住房公积金、城市定居与生育意愿——基于流动人口的调查分析

刘一伟

住房公积金、城市定居与生育意愿
——基于流动人口的调查分析

刘一伟

（武汉大学社会保障研究中心，湖北武汉430072）

住房公积金与城市定居作为影响家庭资源配置的重要因素，对流动人口生育意愿产生了重要影响。本文基于2013年中国七城市的调查数据，利用Logit模型与泊松回归模型，将城市定居分为定居意愿与城市购房两个维度，分析了住房公积金与城市定居对流动人口生育意愿的影响。研究发现，住房公积金与城市定居对流动人口生育意愿产生两种相反的效应：挤入效应和挤出效应，前者不仅提高了流动人口选择生育的概率，而且增加了流动人口生育子女的数量；后者在降低流动人口选择生育概率的同时，减少了流动人口生育子女的数量。此外，通过对住房公积金与城市定居意愿的交互分析发现，住房公积金弱化了城市定居意愿对流动人口生育意愿的挤出效应；但住房公积金与城市购房的交互作用只存在丈夫模型中，即住房公积金缓解了城市购房对丈夫生育子女数量的负向作用。结合研究得出的观点与结论，文章最后探讨了相关的政策启示。

公积金定居意愿城市购房生育意愿

一、研究背景

随着工业化和新型城镇化的快速发展，我国流动人口规模急剧扩大，根据国家卫计委2015年公布的《中国流动人口发展报告（2015）》数据显示，2014年流动人口约为2.53亿人，占全国总人口的五分之一。①国家人口和计划生育委员会流动人口服务管理司：《中国流动人口发展报告》2014年11月18日，http://www.nhfpc. gov.cn/xcs/s3574/201411/dc3ba043cbf74e2d8fe68000d4651505. shtml.流动人口的主力军是青壮年人群，大多处于人口再生产的旺盛期。②李丁、郭志刚：《中国流动人口的生育水平——基于全国流动人口动态监控调查数据的分析》，《中国人口科学》2014年第3期。因此，流动人口的生育意愿一直受到计生主管部门和社会各界的特别关注。

有学者认为生育是一种个人行为，但是在现代技术和社会政策下，生育行为已不再是“自发”或“随意”的，而是一种经过深思熟虑的决策结果。①顾宝昌等：《生育意愿、生育行为和生育水平》，《人口研究》2011年第2期。家庭经济学理论则认为生育是家庭生产的一种行为，该行为的目的是通过合理地配置家庭有限的资源，使家庭福利或效用实现最大化。②Gary S.，Becker H.，Lewis G.，“On the Interaction between the Quality of Children”，The Journal of Political Economy，1973，81（2）：279-288．李建民认为人们的生育意愿和生育行为是一种理性选择，这种理性的基础在于夫妇对于生育孩子收益和成本的判断,同时还表现在夫妇对于外部环境和条件变化能够做出及时的反应。③李建民：《生育理性和生育决策与我国低生育水平稳定机制的转变》，《人口研究》2004年第6期。所以在探究流动人口生育意愿时,要充分考虑影响其决策变化的社会、经济和政治等方面的因素。

众所周知，自20世纪90年代末开始，中国城镇尤其是大城市的房价持续快速增长，住房成本不断上涨，而流动人口的流动方向主要是从农村流动到城镇，在流入地没有房产情况下，房价的长期上涨势必对我国流动人口家庭资源的分配产生重要影响。一方面，无论是“租房”还是“购房”，住房作为影响流动人口家庭资源配置的核心因素之一，在流动人口生育决策过程中起到了不可估量的作用。有学者指出房价对出生率具有显著的负向影响，房价的过快上涨对流动人口生育行为具有明显的抑制作用，且这种作用远高于其他影响因素。④李勇刚、李祥、高波：《房价上涨对居民生育行为的影响研究》，《湖南师范大学社会科学学报》2012年第6期；易君健、易行健：《房价上涨与生育率的长期下降：基于香港的实证研究》，《经济学（季刊）》2008年第3期。另一方面，在中国城镇高房价的社会现状下，虽然流动人口有着在城市定居与购房的强烈愿望，⑤国家卫生和计划生育委员会流动人口司：《2015中国流动人口发展报告》，中国人口出版社2015年版，第177-187页。但同时又受到家庭资源的约束，使得流动人口处于“进退维谷”的境地，尤其是青壮年流动人口，可能面临着城市定居与生育的双重压力，这将对其生育意愿产生不可估量的影响。⑥肖昕茹：《大城市青年流动人口购房意愿及其影响因素分析——以上海为例》，《上海经济研究》2014年第8期。

