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他宝殿单于
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1 2017 年 5 月第 19 卷第 3 期东南大学学报 ( 哲学社会科学版 ) Journal of Southeast University( Philosophy and Social Science) May 2017 Vol.19 No.3 城市双非一孩育龄女性的就业状态对其二胎生育抉择的影响龙书芹, 陈海林 ( 东南大学社会学系, 江苏南京 ) [ 摘要 ] 运用全国 12 城市 2536 名双非一孩育龄妇女的调查数据, 了解她们的二胎生育抉择, 并进一步揭示其就业状态对其二胎生育抉择的影响, 在双非一孩育龄妇女中, 有 26 9% 的人想再生一个孩子 ; 而模型结果表明, 她们的二胎生育抉择已经摆脱了传统的性别偏好的影响, 但她们具体的工作状态工作努力程度对事业发展的看重程度工作与家庭的冲突等都对其二胎生育抉择没有显著影响, 而育龄妇女的职业发展虽然对其二胎生育抉择有一定影响, 但这种影响却并非是消极的, 最低程度而言, 她们对事业发展的追求不会成为她们二胎生育抉择的阻碍同时, 育龄妇女的就业状态对二胎生育抉择的影响主要体现在工作单位的性质上, 即国家机关事业单位育龄妇女想再生一个孩子的发生比最大, 国有企业私营企业次之, 合资外资企业育龄妇女想再生一个孩子的发生比最低 [ 关键词 ] 双非一孩夫妇 ; 育龄妇女 ; 生育抉择 ; 就业状态 [ 中图分类号 ] C923 [ 文献标识码 ] A [ 文章编号 ] X(2017) 一背景与问题严格执行了三十多年的独生子女政策在 2013 年底有了松动, 开始启动一方为独生子女的夫妇可以生育第二个孩子即单独二孩的政策, 有学者对单独二孩政策的实施效果进行了理论探讨和实证研究, 揭示了单独二孩政策的育龄人群生育潜力不够申请再次生育比例不高的事实 [1-3], 因此, 两年之后的十二届全国人大常委会第十八次会议初次审议了人口与计划生育法修正案 ( 草案 ), 草案提出, 自 2016 年 1 月 1 日起施行全面二胎政策在新政策实施之后, 需要研究新政策育龄人口的生育潜力, 而进一步探究育龄人口生育意愿和生育决策的影响因素更具有理论意义和实践价值本文旨在通过大规模定量调查资料, 探讨全面二胎政策下新增城市育龄人口的生育决策及其影响因素, 全面二胎政策的新增育龄群体为双非一孩夫妇, 而根据城市育龄群体的特点, 女性的工作状态及职业生涯规划女性在工作和家庭中的平衡是影响其生育意愿和生育决策的重要因素 [4], 因此, 本文重点探讨双非一孩育龄女性的就业状态对其二胎生育决策的影响二文献回顾 1. 生育意愿生育抉择和生育行为自独生子女政策实施以来, 育龄女性的生育意愿就一直是学术界关注的内容 [5-8], 而随着生育政 [ 收稿日期 ] [ 基金项目 ] 国家社科基金重大项目我国生育政策调整带来的新社会问题研究 (14ZDB150) 国家社科基金重点项目计划生育政策调整的社会影响研究 (14ASH013) 阶段性成果 [ 作者简介 ] 龙书芹 (1973 ), 女, 江苏涟水人, 社会学博士, 东南大学社会学系副教授, 研究方向 : 社会不平等, 农民工问题, 家庭社会学

2 84 东南大学学报 ( 哲学社会科学版 ) 第 19 卷 [9-10] 策的调整, 学者们对生育意愿的研究更是从关注双独父母的生育意愿转移到关注单独夫妇的生育意愿 [2-3,11-13], 更进一步地, 风笑天等人已开始将双非一孩育龄女性的生育意愿纳入研究视野, 他们比较了双非一孩育龄女性的生育意愿与双独一孩单独一孩家庭生育意愿, 发现前者与后两者无显著差异 [14] 国内外的研究已经证明, 生育意愿和生育行为之间存在着差距, 这两者的关系在不同国家不同地区不同经济文化当中会呈现出不同的关系 [15-18], 且学者们发现, 