一、引 言

隨著勞動力市場改革深入和數(shù)字經(jīng)濟快速發(fā)展，我國勞動力市場中非正規(guī)就業(yè)的規(guī)模和比重呈逐年上升趨勢

。《中國就業(yè)發(fā)展報告(2019)》(就業(yè)藍皮書)顯示，自2019年以來，工作呈現(xiàn)碎片化、平臺型的新形態(tài)，穩(wěn)定的雇傭關(guān)系比例降低，非正規(guī)就業(yè)占據(jù)重要地位。較之男性，女性在正規(guī)就業(yè)中更易受到排斥，下崗后再就業(yè)也更加困難。當(dāng)正規(guī)就業(yè)崗位供需失衡時，女性更易通過非正規(guī)就業(yè)渠道進入勞動力市場

。國家統(tǒng)計局的相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，我國育齡婦女平均生育子女個數(shù)從1990年的2.35個下滑到2019年的1.635個。由于生育率長期低迷、出生人口持續(xù)減少，我國就業(yè)人數(shù)自2017年開始下降，正面臨“低生育陷阱”、年輕勞動力短缺、養(yǎng)老負擔(dān)過重的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。關(guān)于女性勞動參與對生育意愿的負向影響已被部分研究證實

。生育意愿代表個體最優(yōu)生育決策下的子女?dāng)?shù)量，即在我國不受計劃生育政策限制時個體希望生育的子女?dāng)?shù)量。然而，鮮有文獻考察非正規(guī)就業(yè)對已婚女性個體生育意愿的影響。

非正規(guī)就業(yè)一直被各經(jīng)濟體視作保持勞動力市場彈性的重要方式，在我國常被稱作靈活就業(yè)，可滿足氣候、季節(jié)、市場需求變化等因素導(dǎo)致的企業(yè)彈性用工需求和靈活經(jīng)營的目的

。新冠肺炎疫情的暴發(fā)導(dǎo)致我國2020年上半年出現(xiàn)大范圍的停產(chǎn)停工。企業(yè)通過招聘大量的臨時工、主動或被動地實施彈性工作制、采取遠程辦公等方式起到了靈活組織生產(chǎn)的目的。但新冠肺炎疫情的沖擊也突顯正規(guī)就業(yè)者與非正規(guī)就業(yè)者之間的差異，非正規(guī)就業(yè)者面臨收入銳減甚至零收入、陷入階段性失業(yè)等嚴(yán)重的經(jīng)濟問題。已有研究證實，較之正規(guī)就業(yè)者，非正規(guī)就業(yè)者通常勞動收入較低、福利保障較差、違約成本和解約成本較低、工作穩(wěn)定性較差、難以獲得與職業(yè)技能有關(guān)的培訓(xùn)和再就業(yè)較為困難等

。而收入水平、就業(yè)機會、教育水平和女性家庭地位是影響個體生育意愿的重要因素

。非正規(guī)就業(yè)者的生育機會成本較低會提高其生育意愿，收入較低則難以養(yǎng)育較多子女。因此，非正規(guī)就業(yè)對已婚女性個體生育意愿的凈效應(yīng)有待實證檢驗。

直接研究非正規(guī)就業(yè)影響生育意愿的文獻較少，僅少數(shù)文獻考察了女性勞動參與對生育意愿的影響。Hackett和Marquez-Padilla(2019)指出，洗碗機的應(yīng)用和普及替代了女性的家務(wù)勞動，促使一部分墨西哥女性獲得非正規(guī)就業(yè)機會和工資性收入，從而降低了整體生育率

。李月等(2020)發(fā)現(xiàn)我國女性勞動參與對個體生育意愿產(chǎn)生負向影響，主要是女性勞動參與提高了家庭收入而減少女性對家庭照護的時間

。本文利用1997—2011年我國CHNS的非平衡面板數(shù)據(jù)，探討非正規(guī)就業(yè)對已婚女性個體生育意愿的影響。

本文的研究發(fā)現(xiàn)：第一，較之正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)顯著提高已婚女性想要生育的孩子數(shù)量，替代效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位。第二，在劃分非正規(guī)就業(yè)類型、采用不同的控制變量、區(qū)分年齡和收入水平后，上述結(jié)論仍然穩(wěn)健。在克服內(nèi)生性問題后，較之正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)使已婚女性個體愿意生育孩子的數(shù)量增加了0.465個。第三，修改后的《中華人民共和國勞動合同法》(下文簡稱新《勞動合同法》)的實施弱化了非正規(guī)就業(yè)對已婚女性個體生育意愿的正向影響。

