——來(lái)自湖北省宜昌市的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)
內(nèi)容提要:在人口轉(zhuǎn)變和人口流動(dòng)等因素的推動(dòng)下,農(nóng)村家庭養(yǎng)老由過(guò)去以兒子為核心的傳統(tǒng)養(yǎng)老模式轉(zhuǎn)變?yōu)閮号餐B(yǎng)老的新模式。文章利用2015年湖北省宜昌市育齡婦女生育意愿入戶調(diào)查數(shù)據(jù),實(shí)證研究了農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式變遷對(duì)育齡婦女生育意愿的影響。結(jié)果顯示,兒女共同養(yǎng)老模式會(huì)顯著降低育齡婦女的生育意愿,并且主要表現(xiàn)在相對(duì)年輕的育齡婦女中;男孩偏好弱化是其可能的作用機(jī)制之一。文章認(rèn)為,農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式的變遷可能會(huì)促進(jìn)低生育水平的自我強(qiáng)化,這或許可以為中國(guó)當(dāng)前及未來(lái)部分地區(qū)的低生育水平提供一種新的解釋。
關(guān) 鍵 詞:兒子養(yǎng)老/女兒養(yǎng)老/男孩偏好弱化/生育意愿
長(zhǎng)期的低生育水平會(huì)加速中國(guó)人口老齡化,對(duì)中國(guó)人口的長(zhǎng)期均衡發(fā)展和社會(huì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。從現(xiàn)有文獻(xiàn)看,關(guān)于生育意愿影響因素的研究大多從育齡婦女的教育(陳字、鄧昌榮,2007;Shapiro,2012)、就業(yè)(Wusu,2012)和公共政策(Cremer等,2008;王天宇、彭曉博,2015)等角度展開(kāi)。雖然學(xué)者們對(duì)生育意愿的影響因素進(jìn)行了較為全面的分析,但缺乏對(duì)農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式變遷視角的考察。長(zhǎng)期以來(lái),家庭養(yǎng)老是中國(guó)農(nóng)村傳統(tǒng)的養(yǎng)老模式。從家庭內(nèi)部子女養(yǎng)老的性別分工來(lái)看,父系家庭制度意味著兒子在婚后負(fù)責(zé)父母的飲食起居,女兒在出嫁后不再承擔(dān)正式的贍養(yǎng)義務(wù)(Greenhalgh,1985)。因此,家庭養(yǎng)老的責(zé)任主要由兒子承擔(dān)(陶濤,2011)。然而,在當(dāng)前人口轉(zhuǎn)變、人口流動(dòng)、社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展等綜合因素的推動(dòng)下,農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式發(fā)生了變化,兒子養(yǎng)老的功能有所下降,女兒在養(yǎng)老中開(kāi)始發(fā)揮越來(lái)越重要的作用(唐燦等,2009)。那么,這種農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式變遷對(duì)育齡婦女的生育意愿產(chǎn)生怎樣的影響?本文將試圖對(duì)此問(wèn)題予以回答與解釋。
一、農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式變遷與低生育水平:一個(gè)分析框架
(一)農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式變遷:內(nèi)涵與趨勢(shì)
