中国妇女生育意愿影响因素分析

中国妇女生育意愿影响因素分析

陈

字 邓昌荣

【摘 要】 文章使用中国健康营养调查(CHNS)数据，运用Logit系列和Probit 等离散选择模型，对中国52岁以下在婚、离婚和丧偶女性分阶段生育意愿的影响因 素进行实证分析。结果显示，个体的兄弟、姐妹数量对其生育意愿有正向的影响，其 中异性兄弟姐妹数量的影响尤为．显著。个体的年龄、受教育程度对生育意愿的影响 是负的。个体工作的背景越强，生育意愿越低。拥有农村户口的个体比拥有城 市户口的个体倾向于更多的子女选择。

【关键词】生育意愿

年龄健康程度

【作者】陈字 华中科技大学经济学院，博士研究生；邓昌荣 中国经济研 究中心，硕士研究生。

一、文献回顾及评述

马尔萨斯预言的失败，使包括经济学家在内的社会科学家们重新开始考虑人类生育率的 问题。他们引入了新的影响生育率的因素，特别是生育、抚养孩子的价格这样一些经济变量。 20世纪中期Gary Becker(1960、1965)的一系列著作开始，逐渐建立起来一套关于个体生育率 选择的经济模型，以期能够对实证经验有更好的解释。需要指出的是，这一时期的研究文献 (Mincer，1963；Nerlove，1974；Willis，1973)，之后被称为芝加哥一哥伦比亚学派的，更多地是 从需求角度进行解释。而后，被称为宾夕法尼亚学派的一些研究(Sanderson，1976、1980； Behrman等，1984；Easterlin，1969；Lindert，1978)，从供给角度对已有的分析进行了补充。之 后的研究，基本都是以这两个学派建立的框架为基础，进行综合和补充。

在中国实行计划生育的早期，就有学者研究国家对于已婚妇女生育率及结婚年 龄的影响(Lavely，1984)。也有学者从文盲率、城乡收入水平和民族等角度研究生育行为，发 现当引人城乡收入变量后，文盲率对于生育率的影响会显著降低(Nancy Birdsall，1983)，这无 疑从一个方面研究了经济发展、受教育水平和生育行为的关系。近几年，有学者将“超生罚款 数额”作为自变量引入回归模型(杨涛等，2000)。还有研究者利用伊斯特林模型检验了城乡、 民族、受教育程度、收人水平等社会经济变量对于孩子供给的影响，得到了较为显著的结果(陈 卫、史梅，2002)。郭志刚和巫锡炜(2006)用泊松回归的方法从个人层面研究生育行为，得到了 较好的拟合效果。任强和傅强(2007)分析了影响边际生育行为的因素。

本文基于2004年中国健康与营养调查(CHNS)的截面数据，运用与人们理性选择行为相 一致的离散模型，对当前影响中国适龄女性生育意愿的各种因素进行实证分析。与以往研究 相比，本文试图在以下3个方面有所拓展：(1)国内以往研究大多采用的是数据描述分析的方

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法或通常的线性回归模型，本文研究将使用非线性模型，因为数据描述分析与线性回归模型不 仅存在技术分析上的，更重要的是不能充分反映出人们在选择生育率这一问题上的理性 考量。(2)本文主要从需求的角度进行分析。因为在中国实行计划生育这一背景下，是需 求而非供给成为决定生育率的主要因素。(3)与以往研究不同，除了通常的收入、价格、职业、 年龄等因素，我们还特别引入了利他性因素的考量，并且考虑到对利他性的收益与生育成本的 认识是一个信息不断更新的过程，我们引入了年龄与利他性变量的交叉项。

二、模型与数据

(一)模型概述 本研究主要关注人们的生育意愿，也即对子女(期望)数目的选择，因而采用了离散选择模

型来研究个体是否要生孩子，是否想生两个或者更多的孩子，以及想生的子女数目这些决策的 影响因素。

离散选择模型中，后面将显示，线性概率模型的效果不如非线性模型。Probit模型和 Logit模型的结果基本一致，尽管有时Probit模型与Logit模型相比，结果会好，但在研究中还 是主要采用了Logit系列的模型。一个重要的原因在于，Logit系列模型在一定的条件下与随 机效用最大化模型是一致的。我们认为，人们做出生育的选择足效用最大化的结果，所以选择 Logit系列的模型。我们对于3个及以上选项的选择采用Order Logit Model，因为它主要针

