住房因素对居民生育意愿的影响探究*——基于CGSS2017数据的实证分析

李名言,傅崇辉

(1.中山大学 社会学与人类学学院,广东 广州 510275;2.广东医科大学 人文与管理学院,广东 东莞 523808)

0 引言

第七次全国人口普查数据显示,我国总和生育率达到1.3的历史最低水平[1]。从2010 年左右我国就开始步入超低或极低生育率国家的行列,这对我国人口再生产和健康的人口结构提出严峻的挑战[2]。对此,我国生育政策也在不断调整,从“单独二胎”调整为“全面二胎”,再转变为“三孩政策”。但居民的生育意愿并没有显著提升,且存在继续降低的风险[3]。研究发现,生育意愿不高的重要原因是经济负担过重[4],而住房作为与经济负担联系紧密的物质条件,在讨论生育意愿时,不容忽视。

现有的关于住房因素与生育意愿的研究大多在探讨房价对生育意愿的影响。大多数学者认为,住房价格是影响生育行为的关键因素,房价上涨降低了居民的生育意愿[5-8],挤出效应占主导地位[9]。现有研究对住房面积的关注并不是很多。仝树旭发现二孩生育意愿受到人均住房面积因素的影响[10]。刘子琼等人发现,家庭住房面积越大,居民的生育意愿越高[11]。陈建新等人发现,住房面积大于100平方米的变量会增加受访者生育2个或以上孩子的意愿[12]。

现有研究对产权因素的关注相对较少。有研究发现,家庭房产数量越多的居民生育意愿越高[11]。也有研究发现,产权性住房显著提高了育龄人群的生育意愿[13]。也有研究关注了住房因素对不同收入群体的影响:房价上涨对一孩生育行为的抑制作用在中高收入人群中更为显著[14],对生育二孩意愿的抑制作用在中低收入人群中更为显著[5]。基于目前已有的研究成果,本文对中国综合社会调查(Chinese General Social Survey,CGSS)最新发布的2017年相关数据进行统计分析,以验证以下假设。

假设1:住房因素中,住房面积和房产数量会影响居民的生育意愿。

假设1.1:住房面积越大,居民意愿生育子女的数量越多。

假设1.2:房产数量越多,居民意愿生育子女的数量越多。

假设2:住房因素对较低经济水平群体的生育意愿影响更大。

假设2.1:较低经济水平群体的生育意愿受住房面积的影响更大,住房面积越大,越愿意生育更多孩子。

假设2.2:较低经济水平群体的生育意愿受房产数量的影响更大,房产数量越多,越愿意生育更多孩子。

1 研究设计

1.1 数据来源

CGSS是我国最早的全国性、综合性、连续性学术调查项目,调查内容涵盖被调查者的个人特征、家庭特征和社会特征等多方面内容,其中包含个人基本信息、生育意愿、住房情况等,该数据符合本研究需要。

1.2 变量选择和测量

因变量为居民生育意愿,设定为意愿生育子女的数量。该变量用CGSS2017问卷中的“如果没有政策限制的话,您希望有几个孩子?”来测量,被调查者根据自己的主观意愿填写具体数量,本文将其划分为三类进行研究:“愿意生育1个及以下=0”“愿意生育2个=1”和“愿意生育3个及以上=2”。

核心自变量是住房面积和房产数量,住房面积用问卷中的“您现在住的这座房子的套内建筑使用面积是:___平方米”来测量。房产数量用问卷中的“您家现拥有几处房产?”来测量,即家庭拥有的房产数量。

控制变量以人口特征变量为主，包括年龄、性别(男=0，女=1)、受教育年限(没有受过任何教育=0，私塾和扫盲班=2，小学=6，初中=9，高中中专技校为=12，专科=15，本科=16，研究生及以上=19)、民族(汉族=0，少数民族=1)、个人全年总收入对数、个人全年总收入对数平方、党员身份(非共产党员=0，共产党员=1)、户口(农业户口=0，非农业户口=1)、婚姻情况(婚=0，已婚=1)、工作性质(非农业工作=0，农业工作=1，无工作=2)、一周工作时间(小时)、是否参与医疗或养老保险(未参加=0，已参加=1)、主观幸福感(不幸福=0，一般=1，幸福=2)、健康状况(不健康=0，一般=1，健康=2)等。

