李駿　汪偉

關(guān)鍵詞：失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)；二孩生育意愿；流動人口；失業(yè)保險(xiǎn)；長期居留意愿

中圖分類號：F241.4；C924.2 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1000-176X（2024）04-0107-11

一、問題的提出

很多國家正在經(jīng)歷或已經(jīng)經(jīng)歷了生育率快速下降的過程，為此現(xiàn)有研究從多方面對個體生育決策過程進(jìn)行了細(xì)致分析。自從貝克爾將成本效用分析框架引入家庭生育行為研究［1］，很多學(xué)者借助該框架分析了家庭收入［2-3］、家庭財(cái)富［4-5］、代際支持［6-7］和生育機(jī)會成本［8-9］等因素對個體生育行為的影響。近年來，中國生育率持續(xù)下降，2019年總和生育率跌破1. 5的警戒線，2023年全年出生人口僅為902萬人，2023年總?cè)丝谳^上一年減少了208萬人。面對嚴(yán)峻的人口形勢，雖然中國政府逐步放開生育限制，相繼出臺了一系列鼓勵生育的政策措施，但結(jié)果不盡如人意，育齡人群的生育意愿和生育水平仍持續(xù)走低。曾被視為生育主力軍的流動人口的生育水平近年來也持續(xù)走低，根據(jù)2014年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)（以下簡稱“CMDS2014”），流動人口中打算生育二孩的人數(shù)占比僅為11. 72%。中國流動人口規(guī)模巨大，根據(jù)第七次全國人口普查數(shù)據(jù)，2020年中國流動人口約有37 582萬人，占全國總?cè)丝诘?6%。因此，流動人口的生育觀念、生育意愿、生育水平對人口結(jié)構(gòu)及總和生育率影響較大。由于流動人口的生育水平變動對人口長期均衡發(fā)展的影響較大，所以流動人口的低生育意愿和低生育率引起了學(xué)者的關(guān)注［10-13］。

流動人口通過遷移實(shí)現(xiàn)了收入的增加［14］，但為什么流動人口的生育意愿還很低呢？根據(jù)現(xiàn)有研究，由于養(yǎng)育子女涉及未來相當(dāng)長的一個階段，未來的收入狀況和失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對生育決策的影響極其關(guān)鍵，因而生育決策不僅僅受當(dāng)前收入水平的影響［15-17］。雖然流動人口可能在城市找到了工作，但其收入不確定性更高，對失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)也更加敏感，這可能是流動人口生育意愿和生育率低的重要原因。因此，有必要重點(diǎn)研究失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)與流動人口生育意愿之間的因果關(guān)系。關(guān)于失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)與生育行為的因果關(guān)系，現(xiàn)有研究結(jié)論并沒有達(dá)成一致［18-20］。其原因可能如下：其一，不同群體對失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的感知是不同的，如體制內(nèi)就業(yè)的群體對失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的感知明顯不同于體制外就業(yè)的群體。其二，不同群體受到的就業(yè)保護(hù)程度不同，其生育行為對失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的反應(yīng)也不同。其三，關(guān)于失業(yè)率與生育行為之間的研究大多缺乏因果關(guān)系的分析，僅局限于二者之間的相關(guān)關(guān)系。因此，本文從感知不確定性、預(yù)期收入和人口回流視角重新審視失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)與流動人口二孩生育意愿之間的因果關(guān)系。

與以往文獻(xiàn)相比，本文可能的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩個方面：一方面，從失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)這一不確定性視角分析了其對流動人口二孩生育意愿的影響，豐富了流動人口生育行為研究的相關(guān)文獻(xiàn)。另一方面，提出并驗(yàn)證了失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)通過感知不確定性效應(yīng)、預(yù)期收入效應(yīng)和人口回流效應(yīng)降低流動人口二孩生育意愿，從而揭示了失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)影響流動人口二孩生育意愿的內(nèi)在機(jī)制。

二、理論分析與研究假設(shè)

根據(jù)貝克爾的生育經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，一個孩子的生育成本與父母在該孩子身上花費(fèi)的時間和他們想在孩子身上投入的金錢有關(guān)［21］，這就意味著養(yǎng)育孩子的成本不是固定的，而是根據(jù)父母對孩子“質(zhì)量”的期望和要求而變化?，F(xiàn)有研究普遍認(rèn)為，低收入本身并不一定造成低生育率，因?yàn)槿藗儠鶕?jù)自己當(dāng)前的收入狀況相應(yīng)地調(diào)整他們對孩子“質(zhì)量”的期望和要求［22］。通常情況下，失業(yè)將導(dǎo)致人們的收入水平大幅低于他們在工作時所達(dá)到的收入水平，這對于大多數(shù)人來說意味著他們將無法實(shí)現(xiàn)自己對孩子原本的期望和要求，這反過來可能會降低他們的生育意愿［22］。但是，失業(yè)同時意味著生育機(jī)會成本的降低，尤其對于女性而言［23］，這可能對個體的生育意愿產(chǎn)生正向影響［24］。因此，失業(yè)對于個體生育意愿的影響并不確定。

