社會階層、相對收入對家庭生育數量的影響

米瑞華,嚴 夢,倪世龍

(延安大學 經濟與管理學院,陜西 延安 716000)

一、研究背景

社會、經濟和文化轉型被認為是20世紀90年代以來中國生育率變化的主要影響因素[1]。其中社會階層和收入差距的作用至關重要[2-3]。分析個體的階層感知與收入變化對家庭生育數量的影響,可以為我國構建生育友好型社會,實現人口高質量發展、人口總量充裕和人口結構優化提供科學依據。

社會階層是一種客觀存在,是社會成員在社會生活中由于獲取社會資源的機會和能力不同而呈現出等級階層存在差異的現象[4]。隨著社會經濟的發展,不同社會階層間的貧富差距逐漸拉大,社會矛盾逐漸累積。在萊賓斯坦、弗里德曼等學者的研究中,不同社會階層的家庭生活成本與生活方式深刻影響著家庭的生育數量,為家庭生育研究開辟了新的視角。他們認為,西方家庭往往通過地位性消費來表征其社會階層,進而獲得階層認同。這種地位消費對家庭生育數量具有擠出效應,導致社會階層越高,家庭生育意愿越低,生育數量也越少。萊賓斯坦還認為,與社會地位較高的群體相比,社會地位較低的群體會生育更多的孩子[5]。而國內相關學者卻認為,中國家庭中高階層群體的生育數量相對更多[2],如方長春、陳友華預測未來一段時間我國社會階層結構的兩端家庭可能表現出相對較高的生育率,呈現出社會底層生育率較高、高層次之、中間階層生育率最低的特點[6]。林昊民、甘滿堂基于CGSS2017年數據進行實證分析,認為社會階層對生育意愿的影響存在城鄉差異:城鎮居民生育意愿受社會階層影響顯著,農村居民所受影響則不顯著[7];也有學者發現代際階層流動與生育意愿具有正相關性[8],而預期社會階層流動則與生育意愿負相關[3]?？梢?關于社會階層如何影響家庭生育數量尚存在不同的研究結論。

與此同時,社會階層對家庭生育數量的影響還與相對收入水平相關。萊賓斯坦發現在同一社會集團內部,由于家庭之間的地位性消費相近,相對富裕的家庭往往會生育更多的孩子[5]。但弗里德曼認為,在絕對收入相同的情況下,較低階層的家庭會生育較多孩子[9]。由此可知,相對收入變動對不同階層家庭的生育數量都會產生影響。伊斯特林在20世紀60年代研究“二戰”后出生率的變動時發現,兩代人經濟狀況的相對變動情況,即內在化的生活期望標準是決定家庭生育水平的主要因素[10],如果子代家庭的經濟狀況較父輩有所改善,子代會傾向于多生育;反之,則可能少生育或推遲生育。伊斯特林的這一觀點被12個國家或地區的數據證實,但也有3個國家或地區的相關研究結論與伊斯特林的觀點相反[11]。國內學者研究發現,同一階層的家庭中,收入水平越高的家庭生育意愿也越高[3]。但有學者認為如果不考慮階層因素,收入提高會在一定程度上降低生育率,尤其影響農戶家庭生育水平[12]。還有研究發現,收入與生育率或生育意愿之間存在正相關關系[13-14],但并非簡單的線性關系[15],而是“倒U型”[16]或“U型”關系[17-19]。同時,還有學者研究發現相對收入對生育行為的影響可能因城鄉[20]、出生孩次[21]、女性身份認同情況[22]而存在差異?？梢?收入如何影響家庭生育數量也存在不同的研究結論。

