农户层面多子多福的新检验范文

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《西北人口杂志》2014年第三期

一、研究框架

我们以农村家庭为研究对象，基于家庭理性假设，即“多子”是农村家庭追求整体收入或效用最大化的结果，探讨农村家庭“多子”与“多福”之间的关系。需要说明的是，农村家庭追求整体收益的过程和结果实质是有独立思维决策能力的成年家庭成员之间协商的过程和结果，我们认为调查研究过程中被调查人（有独立思维决策能力的成年家庭成员）能够提供有代表性的家庭整体状况信息，但是农村家庭的理性决策是建立在预期收益与成本比较基础之上的，真实效果如何，需要验证。本文对“多福”内容的考察主要体现在农村家庭收入，农村家庭主要成员生活满意度和家庭城市化可能性三个方面。家庭总收入是衡量家庭收益常用指标，由于农村家庭人口数量及结构的不同，总收入指标并不能有效说明家庭成员享有的福利水平及家庭每位劳动力创造家庭福利的能力，本研究在探讨“多子”变量对家庭总收入的影响外，对家庭人员享有的收入水平和劳动力年均收入规律也进行了探讨。这三个方面从不同角度来衡量农村家庭成员的收益，互相补充，共同构成家庭主要成员福利评价体系。本研究中需要界定的另一方面重要内容是“多子”的概念，首先，考虑到生育性别的不可选择性，这里的“子”并没有性别上的意义，但从计划生育政策对农村家庭的引导来推测，一般情况下，多胎生育家庭往往第一胎是女孩，以后的孩子中很可能有男孩，对于独生子女农村家庭，独生子为男性的可能性较大；其次，本研究中关于“子”的概念没有代际之间的关系，在传统农村生活模式的家庭中，几代人生活在一起的现象较为普遍，因此在研究中严格规定某一代人在什么情况下属于父辈，什么情况下属于子代较为困难，从动态特征角度考察也没有必要，由于“多子”的结果往往是家庭人口数量的增加，本文“多子”的概念更倾向于家庭人口数量的表达；本研究对“多子”变量的考察主要体现在家庭人口数量和人口结构，主要表现为家庭人口数、家庭劳动力数和未成年子女数三个指标，这三个指标的不同组合模式可以从不同角度说明不同家庭的性别偏好和其他人口特征。相应地，在考察“多子”变量对农村家庭收入的影响方面利用一般线性回归模型，分别从家庭年收入、家庭人均年收入和劳动力年均收入三个方面进行回归估计，模型表达式为：lnYij=α+β′+ui（1）模型1中j的取值为1、2和3，相应地表示三个独立模型，Y1，Y2和Y3分别表示家庭年收入、家庭人均年收入和劳动力年均收入，研究中的相应因变量均经对数处理；X表示影响收入的因素列向量，包括家庭人口特征变量，主要就业类型变量和地区特征变量等，本研究主要针对家庭人口特征变量的影响展开讨论。β表示相应的参数列向量，u表示残差向量，i表示第i个观测样本。我们在SAS9.2软件包中，用最小二乘法OrdinaryLeastSquares（OLS）估计参数。我们用常用的Logit回归模型来评价“多子”变量对家庭生活满意度和乡城迁移可能性的影响，模型表达式为（2）。模型2中j的取值为1或2，表示两个独立模型，当取1时，该模型用于估计家庭生活满意度，我们构建生活满意度因变量Y，如果农村家庭成员对生活满意，即主观收益＞主观成本，则变量取值为1，如果不满意，即主观收益＜主观成本，则变量取值为0。X为自变量列向量，β为参数列向量，i表示第i个观测样本。当j取2时，该模型用于估计乡城迁移可能性，相应地构建乡城迁移因变量Y，如果农村家庭已经成为城市居民，则该依变量取1，否则取0。在参数估计过程中，我们将模型（2）两边取对数后变形为下式（3）：变形后的等式（3）为参数线性表达式，j等于1时表示该模型为生活满意度模型，等于2时表示该模型为乡城迁移可能性模型，等式（3）中的自变量系数取反对数后，表示在保持其他自变量不变的情况下，该自变量变化一个单位，会引起所要考察结果（Y＝1）概率与其相对应结果（Y＝0）概率之比的变化，我们称为可能性比变化；X是自变量特征向量，包括家庭人口特征变量，主要就业类型变量和地区特征变量等，本研究主要针对家庭人口特征变量的影响展开讨论；β为参数向量（含常数项），i表示第i个观测样本。我们在SAS9.2软件包中，用最大可能法估计BinaryLogit模型参数。多重共线性是依据截面资料建立模型过程中常遇到的问题，诊断多重共线性的方法也较多，但目前还没有一种令人满意的解决方法，常用的方法有提取主成份、从模型中删除存在严重共线性特征的变量等[9]，本研究在多重共线性诊断的基础上，采用删除严重共线性特征变量的方法展开研究，保留变量容忍度均为0.85以上。

