城市人口接触频率对乡镇移动人口生育水平的邻里效应

杨洋

摘要：本文旨在说明移动人口生育水平影响因素中，城市人口接触频率对乡镇移动人口生育率水平的影响。本文采用了2014年针对贵州省少数民族乡镇地区实地调研数据《贵州省少数民族婚姻及生育》中关于移动人口就业、婚姻及生育水平的数据。利用spss软件对采用数据进行了Logistic等回归检验。研究发现：首先，验证了根据夫妻就业地点、配偶户籍是否为城市户籍等变量，其城市人口接触水平是具有差异性的。其次，职业为移动劳动力人群的城市人口接触水平并不如理论上认为的一定比其他职业种类人群更高，显示出其城市人口接触水平在较高范畴反而不如其他职业种类人群。当然这也跟这些人群的受教育程度等变量产生交叉影响。再次，城市人口接触频率对乡镇移动人口的生育水平确实会产生负向影响，尤其是和2名及以上子女生育行为之间存在负向关系，这个结果无论在是否控制其他变量的影响条件下都在统计学意义上是成立的。本文的研究结果验证了，城市人口接触频率对乡镇人口的生育水平确实是存在邻里效应的，这个效应会影响乡镇人群在生育行为及生育观念上趋同于城市人口生育水平。

关键词：城市人口接触频率;邻里效应;乡镇移动人口;生育水平

中图分类号：C921.2

文献标识码：A

文章编号：1000-5099（2021）05-0074-15

中华人民共和国从成立到现在，经历了几个截然不同的人口发展阶段。从1964年到1974年的人口高速增长阶段，1973年，中国在全国范围内实行计划生育，将单位人口增长的时间相应拉长。1949年后第三次人口出生高峰期。2020年与1970年相比，人口出生率由33.43‰下降到8.52‰，人口自然增长率从25.83‰下降到1.45‰，妇女总和生育率从5.81下降到1.30左右[1]。目前，中国城市人口已基本实现了向低出生、低死亡、低增长的人口再生产类型的转变，农村人口正处于这一转变过程中。根据联合国提供的资料，中国的人口增长率已明显低于世界其他发展中国家的平均水平。四十多年来，中国实行计划生育，创造了有利于改革开放与社会经济发展和保障中国生存与发展的人口条件，但是今后人口发展也面临了一系列问题。

首先，人口增量。中国人口出现负增长，出生人口持续减少，中国社科院发布了《中国人口与劳动绿皮书》指出，中国人口负增长时代很快就会到来，如果中国的生育率一直保持在1.6的水平，那人口负增长的时间点，将提前至2027年。其次，人口存量。人口存量和人口红利高度相关，要有大量的青壮年劳动力才会有人口红利，而中国人口总抚养比在2020年为45.9%，抚养比见底，中国将出现“未富先老”。再次，人口流动。人口流动对于经济有至关重要的作用，人口流动的下降，造成现存人口红利的效应减弱。人口大规模迁出，尤其是跨省迁出，中国出现日益严重的“镇空心化”现象，这一过程中，人口再生便是一个很严峻的问题。众所周知，城和乡镇在生育意愿和水平上都是有差异的，所以，在城乡人口流动过程中，流动人口的生育水平也成为学者关注的议题之一。社会化理论认为，流动迁移人口在向城镇迁移的过程也是一种文化适应的过程，流动迁移者的生育观念会不断适应城市的生活而改变，因此，流动迁移人口的生育率起初会高于城市人口的生育率，但是随着时间推移，会渐渐趋于城市人口的生育率水平。客观上，即便国家放开了三胎政策，但对人口增长贡献较大的农村人口在城镇化迁移过程中，他们的生育观念的变化导致的生育行为的改变，无疑是对中国人口良性增长的一大重创。在考虑到房价、教育成本的上升、受教育年限的拉长以及思维变化，大量的农村青壮年劳动力进城务工又进一步延后了农村适龄生育人口的生育年龄，客观上也降低了农村人口的总生育数，这将造成人口良性发展的恶性循环。

现实证明，自二胎生育政策出台后，仅当年出生人口有所提升，后面连续三年出生人口出现“三连降”。这是中国人口由“政策性低生育率”转型为“内生性低生育率”的一大讯号，政策鼓励无法发挥其正面效果挽救远远低于保证人口更替的生育率。从长远看，如果说人口老龄化带来的是沉重的养老负担和普遍的照护困境，那么人口少子化和生育独子化则是“釜底抽薪”，带来的是部分家庭遭遇失独、年轻人口短缺（青年赤字）、人口活力衰减和人口可持续发展动力不足的风险[2]。面对人口发展的这一大趋势，应转变思维，要从政策、思维、经济环境改善、配套设施支持等触及根本的根源上解决人口发展问题。

