已婚女性流动人口生育两孩的影响因素分析——基于江浙沪的数据分析

郑雨馨，吴玉霞，米 红

（1.浙江大学 公共管理学院，杭州 310058；2.宁波工程学院 “一老一小”发展研究院，浙江 宁波 315211）

一、引 言

从2015 年10 月，中国共产党第十八届中央委员会第五次全体会议宣布实施全面二孩政策，到2021年5月31日，中共中央政治局通过《关于优化生育政策促进人口长期均衡发展的决定》，开启提倡适龄婚育、优生优育，一对夫妻可以生育三个子女的“三孩”时代。随着我国生育政策的调整，“二孩”生育率有了明显回升，出生人口中的“二孩”占比由2013年30%的占比水平上升到了2017年50%的占比水平。在经历了二孩生育潜能的释放期及新冠病毒感染疫情后，各地政府也探索出台普惠性幼儿托育服务、建立母婴室、推行育儿假等包容性配套支持政策，但2020年我国育龄妇女1.3的总和生育率仍远低于更替水平。长此以往，不仅快速老龄化的人口结构趋势不能改善，更会出现人口安全问题，影响我国追求人口高质量发展的中国式现代化道路。先于我国受到生育率下降影响的欧洲国家，纷纷制定福利政策减轻已婚妇女的照顾责任和负担，而我国也正处在第二次人口转变带来的生育模式人口转型期，因此要进一步对当前生育政策目标群体进行更加全面的分析。解构不同群体的政策响应机制，从而制定更加科学、更具针对性的保障措施，为改善生育环境提供配套的包容性生育政策。

2014年李克强总理在十二届全国人大二次会议上提出，要促进约1亿农业转移人口落户城镇，改造约1 亿人居住的城镇棚户区和城中村，引导约1 亿人在中西部地区就近城镇化的“三个一亿人”问题，标志着我国以人为核心的新型城镇化开始逐步推进。而在2020年第七次人口普查数据中，我国流动人口较2010年增长了69.73%，共有3.76亿流动人口，占全国人口总量的26.64%。根据前期对流动人口的研究，可以看出，在当前流动人口发展过程中呈现出新生代流动人口比例逐渐增大、女性人口流动自主化、家庭化流动逐渐增多的趋势。而在这种趋势下，已婚女性在经济和社会地位上获得更大的提升，也能够在生育问题上争取到更大的主动权和决定权。从流动人口的目的地来看，江浙沪地区虽然长期在低生育率作用下累积起了巨大的人口负增长惯性①根据2021年1‰人口变动情况抽样调查数据测算，2021年江苏常住人口自然增长率为-1.12‰，上海为-0.92‰，浙江虽然保持正增长，但1.00‰的自然增长率低至1978年以来的最低水平。；但相比于以人口流出为主的地区，江浙沪地区依靠产业升级吸引了大量中青年流动人口，调查样本覆盖面广，代表性更强。而且在人力资源供给、财政支付能力、治理创新能力等方面有条件对少子老龄化问题进行破局。因此，研究江浙沪地区已婚育龄女性流动人口在实际生育上的影响因素，有利于对当前生育政策施政对象提供更全面的认识，为有效制定人口长期均衡发展的公共服务政策提供地区经验。

综上，本文使用国家卫生健康委开展的最新一次全国性流动人口抽样调查数据——2018年中国流动人口卫生计生动态监测调查数据，对影响江浙沪地区已婚女性流动人口生育二孩的因素进行分析，采用Probit和IVProbit方法对以往的研究成果进行丰富和补充。探讨在“大流动时代”以及全面二孩与全面三孩生育政策调整期，我国应如何细化当前生育政策实施理论体系，为实现高质量发展、建设生育友好型社会提供公共治理策略的创新思路。

二、文献综述

在以往有关生育影响因素的研究中，许多学者从家庭收入的角度进行论证。蒋正华（1986）[1]从宏观经济发展的角度提出在高收入群体中，生育的收入弹性较小；但是在收入较低的群体中，家庭收入的增长会促进生育；而且个体家庭对于全体社会收入分配的把握有限，更容易通过对比周围人群感知收入的变化，通过感知到家庭收入相对的增长也会影响其生育意愿。而在针对微观数据进行分析时，家庭收入对生育二孩的影响也通过了中山市生育意愿数据（梁宏，2018）[2]和广东省城镇居民数据（贾卫丽，2019）[3]的检验。何明帅等（2017）[4]从代际社会流动角度分析生育意愿与家庭人均收入水平的关系，并发现二者呈显著的“U型”曲线关系。家庭经济水平对生育影响的基础作用明显，为了缓解家庭育儿压力，我国现行的生育保险政策是给职工医保参保本人“按照用人单位上年度职工月平均工资标准发放产假津贴”，对于流动人口来说，由于灵活就业以及社会保障水平较低，弱化了生育津贴的支持作用。从国内和国际的实践上来看，以物质或经济补贴为主的生育鼓励措施对提高生育水平作用有限；甚至在经济补贴弱化时出现所谓的“惩罚效应”（Bledsoe，2004[5]；胡湛等，2022[6]）。

