農戶層面多子多福的新檢驗范文

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《西北人口雜志》2014年第三期

一、研究框架

我們以農村家庭為研究對象，基于家庭理性假設，即“多子”是農村家庭追求整體收入或效用最大化的結果，探討農村家庭“多子”與“多福”之間的關系。需要說明的是，農村家庭追求整體收益的過程和結果實質是有獨立思維決策能力的成年家庭成員之間協商的過程和結果，我們認為調查研究過程中被調查人（有獨立思維決策能力的成年家庭成員）能夠提供有代表性的家庭整體狀況信息，但是農村家庭的理性決策是建立在預期收益與成本比較基礎之上的，真實效果如何，需要驗證。本文對“多福”內容的考察主要體現在農村家庭收入，農村家庭主要成員生活滿意度和家庭城市化可能性三個方面。家庭總收入是衡量家庭收益常用指標，由于農村家庭人口數量及結構的不同，總收入指標并不能有效說明家庭成員享有的福利水平及家庭每位勞動力創造家庭福利的能力，本研究在探討“多子”變量對家庭總收入的影響外，對家庭人員享有的收入水平和勞動力年均收入規律也進行了探討。這三個方面從不同角度來衡量農村家庭成員的收益，互相補充，共同構成家庭主要成員福利評價體系。本研究中需要界定的另一方面重要內容是“多子”的概念，首先，考慮到生育性別的不可選擇性，這里的“子”并沒有性別上的意義，但從計劃生育政策對農村家庭的引導來推測，一般情況下，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，對于獨生子女農村家庭，獨生子為男性的可能性較大；其次，本研究中關于“子”的概念沒有代際之間的關系，在傳統農村生活模式的家庭中，幾代人生活在一起的現象較為普遍，因此在研究中嚴格規定某一代人在什么情況下屬于父輩，什么情況下屬于子代較為困難，從動態特征角度考察也沒有必要，由于“多子”的結果往往是家庭人口數量的增加，本文“多子”的概念更傾向于家庭人口數量的表達；本研究對“多子”變量的考察主要體現在家庭人口數量和人口結構，主要表現為家庭人口數、家庭勞動力數和未成年子女數三個指標，這三個指標的不同組合模式可以從不同角度說明不同家庭的性別偏好和其他人口特征。相應地，在考察“多子”變量對農村家庭收入的影響方面利用一般線性回歸模型，分別從家庭年收入、家庭人均年收入和勞動力年均收入三個方面進行回歸估計，模型表達式為：lnYij=α+β′+ui（1）模型1中j的取值為1、2和3，相應地表示三個獨立模型，Y1，Y2和Y3分別表示家庭年收入、家庭人均年收入和勞動力年均收入，研究中的相應因變量均經對數處理；X表示影響收入的因素列向量，包括家庭人口特征變量，主要就業類型變量和地區特征變量等，本研究主要針對家庭人口特征變量的影響展開討論。β表示相應的參數列向量，u表示殘差向量，i表示第i個觀測樣本。我們在SAS9.2軟件包中，用最小二乘法OrdinaryLeastSquares（OLS）估計參數。我們用常用的Logit回歸模型來評價“多子”變量對家庭生活滿意度和鄉城遷移可能性的影響，模型表達式為（2）。模型2中j的取值為1或2，表示兩個獨立模型，當取1時，該模型用于估計家庭生活滿意度，我們構建生活滿意度因變量Y，如果農村家庭成員對生活滿意，即主觀收益＞主觀成本，則變量取值為1，如果不滿意，即主觀收益＜主觀成本，則變量取值為0。X為自變量列向量，β為參數列向量，i表示第i個觀測樣本。當j取2時，該模型用于估計鄉城遷移可能性，相應地構建鄉城遷移因變量Y，如果農村家庭已經成為城市居民，則該依變量取1，否則取0。在參數估計過程中，我們將模型（2）兩邊取對數后變形為下式（3）：變形后的等式（3）為參數線性表達式，j等于1時表示該模型為生活滿意度模型，等于2時表示該模型為鄉城遷移可能性模型，等式（3）中的自變量系數取反對數后，表示在保持其他自變量不變的情況下，該自變量變化一個單位，會引起所要考察結果（Y＝1）概率與其相對應結果（Y＝0）概率之比的變化，我們稱為可能性比變化；X是自變量特征向量，包括家庭人口特征變量，主要就業類型變量和地區特征變量等，本研究主要針對家庭人口特征變量的影響展開討論；β為參數向量（含常數項），i表示第i個觀測樣本。我們在SAS9.2軟件包中，用最大可能法估計BinaryLogit模型參數。多重共線性是依據截面資料建立模型過程中常遇到的問題，診斷多重共線性的方法也較多，但目前還沒有一種令人滿意的解決方法，常用的方法有提取主成份、從模型中刪除存在嚴重共線性特征的變量等[9]，本研究在多重共線性診斷的基礎上，采用刪除嚴重共線性特征變量的方法展開研究，保留變量容忍度均為0.85以上。

