工作稳定性对二孩生育意愿的影响研究——基于中国综合社会调查数据的实证分析.pdf

收稿日期2023-09-27基金项目国家社会科学基金项目“工作压力的风险评估与干预机制研究”(22BSH164)。作者简介李正东(1980),男,上海应用技术大学人文学院教授。姜金明(1997),男,上海应用技术大学人文学院硕士研究生。2024 年第 1 期总第 126 期北京化工大学学报(社会科学版)Journal of Beijing University of Chemical Technology(Social Sciences Edition)No.1.2024Total No.126工作稳定性对二孩生育意愿的影响研究 基于中国综合社会调查数据的实证分析李正东姜金明(上海应用技术大学人文学院,上海 201418)摘要 工作作为居民个体社会生活和家庭生活的交汇点,其稳定性深刻影响着居民的二孩生育意愿水平的高低。基于中国综合社会调查(CGSS2015)数据,采用 Logit 回归模型,从工作稳定性视角出发,探究工作变动经历、工作变动意愿和工作转变安排对居民二孩生育意愿的影响。结果显示:从工作变动经历来看,在自身工作状况影响下,其对居民二孩生育意愿具有显著的促进效应,并且有显著的性别差异和城乡差异,城镇居民的二孩生育意愿受到了工作变动经历的显著正向影响,而乡村居民的二孩生育意愿却受到了抑制,并且对男性居民的二孩生育意愿具有更显著的促进作用;从工作变动意愿来看,居民的工作单位变动意愿相较于工作类型变动意愿对二孩生育意愿的抑制作用更明显,公有制单位中工作单位变动意愿对居民二孩生育意愿的负向作用更显著。同时,当居民工作地点向国外变迁时,对二孩生育意愿有显著的抑制作用,而居民工作地点在国内变动时,对二孩生育意愿的影响却具有正向的促进作用;从工作转变安排来看,工作转变安排显著降低了女性居民的二孩生育意愿,而对男性居民二孩生育意愿的影响却表现出相反的作用。关键词 工作稳定性;二孩生育意愿;工作变动;异质性;倾向得分匹配中图分类号 C924.2文献标识码A 文章编号1671-6639(2024)01-0042-14一、引言生育率是系关国家和民族未来发展的重要指标。自我国实行计划生育的人口政策以来,生育率逐年下降,并已经全面进入老龄化社会1。近年来,为了优化人口结构,确保劳动力市场的稳定与持续,缓解未来社会与家庭的养老压力2,国家对生育政策进行了重大调整,由全面两孩政策转变为三孩政策,并通过积极生育的政策倡导来鼓励生育3。而居民适宜生育的年龄段往往也是其职业发展的关键期,那么,居民生育意愿这一个体主观性概念不可避免地受到其工作变动规划和未来发展预期的影响。同时,稳定的工作意味着稳定的家庭收入、可控的空余时间安排、固定的人际交往圈子以及相对可平衡的工作家庭压力,这些都会对个体生育意愿产生影响。故此,探究工作稳定性对居民二孩生育意愿的影响机制显得尤为重要。人作为一切社会关系的总和,其生育意愿水平的高低不仅受到经济收入、养老保障、教育质量、医疗保险、传统文化观念等社会家庭层面因素的影响,还会受到诸如职业生涯发展、就业工作方式转换等个体工作层面因素的影响。而工作不仅是个体社会生活的重要组成部分,同样也深刻影响着个人的家庭生活。现有研究分别从不同角度242024 年第 1 期 李正东 姜金明:工作稳定性对二孩生育意愿的影响研究 基于中国综合社会调查数据的实证分析探讨了职业流动性和居民生育意愿的影响因素,但是尚缺乏在中国情境下从工作稳定性视角出发探究其与居民二孩生育意愿之间的相关关联的研究。那么工作稳定性差异是否会对居民二孩生育意愿造成影响,其作用机制又是怎样的?本文通过对中国综合社会调查(CGSS2015)数据进行分析,探究了工作稳定性与二孩生育意愿间的内在联系和影响机制。由于缺失工作稳定性的直接测量变量,故本研究结合中国综合社会调查问卷内容与既往研究分析,选择个体工作变动经历、工作变动意愿和工作转变安排作为考察工作稳定性的代理变量来衡量居民工作稳定性水平的高低。本文的研究贡献主要集中在以下五个方面。第一,本文从工作稳定性的角度探讨了工作状况如何影响居民的二孩生育意愿。国内相关研究大多是将工作状况作为一个独立的解释或控制变量来进行分析,而关于工作稳定性对二孩生育意愿的讨论还相对较少,本文研究了工作稳定性对居民二孩生育意愿在性别差异、城乡差异和单位性质差异上的体现,是对现有研究的拓展。