綜上可知,階層感知和相對收入影響家庭生育數量的研究已較為豐富,但仍存在進一步研究的空間。首先,當代中國的社會階層特征、階層流動性、收入分配情況以及家庭生育觀等與萊賓斯坦、弗里德曼等人的假說形成期的相關情況存在較大差異,且國內現有的相關研究成果采用的數據都較為陳舊,“三孩”政策實施后的實證成果相對欠缺。因此,社會階層、相對收入與中國家庭生育數量的關系有待采用新數據進行檢驗。其次,現有研究結論存在較大差異。這可能與我國地區間的經濟社會發展差距有關,也可能與研究方法、指標選擇、模型設定等有關(如部分研究沒有區分“絕對收入”和“相對收入”指標)。因此,應對研究方法加以改進,重新選擇指標和模型并充分考慮樣本異質性和區域異質性?；诖?文章梳理了社會階層和相對收入影響家庭生育數量的內在機制,并基于中國綜合社會調查(CGSS)數據,采用Ologit模型實證檢驗了社會階層和相對收入對我國家庭生育數量的影響。

二、理論基礎與研究假設

提升教育水平和職業層次是實現階層躍遷的重要途徑,大多數中國家庭很重視子女教育。我國家庭所需育兒資源可分為兩類:一類是在社會化大生產下成本和價格低、供給數量充足的育兒資源,如平價的衣服、食品、普通住房、公共交通、普及教育等。這類資源是現在絕大多數中國家庭可以擁有的“養大一個孩子”所需的基本育兒資源。另一類育兒資源則是具有較高稀缺性、獲取難度較大的所謂“優質”或“高端”育兒資源,如名校學區房、高端的生育養育教育產品與服務等,被認為是家庭“養好一個孩子”所需的資源。由于高度稀缺、價格高昂,“優質”育兒資源的消費支出占家庭總收入的比重較大。家庭為了協助子代獲得更高的社會地位、更理想的預期收入,往往盡力獲取“優質”育兒資源,這使得部分家庭付出了巨大的經濟成本、承受了較重的思想負擔,嚴重擠壓家庭的實際養育能力[23]。此外,家庭在孩子教育方面的投入并非總能獲得相應“回報”,甚至部分家庭由于教育投資過度而導致家庭相對收入下降。在這種情況下,即使社會階層、家庭收入相對較高的家庭也會謹慎考慮生育數量,出現了高收入家庭“低生育、高教育”現象[24]。

現代社會的社會保障體系持續完善,市場、政府和社會組織承擔了部分家庭職責,緩解了家庭的一些后顧之憂?！梆B兒防老”“多子多?！钡膫鹘y觀念不再深入人心。一方面,年輕人往往面臨“提升自己”與“培養孩子”的兩難選擇,對家庭生育數量產生擠出效應;另一方面,教育水平對階層躍遷的作用弱化,階層固化現象初步顯現[25],教育和職業的內卷化日益嚴重。不僅年輕人在改善經濟境況、實現階層躍升的過程中容易陷入“階層焦慮”,中高階層也存在擔心自身階層向下流動的心理壓力。所以,一些年輕人干脆成為不戀愛、不結婚、不購房和不生育的“四不青年”。個人主義、消費主義、明星崇拜、“躺平”主義在階層焦慮和收入差距加大的沖擊下,持續削弱傳統家庭生育意愿。

基于上述分析,本文提出以下研究假設:

假設1:社會階層和相對收入對家庭生育數量具有重要影響,主要表現為個體追求階層向上流動和相對收入提升,對家庭生育數量產生擠出效應。

假設2:由于經濟社會發展水平的差異,社會階層和相對收入對家庭生育數量的影響具有區域異質性。

三、研究設計

(一)數據來源

本研究使用的數據來源于中國綜合社會調查(CGSS)2021年數據。該調查是我國最早開展的全國性、綜合性、連續性學術調查項目之一。借鑒已有研究成果[14,28],選取調查時已成年并已婚的育齡群體,得到有效樣本1 120個。

(二)變量說明

1.被解釋變量

“家庭生育數量”使用CGSS問卷中調查對象對“請問您有幾個(親生)子女(包括已去世子女)?”這一問題的回答來衡量。其中,家庭未生育賦值為0(yi=0),樣本占比為0.09%;生育一孩賦值為1(yi=1),樣本占比45.54%;生育二孩賦值為2(yi=2),樣本占比45.00%;生育三孩及以上賦值為3(yi=3),樣本占比9.37%?？梢?樣本中大多數家庭生育了一孩或二孩,尚未生育和生育三孩及以上的家庭較少。