二、数据来源及描述

本研究所采用的数据来源于笔者2011年8月组织的对陕西城乡居民迁移状况的随机问卷调查。问卷内容由家庭基本信息和就业基本信息两部分组成。家庭基本信息包括被调查者家庭人口数、主要劳动力平均年龄、受教育状况、收入状况和居住地点变更情况等。就业基本信息主要包括就业地点变更情况和就业部门情况等。研究中涉及的家庭背景信息由被调查者在问卷中提供，涉及的区域特征信息由研究人员根据被调查者提供的地址信息进行追踪调查，主要来源于地区统计部门的权威数据。本次调查数据库包括农村居民调查部分和城市调查部分，分别面向农村居民和城市居民展开调查。两部分调查分别发放问卷1000份，农村居民调查问卷回收820份，回收率为82%，城市居民调查问卷回收784份，回收率为78.4%。与现有文献研究对象不同的是，我们不仅将农村被调查居民作为研究对象，我们还在城市居民调查数据库中提取近三年来从农村迁入城市、已经市民化的居民信息作为本研究的样本，我们提取已经城市化农户样本信息94份，与农村居民调查数据库合并组成本研究数据库。由于部分被调查数据表现出明显的不合理，例如极端高（低）的家庭收入，或者重要内容部分缺失，这些数据被剔除。最终确定的本研究数据库样本量为680个，从研究样本规模来看，符合大样本要求，样本分布于西安、延安、三原、吴起、子长、佳县、礼泉、扶风两市六县，下表1为根据样本描述的研究变量定义及相关统计信息（仅显示本研究关注的相关变量信息）。从样本统计信息来看，研究变量类型分布均衡，与陕西整体乃至全国实际相接近，能够反映陕西乃至全国农村人口特征的一般情况。

