].JournalofEconomicGrowth,2012,(4):357-385.
14]BALBN,BILLARIFC,MILLSM.FertilityinAdvancedSocieties:AReviewofResearch:Laféconditédanslessociétés
avancées:unexamendesrecherches[J].EuropeanJournalofPopulation,2013,(1):170-183.
15]FILOSOV,PAPAGNIE.FertilityChoiceandFinancialDevelopment[J].EuropeanJournalof PoliticalEconomy,
015,(37):160-177.
16]张原.变迁中的生育意愿及其政策启示———中国家庭生育意愿决定因素实证研究(1991-2011)[J].贵州财经大学学报,
015,(3):79-91.
17]宾丽慧,刘纯阳.全面二孩政策背景下农村夫妇的生育意愿———基于374份样本的调研数据[J].农村经济与科技,2016,
12):46-47.
18]靳永爱,宋健,陈卫.全面二孩政策背景下中国城市女性的生育偏好与生育计划[J].人口研究,2016,(4):22-37.
19]陈华帅,曾毅.“新农保”使谁受益:老人还是子女?[J].经济研究,2013,(8):31-45.
20]程令国,张畔,刘志朦.“新农保”改变了中国农村居民的养老模式吗?[J].经济研究,2013,(8):42-54.
21]刘冰,赵子乐,曾福生.“新农保”有利于计划生育政策的执行吗?———一个经济学解释[J].南京农业大学学报(社会科学
版),2012,(1):118-125.
22]吴帆.新一代乡—城流动人口生育意愿探析[J].南方人口,2009,(1):5-11.
23]李波平,向华丽.不同代际妇女生育意愿及影响因素研究———以武汉城市圈为例[J].人口与经济,2010,(3):13-20.
[
[
[
1
[
[
[
[
[
[
(
[
[
(
[
1
[
[
2
[
2
[
(
[
[
[
[
[
[
69
四川师范大学学报(社会科学版)
[
24]郭志刚.流动人口对当前生育水平的影响[J].人口研究,2010,(1):19-28.
25]徐映梅,李霞.农村外出妇女的生育意愿分析———基于鄂州、黄石、仙桃三地数据[J].南方人口,2010,(2):51-57.
26]杨菊华.单独二孩政策下流动人口的生育意愿试析[J].中国人口科学,2015,(1):89-96.
27]张航空.流动人口的生育意愿与生育行为差异研究[J].南方人口,2012,(2):44-49.
28]王泠一.2017年上海民生发展报告[M].上海:上海社会科学院出版社,2017.
[
[
[
[
[29]胡小平,李伟.农村人口老龄化背景下新型职业农民培育问题研究[J].四川师范大学学报(社会科学版),2014,(3):57-62.
UrbanandRuralResidentsꢀEndowmentInsurance,
LiquidityWillandFertilityDesireoftheSecondChild
ZANGDun-gang,LIUYan
SchoolofEconomics,SichuanAgriculturalUniversity,Chengdu,Sichuan611130,China)
(
Abstract:With2014CLDSdata,theconstructionofProbitmodelandordinalLogitmodel,
aswellastheimplementationofsub-sampleregressionanalysis,thispaperinvestigatestherela-
tionshipsbetweenendowmentinsurance,liquiditywillandfertilitydesireofthesecondchild.Re-
sultsshowthatendowmentinsuranceandliquiditywillhavedistinctnegativeeffectonthefertili-
ty,whileinsuranceweakensthatimpactofliquiditywill.Fertilitydeclinedby19.9%asendow-
mentinsurancehold,adeclinationof16.0%appearsasliquidityrisesperunit.Thispapercomes
totheconclusionthatpreferentialpoliciesshouldbecarriedoutbythegovernmenttooptimize
publicꢂsconceptoffertility,socialinsuranceawarenessshouldbestrengthened,endowmentin-
suranceproductsandservicesshouldbeimproved,welfareofmigrantworkersshouldbeen-
hancedandsupportingservicesshouldbecompleted.
Keywords:urbanandruralresidentsꢂendowmentinsurance;liquiditywill;fertilitydesireof
thesecondchild
[责任编辑:钟秋波]
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