本文的貢獻主要體現(xiàn)在四個方面：第一，從研究視角看，首次考察非正規(guī)就業(yè)對個體生育意愿的影響效應(yīng)，為理解發(fā)展中國家生育率下降提供新的角度；第二，從研究方法看，利用社區(qū)非正規(guī)就業(yè)比例作為個體非正規(guī)就業(yè)的工具變量，較好地克服了潛在的內(nèi)生性問題，并使用傾向得分匹配法糾正樣本可能存在的選擇性偏差，從而得到更為可靠的計量結(jié)果；第三，從研究內(nèi)容看，進行較為全面的穩(wěn)健性檢驗，并采用基于傾向得分匹配的倍差法進一步考察新《勞動合同法》這一政策沖擊對該效應(yīng)的作用；第四，從研究結(jié)論看，為政策制定者通過鼓勵靈活就業(yè)和完善相關(guān)勞動法律法規(guī)等方式調(diào)節(jié)非正規(guī)就業(yè)比例來間接調(diào)控人口數(shù)量提供有益的理論支撐。

二、相關(guān)文獻綜述與影響渠道

(一)關(guān)于生育意愿的內(nèi)部影響因素

Becker(1960)的家庭經(jīng)濟學(xué)提出女性生育成本-收益理論及子女質(zhì)量與數(shù)量替代理論，認為收入提高會通過收入效應(yīng)和替代效應(yīng)影響個體生育決策

。在將孩子視作耐用消費品的前提下，收入效應(yīng)刻畫了隨著收入增加，父母傾向于生育更多孩子。由于孩子越多，所需投入家庭的時間越多，自我增值的時間就越少。替代效應(yīng)刻畫了隨著收入的增加，父母養(yǎng)育孩子的時間機會成本上升，從而降低其生育意愿。與此同時，家庭財富和社會地位通常是借助提高子女的人力資本來代際傳承的

。在認識到教育回報率與教育水平之間的正比例關(guān)系后，替代效應(yīng)還刻畫了隨著收入的增加，子女質(zhì)量會在一定程度上替代子女?dāng)?shù)量，家長更加注重提高子女的健康程度和教育水平，從而進一步降低其生育意愿。實際上，收入效應(yīng)和替代效應(yīng)相互作用，凈效應(yīng)一般不清楚。然而，國內(nèi)外學(xué)者從不同的角度解釋現(xiàn)實中生育意愿下降的原因，已得到較為一致的結(jié)論，即女性收入水平的提高會降低其生育意愿。一是就業(yè)機會的增加及隨之而來的收入提升。已婚女性可通過參與勞動獲得收入，從而提高家庭總收入

。已有研究發(fā)現(xiàn)，女性勞動參與率的提高降低了其生育意愿

。二是教育水平的提高帶來的就業(yè)機會的增加和收入的提升及來自于職業(yè)晉升和教育回報率提高引致的收入提升。已有研究證實存在生育工資懲罰，人力資本越高的女性的生育機會成本越高，女性的受教育年限增加對其生育意愿具有負向影響

。Health和Jayachandran(2016)采用1991—2011年世界銀行的國別數(shù)據(jù)研究后發(fā)現(xiàn)，隨著發(fā)展中國家女性受教育年限的增加和勞動參與率的提高，其生育意愿逐步下降

。劉豐和胡春龍(2018)的研究發(fā)現(xiàn)高學(xué)歷女性和高收入女性選擇推遲育齡以獲得更高的教育回報率，人力資本對其生育意愿具有負向影響。三是收入提升縮小了婚內(nèi)收入差距，進而帶來女性家庭地位的提高

。郭凱明等(2016)發(fā)現(xiàn)當(dāng)女性家庭地位上升提高了家庭對女性福利水平的重視程度時，女性的生育意愿和家庭勞動時間卻下降

。

(二)影響渠道

關(guān)于直接研究非正規(guī)就業(yè)對女性生育意愿影響的文獻較為少見，間接的研究主要涉及非正規(guī)就業(yè)對微觀個體收入的影響。較之正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)降低個體勞動收入

。風(fēng)險溢價理論認為非正規(guī)就業(yè)者的解雇成本和監(jiān)督成本相對較低，面臨較高的工作不穩(wěn)定性，失業(yè)風(fēng)險較高，因此應(yīng)獲得一定的風(fēng)險溢價作為補償

。然而，非正規(guī)就業(yè)者的收入通常低于正規(guī)就業(yè)者，二者的收入差距呈不斷擴大的趨勢

。一是除受教育年限、工作經(jīng)驗等人力資本特征上的差異外，非正規(guī)就業(yè)者與正規(guī)就業(yè)者的收入差距仍存在無法解釋的部分

，即勞動力市場歧視造成的收入差距。二是較之正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)抑制個體人力資本的積累和變現(xiàn)

