人口城镇化对青年初婚初育间...DS2016数据的实证研究_方芗.pdf
《人口城镇化对青年初婚初育间...DS2016数据的实证研究_方芗.pdf》由会员分享,可在线阅读,更多相关《人口城镇化对青年初婚初育间...DS2016数据的实证研究_方芗.pdf(11页珍藏版)》请在咨信网上搜索。
1、广东青年研究国家治理与青年发展2023 年第 1 期第 37 卷(总第 128 期)人口城镇化对青年初婚初育间隔的影响 基于 CLDS2016 数据的实证研究方芗周玉娇(中山大学社会学与人类学学院,广东广州510275)【摘要】目前对城镇化过程中 18 35 岁青年生育率下降的讨论主要关注孩子数量,而较少关注生育时间。本文利用 CLDS2016 数据分析人口城镇化过程对青年群体婚育间隔的影响,将城镇化类型划分为农村本地人、迁移流动者、政策性“农转非”、选择性“农转非”以及城市本地人 5 个类别,在对婚育间隔进行多元线性回归分析的基础上探讨调节变量的作用,并使用倾向值匹配法做稳健性检验。结果表明
2、:相较于农村本地人,迁移流动者、选择性“农转非”群体以及城镇本地人这 3 类群体的初婚初育间隔更长;初婚年龄越晚,家庭收入越低,青年群体的城镇化,将使其婚育间隔更长;在考虑样本选择性偏差问题后,农村人口流向城市依然会使婚育间隔延长。青年群体的乡城流动间接导致其生育率下降,应出台相应政策保障青年流动人口在流入地的福利待遇,缓解其经济、心理压力,促进人口的长期均衡发展。【关键词】人口城镇化初婚初育间隔CIDS2016 数据倾向值匹配收稿日期:2022 12 30作者简介:方芗,中山大学社会学与人类学学院副教授,博士,主要研究环境健康风险社会认知、科学技术与环境、能源与环境风险治理等;周玉娇(通讯作
3、者),中山大学社会学与人类学学院博士研究生,主要研究环境社会学、生育。一、引言人口转变理论认为,在工业化、城市化完成之后的“后工业化”时期,传统型的人口再生产将会向以“低出生率、低死亡率和低自然增长率”为特征的现代人口再生产类型转变。随着城市化进程的加速,我国人口逐步向这一阶段靠拢。从个体的角度来看,18生育率的下降表现为孩子数量的减少和生育间隔的延长。1990 2017 年,我国育龄妇女平均初婚年龄推迟 4 岁多,从 21.4 岁提高到 25.7 岁;女性平均初育年龄从 2000 年的 24岁提高到 2010 年的 26.65 岁,2015 年城市女性初育年龄更是提升至 29.06 岁。当生
4、育时间推后、生育间隔延长,生育数量必然会下降。在低生育率时代,这种影响将更加严重。第七次全国人口普查数据显示,2020 年我国出生人口为 1 412 万人,比2019 年全年出生人口的 1 465 万人减少了 53 万人,总和生育率已经降至 1.3,中国进入低生育水平的趋势已经日渐明显。青年人口作为生育主力,他们的生育行为将会影响中国人口发展的总体趋势1。许多学者认为“少子化”是现代社会无可避免的趋势,目前关于青年生育率的研究仍然集中在对生育数量的讨论上,对究竟这个过程机制是如何产生的这一问题,尚未有充分论述。随着城镇化进程和户籍制度改革,我国正在进入“大流动时代”。第七次全国人口普查数据显示
5、,我国2020 年流动人口规模已达到3.76 亿人,有63.89%的人口居住在城市。流动人口规模在快速扩张的同时,其人口结构也在发生变化,青年人口逐渐占据了主体地位。根据 2017 年流动人口动态监测数据,乡城流动人口的平均年龄为 36 周岁,其中超过一半的人为 15 35 岁青年2。中国城乡户口二元体制导致人口从农村流向城市的过程中出现大量“人户分离”的现象,常住人口城镇化是一种不完全的城镇化,以青年群体为主的流动人口生育观念也受到了来自城乡的二元影响。因此,关注这部分群体的生育间隔有利于探究当前社会低生育率问题的成因。基于此,本文利用 CLDS2016 年数据,根据户口性质和居住类型将 1