第二,在对工作稳定性进行分析研究时,国外学者大多仅从“失业率”这一视角切入,缺失了对工作稳定性内涵中有关个体自发进行工作变动的考量。而本文从工作变动经历、工作变动意愿和工作转变安排这三个维度出发,基于主客观综合测度对工作稳定性与居民二孩生育意愿进行实证研究,是对现有研究的进一步发展和补充。第三,以往文献大多关注家庭工作冲突、职业生涯发展、生育支持政策等对女性的影响,而缺失了工作稳定性对男性在二孩生育意愿影响上的关注与讨论,本文立足中国综合社会调查数据,从居民整体视角分析工作稳定性对二孩生育意愿的性别影响以及差异,是对现有研究的进一步补充。第四,本文分析了职业生涯发展历程中的工作稳定性对居民二孩生育意愿影响的内在机理,从工作稳定性视角检验了社会流动预期对生育意愿的负向强化机制,是对现有研究的深化和扩展。第五,本文有助于加深职业生涯发展与变动对生育意愿持续而深远影响的认识,对工作稳定性的认识不仅会塑造人们现实的生育观念与生育意愿,更会进一步影响育龄居民生育行为选择。二、文献回顾与评述生育率是关系到社会人口规模和年龄结构的重要指标,对经济、社会甚至是国际地缘政治产生深远影响,而生育意愿作为映射未来生育率趋势的“指示灯”45,一直广受学术界关注。同样,工作稳定性与个体对未来的预期和评估密切相关,关系着个体在家庭生活、社会生活以及经济生活上的潜在变化,深刻影响着诸如移居、婚姻、生育等重大人生抉择,是生育意愿研究绕不开的一个关键要素。现就有关生育意愿和工作稳定性的相关研究回顾归纳如下:(一)生育意愿研究现有居民生育意愿研究主要包括两大类。第一类是居民生育意愿的内在因素研究,包括个体感知与自身条件约束。其中,居民的个体感知涵盖性别偏好感知、生育观念、生育目的等,而自身条件包括居民的年龄、户籍、教育水平、经济状况和就业发展等。首先,在个体感知层面,现有研究表明居民二孩生育意愿与性别偏好感知水平呈正相关6,且在农村人口和低学历群体中这一相关程度更高7。此外,计划生育政策使居民的生育观念由“多生多育”转变为“优生优育”,这种观 念 在 一 定 程 度 上 抑 制 了 二 孩 生 育 意 愿 水平8,“三孩政策”出台后对生育率的提振效果也并不理想910。其次,在居民自身条件约束上,女性的黄金育龄期往往也是其事业发展的关键期,家庭 与 工 作 的 冲 突 负 向 影 响 了 女 性 的 生 育 意愿11,怀孕导致女性失业风险增加会进一步降低其生育意愿12,女性经济地位13和家庭地位14的提升也会降低女性的生育意愿。但也有研究表明,收入的长期稳定性会在一定程度上提振女性的生育意愿15。实际上,收入的稳定性与工作的稳定性 密 切 相 关,而 国 内 对 此 并 未 展 开 深 入 的研究。第二类是居民生育意愿的外在因素研究,现有研究主要集中在社会政策、文化传统、养育成本、医疗保险、教育保障及社会养老保障等方面。以往学者会认为中国居民生育意愿与生育行为很大程度上受到社会政策的影响16,但随着社会的34北京化工大学学报(社会科学版)2024 年第 1 期发展,传统的“养儿防老”“传宗接代”等社会生育观念氛围弱化1718、家庭养育成本提高19以及低生育模式代际传递效应增强20都使得育龄青年生育意愿呈现走低的态势。此外,研究表明,社会经济的不稳定21与社会养老保障的提高22都会在一定程度上对居民的生育意愿产生负向影响,而社会生育福利待遇的完善23会在一定程度上提振居民的二孩生育意愿。(二)工作稳定性研究工作稳定性是评判社会劳动力人口工作画像的一个重要指标,学界现有研究多从两个视角展开:从企业层面来看,企业职工的工作稳定性程度直接反映着企业的人力资源管理现状24;从社会层面来看,某一群体的工作稳定性深刻影响着其社会性表现,而社会层面的工作稳定性分析往往与职业稳定性、就业稳定性和职业流动性相关联。从工作稳定性与职业稳定性的关系来看,工作稳定性突出其工作变动需要及自身职业发展需求,而职业稳定性更关注职业自身特点,如教师在职业上具有稳定性,但由于教学工作的需要可能会借调到其他单位或更换岗位,其工作稳定性程度因个体及工作的现实要求而变25。从工作稳定性与就业稳定性的关系来看,研究表明,高校毕业生等青年员工的就业稳定性与其职业满意度呈正向关系26,而青年职业生涯的稳定性和薪资预期增长与其初始就业稳定状态相关联27。从工作稳定性与职业流动性的关系来看,有研究显示,当代青年受教育水平的影响,其职业流动速度与工作稳定性之间呈现显著正相关关系2829,而高工作稳定性以低职业流动速率的形式负向影响着员工收入的增长3031。