二、數據來源及描述

本研究所采用的數據來源于筆者2011年8月組織的對陜西城鄉居民遷移狀況的隨機問卷調查。問卷內容由家庭基本信息和就業基本信息兩部分組成。家庭基本信息包括被調查者家庭人口數、主要勞動力平均年齡、受教育狀況、收入狀況和居住地點變更情況等。就業基本信息主要包括就業地點變更情況和就業部門情況等。研究中涉及的家庭背景信息由被調查者在問卷中提供，涉及的區域特征信息由研究人員根據被調查者提供的地址信息進行追蹤調查，主要來源于地區統計部門的權威數據。本次調查數據庫包括農村居民調查部分和城市調查部分，分別面向農村居民和城市居民展開調查。兩部分調查分別發放問卷1000份，農村居民調查問卷回收820份，回收率為82%，城市居民調查問卷回收784份，回收率為78.4%。與現有文獻研究對象不同的是，我們不僅將農村被調查居民作為研究對象，我們還在城市居民調查數據庫中提取近三年來從農村遷入城市、已經市民化的居民信息作為本研究的樣本，我們提取已經城市化農戶樣本信息94份，與農村居民調查數據庫合并組成本研究數據庫。由于部分被調查數據表現出明顯的不合理，例如極端高（低）的家庭收入，或者重要內容部分缺失，這些數據被剔除。最終確定的本研究數據庫樣本量為680個，從研究樣本規模來看，符合大樣本要求，樣本分布于西安、延安、三原、吳起、子長、佳縣、禮泉、扶風兩市六縣，下表1為根據樣本描述的研究變量定義及相關統計信息（僅顯示本研究關注的相關變量信息）。從樣本統計信息來看，研究變量類型分布均衡，與陜西整體乃至全國實際相接近，能夠反映陜西乃至全國農村人口特征的一般情況。

