协同抑或挤出：赡养压力对流动人口二孩生育意愿的影响...
协同抑或挤出：赡养压力对流动人口二孩生育意愿的影响分析摘 要： 二孩政策放开后，流动人口的二孩生育意愿远低于预期。现有流动人口的二孩生育意愿研究主要关注于经济成本的影响，忽视了家庭赡养压力可能存在着与生育之间的竞争效应。本文利用卫计委2014年全国流动人口社会融合与心理健康专题调查数据，通过二元选择Logit模型，及OLS和PSM进行稳健性检验的实证结果表明，流动人口的赡养压力带来的挤出效应更为强烈，对二孩生育意愿具有负影响。引入居住类型后发现，老人若与流动人口子女同居可促进二孩生育意愿的提高。据此，本文提出应进一步提高农村老年人的社会保障水平，缓解流动人口家庭赡养压力，改善二孩政策效果，促进这一群体人口结构可持续发展。
关键词： 赡养压力； 二孩生育意愿； 协同效应； 挤出效应
一、引言
二孩政策是我国人口发展战略的重要组成部分，但二孩政策放开之后，流动人口的生育意愿远低于预期。卫计委2014流动人口动态监测数据显示，这一群体的二孩生育意愿不足15%，《中国流动人口发展报告2016》则显示，已育一孩的流动育龄妇女中仅12.4%有二孩生育意愿。这一水平甚至低于全国平均水平。一些学者也发现，流动人口较低的生育数量意愿已成为“新常态”，且存在弱化效应。这一现象值得重视与研究。长期以来，流动人口一直是计划生育的管理重点。其主流群体来自农村，理应有更高的生育意愿。从文化上说，他们受中国传统多子多福，重男轻女思想影响较重，是“超生游击队”的主体。从收入和教育水平上来说，国际主流研究认为，教育和收入对生育意愿具有负面影响。中国目前流动人口中平均受教育水平和收入低于城市水平，但生育意愿与城市已无差异。因此，可以推测可能存在着尚未发现的影响中国流动人口低生育意愿的因素。
目前对中国二孩生育意愿的研究文献中，主要是从养育子女的经济成本出发的研究，认为养育的高成本和照料的压力、育龄女性的职业发展、生育观念等导致了普遍的低生育意愿。不过，受数据和方法等因素影响，这些研究的主要研究对象是生活在城市的固定人口为主。对他们来说，是否生育二孩确实只需要从生养成本和自我发展等因素考虑。与此相比，中国的流动人口因为主要来源于农村，与城里的同龄人相比，由于父辈的农村社会保障水平较低，他们生育决策时还面临着一个隐性的对父辈的赡养成本需要考虑。2014年卫计委流动人口动态调查数据显示，近七成的流动人口面临赡养压力。这些压力构成包括：经济成本、照顾义务和思想压力。首先，在低水平的农村社保条件下，流动人口面临着赡养父母的经济压力；其次，长期流动造成的代际分离居住带来了照顾和担心的心理压力；再次，传统文化和现有法律框架，父母的赡养义务仍然主要是由子女，特别是儿子承担的，这些都能增加流动人口的赡养压力。相对来说，由于社会保障体系的健全和思想观念上的现代个人主义的影响，城市赡养父辈的现实压力都远远小于流动人口。国外则不存在因户口制度导致的这一区分及其影响。因此，赡养压力很可能是一个被忽略了的，导致中国流动人口的出乎意外的低生育意愿重要的影响因素之一。
本文运用卫计委2014年全国流动人口社会融合与心理健康专题调查数据，探讨赡养压力对流动人口二孩生育意愿是否构成负面影响？对于面临生育选择的人来说，由于赡养与养育均是长期的，赡养老人如果是一个必须负担的义务时，赡养成本就可能与养育子女之间构成竞争关系，对我国农村人来说，养育子女甚至一直要延续着给儿子买房结婚。不过，这一压力还可能包括了长期与父辈分居导致的照顾和心理压力。因此，本文还依据老人是否与子女同居将赡养类型分为“同住型”与“留守型”，以发现赡养压力的构成方式是否对二孩生育意愿产生影响。为检验结果的稳健性，使用了OLS和倾向得分匹配(PSM)进行稳健性检验。现有对生育意愿影响的主流研究范式主要是从个体成本效益出发，主要从个体自身养育与未来养老等方面权衡测量生育意愿，很少将父母的赡养压力纳入生育决策时的成本测算之中的。本文从中国流动人口的特征出发展开研究，对我国人口生育研究和政策具有一定的理论与现实意义。
二、文献综述
目前在二孩生育意愿研究中，最受关注的影响因素是经济成本。主流的观点认为：经济成本越高，生育二孩的意愿越低。流动人口的经济成本主要指的是生计资本，它包括收入、就业与住房等因素；个人的收入越高，二孩生育意愿越高；妇女就业的相对机会成本越高，生育的边际成本越高，生育二孩的意愿越低；房价上涨越快，二孩生育意愿越低。除此之外，经济成本还包括养育成本。子女的养育成本越高，二孩生育意愿越低。也有学者认为，养育问题归根结底是照料问题，照料可以提高二孩生育意愿；不同的照料类型对二孩生育意愿不同，“候鸟型”与“长期共居型”照料可提高城市青年夫妇生育二孩的意愿，而“留守型”照料降低了二孩生育意愿。总而言之都证明了经济成本是“二孩生育代价”的重要因素。