在人们的生育意愿和生育行为之间, 还存在着一个生育计划或生育打算的层次, 如郑真真认为育龄妇女的理想子女数生育意愿生育计划与实际生育行为之间的关系是逐层递减的, 即本人意愿生育子女数低于一般理想子女数, 具体生育计划低于本人生育意愿, 而实际生育行为又低于生育计划 [19] 换言之, 生育计划或生育抉择是最接近生育行为的一个环节茅倬彦等人的研究也认为, 生育计划是生育意愿与生育行为之间的中介变量, 具有明确生育计划的女性更有可能将生育意愿转换为生育行为 [20] 而风笑天等人认为, 在实施全面二孩政策之后, 大量符合政策条件的育龄人口是突然之间面临生育或是不生育第二个孩子的问题的, 因此, 在正常的生育意愿生育计划生育行为这三个层次中又出现了一个新的层次, 即生育抉择, 从而, 新的层次就变成了生育意愿生育抉择生育计划生育行为 [14] 2. 城市女性的工作与生育抉择与生育意愿有所不同, 中国育龄女性的生育抉择首先是受制于计划生育政策的, 吴莹等人更进一步认为中国女性的生育决策受制度与文化因素制约 [21], 这主要表现在育龄女性生育抉择或生育选择的城乡差异, 在传统农村社区, 农民的生育决策更大程度上受传统生育文化影响, 表现出强烈的性别 ( 男孩 ) 偏好, 也成为农民生育决策直接且强大的驱动力 [22], 而在城市社区, 职业女性的角色冲突 ( 时间冲突精力冲突财力冲突 ) 和工作压力对其生育模式选择有重要影响 [23], 且职业女性的工作权利晋升机会家庭与工作的平衡等都会对其生育抉择产生影响 [4,24-25] 就城市女性而言, 其生育对其职业生涯有诸多影响, 如诸多知识女性面临着生育 ( 特别是最佳生育年龄 ) 与职业发展之间的矛盾 [26], 且生育行为会降低知识女性的职业自主权, 导致她们的职业发展被迫中断 [27], 更有学者发现, 企业为了避免女员工生育所产生的生育成本而导致女性就业歧视 [28-31] 因此, 身处生育与工作的紧张和冲突情境中的城市女性可能会有不同的生育抉择, 有些人可能受传统的社会性别文化影响而牺牲工作 [27], 有些人则更注重其自身的价值实现和职业发展从而选择晚婚晚育甚至不婚不育 [32-34] 综上所述, 城市女性的生育抉择同时受中国传统生育文化全面二孩政策的实施职场压力的共同影响, 但目前的研究对单独一孩双独一孩育龄女性的生育意愿研究较多, 对双非一孩育龄女性的生育意愿和生育抉择的实证研究较少, 从工作或职业角度对双非一孩育龄女性的生育抉择进行的实证研究更加阙如, 而这正是本文的研究主旨 1. 数据来源三数据和变量本研究的数据来自于风笑天教授项目组于 2015 年 4 7 月在全国 12 个城市进行的一项抽样调查, 调查的抽样方法及样本状况详见风笑天等人的相关论文 [14] 本研究以双非一孩育龄女性作为研究对象, 因此, 在调查数据中选取了生育了一个孩子且孩子母亲的年龄在岁的双非一孩母亲为调查对象, 符合条件的有效调查对象总数为 2536 人, 她们构成了本文分析的样本 2. 变量测量 (1) 因变量 : 生育抉择

3 第 3 期龙书芹, 等城市双非一孩育龄女性的就业状态对其二胎生育抉择的影响 85 风笑天等人认为一般意义上的生育抉择包括生不生生几个, 以及什么时候生等, 对于我国社会实施全面二孩政策的背景来说, 这种生育抉择主要体现在生不生第二个孩子, 以及什么时候生这个孩子 [1], 因此, 本研究对生育抉择的测量采用的是这个问题如果过几年国家开始实行全面二孩生育政策, 所有夫妻都可以生育两个孩子那样的话, 你是否想再生一个孩子? 其选项包括 1. 想再生一个 ;2. 如果年龄不超过 40 岁就再生一个 ;3 说不好不确定 ;4. 