工作稳定性、职业稳定性、就业稳定性与职业流动性相关概念的比较分析如表 1 所示。国外关于工作稳定性(working stability)的相关表述最早由 P.Gottschalk&R.Moffitt32提出,且与之相关的研究多是将其与“失业”相挂钩。而国内学界较为认可的工作稳定性测量指标为明娟、曾湘泉33提出的工作转换次数,邓睿34在此基础上增补了工作持续期变量,本文基于此将工作稳定性的内涵丰富为工作变动经历、工作变动意愿和工作转变安排 3 个维度。国内有关职业稳定性(career stability)的相关表述最早于 2000 年由孙龙、风笑天35提出,即“社会成员在特定职业以及该职业所提供的工作岗位上继续就职的意愿或倾向性”,而后郭怡等36对其测量指标进行了进一步的细分。就业稳定性(employment stability)由李丹和王娟 37定义为“劳动者参加工作后不仅能在一个特定的时间期限内稳定工作,同时这份工作能保证该劳动者的生活维持在稳定水平的一种状态”,其测量指标细分为职工在某一项工作上的任期以及离职率。李若建38于 1997 年提出的职业流动性(occupational mobility)概念现被学术界广泛使用,即“劳动者在单位间或单位内部职业或劳动角色的变化”,多通过劳动力流动和社会流动视角看待就业群体从业选择的变化,这种变化与职业稳定性和就业稳定性不同,职工的从业状态在这一过程中始终保持就业状态不变,以流动率、流动频率和职业流动周期作为测量指标,多围绕青年职工这一社会流动性强的群体展开研究。表 1工作稳定性与相关概念比较概念定义区别测量指标切入点研究视角分析单位联系工作稳定性(working stability)劳动者在一段时间的工作小时数(P.Gottschalk&R.Moffitt,2000)工作变动经历、工作变动意愿和创业意向常与失业联系,兼顾从业的主动选择与被动放弃劳动力市场、工作变革青 年 职 工、农民工职业稳定性(career stability)社会成员在特定职业以及该职业所提供的工作岗位上继续就职的意愿或倾向性(孙龙,风笑天,2000)离职率突出职业性质特点与岗位要求职场心理学、职业生涯发展青年职 工、医 护人员、农民工就业稳定性(employment stability)劳动者参加工作后不仅能在一个特定的时间期限内稳定工作,同时这份工作能保证该劳动者的生活维持在稳定水平的一种状态(李丹,王娟,2010)就业率、就业任期从无业转为就业的状态变化劳动力市场、就业主体视角大学毕 业 生、农民工、失地农民职业流动性(occupational mobility)劳动者在单位间或单位内部职业或劳动角色的变化(李若建,1997)流动率、流动频率和职业流动周期从业选择的变化,从业 状 态 不 产 生变化劳动力流动、社会流动视角青年职工职 业 稳 定性、就 业 稳定性、职 业流 动 性 都是 生 命 历程 视 角 下工 作 稳 定性 的 阶 段性 体 现 与局部的刻画442024 年第 1 期 李正东 姜金明:工作稳定性对二孩生育意愿的影响研究 基于中国综合社会调查数据的实证分析(三)工作稳定性与生育意愿研究国内就工作稳定性与生育意愿关系的直接研究相对缺乏,主要集中在对就业稳定性与生育意愿的分析,并且多是从职业流动性的视角对生育意愿进行分析研究,下面就工作稳定性、职业稳定性、就业稳定性以及职业流动性与生育意愿之间关系的相关研究梳理如下:一是从工作稳定性与生育意愿关系的研究来看,现有研究主要探讨了工作稳定性的预测效应对生育意愿的影响,包括职业女性对工作家庭的担忧负向影响其生育意愿3940、农民工受工作变动影响的多重不稳定负向影响生育意愿41、对伴侣的工作稳定性感知与生育意愿的影响42等。二是从职业稳定性与生育意愿关系的研究来看,主要是以国外学者的相关研究为主。职工对于失业的不稳定性感知对生育意愿的抑制作用,相对于其就业的稳定性感知对生育意愿的促进作用而言,所产生的影响效应更为强烈43。而临时和非正式就业等高不稳定性工作状态的青年职工的生育意愿,相较于正式就业职工的生育意愿更低44。此外,居民职业稳定性对生育意愿的性别差异在女性样本上更加显著,高职业不稳定性显著抑制了女性居民的生育意愿45。三是围绕就业稳定性与生育意愿关系的研究,近年来才开始被学者所重视。从家庭的整体视角出发,研究表明家庭就业的不稳定性状态对于低收入和高收入家庭的生育意愿皆呈正向影响,而对于中等收入家庭则呈现出负向影响46。