令人欣慰的是，流动人口的住房问题已经进入国家政策议程，尤其是2005年以来，中央与地方政府纷纷出台流动人口（农民工）住房相关政策。⑦董昕：《中国农民工的住房政策及评价（1978-2012年）》，《经济体制改革》2013年第2期。2005年建设部、财政部、中国人民银行出台的《关于住房公积金管理若干具体问题的指导意见》，以及2006年国务院发布的《关于解决农民工问题的若干意见》都提出，“有条件的地方，城镇单位聘用进城务工人员，单位和职工可缴存住房公积金，其购买自住住房时，可按规定申请住房公积金贷款”。2007年建设部在住房公积金管理和使用工作的部署中也提出，“要将公积金制度覆盖范围逐步扩大到包括在城市中有固定工作的农民工在内的城镇各类就业群体”。

2013年7月到9月，在全国七城市开展了针对流动人口的调查，在调查的流动就业人员中，住房公积金参保率为18.14%，该制度不但为流动人口的住房保障提供了政策支持，还可能放松家庭资源的约束，从而对流动人口生育决策产生重要影响。鉴于此，本文旨在利用该次流动人口调查数据，分析公积金制度与流动人口生育意愿的关系，并考察公积金是否通过城市定居对流动人口生育意愿产生影响。本文剩余部分安排如下：第二部分是文献回顾；第三部分是数据、模型与样本的基本情况；第四部分是实证分析；第五部分结论与政策建议。

二、文献回顾

在中国特有户籍制度下，城市化带来一个人数众多的流动人口阶层，构成转型期社会第三元。⑧李彩霞：《城市经历与女农民工的生育意愿——对武汉市洪山区部分女农民工的个案访谈》，《江南大学学报（人文社会科学版）》2005年第4期。流动人口尤其是农民工的迁移与流动，对其生育意愿与行为产生一定的影响。西方人口学家针对人口流动迁移对生育意愿的影响提出了若干解释性理论，如选择理论、社会化(同化、适应)理论、干扰(中断)理论和分离理论等。①You H X.，Dudley L.，Poston J R.，“Are Floating Migrants in China Childbearing Guerillas：An Analysis of Floating Migration and Fertility”，Asia and Pacific Migration Journal，2004，13（4）：405-422．曹锐：《新生代流动人口的生育期望及其影响因素》，《西北人口》2012年第2期。这些理论认为流动迁移与生育率呈现显著的负相关性，即流动人口流动越频繁，其生育水平越低，具体体现在流动人口来源地的生育率远高于进入城市的流动人口的生育率。②陈卫、吴丽丽：《中国人口迁移与生育率关系研究》，《人口研究》2006年第1期。吴帆：《新一代乡城流动人口生育意愿探析》，《南方人口》2009年第1期。廖静如认为生育率降低意味着生育数量的减少和生育时间的推迟，导致流动人口生育决策的改变。③廖静如：《城市流动人口生育意愿研究综述》，《社会科学战线》2013年第6期。杨瑛等：《已婚流动妇女的婚姻及生育状况分析》，《中国计划生育学杂志》2002年第11期；庄渝霞：《不同代别农民工生育意愿及其影响因素——基于厦门市912位农村流动人口的实证研究》，《社会》2008年第1期。Pritchett等得出相似的结论，认为在大多数发展中国家，生育意愿是决定流动人口生育行为的重要因素。④Pritchett L H.，“Desired Fertility and the Impact of Population Policies”，Population and Development Review，1994，20（12）：1-55．谭克俭、景世民：《流动人口生育意愿的个例剖析》，《南京人口管理干部学院学报》2005年第2期，第17-19页。可见对生育意愿的关注是研究生育问题的前提与基础。⑤李翌萱：《我国流动人口生育问题研究概述》，《西北人口》2014年第3期。杨瑛等：《已婚流动妇女的婚姻及生育状况分析》，《中国计划生育学杂志》2002年第11期。

