一、城镇化对生育率的影响

改革开放以来,充裕的劳动力一直是中国经济社会发展的核心竞争优势之一。但近年来,中国人口红利优势逐渐消失,甚至成为制约中国经济社会可持续发展的因素之一。为了扭转严峻的人口形势,2015年中国共产党十八届五中全会提出“全面实施一对夫妇可生育两个孩子”的政策,并于2016年1月1日起正式实施。全面二孩政策实施以来,2016年和2017年我国出生人口分别为1786万人和1723万人,连续两年出生人口都不足1800万。2018年中国新生人口数为1523万人,较2017年减少200万人,新生人口规模甚至低于“十二五”时期年均出生人数。从数据来看,众多人口学家预期生育政策放宽后产生的生育堆积现象并没有出现,且新生人口数量与预期数字差距较大。

为什么中国居民越来越不愿意生育?众多学者从经济、社会、文化等多个角度给出了答案。其中,有很多学者都观察到在中国经济社会发展的过程中,城镇化推进对于生育率水平的重要影响。倪国华等基于“中国营养与健康调查”(CHNS)数据,发现城镇化使得育龄妇女计划生育孩子的概率下降3.45%～5.34%,理想子女数减少0.32～0.364个[1]。杨华磊等发现尤其在城镇化率较低水平的地区,城镇化进程的推进会较大程度降低居民生育水平[2]。结合以上文献,可以看到多数学者都认同城镇化对于生育存在抑制作用。不过上述研究没有回答的问题是:在城镇化的进程中,是何种机制影响了生育率水平?这个问题的厘清十分重要,无论是对中国陷入低生育率陷阱现象的解释,还是对中长期人口预测和人口政策优化都具有现实意义。

为何城镇化进程对生育率存在抑制效应?综合文献研究现状,“适应或融合假设”可以一定程度上解释这个问题。“适应或融合假设”提出人口流动过程中,迁移目的地经济状况、社会规范、文化风俗等特征对迁移者生育文化的影响会超越流出地,使得迁移人口的生育水平向流入地居民趋近。众多周知,中国城镇化的典型特征就是农村户籍居民脱离农村,迁移进入城市务工、生活。数据显示:改革开放以来,中国常住人口城镇化率已经由1978年的17.9%增加到2018年的59.58%。一个合理的逻辑是:根据“适应或融合假设”,在城镇化过程中,进城农民工在进入城市工作生活后,生育观念逐渐向城市居民靠拢,从而导致其生育意愿出现下降,即可推论城镇化导致生育水平降低。事实上,大量学者通过探讨农民工人口流动经历对生育意愿的影响,发现进入城市工作生活的经历显著降低了农民工生育意愿,表明“适应或融合假设”是成立的。

不过,“适应或融合假设”并没有直接检验“融入”对农民工生育意愿的影响,而是通过探讨农民工人口流动经历对其生育意愿的影响来考察这一问题,因而可能存在样本选择性偏差的问题。此外,“适应或融合假设”也没有合理解释城市融入是通过何种机制改变了农民工人口的生育意愿,更没有对机制进行实证检验。针对现有研究的不足,本研究从两个方面改进:一是将研究对象锁定为18～44岁的农民工,并采用适当方法测度农民工的城市融入水平,从而直接检验城市融入对农民工生育意愿的影响。基于“中国劳动力动态调查”(ChinaLabor-forceDynamicsSurvey,简称CLDS)2016年调查数据,本研究从经济、社会、文化等方面入手,获取衡量农民工城市融入水平的综合指数,以直接考察城市融入对农民工生育意愿的影响。需要特别说明的是,将研究对象定为18～44岁农民工主要是考虑这部分群体是主要的目标生育群体,其生育意愿对判断人口形势更有意义。二是初步提出两个城市融入影响生育意愿的影响机制并进行检验。基于CLDS2016年调查数据,本研究不仅实证检验了城市融入对农民工生育意愿的影响,还提出城市融入可以通过影响农民工定居意愿和男孩偏好两种路径对生育意愿产生影响,并进行了实证检验。

