——來自湖北省宜昌市的經(jīng)驗證據(jù)
內容提要:在人口轉變和人口流動等因素的推動下,農(nóng)村家庭養(yǎng)老由過去以兒子為核心的傳統(tǒng)養(yǎng)老模式轉變?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查數(shù)據(jù),實證研究了農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式變遷對育齡婦女生育意愿的影響。結果顯示,兒女共同養(yǎng)老模式會顯著降低育齡婦女的生育意愿,并且主要表現(xiàn)在相對年輕的育齡婦女中;男孩偏好弱化是其可能的作用機制之一。文章認為,農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式的變遷可能會促進低生育水平的自我強化,這或許可以為中國當前及未來部分地區(qū)的低生育水平提供一種新的解釋。
關 鍵 詞:兒子養(yǎng)老/女兒養(yǎng)老/男孩偏好弱化/生育意愿
長期的低生育水平會加速中國人口老齡化,對中國人口的長期均衡發(fā)展和社會經(jīng)濟產(chǎn)生深遠影響。從現(xiàn)有文獻看,關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。雖然學者們對生育意愿的影響因素進行了較為全面的分析,但缺乏對農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式變遷視角的考察。長期以來,家庭養(yǎng)老是中國農(nóng)村傳統(tǒng)的養(yǎng)老模式。從家庭內部子女養(yǎng)老的性別分工來看,父系家庭制度意味著兒子在婚后負責父母的飲食起居,女兒在出嫁后不再承擔正式的贍養(yǎng)義務(Greenhalgh,1985)。因此,家庭養(yǎng)老的責任主要由兒子承擔(陶濤,2011)。然而,在當前人口轉變、人口流動、社會經(jīng)濟發(fā)展等綜合因素的推動下,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)老中開始發(fā)揮越來越重要的作用(唐燦等,2009)。那么,這種農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式變遷對育齡婦女的生育意愿產(chǎn)生怎樣的影響?本文將試圖對此問題予以回答與解釋。
一、農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式變遷與低生育水平:一個分析框架
(一)農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式變遷:內涵與趨勢
中國農(nóng)村歷史上一直實行嚴格的父系家族體系,在這樣的體系下,子女所承擔的養(yǎng)老責任和義務存在著明顯的性別差異。兒子是家庭財產(chǎn)的繼承者和家庭養(yǎng)老的承擔者,在養(yǎng)老中的核心作用顯著(Yang,1996);女兒則會嫁到其他家族,結婚時女兒的權利、生產(chǎn)力、服務轉移到丈夫家庭,結婚后女兒既沒有繼承娘家財產(chǎn)的權利,也沒有為父母養(yǎng)老的正式責任(Greenhalgh,1985;Whyte等,2003),女兒一旦出嫁就成為“別人家的人”。父權制家庭對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,父母不存在對女兒養(yǎng)老的角色期待。這種家庭養(yǎng)老模式在中國農(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)的田野調查表明,媳婦在弱化贍養(yǎng)公婆責任的同時,卻強化了贍養(yǎng)自己父母的新責任;還有研究表明,一些農(nóng)村地區(qū)出嫁的女兒開始參與自己父母的養(yǎng)老過程(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)。其原因一是人口轉變導致獨生子女家庭或有女無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。二是在農(nóng)村勞動力外流的背景下,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)老責任轉移到女兒身上,女兒贍養(yǎng)自己父母的能力和意愿都有所增強(聶焱,2008)。同時,農(nóng)村在從傳統(tǒng)社會向現(xiàn)代社會的轉型中,核心家庭日益成為主要的家庭類型,隨著子代相對父代權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)濟能力也有所提升(張翠娥、楊政怡,2015)。此外,隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展,更多老年人的溫飽已不成問題,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)勢的女兒的養(yǎng)老作用更加凸顯。唐燦等(2009)通過對浙東地區(qū)的實地調研表明,女兒如今卻越來越多地在贍養(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)濟支持和生活照料兩個方面的直接效應均超過兒子。