顾宝昌指出生育子女数量、性别和时间是构成生育决策的三个重要因素。⑥顾宝昌：《论生育和生育转变：数量、时间和性别》，《人口研究》1992年第6期。就目前而言，国内有关流动人口生育决策的研究也基本从上述三个因素进行分析。其中，有关流动人口生育子女数量的研究已经很多，如尤丹珍和郑真真利用四川等省份的调查数据，在控制了年龄、受教育程度以及家庭经济水平等变量的条件下，研究发现流动妇女与生育意愿呈显著的负相关，即外出会减少妇女的理想子女数。⑦尤丹珍、郑真真：《农村外出妇女的生育意愿分析——安徽、四川的实证研究》，《社会学研究》2002年第6期。得出相似结论的还有伍海霞等，他们认为流动经历降低了流动人口的生育意愿，且生育数量偏好与城镇市民不存在显著差异。⑧伍海霞、李树茁、悦中山：《城镇外来农村流动人口的生育观念与生育行为分析——来自深圳调查的发现》，《人口研究》2006年第1期。部分学者关注了流动人口中男性与女性、在理想生育数量上的差异。谢永飞和刘衍军对广州市流动人口的研究显示，男性意愿子女数多于女性，该结论与伍海霞等研究结论一致。⑨谢永飞、刘衍军：《流动人口的生育意愿及其变迁——以广州市流动人口为例》，《人口与经济》2001年第1期。但刘爱玉研究发现流动人口理想生育数量不存在显著差异。⑩刘爱玉：《流动人口生育意愿的变迁及其影响》，《江苏行政学院学报》2008年第5期。此外，有学者发现不同代际的流动人口理想生育数量也不相同，第一代流动人口理想生育数量高于新生代流动人口。①You H X.，Dudley L.，Poston J R.，“Are Floating Migrants in China Childbearing Guerillas：An Analysis of Floating Migration and Fertility”，Asia and Pacific Migration Journal，2004，13（4）：405-422．曹锐：《新生代流动人口的生育期望及其影响因素》，《西北人口》2012年第2期。

虽然现代化的进程不断冲击着传统的文化观念，但是“多子多福”和“养儿防老”的观念依然存在，这势必影响流动人口的生育性别偏好。谢永飞等研究都指出流动人口的男孩偏好多于女孩偏好，且意愿子女数与意愿性别偏好程度具有高度的相关性，具体表现在流动人口的生育意愿子女数为1个时，偏好男孩的程度最为严重。②陈卫、吴丽丽：《中国人口迁移与生育率关系研究》，《人口研究》2006年第1期。吴帆：《新一代乡城流动人口生育意愿探析》，《南方人口》2009年第1期。杨瑛等分别通过对上海市和北京市的流动女性调查，发现流动女性对男孩的偏爱依然较明显。③廖静如：《城市流动人口生育意愿研究综述》，《社会科学战线》2013年第6期。杨瑛等：《已婚流动妇女的婚姻及生育状况分析》，《中国计划生育学杂志》2002年第11期；庄渝霞：《不同代别农民工生育意愿及其影响因素——基于厦门市912位农村流动人口的实证研究》，《社会》2008年第1期。部分学者通过个案访谈的方法，对流动人口的性别偏好进行了详细的解读，发现传统的“养儿送终，养女防老”思想在性别偏好上依然发挥着重要的作用，但更多的家庭希望儿女双全。④Pritchett L H.，“Desired Fertility and the Impact of Population Policies”，Population and Development Review，1994，20（12）：1-55．谭克俭、景世民：《流动人口生育意愿的个例剖析》，《南京人口管理干部学院学报》2005年第2期，第17-19页。