。盡管少數(shù)研究發(fā)現(xiàn)女性臨時工可通過“干中學(xué)”不斷縮小與正規(guī)就業(yè)者之間的工資差距，甚至通過經(jīng)驗積累最終達到或趕超正規(guī)就業(yè)者的工資水平

，但較之正規(guī)就業(yè)者，非正規(guī)就業(yè)者不僅較少對自身進行教育投資，難以獲得與提升技能有關(guān)的培訓(xùn)，還缺少獲得職業(yè)晉升的機會

，降低了其經(jīng)驗回報率

。在諸多發(fā)展中經(jīng)濟體中，正規(guī)就業(yè)比例較低，大部分勞動者尤其是從事技術(shù)門檻較低工作的勞動者常經(jīng)歷頻繁的工作轉(zhuǎn)換

。經(jīng)濟形勢低迷時期，非正規(guī)就業(yè)者也只能獲得短期的固定合同或失業(yè)

。

2.被解釋變量：生育意愿

。在我國，如果不受計劃生育政策限制，個體希望生育的子女?dāng)?shù)量即為生育意愿。CHNS在1991—2011年針對在婚、喪偶和離婚的所有52歲以下的婦女調(diào)查了其生育觀，詢問其“如果可以自由選擇生育數(shù)量，是否還想要孩子？”“如果還想要孩子，想要孩子的數(shù)量是多少？”這兩個問題，二者之和為生育意愿。生育意愿分布如表1所示。

4.區(qū)分個體的收入水平。孩子的養(yǎng)育成本和生育機會成本是直接影響已婚女性生育意愿的重要因素。雖然在基本回歸中控制了家庭總收入，但考慮到不同收入水平的已婚女性可承擔(dān)的養(yǎng)育成本和面臨的生育機會成本存在差異，本文根據(jù)已婚女性收入水平的分位數(shù)將其劃分為4個子樣本并分別進行回歸(結(jié)果見表9)。結(jié)果顯示，對于收入水平在(p25,p75]的已婚女性，非正規(guī)就業(yè)的估計系數(shù)均在1%的水平上顯著為正；對于收入水平在(0,p25]和(p75,p100]的已婚女性，非正規(guī)就業(yè)的估計系數(shù)分別在10%和5%的水平上顯著為正。這說明在考慮已婚女性個體收入差異的影響后，前文的估計結(jié)果依然穩(wěn)健。

三、數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(China Health and Nutrition Survey,CHNS)，為北卡羅來納州立大學(xué)人口中心負責(zé)采集的人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查包括1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009、2011和2015年共10輪，覆蓋遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西、貴州、北京、上海和重慶等地區(qū)，已被眾多學(xué)者開展與個體生育決策有關(guān)的研究所采納。本文采用CHNS的數(shù)據(jù)主要有三點原因：第一，較之其他公開的微觀數(shù)據(jù)，CHNS的時間跨度較長，可在此基礎(chǔ)上構(gòu)建一個微觀個體層面的非平衡面板數(shù)據(jù)；第二，可獲取已婚女性的生育意愿信息；第三，可獲取已婚女性是否為非正規(guī)就業(yè)信息。本文的樣本限定在1997—2011年的52歲以下、18歲以上的已婚女性，未處理過的數(shù)據(jù)共計14099個觀測值。

(二)模型設(shè)定

基于上述分析，我們可構(gòu)建如下的回歸模型：

(1)

(2)

首先，針對被解釋變量大多取值為0、是否存在Over-dispersion現(xiàn)象這兩個問題，我們分別采用零膨脹泊松回歸(ZIP)、負二項回歸和泊松回歸進行檢驗(結(jié)果列示于表3的(1)—(3)列)。(1)列的ZIP的結(jié)果顯示，Vuong統(tǒng)計量為-0.00，絕對值遠小于1.96，故不能拒絕“可以使用標(biāo)準(zhǔn)泊松回歸”的原假設(shè)。(2)列的負二項回歸的結(jié)果顯示，Alpha值接近于0，不存在Over-dispersion現(xiàn)象，說明使用負二項回歸并不優(yōu)于泊松回歸。進一步考察是否存在Over-dispersion現(xiàn)象時，被解釋變量生育意愿的標(biāo)準(zhǔn)差(1.051)是均值(0.884)的1.25倍，也表示不存在Over-dispersion現(xiàn)象，均值與標(biāo)準(zhǔn)差值并沒有太大的差異。因此，計數(shù)模型使用標(biāo)準(zhǔn)泊松回歸較為合適。(4)、(5)列分別為泊松回歸的邊際效應(yīng)和發(fā)生比率，(6)列為式(1)的OLS回歸結(jié)果的對照。(1)—(6)列的回歸結(jié)果顯示，非正規(guī)就業(yè)均在1%的水平上顯著為正。