中國(guó)農(nóng)村歷史上一直實(shí)行嚴(yán)格的父系家族體系,在這樣的體系下,子女所承擔(dān)的養(yǎng)老責(zé)任和義務(wù)存在著明顯的性別差異。兒子是家庭財(cái)產(chǎn)的繼承者和家庭養(yǎng)老的承擔(dān)者,在養(yǎng)老中的核心作用顯著(Yang,1996);女兒則會(huì)嫁到其他家族,結(jié)婚時(shí)女兒的權(quán)利、生產(chǎn)力、服務(wù)轉(zhuǎn)移到丈夫家庭,結(jié)婚后女兒既沒(méi)有繼承娘家財(cái)產(chǎn)的權(quán)利,也沒(méi)有為父母養(yǎng)老的正式責(zé)任(Greenhalgh,1985;Whyte等,2003),女兒一旦出嫁就成為“別人家的人”。父權(quán)制家庭對(duì)媳婦一系列不成文的規(guī)范約束也使其與娘家的聯(lián)系被減少甚至阻斷,父母不存在對(duì)女兒養(yǎng)老的角色期待。這種家庭養(yǎng)老模式在中國(guó)農(nóng)村已經(jīng)延續(xù)了上千年,成為鄉(xiāng)村養(yǎng)老模式的常態(tài)。
然而,隨著鄉(xiāng)村社會(huì)變遷的加速,家庭養(yǎng)老中的這種性別差異正在發(fā)生變化。曹錦清等(1995)的田野調(diào)查表明,媳婦在弱化贍養(yǎng)公婆責(zé)任的同時(shí),卻強(qiáng)化了贍養(yǎng)自己父母的新責(zé)任;還有研究表明,一些農(nóng)村地區(qū)出嫁的女兒開(kāi)始參與自己父母的養(yǎng)老過(guò)程(范成杰,2009),女兒在農(nóng)村家庭養(yǎng)老中的支持功能日漸上升(唐燦等,2009),而兒子對(duì)父母的贍養(yǎng)、照料和慰藉有所減少(賀雪峰,2008)。其原因一是人口轉(zhuǎn)變導(dǎo)致獨(dú)生子女家庭或有女無(wú)兒戶家庭的顯著增加,女兒養(yǎng)老既成為一種需要,也成為一種現(xiàn)實(shí)。二是在農(nóng)村勞動(dòng)力外流的背景下,女性外出的比例一般低于男性;兒子外出后,其養(yǎng)老能力和養(yǎng)老意愿有所減弱,部分養(yǎng)老責(zé)任轉(zhuǎn)移到女兒身上,女兒贍養(yǎng)自己父母的能力和意愿都有所增強(qiáng)(聶焱,2008)。同時(shí),農(nóng)村在從傳統(tǒng)社會(huì)向現(xiàn)代社會(huì)的轉(zhuǎn)型中,核心家庭日益成為主要的家庭類型,隨著子代相對(duì)父代權(quán)力的上升和女性在家庭中地位的提高,女兒贍養(yǎng)父母的經(jīng)濟(jì)能力也有所提升(張翠娥、楊政怡,2015)。此外,隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,更多老年人的溫飽已不成問(wèn)題,但其需求層次提高,生活照料和精神慰藉需求增多,在這方面更具優(yōu)勢(shì)的女兒的養(yǎng)老作用更加凸顯。唐燦等(2009)通過(guò)對(duì)浙東地區(qū)的實(shí)地調(diào)研表明,女兒如今卻越來(lái)越多地在贍養(yǎng)父母等方面扮演重要角色。許琪(2015)基于2010年CFPS數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn),“兒子出錢、女兒出力”的性別分工模式主要出現(xiàn)在農(nóng)村;在城市,女兒在經(jīng)濟(jì)支持和生活照料兩個(gè)方面的直接效應(yīng)均超過(guò)兒子。
由此可見(jiàn),中國(guó)農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式已經(jīng)和正在發(fā)生著變化,即由過(guò)去以兒子為核心的傳統(tǒng)養(yǎng)老模式轉(zhuǎn)變?yōu)楫?dāng)前兒女共同養(yǎng)老的新模式。需要指出的是,農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式的變遷并不表示兒子不再承擔(dān)家庭養(yǎng)老功能,只是這種功能相對(duì)在傳統(tǒng)養(yǎng)老模式中有所降低;這里主要強(qiáng)調(diào)的是女兒在農(nóng)村家庭養(yǎng)老中作用的上升,女兒與兒子同樣甚至更多地承擔(dān)起贍養(yǎng)父母的責(zé)任和義務(wù);而這種養(yǎng)老模式變遷將成為一種趨勢(shì),并可能更加普遍化。(二)農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式變遷與低生育水平