6、8 35 岁的青年人口划分为农村本地人、迁移流动者、政策性“农转非”、选择性“农转非”以及城市本地人 5 个类别,以此来分析不同青年群体中的生育间隔差异,探究在户口城镇化过程中生育维度是如何被影响的。二、文献综述关于生育时间属性的研究可划分为宏观层面和微观层面两个类型。微观层面多从个体层面探究影响初婚初育间隔的因素,以生育主体育龄妇女作为研究对象,包括对其个体特征(如年龄、婚龄、受教育程度和职业类型)、家庭背景(如是否与父母同住和父母受教育程度)以及生育观念(如性别偏好和理想子女数)这 3 个类型因素的探究3。宏观层面的研究则主要体现为初婚初育间隔的变动趋势以及社会转型因素的作用。学者利用各种
7、口径的数据以及测量方法,对中国初育间隔的变动进行了测算。“五普”数据表明,育龄妇女初婚初育间隔较短,近七成妇女在婚后一年半内生育4。而在“六普”数据中,平均生育年龄较“五普”数据推迟 1.89 岁,为 26.24 岁;初婚初育间隔亦增加了0.11 0.27 年,为 3.72 3.88 年5。生育间隔的延长受很多因素的影响,主要表现为社会转型力量的驱动。社会变迁过程必然会引起婚姻、生育形式的转变,城镇化的迅速蔓延伴随着低生育率特质6。20 世纪 40 年代、50 年代,西方人口学者就已经注意到城乡的生育时间及数量差异7,从时间上来看甚至可以追溯到 18 至 19 世纪的欧洲地区。随着乡村人口向城
8、市迁移,新的差28异便产生了。人们认为,造成城乡生育率差别的因素之一是城市比农村更容易获得现代避孕技术,以及让一系列限制生育的措施发挥作用,只有当人们想要寻求自身发展时才会主动限制子女数量8。城市化进程加速导致更多的农村人口向城市流动,他们既保留农村的生育观念又受惠于城市现代性避孕技术,且更有可能为了自身的发展而限制生育,如此就可能会影响城乡生育行为,这正是本文探讨的问题。与二孩生育间隔不同,夫妇生育第一个孩子的时间基本不受生育政策影响。尽管1980 年的 婚姻法将法定婚龄往后推延 2 岁,但并未限制初婚后的初育间隔。因此初婚初育间隔可以由家庭自行决定,这个指标在一定程度上可以客观反映社会变迁
9、因素对婚育模式的影响。由此可见,中国的生育率下降并非仅受生育政策的影响,和其他国家一样,社会转型也起到了作用9。由于本文旨在探究城镇化因素对生育间隔的影响,为了降低生育政策因素的干扰,将初婚初育间隔作为研究变量。我国的城镇化区别于其他国家的地方在于,人口城镇化更多表现为户籍的城镇化。二元户籍制度在很长时间内限制了人口的迁移流动,并造成大量的“人户分离”现象。1958 年正式确定的户口制度,严格限制了农民迁移到城市,城乡人口流动几乎停止,直至 1978 年后户口制度才逐步放松,农村人口获得向城市迁徙的权力10。正是由于这种独特的户口制度,中国的城市人口主要由 3 部分构成:本地人口(拥有本地户口
10、)、永久移民(户口由农村转向城市)和流动人口(无本地户口)11。总的来说,以往研究多从个体层面探究影响初婚初育间隔的因素,在这些研究中户籍被简单地划分为农村户口和城镇户口,通常认为城市育龄妇女的初婚初育间隔要长于农村12,但其忽略了我国城镇化过程是一种非正规城市化过程 由城市中的暂住人口而非城镇人口的快速增长推动城市化的发展13,这种城镇化过程的生育间隔变化仅把城镇与农村进行简单的二元划分是远远不够的。因此,本文将在这些研究的基础上,根据我国独特的户口制度,将城镇化类型按照户籍城镇化的方式划分为 3 类:本地户口(包括农村和城市)、永久移民(农转非人口)以及流动人口,以进一步探讨人口城镇化对初