从个体的视角出发,男性相对于女性来说,其就业稳定状态对其生育意愿的影响程度更小,而就业状态的不稳定对其生育意愿的影响更加显著47。四是从职业流动性与生育意愿关系的研究来看,有研究指出,部分女性因婚育或抚养未成年子女而中断就业,生育对女性职业发展产生瘢痕效应,使其生育意愿受到抑制48。相对于父子代际职业流动,母子的代际职业流动对于生育意愿的负向影响是显著的49,除却性别差异,发生代内职业流动与向上代际职业流动的居民生育意愿水平相对更低50。职业频繁变动的社会流动人口其生育意愿受到受教育程度51、生育观念5253、家庭收入状况5455等因素影响。(四)进一步研究的空间与评述上述有关生育意愿研究的四个视角彼此之间相互交叉,界定上虽然比较模糊,但是相关研究的持续推进为我们描绘了工作稳定性对生育意愿影响的基本样貌。然而,如果采用上述分析路径对其影响机制进行进一步分析,将会产生一系列新的困惑,一是现有关于工作稳定性与生育意愿的研究多是基于欧美等西方国家的社会情境,主要围绕失业率这一观测指标进行,未必适用于中国情境。特别是在我国优化生育政策以及个人工作地点与职业发展充满不确定性的时代背景下,居民的工作稳定性与其二孩生育意愿之间到底是否存在着一定的关联?如果存在,这种联系的具体表现及其内在的机制又是怎样的?二是既往关于工作流动性的相关评价指标并不能够完整地对于工作稳定性进行测量,那么居民的工作稳定性对其二孩生育意愿的影响过程是否存在性别差异,又是否存在城乡差异?三是就业稳定性与生育意愿在收入群体上的差异并不能在工作稳定性上得到充分的解释,那么工作稳定性对不同工作单位性质居民生育意愿的影响又有何差异?当然,这些新的困惑并非意味着既往研究者在生育意愿研究中忽视了工作稳定性的因素,恰恰相反,与就业和工作相关的问题一直是生育研究的重点,几乎所有的生育问题研究都会涉及到工作问题。但是,大多数研究通常是将工作状况及其差异作为生育研究中一个独立的解释或控制变量来进行分析,而有关工作稳定性的多维刻画以及对居民二孩生育意愿的直接研究还相对薄弱,基于中国微观数据下的专门研究则更为欠缺。将工作稳定性作为生育意愿研究的一个单独变量显然是不充分的,而仅仅将其与“失业率”这一独立变量相挂钩又是有失偏颇的。因为工作稳定性对居民二孩生育意愿的影响不仅仅体现在当下的工作现实中,而是贯穿于个体工作变动经历、当前工作现状以及对未来工作调整发展预期的,这是一种多元的影响。这就要求我们对于研究群体的差异特征进行区分,分别从不同的维度进一步考察工作稳定性对二孩生育意愿的影响机制,而这正是本文所要打开的一个分析空间。简单地说,就是在中国情境下立足中国微观调查数据,通54北京化工大学学报(社会科学版)2024 年第 1 期过对工作稳定性进行维度细分,综合地考察其对二孩生育意愿的影响并分析性别差异、城乡差异和工作单位性质差异在其中的体现。基于上述分析,本文将从工作变动经历、工作变动意愿和工作转变安排三个维度出发,考察这三者对居民二孩生育意愿的影响及其作用机制,并进一步探讨性别差异、城乡差异和工作单位性质差异在其中的体现,进而厘清影响二孩生育意愿的关键要素,以期对完善我国“三孩生育”政策配套措施提供理论视角。三、研究设计(一)数据来源及样本选择本研究所使用的数据来源于中国综合社会调查(CGSS2015)数据。在对数据进行处理,包括删除缺失值、剔除无效样本后,最终得到有效样本数据 4616 条,其范围涵盖全国 28 个省、自治区及直辖市,受访人群年龄均在 18 岁以上,代表性较强。本 文 所 使 用 的 问 卷 关 注 题 项 主 要 来 自CGSS2015 问卷中的 ISSP 版块。数据分布具体来说,在 性 别 方 面,男 性 占 比 45.3%,女 性 占 比54.7%;民族方面,汉族占比 91.42%,少数民族占比 8.58%;教育程度方面,大学及以上学历占比26%,大学以下学历占比 74%;政治面貌方面,共产党员占比 7.52%,非党员占比 92.48%;宗教信仰方面,信仰宗教的占比 11.01%,无宗教信仰的占比 88.99%;婚姻方面,在婚的占比 76.97%,未婚的占比 23.03%;健康状况方面,认为自身比较健康的占比最多(42.74%);工作状况方面,受雇佣的 占 比 79.84%,老 板 或 个 体 工 商 户 主 占 比20.16%;工作单位所有制性质方面,私营单位占比59.9%,公有制单位占比 40.1%;户籍方面,农业户口占比 58.95%,非农业户口占比 41.05%;家庭经济方面,认为家庭经济状况在当地居于中档水平的占比超半数(56.93%);家庭规模方面,3 口之家占比最多(36.16%);房产数量方面,拥有 1 处房产的家庭占比最多(76.8%)。