農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式的變遷會(huì)影響到婦女的性別偏好。因?yàn)樵趥鹘y(tǒng)的家庭養(yǎng)老模式下,人們出于養(yǎng)老的目的,對(duì)男孩有著強(qiáng)烈的偏好;如今女兒與兒子一樣發(fā)揮著重要的養(yǎng)老功能,兒女共同養(yǎng)老模式會(huì)在一定程度上弱化男孩偏好(見(jiàn)圖)。
男孩偏好往往會(huì)導(dǎo)致生育水平的提高(Bongaarts,2001),而多生多育是個(gè)人或家庭實(shí)現(xiàn)“男孩偏好”的重要途徑。在生育成本等生育意愿影響因素相同的條件下,只有女兒的婦女生育下一個(gè)孩子的可能性和動(dòng)力一般要高于只有兒子的婦女(Larsen等,1998;陳衛(wèi)、靳永愛(ài),2011),而沒(méi)有兒子的夫婦比那些沒(méi)有女兒的夫婦更可能繼續(xù)生育(Chaudhuri,2012)。
此外,農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式變遷對(duì)育齡婦女生育意愿的影響存在代際差異,主要是降低了年輕一代育齡婦女的生育意愿。這可能是由于年輕一代育齡婦女在養(yǎng)老觀念上的轉(zhuǎn)變,女兒養(yǎng)老的廣為接受會(huì)降低其二孩生育意愿。而對(duì)于年齡相對(duì)較大的育齡婦女而言,男孩偏好和“養(yǎng)兒防老”的傳統(tǒng)觀念根深蒂固,即使兒子養(yǎng)老效用降低,他們依然愿意多生孩子。
(三)研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來(lái)源
截至2016年2月,宜昌市育齡婦女人數(shù)為832 038人,其中二孩育齡婦女人數(shù)122 766人,多孩育齡婦女人數(shù)7 761人,生育二孩的比例為15.69%(其中僅生育二孩的比例為14.75%,生育多孩的比例為0.94%)。分城鄉(xiāng)來(lái)看,城市這一比例為9.76%,農(nóng)村為19.81%。與全面兩孩政策實(shí)施之前相比略有上升,2012-2015年宜昌市育齡婦女中生育二孩的比例為15.57%(其中僅生育二孩的比例為14.65%,生育多孩的比例為0.92%)。分年度同期對(duì)比來(lái)看,2012-2015年各年1～2月宜昌市育齡婦女中生育二孩的比例依次為13.87%、14.13%、14.45%和14.95%。2012-2015年各年生育二孩的比例依次為14.19%、14.48%、14.90%、15.57%①。根據(jù)以上數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn),宜昌市近年來(lái)育齡婦女中生育二孩的比例有小幅度上升,但總體仍處于較低水平。盡管全面兩孩政策實(shí)施時(shí)間較短,對(duì)生育意愿的影響效果還沒(méi)有完全顯現(xiàn),但我們可以推測(cè),宜昌市20多年來(lái)持續(xù)的低生育水平并不主要是生育政策的限制所導(dǎo)致的,這是由于宜昌市多年來(lái)實(shí)際生育率低于政策生育率?？梢哉f(shuō),低生育水平更多的是人們生育觀念轉(zhuǎn)變、少生的生育文化帶來(lái)的結(jié)果,人口城鎮(zhèn)化、人口非農(nóng)化和人口流動(dòng)等發(fā)展性因素是現(xiàn)階段生育率下降的主導(dǎo)力量,政策已經(jīng)成為非顯著性因素(尹文耀等,2013)。因此,我們估計(jì)二孩政策放開(kāi)后,二孩生育意愿可能會(huì)有小幅度上升,但不會(huì)有較大的變化。
為了進(jìn)一步了解中國(guó)低生育地區(qū)生育意愿的真實(shí)情況和家庭養(yǎng)老模式變遷等因素對(duì)此產(chǎn)生的影響。2015年8月中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)人口與區(qū)域研究中心選擇湖北省宜昌市作為調(diào)研對(duì)象。宜昌市位于湖北省西南部,是湖北省域副中心城市,綜合實(shí)力連續(xù)多年居湖北第二位。2015年全市實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)總值3 384.80億元;人均地區(qū)生產(chǎn)總值82 360元(按常住人口計(jì)算),高于全國(guó)人均水平的49 351元,綜合實(shí)力居全國(guó)百?gòu)?qiáng)城市第57位。