11、婚初育间隔的影响。三、方法与数据(一)数据说明本文采用 2016 年中国劳动力动态调查(CLDS)数据开展研究。CLDS 聚焦于中国劳动力的现状与变迁,内容涵盖教育、工作、迁移、健康、社会参与、经济活动、基层组织等众多研究议题,是一项跨学科的大型追踪调查。CLDS 的样本覆盖了中国 29 个省市(除港澳台、西藏、海南外),具有全国代表性;调查对象为样本家庭户中的全部劳动力。在抽样调查方法上,本文采用多阶段、多层次与劳动力规模成比例的概率抽样方法,最终得到 20 237 个样本。生育间隔按照孩次可以分为初婚初育间隔、一二孩生育间隔、二三孩生育间隔、三孩及以上各孩次生育间隔等类型14。参考 中长期
12、青年发展规划(20162025 年)及以往研究,并出于对婚育年龄的考虑,本文将青年群体的年龄限定为 18 35 周岁,在对38各个变量的缺失值及奇异值进行处理后,最终得到 2 404 个有效样本。(二)变量设置1.因变量本文的因变量为初婚初育间隔,即受访者第一次结婚和生育第一个孩子的时间间隔。由于 CLDS 问卷设置中没有初育时间这一变量,因此本文通过家庭问卷中的“第 N 个家庭成员与被访者之间的关系”这一系列问题进行筛选,得出被访者的全部子女信息,再根据被访者长子(长女)的出生年来计算受访者的初育时间,并将其与初婚年这一变量进行差值得到初婚初育间隔。由于无论被访者子女的年龄还是初婚年龄都仅精
13、确到年,因此本文构造的因变量也以年为单位。2.自变量本文对人口城镇化类型这一变量的构造参照 Luo Meng Sha 和 Ernest Wing Tak Chui 的做法15,大体上可以划分为 3 个类型:本地户籍人口、迁移流动者以及“农转非”人口。本地户籍人口指户口在农村(城市)且本人也留在农村(城市)的人口,具体分为农村本地人和城镇本地人;迁移流动者指迁移到城市但其户口仍然留在农村的人口;“农转非”人口指户口类型原本为农业户口,通过某种途径将户口类型转变为非农业户口的人口。相较于“农转非”人口,迁移流动者的门槛较低,通常从事城市本地户籍人口所不愿意从事的职业。由于迁移流动者在城市进行一段时
14、间的职业劳动后可能会返回家乡,其生育行为和“农转非”人口可能存在较大区别。根据以往的研究,“农转非”的途径有两种,一种是政策性“农转非”,另一种是选择性“农转非”16。政策性“农转非”是通过征地、移民安置或家属随转而转变为城市户口,选择性“农转非”则是农村户口的受访者通过升学、参军、招工、提干、购房等方式将户籍转变为城市户口。政策性“农转非”人口作为被政府关注的群体,脱离其自身能力实现户籍转变,大多不具备人力资本上的优势。而选择性“农转非”人口是被各类选拔政策筛选出来的精英,更有机会获取较好的经济、社会以及经济资本,进入城市的优势部门。选择性“农转非”人口的生育行为与其他流动人口存在较大差异。
15、根据CLDS2016 数据中对“您获得非农业户口的主要原因”这一问题的回答,本文将“升学”“参军”“工作”“转干”“购房”视为“选择性”渠道,将“征地”“家属随转”和“户口改革”视为“政策性”渠道。因此人口城镇化类型可以划分为 5 类:农村本地人、迁移流动者、政策性“农转非”、选择性“农转非”以及城镇本地人。根据这些类型,我们筛选出 2 404 个有效样本,其中农村本地人有 1 415 人(58.86%),迁移流动者有472 人(19.63%),政策性“农转非”有 146 人(6.07%),选择性“农转非”有 67 人(2.79%),城镇本地人有 304 人(12.65%)(见表 1)。3.控
16、制变量通过文献梳理,本文将影响初婚初育间隔的个人特征要素(性别、年龄、初婚年龄)、影响生育决策的资源要素(包括受访者的受教育程度、职业状况、家庭收入对数)以及市场化程度的省级差异作为控制变量纳入估计方程之中。在对个人特征的变量处理过程中,本文将性别做虚拟变量处理(0 表示男性,1 表示女性),受访者的年龄被限制在 18 35 岁区间,并进行平方处理;对初婚年龄 15 岁及以下的处理为缺失值。在对影48响生育决策的资源处理中,本文将受访者的职业划分为体制内工作和体制外工作,并做虚拟变量处理(0 表示“体制外工作”,1 表示“体制内工作”)。受访者的家庭收入则在1%99%的缩尾处理后做了对数变换,