就算不限制也不想再生, 本文将这些选项处理成二分变量, 将选项 1 赋值为 1, 选项 3-4 赋值为 0, 就选项 2 而言, 由于其内容包含有年龄条件, 因此, 对于小于等于 39 岁的女性, 将选项 2 赋值为 1, 对于大于 40 岁的女性, 将选项 2 赋值为 0, 重新赋值之后,1 代表有生育二胎意愿,0 代表没有生育二胎意愿 (2) 自变量 : 就业状态根据已有的经验研究成果及笔者对现实状况的访谈和观察, 本文对育龄女性就业状态的测量包含以下几个方面 : 工作单位的单位性质工作时间 ( 每天工作时间每周休息天数加班情况 ) 职业发展 ( 培训机会对职业发展的看重程度晋升可能性 ) 工作表现 ( 努力程度工作完成情况 ) 工作与家庭的平衡生育对工作的影响经历 ( 第一个孩子对岗位职务工资等的影响带来的压力自己或她人因生育引起的就业歧视经历 ) (3) 控制变量由于中国传统生育文化的影响, 人们生育二胎的抉择可能和第一个孩子的性别有关, 因此, 将第一个孩子的性别作为控制变量, 另外, 还将一些人口学变量如年龄文化程度作为控制变量放入模型自变量以上所有自变量和控制变量的描述性统计结果见表 1 单位性质变量表 1 百分比 / 均值 ( 标准差 ) 国家机关事业单位 24 7% 国有企业集体企业 13 6% 个体私营企业 39 6% 合资外资企业 5 0% 工作状态所有自变量和控制变量的描述性统计结果备注定类变量, 以个体私营企业为参照类每天工作时间 8 01(2 19) 定距变量每周休息天数 1 71(.90) 定距变量加班情况 2 21(1 05) 定距变量, 没有 = 1, 很少 = 2, 有时 = 3, 经常 = 4 努力程度 4 16(0 75) 定距变量, 不努力 = 1, 不太努力 = 2, 一般 = 3, 比较努力 = 4, 很努力 = 5 工作完成情况 3 81(.73) 定距变量, 很不好 = 1, 不太好 = 2, 一般 = 3, 比较好 = 4, 非常好 = 5 职业发展对职业发展的看重程度 2 59(0 67) 定距变量, 很不看重 = 1, 不太看重 = 2, 比较看重 = 3, 非常看重 = 4 晋升的可能性 2 10(.74) 定距变量, 很小 = 1, 比较小 = 2, 比较大 = 3, 很大 = 4 工作和家庭的平衡工作与家庭的冲突状况 2 05(0 70) 定距变量, 没有冲突 = 1, 没太大冲突 = 2, 有较大冲突 = 3, 有很大冲突 = 4 二者冲突时的优先考虑对象精力在工作与家庭中的分配一孩生育对工作的影响经历.37(0 48) 定类变量, 投给工作多一些 = 1, 投给家庭多一些 = 0.20(0 40) 定类变量, 工作 = 1, 家庭 = 0 生育一孩对岗位的影响 2 11(0 56) 定距变量, 比以前差 = 1, 没有变化 = 2, 比以前好 = 3 生育一孩对职务的影响 2 19(0 57) 定距变量, 比以前低 = 1, 没有变化 = 2, 比以前高 = 3

4 86 东南大学学报 ( 哲学社会科学版 ) 第 19 卷续表 1 变量生育一孩对工资的影响生育一孩带来的工作压力因生育引发的就业歧视种类收入百分比 / 均值 ( 标准差 ) 备注 2 27(0 58) 定距变量, 减少了 = 1, 没有变化 = 2, 增加了 = (0 73).90(1 25) 2000 元及以下 15 1% 元 39 1% 元 18 4% 6001 元及以上 16 1% 控制变量定距变量, 减少很多 = 1, 减少一些 = 2, 没变化 = 3, 大了一些 = 4, 大了很多 = 5 定距变量以月收入 2000 元及以下为参照类第一个孩子的性别.519(.500) 定类变量, 男孩 = 0, 女孩 = 1 年龄 :30 岁及以下 8 1% 岁 22 9% 岁 42 4% 41 岁及以上 26 6% 教育程度 : 初中及以下 16 0% 高中 / 中专 29 1% 以 30 岁及以下为参照类大专 23 5% 以初中及以下为参照类本科及以上 31 2% 1. 