由此可見,中國農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式已經(jīng)和正在發(fā)生著變化,即由過去以兒子為核心的傳統(tǒng)養(yǎng)老模式轉變?yōu)楫斍皟号餐B(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家庭養(yǎng)老功能,只是這種功能相對在傳統(tǒng)養(yǎng)老模式中有所降低;這里主要強調的是女兒在農(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起贍養(yǎng)父母的責任和義務;而這種養(yǎng)老模式變遷將成為一種趨勢,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)老模式的變遷會影響到婦女的性別偏好。因為在傳統(tǒng)的家庭養(yǎng)老模式下,人們出于養(yǎng)老的目的,對男孩有著強烈的偏好;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)老模式會在一定程度上弱化男孩偏好(見圖)。
男孩偏好往往會導致生育水平的提高(Bongaarts,2001),而多生多育是個人或家庭實現(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孩子的可能性和動力一般要高于只有兒子的婦女(Larsen等,1998;陳衛(wèi)、靳永愛,2011),而沒有兒子的夫婦比那些沒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)老觀念上的轉變,女兒養(yǎng)老的廣為接受會降低其二孩生育意愿。而對于年齡相對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)研究設計與數(shù)據(jù)來源
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)來看,城市這一比例為9.76%,農(nóng)村為19.81%。與全面兩孩政策實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%)。分年度同期對比來看,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施時間較短,對生育意愿的影響效果還沒有完全顯現(xiàn),但我們可以推測,宜昌市20多年來持續(xù)的低生育水平并不主要是生育政策的限制所導致的,這是由于宜昌市多年來實際生育率低于政策生育率?？梢哉f,低生育水平更多的是人們生育觀念轉變、少生的生育文化帶來的結果,人口城鎮(zhèn)化、人口非農(nóng)化和人口流動等發(fā)展性因素是現(xiàn)階段生育率下降的主導力量,政策已經(jīng)成為非顯著性因素(尹文耀等,2013)。因此,我們估計二孩政策放開后,二孩生育意愿可能會有小幅度上升,但不會有較大的變化。
為了進一步了解中國低生育地區(qū)生育意愿的真實情況和家庭養(yǎng)老模式變遷等因素對此產(chǎn)生的影響。2015年8月中南財經(jīng)政法大學人口與區(qū)域研究中心選擇湖北省宜昌市作為調研對象。宜昌市位于湖北省西南部,是湖北省域副中心城市,綜合實力連續(xù)多年居湖北第二位。2015年全市實現(xiàn)生產(chǎn)總值3 384.80億元;人均地區(qū)生產(chǎn)總值82 360元(按常住人口計算),高于全國人均水平的49 351元,綜合實力居全國百強城市第57位。2015年年末,全市常住人口411.50萬人,戶籍人口398.18萬人;全年人口出生率為9.2%,死亡率為7.9%,自然增長率為1.3‰,低于全國這一指標的4.96‰,1995年以來人口自然增長率始終穩(wěn)定在2%左右。育齡婦女總和生育率20多年來處于下降趨勢,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)濟發(fā)展水平看,宜昌市既有經(jīng)濟發(fā)展較好的縣域,也有發(fā)展相對落后的縣域;從家庭養(yǎng)老模式上看,既存在傳統(tǒng)的兒子養(yǎng)老,同時女兒養(yǎng)老也比較普遍。課題組在調查問卷中專門設計了“兒子養(yǎng)老”和“女兒養(yǎng)老”③的問題。
調查采取了分層、多階段、與規(guī)模成比例抽樣相結合的方法,根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平和地形結構,選擇了經(jīng)濟較好的當陽市(平原)、經(jīng)濟中等的遠安縣(丘陵)、經(jīng)濟較差的興山縣和五峰縣(山地)4個具有代表性的縣市;同時,根據(jù)人口規(guī)模的分布,當陽市選取了6個鄉(xiāng)鎮(zhèn),其他3個縣選取了3個鄉(xiāng)鎮(zhèn);然后每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取了2個村,每個村抽取了30人左右④。調查對象為15～49歲育齡婦女,其中以35歲及以下育齡婦女為主,同時抽取36～49歲的育齡婦女進行對比研究。調查問卷涉及家庭人口信息、生計狀況、生育意愿等信息,其中生育意愿是這次調查的重點,調查得到有效樣本920份,剔除存在缺失值的樣本后,實際納入分析的樣本量為911份。另外,課題組還對這30個村進行了村級問卷調查,受訪者為該村主要的村干部,調查內容涉及家庭養(yǎng)老安排、農(nóng)村耕地、基本醫(yī)療衛(wèi)生服務等信息。