其次，女性工作压力也成为阻碍生育二孩的重要因素。邢再玲等（2021）[7]从生殖健康的角度出发，研究发现每日超时工作使得女性职工生殖系统疾病患病率增高，诱发卵巢早衰影响正常生育。另外，由于超时工作对于身心健康以及夫妻家庭关系也有显著的负向影响，也降低了女性的生育意愿（张春泥等，2023）[8]。由于双职工家庭增多，妻子在承担生育和照料孩子时间成本的同时，还需要承担新增的职业发展机会成本；母亲和父亲共同承担家庭育儿负担的责任也改变了传统“男主外，女主内”家庭分工模式，增大了女性工作和生活的压力（李志华、茅倬彦，2022）[9]。例如在对高校女教师群体的研究中发现，在“非升即走”合同压力的影响下女性职工会尽可能地选择不生或少生（Li，2022）[10]。为了平衡工作压力与父母在婴幼儿照护方面的责任，我国部分省份推动机关、企事业单位探索建立育儿假制度，但是由于缺乏对于雇主的强制性要求，出现了劳动者碍于职场压力不敢休假或用人单位设置休假障碍等问题（冯群涵，2023）[11]。

还有学者提出亲属照料对于减轻生育压力的积极作用。许琪（2017）[12]从父母帮助与子女赡养问题的角度出发，提出祖辈提供的幼儿照料，可以更多地减少年轻父母在育儿中付出的时间成本、机会成本以及养育经济成本。也有学者提出有祖辈参与的生活面临的家庭赡养压力可能存在着与生育之间的竞争效应（黄秀女等，2018）[13]；另外在生育二孩时，步入高龄阶段的祖辈会考虑自身精力体力的状况放弃提供隔代照料（钟晓慧，2019）[14]。而且在当前我国老龄化、高龄化程度提高的人口结构中，作为祖辈的低龄老人可能会承担延迟退休以及照顾高龄曾祖辈的压力，由此出现隔代照料的“挤出效应”。因此，我国也探索建立普惠性的幼儿托育照护服务，但其中也存在托幼衔接不上、幼教资质不足、管理混乱等危害幼儿安全等问题（米红等，2018）[15]。

另外，学者还从生育文化、流动经历以及代际差异的角度进行分析。我国当前主要的人口流向是从农村流向城镇（郭志刚，2010）[16]，而我国农村地区长期受到“养儿防老”的生育观念以及“一孩半”政策①“一孩半”政策是指从1984年起在大多数中国农村施行的，第一孩为男孩的不得再生，而第一孩为女孩的农户在间隔4到5年后允许生育第二孩的弹性计划生育政策。的影响，在这样的政策环境引导之下，女性更容易受到多孩家庭观念的影响，从而扩大她们的多孩生育意愿，形成了多生育的文化和政策环境，间接影响了农村女性的理想生育水平，导致了来自农村的女性流动人口相比于城市女性更倾向于多生育（张冲，2019[17]；杨菊华，2015[18]）。而且流动时间越长人力资本存量也会随之增加，从有利于提升育儿能力层面增加女性的生育意愿（张樨樨，2020）[19]。但是梁土坤等（2018）[20]认为随着流动时长的增加，农村女性的生育偏好会呈现出适应城市生育环境的现象，还有学者认为生育过程因迁移受到中断效应的影响，不利于生育期望子女数以及时期生育率的增加（陈卫，2006）[21]。另外，在选择家庭化迁移的背景下，基于计划行为理论乡城流动人口反而会在受到城市新型生育文化冲击以及对生育成本约束影响下，产生消极行为信念，从而主观抑制生育意愿和行为（李瑶玥、王桂新，2021）[22]。庄渝霞（2008）[23]从代际差异的角度得出不同代际生育意愿变迁的结论，李荣彬（2017）[24]研究表明虽然老一代与新一代流动人口的生育观念不同，但是意愿生育数量差异较小。陈丽英（2021）[25]研究表明中国生育观念已从传宗接代、多子多福的传统模式逐渐过渡到强调生命意义和情感体验的现代模式。