(二)变量界定及其描述性统计1.被解释变量本研究的被解释变量为居民的二孩生育意愿,通过问卷中“如果没有政策限制的话,您希望生几个孩子?”这一问题进行测量,将意愿生育数大于等于 2 的赋值为 1,其余的赋值为 0。值得注意的是,该变量的测量问题为“您希望生几个孩子”而非“您计划生几个孩子”,“希望”与“理想”更为接近,而与“计划”相距较远,这一测量更关注于个体对生育的基础性意愿,且对生育意愿考察人群的年龄辐射范围更广,“计划”则更倾向于人们当下切实的生育准备,故问卷中“希望生几个孩子”能更好地呈现本研究的目的。2.核心解释变量本文在明娟、曾湘泉和邓睿关于工作稳定性变量界定的基础上从工作变动经历、工作变动意愿和工作转变安排三个方面对工作稳定性进行了进一步的刻画与测量,兼顾个体客观现实经历和就职意愿变化,更为全面和准确地反映了工作稳定性的内涵。(1)工作变动经历本文以所调查人员实际工作变动经历作为工作稳定性的代理变量。问卷中 C17 题项为“包括现在的单位,您作为正式职工,一共在多少家单位工作过?”得分越高说明其工作变动经历越多,工作稳定性越低。(2)工作变动意愿工作变动意愿是个体为免于失业或因外部环境变化而被动地变动工作的意愿,即引起个体工作不稳定的因素是外生性的,具体分为工作单位变动意愿、工作类型变动意愿和工作地点变动意愿。工作单位变动意愿通过题项 D243“为了留在单位,即使其他单位给我比现在高很多的报酬,我也不会去”测量,采用李克特 5 级计分,得分越高越不同意,说明其工作稳定性越低。工作类型变动意愿通过题项 D251“如果排除单位的因素,只从从事的通过工作类型来考虑,如果有机会,我会换个工种做其他类型的工作”测量,采用李克特 5 级计分,得分越高表明其越同意,证明其工作稳定性越低。工作地点变动意愿通过两个题项 D295“为了避免失业,我愿意搬到外地”和 D296“为了避免失业,我愿意到国外工作”测量,采用李克特 5 级计分,得分越高说明其工作稳定性越低。(3)工作转变安排相对于工作变动意愿,工作转变安排是个体642024 年第 1 期 李正东 姜金明:工作稳定性对二孩生育意愿的影响研究 基于中国综合社会调查数据的实证分析主动采取的,表明个体工作不稳定状态是由其内生因素驱动,具体通过题项 C10“如果有机会和资源,您是否会去创业?”来测量,采用李克特 7 级计分,得分越高说明其工作稳定性越低。3.控制变量参照既往研究,本文的控制变量包括个体特征和家庭特征两个方面。个体特征变量包括受访者的年龄、性别、民族、户籍、教育程度、政治面貌、宗教信仰、婚姻状况、健康状况、工作状况和单位性质;家庭特征为受访者的家庭经济水平、家庭规模和房产数量。为方便计量分析,对控制变量采取标准化处理,其中年龄是将 2015 减去出生年份计算得出,同时考虑到女性生育能力仅能持续到 49 周岁,故择取了1849 周岁的样本 4616 条;性别是将男性赋值为1,女性赋值为 0;民族是将汉族赋值为 1,少数民族赋值为 0;户籍是将农业户口赋值为 1,其余列为非农业户口,赋值为 0;教育程度将受过大学专科(含成人高等教育)及以上赋值为 1,其余赋值为 0;政治面貌按照是否为共产党员身份分别赋值为 1 和0;宗教信仰按照有无宗教信仰分别赋值为 1 和 0;婚姻状况将初婚有配偶、再婚有配偶、分居未离婚视为“在婚”,赋值为 1,将未婚、同居、离婚和丧偶视为“未在婚”,赋值为 0;健康状况赋值 15,得分越高表明其身体健康状况越好;工作状况将自己是老板(或者是合伙人)和个体工商户赋值为 1,其余视为受雇于人赋值为 0;单位性质将国有或国有控股、集体所有或集体控股视为公有制单位,赋值为 1,其余视为非公有制单位,赋值为 0;家庭经济水平根据问卷中“您家的经济状况在所在地属于哪一档”所回答的情况,由低到高赋值 15;家庭规模根据问卷中“您家目前住在一起的通常有几人(包括您自己)”得出;房产数量由问卷中“您家现拥有几处房产”得出。上述所有变量的描述性统计分析结果如表 2所示。需要注意的是为了避免极端值影响,本研究对工作变动经历、家庭规模和房产数量数据进行了缩尾处理。