本文的研究目的在于，以户籍为乡镇的生育期的少数民族流动人口为研究对象，观察其通过与城市居民接触，是否会因为城市居民的生育观念和生育行为而发生趋同行为，检验邻里效应是否适用于解释城乡流动人口生育行为转变，从而为提高国家制订的生育政策效能提供有效参考，具有现实意义。

一、文献综述

（一）人口流动生育状况

中国是一个人口大国，人口问题一直是我国重点关注的领域。经济发展模式的变化所导致的人口移动和生育率也一直是学术界较为关注的问题。中国在庞大的人口基数基础上，经济结构的变化所导致的人口移动数量是一个很庞大的数字，再加上近年来，人口移动模式从城乡流动逐渐发展为多元流动模式，移动人口群体不仅数量庞大，且形式愈发多样化。刘美琳、尤方明等[3]指出，在我国人口城镇化进入中后期阶段或是达到饱和之后，尽管人口在城乡与区域间长距离迁移的规模和强度将趋于下降，但是城市间和城市内部的人口流动将成为主导并保持在高水平。形式不断复杂化的人口移动带来的社会生活发展模式也是全新的，比如社会融入问题，新的城镇化战略推行以人为本的理念，积极推进农业转移人口的市民化进程，少数民族流动人口外出流动的长期化、家庭化趋势，有利于他们在流入地扎根、产生认同，并形成落户的意愿。从当前现实生活中出现的诸多问题来看，城市少数民族流动人口新型社会支持网的构建，不仅有利于获得相关社会资源，还能够促进少数民族流动人口与城市社会的有机融合[4]。也有学者从流动人口的社会生活设施配套方面指出，这些生活设施配套质量对流动人口健康影响在多方面是存在异质性的[5]。当流动人口的社会融入状态不稳定时，其生育水平必然会受到影响，中国长期以來都存在城乡移动人口由于其生活及工作不稳定性以及城市对其子女养育配套措施不完善，其生育一直处于两极化的状态。“多生论”及“少生论”一直是学界讨论的问题。“少生论”学者中，伍海霞[6]指出，移动人口对子女数的倾向会逐渐与城市居民靠近，但是对性别的倾向还是会有所不同。婚前有过移动体验的人口，其婚姻及生育的时间都相较更晚[7]。郭志刚[8]在其研究中发现，人口移动会对生育率造成负向影响。流动这一行为导致生育意愿下降，可能的原因为收入的增加导致生育成本增加使得流动与生育意愿呈现负相关。流动人口的收入一般高于农村非流动人口，随着收入的增加生育机会成本增加，对流动人口的生育率有负的影响[9]。

（二）城市人口对流动人口的邻里效应

当前关于流动人口的城市融入问题、生育问题、社会支持网问题的研究已取得了较为丰富的学术成果。但是对邻里效应对流动人口的影响研究并不多见。

威尔逊（Wiuiam Julius Wilson）[10]在1987年的著作《真正的弱势群体》（The Truly Disadvantaged）引发了欧美学者对于邻里效应的讨论，威尔逊指出，美国城市里存在着一些贫民区（ghetto）：失业率高，中产阶级迁出，低收入人口流入，老年人口比例增加，居民整体上趋于贫民化。贫民区的硬件条件（如学校质量，等等）限制着居民的选择和机会，整个居民区也形成了不同于主流社会的价值观和社会规范。由于人们的日常生活是在这样的居民区里度过的，因而居民区就对居民的态度和行为产生巨大的影响[11]。在生育行为影响方面，金斗燮[12]指出，根据邻里效应理论，居住地区外国人妻子的比重对移居女性的适应类型产生一定影响。其在另一篇研究中，根据居住地区外国人比重，对居住在大城市的流入人口的差别体验和主观健康认知做了分析研究，发现邻里效应在大城市地区对流入人口的差别体验及健康认知的邻里效应更为明显[13]。少数民族流动人口跨省流动的增多，是各民族跨地域、跨城乡交流交往交融趋势增强的表现，有利于全国经济社会发展的一体化[14]。戚迪明等[15]作者在其研究中验证了农民工居住选择对城市融入的影响即邻里效应的存在，农民工与城市居民融合与城市居民为邻都能促进其城市融合。现代人类的生育行为受到各自所属文化以及周边环境的影响。即，各人口群体受到的生育文化会导致各人口群体体现出不同类型的生育模式及生育倾向。生育文化及观念会成为不停左右生育行为的要素。回顾以往研究，关于邻里效应和生育率之间的研究屈指可数，在关于台湾地区流入女性人口婚姻及生育的研究中，发现根据地区相同流出地人口的增加，其女性连接网的增大，这种邻里效应对其生育率会产生正面效应[16]。