17、而受教育程度在本研究中被视为连续变量,总共有 1 14 级。市场化程度的省级差异作为一个宏观指标,城市的市场化程度会影响人们的收入,进而影响生育等各个家庭行为。因此本文根据樊纲和王小鲁等人所测算的市场化指标来测量,该指标表示各省经济发展水平的区域差异,范围从 0 到 10,得分越高的省份发展也越好,为了与 CGSS2015 数据匹配,我们采用了 2015 年市场化总指数来进行分析17。表 1变量描述性结果变量农村本地人口迁移流动人口选择性“农转非”人口政策性“农转非”人口城镇本地人口初婚初育间隔1.29(6.67)0.31(5.24)1.48(2.26)0.95(1.45)1.27(2.35)
18、个人特征女性61.4860.1767.1250.7557.57年龄29.65(3.81)30.22(3.54)31.29(3.15)30.51(3.51)30.85(3.09)初婚年龄22.4(3.14)22.79(3.02)24.6(2.92)24.54(2.81)24.89(3.02)生育决策资源受教育程度3.54(1.78)4.06(2)6.77(2.51)5.55(2.57)7.14(2.35)无工作23.252513.0117.9115.46务农27.6312.920.6810.451.64体制内工作4.818.0529.4514.9338.82体制外工作44.3154.0356.8
19、556.7244.08家庭年收入55456.34(65939.19)72878.6(78889.75)112093.9(133650.9)140791(187144.9)119964.3(162243.7)宏观环境市场化指数7.17(2.03)6.66(2.79)7.25(2.22)7.98(2.09)7.23(2.1)样本量141547214667304注:除类型变量性别、职业类型报告百分比外,其余连续变量均报告了均值,括号内表示的是标准差。表 1 列出了五类受访者的描述统计数据,可知政策性“农转非”群体的初婚初育间隔最长,其次是不发生流动的两个群体 农村本地人和城镇本地人,但农村本地人存在
20、婚前生育的情况,选择性“农转非”群体次之,迁移流动者初婚初育间隔最短,并且婚前生育情况较多。变量描述性结果整体上呈现出 W 型曲线的特点。从总体上看,这与之前的研究相似,城市本地居民的生育决策资源非常富裕,他们的受教育程度和体制内工作占比最高,且家庭收入也仅低于政策性“农转非”群体,或许由于受教育程度较高,他们的初婚年龄也是最大的;农村本地人则几乎拥有最差的资源,相较其他群体,其初婚年龄最小、受教育程度最低、家庭收入最低、体制外工作占比最高;在乡城流动的三58类群体中,迁移流动人口的生育决策资源是最差的,政策性“农转非”群体的家庭收入最高,选择性“农转非”群体的受教育程度最高,且体制内工作的占
21、比也是最大的。(三)研究方法本文采取描述性统计分析,比较五类人口城镇化的受访者在初婚初育间隔、个体特征、生育决策资源以及宏观环境上的差异,以此获得五类受访者的总体信息;由于因变量为连续变量,本文在描述性统计分析的基础上运行一系列多元线性回归模型阐释人口城镇化对初婚初育间隔的影响,建立的回归模型如下:Y=+1urbanization+2iz2+3iz2+4iz2+(其中 i=1,2,3)因变量 y 表示初婚初育间隔,urbanization 表示自变量人口城镇化,z1表示控制变量组个人特征,z2表示控制变量组生育决策资源,z3表示控制变量宏观环境,为常数项,它表示当所有自变量取值为 0 时的因变