赡养压力是经济成本中常被忽略的变量。不过近来有些学者开始注意到，赡养压力是生育决策的重要因素，赡养压力能降低生育意愿；若赡养老人花费的时间和物质开支过大，会造成赡养压力对生育水平的挤占，如赡养负担降低了高校女职工群体的二孩生育意愿；不过也有学者认为，赡养压力对生育率的影响并非总是负向影响，也会因强度而异，轻度赡养有利于生育率的提高，而过高的赡养强度会降低生育率；国外的研究也表明，赡养负担降低了家庭收入预算，对生育决策具有抑制效应。当前近四成家庭面临了“上有老，下有小”的双重困境，养育与赡养的双重负担，对生育意愿的负影响不可忽视。以上研究结果的差异可能是因为调查对象的不同，如果把研究对象固定在适育期的流动人口，则赡养压力纯粹是一个已存在的经济成本，如果考虑到未来社会保障水平提高的趋势，养儿防老的依赖机制逐渐弱化，则赡养压力对家庭二孩生育决策的影响也会有所差异。
以上研究加深了赡养压力对流动人口二孩生育意愿影响的理解，但也存在着一些不足。首先，已有的实证研究主要基于国外或国内某一省市的调研分析，由于全国各地的经济发展水平、社会保障体系完善程度差异较大，局部调研的实证结论不一定适用于流动人口；其次，虽然赡养压力这一因素已受到关注，但集中以定性研究为主，缺乏微观调研数据的实证支持；最后，以上研究区域以城市地区为主，对于城市地区来说，由于社保体系比较健全且保障水平较高，子女对老人没有赡养压力，赡养压力不存在经济成本，反而照料成为二孩生育意愿的关键影响因素，而对于多数为农村户口的流动人口，其社会保障水平较低。再者，有赡养压力和同住时长辈的照料可以降低养育成本，赡养压力也许会带来更复杂的情形。因此，赡养压力对流动人口二孩生育意愿将会产生何种效应，还需要深入的探讨和研究。
三、理论模型
实际上需要履行赡养义务的老人可能来自于母辈的父母，也可能是来自于父辈的父母，这里为了简约，直接假设存在父辈而忽略父辈的父母。本文在生育政策放开后的两期家庭模型中考虑二孩生育选择，参照王天宇和彭晓博(2015)的模型进行改进，加入了生育二孩的决策变量I=I(0,1)，I为示性函数，第一期，生育政策放开，在一孩的基础上决定是否要生育二孩，父母获得确定性收入y1，消费c1，储蓄s，同时在家中有赡养压力时需支付赡养老人成本f1 (m，n)，m代表家中老人个数，这里为简便假定家中老人个数不超过2人，m≤2，赡养成本随子女抚养水平而提高，由于传统的孝道，老人生活水平与子女生活水平正相关，因此，老人成本f1 (m，n)与子女数量n正相关。家中已育有一子女，再生育数量I(0,1)，子女总数n=2+I(0,1)，当n≥2时，即I(0,1)=n-2≥0，生育决策为生育二孩，反则不生育二孩，抚养成本Ø(n)，假定抚养费用Ø(n)满足条件：Ø(0)=0，Ø′(n)>0，Ø″(n)>0，随子女数量规模增加，在同住时老人获得需要的赡养还会选择给予子女家庭照料φ1 (n)，随子女数量规模增加，储蓄利率为r。
第二期，父母取得确定性收入y2，获得储蓄收益(1+r)s，子女所支付的赡养费用f2 (n)，这里可定义为赡养压力，同住时父母提供家庭照料φ2 (n)。
假定fi (m，n)≥0，赡养费用随子女数量规模增加。父母的终身效用为u(c1，c2，n)，消费和子女都被看成正常品，二孩生育决策直接进入效用函数，对应着理性选择的生育动机。决定是否要生育二孩的父母最大化效用函数如下
maxc1，c2，nu(c1，c2，n)
(1)
s.t. c1+s+f1 (m, n)+Ø(n)-φ1 (n)=y1
(2)
c2=y2+(1+r)s+f2 (n)-φ2 (n)
c1，c2≥0，n≥1
(3)
采用可分离的效用函数形式：u(c1，c2，n)=ln(c1+ρn)+βln(c2)。其中ρ是孩子数量相对于消费的权重，β为主观折现因子，0<ρ<1。
不妨设Ø(n)=cn2， c>0，赡养老人的费用f1 (m，n)=k1 (c1+m1/2n2)， f2 (n)=k2n2，其中1>ki>0，i=1，2，k1<c，ck1<k2/(1+r)<c，c-k2/(1+r)<1/2(ρ-φ2/(1+r))，即一期中抚养子女的边际成本大于子女赡养的边际补偿，家庭资源仍然倾向于子女，但二者之差具有上限，φ1(n)=τ1 nm，φ2(n)=τ2 n，照料价值与老人数量m成正比。