4)焊縫組織試樣則選用FeCl3 5 g -HCl 15 mL-H2O100 mL溶液腐蝕15 s左右。

(3)

式(3)的變量含義與式(1)、(2)一致。

“一帶一路”是符合我國國情的發(fā)展戰(zhàn)略，它的實施將促進中國經(jīng)濟，社會，文化的迅速發(fā)展，并促進沿線國家之間的經(jīng)濟文化交流。因而國家戰(zhàn)略層面的政策不容忽視，這些政策是指導(dǎo)紡織服裝產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)?！耙粠б宦贰钡恼呤状翁岢鲋?，相關(guān)具體實施政策陸續(xù)推出，如圖1所示。

如前文所述，非正規(guī)就業(yè)者在勞動條件、工作穩(wěn)定性和社會保障等方面均處于弱勢。在我國的勞動力市場中，非正規(guī)就業(yè)者與正規(guī)就業(yè)者之間的收入差距呈現(xiàn)逐漸擴大的趨勢

。近年來，我國勞動力市場化改革強調(diào)讓每個勞動者體面就業(yè)。2008年，新《勞動合同法》開始實施及一系列勞動法規(guī)陸續(xù)出臺，不斷加大各項勞動者權(quán)益保障政策的執(zhí)行力度，對是否簽訂勞動合同、固定期限合同轉(zhuǎn)為非固定期限合同、社會保障、違約和解約等予以規(guī)范。例如，新《勞動合同法》規(guī)定用人單位與勞動者簽訂兩次固定期限的勞動合同，再續(xù)簽時必須簽訂無固定期限的勞動合同，如果超過一年仍不簽約的，自動視為與勞動者簽訂無固定期限的勞動合同。已有研究證實了新《勞動合同法》實施的有效性。陳祎和劉陽陽(2010)采用博弈論的方法，證實簽訂勞動合同提高了進城務(wù)工人員收入，并在控制樣本選擇性偏差后，簽訂合同依舊可顯著提高14%—14.9%的月收入

。杜鵬程等(2018)利用雙重差分法評估新《勞動合同法》的實施對農(nóng)民工福利水平的影響，發(fā)現(xiàn)新《勞動合同法》降低農(nóng)民工的工作時長、提高其擁有各項社會保險的比例，在消除樣本的選擇性偏誤后該結(jié)論同樣成立

。新《勞動合同法》的實施通過弱化非正規(guī)就業(yè)引致的收入降低程度，進而弱化非正規(guī)就業(yè)對已婚女性個體生育意愿產(chǎn)生正向影響。

因此，較之正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)引致的收入下降通過收入效應(yīng)和替代效應(yīng)影響個體生育意愿。收入效應(yīng)刻畫了隨著非正規(guī)就業(yè)后，個體的收入下降、預(yù)算約束增加，實際消費能力降低，個體傾向于生育更少的孩子。替代效應(yīng)刻畫了隨著非正規(guī)就業(yè)后，個體的收入下降，生育孩子的機會成本減少，通過子女人力資本代際傳承家庭財富和社會地位的需求降低，在生育決策時更加注重子女?dāng)?shù)量而非子女質(zhì)量，從而提高了其生育意愿。綜上所述，非正規(guī)就業(yè)引致的收入下降通過收入效應(yīng)降低個體生育意愿，通過替代效應(yīng)提高個體生育意愿。根據(jù)已有研究得到的較為一致的結(jié)論，收入水平的提高會降低個體生育意愿，據(jù)此可推斷非正規(guī)就業(yè)將提高個體生育意愿，即替代效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，凈效應(yīng)為正。

在互聯(lián)網(wǎng)上搜索有關(guān)華堂村的經(jīng)濟資料，發(fā)現(xiàn)介紹華堂村有關(guān)情況的網(wǎng)站、資料很少，雖有一些企業(yè)在網(wǎng)上打了廣告，但是網(wǎng)頁除了公司名稱、電話外，很少有其他信息.在走訪村委的時候發(fā)現(xiàn)許多辦公室中沒有電腦，在信息時代，電腦是辦公必不可少的工具，沒有配備電腦和網(wǎng)絡(luò)則無法及時獲取最新信息，嚴(yán)重脫離時代.