但個體失業(yè)和整體失業(yè)率對生育行為的影響有所不同，整體失業(yè)率提高并不意味著個體處于失業(yè)狀態(tài)，只是意味著失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)上升。一方面，當(dāng)整體失業(yè)率上升導(dǎo)致個體失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)上升時，個體觀察到的就業(yè)機(jī)會越來越少，雖然并沒有處于失業(yè)狀態(tài)，但個體認(rèn)為自己當(dāng)前的就業(yè)并不穩(wěn)定，隨時有可能失業(yè)［25］，從而使得其未來收入水平大幅下降，這將降低他們的生育意愿。另一方面，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)上升意味著再次找到工作的可能性降低。對于女性而言，生育很可能導(dǎo)致職業(yè)生涯中斷和被解雇的風(fēng)險(xiǎn)上升［26］。因此，為了降低被解雇和失去工作的風(fēng)險(xiǎn)，女性更可能選擇不生育二孩。基于以上分析，筆者提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)會降低流動人口二孩生育意愿。

失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)上升通常伴隨經(jīng)濟(jì)的不確定性提高，使個體在面對未來的經(jīng)濟(jì)前景和個人發(fā)展前景時感到不確定性上升。這種感知不確定性上升會使個體更加謹(jǐn)慎和保守，特別是在考慮擴(kuò)大家庭規(guī)模問題時［27］。因此，當(dāng)外界的失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)上升時，個體對就業(yè)不確定性的感知也相應(yīng)上升，進(jìn)而導(dǎo)致其生育意愿下降［25］。工作單位的性質(zhì)不僅反映了工作的穩(wěn)定性，還決定了勞動力對失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的感知，在國有企業(yè)和事業(yè)單位等體制內(nèi)工作的群體，他們的就業(yè)相對穩(wěn)定，收入波動性更?。?8］，對失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的敏感程度更低。因此，對于在國有企業(yè)和事業(yè)單位就業(yè)的群體而言，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對其生育意愿的影響相對有限?；谝陨戏治觯P者提出以下假設(shè)：

假設(shè)2a：失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)通過感知不確定性效應(yīng)影響流動人口二孩生育意愿。

失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)上升意味著未來收入可能會急劇減少，從而導(dǎo)致個體的預(yù)期收入減少。收入是影響個體生育決策的主要因素之一，預(yù)期收入對流動人口生育意愿的影響也不容忽視。生育子女既涉及消費(fèi)支出決策，也涉及人力資本投資決策，因而由失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)帶來的預(yù)期收入下降將抑制個體的生育意愿。Prifti和Vuri［29］的研究結(jié)果表明，就業(yè)保護(hù)可以提高個體的生育意愿，主要原因在于就業(yè)保護(hù)使得個體在失業(yè)后的收入不會顯著減少［30］。如果個體擁有失業(yè)保險(xiǎn)，其預(yù)期收入就不會減少太多［31］。因此，對于那些擁有失業(yè)保險(xiǎn)的個體而言，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對其生育意愿的影響相對有限?；谝陨戏治觯P者提出以下假設(shè)：

假設(shè)2b：失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)通過預(yù)期收入效應(yīng)影響流動人口二孩生育意愿。

本文的研究對象為流動人口，流動人口與當(dāng)?shù)鼐用裆庠傅挠绊懸蛩卮嬖谝欢ǖ膮^(qū)別。流動人口在城市工作和生活可能受到一些歧視［32］，因而融入城市對流動人口在城市的工作和生活至關(guān)重要［33-34］。Dong等［35］的實(shí)證研究結(jié)果表明，城市融入水平和長期居留意愿的提高可以提升流動人口的生育需求。根據(jù)新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論，勞動力流動的目的主要是為了追求更高的收入和更好的就業(yè)機(jī)會［36］，當(dāng)一個城市的失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)不斷上升、就業(yè)機(jī)會減少時，勞動力將選擇離開，其長期居留意愿將隨之降低［37］。因此，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)上升將降低流動人口的長期居留意愿，即產(chǎn)生人口回流效應(yīng)，從而降低其二孩生育意愿?；谝陨戏治?，筆者提出以下假設(shè)：

假設(shè)2c：失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)通過人口回流效應(yīng)影響流動人口二孩生育意愿。

三、研究設(shè)計(jì)

