失業風險如何影響流動人口二孩生育意愿？

李駿　汪偉

關鍵詞：失業風險；二孩生育意愿；流動人口；失業保險；長期居留意愿

中圖分類號：F241.4；C924.2 文獻標識碼：A 文章編號：1000-176X（2024）04-0107-11

一、問題的提出

很多國家正在經歷或已經經歷了生育率快速下降的過程，為此現有研究從多方面對個體生育決策過程進行了細致分析。自從貝克爾將成本效用分析框架引入家庭生育行為研究［1］，很多學者借助該框架分析了家庭收入［2-3］、家庭財富［4-5］、代際支持［6-7］和生育機會成本［8-9］等因素對個體生育行為的影響。近年來，中國生育率持續下降，2019年總和生育率跌破1. 5的警戒線，2023年全年出生人口僅為902萬人，2023年總人口較上一年減少了208萬人。面對嚴峻的人口形勢，雖然中國政府逐步放開生育限制，相繼出臺了一系列鼓勵生育的政策措施，但結果不盡如人意，育齡人群的生育意愿和生育水平仍持續走低。曾被視為生育主力軍的流動人口的生育水平近年來也持續走低，根據2014年中國流動人口動態監測調查數據（以下簡稱“CMDS2014”），流動人口中打算生育二孩的人數占比僅為11. 72%。中國流動人口規模巨大，根據第七次全國人口普查數據，2020年中國流動人口約有37 582萬人，占全國總人口的26%。因此，流動人口的生育觀念、生育意愿、生育水平對人口結構及總和生育率影響較大。由于流動人口的生育水平變動對人口長期均衡發展的影響較大，所以流動人口的低生育意愿和低生育率引起了學者的關注［10-13］。

流動人口通過遷移實現了收入的增加［14］，但為什么流動人口的生育意愿還很低呢？根據現有研究，由于養育子女涉及未來相當長的一個階段，未來的收入狀況和失業風險對生育決策的影響極其關鍵，因而生育決策不僅僅受當前收入水平的影響［15-17］。雖然流動人口可能在城市找到了工作，但其收入不確定性更高，對失業風險也更加敏感，這可能是流動人口生育意愿和生育率低的重要原因。因此，有必要重點研究失業風險與流動人口生育意愿之間的因果關系。關于失業風險與生育行為的因果關系，現有研究結論并沒有達成一致［18-20］。其原因可能如下：其一，不同群體對失業風險的感知是不同的，如體制內就業的群體對失業風險的感知明顯不同于體制外就業的群體。其二，不同群體受到的就業保護程度不同，其生育行為對失業風險的反應也不同。其三，關于失業率與生育行為之間的研究大多缺乏因果關系的分析，僅局限于二者之間的相關關系。因此，本文從感知不確定性、預期收入和人口回流視角重新審視失業風險與流動人口二孩生育意愿之間的因果關系。

與以往文獻相比，本文可能的邊際貢獻主要體現在以下兩個方面：一方面，從失業風險這一不確定性視角分析了其對流動人口二孩生育意愿的影響，豐富了流動人口生育行為研究的相關文獻。另一方面，提出并驗證了失業風險通過感知不確定性效應、預期收入效應和人口回流效應降低流動人口二孩生育意愿，從而揭示了失業風險影響流動人口二孩生育意愿的內在機制。

二、理論分析與研究假設

根據貝克爾的生育經濟學理論，一個孩子的生育成本與父母在該孩子身上花費的時間和他們想在孩子身上投入的金錢有關［21］，這就意味著養育孩子的成本不是固定的，而是根據父母對孩子“質量”的期望和要求而變化?，F有研究普遍認為，低收入本身并不一定造成低生育率，因為人們會根據自己當前的收入狀況相應地調整他們對孩子“質量”的期望和要求［22］。通常情況下，失業將導致人們的收入水平大幅低于他們在工作時所達到的收入水平，這對于大多數人來說意味著他們將無法實現自己對孩子原本的期望和要求，這反過來可能會降低他們的生育意愿［22］。但是，失業同時意味著生育機會成本的降低，尤其對于女性而言［23］，這可能對個體的生育意愿產生正向影響［24］。因此，失業對于個體生育意愿的影響并不確定。