二、适应或融合假设对生育意愿的分析

(一)生育意愿的影响因素

Leibenstein较早采用现代经济学分析框架来讨论生育意愿问题。他将生育孩子的收益和成本引入到生育决策之中,指出居民的生育意愿取决于生育孩子所获得的收益是否高于成本。如果收益大于成本,则个体倾向于多生育;反之,则会选择少生育甚至拒绝生育[3]。Becker等进一步将消费者理论引入到分析框架之中,提出孩子的数量和质量对家庭的效应均为正且存在相互替代的关系。随着家庭收入的不断提升,父母倾向于提升孩子的质量而降低数量[4]。Caldwell等提出代际财富流动方向的变化是生育意愿的决定因素。在传统社会,孩子是父母的财富,代际财富流动的方向由子女向父母流动,因此父母生育意愿较高。现代社会代际财富流动方向相反,使得父母生育意愿下降[5]。上述研究均倾向于将生育视为家庭的一致决策,一些研究关注到最终生育决策是家庭成员内部博弈的结果。Brown在生育决策模型中引入了家庭成员内部的博弈,提出生育选择是家庭内部成员谈判的结果[6]。Eswaran强调夫妻双方在生育决策过程中,谈判力量对于生育数量的重要作用[7]。

近年来,全球许多国家都出现生育率下降的问题,大量学者从政策层面、非正式制度、经济因素和个人因素等各个多个角度关注了居民生育意愿问题。Merli发现1976—2013年间在部分发展中国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发现养老保障制度的日趋完善使得撒哈拉以南的非洲地区居民生育意愿持续下降[9]。Gauthier认为现金补助等政策对妇女生育意愿的促进效果十分短暂,只会影响生育时机的选择而不会影响生育子女数量[10]。Wusu的实证研究表明女性受教育程度提升会对职业晋升产生积极作用,从而增加生育子女的机会成本并降低生育意愿[11]。

(二)中国居民的生育意愿研究

侯佳伟等基于1980—2011年间开展的227项关于中国人生育意愿的调查结果发现,30年以来我国居民的生育意愿呈现逐年减少趋势。1980—1989年间我国居民平均理想子女数为2.13个,1990—1990年下降到1.90个,2000—2011年进一步下降到1.67个[12]。张丽萍等采用2012—2014年中国家庭幸福感热点问题调查数据,发现育龄群体的理想子女数量稳定在1.9左右[13]。贾志科等基于1982—2016年80多项生育意愿调查数据发现,中国居民的生育意愿已经发生显著变化。20世纪90年代之前,居民意愿生育子女数介于2.23～2.4之间。之后,中国居民的意愿生育子女数长期保持在低水平,介于1.4～1.93之间[14]。

关于中国居民生育意愿下滑的影响因素,何明帅等基于中国综合社会调查数据,发现家庭人均收入对生育意愿的影响呈现先下降后上升的趋势[15]。王天宇等发现新型农村合作医疗制度的建立使得居民再生育的意愿下降了3%～10%[16]。宋德勇等发现中国房价的上涨对生育的挤出效应高于收入效应,因而显著降低了居民的生育意愿[17]。王晶等采用北京市人口调查数据发现父代能否承担对孙子女的照顾是影响居民生育的重要影响因素[18]。李峰发现宗教参与对中国居民生育意愿有着十分显著的正面效应[19]。

(三)“适应或融合假设”

“适应或融合假设”,用于解释人口流动过程中,迁移人口生育水平向本地居民接近的现象,提出人口流动目的地对迁移者生育文化的影响会超越流出地,使得迁移人口的生育水平向流入地居民趋近。究其影响机制,一些研究认为移入地生育的机会成本、养育费用等现实经济问题改变了生育意愿。Brockerhoff等认为迁移者随着流入时间的增长,经济特征将接近于本地居民,决定了移民在生育问题上面临与本地居民一样的经济约束,从而导致两类群体在生育观念上的趋同。也有一些研究认为是社会、文化等因素改变了移民的生育意愿[20]。Goldstein等认为移民越能融入当地社会,会持续增加与移入地居民的交流和互动,在社会文化观念上越发向当地居民接近,也越能接受当地的生育观念,从而影响生育意愿[21]。Stephen等认为随着流动时间的增加,流入地的经济社会环境、文化规范最终会超越流出地的文化约束,从而使得迁移者的生育观念向流入地居民趋近[22]。