（一） 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來源于CMDS2014，原因如下：第一，CMDS2014由國家衛(wèi)生健康委員會（以下簡稱“國家衛(wèi)健委”） 組織實(shí)施，覆蓋全國31個省份，得到的數(shù)據(jù)具有較好的權(quán)威性和全國代表性。第二，CMDS2014被國家衛(wèi)健委用于追蹤流動人口在城市的生活情況和就業(yè)情況，數(shù)據(jù)具有很強(qiáng)的專業(yè)性。第三，針對本文所研究的問題，CMDS2014中有關(guān)于流動人口二孩生育意愿（是否打算再要一個孩子） 的數(shù)據(jù)，并且還有流動人口二孩生育計(jì)劃具體時間的數(shù)據(jù)，這為本文的研究提供了很好的數(shù)據(jù)支持。

此次調(diào)查始于2014年5月，盡管可能與全面二孩政策放開之后的實(shí)際情況存在一定偏差，但影響不大。本文采用2014年數(shù)據(jù)的原因如下：第一，2016年相關(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)中缺少關(guān)于生育意愿的數(shù)據(jù)，因而2014年數(shù)據(jù)仍然是目前能夠獲得的關(guān)于流動人口生育意愿較具代表性的數(shù)據(jù)。第二，全面二孩政策主要影響在國有企業(yè)和事業(yè)單位就業(yè)的群體，而流動人口受其影響較小。此外，全面二孩政策放開后，流動人口二孩生育意愿低的現(xiàn)象并未得到明顯緩解。

由于本文關(guān)注的是失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的影響，因而剔除了處于失業(yè)狀態(tài)的樣本。鑒于本文研究的是二孩生育意愿，因而僅保留了已經(jīng)生育了一個孩子的樣本?？紤]到大多數(shù)人在年齡超過60周歲后就不再生育，本文剔除了年齡超過60周歲的樣本；綜合考慮中國目前的法定結(jié)婚年齡（女性滿20周歲、男性滿22周歲） 和女性的育齡期（15—49周歲），本文保留女性年齡在20—49周歲之間、男性年齡在22—60周歲之間的樣本。此外，本文剔除相關(guān)變量存在缺失值的樣本，最終獲得59 452個樣本，其中男性樣本36 768個，女性樣本22 684個。

（二） 變量選取

⒈被解釋變量

本文被解釋變量為流動人口二孩生育意愿（Fert），流動人口打算再生育一個孩子取值為1，否則取值為0。

⒉解釋變量

本文解釋變量為失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)（upl）。失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)既可以采用失業(yè)率隨時間的變化衡量，又可以采用地區(qū)層面的個體失業(yè)發(fā)生率衡量［38］。前者一般用于宏觀層面的時間序列數(shù)據(jù)分析，由于本文使用的是微觀個體數(shù)據(jù)，所以采用后者衡量失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。參考以往文獻(xiàn)，本文將失業(yè)的流動人口定義為16—59周歲、有就業(yè)意愿、有勞動能力無工作且隨時可以投入到工作中的流動人口。根據(jù)CMDS2014中的問題“五一前一周是否做過一個小時以上有收入工作”判斷流動人口是否處于無工作狀態(tài)，再通過問題“4月份是否找過工作”判斷其是否有就業(yè)意愿，如果兩個問題的回答是無工作和4月份找過工作，則界定為失業(yè)。失業(yè)率即失業(yè)人口占經(jīng)濟(jì)活動人口①的比重。因此，本文采用流動人口失業(yè)率衡量失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。

⒊機(jī)制變量

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)通過感知不確定性效應(yīng)、預(yù)期收入效應(yīng)和人口回流效應(yīng)影響流動人口二孩生育意愿，本文采用就業(yè)單位性質(zhì)檢驗(yàn)感知不確定性效應(yīng)，采用是否擁有失業(yè)保險(xiǎn)檢驗(yàn)預(yù)期收入效應(yīng)，采用長期居留意愿檢驗(yàn)人口回流效應(yīng)。就業(yè)單位性質(zhì)（formal），國有企業(yè)或事業(yè)單位取值為1，否則取值為0；失業(yè)保險(xiǎn)（unisure），擁有失業(yè)保險(xiǎn)取值為1，否則取值為0；長期居留意愿（backh），打算在本地居住5年及以上取值為1，否則取值為0。