（三）假说

乡镇少数民族在经历经济结构变革后，脱离土地的人口经历职业重整和移动，居住于城市或频繁往来于城市。在移动过程中，他们会面临很多“不平衡”问题，收入分配的差距、代际收入流动性低、阶层固化等都是他们在融合过程中摆在他们面前的现实问题。邻里效应常被认为是导致相同收入阶层群体集聚以及贫困集聚的主要原因[1718]。在一些人口成分较为多样化的国家也呈现出对生育的肯定效果。那么，在城乡移动人口中，这种邻里效应是否会对个体生育行为产生影响。为解答这些疑问，本研究以代表邻里效应的城市居民接触频率变量为主要解释变量，考察其对乡镇移动人口生育行为所产生的影响，提出以下假说：

假说1：乡镇就业人口（非农业）的城市居民接触频率指数更高。假说2：乡镇移动劳动力人口的城市居民接触频率指数更高。假说3：与城市居民接触频率指数越高，生育子女数越少。

二、分析资料与研究对象

（一）分析资料与主要变量

为验证上述研究假说，用于本文调查数据来源于《贵州省少数民族婚姻及生育》实地调研数据，该调查实地收集了含个体、家庭的关于婚姻、生育以及包含职业、职业移动等人口社会学数据。该调查涵盖了本次研究所需要的生育、职业、移动、城乡接触频率等变量数据。选取该份调查数据是因为其研究对象——少数民族允许生育二胎，且调查区域范围设置在乡镇地区其政策生育子女数以及乡镇生育观念都与城市地区人口生育行为及观念有所区别，能够从微观层面观察到调查对象的生育观念和行为是否会因为和汉族接触程度的不同而发生改变，可以很好地验证邻里作用是否适用于生育率的改變。《贵州省少数民族婚姻及生育》这份数据涵盖了贵州省T及Q地区的9个镇及乡，针对9个乡镇15—55岁已婚人口发放了600份问卷，剔除被解释变量和核心解释变量缺失问卷后，有效问卷580份。

本研究中验证流动人口、邻里效应及生育率关系选取的有关变量如下：

利用在实地调研的乡镇区域所收集的调查问卷中关于乡镇居民移动人口同城市居民接触水平的不同观察其生育率是否呈现差异性。主要测量尺度如表1所示。

本研究的主要目的在于观察作为邻里效应主要衡量指标的城市人口接触频率指数对生育水平是否产生影响，通过指标分数量化乡镇居民研究对象同城镇居民接触频率。本文对将同时满足户籍在城市、实际居住地区在城市的人口界定为城市人口。同城市人口接触的时间以及结交的城市朋友来计算同城市人口的接触程度。同时也通过观察配偶是否为城市居民、职业类型、配偶相识路径、配偶相识地区、就业地区等作为衡量邻里效应的辅助指标投入计量模型研究。

生育子女数是本次研究主要的被解释变量，由于研究对象是生活在乡镇地区的少数民族，一方面，其生育及养育子女成本较城市地区低，另一方面，少数民族允许生育二胎，有些人口较少的民族甚至允许生育三胎。所以，观察生活在乡镇地区少数民族生育期研究对象同城市居民生育水平的差异可以从微观层面了解乡镇研究对象的生育子女数根据各人口学特征表现出什么样的差异;同城市居民的接触水平是否会对他们的生育产生影响;如果产生了影响，是否呈现出有规律性的模式化差异。

（二）研究对象的社会人口学特性

本次选取的调查地地处经济、社会发展相对落后的贵州省T及Q的乡镇地区，大部分乡镇地处交通网相对落后的山地地区。他们中因为当地产业结构的变化，有一部分人脱离土地成为移动劳动力;有一部分人移居到城市，一年中只有小部分时间才会回到乡镇走亲访友;有一部分人留守乡镇。通过研究对象的社会人口学特性，可以了解研究对象基本人口属性及两个调查地区之间的差异性。

所调查乡镇地区研究对象的人口学特性如下表2所示，研究对象的580名中，男性占329名（56.7%），女性占251名（43.3%）。这次所收集到的研究对象中，有63.7%的研究对象长期居住在城市地区，长期居住在农村地区的占比重36.4%。乡镇研究对象人口中，移动人口占大多数。Q地区收集到相对更多长期居住在农村的研究对象，T地区则采集到更多长期居住于城市的研究对象。研究对象的年龄结构来看，主要以30—50岁人群为主，30岁以下占较小比重。受教育水平来看，研究对象中，71.0%的研究对象为中学及以下学历，接受高中以上教育的对象仅占12.8%。总体来说，受教育水平较低。分地区来看，研究对象中Q地区学历比T地区学历相对更低，只接受了中学及以下教育水平的对象占77.2%，比T地区低了11.0%。受大学及以上教育的研究对象也仅占8%，占T地区该学历受教对象的一半。就业情况而言，研究对象中68.6%处于就业状态中，分地区来看的话，T地区研究对象中就业的对象比重比Q地区更高，Q地区占56.1%，比T地区低了22.6%。