国内相关讨论人口流动经历对农村居民生育意愿的文献中,多数研究都发现进城工作生活将显著降低农村居民生育意愿,与“适应或融合假设”相符合。尤丹珍等通过安徽、四川3186位16～40岁女性生育意愿调查数据,发现外出打工的妇女生育意愿显著低于未外出打工妇女[23]。伍海霞等基于深圳市外来农村人口生育意愿调查数据发现,进入城市生活的时间越长,生育意愿越低[24]。

三、数据和变量

(一)数据说明

本文研究所采用的数据来源于“中国劳动力动态调查”(ChinaLabor-forceDynamicsSurvey,简称CLDS)。CLDS项目由中山大学发起,每两年开展一次,建立劳动力、家庭和社区三个层次上的追踪数据库,为相关研究提供基础数据。2016年CLDS项目(CLDS2016)在全国29个个省、直辖市、自治区展开,共完成21086份15～64岁劳动力人口个体问卷。由于本文的研究对象为18～44岁的农民工,首先应对农民工进行界定。关于农民工的定义,本文将其定义为“在城镇非农部门就业,农业户口,就业区域在本县份以外的农村外出务工人员”。基于这个定义,本研究进行样本筛选并剔除掉缺失值,共获得4724个有效基础样本。

(二)因变量

本研究第一个因变量为农民工的理想生育子女数,在CLDS2016问卷中对应的问题为“您认为一个家庭养育几个孩子最理想?”,可以反映受访者在没有生育政策和现实约束下的生育意愿。考虑到当前中国多数地区执行的是“全面二孩”政策,家庭生育数量不超过两个是符合现行生育政策的选择。基于此,本研究设置了第二个因变量,为受访者理想生育子女数量是否为两个或两个以上的0-1离散变量。如果受访者理想生育子女数为两个或以上,则赋值为1,反之则赋值为0。

(三)主要解释变量

现有研究测度农民工城市融入的方法主要有两种:一种是通过城市适应、城市身份认同等某单一指标测度;另一种是从经济融入、社会交往融合、文化融入等多个维度综合衡量。考虑到单一指标不仅易受数据质量的影响,对于测度农民工城市融入水平也不全面,本研究将采用综合指标测度农民工城市融入水平。结合问卷设计,本研究从经济融入、社会融入、文化融入三个维度综合测度受访者城市融入水平。其中,用于衡量经济融入的基础指标有三个:是否签订书面劳动合同、是否购买城镇职工养老保险、是否购买住房公积金;用于衡量社会融入的基础指标包括以下三个:邻居信任程度、与本社区居民熟悉程度、邻里互助程度;用于测度文化融入的基础指标包括本地方言水平、互联网使用情况、社区选举参与情况三个。按照城市融入水平的差异,本研究对各基础指标赋值。赋值越高,代表某一方面城市融入程度越高。在构建好城市融入综合指标体系后,本研究采用主成分分析法(PCA)分别对基础指标提取主成分,以生成经济融入、社会融入、文化融入三个维度融入度指数,并继续提取主成分生成城市融入指数。其中,城市融入指标体系和变量赋值说明可详见表1。

表1城市融入指标体系和变量赋值说明

基于主成分分析法得到的农民工城市融入指数取值区间位于[-1.655,2.213]。为了更加直观获取城市融入与生育意愿之间变动的比率关系,以方便在回归分析中对其取对数,本研究将对其做正向化处理。正向化处理的方法见(1)式。其中,T为正向化前的城市融入指数,X为正向化处理后的城市融入指数。可以看到,经过正向化处理后的城市融入指数取值[0,1]之间。