基于现有研究的样本选择[11, 15]，考虑到生育年龄的限制，本文仅选取年龄在49岁及以下的居民作为有效样本，CGSS2017问卷针对年满 18岁以上的公民，故将 18—49岁的城乡居民作为研究对象，根据研究需要剔除缺失数据，最终获得有效样本个数为3698个。

变量的数据统计结果为：愿意生育子女的数量1.58±0.96(平均值±标准差)，住房面积113.41±100.50，房产数量1.13±0.73，年龄36.63±8.28，性别0.49±0.50，受教育年限11.32±4.17，民族0.05±0.21，个人全年总收入对数10.42±1.13，个人全年总收入对数平方109.90±23.07，党员身份0.11±0.31，户口0.39±0.49，婚姻情况0.77±0.42，工作性质0.35±0.67，一周工作时间(小时)41.53±25.28，医疗或养老保险0.94±0.23，主观幸福感1.71±0.59，健康状况1.64±0.61。

1.3 不同经济水平群体的划分

本研究用CGSS2017数据中“家庭经济状况在所在地所属水平”的变量进行分类，将“远低于平均水平”“低于平均水平”“平均水平”“高于平均水平”“远高于平均水平”划分为3类群体，即“低于平均水平群体”“平均水平群体”“高于平均水平群体”，分别代表“低经济水平群体”和“中经济水平群体”以及“高经济水平群体”。

1.4 分析方法和计量模型

本研究采用统计软件Stata 16.0，统计方法包括描述统计分析、次序Logistic回归分析以及泊松回归分析。计量模型为次序Logistic回归和泊松模型。

2 实证检验

2.1 描述统计

2.1.1 居民理想生育个数

对因变量进行描述统计，发现居民理想生育个数最多的是两个子女，占比65%左右；其次是0—1个，占比25%左右；最少的是3个及以上，占比不到10%。

2.1.2 居民理想生育个数与住房因素的关系

为了解生育意愿和影响因素的关系，本文先对居民生育意愿与自变量进行简单的相关分析，Spearman相关系数显著，且显示生育意愿与住房面积呈正相关，说明当前住房面积越大，居民的生育意愿越高；生育意愿与家庭房产数量呈负相关，表示家庭房产数量越多，居民生育意愿反而越低。

2.1.3 不同经济水平群体的差异

低/中/高经济水平群体的住房面积平均值分别为：105.77、115.34、137.00，房产数量平均值分别为：0.96、1.19、1.49。不同经济水平群体在住房面积和房产数量方面差异都显著，有统计学意义(p<0.001)。低/中/高经济水平群体的理想生育个数平均值分别为：1.54、1.6、1.58。但不同群体间的理想生育个数没有显著差别(p=0.71)。

2.2 模型结果

为了便于对比得出结论，本研究设定模型一为只包含控制变量的基准模型，模型二加入了核心变量，即住房面积，模型三加入了核心变量，即拥有的房产数量，模型四为最终的估计结果，包括两个核心变量。模型回归分析数据详见表1。

表1 回归分析及稳健性检验模型结果(模型一—模型七)

在核心变量中，住房面积对生育意愿有显著影响，模型二解释力为2.65%。相比模型一，解释力增加了0.43%，且住房面积系数显著。所以，在其他变量相同的情况下，住房面积每增加一个单位，意愿生育子女的数量取较大分类值的可能性增加。住房面积越大，意愿生育子女数量就越多。在模型二和模型四中，该变量系数在1%的统计水平下显著，验证了假设1.1。所以，较大的住房面积有利于提高居民的生育意愿。

但在模型三和模型四中，房产数量的系数并不显著，模型解释力也未提升，可看出房产数量对居民生育意愿没有明显影响，假设1.2未被证实，这和刘子琼等人的研究结果不一致[11]。综合来看，假设1被部分证实。