2015年年末,全市常住人口411.50萬(wàn)人,戶籍人口398.18萬(wàn)人;全年人口出生率為9.2%,死亡率為7.9%,自然增長(zhǎng)率為1.3‰,低于全國(guó)這一指標(biāo)的4.96‰,1995年以來(lái)人口自然增長(zhǎng)率始終穩(wěn)定在2%左右。育齡婦女總和生育率20多年來(lái)處于下降趨勢(shì),1980年總和生育率為1.72,1990年為1.43,2010年第六次人口普查數(shù)據(jù)顯示,宜昌市總和生育率為1.06②。從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平看,宜昌市既有經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好的縣域,也有發(fā)展相對(duì)落后的縣域;從家庭養(yǎng)老模式上看,既存在傳統(tǒng)的兒子養(yǎng)老,同時(shí)女兒養(yǎng)老也比較普遍。課題組在調(diào)查問(wèn)卷中專門設(shè)計(jì)了“兒子養(yǎng)老”和“女兒養(yǎng)老”③的問(wèn)題。
調(diào)查采取了分層、多階段、與規(guī)模成比例抽樣相結(jié)合的方法,根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和地形結(jié)構(gòu),選擇了經(jīng)濟(jì)較好的當(dāng)陽(yáng)市(平原)、經(jīng)濟(jì)中等的遠(yuǎn)安縣(丘陵)、經(jīng)濟(jì)較差的興山縣和五峰縣(山地)4個(gè)具有代表性的縣市;同時(shí),根據(jù)人口規(guī)模的分布,當(dāng)陽(yáng)市選取了6個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn),其他3個(gè)縣選取了3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn);然后每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取了2個(gè)村,每個(gè)村抽取了30人左右④。調(diào)查對(duì)象為15～49歲育齡婦女,其中以35歲及以下育齡婦女為主,同時(shí)抽取36～49歲的育齡婦女進(jìn)行對(duì)比研究。調(diào)查問(wèn)卷涉及家庭人口信息、生計(jì)狀況、生育意愿等信息,其中生育意愿是這次調(diào)查的重點(diǎn),調(diào)查得到有效樣本920份,剔除存在缺失值的樣本后,實(shí)際納入分析的樣本量為911份。另外,課題組還對(duì)這30個(gè)村進(jìn)行了村級(jí)問(wèn)卷調(diào)查,受訪者為該村主要的村干部,調(diào)查內(nèi)容涉及家庭養(yǎng)老安排、農(nóng)村耕地、基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)等信息。
二、計(jì)量模型與變量描述
(一)計(jì)量模型與變量選擇
1.計(jì)量模型
本文采用的計(jì)量模型為基于個(gè)人層面的Probit模型,假設(shè)個(gè)人是否想要二孩由以下方程決定:其中,下角標(biāo)i和j表示居住在市縣j中的個(gè)人i,被解釋變量是受訪者是否愿意要二孩的二分變量。表示兒子養(yǎng)老或女兒養(yǎng)老功能的代理變量,表示受訪者個(gè)體特征變量,表示受訪者家庭特征變量,表示控制縣級(jí)固定效應(yīng)的虛擬變量。變量間的相關(guān)性或共線性檢驗(yàn)結(jié)果顯示,變量之間不存在高度的共線性或相關(guān)性。
2.變量選擇與測(cè)量
本文的被解釋變量采用問(wèn)卷中的問(wèn)題是“您是否要二孩?”。本文把回答為“是”賦值為1,回答為“否或沒(méi)想好”賦值為0。在生育意愿影響機(jī)制的分析中,本文設(shè)定了“男孩偏好弱化”變量,利用問(wèn)卷中的問(wèn)題:“如果您只能生一個(gè)孩子,希望是:(1)男孩;(2)女孩;(3)無(wú)所謂”,受訪者如果回答為男孩,賦值為0;回答為女孩和無(wú)所謂,賦值為1。