公式（1）

(四)控制变量

此外,本文还选取了受访者年龄、性别、婚姻状况、受教育年限等基本人口学特征作为控制变量。其中,性别和婚姻状况均为虚拟变量,男性受访者为观察组,取值为1,女性受访者为对照组,取值为0;已婚受访者为观察组,取值为1,未婚受访者为对照组,取值为0。考虑到受访者原生家庭子女数量会通过影响受访者成长环境从而影响居民生育观念和生育意愿,本研究继续引入受访者兄弟子女数作为控制变量。另外,为控制健康因素对受访者生育意愿的影响,本研究引入受访者对身体健康自评的控制变量。其中,回答“非常不健康”、“比较不健康”、“一般”、“健康”和“非常健康”的分别赋值1-5。赋值越高,对自己身体健康状况评价越好。最后,本研究还引入个人收入对数以控制经济状况对受访者生育意愿的影响。

(五)描述性统计

在进行实证分析之前,本研究对各变量数字特征进行了统计,详见表2。

表2变量描述性统计结果

四、农民工生育意愿的实证分析

(一)回归模型

为了检验城市融入对农民工生育意愿的影响,本研究建立如(2)式的回归方程。Y为反映农民工生育意愿的因变量。其中一个是理想生育子女数,另一个是理想生育子女数量是否为两个或两个以上的0-1离散变量。X为主要解释变量城市融入指数。Z为受访者年龄、性别、婚姻状况、受教育年限、兄弟姐妹数、健康状况和收入等控制变量,ε为服从独立同分布的随机扰动项。需要说明的是,为了更直观反映城市融入对生育意愿的影响程度,本研究在(2)式中对城市融入指数取对数1。

公式（2）

在(2)式中,理想生育子女数都为非负离散整数,取值范围在(0,11)之间。对于这一类计数数据,通常可采用泊松回归模型。使用泊松回归的前提之一是被解释变量的方差明显大于期望,出现“过度分散”,如出现“过度分散”,则应该采用负二项回归。由于多数受访者理想生育子女数量集中在(0,4)之间且通过stata软件检验理想生育子女数量的数字特征发现不存在“过度分散”问题。因此,本研究将采用泊松回归模型进行实证检验。

另外,由于是否理想生育子女数量为两个或两个以上为二值虚拟变量,受访者理想生育子女数为两个或以上,取值为1,反之则取值为0。因此,本研究将采用PROBIT模型进行回归,以检验城市融入对受访者对生育两个或者以上子女意愿概率变化的影响。表3为详细回归结果。为了直观获取城市融入与农民工生育意愿变动的比例关系,表中汇报的系数都取边际效应。

表3城市融入对农民工生育意愿影响的回归结果

表3中,第一列和第二列为POISSON回归结果,第三列和第四列为PROBIT回归结果。POISSON回归显示,在不引入其他控制变量的前提下,城市融入度提升1%,农民工理想生育子女数下降0.1877%。在引入年龄、性别、婚姻、教育、兄弟姐妹数、健康、收入等控制变量后,城市融入对农民工生育意愿仍然是显著的。城市融入度增加1%,农民工理想生育子女数下降0.1351%。PROBIT回归结果显示,在不引入其他控制变量的情况下,城市融入度提升1%,农民工理想生育子女数在两个或两个以上的概率下降0.127%。在引入全部控制变量的情况下,城市融入度提升1%,农民工理想生育子女数在两个或两个以上的概率下降0.1161%。上述结果均表明:城市融入显著降低了农民工的生育意愿。此外,其他回归结果显示女性、年长、已婚、健康状况好、出生于多子女家庭的农民工生育意愿更高,而受教育程度提升和收入增加则显著降低了农民工的生育意愿水平。

(二)分样本回归

1.分年龄群体回归

考虑到不同年龄群体经济压力、生育需求等因素的差异,城市融入对不同年龄群体的生育意愿可能存在显著差异。根据受访者出生年代的差异,本研究将所有样本划分为生于1972—1979年、生于1980—1989年、生于1990—1998年三个群体2,然后采用POISSON回归和PROBIT回归检验城市融入对不同年龄群体农民工生育意愿的影响3。表4的回归结果显示,无论是POISSON回归还是PROBIT回归,80后农民工群体生育意愿对城市融入的影响更加敏感。以POISSON回归为例,城市融入度增加1%,80后农民工理想生育子女数减少0.1643%,70后理想生育子女数减少0.0408%,90后理想生育子女数减少0.0189%。以PROBIT回归为例,城市融入度提升1%,80后农民工理想生育子女数在两个或两个以上的概率下降0.1340%,负向影响效应远高于另两个年龄群体。