但個體失業和整體失業率對生育行為的影響有所不同，整體失業率提高并不意味著個體處于失業狀態，只是意味著失業風險上升。一方面，當整體失業率上升導致個體失業風險上升時，個體觀察到的就業機會越來越少，雖然并沒有處于失業狀態，但個體認為自己當前的就業并不穩定，隨時有可能失業［25］，從而使得其未來收入水平大幅下降，這將降低他們的生育意愿。另一方面，失業風險上升意味著再次找到工作的可能性降低。對于女性而言，生育很可能導致職業生涯中斷和被解雇的風險上升［26］。因此，為了降低被解雇和失去工作的風險，女性更可能選擇不生育二孩?；谝陨戏治?，筆者提出以下假設：

假設1：失業風險會降低流動人口二孩生育意愿。

失業風險上升通常伴隨經濟的不確定性提高，使個體在面對未來的經濟前景和個人發展前景時感到不確定性上升。這種感知不確定性上升會使個體更加謹慎和保守，特別是在考慮擴大家庭規模問題時［27］。因此，當外界的失業風險上升時，個體對就業不確定性的感知也相應上升，進而導致其生育意愿下降［25］。工作單位的性質不僅反映了工作的穩定性，還決定了勞動力對失業風險的感知，在國有企業和事業單位等體制內工作的群體，他們的就業相對穩定，收入波動性更?。?8］，對失業風險的敏感程度更低。因此，對于在國有企業和事業單位就業的群體而言，失業風險對其生育意愿的影響相對有限?；谝陨戏治?，筆者提出以下假設：

假設2a：失業風險通過感知不確定性效應影響流動人口二孩生育意愿。

失業風險上升意味著未來收入可能會急劇減少，從而導致個體的預期收入減少。收入是影響個體生育決策的主要因素之一，預期收入對流動人口生育意愿的影響也不容忽視。生育子女既涉及消費支出決策，也涉及人力資本投資決策，因而由失業風險帶來的預期收入下降將抑制個體的生育意愿。Prifti和Vuri［29］的研究結果表明，就業保護可以提高個體的生育意愿，主要原因在于就業保護使得個體在失業后的收入不會顯著減少［30］。如果個體擁有失業保險，其預期收入就不會減少太多［31］。因此，對于那些擁有失業保險的個體而言，失業風險對其生育意愿的影響相對有限?；谝陨戏治?，筆者提出以下假設：

假設2b：失業風險通過預期收入效應影響流動人口二孩生育意愿。

本文的研究對象為流動人口，流動人口與當地居民生育意愿的影響因素存在一定的區別。流動人口在城市工作和生活可能受到一些歧視［32］，因而融入城市對流動人口在城市的工作和生活至關重要［33-34］。Dong等［35］的實證研究結果表明，城市融入水平和長期居留意愿的提高可以提升流動人口的生育需求。根據新經濟地理學理論，勞動力流動的目的主要是為了追求更高的收入和更好的就業機會［36］，當一個城市的失業風險不斷上升、就業機會減少時，勞動力將選擇離開，其長期居留意愿將隨之降低［37］。因此，失業風險上升將降低流動人口的長期居留意愿，即產生人口回流效應，從而降低其二孩生育意愿?；谝陨戏治?，筆者提出以下假設：

假設2c：失業風險通過人口回流效應影響流動人口二孩生育意愿。

三、研究設計

（一） 數據來源

本文數據主要來源于CMDS2014，原因如下：第一，CMDS2014由國家衛生健康委員會（以下簡稱“國家衛健委”） 組織實施，覆蓋全國31個省份，得到的數據具有較好的權威性和全國代表性。第二，CMDS2014被國家衛健委用于追蹤流動人口在城市的生活情況和就業情況，數據具有很強的專業性。第三，針對本文所研究的問題，CMDS2014中有關于流動人口二孩生育意愿（是否打算再要一個孩子） 的數據，并且還有流動人口二孩生育計劃具體時間的數據，這為本文的研究提供了很好的數據支持。