就家庭经济情况而言，研究对象中年收入在20 000～80 000元群组中的比例占70.1%，20 000元以下群组比重占22.2%。分地区来看的话，Q地区年收入不足20 000元的家庭占32.3%，是T地区的两倍。年收入80 000元以上的家庭比重来看，也是T地区比Q地区高很多。处于中间层收入的家庭比例而言，T地区也比Q地区更高。婚姻状况来看，配偶为农村户籍的家庭占到79.5%，占研究对象中的大部分。分地区来看的话，Q地区研究对象中与城市户籍配偶结婚的比例占6.8%，T地区占31.2%。

从采集到的数据来看，T地区研究对象无论是从经济状况或者是受教育水平来看，都比Q地区相对更高，同城市的接触开放水平也相对更高。

三、实证研究

（一）生育水平

1.贵州省乡镇地区少数民族的城市人口接触水平

通过接触时间点以及强度的计算，将城市居民接触频率分数范畴划为0—7。根据研究对象的人口经济学特性，为了方便观察城市居民接触频率对生育的作用机理，本研究将该变量分为1—4四个范畴，范畴1的研究对象同城市居民的接触频率是最弱的，反之，范畴4最强，如表1。

根据下表数据，T地区研究对象属于范畴3的案例最多，占比63.1%，属于范畴1的对象占比仅0.4%。Q地区属于范畴1的对象占比达21.6%，比T地区占比明显更高，而范畴4对象占比也比T地区更高。据此，Q地区同城市居民接触情况来看，属于两个极端的案例比T地区要多。居住地区来看，居住在城市的研究对象的城市居民接触频率分数主要集中在范畴3，占比57.7%。而居住在乡镇的研究对象中属于范畴3的比重相对较低，属于范畴1和2的对象比重也相对更高。根据性别来看，女性的城市居民接触频率相对更低，属于范畴1和范畴2的比重比男性高很多的同时属于范畴3和4的比重比男性低。根据教育水平来看，属于范畴1和2的研究对象比重随着受教育程度的升高呈现下降趋势，同时属于范畴3和4的比重又随着受教育程度的升高而升高。受教育程度在高教育组和低教育组间呈现出相反的样态。根据是否就业来看，未就业者属于范畴1和2的比重比属于范畴3和4的明显更高，该结果支持假说1。根据职业分类来看，移动劳动力属于范畴1的比重较低，而属于范畴2和3的比重比其他职业都要高，只是，在范畴4中，移动劳动者的比重又出现了相反的样态。该数据并不能完全支持假说2。根据家庭年收入来看，低收入组的城市居民接触频率属于低范畴的比重较高，收入越高的其接触频率分数也越高。收入较高群组属于范畴1的比重为0.0%，属于范畴4的比重为27.0%为最高。相反，低收入群体属于范畴1的有26.0%，属于范畴4的只占7.0%。根据配偶是否为城市居民来看，配偶为城市居民的属于范畴1的占比0.0%，而属于范畴3和4的比配偶为乡镇居民的研究对象比重都要高。

总体来说，从表中数据可以看出，城市人口接触水平符合由弱到强整体呈现倒U型正态分布，之间差异性较大的组别主要体现在两个调查地区、是否就业、职业以及家庭年收入几项。这些都从侧面印证了村落边界的开放对于生活在其中的人的生活状态的改变。赵旭东曾说过，乡村尤其边界，这个边界不一定是画地为牢的物质性的边界，二是通过各种的事件相互可以穿越的边界，比如婚姻、生计、灾难、不幸以及政治的事件的发生对于村落边界的打破[19]。乡镇的发展比起城市的发展看似更为静态、缓慢，但是其改变不在于物质，而在于生活在其中的人不再处于闭塞的环境，同外界建立起了联系后，由内而外地发生着改变。从调查研究的乡镇来看，由于农耕经济逐渐退居二线，打破了农耕为生的人口的就业比重、就业种类，这部分脱离了土地的人开始打破乡镇的边界向城市探索，反映到数据上就是根据就业、职业、年收入这一项上，其城市人口接触水平会有较大的差异。