关于流动人口生育影响因素的研究方法也十分多样，陈芳等（2021）[26]从经济条件、社会保障、照护资源以及职业发展角度对流动人口生育二孩意愿进行二元Logit模型研究，并提出从生育政策城乡有别的背景以及代际群体差异的视角出发进行研判。王良健等（2017）[27]从流动人口的个人特征、家庭特征和流动特征三方面出发，采用多元Logit回归模型探究流动人口生育二孩意愿及影响因素。梁同贵（2021）[28]采用泊松回归，研究人口流动对累计生育水平的影响，并采取Heckman二阶段模型进行影响关系的检验，通过对农村本地人口和农村户籍流动人口子女数的比较，得出人口流动对于生育子女数的削弱程度。赵昕东（2018）[29]采用半参数Cox回归模型研究女性流动人口因接受教育、婚龄延迟以及经济实力提升等因素对生育间隔的影响。罗俊峰等（2018）[30]从消除生育子女数与就业内生性问题的视角出发，采用IVProbit方法研究了乡城、城城女性流动人口的差异，并得出生育子女数量增加会降低女性的劳动参与，而且乡城流动和城城流动人口的影响机制有所差异。

通过对现有研究进行梳理可以发现，家庭经济水平、工作压力以及照料能力是家庭生育决策的重要影响因素；也是现有包容性生育配套支持政策的主要发力点，但是在有关政策推行之后仍面临总和生育率低迷的问题。因此，本文提出在不同特征的群体内存在其他影响其生育二孩的机制。现有研究更多倾向于从代际差异、地区差异、流动经历差异等角度出发分析背后原因，而且常常忽视生育二孩与家庭经济情况之间内生性的问题。鉴于此，本文将对已婚女性流动人口全体样本进行IVProbit回归分析，并在含有多种情况的全样本基础上分析生育旺盛期群体、乡城和城城流动群体的异质性特征，分别探究影响机制，进一步解释当前生育支持政策收效甚微的原因。

三、理论分析：家庭经济基础影响生育二孩的机制

生育经济学理论认为家庭生活水平与养育孩子成本之间存在矛盾，而家庭收入增长在生育决策上表现出数量与质量相互替代的关系（Becker，1960[31]；Willis，1973[32]）。Walker（1995）[33]将孩子养育成本进行结构性研究，提出父母工作机会成本、孩子直接消费成本以及人力资本因生育中断的成本均会影响生育意愿。Torres（2020）[34]从社会阶层的经济属性来讨论收入与生育之间的关系，并认为个人的社会阶层本身及其所属阶层的相对位置会对其选择子女数量与何时生育产生重要影响。而我国当前正处于“高人口流动+低社会流动”的发展阶段，制约了流动人口在流入地参与经济融合、社会融合以及家庭发展，而且在流入地就业时间不稳定、居住条件有限的情况下也不利于流动人口积极响应鼓励生育的政策。从国家发展的角度来看，这不仅与我国以人为核心的新型城镇化目标相背离，更有可能阻碍我国经济社会稳定、面临落入“中等收入陷阱”的风险。（袁玥等，2021[35]；王昭等，2014[36]）。因此，对于流动人口来说，改善家庭经济基础状况的方式是通过花费大量时间过度劳动、参与培训和社交提升人力资本和社会资本来实现的（郭凤鸣等，2020[37]；梁海兵等，2021[38]）；同时也造成了影响身体健康、婚姻家庭关系稳定等问题，不利于良好生育环境的形成。女性流动人口还面临着就业歧视、母职惩罚、家庭照料困难的经济问题以及由于非正规就业以及居留经历短带来的缺乏生育补贴和保健服务、孕娩地变动等医疗卫生和社会保障方面的问题（石人炳等，2018[39]；邓金虎等，2017[40]）。就业和居留时长属于流动人口个人特征并不直接影响生育，可以通过工具变量的方式纳入模型。因此，根据现有的理论和实证研究，本文提出在研究家庭经济基础对女性流动人口生育二孩的影响，还应该考虑“生存-生育冲突”和“双重迁移”两方面的影响机制。

（一）“生存-生育冲突”