參考現(xiàn)有的文獻(xiàn),本文選取兩個(gè)核心解釋量,一是兒子養(yǎng)老評(píng)價(jià)。為了反映兒子養(yǎng)老功能,本文采用以下問(wèn)題作為代理變量,問(wèn)卷中的問(wèn)題:“您如何看待‘養(yǎng)兒防老’的觀念?”⑤。這是一個(gè)主觀評(píng)價(jià)指標(biāo),它雖然容易受到受訪者心理狀態(tài)的影響,但它是一個(gè)綜合了復(fù)雜信息的判斷,避免了一些客觀指標(biāo)的狹窄單一,能更全面地反映受訪者家庭兒子養(yǎng)老的實(shí)際情況。現(xiàn)有一些文獻(xiàn)也用該變量測(cè)量?jī)鹤羽B(yǎng)老(于長(zhǎng)永,2012)。該問(wèn)題取值越大,我們認(rèn)為受訪者家庭兒子養(yǎng)老功能越弱。二是與女兒同住戶比例,即受訪村父母與女兒同住戶數(shù)占該村總戶數(shù)的比值。受訪者所在村與女兒同住的父母越多,一般該村女兒養(yǎng)老的氛圍也越濃厚,受訪者家庭受女兒養(yǎng)老的影響也越大。因此,如果該比例越高,則認(rèn)為受訪者家庭女兒養(yǎng)老功能越強(qiáng)。
參照現(xiàn)有的研究文獻(xiàn),本文控制變量包括受訪者個(gè)體特征變量、受訪者家庭特征變量和縣級(jí)虛擬變量三類。受訪者個(gè)體特征變量包括受訪者年齡及其平方項(xiàng)、民族、受教育年限、健康狀況、視野水平、外出務(wù)工經(jīng)歷、兄弟姐妹數(shù)量、是否參加新農(nóng)保、婦女的職業(yè)狀況和家庭地位。家庭特征變量引入受訪者家庭經(jīng)濟(jì)條件、家庭社會(huì)資本、家庭婚居模式以控制家庭層面的異質(zhì)性。
(二)樣本及變量的描述性統(tǒng)計(jì)
表1給出了樣本基本特征的描述性統(tǒng)計(jì),從中可看出,50.55%的受訪者明確表示“不要二孩”,而明確表示“要二孩”的占35.27%。在兒子養(yǎng)老評(píng)價(jià)上,有接近一半(49.94%)的受訪者表示“不贊同或完全不贊同”,“比較贊同或非常贊同”的占38.97%。與女兒同住戶比例上,33.15%的受訪者所在村⑥的這一比例在8.0%以上;從所有樣本來(lái)看,該比例的均值為8.1%。因此,如果把均值作為參考標(biāo)準(zhǔn),那么,約有30%的受訪者家庭女兒養(yǎng)老功能表現(xiàn)得相對(duì)明顯。從個(gè)體特征來(lái)看,受訪者以35歲及以下為主(73.22%);受教育程度以初中或高中居多,二者分別占50.60%和31.61%。在調(diào)查市縣的樣本數(shù)分布上,當(dāng)陽(yáng)市占40.06%、遠(yuǎn)安縣占19.76%、興山縣占20.20%、五峰縣占19.98%。主要回歸變量的含義及基本統(tǒng)計(jì)如表2所示。
三、農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式變遷與低生育水平強(qiáng)化
(一)基本估計(jì)結(jié)果
表3給出了農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式變遷對(duì)育齡婦女生育意愿的影響效應(yīng)。本文將兩個(gè)核心解釋變量分別引入模型考察,為了檢驗(yàn)穩(wěn)健性,在表3中同時(shí)報(bào)告了Probit和Logit估計(jì)結(jié)果。模型1和模型2考察了兒子養(yǎng)老功能對(duì)育齡婦女生育意愿的影響。模型1回歸結(jié)果顯示,兒子養(yǎng)老評(píng)價(jià)的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù),這表明育齡婦女對(duì)兒子養(yǎng)老評(píng)價(jià)越低,要二孩的可能性越小。模型2回歸結(jié)果也顯示,該變量對(duì)二孩生育意愿產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響,說(shuō)明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的⑦。模型3和模型4考察了女兒養(yǎng)老功能對(duì)育齡婦女生育意愿的影響。模型3回歸結(jié)果表明,與女兒同住戶比例的系數(shù)顯著為負(fù),這意味著與女兒同住戶的比例越高,育齡婦女要二孩的可能性越低。在模型4的回歸結(jié)果中,這一基本結(jié)論沒(méi)有改變?；貧w結(jié)果還顯示,控制變量中,家庭經(jīng)濟(jì)條件越好或職業(yè)地位越高的育齡婦女,二孩生育意愿越強(qiáng)。