2.生育情况

贵州省少数民族的城市人口接触程度根据社会人口学特性体现出差异性。生育类型分布随着社会人口学特征也呈现出有规律性的差异。首先，研究对象中，有1到2名孩子的占大部分。有2名孩子的研究对象占较大比重，达到43.7%。相反，没有生育的研究对象比重最低，只占到5.9%。Q地区有2名子女的研究对象的比重比T地区高，但生育3名以上子女的研究对象比重而言，T地区比Q地区明显更高。居住在城市地区的乡镇户籍研究对象中，没有生育或是只生育了1名子女的对象比重比居住在农村地区的研究对象比重高，居住在农村地区的研究对象中，生育2名子女的对象比重比居住在城市地区的对象比重高，生育3名及以上子女的研究对象来看，居住在农村的研究对象比重（20.3%）比居住的在城市地区（17.1%）的高出3.2%。就业情况而言，同根据居住地区而呈现出的生育模式相似。就业中的乡镇居民研究对象中，没有生育或者只生育了1名子女的对象比重比没有就业的研究对象的比重高。相反，没有就业的对象中生育2名以上子女的比重比就业的对象的比重明显更高，其中生育2名以上子女的比重占到了10.4%，3名子女的比重为6.9%。从受教育的情况来看，受教育程度越高，没有生育的倾向也随之升高。这种情况在只生育1名子女的群体中也发现了相似的倾向。生育2名子女的群体中，接受了高中教育及以上的群体研究对象呈现出最低比重，同时，最高学历只接受了初中教育的群体中，其2胎比重是最高的。生育3名子女的群体中，受教育程度越高，其生育比率随着下降，这种情况无论是在女性还是男性群体，情况都是相似的。并且，在女性群体中还发现了随着教育程度的提高，其生育2名及以上子女的比重隨之下降这一规律。就教育程度来看，以接受高中教育为分界线，将研究对象分为高教育组和低教育组。高教育组中的2胎及以上生育比例只占到高教育组整体研究对象的36.9%，而低教育组的2胎及以上生育比例占到了63.1%。低教育组几乎是高教育组2胎及以上生育比例的两倍。这种倾向在女性研究对象中更加明显，高教育组生育2名及以上子女的比重只占到了29%，低教育组占到了71%，该结果符合女性在受教育年限与女性生育在生理上的冲突性，另一方面也从侧面说明受教育程度的提高，为女性就业提供了接触到的更加多元化观念的可能性，这些因素对女性生育起到了一定程度的抑制效果。从配偶是否为城市籍居民对其生育影响产生的影响来看，城市籍居民研究对象组不生育或只生育1名子女的比重比农村籍配偶组呈现出明显更高的比重。配偶为乡镇籍研究对象没有生育的比重为5.1%，比配偶为城市籍研究对象没有生育的比重（9.0%）低近3.9%。生育1名子女的情况来看，配偶为城市籍的研究对象的比重为53.2%，比配偶为乡镇籍对象的比重26.7%高出26.5%。生育2名子女群组中，出现了不同的生育模式，配偶为城市籍研究对象中，其生育比重为27.9%，比配偶为乡镇籍研究对象的生育比重（19.9%）低。生育3名及以上子女群组中，配偶为城市籍对象的比重为9.9%，比乡镇籍（10.5%）低。可见，生育模式在配偶为城市籍或是乡镇籍研究对象群组间是存在差异性的。同城市籍居民接触频率来看，接触频率越高，其生育子女指数随之降低。同城市籍居民接触频率分数最低的群组其生育1名子女的比重最低，为2.3%。随着接触频率分数的升高，其生育1名子女的研究对象比重也随之升高，异常点出现在接触频率最高群组，其生育1名子女比重相应降低。在生育2名子女群组中，发现了城市人口接触频率和生育比重呈现负相关关系，该结果支持本文假说3。在这份数据中可以看出，在不生育以及生育3名子女以上这两个极端组，随着城市人口接触水平的提高，其百分比的升高使得生育曲线趋于平缓。一方面，大规模的人口流向城市导致的乡镇人口在城市难以获取相应配套政策及措施，增加其养育子女成本，会直接影响乡镇流向城镇人口的生意意愿。另一方面，由于流入城市人口经济收益得到提高，又增加了其养育资本，对于传统生育意愿较强的这部分人口，也会强化和巩固其传统的生育意愿。