2.解釋變量

所處“社會階層”使用調查對象對問卷中“在目前這個社會上,您本人處于社會的哪一層”的回答來考察,反映個人對自身所處社會階層的主觀感知。問卷10級量表中,得分較低代表家庭自認為處于較低的社會階層。統計發現,低階層(x1=1,2,3)、中階層(x1=4,5,6,7)和高階層(x1=8,9,10)家庭的樣本占比分別為31.35%、65.53%和3.12%,可見自我認定處于中、低階層的家庭占比較大,自認為處于高階層的家庭非常少。

“相對收入”使用調查對象對問卷中“您家的家庭經濟狀況在所在地屬于哪一檔”的回答來衡量。5級量表中,低收入(x2=1,2)、中等收入(x2=3)、高收入(x2=4,5)樣本占比分別為41.16%、52.77%、6.07%?？梢娮哉J為相對收入較低、一般的家庭占絕大多數,而自認為相對收入較高的家庭較少。

“相對收入變動”用調查對象家庭當下的“相對收入”減去“童年晚期時父輩的相對收入”來獲取。其中,“童年晚期時父輩的相對收入”使用調查對象對問卷中“您認為在您14歲時您的家庭處于哪個等級”這一問題的回答來衡量。將該問卷原10級量表合并為5級量表后,用家庭當下“相對收入”減去“童年晚期時父輩的相對收入”,得到相對收入下降(x3=0)、相對收入維持不變(x3=1)、有所改善(x3=2)三種情況,樣本占比分別為15.80%、31.07%、53.13%?？梢?我國家庭自評相對收入比過去下降的家庭較少,認為相對收入維持不變,尤其認為經濟條件有所改善的家庭較多。

“受教育程度”在很大程度上影響一個人在社會中的階層地位和相對收入水平,可作為社會階層和相對收入的替代指標檢驗研究結論的穩健性。該指標數據通過調查對象對問卷中“您目前的最高受教育程度”的回答來獲取,在問卷的13級量表中,得分越低表示受教育程度越低。統計發現,低受教育程度(x4=1,2,3,4)、較低受教育程度(x4=5,6,7,8)、中等受教育程度(x4=9,10,11)和高受教育程度(x4=12,13)的樣本占比分別為52.97%、20.75%、16.37%和9.91%?？梢?調查對象中受教育程度低的占比大,受教育程度高的相對較少。

3.控制變量

為最大程度消除混雜因子導致的回歸系數偏誤,減輕遺漏變量導致的內生性問題,借鑒相關研究成果[8,16],在模型中納入“是否參加基本醫療保險”“是否參加基本養老保險”“健康狀況自評”“是否擁有房產”“地區”和“年齡”等控制變量。變量的描述性統計見表1。

表1 變量的描述性統計

(三)模型構建

家庭生育數量yi有4個取值種類且帶有明確的排序特征,yi=0,1,2,3分別表示家庭“未生育”“生育一孩”“生育二孩”以及“生育三孩及以上”。當被解釋變量為分類變量且取值帶有明確的排序特性時,適用多元排序選擇模型[26-27]。其基本原理為:

P(y=yi|xi,α)=P(y=yi|x0,x1,…,xk)

(1)

(2)

(3)

四、實證結果分析

(一)相關性分析

為考察主要解釋變量之間是否存在高度相關性,文章進行了皮爾遜相關性檢驗,結果如表2所示。

表2 相關性分析

表2中數據顯示,社會階層與相對收入的相關系數為0.319,社會階層與受教育程度的相關系數為0.220,相對收入與受教育程度的相關系數為0.169,均在1%水平上顯著,說明核心解釋變量之間存在正相關關系,模型構建需注意多重共線性問題,且以受教育程度作為核心解釋變量的替代指標具有統計學意義。