此次調查始于2014年5月，盡管可能與全面二孩政策放開之后的實際情況存在一定偏差，但影響不大。本文采用2014年數據的原因如下：第一，2016年相關調查數據中缺少關于生育意愿的數據，因而2014年數據仍然是目前能夠獲得的關于流動人口生育意愿較具代表性的數據。第二，全面二孩政策主要影響在國有企業和事業單位就業的群體，而流動人口受其影響較小。此外，全面二孩政策放開后，流動人口二孩生育意愿低的現象并未得到明顯緩解。

由于本文關注的是失業風險的影響，因而剔除了處于失業狀態的樣本。鑒于本文研究的是二孩生育意愿，因而僅保留了已經生育了一個孩子的樣本?？紤]到大多數人在年齡超過60周歲后就不再生育，本文剔除了年齡超過60周歲的樣本；綜合考慮中國目前的法定結婚年齡（女性滿20周歲、男性滿22周歲） 和女性的育齡期（15—49周歲），本文保留女性年齡在20—49周歲之間、男性年齡在22—60周歲之間的樣本。此外，本文剔除相關變量存在缺失值的樣本，最終獲得59 452個樣本，其中男性樣本36 768個，女性樣本22 684個。

（二） 變量選取

⒈被解釋變量

本文被解釋變量為流動人口二孩生育意愿（Fert），流動人口打算再生育一個孩子取值為1，否則取值為0。

⒉解釋變量

本文解釋變量為失業風險（upl）。失業風險既可以采用失業率隨時間的變化衡量，又可以采用地區層面的個體失業發生率衡量［38］。前者一般用于宏觀層面的時間序列數據分析，由于本文使用的是微觀個體數據，所以采用后者衡量失業風險。參考以往文獻，本文將失業的流動人口定義為16—59周歲、有就業意愿、有勞動能力無工作且隨時可以投入到工作中的流動人口。根據CMDS2014中的問題“五一前一周是否做過一個小時以上有收入工作”判斷流動人口是否處于無工作狀態，再通過問題“4月份是否找過工作”判斷其是否有就業意愿，如果兩個問題的回答是無工作和4月份找過工作，則界定為失業。失業率即失業人口占經濟活動人口①的比重。因此，本文采用流動人口失業率衡量失業風險。

⒊機制變量

為了進一步檢驗失業風險通過感知不確定性效應、預期收入效應和人口回流效應影響流動人口二孩生育意愿，本文采用就業單位性質檢驗感知不確定性效應，采用是否擁有失業保險檢驗預期收入效應，采用長期居留意愿檢驗人口回流效應。就業單位性質（formal），國有企業或事業單位取值為1，否則取值為0；失業保險（unisure），擁有失業保險取值為1，否則取值為0；長期居留意愿（backh），打算在本地居住5年及以上取值為1，否則取值為0。