隨著國民經(jīng)濟發(fā)展，為適應(yīng)建設(shè)創(chuàng)新型國家的重大需求，我國高等教育迫切要求培養(yǎng)高素質(zhì)人才和創(chuàng)新型人才?！皺C械工程測試技術(shù)”是一門多學(xué)科交融課程，但在實際的教學(xué)過程中，往往由于其理論性強、實踐性強等特點，學(xué)生普遍存在“入門難”“理解困難”等問題[1]。

此外，模型中還加入地區(qū)固定效應(yīng)

、時間固定效應(yīng)

及殘差項

，由此產(chǎn)生5個年份二元虛擬變量(以1997年為基準(zhǔn))、10個地區(qū)二元虛擬變量(以北京為基準(zhǔn))。地區(qū)虛擬變量主要是控制地區(qū)地理位置、經(jīng)濟發(fā)展水平和勞動力市場制度等因素對個體就業(yè)類型和生育意愿的影響。剔除缺失值后，各變量分布于1997、2000、2004、2006、2009和2011年的11個省市，包括遼寧(606)、黑龍江(1008)、江蘇(889)、山東(637)、河南(636)、湖北(677)、湖南(446)、廣西(739)、貴州(641)、北京(145)和上海(135)。

1.2 研究方法 A組采用舒利迭(英國Glaxo Operations UK Limited公司，生產(chǎn)批號：20150221)治療，50 μg/次，2次/d。B組在A組治療的基礎(chǔ)上加用復(fù)方異丙托溴銨(上海勃林格殷格翰藥業(yè)有限公司，生產(chǎn)批號：20150124)治療，將500 μg異丙托溴銨和2 ml氯化鈉溶液混合后，霧化吸入15～20 min，2次/d。

四、實證研究結(jié)果及分析

(一)基本回歸結(jié)果

表3的(3)列的結(jié)果顯示，非正規(guī)就業(yè)在1%的水平上顯著為正(0.231)。(6)列的OLS回歸結(jié)果與泊松回歸的結(jié)果一致，但泊松回歸的估計系數(shù)無法直接與OLS回歸系數(shù)的絕對值大小進行比較，需進一步測算邊際效應(yīng)。(4)列的邊際效應(yīng)測算結(jié)果顯示，非正規(guī)就業(yè)在1%的水平上顯著為正(0.204)，說明較之正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)使已婚女性愿意生育孩子的數(shù)量增加了0.204個。(5)列的發(fā)生比率測算結(jié)果顯示，非正規(guī)就業(yè)者的生育意愿的發(fā)生比率比正規(guī)就業(yè)者高26%。因此，較之正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)的已婚女性的生育意愿明顯更高。

(二)克服內(nèi)生性問題

Budig和England(2001)發(fā)現(xiàn)高工資能吸引女性從事靈活程度較低的工作，而已婚女性為撫養(yǎng)子女和照顧家庭也愿意接受與靈活程度較低的工作相對應(yīng)的低工資

。Gunther和Launov(2012)針對西非國家科迪瓦特的研究發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)就業(yè)者中有44.8%是迫于生活壓力和生存困境的低收入者被動選擇非正規(guī)就業(yè)，55.2%是高收入者主動選擇非正規(guī)就業(yè)

。因此，個體是否非正規(guī)就業(yè)具有自我選擇的特征，非正規(guī)就業(yè)與生育意愿之間可能存在雙向因果關(guān)系，本文采用兩種方法來盡可能地克服潛在的內(nèi)生性問題。

是什么原因能夠讓他們的田間管理如此精準(zhǔn)高效呢？他解釋說：“曾經(jīng)我們的祖輩需要上百人管理農(nóng)場，但隨著農(nóng)業(yè)機械化水平的不斷提高，和測土配方施肥技術(shù)的不斷升級，我們才能夠令繁重的田間管理變得如此輕松。特別是測土配方施肥技術(shù)的優(yōu)化升級，令施肥更加精準(zhǔn)高效，既減少了化肥投入，又保護了耕地，保證了作物產(chǎn)量和質(zhì)量?！?/p>

1.工具變量法。本文借鑒尹志超和張誠(2019)等的研究思路，利用同一社區(qū)已婚女性的非正規(guī)就業(yè)比例作為已婚女性非正規(guī)就業(yè)的工具變量

。一方面，Mcelroy和Yang(2000)指出收入水平等條件相似的家庭容易選擇同樣條件的生活社區(qū)