联立式(2)和式(3)消去s得到约束条件
(1+r)+c2-f2 (n)+φ2 (n)=(1+r) y1+y2
(4)
考虑最优解为内点解的情况，拉格朗日方程为
L=ln(c1+ρn)+β ln(c2 )+λ{(1+r) y1+y2-[(1+r)+c2-f2 (n)+φ2 (n) ]}
(5)
一阶条件
(6)
(7)
Ø′(n)-φ1′(n)] +φ2′(n)-f2′(n)}=0
τ2-2k2 n=0
(8)
联立式(6)和式(8)得
ρ(1+r)(k1+1)=(1+r)[(f1′(m，n)+Ø′(n)-φ1′(n)] +φ2′(n)-f2′(n)
(9)
将具体函数形式代入式(9)得
ρ(1+r)(k1+1)=(1+r)[(2k1 m1/2n+2cn)-(1+r)τ1 m]+τ2-2k2 n
(10)
变形得
(11)
则生育二孩的
I(0,1)=n-2=
(12)
本模型中以赡养费用来衡量赡养压力，由可知当家庭中有赡养压力时，其对生育二孩的影响效应分为两部分：协同效应和挤出效应。家中老人同住可起到协调帮助照料子女、降低生活成本，缓解养育的经济负担，可归为赡养压力的协同效应；赡养压力(赡养费用)与抚养子女的成本之间在资源上的竞争关系，可归为赡养压力的挤出效应。对I(0,1)做静态分析可知，即二孩生育意愿随家中老人提供的照料价值的增加而提高，照料价值的提高强化了协同效应；结合模型条件，可知 ∂I(0,1)/(∂k1 )<0且∂I(0,1)/∂c<0，二孩生育意愿随赡养费用与养育成本的提高而降低，二者的提高弱化了协同效应和挤出效应，挤出效应的改变更为强烈。协同效应为正，与老人照料的价值正相关，挤出效应为负，与赡养费用负相关，挤出效应随着赡养费用、养育成本的增加而增大，协同效应和挤出效应符号相反，赡养压力对二孩生育意愿的总效应为正或负，取决于占主导地位的效应类型。而在无赡养压力时k1=0，如若父母愿意帮忙照料，则协同效应存在，二孩生育决策为生，如若父母不愿意帮忙照料φ1=0，则仅剩下挤出效应，总效应为负，二生育决策为不生，最终赡养压力对二孩生育的影响I(0,1)取决于二者那个效应占主导地位，因此检验I(0,1)的符号是本文实证的首要任务，以下的实证将对此问题进行探讨。
四、数据和实证方法
(一)样本选择
本文使用国家卫生和计划生育委员会组织实施的“2014年全国流动人口社会融合与心理健康专题调查”数据，探讨赡养压力对流动人口二孩生育意愿的影响。该调查的范围为北京市朝阳区、浙江省嘉兴市、福建省厦门市、山东省青岛市、河南省郑州市、广东省深圳市和中山市、四川省成都市等八城市(区)。调查对象以家庭为单位，为在流入地居住1个月以上、非本区(县、市)户口且调查时年龄在15周岁～59周岁的流入人口。调查抽样方法采用多阶段分层的PPS抽样法，每个城市(区)流动人口样本量均为2 000人调查共收集有效问卷16 000份。首先，这8个试点城市(区)均为全国流动人口社会融合示范试点城市，外来流动人口密集，地理区域上涉及三个不同经济发展水平的东、中、西地区，2013年东部地区流动人口占全国流动人口的比例为75.7%，中部地区为9.4%，西部地区为14.9%，样本中东部地区6个，中部地区1个，西部地区1个，这 8个城市并非随机抽样而得，样本分布地区基本与总样本接近，因此8个城市具有一定的地区代表性；再者，8个城市内的微观个体均为随机抽样而得，具有一定的城市代表性。
该调查在询问常规的人口、经济、社会问题，还详细询问了流动人口对单独二孩政策的知晓情况，受访者的家庭状况(包括家庭总收入、兄弟姐妹数量、子女数量等)、个人参与社会保障情况以及是否打算再要一个孩子等与生育意愿直接有关的问题(如目前担心的家庭问题)。这些数据为笔者研究赡养压力对二孩生育意愿的影响提供了数据支持。此次调査在2014年5月开始，即在单独二孩政策公布半年之后，数据具有很好的时效性，也是目前所能获得的关于二孩生育意愿的最新公开数据库。
本文选择具有以下特征的受访样本作为分析对象：(1)年龄介于18岁～50岁，由于本文重点关注生育决策，这一年龄段的女性处于理论上的育龄期(为便于比较，男性样本也选择相同年龄段)；(2)样本的婚姻状况为在婚(包括初婚和再婚)，根据调查数据，将未婚同居已生育孩子的受访者看作已婚。只有已婚受访者回答了子女数量和二孩生育意愿等方面的问题；(3)样本当前仅有一个孩子。由于本文研究受访者生育二孩的意愿，因此将样本限定在已经生育一孩的家庭受访者。在本文中，将二孩生育决策看作一个家庭的决策，因此未剔除男性样本。在这样的限定标准下，共筛选出符合条件的的有效样本为5 970个。将二孩生育意愿归纳为被调查者在未来12月内打算生育或已经怀孕的情况，在面向二孩生育的5 970份调查中，打算生育二孩的为953人。