研究流动人口生育时间的文献相对较少，只有少数学者将流动人口生育时间操作化为意愿初婚时间及意愿生育时间进行分析。有研究认为，女性流动人口的初婚年龄较小，早婚早育的现象十分普遍。⑤李翌萱：《我国流动人口生育问题研究概述》，《西北人口》2014年第3期。杨瑛等：《已婚流动妇女的婚姻及生育状况分析》，《中国计划生育学杂志》2002年第11期。但靳小怡等却得出了相反的结论，他们研究发现已婚流动女性的理想平均婚龄明显高于实际平均婚龄，且流动妇女的婚姻观念正在与城镇市民趋同，进而影响流动女性的意愿生育时间。①靳小怡、彭希哲、李树茁等：《社会网络与社会融合对农村流动妇女初婚的影响——来自上海浦东的调查发现》，《人口与经济》2005年第5期。郑真真通过对回迁农村妇女的分析，发现流动或迁移往往推迟了其初婚年龄，②郑真真：《外出经历对农村妇女初婚年龄的影响》，《中国人口科学》2002年第2期。大城市流动妇女的生育水平确实低于原流出地妇女的生育水平。③周祖根：《人口迁移流动与生育》，《人口学刊》1995年第5期。

此外，许多学者还研究了流动人口生育意愿的影响因素，概括起来有以下两个方面：一方面，有学者研究发现人口学特征与流动人口生育意愿有着密不可分的联系，如傅崇辉等研究证实了年龄、性别、受教育程度、外出务工时间、收入状况等对流动人口生育意愿有着重要影响；④傅崇辉、向炜：《深圳流动育龄妇女生育子女数的影响因素分析》，《南方人口》2005年第3期。另一方面，有研究表明社会经济特征决定了流动人口的生育行为，如风笑天等研究发现计划生育政策、社会保障政策以及社区的服务政策等都会影响流动人口的生育意愿。⑤风笑天、张青松：《二十年城乡居民生育意愿变迁研究》，《市场与人口分析》2002年第5期；杨春：《对推进流动人口计划生育基本公共服务均等化的思考》，《人口与经济》2011年第4期；侯佳伟、黄四林、辛自强等：《中国人口生育意愿变迁：1980—2011》，《中国社会科学》2014年第4期；杨菊花：《单独二孩政策下流动人口的生育意愿试析》，《中国人口科学》2015年第1期；朱健、陈湘满：《“80后”流动人口二孩生育意愿研究——以湖南省2013年流出人口为例》，《湘潭大学学报（哲学社会科学版）》2016年第1期。这些在人口学特征和社会经济特征等方面对生育意愿的分析，为本研究寻找控制因素起到了很好的参考作用。

纵观已有文献可以发现，作为研究流动人口的方向之一，流动人口的生育决策一直是政府部门与学者关注的热点问题，相关政策的实施与学术研究都取得了一定的进展。但是，综合来看，国内对该问题的研究仍存在以下两点不足：一是以往的研究主要集中在流动人口的理想生育子女数量、性别偏好和生育时间，并没有具体分析其背后的机制，而随着新型城镇化建设的有序推进，定居城市已经成为流动人口的主要目标，这可能是影响流动人口家庭资源配置与生育决策的重要机制；二是虽然已有文献关注到了社会保障对流动人口生育决策的影响，但主要分析了养老保险、医疗保险对生育决策的影响，而公积金制度作为重要社会保障制度，还没有得到应有的关注。对此，本研究在分析了公积金制度、城市定居对流动人口生育意愿的影响基础上，还考察了公积金与城市定居交互作用对流动人口生育意愿的影响。

三、数据与研究方法

（一）数据来源

本文所用的数据来自南开大学、华东理工大学、中山大学、华中师范大学、哈尔滨工业大学、兰州大学联合课题组2013年“流动人口管理和服务对策研究”调查。该调查根据地理位置和经济发展水平，选取天津、上海、广州、武汉、哈尔滨、成都、兰州七大城市作为调查地点。由于缺乏流动人口的总体抽样框，难以严格按照随机抽样的方式开展调查。对此，课题组根据七城市政府部门公布的人口统计数据作为参数，在考虑了性别、行业等指标后进行配额抽样。为进一步提高样本分布的广泛性和代表性，调查时规定:企业规模在30人以下的，只做一份；规模在30－299人之间的可做三份；规模在300人以上的，可做五份；多份问卷须选择不同性别、工种、年龄或来源地的外来流动人口，最大可能地增加样本代表性。根据问卷设计以及本文的研究目的与需要，经过筛选，剔除缺乏相关变量的样本，最终选取已婚流动人口有效样本量为1448人，其中丈夫样本830人，育龄妇女618人。