二、計量模型與變量描述
(一)計量模型與變量選擇
1.計量模型
本文采用的計量模型為基于個人層面的Probit模型,假設個人是否想要二孩由以下方程決定:其中,下角標i和j表示居住在市縣j中的個人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,表示受訪者個體特征變量,表示受訪者家庭特征變量,表示控制縣級固定效應的虛擬變量。變量間的相關性或共線性檢驗結果顯示,變量之間不存在高度的共線性或相關性。
2.變量選擇與測量
本文的被解釋變量采用問卷中的問題是“您是否要二孩?”。本文把回答為“是”賦值為1,回答為“否或沒想好”賦值為0。在生育意愿影響機制的分析中,本文設定了“男孩偏好弱化”變量,利用問卷中的問題:“如果您只能生一個孩子,希望是:(1)男孩;(2)女孩;(3)無所謂”,受訪者如果回答為男孩,賦值為0;回答為女孩和無所謂,賦值為1。
參考現(xiàn)有的文獻,本文選取兩個核心解釋量,一是兒子養(yǎng)老評價。為了反映兒子養(yǎng)老功能,本文采用以下問題作為代理變量,問卷中的問題:“您如何看待‘養(yǎng)兒防老’的觀念?”⑤。這是一個主觀評價指標,它雖然容易受到受訪者心理狀態(tài)的影響,但它是一個綜合了復雜信息的判斷,避免了一些客觀指標的狹窄單一,能更全面地反映受訪者家庭兒子養(yǎng)老的實際情況。現(xiàn)有一些文獻也用該變量測量兒子養(yǎng)老(于長永,2012)。該問題取值越大,我們認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,則認為受訪者家庭女兒養(yǎng)老功能越強。
參照現(xiàn)有的研究文獻,本文控制變量包括受訪者個體特征變量、受訪者家庭特征變量和縣級虛擬變量三類。受訪者個體特征變量包括受訪者年齡及其平方項、民族、受教育年限、健康狀況、視野水平、外出務工經(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)濟條件、家庭社會資本、家庭婚居模式以控制家庭層面的異質性。
(二)樣本及變量的描述性統(tǒng)計
表1給出了樣本基本特征的描述性統(tǒng)計,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)老評價上,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;從所有樣本來看,該比例的均值為8.1%。因此,如果把均值作為參考標準,那么,約有30%的受訪者家庭女兒養(yǎng)老功能表現(xiàn)得相對明顯。從個體特征來看,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%。在調查市縣的樣本數(shù)分布上,當陽市占40.06%、遠安縣占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化
(一)基本估計結果
表3給出了農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式變遷對育齡婦女生育意愿的影響效應。本文將兩個核心解釋變量分別引入模型考察,為了檢驗穩(wěn)健性,在表3中同時報告了Probit和Logit估計結果。模型1和模型2考察了兒子養(yǎng)老功能對育齡婦女生育意愿的影響。模型1回歸結果顯示,兒子養(yǎng)老評價的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負,這表明育齡婦女對兒子養(yǎng)老評價越低,要二孩的可能性越小。模型2回歸結果也顯示,該變量對二孩生育意愿產(chǎn)生了顯著的負向影響,說明回歸結果是穩(wěn)健的⑦。模型3和模型4考察了女兒養(yǎng)老功能對育齡婦女生育意愿的影響。模型3回歸結果表明,與女兒同住戶比例的系數(shù)顯著為負,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的回歸結果中,這一基本結論沒有改變?；貧w結果還顯示,控制變量中,家庭經(jīng)濟條件越好或職業(yè)地位越高的育齡婦女,二孩生育意愿越強。
(二)穩(wěn)健性檢驗與內生性討論
1.穩(wěn)健性檢驗:調整被解釋變量的測量方式
考慮到對“是否生育二孩”回答為“沒想好”的受訪者并不一定真實地代表不想要二孩,從而造成回歸估計的偏誤,因此,在穩(wěn)健性檢驗中刪除了這部分樣本,只保留明確回答是或否的樣本。表4回歸結果顯示,兒子養(yǎng)老評價越低,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,這說明上述回歸結果是穩(wěn)健的⑧。
2.內生性討論