⒋控制變量

本文選取如下個體層面的控制變量：性別（gender），男性取值為1，女性取值為0；年齡（age），采用觀測年份與出生年份的差值衡量；民族（nation），漢族取值為1，否則取值為0；受教育年限（edu），接受學歷教育的年限；戶籍（hukou），農業戶口取值為1，否則取值為0；創業（enter），就業身份為雇主或自營勞動者取值為1，否則取值為0；跨省流動（tpro），跨省流動取值為1，否則取值為0；跨市流動（tcit），跨市流動取值為1，否則取值為0；本地居住時間（nlive），采用觀測年份與遷入年份的差值衡量；一孩年齡（fcage），采用觀測年份與第一個孩子出生年份的差值衡量；一孩性別（fcgender），第一個孩子為女孩取值為1，否則取值為0；一孩隨遷（fcmig），第一個孩子隨遷取值為1，否則取值為0；月收入（income），采用上個月收入的自然對數衡量；養老保險（oldsure），有城鎮職工養老保險取值為1，否則取值為0；醫療保險（helsure），有城鎮職工醫療保險取值為1，否則取值為0；獨生子女（onechild），自己或配偶是獨生子女取值為1，否則取值為0；本地家庭人口數（size），采用在流入城市同住的家庭成員數衡量；自有住房（house），在流入城市自購了住房取值為1，否則取值為0。本文選取如下城市層面的控制變量：醫院床位數（hosp），采用城市每萬人擁有的醫院床位數衡量；人均GDP（gdp），采用城市人均GDP的自然對數衡量；第三產業占比（rthird），采用城市第三產業產值占GDP的比重衡量；省會城市（capcity），省會城市取值為1，否則取值為0。

（三） 模型設定

由于被解釋變量為虛擬變量，所以本文采用Probit模型實證分析失業風險對流動人口二孩生育意愿的影響，基準回歸模型設定如下：

（四） 變量的描述性統計

表1是本文主要變量的描述性統計結果。從表1可以看出，流動人口二孩生育意愿的均值僅為0. 1172。失業風險的均值為0. 0307，低于2014 年國家統計局公布的城鎮居民登記失業率4. 09%，這與現有相關研究的結論是一致的。一方面，流動人口選擇跨地區流動的目的大多數是追求較高收入，而取得收入的前提是實現就業，流動人口為了更快就業可能會選擇社會保障水平較低、工作環境較差和待遇水平不高的崗位。另一方面，流動人口在失去工作或長時間找不到工作時，會選擇回流到戶籍所在地。

在機制變量方面，平均8. 34%的流動人口在體制內就業，平均18. 68%的流動人口擁有失業保險。在流動人口的個體特征方面，男性平均占比為61. 84%，平均年齡約為34歲，平均受教育年限約為10年，平均80. 87%的流動人口為農村戶籍，平均41. 92%的流動人口的就業身份為雇主或自營勞動者，平均48. 47%的流動人口選擇跨省流動，流動人口本地居住時間平均約為5年。在流動人口的一孩特征方面，一孩中平均38. 04%為女孩，一孩隨遷均值為68. 54%。

四、實證結果與分析

（一） 基準回歸結果

表2是本文的基準回歸結果，表2列（1） 沒有引入控制變量，表2列（2） 引入了個體層面和城市層面的控制變量。表2列（1） 的回歸結果顯示，失業風險的回歸系數為-0. 6520，且在1%的水平上顯著。表2列（2） 的回歸結果顯示，失業風險的回歸系數為-0. 6113，且在1%水平上顯著，這表明失業風險能夠降低流動人口二孩生育意愿。假設1得以驗證。此外，男性流動人口二孩生育意愿普遍高于女性，農村戶籍流動人口的二孩生育意愿更高，一孩性別為女孩的流動人口的二孩生育意愿更高，經濟更發達地區流動人口的二孩生育意愿更低。

（二） 內生性檢驗

由于本文使用截面數據進行實證分析，基準回歸結果可能存在較強的內生性問題。一方面，遺漏變量問題，雖然回歸模型中引入了各種個體層面的控制變量，還引入了城市層面的控制變量，但仍可能遺漏一些不可觀測的重要變量。如果遺漏變量同時與失業風險和流動人口二孩生育意愿存在相關性，這將使回歸結果存在一定偏誤。另一方面，反向因果問題，具有更高二孩生育意愿的流動人口可能會把更多精力傾注在孩子身上，從而可能對其工作表現產生一定影響，甚至可能導致其職業生涯中斷，進而可能反向影響所在城市流動人口整體失業率。