（二）变量界定

本文旨在考察住房公积金制度、城市定居对流动人口生育意愿的影响。在调查问卷中，将“如果可以选择，您希望生育几个孩子，其中男孩几个？”定义为生育意愿。一般而言，生育行为分两步决策，首先决定是否要生孩子，其次决定生育几个孩子，与之对应的两种不同类型的变量，即“二元变量—是否想要孩子”与“计数变量—还想要几个孩子”。需要指出的是，在二元变量中，正面答复的赋值为“1”，否定答复的赋值为“0”；在计数变量中，参考胡静、王天宇等等人的研究，将不愿生育孩子的样本从总样本中去除以避免产生一些偏误。①胡静：《收入、相对地位与女性的生育意愿》，《南方人口》2010年第4期；王天宇、彭晓博：《社会保障对生育意愿的影响：来自新型农村合作医疗的证据》，《经济研究》2015年第2期。

根据被访者的回答，本文的解释变量是“住房公积金”与“城市定居”，根据相应问题及回答，对有住房公积金者赋值为“1”，没有者赋值为“0”；立足于流动人口“城市定居”的基本过程，从意愿和行为两个维度出发，将城市定居分为“定居意愿”与“购房打算”两个变量，上述变量正面回复赋值为“1”，否则赋值为“0”。

另外，遵循文献的传统，在控制变量方面，考虑了被访者的个体特征、社会经济条件以及区域类型。个体特征包括户口、年龄、教育、健康状况；社会经济条件包括职业类型、家庭年收入水平与社会保障；区域特征分为东部、西部与中部。②本文将上海、广东、天津归为东部城市，将武汉、哈尔滨归为中部城市，将兰州、成都归为西部城市。各变量的界定与统计描述如表1所示。

在生育意愿方面，育龄妇女样本中有94.93%的被访者表示想要孩子，丈夫样本中有95.57%的被访者表示想要孩子，两者不存在显著差异；但育龄妇女平均想要1.50个孩子，丈夫样本中平均想要1.56个孩子，两者存在显著的差异。在公积金制度方面，育龄妇女样本中有公积金的比重为14.48%，丈夫样本中有公积金的比重为16.30%。就城市定居而言，育龄妇女样本中有64.96%的被访者表示愿意在城市定居，18.97%的被访者近期有买房的打算；在丈夫样本中对应的比例分别为18.97%和17.13%。

在个人特征方面，育龄妇女的平均年龄为30.33岁，丈夫的平均年龄为31.90岁；育龄妇女中受教育程度为初中、高中与大学的比重分别为29.25%、38.61%与18.19%，丈夫样本中与之对应的比重分别为34.27%、35.12%与20.10%，上述变量育龄妇女与丈夫两者存在显著的差异。此外，无论是育龄妇女样本还是丈夫样本，不健康的比重都相对较低，且大部分被访者都来自农村。

在社会经济特征方面，育龄妇女中职业为生产技术人员、服务人员与销售人员的比重分别为38.77%、38.67%与15.38%，丈夫样本中与之对应的比重分别为54.73%、24.86%与8.82%；育龄妇女平均家庭年收入为72545.51元，丈夫样本中平均家庭年收入为80262.50元，在职业与收入方面二者存在显著差异。需要指出的是，在社会保障方面，育龄妇女和丈夫参与养老保险与医疗保险的比重相对较低，两者不存在显著的差异。此外，在育龄妇女被访者中属于中部区域的比重为28.30%，东部区域的比重为40.50%，丈夫样本被访者中属于中部区域的比重为28.04%，东部区域的比重为45.39%，育龄妇女与丈夫样本的差异显著。

（三）分析方法

Logit为概率型非线性回归模型，是一种多变量分析方法，考察的是分类结果（Y）与若干影响因素（X）之间的关系。它的基本原理是用一组数据拟合Logit模型，揭示自变量（X）与因变量（Y）取值的关系，反映的是Y对X的依存关系。Logit模型可以预测一个分类变量中每一分类所发生的概率，适用于因变量为分类变量，自变量为二分类或多分类（包括有序多分类和无序多分类）的情况。③王济川、郭志刚：《Logistic回归模型——方法与应用》，高等教育出版社2001年版，第35页。