三、估計結果分析

1.農村家庭人口特征對家庭相關收入的影響估計我們利用模型表達式1來估計相關因素對農村家庭收入、農村家庭人均收入和農村家庭勞動力年均收入三個方面的影響，估計結果見表2（僅顯示與本研究相關的變量系數），表中每一列描述一個模型估計結果，三個依變量均經自然對數處理。從三個模型的回歸結果來看，家庭勞動力數的增長能夠有效增加家庭收入和家庭成員福利水平（家庭成員人均收入），但是從第一個模型可以看出，假設對于原來只有兩個主要勞動力的家庭來說，家庭勞動力數量增加1位，其家庭總收入只增長20%，對比表1可以看出，增加勞動力帶來的家庭收入增長并沒有達到每勞動力平均收入水平（30%），說明其邊際增長是下降的，模型3也說明了增加一個勞動力會引起勞動力年均收入減少，這也是所謂農業生產勞動力投入“高度內卷化”[10]的微觀體現。未成年子女數變量對家庭總收入、家庭人均收入和家庭勞動力年均收入三個方面的影響系數為正，但不顯著，可以認為幾乎沒有影響，一個可能的解釋是，農村家庭未成年子女生活消費量較老年人低，或者是作為半勞動力在一定程度上參與家庭勞動[11]，但參與能力較弱。三個家庭人口特征變量的不同組合方式，可以說明農村家庭的不同年齡結構特征，例如，在家庭人口數不變的情況下，未成年子女數增加，說明該類家庭為年輕型家庭，相反則為老年結構型家庭。在保持其他變量不變的情況下，家庭人口數的增加只能體現在老年非勞動人口數的增加，從估計結果來看，家庭老年非勞動人口數的增加會引起家庭人均收入和勞動力年均收入的顯著減少，說明家庭勞力不僅在經濟上支持老年人生活，在其他方面也投入了精力，因而引起每勞動力收入下降。進一步說明農村家庭孩子收入效用（即孩子在成長到一定年齡后可以為家庭做出經濟貢獻）和保險效用（孩子可以起到風險防范作用）的存在。2.農村家庭人口特征對家庭成員生活滿意度的影響估計農村家庭追求效用最大化的內容是廣泛的，農戶追求收益最大化行為的收益不僅包括貨幣收入，還應包括非貨幣收益，我們用生活滿意指標來衡量總體的收益。雖然非貨幣性收益與成本難以計量，但是可以明確的是，如果農村家庭衡量的決策行為收益大于行為成本的話，那么勞動力的主觀感受應該是滿意的。在調查問卷中的生活滿意選項分為5級，即非常不滿意、不滿意、一般、滿意、非常滿意，相應的分值為1－5分，本研究中，我們將5個等級的滿意度進一步分為兩級，低于3分的歸為不滿意一類，大于等于3分的歸為滿意一類。我們利用模型表達式2來估計不同人口特征要素對農村家庭成員生活滿意度的影響，估計結果見表3（僅顯示與本研究相關的變量系數）。在表3中的未成年子女變量系數未達到統計顯著水平，不能夠拒絕零假設，這與相關文獻的研究結論[14]（即子女能夠給家庭主要成員帶來快樂和心理的滿足，孩子的消費效用是存在的）不一致，需要進一步的研究，同時其他兩個人口特征變量也未達到統計顯著性水平，說明“人丁興旺”的家庭生活方式并不能給農村家庭生活帶來長期的滿足。但值得注意的是，主要勞動力受教育水平較高的家庭，其家庭成員生活滿意度較高，結合表1的估計結果，一種可能的解釋是，這種滿意度來源于較高的收入能力。3.農村家庭人口特征對家庭居住地鄉城遷移可能性的影響估計城市化理論認為，人口的集中能夠有效降低市場交易成本[15]，農村人口城市化，是經濟發展過程中追求自身利益的結果。成為城市居民意味著除家庭收入之外，還有城市建設帶來的公共設施福利，鄉城遷移可能性越大，表示農村家庭享受城市公共福利的可能性就越大。表4為利用模型表達式2對農村家庭鄉城遷移可能性的估計結果，除家庭人口特征變量外，模型中還包括了其他一些家庭特征變量（家庭年收入、家庭人口數、家庭主要勞動力數、上學子女數等）和家庭居住地區平均變量，主要包括地區人均GDP，地區人均受教育水平和道路交通及地形特征等。從估計結果來看，家庭勞動力變量系數具有顯著的統計差異，且為負值，說明隨著家庭勞動力數的增加，家庭向城市遷移的可能性會下降。陳順玉認為，部分農民的非鄉城遷移，不是中國農民傳統的“鄉土情結”，而是農民自己做出的理性選擇[16]。我們認為，較多勞動力的農村家庭不愿意城市化的原因在于，在較為嚴格的戶籍制度限制下，不徹底的城市化狀態難以享受到城市居民的各種福利待遇和社會保障，同時較多的家庭勞動力意味著較多的本地社會資本，較高的家庭總體收入，追求較多家庭勞動力的“幾代同堂”的農村生活方式是針對較弱的農村社會保障制度的理性反應。另外，未成年子女數變量的系數不顯著，不能拒絕零假設，說明子女的教育問題并不能有效地影響農村家庭向城市遷移，或者說，一些學者提出的子女受教育是農村家庭城市化的一個推力因素的說法有待進一步驗證。家庭人口數的增加沒有對鄉城遷移能力表現出明顯的正向影響，但其負向影響則通過家庭勞動力數量變量表現了出來。

四、簡要結論與政策建議

通過以上分析，我們發現，家庭人口數的增加，并不能有效地增加農村家庭收入，即使是農村家庭勞動力的增加，也表現出了明顯的邊際收益遞減的規律，相應地，家庭人均福利水平會下降。在家庭主要成員主觀滿意度評價方面，家庭人口數量、結構與未成年子女數均未能夠顯著增加家庭成員的主觀生活滿意度。相應地，隨著家庭勞動力數的增加，農村家庭城市化意愿或能力在下降，結合前面4.1部分家庭人口特征對家庭收入影響方面的分析，我們可以得出本研究的基本結論：農村家庭多子并不帶來多福，但是在研究分析過程中表現出了明顯的“養兒防老”的特點，農村家庭追求多子的根源在于“防老”，這種農村家庭的人口特征是對靜態的農村生活方式的適應性反應，不適合城市化過程中生活方式的轉變。黨的十七屆三中全會確定了促進城鄉一體化發展的基本戰略，盡快實現農村剩余勞動力的“永久性遷移”成為關注重點[17]。在幫助優勢家庭順利實現永久性城市化遷移方面，基于以上研究的基本思路是，首先，積極推進農村養老保險制度改革，盡快實現農村老人“老有所依，老有所養”，逐步打破農村家庭靜態的“養兒防老”的傳統農村適應性生活模式，適時進行人口政策調整；其次，加強農村剩余勞動力富裕區城鎮體系建設，積極拓展本地非農就業崗位，降低農村家庭城市融入門檻，使已經或者能夠城市化的家庭在城市中能夠穩得住；最后，積極引導就業崗位“流動”起來，實現區域經濟均衡發展，使季節性就業遷移家庭在本地城鎮穩得住，逐步實現永久性的遷移。

作者：陳江生崔彩賢單位：西北農林科技大學資源環境學院人文學院