从精力分配论的角度出发，个体在劳动力市场中获取的经济回报是由付出的时间和精力的分配决定的（Becker，1985）[41]。而女性在选择生育后会因怀孕、生产减少工作上的投入甚至中断工作，不利于人力资本的持续积累；而在子女出生后，又因照料子女减少工作以及社交活动，因此职业晋升和收入都会受到影响，劳动参与回报率较低由此产生母职惩罚效应。也正因如此，在就业市场中女性育龄从业者容易受到职场歧视，而女性在遭遇就业、升职的不公平对待后又进一步影响了人力资本收益，降低收入水平（肖洁，2017）[42]。於嘉等（2014）[43]利用中国健康与营养调查跟踪数据，分析了生育对中国女性收入的影响，发现每生育一个孩子会导致女性收入下降7%左右，而且这一消极作用与子女数量呈正相关。另外，从多重家庭均衡理论的角度来看，25～39 岁女性既处于自身职业发展的关键时期，在社会上面临提升人力资本积累水平和劳动力市场竞争的压力；又处于自身生命周期的生育旺盛期，在家庭中要承担生育、照护子女和家庭的双重责任。根据上述机制，对于生育旺盛期女性流动人口来说生育二孩带来的生存冲突是存在的：在家庭经济基础相同的情况下，收入越高的女性会面临“生育代价”更高的威胁从而减少生育二孩的可能性。

（二）“双重迁移”

双重迁移指的是流动人口城乡迁移和家庭化迁移同时发生的迁移形式（李强，2012）[44]。在新迁移经济学理论中，Stark & Taylor（1991）[45]曾提出过在流动人口的家庭化迁移决策中，会将流动过程中的收入先后与原来流出地区的家庭和流入地的家庭进行对比，而当收入差距过大时会产生相对剥夺感，并选择通过某些方式来改善所处环境（胡军辉，2015）[46]，例如减少生育以降低生活开支。郝翠红（2018）[47]也在研究中指出家庭化迁移面临抚养未成年子女、照顾老人等多种问题，对流动人口的就业、工作时间以及收入产生影响。张丽琼等（2017）[48]在分析了家庭化迁移对不同性别的影响后指出，相比于男性来说，女性流动人口就业概率和稳定性都会受到显著的负向影响。根据上述机制，对于乡城女性流动人口来说，家庭式迁移带来的不利条件是存在的：在家庭经济基础相同的情况下，处于家庭式迁移的女性会减少生育二孩的可能性。

四、研究设计

根据以往研究和理论分析，本文对已婚女性流动人口生育二孩影响因素探究将主要以家庭经济情况、工作强度以及亲属照料为核心变量搭建Probit回归模型，并控制个人特征、家庭特征、流动特征和地区差异特征。在此基础上，进一步探讨生育旺盛期与非旺盛期女性流动人口、乡城与城城女性流动人口的异质性特点和影响机制。

（一）模型设定

式（1）中Second_childi为二值被解释变量，用来表示个体是否生育第二个孩子；解释变量中核心解释变量为Familyincomei表示衡量家庭经济状况的全家月收入；Workhoursi为女性周工作时长衡量工作强度；Kidcarei为二值变量，表示是否有家人提供幼儿照料，并与女性周工作时长形成交互项Workhoursi·Kidcarei；Πi表示控制人口学变量；Provi为地区效应控制变量。β0、β1、β2、β3、β4、β5、β6为待估计系数或系数向量，εi为随机扰动项，变量定义如表1所示。

表1 主要变量定义

（二）数据描述

本文数据采用2018年全国流动人口卫生计生动态监测调查数据，该调查是由国家卫生健康委员会按照随机原则在全国31个省（区、市）和新疆生产建设兵团流动人口较为集中的流入地抽取样本点开展的抽样调查，并以在流入地居住一个月及以上非本区（县、市）户口的15周岁以上流入人口作为调查对象。调查的主要内容涵盖了家庭成员与收支情况、就业情况、健康与公共服务等内容，调查结果对全国和各省均具有代表性。

2015年10月我国全面二孩政策实施，在2016～2017年经历生育潜能的释放期，研究这一时刻的生育数据可以揭示更丰富的信息。而江浙沪地区作为我国经济最发达的地区之一吸引了大量的流动人口，样本覆盖面广，代表性强，能够为高流动社会人口结构变化提供具有借鉴意义的地区经验。因此本文选取了流入地为江苏、浙江以及上海的已婚且处在15～49岁生育年龄段的女性对影响其生育二孩的有关社会经济因素进行分析。在剔除数据缺失的样本之后，本文最终整理得到了8 295份微观样本。从表2结果可以看出，其中有49.1%生育二孩，选择这一样本对生育二孩影响因素进行分析具有一定的普遍性和可信度。通过对数化和缩尾处理过的核心解释变量家庭月收入均值为9.134，标准差小离散程度较小也具有研究意义。周工作时长和亲属幼儿照料离散程度稍大，因其分别反映了女性生存压力和流动人口的亲属幼儿照料情况，离散程度高说明已婚女性流动人口在这两方面结构的复杂性特点，符合“广覆盖”的研究目的，另外在对其他人口学、流动特征以及地区变量进行控制的情况下，离散程度对模型的影响是十分有限的。人口学控制变量中，年龄分布在18～49 岁均值为33.970，初婚年龄分布在13～46岁均值为23.174，受教育年限分布在0～19年均值为9.875，离散和差异程度均符合已婚女性流动人口基本情况，能够为后续提取生育旺盛期女性研究时提供参照。在流动特征控制变量中，医疗保障覆盖范围为37.6%，省内流动占14.6%，符合以往流动人口保障水平较低、以省外流动为主的研究结果。综上，本文所选样本数据可靠、准确，具有研究和推广性价值。