本文因变量中的“是否想要孩子”是二值变量，选取“不想要孩子”为参照组,构建模型如下所示：

以上logit回归模型经过线性变换操作之后为：

其中，式中P代表的是想生育孩子的概率，xi代表的是影响发生概率的自变量，ai代表的是自变量对概率的反应系数，a0则表示误差项，即可能对因变量产生影响的其他因素。

表1 变量界定与组间差异比较（均值或百分比）

需要特别指出的是，流动人口“如果想要孩子，还想要几个孩子”为计数变量。计数变量适用于泊松模型，该模型也为其他生育意愿研究所采用，因此本文也选取该模型进行分析，模型的描述如下：

公式（3）中，λi=exp（Xi′β），该模型表示对个体i某一事件发生数的观测yi遵循均值为μi的泊松分布。①郭志刚、巫锡炜：《泊松回归在生育率研究中的应用》，《中国人口科学》2006年第4期。基于此，推出泊松回归模型：

公式（4）中，均值参数与公式（3）一样。

四、实证结果

（一）公积金、城市定居对是否生育的影响

根据上文构建的logit回归模型，住房公积金、城市定居对流动人口生育意愿的影响二元回归结果如表2所示。在全样本中，控制其他变量后，住房公积金显著提高了流动人口选择生育的概率，经计算可得，有住房公积金的流动人口选择生育发生比是没有住房公积金者的2.05（e^0.742）倍。定居意愿在0.05的统计水平上显著，有在城市定居打算的流动人口选择生育的发生概率是没有在城市定居打算的45.79%（e^-0.781），可见流动人口城市定居意愿越高，其选择生育的概率越低。上述结果说明住房公积金与城市定居意愿对流动人口选择生育作用方向不同，可能的原因有以下两方面：一方面，在中国，高房价已然是不争的事实，这严重束缚着家庭资源的配置，正如一些学者指出的那样，住房市场中的居住条件（如住房自有率等）将导致居民组成家庭和选择生育的时间延迟，②Mulder C H.，Billari F C.，“Homeownership Regimes and Low Fertility”，Housing Studies，2010，25（4）：527-541；Yi J.，Zhang J.，“The Effect of House Price on Fertility：Evidence from Hong Kong”，Economic Inquiry，2010，4（8）：635-650．而住房公积金作为一种住房保障制度，理论上住房公积金制度对流动人口的城市定居起到直接与间接的促进作用，放宽家庭资源的约束，故而对其选择生育有正向促进作用。与之相反的是，流动人口以青壮年为主，城市的社会融入需求形成巨大的拉力使他们难以割舍都市情结，③肖昕茹：《大城市青年流动人口购房意愿及其影响因素分析——以上海为例》，《上海经济研究》2014年第8期。而选择城市定居又意味着高昂的生活成本，受到自身的经济能力和家庭资源的制约，可能降低其生育的概率，甚至导致流动人口选择晚育或不生育。

从分样本模型来看，住房公积金、城市定居意愿对育龄妇女与丈夫是否生育的影响方向一致，且和全样本没有差别，即住房公积金提高了育龄妇女与丈夫选择生育的概率，而城市定居降低了两者选择生育的概率。但是购房打算对不同性别流动人口的生育意愿影响不同，对丈夫而言，有购房打算的丈夫选择生育孩子的概率是没有购房打算的47%（e^-0.754）；对育龄妇女而言，虽然回归系数的符号为负，但是在统计水平上并不显著。一般而言，中国家庭成员分工呈现出“男主外，女主内”的特征，而如此的家庭分工决定了丈夫在购房这样重要的家庭决策中所起到的作用远远大于妻子。更进一步来讲，购房的压力主要来自于丈夫，而出于自身压力等因素的考虑，其生育选择可能受到购房打算的影响。

在性别类型流动人口中，控制变量对生育意愿的影响亦存在差异。户籍、受教育状况和职业对流动人口是否生育影响并不显著；年龄、健康状况、养老保险、区域对流动人口是否生育有显著的影响。年龄越大，丈夫选择生育的概率越低，而年龄对育龄妇女选择生育没有显著影响。自评健康对不同性别流动人口生育选择影响存在显著差异，在丈夫样本中，自评健康没有显著的影响；在育龄妇女样本中，与自评不健康者相比，自评健康状况一般或者健康的育龄妇女选择生育概率更高。在养老保险变量中，笔者发现，与没有养老保险的育龄妇女相比，有养老保险的育龄妇女选择生育的概率更低，但养老保险在丈夫样本中影响并不显著。医疗保险只在育龄妇女样本中显著，且回归系数的符号为负，表明医疗保险与育龄妇女选择生育呈显著的负相关性。