為了克服內生性問題，本文參考Andersen和?zcan［15］的做法，選取流動人口所在城市平均每萬人擁有的規模以上企業數量（以下簡稱“萬人企業數”） 作為工具變量。工具變量選取的關鍵是其與被解釋變量有一定的相關性，但不直接影響被解釋變量。一方面，本文選取的工具變量為萬人企業數，其與流動人口的失業風險存在相關性。具體而言，城市中企業數量增加意味著更多的就業機會，從而提高了流動人口在該城市找到工作的概率，降低了失業風險。另一方面，萬人企業數并不能直接影響個體生育行為，這是工具變量的排他性要求，確保工具變量對被解釋變量的影響路徑是通過其對就業機會的影響而非其他途徑。因此，萬人企業數為本文解決內生性問題提供了有效手段。此外，本文還進一步將平均每萬人擁有的規模以上工業企業數量（以下簡稱“萬人工業企業數”） 作為失業風險的工具變量。

表3列（1） 和列（2） 匯報了萬人企業數（rfirm） 作為工具變量的回歸結果。第一階段回歸結果顯示，萬人企業數與失業風險存在顯著的負相關關系，這表明本文的工具變量滿足相關性要求；工具變量檢驗結果表明，本文選取的工具變量不存在弱工具變量問題。第二階段回歸結果顯示，本文采用工具變量法緩解內生性問題后，失業風險的回歸系數依然顯著為負，這證實了本文基準回歸結果的穩健性。表3列（3） 和列（4） 匯報了萬人工業企業數（gyrfirm） 作為工具變量的回歸結果。第一階段回歸結果顯示，萬人工業企業數與失業風險存在顯著的負相關關系，這表明本文的工具變量滿足相關性要求；工具變量檢驗結果表明，本文選取的工具變量不存在弱工具變量問題。第二階段回歸結果顯示，本文利用工具變量法緩解內生性問題后，失業風險的回歸系數依然顯著為負，這證實了本文基準回歸結果的穩健性。

（三） 穩健性檢驗①

⒈更換解釋變量衡量方式

本文進一步采用區縣層面的流動人口失業率衡量失業風險，更換解釋變量衡量方式的回歸結果顯示，失業風險的回歸系數顯著為負，這表明本文基準回歸結果是穩健的。

⒉改變樣本

本文剔除失業率為0的城市進行穩健性檢驗，回歸結果顯示，失業風險的回歸系數顯著為負?？紤]到自雇群體的就業靈活性很大，失業風險對該群體的影響可能較小。本文刪除就業類型為自雇的樣本進行穩健性檢驗，回歸結果顯示，失業風險的回歸系數的絕對值均大于全樣本回歸系數的絕對值，這表明本文基準回歸結果是穩健的。

（四） 異質性分析

⒈性別異質性

由于女性對風險更加敏感，更加厭惡風險［39］，失業風險對男性和女性生育意愿的影響可能不同。表4列（1） 和列（2） 分別是失業風險對男性和女性流動人口二孩生育意愿的影響。失業風險對男性和女性流動人口二孩生育意愿的回歸系數分別為-0. 5538和-0. 7263，且均顯著，組間系數差異檢驗P值為0. 0150，這表明失業風險對女性流動人口二孩生育意愿的負向影響更明顯。

⒉年齡異質性

青年時期是個體技能學習的黃金期，其對失業風險的承受能力也更低，因而失業風險對青年流動人口二孩生育意愿的影響可能更大。本文將年齡小于等于30歲的流動人口界定為青年流動人口，年齡大于30歲的流動人口界定為非青年流動人口，表4列（3） 和列（4） 分別給出了失業風險對青年和非青年流動人口二孩生育意愿的影響。失業風險對青年和非青年流動人口二孩生育意愿的回歸系數分別為-1. 2465和-0. 3321，且均顯著，組間系數差異檢驗P值為0. 0300，這表明失業風險對青年流動人口二孩生育意愿的負向影響更明顯。