表4分年龄段回归结果

为什么80后群体的生育意愿受城市融入的影响程度更大?本研究认为可能的原因在于80后群体是重点目标生育群体,生育需求更为强烈。生育意愿对经济、社会、文化各种因素的变动也更加敏感,对由城市融入导致的生育观念变动的影响程度也更大。考虑到项目调查实施时间在2016年,80后农民工处在27～36岁之间,生育意愿是多数受访者的重要现实需求。与此同时,部分90后群体还没有结婚而70后群体部分已经完成理想生育目标,因此生育问题的迫切程度并不高。上述结果也说明了城市融入对重点目标群体生育意愿的影响程度更大,应关注其作用机制并采取适当配套政策干预,以确保在现行生育政策下,充分释放其生育需求。

2.分地区回归

考虑到中国不同地区在经济发展水平、生育文化、对外来人口接纳程度方面存在着较为明显的差异,城市融入对不同地区农民工生育意愿的作用机制和程度也会存在较大的异质性。根据受访者居住地区差异,本研究将样本分为东、中、西部地区,并采用POISSON回归和PROBIT回归来检验城市融入对不同地区农民工生育意愿的影响4。表5的回归结果显示城市融入对东部地区农民工生育意愿的负向影响程度更大。以POISSON回归为例,城市融入度增加1%,东部地区农民工理想生育子女数减少0.1911%,中部地区农民工理想生育子女数减少0.0515,西部地区农民工理想生育子女数减少0.0441%且并不显著。以PROBIT回归为例,城市融入度提升1%,东部地区农民工理想生育子女数在两个或两个以上的概率下降0.1771%,影响程度远高于另两个地区的农民工。

表5分地区回归结果

为什么东部地区农民工生育意愿对城市融入度的变动更加敏感?本研究认为可能的原因来自于两个方面:一是东部地区经济社会发展水平较高,住房、教育、医疗等生活配套成本也越高。城市融入水平越高,越接纳城市化的经济生活方式,比如购买高品质住房,送子女到优质学校,这必然会较大程度增加相应支出。较大的经济成本必然会影响其生育意愿。二是东部地区居民的生育观念更为现代化,生育意愿水平也更低,城市融入所产生的生育文化、生育观念的影响也更大,对农民工生育意愿的负向影响程度也就越大。上述结果可能表明农村居民越向经济社会发展水平越高的地区流动,城市融入所产生的生育效应可能就越大。

五、影响机制初探

(一)城市融入、定居意愿与生育意愿

首先,本研究认为城市融入可以通过影响农民工在城市定居意愿从而影响生育意愿。一方面,城市融入影响进城农民工的身份认同,增加其对居住城市的归属感,从而增加在城市定居的意愿。综合文献研究现状,一些研究提出了城市融入对农民工定居意愿具有正向影响的证据。叶鹏飞以7省区农民工调查数据就发现,经济生活方式的融合、城市社会交往的增加、社区参与的增加等都可以显著提高农民工的定居意愿[25]。梁土坤发现消费、居住、情感纽带、社会交往、城市认同等城市融入因素对于提升新生代农民工的定居意愿具有十分显著的提升作用[26]。

与此同时,城市定居意愿对于农民工生育选择可能具有重要影响。一方面,农民工在城市定居后,生育子女需要面临住房、养育费用等现实经济压力,从而影响农民工生育意愿。比如,刘中华基于CLDS2014年调查数据,发现房价每增加1%,中国居民的二孩生育意愿下降3.6%[27]。杨菊华基于2016年流动人口动态监测调查数据,发现制约二孩生育的最主要因素是住房、养育等经济成本[28]。另一方面,在城市定居后,与父辈的空间距离增加,生育子女就要考虑谁来承担子女照料的问题。黄秀女等采用卫计委2014年全国流动人口调查数据,发现农民工面临较大的子女照料压力,会显著降低农民工的生育意愿[29]。