。從現(xiàn)實出發(fā)，同一社區(qū)女性勞動參與率與個體勞動參與率呈正相關(guān)關(guān)系，同一社區(qū)非正規(guī)就業(yè)比例與個體非正規(guī)就業(yè)概率也呈正相關(guān)關(guān)系。另一方面，同一社區(qū)已婚女性非正規(guī)就業(yè)比例與已婚女性個體生育意愿沒有直接關(guān)系。因此，使用同一社區(qū)已婚女性非正規(guī)就業(yè)比例作為工具變量是合適的。

從表4的(1)列看，第一階段的回歸結(jié)果顯示，社區(qū)已婚女性非正規(guī)就業(yè)比例在1%的水平上顯著為正(0.720)，說明社區(qū)已婚女性非正規(guī)就業(yè)比例與已婚女性個體非正規(guī)就業(yè)的概率具有較強的相關(guān)性。(1)列的工具變量有效性的檢驗結(jié)果顯示，不可識別檢驗Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量的P值為0，說明在1%的顯著性水平上拒絕“工具變量識別不足”的原假設(shè)。從第一階段弱工具變量的檢驗結(jié)果可知，以社區(qū)已婚女性非正規(guī)就業(yè)比例作為工具變量，弱工具變量檢驗Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量為2012.38，大于10%的偏誤下的臨界值16.38，即可拒絕弱工具變量的原假設(shè)。而Hansen統(tǒng)計量的P值為0，說明模型恰好識別，無需進行過度識別檢驗。因此，本文選取的工具變量是有效的。(2)列采用工具變量的泊松回歸結(jié)果顯示，在克服內(nèi)生性問題后，在其他條件不變的情況下，非正規(guī)就業(yè)在1%的水平上顯著為正，實證結(jié)果是穩(wěn)健的。由泊松回歸測算邊際效應(yīng)的結(jié)果看，較之正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)使已婚女性愿意生育孩子的數(shù)量增加了0.465個。

2.傾向得分匹配法。為更好地控制樣本的選擇性偏差，本文采用傾向得分匹配法(PSM)進行再檢驗。樣本分為處理組(

=1)和控制組(

=0)，通過為處理組的每一個觀測值匹配一個其他條件較為相近的控制組(非正規(guī)就業(yè)類型不同的除外)來構(gòu)建反事實因果狀態(tài)。借鑒王天宇和彭曉博(2015)、倪國華和蔡昉(2015)等的做法，用于篩選控制組的協(xié)變量包括已婚女性及其配偶的年齡、教育水平、戶口、年收入、個體所處地區(qū)和配偶是否為非正規(guī)就業(yè)

。配對后，可量化求出非正規(guī)就業(yè)對已婚女性個體生育意愿的平均處理效應(yīng)。

(4)

其中，

代表處理組，

代表控制組，

代表與非正規(guī)就業(yè)已婚女性匹配成功的正規(guī)就業(yè)已婚女性的權(quán)重系數(shù)。為保證計量結(jié)果的可靠性，本文分別采用1∶1匹配、1∶3近鄰匹配和核密度匹配三種方法來估計非正規(guī)就業(yè)的平均處理效應(yīng)

，回歸中同樣控制地區(qū)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)(回歸結(jié)果見表5)。

在表5的(1)列中，采用1∶1匹配、1∶3近鄰匹配和核密度匹配三種方法的結(jié)果顯示，非正規(guī)就業(yè)的平均處理效應(yīng)均在1%的水平上顯著為正，說明較之正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)顯著提高了已婚女性的生育意愿。本文還進行了匹配前后的平衡性檢驗，結(jié)果顯示協(xié)變量的偏差性均小于20%，匹配后的處理組與控制組不存在顯著差異，說明本文采用傾向得分匹配法是得當(dāng)?shù)摹?/p>

(三)穩(wěn)健性檢驗

近年來，相關(guān)工程實例針對客專橋梁結(jié)構(gòu)變形控制要求高，工程實例中大多推薦區(qū)間左右線隧道分開下穿相鄰橋跨，以增加隧道與樁基之間的凈距，對于不同的平面交叉關(guān)系、地層、區(qū)間左右線間距等采用了相對安全的土體加固、隔離措施，均達到了較為理想的效果。

2.添加不同的控制變量。已有研究認為，通常有兄弟姐妹的個體偏好組建一個大家庭，而出生于獨生子女家庭的個體則更加注重孩子質(zhì)量。因此，本文在控制變量中進一步加入已婚女性及其配偶的兄弟姐妹個數(shù)并重新進行回歸，結(jié)果列于表6的(3)列。結(jié)果顯示，非正規(guī)就業(yè)的估計系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正。此外，考慮到是否養(yǎng)育過小孩可改變已婚女性對生育小孩的看法，在一定程度上影響個體的最優(yōu)生育數(shù)量，但是否有孩子與年齡、家庭收入等因素高度相關(guān)，所以基準(zhǔn)模型中未加入其作為控制變量。本文的控制變量中加入是否有孩子二元虛擬變量并重新進行回歸，得到的結(jié)果列于表7的(1)列。結(jié)果顯示，非正規(guī)就業(yè)的估計系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正。