对这样的模型——选项被赋予的值是有意义的顺序，而非武断随意的赋值。正是基于这个原

因，在我们的研究中，主要使用了Ologit①。 我们使用3个变量来衡量生育意愿：(1)期望孩子数(t_children)。此变量由已有孩子数、正

在怀孕②的孩子数目和还想再生的孩子数目组成。(2)是否愿意生孩子(dt children)。此变量为 1表示期望孩子数不小于1，期望孩子数为0时此变量才0。(3)是否愿意生两个或更多的孩子 (d_onemorechild)。此变量为1表示期望孩子数不小于z，期望孩子数为0或l时，此变量为0。

我们定义的生育意愿实际上就是需求角度的生育率，并且足在强调“如果可以选择要孩子 的个数”下进行的问卷调查，同时在生育意愿的频数统计中我们也发现有很多的个体愿意要两 个及以上的孩子，所以我们的研究可以继续进行。

研究中我们关注的被调查者利他性程度将使用兄弟姐妹的个数来衡量：包括被调查妇女 自己的兄弟数目、姐妹数目和兄弟姐妹的总数目，被调查者丈夫的兄弟数目、姐妹数目和兄弟 姐妹的总数目。在后面的分析中我们将把自己的兄弟、姐妹数目和丈夫的兄弟、姐妹数目的定 义方式称为利他性第一定义(defl)，将自己的兄弟、姐妹总数和丈夫的兄弟、姐妹总数称为利 他性第二定义(def2)。

I二)数据来源及特点 我们使用的数据来自于中国健康与营养调查(CHNS)。由于我们主要关心近些年来中国

女性的生育观，使用2004年的截面数据来进行研究时我们选择的样本主要针对的是不超过

①在我们的研究中并设有过多的展示Multinomial Logit模型的结果，除上述原因外t还因为有部分选项出 现的概率太低，用Multinomial Logit模型在其他选项上的结果与Ologit一致，并且我们仍然可以报告边 际变化值。

o在研究中，将不知道自己是否怀孕的个体处理成未怀孕。

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52岁的在婚、离婚和丧偶中国妇女，共有初步样本2 880个，这些样本的平均年龄为39．7 岁， 最小的18岁，最大的52岁，标准差8岁，年龄分布比较合适。

我们对年龄、生育意愿和是否独生子女进行了简单的描述统计分析(见表1)，从表1中 可 以看出，自己是否为独生子女对其是否会多生育孩子有明显的影响，此外，生育意愿随着 年龄 的增加也有显著的变化。所以我们在模型中还考虑了年龄和利他性的交叉项，在非线 性的模 型之下，我们将关注二者是否将会更大程度的影响对方对生育意愿的边际值。但在进 行模型

构建时，我们发现只有在年龄与丈夫姐妹的交

表l被调查者的生育意愿分类抽样统计

“

叉项的出现会给模型带来一定的估计问题，这可 能是样本的数据本身存在的一些共线性问题，所 以在研究中我们只加入了年龄与自己的姐妹、年 龄与自己兄弟和年龄与丈夫兄弟3个交叉项。

此外，本文模型中考虑的变量还有年龄、政 策因素、个体工资、最高受教育水平、户VI、工 作 时间、保险、健康，双方的父母是否健在 等。本 研究使用STATA 9．1进行计量分析。

三、实证分析

下面我们逐步分析被调查者是否愿意生育、是否愿意生两个及以上孩子，期望孩子数目这 3个问题。一方面，这是遵循逻辑的自然分析顺序，另一方面，这使得我们得以较好地选择稳 健的模型与变量。限于篇幅，将仅对第三个问题进行详细的阐述，因为分析结果显示这一问题 很大程度上包含了前两个问题。