(二)变量定义及描述性统计
本文的被解释变量为“被访者是否打算再生育一个孩子”，采取0-1哑变量形式，回答是取1，其他回答取0。本文考察的主要自变量为赡养压力，调査问题为：“目前在您老家，主要有哪些事情让您操心？”，回答“老人赡养”取1，不回答取0。值得注意的是，赡养压力不仅仅是经济成本的考虑，也是我国法律规定和道德上约定的义务，后者在数据中并未显示；在城市地区，社会保障体系比较完善，赡养压力主要来自于照护的压力，在农村地区，社会保障水平比较弱，赡养压力主要来自于经济压力和照护压力，因此不管是那一类型，在谈到“操心老人赡养”时将其归结为赡养压力。
除此之外，参照前人的研究成果，本文选取的控制变量包括两部分：一是描述受访者的个人特征：如年龄、性别、学历、参与社会保障情况以及是否独生子女等；二是描述家庭的特征：如配偶特征、家庭收入、流入当地的时间、是否长期居住，以及家庭需要操心的事务等。其中“家庭收入”是指被访者家庭平均每月总收入。
表1列出了被解释变量、自变量及控制变量的描述性统计。在2014年，流动人口中有二孩生育意愿的为953个家庭，按照是否操心家长老人赡养问题将样本分为两组，在5 970的总样本中，其中回答是的为4 330个样本，否的为1 640个样本，有赡养压力的样本占比73%，这也说明了流动人口群体的家庭老人赡养问题普遍存在。在总样本中，952个样本有二孩生育打算，621个家庭有赡养压力，302个家庭表示无赡养压力；关于平均二孩生育意愿，流动人口为0.155，无赡养压力的家庭为0.184，有赡养压力的家庭为0.143，无赡养压力的的家庭二孩生育意愿较均值增加了约20%，较有赡养压力的增加了近30%。
总样本中，有无赡养压力的群体年龄结构相近；在有赡养压力的群体中，小于25岁的组占了不到6.5%，25岁～35岁占了54%，35岁～45岁占了约33%，45岁～50岁占了7%；在无赡养压力的群体中，小于25岁的组占了不到11.65%，25岁～35岁占了55.55%，35岁～45岁占了25.79%，35岁～45岁占了约33%，45岁～50岁占了7%。
有二孩生育意愿的样本中，家庭各年龄层占比不一。在无赡养压力的群体中，有二孩生育意愿的25岁～35岁占了74.09%，小于25岁约22%，大于35岁约6.3%；在有赡养压力的群体中，有二孩生育意愿的25岁～35岁占了71.52%，小于25岁约11.11%， 大于35岁约14.81%，从描述性统计上可看出，有赡养压力且有二孩生育意愿的家庭其年龄结构中35岁以上的比例较高，总体有二孩生育意愿的都主要集中在25岁～35岁年龄段。变量详细的描述性统计如表1。
表1 主要变量的描述性统计
变量名变量含义观测值均值标准差最小值最大值Second-birthintention二孩生育意愿59700.160.3601homediff_oldsupport是否担心家中老人赡养问题(赡养压力)59700.730.4501Gender性别59700.540.5001Age年龄597033.696.7518.3349.92Graduate研究生59700.010.0801Undergraduate大学59700.130.3401Middle中学59700.540.5001Elementary小学及以下59700.080.2601Bothno夫妻皆非独生59700.860.3501Bothare夫妻皆独生59700.040.1801Husbandyes丈夫独生59700.060.2401Wifeyes妻子独生59700.040.2001Employ是否有工作59700.910.2901Firstchildgender一孩性别为男59700.620.4801Married是否初婚(是=1)59700.990.0901Grossincome家庭收入59707241.187026.42220300000Longlive是否长期居住59700.670.4701UI失业保险59700.270.4401UWEI职工养老保险59700.330.4701UDEI居民养老保险59700.060.2401NREI新农保59700.410.4901PAFH公积金59700.110.3101NRMI新农合59700.530.5001MIUW职工医疗保险59700.320.4701MIUR居民医疗保险59700.050.2201MIURR城乡合作医疗59700.020.1501CMI商业医保59700.080.2701III工伤保险59700.320.4701BI生育保险59700.240.4201Healthstatus身体健康状况59703.750.9625Hukou非农户口59700.170.3701Flotime流入时间59704.594.400.0830.67Nation是否汉族59700.970.1701