(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性討論
1.穩(wěn)健性檢驗(yàn):調(diào)整被解釋變量的測(cè)量方式
考慮到對(duì)“是否生育二孩”回答為“沒(méi)想好”的受訪者并不一定真實(shí)地代表不想要二孩,從而造成回歸估計(jì)的偏誤,因此,在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中刪除了這部分樣本,只保留明確回答是或否的樣本。表4回歸結(jié)果顯示,兒子養(yǎng)老評(píng)價(jià)越低,要二孩的意愿越低;與女兒同住戶比例越高,二孩生育意愿也越低,這說(shuō)明上述回歸結(jié)果是穩(wěn)健的⑧。
2.內(nèi)生性討論
本文的內(nèi)生性主要來(lái)自兩個(gè)方面:一是育齡婦女的生育意愿可能與兒子養(yǎng)老評(píng)價(jià)存在反向因果關(guān)系。即如果育齡婦女現(xiàn)有一個(gè)孩子并且不想再生育,這種生育意愿可能會(huì)影響其對(duì)兒子養(yǎng)老功能的評(píng)價(jià),因?yàn)橹挥幸粋€(gè)女兒(兒子)的家庭有可能對(duì)兒子養(yǎng)老功能評(píng)價(jià)較低(較高)。而在女兒養(yǎng)老問(wèn)題上,育齡婦女的生育意愿并不會(huì)影響其所在村與女兒同住戶的比例,因?yàn)楹笳呤且呀?jīng)發(fā)生的前定變量,不存在反向因果關(guān)系。另外,產(chǎn)生模型內(nèi)生性的另一個(gè)原因可能是遺漏了一些變量,這些變量既影響子女養(yǎng)老功能又影響生育意愿,在這里我們盡量控制住這類變量,如引入婦女受教育水平、視野水平、新農(nóng)保等變量,以減少遺漏偏誤。
為了減少因兒子養(yǎng)老評(píng)價(jià)內(nèi)生性造成的估計(jì)偏誤,本文選擇受訪者丈夫的兄弟數(shù)量作為工具變量,這樣選擇的合理性在于丈夫兄弟數(shù)量關(guān)系到家庭養(yǎng)老狀況,而這種養(yǎng)老功能的強(qiáng)弱可能對(duì)受訪者本人關(guān)于兒子養(yǎng)老評(píng)價(jià)產(chǎn)生重要影響,但該變量與受訪者本人的生育意愿不存在反向因果關(guān)系。工具變量顯著性檢驗(yàn)結(jié)果表明,雖然Shea's Partial R[2]僅為0.0012,但F統(tǒng)計(jì)量值為40.721,超過(guò)10,且P值為0.000;并且第一階段回歸結(jié)果顯示,工具變量對(duì)內(nèi)生變量具有較好的解釋力。由此可以認(rèn)為弱工具變量問(wèn)題并不明顯。表5中第二階段的回歸結(jié)果顯示,兒子養(yǎng)老評(píng)價(jià)的回歸系數(shù)依然顯著為負(fù);為了進(jìn)一步檢驗(yàn)這種穩(wěn)健性,本文運(yùn)用了GMM、LIML的估計(jì)方法,但這一基本結(jié)論均未改變。
(三)進(jìn)一步討論
1.可能的影響機(jī)制:男孩偏好弱化
表6模型9、模型10回歸結(jié)果表明,兒子養(yǎng)老評(píng)價(jià)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正,表明育齡婦女對(duì)兒子養(yǎng)老評(píng)價(jià)越低,其男孩偏好程度越弱。這也說(shuō)明,現(xiàn)實(shí)中兒子養(yǎng)老功能的降低會(huì)弱化育齡婦女的男孩偏好。模型11、模型12回歸結(jié)果表明,男孩偏好的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù),說(shuō)明男孩偏好弱化顯著降低了育齡婦女的二孩生育意愿。
2.農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式變遷對(duì)生育意愿的影響:不同年齡段的比較