3.區(qū)分出生年份和年齡。我國自1979年開始實施獨生子女政策，按照二十周歲的法定結(jié)婚年齡計算，第一波受到該政策影響的育齡女性應(yīng)出生于1960年之前。雖然被解釋變量生育意愿為不受獨生子女政策限制時愿意生育的子女?dāng)?shù)量，但獨生子女政策長期實施可能會改變已婚女性的生育觀念。因此，本文將樣本分為1960年之前出生和1960年之后出生兩個子樣本并分別進行回歸，結(jié)果列于表7的(2)、(3)列。此外，從醫(yī)學(xué)角度看，35歲為女性最佳生育年齡的上限，35—40歲女性的生育能力直線下降，40歲以后女性生育的可能性出現(xiàn)斷崖式下滑。因此，本文將樣本分為35歲及以下、35—40歲、40歲及以上三個子樣本并分別進行回歸(見表8)。結(jié)果顯示，前文的估計結(jié)果仍然穩(wěn)健。

在公共衛(wèi)生事件輿情得到控制，順利解決之后，公民注意力仍未消散，不論是失職的官員或者是通過自媒體平臺傳播不實信息的造謠者，都應(yīng)該有一個全面系統(tǒng)的制度對其進行約束和責(zé)任的追究，培養(yǎng)人們在自媒體時代的責(zé)任意識，規(guī)范輿論環(huán)境。失職官員的追究則可以強化官員在事件中的作用和意識，同時通過法律的威懾使得官員更加關(guān)注事件的妥善解決，后續(xù)的結(jié)果也有利于輿論的平息。

1.區(qū)分非正規(guī)就業(yè)類型。非正規(guī)就業(yè)者可進一步區(qū)分為個體經(jīng)營者和非個體經(jīng)營者兩類。其中，個體經(jīng)營者包括有雇工的個體經(jīng)營者和無雇工的個體經(jīng)營者，非個體經(jīng)營者包括臨時工、領(lǐng)取工資的家庭幫工和無報酬的家庭幫工等。個體經(jīng)營者和非個體經(jīng)營者的收入水平、工作穩(wěn)定性和工作自主權(quán)等方面均存在顯著差異。因此，本文將非正規(guī)就業(yè)者分為個體經(jīng)營者和非個體經(jīng)營者兩類并重新進行回歸，得到的結(jié)果列于表6的(1)、(2)列。結(jié)果顯示，個體經(jīng)營者和非個體經(jīng)營者的非正規(guī)就業(yè)的估計系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。

(四)進一步研究：新《勞動合同法》的作用

1.關(guān)鍵解釋變量：非正規(guī)就業(yè)

。根據(jù)國際勞工組織ILO(2004)的定義

，我們構(gòu)建非正規(guī)就業(yè)，取值1代表非正規(guī)就業(yè)

，取值0則代表正規(guī)就業(yè)。在問卷調(diào)查中，如果受訪者選擇的是為他人或單位工作的長期工(包括企事業(yè)單位、大/中小集體企業(yè)、集體農(nóng)場、私人企業(yè))、為他人或單位工作的合同工，則取值為0；如果受訪者選擇的是有雇工的個體經(jīng)營者、無雇工的個體經(jīng)營者(包括農(nóng)民)、臨時工、領(lǐng)取工資的家庭幫工、無報酬的家庭幫工，則取值為1。最終得到正規(guī)就業(yè)者2393個、非正規(guī)就業(yè)者4166個。

考慮到本文只能觀測到非正規(guī)就業(yè)者的生育意愿，無法直接觀測到非正規(guī)就業(yè)者為正規(guī)就業(yè)者時的生育意愿，新《勞動合同法》的實施可能會提高勞動者自愿接受非正規(guī)就業(yè)的意愿，因而存在樣本選擇性偏差和估計偏誤。為此，本文采用基于傾向得分匹配的倍差法(PSM-DID)對新《勞動合同法》的作用進行檢驗。樣本分為處理組(

=1)和控制組(

=0)，通過為處理組的每一個觀測值匹配一個其他條件較為相近的控制組(就業(yè)類型不同的除外)來構(gòu)建反事實因果狀態(tài)。協(xié)變量的定義同前文一致，具體的回歸方程設(shè)定如下：