(二)城市融入、性别偏好与生育意愿

本研究认为城市融入还可以通过改变农民工男孩偏好从而对生育意愿数量产生影响。在中国,农村居民的性别偏好主要体现在根深蒂固的“重男轻女”思想[30]。然而,随着农民工进入城市生活,城镇化的生活方式有利于增进男女平等,改变传统“男强女弱”的观念,对于农民工性别偏好的降低具有重要作用。相当多研究都发现城市生活方式有助于显著降低农民工的性别偏好。石人炳和熊波基于鄂东南地区两个市18～45岁进城农民550份调查问卷数据,发现进城务工经历显著降低了受访者的男孩偏好[31]。杨凡等发现农村居民向城市大规模流动过程中,随着对城市生活方式的适应,对男孩的偏好持续减弱[32]。

另一方面,对男孩偏好减弱可能对农民工生育意愿产生显著影响。长期以来,受到生产方式、婚嫁模式、传统观念、家族压力等多重影响,中国相当一部分农村居民对生育男孩有着强烈的偏好。一旦没有达成生育男孩的目标,必然有继续生育的意愿。男孩偏好下降,将有助于减少其意愿生育子女数。宋健等采用全国城市青年调查数据,发现男孩偏好显著提高了受访者的意愿生育子女数和实际子女数。男孩偏好的逐渐降低,将使得新生人口规模呈现减少的趋势[33]。

(三)影响机制的初步验证

为了初步验证城市融入对农民工生育意愿的影响机制,本研究建立如(3)-(5)式的回归方程组。

公式（3）（4）（5）

以上方程组中,(3)式用于检验城市融入对农民工定居意愿的影响。(4)式用于检验城市融入对农民工男孩偏好的影响。(5)式用于检验定居意愿、男孩偏好对农民工生育意愿的影响。其中,变量K用于衡量本地定居意愿的高低。在CLDS2016调查中,对受访者回答“非常不可能”、“比较不可能”、“不确定”、“比较可能”、“非常可能”在居住城市定居的,本研究分别赋值1-5,取值越高,代表在居住城市定居的意愿越高。变量M用于衡量受访者的男孩偏好,等于理想生育男孩数除以全部理想生育子女数,如果理想子女性别全部为男孩,则取值为1;如果理想子女性别全部为女孩,则取值为0。另外,(3)-(5)式其余变量与前文保持一致:变量X为正向化后的农民工城市融入指数。Y为农民工生育意愿,包括理想生育子女数和现实生育计划。Z为年龄、性别、婚姻、受教育年限等其他控制变量。为了简化实证过程,上述回归方程统一采用最小二乘回归方法(OLS)。详细回归结果见表6。

表6城市融入对农民工生育意愿影响机制的初步检验结果

首先,表6第一列的回归结果显示城市融入可以显著提升农民工的定居意愿,第三列和第四列的回归结果显示定居意愿会显著降低农民工的生育意愿,表明城市融入可以通过增加农民工定居意愿来降低其意愿生育数量。其次,表6第二列的回归结果显示城市融入会显著降低农民工的男孩偏好,而第三列和第四列回归结果显示男孩偏好会显著增加农民工意愿生育数量,表明城市融入可以通过降低农民工男孩偏好的路径来降低生育意愿。

基于影响机制的初步检验结果,可以看到无论是通过影响定居意愿还是影响男孩偏好,最终都会传导至对生育意愿的影响上。其中,前者主要侧重从经济层面影响农民工生育意愿,使得其要全盘考虑在城镇定居所产生的住房、教育、生活费用等经济成本,从而影响其生育意愿。后者主要侧重于从生育文化、观念层面影响农民工生育,使其摒弃或降低“重男轻女”传统观念,从而使得意愿生育子女数减少。

六、结论与政策建议

基于CLDS2016年调查数据,本研究考察了城市融入对农民工生育意愿的影响,主要的研究结论包括以下几个方面:首先,城市融入水平是影响农民工生育意愿的重要因素。城市融入水平提升会显著降低农民工生育意愿,证明了“人的城镇化”对生育存在负面效应。其次,城市融入对不同群体生育意愿的影响程度存在异质性。其中,城市融入对80后和东部地区农民工群体生育意愿的负向效应更大,对其他群体的负向影响程度相对较小。最后,城市融入主要通过影响定居意愿和性别偏好两种中间机制来影响农民工生育意愿。其中,前者主要是基于养育子女产生的经济成本来改变农民工生育意愿,后者主要基于社会文化因素来改变农民工生育意愿。基于以上研究结论并结合中国经济社会发展国情,本研究提出以下几方面政策建议:

第一,人口预测工作要考虑到城镇化过程中,进城农民工的城市融入所产生的生育意愿转变。城镇化的本质是“人的城镇化”,让进城农民工实质性地融入城市社会生活的共同体,避免农民工难以融入城市所产生的社会排斥。因此,推动农民工群体融入城市,是政府决策者实现社会公平正义的必然选择,也是社会发展的趋势。然而,“人的城镇化”可能推动农民工生育观念的现代化,使其生育意愿进一步向城市居民靠近。长期以来,人口预测工作在测算出生人口规模时,主要基于当前目标群体的生育意愿,忽视了城镇化过程中,部分目标群体生育意愿的转变。政府相关决策者和人口专家要重视“人的城镇化”引发的进城农民工生育观转变对人口变化的影响,尤其是做一些中、长期人口预测,要结合中国城镇化推进速度,合理评估迁移群体生育意愿变化对整体生育水平的影响,增加人口预测工作的准确性和科学性。

第二,随着中国城镇化进程推进以及农民工持续融入城市生活,中国的人口转变形势可能进一步恶化,应及早评估和规划相关人口政策,为保障长远人口安全提供政策保障支持,促进人口长期均衡发展,为推动我国经济社会持续健康发展创造良好人口条件。全面二孩政策实施以来,全国新生人口数量与众多人口学家的预期相去甚远。尤其是2017年、2018年连续两年都出现了出生人口下降的现象,显示计划生育政策放宽所产生的人口红利恐无法持续。本研究认为随着城镇化的持续推进,中国人口转变形式有持续恶化的风险。因此,政府决策者应基于人口转变情势,及时评估和规划相关人口政策,从生育给付和养育津贴等补助,产假、托儿教育、住房保障等方面着手构建经济社会政策支撑体系,鼓励居民在现行政策下积极生育。此外,也要坚持正确舆论导向,引导社会预期,营造在现行政策下鼓励居民多生育的社会氛围。

第三,经济生活方式的转换和融入决定了农民工群体生育意愿受到多维现实条件约束,相关决策者应在现行生育政策框架下,针对农民工目标群体探索推出配套政策,降低各种外在现实条件对农民工生育的约束,鼓励其按政策生育。基于本文的研究结论,融入使得进城农民工更加愿意接受城市生活方式并在城市定居。然而,相比于在农村工作时间具有弹性,住房支出负担小,必需品可自给自足等特征,农民工在城市生活要考虑住房、托儿、医疗、教育、生活支出等多重现实约束,必然会影响其生育意愿。当前,全国已经有多个省份都在探索推出鼓励按政策生育的配套措施。本研究认为一方面在探索相关政策出台时,可以考虑将符合条件的进城农民工一并纳入政策鼓励对象。另一方面,也可以针对农民工重点关注的问题,推出有针对性的政策。比如,在保障性住房、孩子入托等问题给予一定政策倾斜,解决农民工生育的后顾之忧。

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注释:

1.由于正向化的城市融入指数最小值为0,本研究对其赋一个极小的正值｡本文对其赋值为0.0001｡

2.由于本研究对青年的定义为年龄在18~44岁之间｡因此根据CLDS2016项目实施的时间,对应的受访者出生年位于1972—1998年之间｡

3.限于篇幅,分样本回归仅汇报了城市融入对青年农民工理想生育意愿的影响｡如需全部回归结果,可向作者索取｡

4.东部地区包括北京､天津､河北､辽宁､上海､江苏､浙江､福建､广东和海南等11个省(市);中部地区有山西､吉林､黑龙江､安徽等8个省级行政区;西部地区包括四川､重庆､贵州､云南､西藏､陕西等12个省(市)｡

何兴邦.城市融入对农民工生育意愿的影响机制[J].华南农业大学学报(社会科学版),2020,19(03):47-58.