3.多变量回归分析乡镇研究对象和城市居民接触水平是本研究首先要讨论的部分。如前文所述，乡镇地区蕴含丰富的旅游资源，政府要通过拉动乡镇地区经济从而改善当地民众的生活水平，开发当地旅游资源是一条可行的路径，政府通过致力于基础设施建设，为当地旅游项目投资等举措发展当地经济。这一系列政策对当地民众社会生活影响很大。首先，农业为旅游业的让路导致了大量的残余劳动力的产生，政府奖励劳动力参与到旅游业的建设中去，一方面，旅游业带来的大量游客促使乡镇居民要接触到大量的城市居民游客，而了解并参照城市居民生活习惯则是他们发展旅游业前必须要提前预习的功课。另一方面，旅游业也会为乡镇居民创造大量进入城市的机会，这对乡镇的产业结构及人口结构都会带来巨大的变化。尤其是乡镇地区移动人口比重的大量增加，这部分人口取代了大量的农业勞动人口成为这些地区的主要人口成分，所以，移动人口的增加导致他们对这些地区产生的影响是不可忽视的。众多学者就在研究中发现，个体生育趋同并非完全脱离社会而纯粹地在家庭领域内进行决策，他受诸多外界因素影响。城市与农村生育意愿、城乡育前育后生育意愿存在一定差异，在融合过程中，城市的生育文化将对流动人口转变生育态度起到一定作用;在生育数量上，二孩生育是大多数人的愿望，一孩生育也成为不少人的选择。所以，这种转变的机制是什么？是否会因为不停地接触而产生观念的融合？乡镇地区人口同城市地区人口通过增加接触，其行为方式和思想观念是否会发生趋同性？如果发生了变化，什么样的人口会发生变化？如何变化？这些都是本文探寻并希望得到答案的问题。

（1）关于城市居民接触频率的离散分析

根据社会经济学特性，城市居民接触频率的差异性如表5所示。首先，研究对象的居住地区来看，居住在T地区的对象的平均城市居民接触频率数值更高。该结果同两个地区城市化水平结果一致。其次，居住在城市的研究对象比居住在农村的城市居民接触频率分数更高。乡镇地区因为旅游业发展流入的城市居民逐渐增加，但是，通过研究调查数据显示，由于乡镇地区仍以乡镇生活模式为主导，所以其城市居民接触程度和居住在城市的研究对象的接触程度仍然具有差异性。

根据夫妻受教育水平来看，二者与城市居民接触频率指数都呈现出正相关关系。就业状态而言，也是处于就业状态的夫妻的城市居民接触频率比不在就业状态的研究对象更高。根据丈夫的职业来看，从事职业移动性相对较高的移动劳动力研究对象和城市居民接触频率指数最高，这种情况在妻子身上并不适用，从事移动劳动力工作的妻子，其城市居民接触频率相对更低，而从事安定性较高的职业的妻子，其汉族接触频率指数反而更高。通过前文分析，教育和职业或者收入在某种程度上是存在正相关关系的，因此，将此关系用来解释为什么从事移动劳动力的研究对象其城市居民接触频率指数更高也是可行的。城市居民接触频率指数高的群体中，其受教育程度越高，其从事安定性更高的职业的可能性也更高。

观察配偶相识地区这个变量，居住在调查地当地的对象，其城市居民接触频率更低，而居住在调查地之外地区的对象则显示出更高的城市居民接触频率指数。配偶是城市居民的情况，其城市居民接触频率指数比配偶是乡镇居民的指数更高，丈夫的就业区域来看，在乡镇地区就业的丈夫和妻子的城市居民接触频率更高。这一点验证了职业安定性与城市居民接触频率的关系，其接触频率的提高对研究对象从事安定性较高的工作是有正向影响的。

（2）城市居民接触频率和生育水平的回归分析

本研究为了更精准地把握对乡镇居民生育水平产生影响的因子，从更微观的层面解释城市居民接触频率和生育子女数之间的关系，采用回归分析，将研究对象的社会人口学特征变量、城市居民接触频率指数、是否和城市居民构成婚姻关系等变量作为主要说明变量投入研究模型中。