本文的內生性主要來自兩個方面:一是育齡婦女的生育意愿可能與兒子養(yǎng)老評價存在反向因果關系。即如果育齡婦女現(xiàn)有一個孩子并且不想再生育,這種生育意愿可能會影響其對兒子養(yǎng)老功能的評價,因為只有一個女兒(兒子)的家庭有可能對兒子養(yǎng)老功能評價較低(較高)。而在女兒養(yǎng)老問題上,育齡婦女的生育意愿并不會影響其所在村與女兒同住戶的比例,因為后者是已經(jīng)發(fā)生的前定變量,不存在反向因果關系。另外,產(chǎn)生模型內生性的另一個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)老評價內生性造成的估計偏誤,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)量關系到家庭養(yǎng)老狀況,而這種養(yǎng)老功能的強弱可能對受訪者本人關于兒子養(yǎng)老評價產(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系。工具變量顯著性檢驗結果表明,雖然Shea's Partial R[2]僅為0.0012,但F統(tǒng)計量值為40.721,超過10,且P值為0.000;并且第一階段回歸結果顯示,工具變量對內生變量具有較好的解釋力。由此可以認為弱工具變量問題并不明顯。表5中第二階段的回歸結果顯示,兒子養(yǎng)老評價的回歸系數(shù)依然顯著為負;為了進一步檢驗這種穩(wěn)健性,本文運用了GMM、LIML的估計方法,但這一基本結論均未改變。
(三)進一步討論
1.可能的影響機制:男孩偏好弱化
表6模型9、模型10回歸結果表明,兒子養(yǎng)老評價的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正,表明育齡婦女對兒子養(yǎng)老評價越低,其男孩偏好程度越弱。這也說明,現(xiàn)實中兒子養(yǎng)老功能的降低會弱化育齡婦女的男孩偏好。模型11、模型12回歸結果表明,男孩偏好的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負,說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)老模式變遷對未來年輕一代育齡婦女的生育意愿會產(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歲以上兩個年齡組,前者表示相對年輕育齡婦女群體,后者表示年齡相對較大育齡婦女群體。表7給出了這種變遷對育齡婦女二孩生育意愿影響的差異?；貧w結果顯示,對于35歲及以下的育齡婦女,兒子養(yǎng)老評價對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,回歸結果也顯示,對于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35歲以上的育齡婦女統(tǒng)計上不顯著。
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查數(shù)據(jù),實證研究了農(nóng)村家庭養(yǎng)老模式變遷對育齡婦女生育意愿的影響。結果顯示,變遷后的養(yǎng)老模式即兒女共同養(yǎng)老模式會顯著降低育齡婦女的二孩生育意愿。兒女共同養(yǎng)老模式會顯著弱化人們對男孩的偏好,進而降低人們的生育意愿。此外,這種影響效應只是存在于35歲及以下相對年輕的育齡婦女中,而在35歲以上年齡相對較大的育齡婦女中并不存在。
人口轉變、人口流動等社會變遷給傳統(tǒng)的以兒子為核心的養(yǎng)老模式帶來了挑戰(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整,女兒養(yǎng)老成為一種新的社會現(xiàn)象,女兒養(yǎng)老功能的提升促使了人們養(yǎng)老觀念的轉變,進而在一定程度上促進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”的轉變。此外,女兒贍養(yǎng)的出現(xiàn)或者說養(yǎng)老功能的提升,是家庭養(yǎng)老資源匱乏的情況下,家庭進行適應性調整、開發(fā)新資源的一種家庭策略行為;也是女性社會經(jīng)濟地位提高的表現(xiàn),折射出當代中國性別趨于平等的社會進步。
在人口轉變的推動下,中國未來將有越來越多的獨生子女家庭;與此同時,大量勞動力外出務工經(jīng)商,這些深刻的社會變遷都將對中國傳統(tǒng)的贍養(yǎng)制度形成強烈沖擊,女兒養(yǎng)老或兒女共同養(yǎng)老的模式可能會更加普遍,女兒養(yǎng)老的這種工具性意義的提升無疑會促進中國低生育水平的進一步深化,這是本文低生育水平強化的第一層含義,也是最主要的一個層面。另一層含義是低生育水平形成后又將衍生出新的獨生子女家庭,兒女共同養(yǎng)老模式繼續(xù)存在,這在一定程度上會延續(xù)低生育水平的自我強化過程。
由于數(shù)據(jù)獲得的限制,本文存在一些不足:(1)家庭養(yǎng)老模式變遷對育齡婦女生育意愿影響的機制可能并不僅是男孩偏好,還可能存在其他作用機制;(2)本文未能將宜昌地區(qū)的樣本與其他地區(qū)進行對比研究。這些均有待日后進一步探討與研究。
作者簡介:朱明寶,中南財經(jīng)政法大學公共管理學院,博士研究生;楊云彥,中南財經(jīng)政法大學公共管理學院,教授。
中國鄉(xiāng)村發(fā)現(xiàn)網(wǎng)轉自:《中國人口科學》2016年第3期
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