控制变量中，家庭收入取对数处理，其余变量均处理成0-1哑变量；受访者的健康状况被分为5类：非常好、很好、好、一般和差，健康状况为非常好时取5，很好时取4，其余类推。
五、实证方法与结果分析
(一)实证模型设定
为检验家庭二孩生育意愿的影响因素，建立一个logit模型如下
Second-child Intentioni=α+β1 Homediff_oldsupport+β2 Xi+εi
(12)
其中，因变量Second-birth intention是受访者是否打算再生育二孩，自变量Homediff_oldsupport是受访者是否担心家中老人赡养问题，衡量的是赡养压力，X表示其他影响生育意愿的控制变量，包括受访者的年龄、性别、受教育程度及健康状况等个体特征变量，以及家庭收入、流动时间等家庭变量。采用logit方法估计式(12)。为检验回归结果的稳健性，使用了增减控制变量的方法进行回归，为节约篇幅，省略了其他控制变量的回归结果，实证结果如表2。
表2 赡养压力对于二孩生育意愿的影响——基于二元选择logit模型
Second-birthintention(1)(2)(3)(4)(5)Homediff_oldsupport-0.185**(-2.08)-0.183**(-2.06)-0.178**(-2.02)-0.177**(-2.01)-0.175**(-1.99)Gender0.203**(2.45)0.203**(2.45)0.203**(2.45)0.202**(2.43)0.204**(2.47)Age2-0.00782***(-6.18)-0.00785***(-6.19)-0.00784***(-6.19)-0.00784***(-6.18)-0.00784***(-6.19)Age0.398***(4.89)0.399***(4.90)0.399***(4.90)0.397***(4.87)0.399***(4.90)Hukou-0.428***(-3.05)-0.429***(-3.06)-0.433***(-3.10)-0.436***(-3.11)-0.432***(-3.08)Bothno-0.489***(-2.64)-0.491***(-2.65)-0.492***(-2.66)-0.494***(-2.67)-0.495***(-2.67)Employ-0.285**(-2.10)-0.285**(-2.10)-0.281**(-2.08)-0.281**(-2.08)-0.282**(-2.08)Firstchildgender-1.295***(-16.34)-1.295***(-16.33)-1.296***(-16.35)-1.296***(-16.35)-1.296***(-16.35)Married-0.884**(-2.23)-0.887**(-2.24)-0.886**(-2.24)-0.887**(-2.24)-0.885**(-2.23)MIURR0.438*(1.70)0.438*(1.70)0.438*(1.70)0.438*(1.70)0.440*(1.70)Verygood0.264**(2.46)0.264**(2.47)0.264**(2.47)0.265**(2.48)0.265**(2.47)Better0.178*(1.76)0.177*(1.75)0.177*(1.76)0.178*(1.76)0.177*(1.76)Middle0.251***(2.62)0.250***(2.62)0.251***(2.63)0.251***(2.63)0.249***(2.60)常数-4.998***(-3.29)-5.010***(-3.30)-4.999***(-3.29)-4.919***(-3.23)-5.004***(-3.30)N59705970597059705970
注： *、**、***表示10%、5%、1%的显著性水平，括号内为t统计量。
(二)赡养压力对二孩生育意愿的影响