表 2变量的描述性统计变量变量定义及赋值平均值标准差最小值最大值被解释变量二孩生育意愿生育意愿 2 个及以上=1,其余=00.78380.411601解释变量工作变动意愿工作单位变动意愿数值越大,换工作单位意愿越高3.06621.077215工作类型变动意愿数值越大,换工作类型意愿越高3.44061.005715工作 地 点 变 动 意 愿(国内)为了避免失业,我愿意搬到外地(数值越大,表示越同意)2.51371.113115工作 地 点 变 动 意 愿(国际)为了避免失业,我愿意到国外工作(数值越大,表示越同意)2.28541.135415工作转变安排如果有机会和资源,您是否会去创业?(数值越大,表示越有可能)4.86761.727017控制变量个体特征家庭特征年龄2015-出生年份35.90329.05151849性别男=1,女=00.45300.497801民族汉族=1,少数民族=00.91420.280101户籍农业户口=1,非农业户口=00.58950.492001教育程度大学及以上教育=1,大学以下教育=00.26000.438701政治面貌共产党员=1,非共产党员=00.07520.263701宗教信仰有宗教信仰=1,无宗教信仰=00.11010.313001婚姻状况在婚=1,未在婚=00.76970.421101健康状况很不健康=1,比较不健康=2,一般=3,比较健康=4,很健康=53.97290.951015工作状况老板或个体工商户主=1,受雇于人=00.20160.401301单位性质公有制单位=1,非公有制单位=00.40100.490201家庭经济水平远低于平均水平=1,低于平均水平=2,平均水平=3,高于平均水平=4,远高于平均水平=52.70540.689415家庭规模家庭成员数量(包括本人)3.219931.319717房产数量家庭现拥有的房产数量1.11570.588105(三)模型构建由于本研究“二孩生育意愿”变量定义为 01二分类数据,故研究采用 Logit 回归模型对工作稳定性与二孩生育意愿进行有关验证分析,其模型74北京化工大学学报(社会科学版)2024 年第 1 期构建如下:基准回归模型:kidwill2=+stability+control+(1)同时,为验证研究的可靠性,在进行 Logit 回归基础上对基准数据进行 Ols 回归检验和 Poisson 回归检验,其模型构建如下:Ols 回归模型:ln(kidwill2)=+stability+control+(2)Poisson 回归模型:lnE(kidwill2)=+stability+control(3)其中,kidwill2、ln(kidwill2)、ln E(kidwill2)分别表示二孩生育意愿、二孩生育意愿的自然对数以及二孩生育意愿期望值的自然对数,stability表示工作稳定性,control 表示控制变量,表示随机扰动项,、为待估计参数。四、回归结果验证分析本研究利用 Stata16.0 对全样本数据进行回归结果分析,鉴于工作变动经历、工作变动意愿和工作转变安排各数据间覆盖样本不一致,故设置多模型进行隔离分析,结果如表 3 所示。表 3变量的回归结果分析变量工作变动经历工作变动意愿工作转变安排模型 1模型 2模型 3模型 4模型 5模型 6模型 7二孩生育意愿-0.0010(0.0605)0.1625(0.0820)-0.2342(0.1123)-0.1299(0.1460)0.2055(0.1327)-0.2069(0.1206)-0.0862(0.0924)年龄-0.0090(0.0099)0.0164(0.0144)0.0086(0.0143)0.0137(0.0183)0.0249(0.0163)0.0027(0.0168)性别0.5982 (0.1921)0.6616 (0.2373)0.2493(0.2363)0.1998(0.2875)0.2335(0.2781)0.8125 (0.2783)民族-1.3595(0.6190)-1.5487(0.7704)-0.6169(0.5875)-0.8721(0.7014)-0.9400(0.6889)-0.8789(0.7037)-2.1640(1.0750)户籍0.5374(0.2695)0.7080 (0.2755)-0.0581(0.3434)-0.1254(0.3265)教育程度-0.0203(0.2320)0.4331(0.2876)-0.1740(0.2855)-0.576(0.3351)-0.5801(0.3028)0.3002(0.3123)政治面貌-0.5829(0.2865)-0.4811(0.3453)1.0283(0.4395)1.2243(0.5325)1.2922(0.5243)-0.4517(0.3907)宗教信仰0.4928(0.3248)1.0544(0.4716)0.0133(0.4715)-0.8502(0.5924)-0.8171(0.5717)-0.5518(0.5536)0.7772(0.5379)婚姻状况0.3028(0.2633)-0.2700(0.3478)-0.0773(0.3402)-0.1697(0.3909)-0.2831(0.3816)0.3037(0.3242)-0.2519(0.3849)健康状况0.0868(0.1033)0.2521(0.1319)-0.2358(0.1547)-0.3376(0.1944)-0.3260(0.1879)-0.2828(0.1869)0.0932(0.1611)工作状况0.9021(0.3813)0.0387(0.3203)0.3053(0.9316)0.0318(0.8727)0.5190(0.8548)0.2149(0.6884)单位性质-0.4337(0.3302)-0.2716(0.2942)-0.3604(0.3201)-0.5488(0.2900)家庭经济水平-0.1741(0.1851)-0.1957(0.2241)-0.0084(0.2103)0.0573(0.2125)家庭规模0.1157(0.0794)0.2088(0.1009)0.2900 (0.1059)0.3365(0.1320)0.3435 (0.1299)0.2800(0.1193)房产数量-0.0084(0.1530)-0.0903(0.1724)0.5010(0.2170)0.7055(0.2797)0.6911 (0.2595)0.1452(0.2311)注:、和分别表示在 1%、5%和 10%的显著性水平上显著(下表同)。(一)工作变动经历与二孩生育意愿模型 1 与模型 2 为工作变动经历对二孩生育意愿的影响研究,可以看出,模型 2 在模型 1 的基础上增加了户籍与工作状况两个控制变量。工作变动经历对居民二孩生育意愿的影响由不显著的负向影响变为显著的正向影响,这表明城乡差异和现实工作状况仍旧是居民工作变动经历中影响二孩生育意愿的关键因素,主要原因可能在于城842024 年第 1 期 李正东 姜金明:工作稳定性对二孩生育意愿的影响研究 基于中国综合社会调查数据的实证分析乡间 生 育 环 境 的 不 同 和 对 生 育 效 用 认 知 的 差异56。因而在生育政策配套措施的调整上,亦应切实关注到居民城乡差异和从业方式的区别,进行差异化的分析和选择。同时,在模型 1 中,工作变动经历负向影响了居民的二孩生育意愿,即居民工作变动经历增加,其二孩生育意愿的期望比率比未增加工作变动经历的居民低 0.1%(=1-e-0.0010)。而在模型 2 中,工作变动经历对居民二孩生育意愿呈现显著的正向效应(p0.05),即控制其他变量后,居民工作变动经历每增加 1 个单位,其二孩生育意愿提升为原有生育意愿的 1.173倍(=e0.1625)。为什么会出现这种影响系数截然不同的差异呢?在对比模型 1 和模型 2 后,可以看出的是,变量“年龄”和“教育程度”在模型 1 中由负向效应(coefage1=-0.0090;coefedu1=-0.0203)变为在模型 2 中的正向效应(coefage2=0.0164;coefedu2=0.4331),同时“工作状况”在模型 2 中对工作变动经历在居民二孩生育意愿影响机制中起到显著的正向效应(coef=0.9021,p 0.05)。由此,本文认为在居民工作状况由“被雇”向“自雇”转变时,可能会经历较高的职业变动次数以实现身份的转变。同时,成为雇主这一历程往往也证实着其自身社会地位、经济状况和认知观念的变化,这种显著的高水平获得感与幸福感有助于其二孩生育意愿的提升57,其工作变动经历在此时由自身生活状况不稳定的表现转变为了自身成功路上的宝贵精神财富,从而激励其产生高水平的二孩生育意愿。而模型 1、2 在变量“年龄”和“教育程度”上的差异也验证了这一点,即个体在事业发展的漫长过程中年龄逐渐增长,其在职场上的价值追求弱化而转向家庭生活的丰富,动荡的职场环境和变动经历更激发了年龄增长和教育补偿对生育意愿的正向影响。