如下表所示，模型1是关于女性研究对象数据，可以明确看出乡镇居民的生育水平根据城市居民接触频率指数的不同呈现出明显差异性。城市居民接触频率指数对其生育水平产生负向影响，该结果得到统计数据支持。模型中也发现丈夫的受教育水平和生育子女数之间呈现明显负向的关系。丈夫接受教育水平越高，越倾向于生育较少的子女。在城市地区形成职业活动的群体来说，为了验证乡镇居民的生育行为如何受到影响，于是在模型2中投入了夫妻的职业以及就业地点等关联变量。如表所示，丈夫是移动劳动者的情况，其生育子女数倾向于更多。移动劳动者虽然频繁进城务工，但是其与城市居民接触属于短期性的，尽管居住在城市，但是其城市居民接触指数反倒较低。再加上很大部分移动劳动者受教育水平较低，鉴于受教育水平与生育水平的负向关系，其生育水平也能从理论及过往研究中得到支持。夫妻的就业地点来看，妻子在城市务工的情况，其生育子女数也会相应减少。相反，丈夫在城市务工的情况，其生育子女情况则与女性相反。该结果可以解释为，女性生育子女行为会很大程度限制女性的经济行为活跃度，其经济活跃度也会反向作用于其生育行为，再加上如果其职业安定性较低的情况下，其生育子女行为必然会受到生理方面的限制。男性则相反，其进城务工会很大程度提高家庭收入，改善家庭经济情况，而经济的改善很大程度会对生育行为产生肯定效果。从该研究发现的性别差异性，可以验证林德斯特伦（Lindstrom）和绍塞多（Saucedo）[20]的研究发现，女性人口移动量较多的地区，其生育率会明显下降;男性人口移动量较多的地区，由于经济收入提高强化家庭体制这一效应，会提高生育率水平。

通过回归分析结果可以对以上问题进行解答，首先，通过模型可以肯定社会现象和微观家庭生育决策之间的关系。在生育行为上的确是存在邻里效应的，通过城市居民接触频率指数对生育子女数的负向影响结果来看，乡镇人口在通过和城市人口接触的同时会在生育行为上发生趋同、模仿行为，这一方面是乡镇人口需要适应新的经济模式而不得不对自身行为进行调试以求能够适应新的经济环境;另一方面，乡镇人口也会在生育决策上模仿城市场域内行为人的行为方式，以快速获得新场域内行为人的认同，以求快速融入新环境中。其次，可以观察到，调查研究对象的受教育水平、职业种类以及其职业移动性都对生育行为产生着较大影响。结合现实，可以考虑为生育孩子所需要的成本以及效用之间的关系来看，受教育水平与其收入有正相关关系，而乡镇居民中居民从事高移动性工作的同时，可以得到比安定在乡镇的职业更丰厚的经济收入，随着收入的提高，生育孩子的总效用趋于减少。用莱宾斯坦的话来说，影响家庭生育决策的因素是孩子的成本和效用。

（3）生育子女数的Logistic回归分析

本研究根据独生子女政策将生育子女数分为2个范畴——生育1名子女、生育2名及以上子女，并在此范畴基础上实行了logistic模型分析。以此检验城市居民接触频率指数对生育水平产生的影响及其影响路径，并将就业地区以及城市居民接触频率指数的相互作用项作为自变量投入检验，以证明变量之间的交叉关系。首先，女性研究对象的情况而言，模型1中未控制其他变量影响情况下，只投入城市居民接触频率指数以及配偶是否为城市居民两个变量观察研究对象是否出现2名及以上子女生育行为。其统计结果显示，两个变量都对2名及以上子女生育行为产生得到统计学数据支持的影响。城市居民接触频率指数对2名及以上子女生育行为产生影响该项Odd Ratio（以下简称OR值）降低，换言之，城市居民接触频率升高，其生育2名及以上子女行为的可能性随之降低。配偶为城市居民的对象，其生育2名及以上子女生育行为的Log Odds Ratio（以下简称LOR值）也随之降低。整理为回归模型方程式表达如下：

Log（P（2名子女）/1-P（2名子女）=1.83-0.41*城市居民接触频率指数-0.58*配偶为城市居民（1）

P（2名子女）/1-P（2名子女）=EXP（1.83-0.41*城市居民接触水平指数-0.58*配偶为城市居民）（2）

去掉Log后，将系数转换为EXP值，将回归系数代入回归式计算得出值0.66将配偶为城市居民变量的系数值也代入回归式后得到值0.56。计算OR值的变化率的话，城市居民接触频率指数可计算出100*（0.56-1）=-34.0%。同样的，配偶为城市居民变量也可计算得出100*（0.56-1）=-44.0%。这两个数值代表的是，城市居民接触频率指数每上升1个单位，生育2名及以上子女行为下降34.0%，配偶为城市居民项也可用同样逻辑进行解释。观察表中模型1，在未控制其他变量影响力的情况下，城市居民接触频率指数及配偶为城市居民两个变量对生育2名及以上子女变量产生了统计学意义上的影响。而根据回归式，可以看出，因变量及自变量之间存在的是负向关系。尤其是配偶是城市居民的情况下，其生育2名及以上子女的可能性出现相当水平的下降。在该Logistic回归的模型2中，投入了其他社会经济学变量，结果显示，在控制其他自变量的影响力的情况下，居住在农村的研究对象生育2名及以上子女行为更多。并且，妻子的职业为移动劳动力的话，其2名及以上子女生育的可能性也更高。根据分析数据，城市居民接触频率指数对研究对象生育2名及以上子女产生影响结论成立。即，乡镇居民从什么时间开始接触城市居民、接触的范围都对他们的生育行为产生了一定影响。