实证结果表明，家庭的赡养压力对生育意愿有显著负的影响。在上表的5组回归分析中，赡养压力的系数变动不大且在5%的水平显著，这说明赡养压力对二孩生育意愿的影响是负面且稳健的。可能的解释为：一直以来中国的家庭女性除了承担与男性一样的工作负担时，还承担了家庭照料的责任，女性在家庭中承担了更多的责任，在中国的城市，女性带薪工作时间几乎与男性相当(平均每周43小时-46小时)，但女性的无薪工作时长，比如做饭、打扫及照顾家人的时间，却远远超过男性(21小时-10小时)，因此女性的二孩生育意愿较低。
相对于非农业户口的受访者，农业户口二孩生育意愿更高，可能是因为当前城市面临者房价引起的生计成本提高所带来的城市生活压力增大。为了控制年龄效应，引入年龄的二次项Age2，回归结果显示受访者的生育意愿随着年龄增长呈现先上升后下降的特征，成倒U型关系，这与实际相符，样本中二孩生育意愿较高部分主要集中在25岁～35岁年龄段，两端较少。
值得注意的是，一胎为男孩的家庭，二孩生育意愿显著低于一胎为女孩的家庭，且在1%的水平显著。当受访者的第一胎为女孩时，生育二孩的意愿更高。这和文献中对我国家庭对子女性别偏好的研究结果相一致，可能是由于在流动人口中养儿防老仍然是主流观念。受访者的健康状况也对生育意愿产生正的影响。回归中健康状况为非常好和很好时，受访者的二孩生育意愿更高，受访者的健康状况越好，对生育意愿的影响就越显著。受访者有工作对生育意愿具有负的影响，这表明了就业与二孩生育之间存在替代效应。受访者夫妻双方是否为独生子女也对家庭的二孩生育意愿产生影响，相对于夫妻双方均为独生子女时，夫妻双方均非独生子女的家庭，二孩生育意愿更低。
受访者的受教育程度对生育意愿产生负的影响。相对于高中学历，受访者的受教育程度为大学及以上时，生育意愿下降，但影响并不显著。受访者的受教育程度为初中时，生育意愿显著上升，且在1%水平上显著。当受访者的受教育程度为小学及以下时，虽然在统计意义上并不显著，但总体二孩生育意愿是下降的。这可能由于我国的义务教育普及，个人受教育程度逐渐提升，学历为小学及以下的受访者的年龄相对更大且收入更低，因此二孩的养育成本更高，生育意愿更低。
综上，赡养压力对二孩生育意愿具有负影响。实证结果证明，一般情况下赡养压力与二孩生育之间存在着资源上的竞争关系，赡养压力对二孩生育决策具有负影响。这可能归因于流动人口多为农村户口，农村的社会保障体系较弱，家中农村老人每月不足百元的养老金不足以安度晚年，因此，在养老责任仍然主要由家庭承担的情况下，赡养压力在对二孩生育意愿的综合效应中挤出效应占了主导地位。
(三)赡养类型对二孩生育意愿的影响
为了检验赡养的类型对二孩生育意愿的影响，本文对赡养类型进行了居住类型分类。数据中访问了是否有老人到流入地同住，基于此将赡养压力变量进行分类，一类为与老人同住，称为“同住型”，一类为不与老人同住，称为“留守型”，样本中两类型收入阶层分布接近，对有无赡养压力进行分类，考虑是否同住对二孩生育意愿的影响，实证结果如表3。
表3 居住类型对二孩生育意愿的影响——基于二元选择模型
二孩生育意愿留守型同住型无赡养压力参照-0.229**(-2.47)有赡养压力参照1.339**(2.57)
实证结果表明，无赡养压力时，与“留守型”相比，“同住型”降低了二孩的生育意愿。在有赡养压力时，与“留守型”相比，“同住型”促进了二孩生育意愿的提高。这一结果很有趣。同住的效用在于父母可以协助照料孩子，有利于二孩的生育。但却需要以赡养压力为前提，说明代际之间存在着隐性的照料孙辈和养老的交换。当老年需要子女的赡养时，同住的父母倾向于进行代际交换而愿意帮助照料小孩，减轻了子女的养育负担，从而增加了二孩生育意愿。这也可以解释之前研究中的发现：适度赡养压力可以提高二孩生育意愿(王永华，彭伟斌，2014)。
表4 赡养类型对二孩生育意愿的影响——基于二元选择模型
二孩生育意愿全样本中低收入&25<age≤35低收入&age>35高收入&25<age<35高收入&age>35无赡养压力留守型-0.162(-0.64)-0.321(-0.71)1.126(0.88)-0.532(-1.14)0.784(0.74)有赡养压力同住型0.574**(2.27)0.240(0.53)1.710(1.27)0.872**(2.01)0.966(0.65)留守型-0.220**(-2.39)-0.147(-0.98)0.349(0.82)-0.257(-1.55)-0.100(-0.22)N5970185914381376796
注：*、**、***表示10%、5%、1%的显著性水平，括号内为t统计量。