表2 描述性统计表

五、回归分析

（一）Probit基准回归模型

为了研究家庭收入和工作强度对育龄女性流动人口生育二孩的影响，本文首先以所有育龄女性流动人口为观察样本，以是否生育二孩为被解释变量，以家庭月收入和周工作时长为核心解释变量，同时选取年龄、年龄平方、初婚年龄、受教育年限、医疗保障以及本次流动范围等个人、家庭以及流动特征变量作为解释变量，并以省级地区虚拟变量的形式对固定效应进行控制。本文首先采用Probit 方法对基准模型进行估计。从表3 的模型估计结果（1）中可以看出：核心解释变量家庭月收入的边际效应系数显著为正，表明家庭月收入对数每上升1 会引起育龄女性流动人口生育二孩可能性提升0.100；周工作时长的边际效应为负，表明周工作时间的上升会引起生育二孩水平的下降；而亲属幼儿照护解释变量在基础模型中并不显著，但是在加入与周工作时间的交互项后，在模型（2）中幼儿照护的系数和边际效应显著为正，交互项显著为负，这表明在其他情况一致时有亲属提供幼儿照护的女性生育二孩的可能性越高；而且在均有亲属幼儿照护且其他变量相同的情况下，周工作时间越长依然越不利于女性生育二孩可能性增加。其他解释变量的估计结果均通过显著性检验并且基本符合以往研究结果：年龄对生育二孩呈现出一定“倒U”型变化趋势；初婚年龄延后、受教育年限延长对生育二孩有负向影响，主要是因为女性晚婚晚育会对生育数量产生负向影响，而且随着女性受教育水平的提高，更加注重对子女质量的要求而非追求数量也会抑制生育二孩的可能性。医疗保障显著为负，则说明在流入地享有医疗保障的女性具有较高社会保障水平的预期，从而抑制以“养儿防老”心理为主导的生育行为。相比于江浙沪地区省外流动人口，省内流动人口周围环境的经济发展水平更高，受到第二次人口转变趋势影响更为深远，因此也更出现少生优生的生育模式。

表3 Probit回归基准模型系数表

结合以上结果，表明了高水平的家庭收入会增加生育二孩的可能性，但是本文认为基准模型的回归结果有可能受到内生性问题的干扰。首先在生育二孩之后，家庭成员基于未来家庭生活压力增加的顾虑，更努力地提高全家收入；这使得解释变量与被解释变量之间存在双向因果的关系。其次本文纳入多个控制变量，对个人特征、家庭特征、流动特征以及省际地区特征进行控制，但从理论上看仍然存在遗漏变量的可能性，因此需要对模型的内生性问题进行检验和估计。

（二）IVProbit回归模型

在解决Probit 模型内生性问题时，主要有最大似然法和两步法两种IVProbit 方法。在计算时，最大似然法引入工具变量后将内生变量的联合概率密度函数进行分解，得到样本数据的似然函数后进行最有效率的最大似然估计。此方法虽然最具效率但仍会出现计算不易收敛的问题。因此常有学者选择纳入工具变量的两步法估计（王宇、翟振武，2022[49]；刘斌等2022[50]），即通过OLS回归得到残差作为工具变量的一致估计，再以残差代入Probit模型得到变换后的系数（陈强，2014[51]；袁薇，2018[52]）。

基于此，本文选择使用STATA 软件IVProbit 命令中的两步法回归，并选取合适的工具变量进行建模。根据以往研究，非正规就业会对流动人口的教育和培训机会、晋升机会、社会保障权益等方面造成限制，弱化其在劳动力市场中的竞争力（王春光，2006）[53]。而且从人力资本的角度出发，通过在一个地方连续较长的工作时间可以帮助流动人口积累工作技能、工作经验和工作业绩，收入水平将会显著提升（杨菊华等，2016）[54]。因此本文提出选择“被调查者是否属于正规就业群体”①将有固定雇主的雇员且参加城镇职工医疗保险、雇主和自营劳动者识别为正规就业以及“被调查者是否在流入地居留5年及以上”作为工具变量。一方面，是由于正规就业以及在流入地长期流动会对家庭收入存在正向影响，满足工具变量的相关性；另一方面，就业类别以及流动时长对是否生育二孩不存在直接影响，满足工具变量的外生性。本文使用IVProbit模型进行估计的结果见表4和表5。