(二)基準回歸模型

以“家庭生育數量”為被解釋變量,以“社會階層”“相對收入”“相對收入變動”為核心解釋變量,引入“是否參加基本醫療保險”“是否參加基本養老保險”“健康狀況自評”“是否擁有房產”“地區”和“年齡”等控制變量,構建Ologit多元排序選擇模型對研究假設進行檢驗。其中,模型1、2重點考察“社會階層”對“家庭生育數量”是否具有顯著負向影響;模型3、4檢驗“社會階層”對“家庭生育數量”的影響是否存在“U型”或“倒U型”特征;模型5考察“相對收入”對“家庭生育數量”是否具有顯著負向影響;模型6檢驗“相對收入”對“家庭生育數量”的影響是否存在“U型”或“倒U型”特征;模型7考察“相對收入變動”對“家庭生育數量”是否具有顯著負向影響;模型8、9考察“社會階層”和“相對收入”與“家庭生育數量”是否存在顯著的交互影響。模型的Wald統計量、準R2統計量均顯示模型總體上具有顯著的解釋力,模型不存在嚴重多重共線性問題,但存在一定程度的異方差問題,故使用穩健標準誤估計?；鶞驶貧w結果見表3。

表3 基準回歸結果

表3可見,當主要考慮社會階層對家庭生育數量的影響時,社會階層對我國家庭生育數量的負向影響在統計上并不顯著(模型1、2),二者之間也不存在顯著的“U型”或“倒U型”關系(模型3、4)。這說明我國社會階層對家庭生育數量的影響并不顯著。

當主要考慮相對收入對家庭生育數量的影響時,發現相對收入對我國家庭生育數量的負向影響非常顯著(模型5),即相對收入越高,家庭生育數量越少;此外,相對收入與家庭生育數量之間存在非常微弱的“倒U型”關系(模型6僅在10%的水平下顯著),即相對收入較低和較高家庭的生育數量都少。當考慮代際相對收入變動對家庭生育數量的影響時(模型7),發現基于本文的樣本和數據,代際間相對收入的改善也不能顯著促進家庭生育數量提升。以上模型說明,相對收入對我國家庭生育數量的影響顯著存在,驗證了假設1,但其影響方式與前文提及的西方國家相關情況存在明顯差別。

當考慮社會階層和相對收入對家庭生育數量的交互影響時,發現控制社會階層不變,相對收入對家庭生育數量的負向影響仍非常顯著(模型8),這說明在同一社會階層內部,相對收入越高的家庭生育數量越少。給上述模型加入交互項,模型的關鍵變量在統計上均不顯著,提示可能出現了較嚴重的多重共線性(模型9)。以上模型說明,相對收入水平提升對我國家庭的生育數量具有顯著的擠出效應,部分驗證了假設1。

(三)穩健性檢驗

以模型8為最優基準模型,使用Poisson模型和Oprobit模型進行穩健性檢驗(見表4),發現估計結果與Ologit模型的檢驗結果總體一致,說明變換模型形式不會改變結果的系數符號和顯著性水平,研究結論有穩健性。使用CGSS2017、CGSS2018數據替換CGSS2021數據進行基準模型回歸,發現估計結果基本一致。其次,采用“受教育程度”替換“社會階層”和“相對收入”,發現“受教育程度”與“家庭生育數量”的估計結果在1%的水平上負顯著相關,研究結論仍具有穩健性。以“受教育程度”刻畫階層或相對收入可得到相似的結論,即社會階層和相對收入越高,家庭生育孩子的意愿越低,生育數量相對越少,進一步驗證了假設1。

表4 穩健性檢驗

(四)異質性檢驗

考察不同階層子樣本的樣本異質性(見表5),可發現低階層與高階層家庭的相對收入變化不能顯著影響家庭生育數量,而中階層子樣本的回歸系數為-0.306,在5%水平上顯著,說明中階層家庭相對收入的提升對其家庭生育數量具有顯著負向影響。由于中階層家庭占樣本絕大多數(占比為65.53%),因此對全樣本回歸模型的估計結果具有主導性影響。

表5 異質性檢驗

考察不同收入子樣本的樣本異質性,社會階層對家庭生育數量的影響在低收入和中等收入家庭中仍不顯著,但在高收入家庭中在5%的顯著性水平下具有負向影響。由于高收入家庭占樣本的比重只有6.07%,因此可以認為,階層提升對我國家庭生育數量的負向影響目前尚不具有普遍性。