（二）公积金、城市定居对生育数量的影响

表3分析了将生育意愿视为计数变量的回归结果，分析方法采用的是泊松回归，所关注的解释变量和控制变量与上一模型相同。在全样本中，住房公积金在0.1的统计水平上显著，且回归系数的符号为负，表明住房公积金显著提高了流动人口生育子女数量的概率。定居意愿与购房打算分别在0.05与0.1的统计水平上显著，回归系数的符号都为负，表明城市定居意愿、购房打算与生育数量呈现显著负相关性，即有在城市定居意愿和购房打算的流动人口生育子女数量越少。可见住房公积金与城市定居对流动人口生育子女数量的影响不一致，原因可能是二者对家庭资源配置所起到的影响不同，公积金放松了家庭的资源约束，而城市定居收紧了家庭的资源约束，进而导致二者对流动人口生育子女数量的影响不同。性别对流动人口生育子女数量未达到统计显著性，即在控制其他变量后，丈夫与育龄妇女在生育子女数量方面没有显著差异。

表2 公积金、城市定居对是否生育的影响

就分样本的回归结果而言，住房公积金、城市定居意愿与购房打算在统计水平上显著，从回归系数的符号上看，住房公积金、城市定居意愿与购房打算对丈夫和育龄妇女生育子女数量的影响同全样本模型的结果方向一致，即住房公积金越高，生育子女数越多；而城市定居意愿越高、有购房打算者生育子女数量越少，在此就不做过多赘述。

表3 公积金、城市定居对生育数量的影响

从控制变量上看，户口、家庭收入水平与区域在统计水平并不显著，而年龄、健康状况、受教育程度、职业类型与养老保险及医疗保险在统计水平上显著。具体而言，年龄与育龄妇女生育子女呈显著负相关，即年龄越高，育龄妇女想要生育子女数量越少，而年龄对丈夫生育子女数量影响并不显著，这点不难理解，受限于自身的身体机能，育龄妇女随着年龄的增长，其生育身体机能不断衰退，进而导致生育数量减少。就健康状况而言，无论是全样本还是分样本，与自评不健康者相比，自评健康状况一般和自评健康的流动人口，生育子女的数量较多。从教育程度上看，与受教育程度为小学的流动人口相比，受教育程度为大学的流动人口其生育子女数量较少，原因可能是受教育程度越高的流动人口会对孩子的质量有较高的偏好，同时受教育的年限越长，结婚生育的年龄也就越大，因此对孩子数目的期望会下降。从职业变量上看，与职业是管理人员的育龄妇女相比，职业为服务人员的育龄妇女生育子女数量较多，但职业对丈夫生育子女数量影响并不显著。此外，无论是丈夫还是育龄妇女，养老保险和医疗保险对流动人口生育子女数量都起到了负向的影响，原因可能是社会保障制度的建立对流动人口生活产生了巨大影响，“养儿防老”等传统社会的生育观念正在改变。

（三）公积金、城市定居交互作用对生育意愿的影响

上文讨论了住房公积金和城市定居对流动人口生育意愿的影响：住房公积金提高了流动人口的生育意愿，而城市定居弱化了流动人口的生育意愿，一个随之而来的问题是，二者的影响是相互独立的，还是可以交互作用？即公积金制度能否缓解城市定居对流动人口生育意愿的负向影响呢？

表4和表5显示了公积金与城市定居的交互作用对流动人口生育意愿的回归结果。在模型1c和模型1C中，可以看出，公积金与城市定居意愿的交互项在统计水平上显著，且交互性的系数为正，表明了住房公积金能够弱化定居意愿对流动人口生育意愿的负向作用，可能的原因是住房公积金作为一种住房保障制度，提高了流动人口改善与解决住房问题的心理预期，对其定居意愿有正向促进作用，进而作用于是否生育。而公积金与购房打算的交互作用对不同性别流动人口生育意愿的影响有所差异，在模型2c和模型2C中，公积金与购房打算的交互项仅在丈夫样本模型中显著，表明公积金能通过购房打算影响丈夫的生育意愿；但在模型3c和模型3C中，公积金与购房打算交互作用对育龄妇女生育意愿没有影响，这点不难理解，正如上文分析的原因一样，家庭分工的不同，导致交互作用对两者的生育数量影响不同。总而言之，住房公积金制度不但直接影响了流动人口的生育意愿，而且在一定程度上弱化了城市定居意愿和城市购房对流动人口生育意愿的挤出效应。