表4 IVProbit 估计第一阶段回归结果

表5 IVProbit 估计第二阶段回归结果

从表4结果可看出，正规就业和长期居留作为工具变量与家庭月收入成正比且具有较强的解释力度，表明正规就业和长期就业的女性已婚流动人口对应的家庭收入更高，符合本文的研究预期。从表5 的结果可看出，Wald 检验值在1%水平上显著，说明在1%水平上认为家庭月收入为内生解释变量。家庭月收入系数的估计值显著为正，表明在考虑了模型内生性问题后，高家庭月收入对生育二孩可能性的促进效应依然存在；其他解释变量的估计结果与基准模型同样没有实质性差异，说明本文基准模型设定的稳健性。

但是在对比表3和表5的系数值时，可发现家庭月收入变量的系数由在5%水平上显著的0.100上升到在1%水平上显著的1.264；工作时长变量的系数由-0.002下降到-0.004；亲属幼儿照料变量的系数由1%水平显著的0.619下降到5%水平显著的0.354。说明在忽略内生性问题的情况下，如果使用一般Probit模型进行估计，将低估高水平家庭月收入对生育二孩可能性提高的正向影响程度，并且也低估了长时间工作时长对于生育二孩可能性降低的抑制作用程度，同时也高估了亲属幼儿照料变量的正向作用。

在表6 的检验结果中，过度识别P 值大于0.05，说明不拒绝原假设“H0：所有工具变量均为外生”；弱工具变量P 值均在1%水平上显著，说明应拒绝原假设“H0：内生变量与工具变量不相关”。因此本文所选取的工具变量满足外生性和相关性的条件。

表6 过度识别与弱工具变量检验

（三）异质性分析

在以所有育龄女性流动人口为观察样本的回归结果中，证实了高家庭月收入对生育二孩的正向作用。在将正规就业和长期居留作为工具变量后，结果也依然显著。本文将继续对观察样本进行分组回归，并对结果的异质性进行分析。

1.生育旺盛年龄群体、其他年龄群体与全样本群体

在表7 中显示采用IVProbit 模型对比生育旺盛期（25～39 岁）、其他年龄及所有育龄女性流动人口的结果。可看出家庭收入对生育旺盛年龄女性流动人口生育二孩的影响显著为正，但对其他年龄并不显著，这一结果表明高收入能够对生育旺盛年龄女性流动人口生育二孩产生正向激励效果；周工作时长对两个群体生育二孩可能性均有负向效果，在生育旺盛期更为显著；而亲属幼儿照料以及亲属幼儿照料与工作时长交互项在生育旺盛年龄女性样本中不显著，说明是否有亲属幼儿照料对生育旺盛年龄女性生育二孩的影响较弱，但对其他年龄组来说没有亲属幼儿照料会降低生育二孩的可能性。

表7 生育旺盛年龄群体、其他年龄群体与全样本群体对比

2.乡城流动群体、城城流动群体与全样本群体

表8中显示的是采用IVProbit 模型对比农村（户口为农业、农转居）向城市流动和城市（户口为非农业、居民以及非农转居民）向城市流动以及所有育龄女性流动人口的结果。可以看出家庭月收入对乡城和城城女性流动人口生育二孩的影响均显著为正，但是相比于全体样本，城城流动群体系数更高，乡城流动群体系数较小；这一结果表明高收入对城城女性流动人口生育二孩的激励效果更显著；周工作时长对在两个群体生育二孩可能性均有显著负向效果，但是在城城群体中的反作用更大；而幼儿照护在两个群体中均不显著，但是幼儿照护与工作时长交互项在乡城流动女性样本中显著性水平更高且系数更大；说明是否有亲属幼儿照料对于乡城流动女性样本生育二孩可能性的影响更大，但在同等情况下，周工作时间长对降低城城流动女性生育二孩可能性的影响更大。

表8 乡城流动群体、城城流动群体与全样本群体

（四）影响机制分析

在对样本进行异质性分析之后，本文发现生育旺盛期和非旺盛期女性以及农村和非农户口女性流动人口生育二孩可能性的影响机制存在显著差异。因此本文将结合理论部分中提到的生存-生育冲突机制以及双重迁移机制进行讨论，并将以上两类样本代入分析。