22、量估计值。1为对应自变量的回归系数,当其他自变量取值固定时,自变量每变化一个单位时对因变量估计值的变化量,为方程的残差值。本文认为人口城镇化对初婚初育间隔的影响存在初婚年龄、家庭收入以及受教育程度的调节作用,因此在基础模型中加入交互项来进行模型验证。Y=+1urbanization+1urbanization*ma+2urbanization*lnfr+3urbanization*edu+2iz2+3iz2+4iz2+(其中 i=1,2,3)urbanization*ma 为人口城镇化与初婚年龄的交互项,urbanization*lnfr 为人口城镇化与家庭收入对数的交互项,urbanizat
- 配套讲稿:
如PPT文件的首页显示word图标,表示该PPT已包含配套word讲稿。双击word图标可打开word文档。
- 特殊限制:
部分文档作品中含有的国旗、国徽等图片,仅作为作品整体效果示例展示,禁止商用。设计者仅对作品中独创性部分享有著作权。
- 关 键 词:
- 人口 城镇 青年 初婚 初育间 DS2016 数据 实证 研究
1、咨信平台为文档C2C交易模式,即用户上传的文档直接被用户下载,收益归上传人(含作者)所有;本站仅是提供信息存储空间和展示预览,仅对用户上传内容的表现方式做保护处理,对上载内容不做任何修改或编辑。所展示的作品文档包括内容和图片全部来源于网络用户和作者上传投稿,我们不确定上传用户享有完全著作权,根据《信息网络传播权保护条例》,如果侵犯了您的版权、权益或隐私,请联系我们,核实后会尽快下架及时删除,并可随时和客服了解处理情况,尊重保护知识产权我们共同努力。
2、文档的总页数、文档格式和文档大小以系统显示为准(内容中显示的页数不一定正确),网站客服只以系统显示的页数、文件格式、文档大小作为仲裁依据,平台无法对文档的真实性、完整性、权威性、准确性、专业性及其观点立场做任何保证或承诺,下载前须认真查看,确认无误后再购买,务必慎重购买;若有违法违纪将进行移交司法处理,若涉侵权平台将进行基本处罚并下架。
3、本站所有内容均由用户上传,付费前请自行鉴别,如您付费,意味着您已接受本站规则且自行承担风险,本站不进行额外附加服务,虚拟产品一经售出概不退款(未进行购买下载可退充值款),文档一经付费(服务费)、不意味着购买了该文档的版权,仅供个人/单位学习、研究之用,不得用于商业用途,未经授权,严禁复制、发行、汇编、翻译或者网络传播等,侵权必究。
4、如你看到网页展示的文档有www.zixin.com.cn水印,是因预览和防盗链等技术需要对页面进行转换压缩成图而已,我们并不对上传的文档进行任何编辑或修改,文档下载后都不会有水印标识(原文档上传前个别存留的除外),下载后原文更清晰;试题试卷类文档,如果标题没有明确说明有答案则都视为没有答案,请知晓;PPT和DOC文档可被视为“模板”,允许上传人保留章节、目录结构的情况下删减部份的内容;PDF文档不管是原文档转换或图片扫描而得,本站不作要求视为允许,下载前自行私信或留言给上传者【自信****多点】。
5、本文档所展示的图片、画像、字体、音乐的版权可能需版权方额外授权,请谨慎使用;网站提供的党政主题相关内容(国旗、国徽、党徽--等)目的在于配合国家政策宣传,仅限个人学习分享使用,禁止用于任何广告和商用目的。
6、文档遇到问题,请及时私信或留言给本站上传会员【自信****多点】,需本站解决可联系【 微信客服】、【 QQ客服】,若有其他问题请点击或扫码反馈【 服务填表】;文档侵犯商业秘密、侵犯著作权、侵犯人身权等,请点击“【 版权申诉】”(推荐),意见反馈和侵权处理邮箱:1219186828@qq.com;也可以拔打客服电话:4008-655-100;投诉/维权电话:4009-655-100。