双非一孩育龄女性的生育抉择四分析结果与解释年龄是很多双非一孩育龄女性进行生育决策时的重要考虑因素, 虽然有 15 3% 的人不考虑年龄因素, 明确表示想再生一个, 但也有 18 6% 的人表示如果年龄不超过 40 岁就再生一个, 考虑到本文的研究对象的年龄是岁, 且全面二胎政策的实施时间是 2016 年 1 月 1 日, 而本次调查实施时间是 2015 年, 因此, 以样本中受访者年龄 39 岁为界限, 将这 18 6% 的群体其实分为两个阵营, 一个是生 (39 岁及以下的群体 ), 一个是不生 ( 已超过 39 岁 ), 前者所占的比例为 11 6%, 后者所占的比例为 7 0%, 因此, 双非一孩育龄女性选择生二胎的比例为 26 9%(15 3% 加 11 6%) 2. 模型本研究的因变量生育抉择, 即是否想再生一个孩子, 因此采用二分 logistic 回归模型来分析双非一孩育龄女性的这一生育抉择, 在建构模型时, 首先将表 1 中的所有自变量及控制变量按照其类别分别计算, 结果显示, 工作状态和工作与家庭的平衡两大模块中的所有变量均对因变量无显著影响, 为了节省表格篇幅, 故将这部分结果略去, 没有显示在本文中, 在最后的总模型中也没有纳入这两个模块的所有变量其他所有自变量和控制变量对因变量的影响如表 2 所示表 2 双非一孩育龄女性二胎生育抉择的影响因素模型 ( 二分 logistic 回归 ) 模型 1 模型 2 模型 3 模型 4 模型 5 模型 6 控制变量一孩的性别 ( 男孩 = 0) 年龄 (31 岁及以下为参照组 ) (.094) (.116)

5 第 3 期龙书芹, 等城市双非一孩育龄女性的就业状态对其二胎生育抉择的影响 87 续表 2 模型 1 模型 2 模型 3 模型 4 模型 5 模型岁岁 41 岁及以上 (.172) (.164) (.200) (.237) (.228) (.265) 教育程度 ( 初中及以下为参照类 ) 高中 / 中专大专本科及以上单位性质 ( 个体私营企业为参照类 ) 国家机关事业单位国有集体企业外资合资企业.060 (..154).321 (.159).606 (.150).391 (.111) (.145) (.250).300 (.235).422 (.242).550 (.253).189 (.157) (.172) (.319) 职业发展对职业发展的看重程度晋升的可能性生育对工作的影响 (.077).243 (.069).078 (.100).106 (.093) 生育一孩对岗位的影响生育一孩对职务的影响生育一孩对工资的影响生育一孩所致的工作压力因生育引发的就业歧视收入 (2000 元及以下为参照类 ) (.115).375 (.121) (.106) (.073).027 (.041) (.128).256 (.140) (.121) (.087).030 (.047) 元 (.144) (.202) 元 (.162) (.226) 6001 元及以上 (.169) (.251) Constant (.184) (.072) (.198) (.377) (.126) (.565) 伪 R 似然比 X 括号里为标准误, P<0 1; P<0 05; P<0 01

6 88 东南大学学报 ( 哲学社会科学版 ) 第 19 卷模型 1 是仅含控制变量的模型, 从中可以看出, 一孩性别对双非一孩育龄妇女的生育抉择没有显著影响, 但双非一孩育龄妇女的年龄和教育程度都对其生育二胎的生育抉择有显著影响就年龄而言, 以 30 岁及以下为参照类, 岁的育龄妇女想再生一个孩子的发生比是参照类的 71 5% ( e = 0 715), 岁育龄妇女想再生一个孩子的发生比是参照类的 51 1% (e = 0 511), 41 岁及以上育龄妇女想再生一个孩子的发生比是参照类的 13 3% ( e = 0 133), 由此可见, 育龄妇女的年龄越大, 想再生一个孩子的发生比越小, 且 40 岁是育龄妇女的一个门槛,40 岁以上的育龄妇女想再生一个孩子的发生比锐减就教育程度而言, 以初中及以下为参照类, 高中 / 中专学历的育龄妇女想再生一个孩子的发生比比参照类略高, 但没有显著差异, 大专学历的育龄妇女想再生一个孩子的发生比是参照类的 1 38 倍 (e = 1 38), 