隨著女兒養(yǎng)老的日益普遍化,這種養(yǎng)老模式變遷對(duì)未來(lái)年輕一代育齡婦女的生育意愿會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響?；诖?本文把受訪育齡婦女分為35歲及以下和35歲以上兩個(gè)年齡組,前者表示相對(duì)年輕育齡婦女群體,后者表示年齡相對(duì)較大育齡婦女群體。表7給出了這種變遷對(duì)育齡婦女二孩生育意愿影響的差異?；貧w結(jié)果顯示,對(duì)于35歲及以下的育齡婦女,兒子養(yǎng)老評(píng)價(jià)對(duì)他們要二孩的意愿產(chǎn)生了顯著的阻礙作用;但這一影響在35歲以上的育齡婦女中并不存在⑨。
同樣,回歸結(jié)果也顯示,對(duì)于35歲及以下的育齡婦女,與女兒同住戶比例越高,他們二孩的生育意愿也越低;而對(duì)35歲以上的育齡婦女統(tǒng)計(jì)上不顯著。
本文利用2015年8月宜昌市農(nóng)村育齡婦女生育意愿的入戶調(diào)查數(shù)據(jù),實(shí)證研究了農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式變遷對(duì)育齡婦女生育意愿的影響。結(jié)果顯示,變遷后的養(yǎng)老模式即兒女共同養(yǎng)老模式會(huì)顯著降低育齡婦女的二孩生育意愿。兒女共同養(yǎng)老模式會(huì)顯著弱化人們對(duì)男孩的偏好,進(jìn)而降低人們的生育意愿。此外,這種影響效應(yīng)只是存在于35歲及以下相對(duì)年輕的育齡婦女中,而在35歲以上年齡相對(duì)較大的育齡婦女中并不存在。
人口轉(zhuǎn)變、人口流動(dòng)等社會(huì)變遷給傳統(tǒng)的以兒子為核心的養(yǎng)老模式帶來(lái)了挑戰(zhàn),家庭養(yǎng)老的資源重新配置,家庭養(yǎng)老的性別分工重新調(diào)整,女兒養(yǎng)老成為一種新的社會(huì)現(xiàn)象,女兒養(yǎng)老功能的提升促使了人們養(yǎng)老觀念的轉(zhuǎn)變,進(jìn)而在一定程度上促進(jìn)了人們生育觀念由以往“多生和生男孩”到“少生和生男生女都一樣”的轉(zhuǎn)變。此外,女兒贍養(yǎng)的出現(xiàn)或者說(shuō)養(yǎng)老功能的提升,是家庭養(yǎng)老資源匱乏的情況下,家庭進(jìn)行適應(yīng)性調(diào)整、開(kāi)發(fā)新資源的一種家庭策略行為;也是女性社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位提高的表現(xiàn),折射出當(dāng)代中國(guó)性別趨于平等的社會(huì)進(jìn)步。
在人口轉(zhuǎn)變的推動(dòng)下,中國(guó)未來(lái)將有越來(lái)越多的獨(dú)生子女家庭;與此同時(shí),大量勞動(dòng)力外出務(wù)工經(jīng)商,這些深刻的社會(huì)變遷都將對(duì)中國(guó)傳統(tǒng)的贍養(yǎng)制度形成強(qiáng)烈沖擊,女兒養(yǎng)老或兒女共同養(yǎng)老的模式可能會(huì)更加普遍,女兒養(yǎng)老的這種工具性意義的提升無(wú)疑會(huì)促進(jìn)中國(guó)低生育水平的進(jìn)一步深化,這是本文低生育水平強(qiáng)化的第一層含義,也是最主要的一個(gè)層面。另一層含義是低生育水平形成后又將衍生出新的獨(dú)生子女家庭,兒女共同養(yǎng)老模式繼續(xù)存在,這在一定程度上會(huì)延續(xù)低生育水平的自我強(qiáng)化過(guò)程。
由于數(shù)據(jù)獲得的限制,本文存在一些不足:(1)家庭養(yǎng)老模式變遷對(duì)育齡婦女生育意愿影響的機(jī)制可能并不僅是男孩偏好,還可能存在其他作用機(jī)制;(2)本文未能將宜昌地區(qū)的樣本與其他地區(qū)進(jìn)行對(duì)比研究。這些均有待日后進(jìn)一步探討與研究。
作者簡(jiǎn)介:朱明寶,中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院,博士研究生;楊云彥,中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院,教授。
中國(guó)鄉(xiāng)村發(fā)現(xiàn)網(wǎng)轉(zhuǎn)自:《中國(guó)人口科學(xué)》2016年第3期
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