模型结果显示，在控制变量中，受教育年限、收入对数、收入对数的平方、户口、婚姻状况、民族、党员身份、主观幸福感对因变量均有显著影响。受教育水平有抑制作用，受教育水平越高，意愿生育子女数量越少。生育意愿和收入呈现“U型”曲线变动关系，生育意愿随收入水平的不断提高，呈现先下降后上升的趋势，这和何秀玲等人的发现类似[16]。和农村居民相比，城市居民意愿生育子女的数量更低。和未婚的人相比，已婚的人意愿生育子女的数量更多。和汉族相比，少数民族意愿生育子女的数量更多。和非党员相比，党员意愿生育子女的数量更多。幸福感具有正向作用，幸福感越强的人，意愿生育子女的数量越多。上述变量都在1%或5%的统计性水平上显著。

综上，本研究发现住房面积越大，意愿生育子女数量就越多；受教育水平的提高会降低生育意愿；生育意愿随收入水平的提高呈现先下降后上升的趋势；已婚因素、农业户口、少数民族、党员身份、较高幸福感会增加人们的生育意愿。

2.3 稳健性分析

2.3.1 改变计量模型

为检验上述结论的稳健性，本研究使用泊松回归模型进行稳健性检验，主要检验住房面积的影响是否显著，回归分析数据见表1中的模型五。可以看到，虽然住房面积系数大小有所差别，但符号都为正，都在1%的统计水平下显著。这说明对于不同的计量模型，住房面积对生育意愿的影响效果都是稳定且显著的，进一步说明了已有回归结果的稳健性。

2.3.2 分样本回归

除了改变计量模型，本研究还采用分样本回归的方法进行稳健性检验，按照城乡户口分组，回归分析数据见表1中的模型六和模型七。可以看出，住房面积对居民生育意愿的影响较为稳定，虽然城市居民和农村居民的系数不一样，但符号都为正，都在1%的统计水平下显著。这说明对于不同的群体，住房面积对生育意愿的影响效果都是稳定且显著的。

2.4 差异性分析

在差异性分析上，本研究主要关注不同经济水平群体之间的差异。对本研究划分的3类群体的回归分析数据见表2模型八到模型十。结果表明，住房面积对居民生育意愿的影响在中低经济水平群体中显著，在高经济水平群体中并不显著。在低经济水平群体中的系数更大，表示住房面积对其影响更大。

表2 差异性分析模型结果(模型八—模型十三)

为了保证结果的准确性，本研究用CGSS数据中的家庭收入情况变量来进行稳健性检验。现有研究认为家庭年收入的中等收入标准约为2.5万-25万元人民币[14]。本研究据此将家庭年收入小于2.5万元的定为低收入人群，家庭年收入2.5万—25万的定为中收入人群，家庭年收入高于25万的定为高收入人群。具体各群体回归分析的数据见表2模型十一到模型十三。

两次回归结果类似，即住房面积对居民生育意愿的影响在低收入/经济水平群体和中收入/经济水平群体中显著，对低收入/经济水平群体影响更大，但对高收入/经济水平群体并不显著，假设2.1得到证实。由于房产数量系数不显著，假设2.2未得到证实。综上，假设2得到部分证实。

3 研究结论和建议

研究发现，我国大部分居民的理想生育个数是两个。在生育意愿和住房因素上，一方面，居民住房面积越大，意愿生育子女数量就越多，该变量十分稳健。因此，宽敞的住房有利于提高居民的生育意愿。但另一方面，居民房产数量对居民生育意愿没有明显影响，这与目前一些研究结果不一致[11]，未来仍需深入探讨。

对不同群体来说，中低经济水平群体的生育意愿更容易受住房面积因素的影响。住房面积对居民生育意愿的影响在低经济水平群体和中经济水平群体中显著，对低经济水平群体影响更大，但对高经济水平群体并不显著。

因此，为了提升居民的生育意愿，我国社会应贯彻落实“房子是用来住的、不是用来炒的”政策精神，促进房地产市场健康平稳发展。同时政府还要着重解决低收入住房困难人群的住房问题，建设有针对性的保障性住房，扩大住房保障范围，给予中低收入人群政策福利。此外，需要完善住房公积金制度，尽量向中低收入群体倾斜，减轻中低收入群体的住房压力。

本研究仍存在以下几点不足：一是在住房因素方面只关注了住房面积和房产数量，因为数据的限制，对住房价格、住房种类等缺乏探讨。二是房产数量因素在模型中并不显著，和现有研究结果不一样，可能是数据不一样导致的，未来仍需深入探讨。三是本研究没有进一步将初育群体和再孕群体区分讨论。