工作時調(diào)速電機通過鏈傳動帶動軸旋轉(zhuǎn)，軸通過支撐輪帶動滾筒旋轉(zhuǎn)。在旋轉(zhuǎn)過程中，滑板受到凸輪槽的限位作用，在滾筒及支撐輪組成的滑道內(nèi)上下運動。凸輪槽結(jié)構(gòu)如圖2所示。

=

+

+

+

*

+

+

+

+

(5)

其中，時間變量

={0,1}，2008年及之后的年份取值為1，2008年之前取值為0；處理變量

={0,1}，個體處于處理組時取值為1，處于控制組時取值為0；時間變量和處理變量的交互項系數(shù)

是我們重點關(guān)注的雙重差分效果，其他變量與前文的定義一致。傾向得分匹配可克服樣本選擇性偏差，倍差法可消除處理組與控制組之間不隨時間變化的不可觀測異質(zhì)性，本文分別采用1∶1匹配、1∶3近鄰匹配和核密度匹配三種方法的倍差法進行估計(結(jié)果見表10)。

高良鄉(xiāng)另外一個習(xí)俗——祭“母豬神”，目前也已經(jīng)少見，其原因就是殺豬祭祀，負擔(dān)過重。祭“母豬神”跟祭家神不同，并不是每家都祭祀，通常是養(yǎng)母豬的人家，遇到豬瘟以及各種不順才需要。但由于有這位“母豬神”，以致養(yǎng)母豬的成本增加，所以，陶興文說，在高良鄉(xiāng)，很多苗族現(xiàn)在都不養(yǎng)母豬。

表10的(1)—(3)列的結(jié)果顯示，在采用不同的PSM-DID方法進行檢驗時，交互項均在1%的水平上顯著為負，時間變量在1%的水平上顯著為負，處理變量在1%的水平上顯著為正，說明2008年實施的新《勞動合同法》顯著降低了已婚女性的生育意愿，弱化了非正規(guī)就業(yè)對已婚女性生育意愿的正向影響。這與前文的預(yù)期一致，不僅在一定程度上證明新《勞動合同法》實施的有效性，也部分解釋了生育率下降的原因。

五、結(jié)論及政策建議

本文利用1997—2011年CHNS的非平衡面板數(shù)據(jù)，實證考察非正規(guī)就業(yè)對已婚女性個體生育意愿的影響?；贐ecker的家庭生育決策模型的理論分析，非正規(guī)就業(yè)引致的收入下降通過增加家庭預(yù)算約束降低個體生育意愿，還通過降低生育機會成本提高個體生育意愿。較之正規(guī)就業(yè)，非正規(guī)就業(yè)顯著提高了已婚女性想要生育的孩子數(shù)量，非正規(guī)就業(yè)對已婚女性生育意愿的凈效應(yīng)為正；在劃分非正規(guī)就業(yè)類型、采用不同的控制變量、區(qū)分年齡和收入水平后，上述結(jié)論仍然穩(wěn)??；在克服內(nèi)生性問題后，非正規(guī)就業(yè)使已婚女性愿意生育孩子的數(shù)量增加了0.465個；2008年實施的新《勞動合同法》顯著降低了已婚女性的生育意愿，并弱化非正規(guī)就業(yè)對已婚女性生育意愿的正向影響。

本文的研究發(fā)現(xiàn)具有如下的政策內(nèi)涵。第一，計劃生育政策并非控制人口的唯一途徑，政府可通過提高正規(guī)就業(yè)比例來間接調(diào)控人口數(shù)量，實現(xiàn)從強制少生過渡到自愿采用生育質(zhì)量替代生育數(shù)量的方式，這也有助于為我國加快培養(yǎng)大量的中高端技能勞動力，以實現(xiàn)“促進我國產(chǎn)業(yè)邁向全球價值鏈中高端”的目標(biāo)和彌補數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的技能缺口。第二，在全面放開“二孩”等生育政策效果不佳時，政府可通過鼓勵靈活就業(yè)、倡議正規(guī)就業(yè)采用彈性工作制的方式達到穩(wěn)就業(yè)的目標(biāo)，同時提高已婚女性的生育意愿。第三，2008年新《勞動合同法》的實施在提高非正規(guī)就業(yè)者的就業(yè)穩(wěn)定性和社會保障等方面起到了積極作用，但也降低了非正規(guī)就業(yè)者的生育意愿。因此，政府應(yīng)將調(diào)整勞動法律法規(guī)作為調(diào)控人口數(shù)量的措施之一。

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