模型3中，为了把握就业地点对研究对象2名及以上子女生育行为产生的影响，加入了就业地点和城市居民接触频率的相互作用项。结果显示，妻子就业地点在城市的情况下，2名及以上子女生育的可能性相对更低，相反，丈夫则呈现出更高的生育可能性。用同样方法分析男性研究对象的情况，配偶是否为城市居民的2名及以上子女生育的OR值随之降低，即，配偶为城市居民的研究对象的生育概率明显更低。计算OR值变化率的话，100*（0.29-1）=-71.0%。因此可以判断其下降概率大概有71.0%。模型2中，妻子的受教育水平对2名及以上子女生育行为产生负向影响。模型3中，也观察到城市居民接触频率的增加会导致生育2名及以上子女行为倾向变弱的现象。并且，丈夫的就业地点在城市和城市居民接触频率相互作用项的作用下，丈夫的就业地点在城市地区会降低其生育可能性。相反，丈夫的就业地点在乡镇的情况，其2名及以上子女生育的可能性随着城市居民接触频率的增加呈现降低的趋势。从3个模型结果来看，城市居民接触频率和2名及以上子女生育行为都存在负向关系，且这个结果无论是否控制其他变量的影响效果都在统计学意义上是成立的。但是，在如受教育水平、就业地点、配偶是否为城市人口等因素的影响下，城市居民接触频率对生育行为的影响效力会有所不同。可以认为，受教育水平、就业地点、配偶是否为城市人口等因素会也会成为影响乡镇居民是否会受邻里影响的因素。

四、结语

在中国，流动人口是一个很庞大的群体，在过去几十年间，随着经济结构的改变，乡镇人口成为移动群体的主力军。随着中国城镇化率的提高，中国已经开始构建以城市群主体为中心，小城市与小城镇协调发展的格局，一方面，加快了农民转移城市化，一方面也不断迫使农民工回流速度加快。人口流动在未来也会成为常态，不光是城乡之间的流动，以后城城之间的流动性也会不断提高。所以，在学术界，一直对流动人口生育率保持高度关注，主要的研究结论主要分两派：“多生论”和“少生论”。“多生论”主张流动人口处于较弱计划生育控制，倾向于多生;“少生论”则主张流动人口迫于生育成本提高以及生育观念改变会降低生育率。在关于移动人口生育率研究中，“少生论”似乎得到了更多的数据支持。本文在“少生论”的基础上，利用微观层面数据，如城市人口接觸频率指数、职业、职业流动性等变量，分析了乡镇流动人口根据城市人口接触的程度，其生育水平的变动规律。本文的研究结论表明，城市居民接触频率的增加会对多胎生育造成负向影响，且其影响力在受教育水平、就业地点、配偶是否为城市人口等因素的影响下，其影响效力会有所不同。可以做出其生育行为在城市人口的邻里效应影响下，发生了趋同行为这个结论。尤其在2孩生育行为上，乡镇流动人口根据城市人口的接触水平不同程度地同城市人口发生了融合，说明城市人口对乡镇人口产生的邻里效应是不可忽视的。

当前中国的人口处于一种“早熟”的人口转变阶段，在一个还不是很富裕很发达的时候，社会经历着持续的低生育、少子化以及人口老龄化。从国家逐渐放开生育政策来看，这种“未富先老”的人口转变并没有得到根本的改变，这说明中国已经从“政策性低生育”转变为了“内生性低生育”阶段。面对中国生育形势的转变，仅仅依靠政策的改变已经不足以扭转人口的生育局面了，需要从民众观念转变的机制着手，探究其影响机理。而通过对邻里效应是否会对中国移动人口会融入流入地生育模式的探讨，我们可以探明在中国人口转变阶段政策干预效果不佳的同时，找出外源性决定因素，从而达到从根本上对中国生育率提高的良性促进作用。这篇研究结果重点不在于探讨如何提高移动人口的生育水平，而在于探明如今开放生育政策实施无法扭转生育局面的原因，这对今后在促进人口发展，提高人口质量政策制定时能做到有的放矢，提高政策效能。

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（责任编辑：王勤美）

收稿日期：2021-07-06

基金项目：

贵州大学引进人才科研项目“人口移动及汉族接触频率对贵州省少数民族生育的影响”（贵大人基合字〔2018〕015号）。

作者简介：

杨 洋，女，贵州贵阳人，博士，贵州大学学报编辑部编辑。研究方向：少数民族生育率。