(一)对于是否愿意生育的分析 在这一部分我们将分析被调查对象一生是否愿意生育的 影响因素。首先我们将使用线性

概率模型，Logit模型和Probit模型分别对两种利他性指标的定义方式进行总体回归，来确 定 我们应该主要应用哪种离散选择模型。我们发现在利他性第二定义下的模型表现不如第 一种 定义下的模型表现，这就是说，我们仍然需要分别考虑被调查者的兄弟、姐妹各自对其 生育意 愿产生的影响，而不能简单地把被调查者的兄弟和姐妹数量合并起来。模型的结果 使我们基 本上可以确定；(1)线性模型在这个研究中不如非线性模型好，而Logit模型和 Probit模型基 本上差别不大。(2)对于是否愿意生育，我们将使用利他性第一定义来观察这 些因素的效果。 在利他性第一定义下，线性模型没有显著的变量。在Logit模型中，较显著 的变量有：自

己的兄弟数量，与生育意愿正相关；丈夫的姐妹数量，与生育意愿正相关；自己的年龄与自己兄 弟数量的交叉项，与生育意愿负相关；丈夫健在的父母数量，与生育意愿负相关；自己的年龄， 与生育意愿负相关；自己的受教育背景，与生育意愿正相关；自己工作的背景，与生育意愿 负相关；健康程度，与生育意愿负相关。在Probit模型中，较显著的变量有：自己的兄弟数 量， 与生育意愿正相关；丈夫的姐妹数量，与生育意愿正相关}自己的年龄与自己兄弟数量的 交叉 项，与生育意愿负相关；年龄与丈夫兄弟数目的交叉项，与生育意愿正相关；自己父母健 在的数 量，与生育意愿正相关；丈夫父母健在的数量，与生育意愿负相关；自己的年龄，与生

育意愿负 相关f自己的教育背景，与生育意愿正相关；自己工作的背景，与生育意愿负相

关；健康程 度，与生育意愿负相关。

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(二)对于是否愿意生两个殛以上孩子的分析

在这一部分我们将分析研究对象一生是否愿意生两个及以上孩子的影响因素。首先我们

将使用利他性第一定义的模型确定我们应该使用什么样的利他性定义(见表2)。表2的结 果 提示我们使用利他性第二定义(见表3)。接着我们运用Logit模型和Probit模型分别对 总体模

表2利他性第一定义下的愿意生两个殛以上孩子和期望孩子数目模型分析

注，t，--． 分别寰示10％j％和1％的显著性木平

裹3“硒I模型和Prob|t模型各个变量对愿意生两个爱以上孩子的边际影响

型和简洁模型进行回 归，来研究相应的影响 因素。我们基本上可以 得到以下结论：(1) Logit与Probit显示 的 结果基本一致。 (2)使 得个体倾向于选 择多子 女的因素有： 自己有较 多的兄弟姐 妹，丈夫有 较多的兄 弟姐妹，自己 和丈夫 的父母较少健 在，较 大的年龄，农村户 籍， 较低的背景，较

少的工作时间，较低的

注；(1)d_onemotechild=1期望的氍丰值显示在表中．(2)dy／dx表示虚拟变量从0～1之间的高散

变化。

工资，健康状况较差。此

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外，随着年龄的增加，利他性效应降低。 (三】对于期望孩子数目的分析

我们首先使用利他性第一定义的模型确定应该用什么样的利他性定义。我们将使用利他 性第二定义，并运用Ologit模型来进行研究。

结果显示，各个变量对生育意愿的影响分为是否要生弦子和在打算生孩子的前提下是否要 多生几个孩子两个阶段。在第二阶段，各个变量的影响与前面讨论的是否愿意生两个及以上孩 子的影响因素时几乎完全一致。各个变量对生育意愿的影响从第一阶段到第二阶段发生了转 向。这提示着人们在生育过程中可能存在着信息更新过程，为我们进一步的考察和研究提供了 方向，但在本文中由于篇幅所限，不进行过多的讨论。我们关注的变量结果也于这一现象。