本科及以上学历的育龄妇女想再生一个孩子的发生比是参照类的 1 83 倍 (e = 1 83), 因此, 育龄妇女的受教育程度越高, 想再生一个孩子的发生比越大在最终的模型 6 中, 年龄和教育程度对育龄妇女生育抉择的影响仍然存在, 只是影响的显著性水平有所改变各主要自变量对因变量的影响如下 : (1) 单位性质模型 2 显示的是育龄妇女所在单位的单位性质对其生育抉择的影响, 从中可以看到, 以个体私营企业为参照类, 在国有集体企业的育龄妇女想再生一个孩子的发生比略低于参照类, 但没有显著差异, 在国家机关事业单位的育龄妇女想再生一个孩子的发生比是参照类的 1 48 倍 (e = 1 48), 在外资合资企业的育龄妇女想再生一个孩子的发生比是参照类的 57 5%( e = 0 575), 因此各种单位性质的育龄妇女想再生一个孩子的发生比高低排序为 : 外资合资企业 < 国有集体企业 < 个体私营企业 < 国家机关事业单位, 在模型 6 中, 这种总体规律性仍然存在, 但显著性水平发生了变化, 仅仅是在合资外资企业与个体私营企业的育龄妇女想再生一个孩子的发生比有显著差异, 其他几种单位性质的育龄妇女的生育抉择没有显著差异 (2) 职业发展模型 3 的结果显示, 育龄妇女对职业发展的看重程度对其生育抉择并没有显著影响, 但她们自我评估的自己在工作上晋升和发展的机会大小对其生育抉择有显著影响, 但有趣的是, 她们所评估的未来晋升和发展的机会越大, 想再生一个孩子的发生比越大, 具体表现为晋升可能性每提升一个档次, 想再生一个孩子的发生比将增加 27 5%(e = 0 275), 而在模型 6 中, 其影响不再显著这里面折射出来的信息是, 双非一孩育龄女性对事业的追求并不会成为其生育二胎的阻力 (3) 生育对工作的影响模型 4 的结果显示的是生育对工作的影响对因变量的影响, 从中可以看到, 育龄妇女自身或身边朋友因生育而引发的就业歧视她们因生育一孩而引起的岗位变动工资变化工作压力变化都不会对其二孩生育抉择产生显著影响, 唯一有显著影响的是生育一孩对职务的影响会影响其二胎生育抉择, 具体表现为, 生育一孩有助于职务升迁的育龄妇女想再生一个孩子的发生比显著提高, 反之, 如果生育一孩导致其职务下降, 则会显著降低其生育二孩的发生比 (4) 收入收入既是反映育龄妇女就业状态的指标, 也是一个非常重要的人口学变量, 模型 5 的结果显示, 与参照类 ( 收入在 2000 元及以下 ) 相比, 收入水平在元和元这两个档次的育龄妇女想再生一个孩子的发生比都显著增加, 而收入在 6001 元及以上的育龄妇女想再生一个孩子的发生比虽然高于参照类, 但其系数仅在 0 1 水平上显著在模型 6 中, 收入的影响不再显著五结论和讨论本文运用全国 12 城市 2536 名双非一孩育龄妇女的调查数据, 了解她们的二胎生育抉择, 并

7 第 3 期龙书芹, 等城市双非一孩育龄女性的就业状态对其二胎生育抉择的影响 89 进一步揭示其就业状态与其二胎生育抉择的关系统计结果表明, 在双非一孩育龄妇女中, 有 26 9% 的人想再生一个孩子, 而由于双非一孩育龄妇女的基数较大, 因此, 可以预计在二胎政策之后释放较大的生育潜力同时, 双非一孩育龄妇女的就业状态确实会对其二胎生育抉择有显著影响, 但其影响似乎和预期有些差距, 具体如下 : 1. 双非一孩育龄妇女的二胎生育抉择具有明显的群体差异年龄文化程度虽然在模型中是控制变量, 但也是对因变量影响最显著的变量, 收入虽然是工资收入, 但也是区分群体的重要维度从模型结果看, 双非一孩育龄妇女的二胎生育抉择有明显的群体差异, 主要变现为 : 育龄妇女的年龄越大, 想再生一个孩子的发生比越小 ; 育龄妇女的受教育程度越高, 想再生一个孩子的发生比越大 ; 个人月收入在元之间的育龄妇女想再生一个孩子的发生比最高而从中看到的一个可喜现象是, 高知识群体的育龄妇女想再生一个孩子的发生比较高 2. 