(二)工作变动意愿与二孩生育意愿模型 3、4、5、6 分别检验了工作单位变动意愿、工作类型变动意愿、为免于失业的国内工作地点变动意愿和为免于失业的国外工作地点变动意愿对二孩生育意愿的回归结果分析。从模型 3 可以看出,居民工作单位变动意愿与二孩生育意愿呈现显著的负向关系(coef=-0.2342,p0.05),即当居民的同工种单位间变动意愿提高 1 单位时,其二孩生育意愿水平下降 20.9%(=1-e-0.2342)。而模型 4 中虽然回归结果不显著,但同样呈现出居民工作类型变动意愿与其二孩生育意愿之间存在负向(coef=-0.1299)的影响关系。这也初步印证了工作稳定性在居民工作变动意愿方面与二孩生育意愿存在着一定的负向关系。同时,值得注意的是,模型 3 和模型 4 中的政治面貌(coefparty3=1.0283,p0.05;coefparty4=1.2243,p 0.05)在其中具有非常显著的正向影响,即当居民政治面貌为中共党员时,其工作单位变动意愿和工作类型变动意愿对其二孩生育意愿的负向影响较非共产党员会更加显著,这也从工作稳定性视角上解释了非党员育龄居民较共产党员的二孩生育意愿更强,受到工作变动影响的幅度更小58的现实原因。与模型 6 中国际工作地变动意愿对二孩生育意愿的显著负向效应(coef=-0.2069,p 0.1)不同,模型 5 中为免于失业的国内工作地变动意愿对二孩生育意愿呈现出非显著的正向影响(coef=0.2055)。这其中的原因可能是相较于跨国工作变动,国内工作地变动范围相对较小,这种由于工作地变动而引起的职业不稳定性不仅不会对居民的二孩生育意愿产生负向的影响,反而可能会出于 家 庭 繁 荣 的 动 因 而 正 向 促 进 二 孩 生 育 意愿5960。同时,由工作需要作出的工作地调动会带来一定的收入补偿,使家庭经济条件更宽裕从而提振生育意愿61,为二孩生育意愿的提高提供现实的环境基础。也正如模型 6 所示,当居民存在跨国间工作地变动的可能性时,其二孩生育意愿水平降低 18.7%(=1-e-0.2069),因为这种国际间的工作地变动引起的家庭人员缺位是长期的,养育成本提高会显著抑制其二孩生育意愿62。特别值得注意的是,在模型 6 中,居民的家庭经济水平在工作地国际变动意愿对二孩生育意愿的影响中有负向效应(coef=-0.0084),即当居民经济条件越好时,由工作地变动而引起的工作不稳定状态对居民的二孩生育意愿的影响效应越弱,也从而侧面验证了生育成本63和家庭经济条件64影响居民二孩生育意愿的程度。(三)工作转变安排与二孩生育意愿模型 7 为居民工作转变安排对二孩生育意愿的回归结果分析,可以看出,虽然模型 7 的回归结94北京化工大学学报(社会科学版)2024 年第 1 期果并不 显 著,但 是 仍 然 呈 现 出 一 定 的 负 向 效 应(coef=-0.0862),即居民工作转变安排在一定程度上会抑制其二孩生育意愿。模型 7 中,变量“性别”起到显著的正向作用(coef=0.8125,p0.01),说明男性和女性在家庭投入和事业与家庭生育决策上是有显著区别的。当家庭中的男性有工作转变安排意向时,为追求事业成功而放弃二孩生育意愿的比例比女性更高。此外,回归结果显示,居民的工作单位性质也在居民工作转变安排意向对二孩生育意愿的影响中呈现显著的负向效应(coef=-0.5488,p0.1)。这其中的主要原因可能是当居民现有工作单位为公有制单位即俗称的在“编制内”工作时,相对于非编制内工作人员,其工作稳定性更高,故而其对创业的感知成本相对更高65,因创业意愿等工作转变安排导致的工作不稳定性因素对二孩生育意愿的负向影响也更大。五、稳健性检验(一)变换计量方法为验证研究分析的基准回归结果,对工作稳定性与二孩生育意愿进行稳健性检验。通过将理论模型由 Logit 模型转换为 Ols 回归模型和 Poisson回归模型进行验证性分析,结果如表 4 所示,可以看出 Ols 回归结果与 Poisson 回归结果同基准回归结果验 证 方 向 一 致,保 证 了 基 准 回 归 分 析 的 稳健性。(二)异质性分析工作稳定性对居民生育意愿的影响在不同群体间是有差异的,因此本文在基准回归结果的基础上,对于其中出现的城乡差异、性别差异和单位性质差异进行分样本回归,同时验证家庭社会因素和居民个体特征在工作稳定性