总体来看， “同住型”的赡养压力对二孩生育意愿影响为正，在5%的水平上显著。“留守型”的赡养压力对二孩生育意愿影响为负，在5%的水平上显著。进一步细分，收入中低层(1、2、3水平上)无论是否有老人同住，对二孩生育意愿无显著影响。收入高层(4、5)且年龄较低(25岁与35岁之间)，有老人同住对二孩生育意愿为显著的正影响。这部分人兼具高收入高生育的特征，收入高，尤其女性职业生涯不会中断，特别是高收入女性不会被迫中断职业收入，老人的同住可以协助照料子女，有利于养育二孩。因此，同住的父母所起到的协同效应较高。总之，一般情况下，赡养压力降低了流动人口的二孩生育意愿，但是，如果加入居住类型，赡养压力并不是单一的挤出效应，而是根据具体情况决定了占主导地位的效应。有赡养压力的情况之下，与老人同住时可以帮助照料二孩，达到整合节约资源的目的，这时协同效应占了主导地位。而不能同住时，肩负赡养老人与照料子女的负担，赡养压力与二孩生育之间就存在竞争关系，这时挤出效应占了主导地位。值得注意的是，对于高收入群体来说，在二孩生育的决策当中父母的照料非常重要，这也显示了社会化育儿非常重要。
(四)稳健性检验
为检验结果的稳健性，本研究进行了线性概率与Logit二元选择概率模型的实证结果比较。再者为了处理二孩生育意愿的自选择效应，使用自助抽样及偏差校正匹配的倾向得分匹配(PSM)的方法来估计赡养压力的边际效应。首先，样本中二孩生育意愿的均值为0.155，回归结果显示，在Logit二元选择模型中，赡养压力一个单位的变化对二孩生育意愿的边际影响-12.7%～-13.4%之间，在线性概率模型中赡养压力变化一个单位对二孩生育意愿的边际效用为-15.0%～-15.4%之间，二者均在5%的显著性水平上显著；再者，在倾向得分匹配模型中，数据已经通过了平衡条件的整体检验，赡养压力的平均处理效应约为-13.4%至-18.1%，在5%～10%的显著性水平上显著；并且，平衡检验的结果表明处理组与对照组无系统性差异，大多数变量的偏差都在5%以内，仅有较好的健康状况这一变量偏差为12%且大于10%，数据总体通过了平衡检验。由于篇幅所限，没有把平衡性检验结果列出。综上，无论是将二孩生育意愿看作是二元变量还是连续变量，赡养压力对二孩生育意愿均有负的影响，并且二者系数差异不大，实证结果再一次验证了本研究结果的稳定可靠。
表5 赡养压力的边际效应——基于OLS与PSM模型的估计
赡养的边际效应(1)(2)(3)(4)(5)Logit-0.0207**-0.0206**-0.0200**-0.0199**-0.0197**t统计量(-2.08)(-2.06)(-2.02)(-2.01)(-1.99)OLS-0.0239**-0.0239**-0.0234**-0.0234**-0.0232**t统计量(-2.31)(-2.30)(-2.28)(-2.27)(-2.25)PSM-0.0206*-0.0212*-0.0279**-0.0281**-0.0269**t统计量(1.74)(1.76)(2.34)(2.38)(2.21)N59705970597059705970
注：*、**、***表示10%、5%、1%的显著性水平，括号内为t统计量。
六、结论
已有文献对流动人口二孩生育意愿的影响因素考察，大多基于经济成本的角度，虽有少量文献提到了家庭赡养并进行了定性理论研究，但仍缺乏微观调研数据的实证支持和深度系统分析。本文首先通过建立数理模型，系统分析了总体上流动人口的赡养压力对其二孩生育意愿的影响；其次，基于卫计委2014年全国流动人口社会融合与心理健康专题调查数据，运用Logit二元选择模型、OLS和PSM方法对此问题进行了实证研究最后还分析了不同居住模式下的赡养压力对二孩生育意愿的影响差异。
研究发现：(1)基于两期家庭决策模型的理论分析，赡养压力对二孩生育意愿具有两方面的效应：协同效应与挤出效应，前者为资源上的协同关系，后者为资源上的竞争关系；(2)总体上后一种效应占了主导地位，家庭赡养压力使得流动人口的二孩生育意愿降低了约12.7%～13.4%；(3)根据居住模式对赡养类型进行分类，结果发现，“同住型”中协同效应占了主导地位，而“留守型”中挤出效应占了主导地位，这是因为“同住型”老人接受赡养的同时，也可以协助降低养育成本，有利于二孩生育意愿的提高。