三、估计结果分析

1.农村家庭人口特征对家庭相关收入的影响估计我们利用模型表达式1来估计相关因素对农村家庭收入、农村家庭人均收入和农村家庭劳动力年均收入三个方面的影响，估计结果见表2（仅显示与本研究相关的变量系数），表中每一列描述一个模型估计结果，三个依变量均经自然对数处理。从三个模型的回归结果来看，家庭劳动力数的增长能够有效增加家庭收入和家庭成员福利水平（家庭成员人均收入），但是从第一个模型可以看出，假设对于原来只有两个主要劳动力的家庭来说，家庭劳动力数量增加1位，其家庭总收入只增长20%，对比表1可以看出，增加劳动力带来的家庭收入增长并没有达到每劳动力平均收入水平（30%），说明其边际增长是下降的，模型3也说明了增加一个劳动力会引起劳动力年均收入减少，这也是所谓农业生产劳动力投入“高度内卷化”[10]的微观体现。未成年子女数变量对家庭总收入、家庭人均收入和家庭劳动力年均收入三个方面的影响系数为正，但不显著，可以认为几乎没有影响，一个可能的解释是，农村家庭未成年子女生活消费量较老年人低，或者是作为半劳动力在一定程度上参与家庭劳动[11]，但参与能力较弱。三个家庭人口特征变量的不同组合方式，可以说明农村家庭的不同年龄结构特征，例如，在家庭人口数不变的情况下，未成年子女数增加，说明该类家庭为年轻型家庭，相反则为老年结构型家庭。在保持其他变量不变的情况下，家庭人口数的增加只能体现在老年非劳动人口数的增加，从估计结果来看，家庭老年非劳动人口数的增加会引起家庭人均收入和劳动力年均收入的显著减少，说明家庭劳力不仅在经济上支持老年人生活，在其他方面也投入了精力，因而引起每劳动力收入下降。进一步说明农村家庭孩子收入效用（即孩子在成长到一定年龄后可以为家庭做出经济贡献）和保险效用（孩子可以起到风险防范作用）的存在。2.农村家庭人口特征对家庭成员生活满意度的影响估计农村家庭追求效用最大化的内容是广泛的，农户追求收益最大化行为的收益不仅包括货币收入，还应包括非货币收益，我们用生活满意指标来衡量总体的收益。虽然非货币性收益与成本难以计量，但是可以明确的是，如果农村家庭衡量的决策行为收益大于行为成本的话，那么劳动力的主观感受应该是满意的。在调查问卷中的生活满意选项分为5级，即非常不满意、不满意、一般、满意、非常满意，相应的分值为1－5分，本研究中，我们将5个等级的满意度进一步分为两级，低于3分的归为不满意一类，大于等于3分的归为满意一类。我们利用模型表达式2来估计不同人口特征要素对农村家庭成员生活满意度的影响，估计结果见表3（仅显示与本研究相关的变量系数）。在表3中的未成年子女变量系数未达到统计显著水平，不能够拒绝零假设，这与相关文献的研究结论[14]（即子女能够给家庭主要成员带来快乐和心理的满足，孩子的消费效用是存在的）不一致，需要进一步的研究，同时其他两个人口特征变量也未达到统计显著性水平，说明“人丁兴旺”的家庭生活方式并不能给农村家庭生活带来长期的满足。但值得注意的是，主要劳动力受教育水平较高的家庭，其家庭成员生活满意度较高，结合表1的估计结果，一种可能的解释是，这种满意度来源于较高的收入能力。3.农村家庭人口特征对家庭居住地乡城迁移可能性的影响估计城市化理论认为，人口的集中能够有效降低市场交易成本[15]，农村人口城市化，是经济发展过程中追求自身利益的结果。成为城市居民意味着除家庭收入之外，还有城市建设带来的公共设施福利，乡城迁移可能性越大，表示农村家庭享受城市公共福利的可能性就越大。表4为利用模型表达式2对农村家庭乡城迁移可能性的估计结果，除家庭人口特征变量外，模型中还包括了其他一些家庭特征变量（家庭年收入、家庭人口数、家庭主要劳动力数、上学子女数等）和家庭居住地区平均变量，主要包括地区人均GDP，地区人均受教育水平和道路交通及地形特征等。从估计结果来看，家庭劳动力变量系数具有显著的统计差异，且为负值，说明随着家庭劳动力数的增加，家庭向城市迁移的可能性会下降。陈顺玉认为，部分农民的非乡城迁移，不是中国农民传统的“乡土情结”，而是农民自己做出的理性选择[16]。我们认为，较多劳动力的农村家庭不愿意城市化的原因在于，在较为严格的户籍制度限制下，不彻底的城市化状态难以享受到城市居民的各种福利待遇和社会保障，同时较多的家庭劳动力意味着较多的本地社会资本，较高的家庭总体收入，追求较多家庭劳动力的“几代同堂”的农村生活方式是针对较弱的农村社会保障制度的理性反应。另外，未成年子女数变量的系数不显著，不能拒绝零假设，说明子女的教育问题并不能有效地影响农村家庭向城市迁移，或者说，一些学者提出的子女受教育是农村家庭城市化的一个推力因素的说法有待进一步验证。家庭人口数的增加没有对乡城迁移能力表现出明显的正向影响，但其负向影响则通过家庭劳动力数量变量表现了出来。

四、简要结论与政策建议

通过以上分析，我们发现，家庭人口数的增加，并不能有效地增加农村家庭收入，即使是农村家庭劳动力的增加，也表现出了明显的边际收益递减的规律，相应地，家庭人均福利水平会下降。在家庭主要成员主观满意度评价方面，家庭人口数量、结构与未成年子女数均未能够显著增加家庭成员的主观生活满意度。相应地，随着家庭劳动力数的增加，农村家庭城市化意愿或能力在下降，结合前面4.1部分家庭人口特征对家庭收入影响方面的分析，我们可以得出本研究的基本结论：农村家庭多子并不带来多福，但是在研究分析过程中表现出了明显的“养儿防老”的特点，农村家庭追求多子的根源在于“防老”，这种农村家庭的人口特征是对静态的农村生活方式的适应性反应，不适合城市化过程中生活方式的转变。党的十七届三中全会确定了促进城乡一体化发展的基本战略，尽快实现农村剩余劳动力的“永久性迁移”成为关注重点[17]。在帮助优势家庭顺利实现永久性城市化迁移方面，基于以上研究的基本思路是，首先，积极推进农村养老保险制度改革，尽快实现农村老人“老有所依，老有所养”，逐步打破农村家庭静态的“养儿防老”的传统农村适应性生活模式，适时进行人口政策调整；其次，加强农村剩余劳动力富裕区城镇体系建设，积极拓展本地非农就业岗位，降低农村家庭城市融入门槛，使已经或者能够城市化的家庭在城市中能够稳得住；最后，积极引导就业岗位“流动”起来，实现区域经济均衡发展，使季节性就业迁移家庭在本地城镇稳得住，逐步实现永久性的迁移。

作者：陈江生崔彩贤单位：西北农林科技大学资源环境学院人文学院