运用简洁模型，我们将在表4中报告解释变量对于相应的期望孩子数目概率的边际影响。

裹4期望孩子数Ologit模型各个变量对期望蕞子数目边际影响

往：岿篇瞄限研·小取点后面保留4位。dy／dx寰不庄拟变量从O～1之间的爵敞变化．

表4的结果显示，在一生期望孩子数为2个时，自己的兄弟姐妹数量的边际影响值 为 0．0148133，一直到期望孩子数目为5个时，这一边际值均为正；同样，丈夫的兄弟姐妹数 量对 于期望孩子数目为2个的边际影响值为0．0962914，对于2个以上孩子的边际影响也 都为正。 这说明白己的兄弟姐妹数量、丈夫的兄弟姐妹数量都对生育意愿有较显著的正向 影响。其原 因可能是非独生子女与独生子女相比，对一个人的成长和生活有很多的好处。例 如，较少的孤 独感、较少的义务分担。因此，出于利他性，被调查者在负担得起的情况下，会 倾向于多生子 女，使子女避免成为独生子女。但不同的人对非独生子女的好处的主观认识是不 同的，他们的 这种认识，主要来自于其自身成长的环境。因此，我们用自己的兄弟姐妹数量作 为利他性的度 量。此外，这种对非独生子女好处的认识会随着时间而变化和更新，因此我们加 入了时间(年龄) 与兄弟姐妹的交叉项。年龄×丈夫兄弟姐妹总数从期望孩子数为2个时的一 0．0023004到大于 2个时的负边际影响值，均说明了年龄对于利他性效果的负的影响。由于 人们在成立家庭后， 会集中主要精力于自己的家庭，势必减少对自己兄弟姐妹的照顾，使被 调查者对兄弟姐妹带来 的照顾随着时间的推移明显减少，从而也就使得被调查者因兄弟而产 生的非独生子女好处的 评价随时间推移而降低，这一点我们从回归结果中也得到了验证。 回归结果显示，即使是亲 人，异性之问的关怀照顾会比同性之间的照顾更强一些，至少人们 的主观认识是这样。兄妹、

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蛆弟之间的照顾会强于咒弟，姐妹志阃的照顾。妻子的娥妹数量、丈夫的兄弟数麓对妻子的生

鸯意瑟酶影响更燕葫瑟，这与个终经验据符。 自己父母健在对予期望孩子数为2个时的边际影响为一o．1345606，大于等于2个的边际

德也都为负。这可能是阑为被调焱者及其配偶的父母健在的如果较雾，要承担的赡养义务也

藏越重，嚣魏慧俸上不太骟惫予要太多斡臻予。在孛嚣豹社会鹜素下+丈夫、妻子更多静燕鸯 公公、婆婆强一起生活，较少和岳父、岳母一起生活。因此，无论是成年男性还魁成年女性，主 骤的赡养负担来自于男方的父母。这种负担趟重，女性就会剩余越少的时间葬育孩子，也就会 露较蘸蠡皇生努意愿。穰爱，女方静父母不仅产生獯霹较步瓣薅葬受撬(这释簇葬受毽一觳妻耍 由女方的兄弟来承担)，还可以在养育孩子方谢承担一定的成本，因此，女方父母的健在对多生 育子女带来的负面效应较低。在决定是否要擞育子女时，女方父母的健在甚至有正面的效应。 戴强，垂手赞寨接袋理念熬存在，鑫蠢戆父母建在，捷未耷老静压力较大，困j}{：，袭进嚣是番簧 擞孩子这一决策，被词硪者及其配偶的父母健在起正向的影响。

随着年龄的增加，生育子女的成本会越来越高。一方面由于生物学的原因，高龄女性嫩育

筑陵性熬璞趣，抚养子女熬难囊增熬；另一方蕊跫经济学豹琢嚣，一般个人牧A会随善年龄增 加，时间成本增加，而抚养子女的时间支出较缺乏弹性，予是生育意愿也就随年龄增长而降低

丁。在是否簧生育孩子这一问题上，女性的年龄与生育意愿负相关．边际值为一o．0101987，证

裳了我们透嚣转直觉。斑是，在孛避寿转臻的}}剜生育放繁。}}划嫩旁致策静攘行有一个过 程，越晚出生的被调查者。对计划嫩肖的认同和执行就越强。因此，回归结暴显示的年龄 埒要多生子女的生育意愿的正相关，实际反映的是计划生育对不同年龄阶段妇女的影响。