1.生存-生育冲突影响机制

在前文提到的关于生存-生育冲突影响机制的研究中指出，由于女性会因为生育出现惩罚效应导致收入降低、弱化家庭和社会地位；而生育旺盛期（25～39 岁）又是女性在职场中投入回报率最高的时期，因此会使得女性主动降低生育数量，并将精力投入在工作和个人人力资本提升中。基于此考虑，本文将调查数据中女性个人月收入进行取对数和缩尾处理后纳入模型并与家庭月收入生成交互项。使女性月收入分别与正规就业和长期居留工具变量交互后纳入工具变量，同时控制其他变量观察生存-生育冲突影响机制。通过表9的结果发现在全样本和生育旺盛期女性样本中家庭月收入和女性收入的正向激励效果显著，但是交互项显著为负，说明在同等家庭月收入水平下女性收入越高，生育二孩的可能性越小。也说明了在家庭收入水平不变的情况下，生育旺盛期女性流动人口在面对生育二孩选择上存在显著的生存-生育冲突机制。而对比全样本系数可以发现，生育旺盛期女性在家庭月收入和女性月收入增加的条件下，生育二孩可能性更高。

表9 生育旺盛年龄群体、其他年龄群体与全样本群体对比

2.双重迁移影响机制

在家庭化迁移和城乡迁移同时发生的“双重迁移”情况下，女性流动人口不仅因为要承担家务劳动在就业选择上受到限制，甚至在家务劳动影子价格更高时可能会选择放弃就业；而且在乡城流动和城城流动的相比之下，乡城流动更容易产生收入的相对剥夺感和居留压力，对生育二孩的家庭决策产生负向影响。梁同贵（2016）[55]引用“中断效应”①“中断效应”（Disruption Theory）认为迁移流动会导致夫妻分离，或者在流入地新的社会环境中受到经济、生理和心理等压力的影响，使流动人口无暇顾及或不愿意在此阶段生育。分析了上海市乡城流动人口生育间隔，发现流动确实延长了生育间隔，降低了生育水平。因此，本文也认为流动人口的家庭化迁移是影响其生育二孩的重要因素之一。本文将调查问卷中“第一个子女现居住地为本户或本地”的样本记为1，其他样本记为0并以此作为衡量流动人口的家庭化迁移的变量。将其与家庭月收入形成交叉项，与正规就业和长期居留工具变量交互后纳入模型，并控制其他变量观察双重迁移的影响机制。通过表10 的结果发现在乡城流动女性样本中家庭月收入和家庭化迁移的正向激励效果显著，但是交互项显著为负，说明在同等家庭月收入的情况下，家庭化迁移的乡城女性流动人口生育二孩的可能性越小，体现了双重迁移影响机制对生育二孩的显著负向效应。

表10 乡城流动、城城流动与全样本群体对比

（五）稳健性分析

本文通过替换工具变量和剔除部分样本的角度对基准模型的稳健性进行检验。

1.替换工具变量

本文使用“被调查者是否属于正规就业群体”以及“被调查者是否在流入地居留5 年及以上”作为工具变量，对家庭月收入的影响进行调节。而已有研究也提出流动人口外出打工以及未来长期居留在流出地也会对获得更多工作机会、提升人力资本以及家庭收入起到正向激励作用（罗恩立，2012[56]，米红等，2018[57]）。因此本文选择地模型中使用调查问卷中“今后一段时间，您是否打算继续留在本地”问题作为衡量居留意愿的变量，将“是”标记为1，“否”和“没想好”标记为0，替换前文中的“被调查者是否在流入地居留5年及以上”。替换后的结果如表11所示，家庭月收入和亲属幼儿照料结果显著为正，周工作时长和交叉项显著为负，这一结果与前文工具变量估计结果一致。

表11 稳健性检验结果表

2.剔除部分样本并采用聚类稳健标准误

根据现有的研究思路，本文剔除本次流动范围为“市内跨县”的222个样本，仅保留“跨省”和“省内跨市”的流动样本来缩小样本范围；同时，将家庭月收入进行高中低三个水平的分类进行聚类稳健标准误的检验。对基准模型重新进行估计的结果如表11所示，家庭月收入和亲属幼儿照料结果显著为正，周工作时长和交叉项为负，证明基准结果稳健。

六、结论与政策启示

本文选取2018年全国流动人口卫生计生动态监测调查数据中流入地为江苏、浙江及上海的15～49岁生育年龄段的已婚女性为样本，对影响其生育二孩的有关社会经济因素进行分析。主要关注能够通过生育支持政策改善的家庭月收入、周工作时间以及亲属提供幼儿照护三类变量，并以正规就业以及长期居留作为工具变量建立微观计量模型。从生育旺盛期与非生育旺盛期、乡城与城城流动的差异化角度对生育二孩可能性的异质性水平进行研究，并且通过对生存-生育冲突和双重迁移影响机制的角度，解释了我国当前在延长生育假、提供税收扣除等方面生育支持政策容易出现“孤岛效应”的原因。