考察家庭所在區域異質性對研究結果的影響,發現社會階層對家庭生育數量的影響在我國東、中部地區不顯著,而相對收入對家庭生育數量的影響在東部和中部地區在10%水平上顯著,東部地區的顯著性最強,西部地區則不顯著。這意味著相對收入對家庭生育數量的影響在經濟更發達、市場化程度更高的地區更顯著。以上異質性回歸分析結果驗證了假設2。

基于以上實證分析,可以發現社會階層對生育數量的負向影響在高收入群體中具有顯著性,但這種負向影響在全體樣本中尚不具有統計上的顯著性。與此同時,相對收入對家庭生育數量的負向影響不僅在中階層群體中顯著,而且在全體樣本中也具有統計上的顯著性。區域異質性分析結果表明,相對收入對家庭生育數量的負向影響在經濟發達地區更顯著。以上結果說明,相對收入水平對家庭生育數量的擠出效應總體上是顯著的,但當前階段社會階層因素對我國家庭生育的擠出效應尚不能得到證實?？傮w而言,由于家庭的階層感知和相對收入水平在一定時期內具有穩定性,而實現階層向上流動和相對收入提升需要長期、甚至幾代人的努力,因此社會階層和相對收入對中國家庭生育數量的影響具有長期性、累積性和復雜性。

五、結論與建議

(一)主要結論

文章分析了社會階層和相對收入影響家庭生育數量的內在機制,基于中國綜合社會調查(CGSS)2021年數據和Ologit多元排序選擇模型進行實證檢驗,得到如下結論:

第一,相對收入水平對家庭生育數量的擠出效應總體是顯著的,但階層因素對家庭生育的擠出效應未能得到證實。在同一階層內,相對收入較高的家庭生育數量顯著較少。相對收入對生育的擠出效應具有明顯的區域異質性,在經濟發達、市場化水平較高的東部地區最為顯著,中部地區次之,西部地區不顯著。

第二,階層和相對收入對我國家庭生育數量的影響機制在于:為了通過提高教育水平和職業層次實現階層躍遷和相對收入提升,家庭對“優質”育兒資源的全力投資嚴重擠壓其實際養育能力,使其只能在“盡全力養好一個孩子”與“多生但只能養大孩子”之間做出兩難選擇。與此同時,年輕人也在“提升自己”與“培養孩子”之間進行艱難抉擇,會通過推遲生育、減少生育、甚至放棄生育來保證其自身學業和事業發展,加劇了階層和相對收入對家庭生育數量的擠出效應。

(二)政策啟示

社會階層是一種客觀現象,相對收入差距也是激勵機制發揮作用的正常結果。為實現人口高質量發展、構建生育友好型社會,文章提出以下針對性建議:

第一,優化收入分配,縮小階層和收入差距。中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化,應著力促進全體人民共同富裕,更應通過社會教育和文化建設等途徑幫助人們在社會化大生產中按能力貢獻才智,推動基于天賦、興趣和能力的基礎教育和中高等教育發展,構建教育和職業領域的多元評價體系,推動人們在各行各業、各級各類崗位上實現人生價值,避免過度單一的競爭導致社會內卷,減輕階層和相對收入對家庭生育數量的擠出效應。

第二,探索社會化育兒新模式。供給普惠型育兒公共資源和公共服務,推動我國育兒模式實現社會化、現代化轉型。隨著家庭深度融入社會化大生產和勞動分工體系,年輕父母在各自的專業領域承擔較多的職責和較大壓力的同時,還需面對更具復雜性、高標準、高難度的育兒職責。政府可以在有條件的地區率先探索分工更細致合理、專業化水平更高的社會化育兒模式,從而大幅降低家庭的育兒難度和育兒成本,使家庭享有低成本、高質量的生育、養育、教育一體化公共服務。

(三)局限性

文章通過梳理現有研究成果,基于實證過程檢驗相關理論假說,發現社會階層和相對收入能在一定程度上解釋當前我國家庭生育數量變化的規律。但國內外研究結論的明顯差異也說明,社會階層和相對收入對家庭生育數量的影響并不存在普遍性,而是因時代背景、社會結構、經濟運行特征而異。這說明,相關研究可能忽視了某些更為重要的、更為根本的因素,有待進一步探索研究。