在是否愿意生育的分接中，我嬲发觋较高的教育程发会使妇女娥育意愿较低。这是斑乎 较高的教育求平，使女性对子女质鬣的重要性有更深入的认识，扶丽产生了更强的对子女藏蟹 的偏好。给定其他约束条件，子女的质量和子女的数量是替代品，因此对子女质蹩的高需求会 产生对子女数量的需求熟翔影响。

中国扶20世纪70举代并始报符计籍生育嫒策，对申黼入口变纯霄至美重燹静影响。瞻半 计划生育自t而下的推行。处于不同社会阶层的妇女，对超生所要承搬的边际成本不同，因为政 策的原因导致了子女的份格不同。王圣#单位类捌对期望生2个孩子的o．0249773和期望生3、4 或5个孩子嚣雩静正的边际蓬均反映“r，棱褥查者盼曹聚越强，多垒霄一个子女秘代侨氇麓越 犬。例如，公务员违反计划生育所受的惩罚要远远大于一个普通工人违反计

划生育所 鼹的惩罚。麟此，工作背景的降低会增加人们的生育意愿。但在是否要生孩予这个问题上， 天翻不受嚣翔生弯豹约束，医魏，工俸背景越毒，褰蕤会辩垒蠢孩子毒更强嚣静意愿。

被调查者的健康水平也是影响其生育意聪的重要影响因素。个人健康感馓对于期望孩子 数目为1个的边际影响值一o．02158和患瘸选一控制畿量的边际影响值均体现了健康水毕 稻生弯意愿之闺静这季争菠辖关关系，个天毽瘫窳平蟊暴缀低，其生骞子女一秀嚣会绘鑫身豢寒 很高的风险，另一方面，也会增加生育低质量子女的概率。此外，被调查者健康状况较差，使其 抚养子女的成本相对提商，因此，健康水平较熬的女性生育意愿较低。

获模型瓣翔显示豹产强这一交薤戆逮骣影嫡整孛，我{蠢还可数器裂，产籍割爱也是影响生 育意愿的重簧变量。逸与已有的联论相一致。成本与收入是影响嫩育意愿最麓要的两个变 嫩。一般认为，成本的影响更强烈。在农村养育子女的成本明显要低于在城市中养育子女的 残零，因韭翘番农耪产瓣瓣妇女跑攘有城枣户强戆瓷女受簸自于多基弯子女。

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子女除了作为“耐用消费品”这一功能外，还是一种生产品，可以带来收入。养儿防老也是 妇女进行生育选择时的考虑因素之一，这一点也被我们的回归结果证实。当妇女拥有保险时， 其依靠子女带来收人的需求就会下降，因此，保险对生育意愿有负向的影响。

其他变量，如工作时数、工资等，虽然不如前述诸变量显著．但影响方向与已有理论的预测 是一致的．我们不再进行过多的讨论。

五、结论

人们在一定约束条件下的理性选择，对自己的子女数量进行决策。由于社会文化因素及 国家人口的存在与变化，使各个因素对生育意愿的影响表现出阶段性的差别。本文从需 求的角度实证分析了收入、成本、职业、教育程度、年龄和健康等影响生育意愿的因素，还捕捉 了家庭结构、计划生育和户籍制度的影响，特别是我们量化并分析利他性因素的影响，得 到以下主要结论：(1)收入与生育成本仍然是影响人们生育意愿的最重要因素。例如，工资水 平反映了人们的收人，而其年龄、户口、工作单位类型、保险等在不同程度上反映了生育子女的 代价。这与已有的理论研究和实证研究相契合。(2)人们在生育率的选择问题上有着比较强 烈的利他性考虑。我们用以衡量利他性的代理变量在各个模型中都表现出较显著的影响，这 说明在今后进行人口问题研究或者人口实施时，我们必须考虑利他性因素。(3)人们对影 响其生育率选择的各因素的具体认识，特别是出于利他性因素的认识，是一个信息不断更新的 过程，借助于非线性模型，我们得以更好地观察到这一点。这一分阶段的变化符合我们的直觉， 这也提示我们，有可能通过在生育选择早期为人们提供更加充分的信息，提高人们的整体福利。

本文只使用了截面数据，后续研究可以考虑运用面板数据进行，并分析动态的因素，这将 更有助于我们了解利他性、与制度对于生育意愿的影响。

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(责任编辑：朱犁)

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