本文实证结果发现：高家庭月收入、低女性周工作时长对生育二孩有显著的激励作用，而且如果不使用工具变量法，将会低估二者的正向作用，因此应在这两方面提供更多制度保障。同时也发现对生育旺盛期女性来说，亲属提供幼儿照料对生育二孩的正向作用相对较小；也说明了该群体已逐渐转变将家庭亲属视为幼儿照料唯一责任主体的观念，可以选择通过社会化幼儿照料服务等途径缓解女性和家庭在幼儿照料中的压力（程杰等，2022）[58]。最后通过对生育旺盛年龄群体和乡城流动群体的异质性研究发现，两类群体分别受到生存-生育冲突和双重迁移机制的影响，仅通过对家庭月收入调节生育二孩可能性的效果并不明显，需要在此基础上出台更多降低“生育代价”以及家庭化迁移压力的配套政策，探索建立普惠式、社会性别平等式的生育政策支持体系。

本文实证研究结论为生育支持政策调整提供的政策启示可以从三方面进行概括：首先，从全体视角出发，在经济层面上出台针对已婚流动人口家庭的生育支持政策；在社会层面上推行更便利的多元化幼儿托育服务，减轻流动人口家庭普遍面临的因生育和幼儿照料带来的经济和社会压力。例如为育儿家庭发放家庭津贴、粮副食品消费券、幼儿照护以及家务服务时长券等福利补贴，实现生育和照料的责任由家庭、市场和国家共同分担。在强调家庭责任的同时，通过市场有效供给托育资源、国家落实福利待遇的制度化手段建立生育友好型社会。

其次，从个体差异的角度出发，由于生育行为的外部性，应保障职场女性不因生育降低自身社会经济地位，从而消除生育意愿障碍，逐步缩小有子女和无子女在家庭压力以及女性个人发展上的差距。例如探索设定法定带薪孕产假、丈夫强制陪产假、家庭月收入30%-50%的育儿补贴等社会保障制度（陈红等，2023）[59]。通过提高性别平等的社会制度，改善和规范女性劳动力市场就业环境，降低入职性别歧视和工作强度。转变“内卷式”企业文化，鼓励企业建立完善的工作—家庭平衡劳动模式以及“家庭友好型”工作场所，将国家规定的生育休假和待遇保障机制内化到企业管理中去。

另外，通过精准识别乡城流动人口的家庭化迁移趋势，降低其在身份认同、社会融合、自我价值实现等方面的困难，从而弱化流动后社会经济压力对生育意愿和行为的抑制作用。应从推动城乡融合、人口均衡发展的角度出发，增强乡城流动人口生育支持政策可及性。例如为其提供更优质的子女教育服务、集中照护、家庭租住房优惠、育儿指导服务等多维政策保障。在育龄女性群体中大力宣传生育支持政策的补贴力度，增加流动人口对各地区政策的了解。在办理过程中对有关手续和流程简化处理，并且由相关部门通过大数据进行资历审查，为有需要的家庭提供“补缺式”和“托底式”的生育支持。

最后，针对女性流动人口来说，在流入地获得长期居留并从事正规就业有利于其获得生育保险、医疗保障等多方面的社会保障待遇。但是鉴于女性流动人口倾向于在服务业就业并且以灵活就业为主，一直以来在流入地享受到的保障水平十分有限，而且还容易受到产假延长带来的失业风险。因此本文提出应从降低生育成本、减少社会分化的角度出发，扩大生育保险的覆盖范围，为所有女性提供单独型城乡基本生育保险，以生育责任由社会共担的方式为高脆弱性群体减少生育障碍。例如探索逐步提高生育津贴和生育保险的标准以及延长领取期限，探索产后恢复项目纳入生育保险支付范畴。增加生育对于女性个人和家庭的效用，提供长期增长的社会福利，并且可以减轻女性生育损伤，营造生育友好的社会氛围。

目前我国正处于第二次人口转变时期，非婚生育、未婚生育在现阶段也已逐步得到认可①四川卫健委2023年2月15日施行的《四川省生育登5记服务管理办法》明确取消了对生育登记对象是否结婚的限制条件。，在未来的生育政策调整中应该更加关注多元化的生育环境。因此本文提出应以试点探索的形式开放非婚女性采取人工辅助生育的技术，并提供医保补贴；同时在全国建立规范合法的精子库、卵子库，保护广大女性的生育权和生育力。缓解单亲家庭女性、流动人口女性及其他弱势群体女性在育儿过程中的压力，助力其家庭早期的托育、养育和教育的发展过程。