表4 公积金与城市定居交互作用对是否生育的影响

表5 公积金与城市定居交互作用对生育数量的影响

五、结论与政策建议

青壮年流动人口处于人口再生产的高峰期，同时有着强烈的城市定居愿望，但受到家庭资源的约束，城市定居与生育决策可能难以平衡。如此，住房公积金作为重要的社会保障制度，将对流动人口家庭资源的配置产生重要影响，其不仅对流动人口生育意愿产生直接影响，而且可能通过城市定居作用于其生育意愿。基于上述的基本思路，本文利用2013年中国七城市的调查数据，采用Logit模型与泊松回归模型，分析了公积金与城市定居对流动人口生育意愿的影响。研究的主要发现如下：

住房公积金与城市定居对流动人口生育意愿产生两种相反的效应：挤入效应和挤出效应，前者不仅提高了流动人口选择生育的概率，而且增加了流动人口生育子女的数量；后者在降低流动人口选择生育概率的同时，减少了流动人口生育子女的数量。此外，通过对住房公积金与城市定居意愿的交互分析发现，住房公积金制度弱化了城市定居意愿对流动人口生育意愿的挤出效应；但公积金与城市购房的交互作用只存在丈夫模型中，即住房公积金缓解了城市购房对丈夫生育子女数量的负向作用。

生育行为是流动人口家庭在综合各方因素后的重要决策。一方面，随着新型城镇化的实施，流动人口有着强烈的城市定居与购房意愿；另一方面，高昂的城市生活成本与住房压力，影响其对未来城市生活的预判，这可能对流动人口的生育起到了重要作用。住房公积金制度作为城市住房保障项目，理论上放松了流动人口家庭的资源约束，强化其定居行为和提高城市购房能力。即一个理想化的结果是，住房公积金在提高生育概率和子女数的同时，调节因定居和购房对生育造成的负向影响。令人欣慰的是，这种理想化的政策效应在本文中得以验证。

本文的研究发现具有重要的政策含义。流动人口作为我国新型城镇化建设的中坚力量，其生育意愿不仅关系到职业稳定与家庭发展，甚至关系到劳动力资源的配置。但是由于我国城市房价的持续增长，生育成本不断提高，流动人口面临多重压力。基于此，本文提出以下政策建议。第一，不断完善住房公积金制度的保障功能。除了提供购房贷款之外，可将其功能扩展到提供租房补贴，为不满足公租房、廉租房政策规定而又有住房需求的流动人口提供租房补贴。第二，继续推进户籍制度改革，放松大城市对流动人口的落户限制，实现经济发展与劳动力市场的良性互动。第三，提高公共服务均等化水平，将其公共服务资源向流动人口开放，如为流动人口生育提供服务及流动人口子女在城市接受学校教育提供方便。

（责任编辑：余风）

Housing Provident Fund,Urban Settlement and Fertility Desire：Based on the Investigation and Analysis of the Floating Population

LIU Yiwei
（Center for Social Security Studies of Wuhan University，Wuhan 430072，China）

Based on the survey data of seven cities in China in 2013，this paper analyzes the influence of housing provident fund and urban settlement on the fertility willingness of floating population by using Logit model and Poisson regression model，dividing urban settlement into two dimensions of settlement intention and urban purchase.We find that housing provident fund and the city settled have two opposite effects on the floating population’s fertility intention.In addition，through a cross-analysis of housing provident fund and the city settled intention，we find housing provident fund weakens the urban settlement intention crowding out effect of the floating population’s fertility desire.Finally，this paper discusses the policy implications of this research.

provident fund；urban settlement；urban housing；fertility desire

刘一伟（1990-），男，河南周口人，武汉大学社会保障研究中心助理研究员，博士研究生，研究方向：社会保障。

C921

A

1008-7672（2017）03-0090-12