育龄妇女所在单位的单位性质是影响其二胎生育抉择的重要因素从总体而言, 在国家机关事业单位的育龄妇女想再生一个孩子的发生比最高, 且显著高于各类企业员工, 而国有集体企业与个体私营企业育龄妇女想再生一个孩子的发生比没有显著差异, 但这两者又显著高于合资外资企业员工 3. 双非一孩育龄妇女的二胎生育抉择虽已摆脱传统的性别偏好的影响, 但现代职业女性的身份和角色对其二胎生育抉择的影响仍不明显中国传统生育文化的一个重要方面是人们的性别偏好, 即重男轻女, 由此得出的合理推论是如果双非一孩夫妇的第一个孩子是女孩, 则她们更可能想再生一个孩子, 但模型结果显示, 第一个孩子的性别对双非一孩育龄女性的二胎生育抉择没有显著影响但另一方面, 有些学者从理论上想象或推论所认为的城市职业女性注重自身价值实现和职业发展而偏废婚育的状况, 在本研究中也没有得到证实模型结果显示, 双非一孩育龄妇女的工作状态工作与家庭的冲突与平衡状况她们对职业发展的看重程度她们从一孩生育中所获得的过往经验甚至不愉快工作体验都对其二胎生育抉择没有显著影响, 这说明她们的二胎生育抉择在很大程度上并不受其职业身份和角色影响 4. 职务晋升或事业发展在一定程度上促进双非一孩育龄妇女的二胎生育抉择在测量双非一孩育龄妇女就业状态的诸多变量中, 职务的变动是为数不多的对双非一孩育龄妇女的二胎生育抉择有一定程度影响的因素 ( 仅在独立模型中影响显著, 在最终模型中影响不显著 ) 一方面, 模型结果显示, 如果生育一孩有助于职务升迁, 则育龄妇女想再生一个孩子的发生比将显著提升, 而就其现实经历而言, 生育一孩后职务降低的比例仅为 7 8%, 但生育一孩后职务升迁的比例为 25 7%, 另有 60 3% 的人在职务上没有变化, 这说明女性生育并不会阻碍其职业生涯发展, 进一步的模型结果还显示, 育龄妇女预期晋升的可能性越大, 其想再生一个孩子的发生比越高这充分说明, 双非一孩育龄妇女对事业发展的追求不会成为其生育二胎的阻碍, 而她们从一孩生育中获得的积极经验反而会促进她们的二胎生育抉择概而述之, 双非一孩育龄妇女具体的工作状态工作努力程度对事业发展的看重程度工作与家庭的冲突等都对其二胎生育抉择没有显著影响, 她们的二胎生育抉择在更大程度上反映的是由其年龄受教育程度和工作所在单位性质体现的身份特征, 年轻的受教育程度高的在国家机关和事业单位工作的育龄妇女想再生一个孩子的可能性更大另外, 育龄妇女的职业发展虽然对其二胎生育抉择有一定影响, 但这种影响却并非是消极的, 最低程度而言, 她们对事业发展的追求不会成为她们二胎生育抉择的阻碍 [ 参考文献 ] [1] 风笑天, 李芬. 再生一个? 城市一孩育龄人群的年龄结构与生育意愿 [J]. 思想战线,2016(1). [2] 贾志科, 风笑天. 城市单独夫妇的二胎生育意愿基于南京保定五类行业 558 名青年的调查分析 [ J]. 人口学刊,2015

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China s family planning policy. Keywords family planning policy types of fertility policy fertility behavior sex preference Bongaarts 5 119

China s family planning policy. Keywords family planning policy types of fertility policy fertility behavior sex preference Bongaarts 5 119 2014 4 205 POPULATION & ECONOMICS No. 4 2014 Tot. No. 205 计划生育理论与实践陈卫 1 2, 靳永爱 1. 100872 2. 100872 : 本文在微观视角上考察中国计划生育政策的执行情况, 分析违反政策生育行为发生的水平和影响因素根据 2005 年全国 1% 抽样调查数据计算,1990 年以来违反政策生育的比例为 18. 95%,