（五） 機制檢驗

⒈感知不確定性效應

就業單位的性質決定了流動人口對失業風險的感知不確定性。本文通過分組回歸分別檢驗失業風險對體制內和體制外流動人口二孩生育意愿的影響，以檢驗失業風險是否通過感知不確定性效應影響流動人口二孩生育意愿。從表5列（1） 和列（2） 可以看出，失業風險對體制內流動人口二孩生育意愿的影響不顯著，失業風險對體制外流動人口二孩生育意愿的影響顯著為負，這表明失業風險通過感知不確定性效應負向影響流動人口二孩生育意愿。假設2a得以驗證。

⒉預期收入效應

當面臨較高失業風險時，如果個體擁有失業保險，其預期收入不會減少太多。本文通過分組回歸分別檢驗失業風險對有無失業保險流動人口二孩生育意愿的影響，以檢驗失業風險是否通過預期收入效應影響流動人口二孩生育意愿。從表5列（3） 和列（4） 可以看出，對于有失業保險的流動人口，失業風險對其二孩生育意愿的影響不顯著；對于沒有失業保險的流動人口，失業風險對其二孩生育意愿的影響顯著為負，這表明失業風險通過預期收入效應負向影響流動人口二孩生育意愿。假設2b得以驗證。

⒊人口回流效應

所在城市失業風險增加將導致流動人口長期居留意愿降低，從而降低其二孩生育意愿。為了驗證這一假設，本文檢驗失業風險對長期居留意愿的影響，以檢驗失業風險是否通過人口回流效應影響流動人口二孩生育意愿。從表5列（5） 可以看出，失業風險會顯著降低長期居留意愿，這表明失業風險通過人口回流效應負向影響流動人口二孩生育意愿。假設2c得以驗證。

（六） 進一步分析

除了二孩生育意愿，CMDS2014中還有流動人口具體打算生育二孩的時間，根據調查問卷的內容，本文構造了生育時間變量，如果流動人口打算在明年或后年生育二孩，則生育時間取值為1，否則取值為0。本文進一步分析失業風險對不同類型流動人口二孩生育時間的影響。從表6列（1） 和列（2） 可以看出，失業風險分別在10%和1%水平上推遲體制內和體制外流動人口二孩生育時間。從表6列（3） 和列（4） 可以看出，失業風險對有失業保險的流動人口二孩生育時間的影響不顯著，但會顯著推遲沒有失業保險的流動人口的二孩生育時間。

五、研究結論與政策啟示

基于CMDS2014，本文采用Probit模型實證研究了失業風險對流動人口二孩生育意愿的影響及作用機制。研究結果顯示：失業風險會降低流動人口二孩生育意愿；失業風險對女性和青年流動人口二孩生育意愿的負向影響更明顯；失業風險通過感知不確定性效應、預期收入效應和人口回流效應降低流動人口二孩生育意愿；除了降低生育意愿，失業風險還會顯著推遲流動人口生育二孩時間?；谝陨戏治?，筆者得出以下政策啟示：首先，就業不確定性上升不一定導致生育意愿下降，其前提是個體感知到就業不確定性上升。當經濟不確定性上升時，為了防止生育意愿和生育率下降，不僅需要降低失業率，而且需要通過相關政策降低居民對就業不確定性的敏感程度，加強就業保護，提高就業群體的工作安全感。

其次，失業保險在應對就業不確定性對生育意愿的負向影響方面具有重要作用?，F有研究大多關注養老保險和醫療保險的作用，忽視了失業保險的作用。因此，應普及失業保險，適度提高失業保險的待遇，這對防止就業不確定性上升導致生育率下降具有重要作用。

最后，應加快推進流動人口市民化，促進流動人口更快、更好地融入城市。推動流動人口市民化不僅有助于釋放流動人口的消費需求，而且有助于提高流動人口的生育意愿，這對于中國人口長期均衡發展具有重要意義。因此，各級政府應加快制定和落實針對流動人口的公共服務均等化政策，提高流動人口的長期居留意愿。