流动人口的二孩生育意愿低于预期，通过提升协同效应或者降低挤出效应，提高流动人口二孩生育意愿，不仅有利于促进流动人口家庭与人口结构可持续发展，也对当前我国应对老龄化问题具有重要的现实意义。本文不仅为流动人口二孩生育意愿的研究提供了一个新的视角，也为今后改善流动人口二孩政策的效果提供了新的思路和参考。第一，对于“同住型”家庭，可以进一步增加老人在城镇的基本公共服务项目，缓解家庭赡养的生活及精神压力，促进老人乐于融入城镇，达到提高协同效应的目的；第二，提高城市的包容性，给予流动人口更多的就业机会，使其有能力将“留守型”转变为“同住型”；第三，对于“留守型”家庭，留守地政府提供针对留守老人的生活与精神照料的公共服务，提高流动人均家庭老人的社会保障水平，降低赡养压力的挤出效应，提升二孩生育意愿；第四，政府可以逐步建立起规范的社会化婴幼儿养育服务体系，财政补助建立多层次保障的公立与私立托儿机构，为流动人口家庭提供可选择的婴幼儿养育服务，降低流动人口家庭的生育成本，促进二孩生育意愿的提高。
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Synergy or Crowding out: the Influence of Support Pressure on Second-birth Intention of Migrants
HUANG Xiu-nv1, GUO Sheng-li1, ZHANG Hao2
(1. School of Social and Public Administration, East China University of Science and Technology, Shanghai 200237, China; 2. School of Economics, Shanghai University of Finance and Economics, Shanghai 200433, China)
Abstract：After the second child policy is liberalized, the second-birth intention of migrants is far less than expected. The current research on the second-birth intention of the migrants mainly focuses on the impact of economic costs and neglects the possible impacts of family support pressure to compete with raising child. This paper uses Dynamic Survey of the Special Survey on Social Inclusion and Mental Health of the Floating Population in 2014. By using empirical analysis of Logit model and OLS & PSM for robust check, this paper finds that the crowding-out effect dominates more intense, and is negative to the second-birth intention. After introducing of the type of living, it shows that elderly people living with migrant children can promote the second-birth intention. Accordingly, this paper proposes that we should further raise the social security level of the elderly in rural areas, ease the support pressure of family for migrants, improve the effect of the second child policy, and promote the sustainable development of floating population structure.
Key words：support pressure; second-birth intention; synergy effect; crowding-out effect
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