⒋控制變量

本文選取如下個體層面的控制變量：性別（gender），男性取值為1，女性取值為0；年齡（age），采用觀測年份與出生年份的差值衡量；民族（nation），漢族取值為1，否則取值為0；受教育年限（edu），接受學(xué)歷教育的年限；戶籍（hukou），農(nóng)業(yè)戶口取值為1，否則取值為0；創(chuàng)業(yè)（enter），就業(yè)身份為雇主或自營勞動者取值為1，否則取值為0；跨省流動（tpro），跨省流動取值為1，否則取值為0；跨市流動（tcit），跨市流動取值為1，否則取值為0；本地居住時間（nlive），采用觀測年份與遷入年份的差值衡量；一孩年齡（fcage），采用觀測年份與第一個孩子出生年份的差值衡量；一孩性別（fcgender），第一個孩子為女孩取值為1，否則取值為0；一孩隨遷（fcmig），第一個孩子隨遷取值為1，否則取值為0；月收入（income），采用上個月收入的自然對數(shù)衡量；養(yǎng)老保險(xiǎn)（oldsure），有城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險(xiǎn)取值為1，否則取值為0；醫(yī)療保險(xiǎn)（helsure），有城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)取值為1，否則取值為0；獨(dú)生子女（onechild），自己或配偶是獨(dú)生子女取值為1，否則取值為0；本地家庭人口數(shù)（size），采用在流入城市同住的家庭成員數(shù)衡量；自有住房（house），在流入城市自購了住房取值為1，否則取值為0。本文選取如下城市層面的控制變量：醫(yī)院床位數(shù)（hosp），采用城市每萬人擁有的醫(yī)院床位數(shù)衡量；人均GDP（gdp），采用城市人均GDP的自然對數(shù)衡量；第三產(chǎn)業(yè)占比（rthird），采用城市第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重衡量；省會城市（capcity），省會城市取值為1，否則取值為0。

（三） 模型設(shè)定

由于被解釋變量為虛擬變量，所以本文采用Probit模型實(shí)證分析失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對流動人口二孩生育意愿的影響，基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定如下：

（四） 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表1是本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表1可以看出，流動人口二孩生育意愿的均值僅為0. 1172。失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的均值為0. 0307，低于2014 年國家統(tǒng)計(jì)局公布的城鎮(zhèn)居民登記失業(yè)率4. 09%，這與現(xiàn)有相關(guān)研究的結(jié)論是一致的。一方面，流動人口選擇跨地區(qū)流動的目的大多數(shù)是追求較高收入，而取得收入的前提是實(shí)現(xiàn)就業(yè)，流動人口為了更快就業(yè)可能會選擇社會保障水平較低、工作環(huán)境較差和待遇水平不高的崗位。另一方面，流動人口在失去工作或長時間找不到工作時，會選擇回流到戶籍所在地。

在機(jī)制變量方面，平均8. 34%的流動人口在體制內(nèi)就業(yè)，平均18. 68%的流動人口擁有失業(yè)保險(xiǎn)。在流動人口的個體特征方面，男性平均占比為61. 84%，平均年齡約為34歲，平均受教育年限約為10年，平均80. 87%的流動人口為農(nóng)村戶籍，平均41. 92%的流動人口的就業(yè)身份為雇主或自營勞動者，平均48. 47%的流動人口選擇跨省流動，流動人口本地居住時間平均約為5年。在流動人口的一孩特征方面，一孩中平均38. 04%為女孩，一孩隨遷均值為68. 54%。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一） 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2是本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，表2列（1） 沒有引入控制變量，表2列（2） 引入了個體層面和城市層面的控制變量。表2列（1） 的回歸結(jié)果顯示，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)為-0. 6520，且在1%的水平上顯著。表2列（2） 的回歸結(jié)果顯示，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)為-0. 6113，且在1%水平上顯著，這表明失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)能夠降低流動人口二孩生育意愿。假設(shè)1得以驗(yàn)證。此外，男性流動人口二孩生育意愿普遍高于女性，農(nóng)村戶籍流動人口的二孩生育意愿更高，一孩性別為女孩的流動人口的二孩生育意愿更高，經(jīng)濟(jì)更發(fā)達(dá)地區(qū)流動人口的二孩生育意愿更低。

（二） 內(nèi)生性檢驗(yàn)

由于本文使用截面數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，基準(zhǔn)回歸結(jié)果可能存在較強(qiáng)的內(nèi)生性問題。一方面，遺漏變量問題，雖然回歸模型中引入了各種個體層面的控制變量，還引入了城市層面的控制變量，但仍可能遺漏一些不可觀測的重要變量。如果遺漏變量同時與失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)和流動人口二孩生育意愿存在相關(guān)性，這將使回歸結(jié)果存在一定偏誤。另一方面，反向因果問題，具有更高二孩生育意愿的流動人口可能會把更多精力傾注在孩子身上，從而可能對其工作表現(xiàn)產(chǎn)生一定影響，甚至可能導(dǎo)致其職業(yè)生涯中斷，進(jìn)而可能反向影響所在城市流動人口整體失業(yè)率。

為了克服內(nèi)生性問題，本文參考Andersen和?zcan［15］的做法，選取流動人口所在城市平均每萬人擁有的規(guī)模以上企業(yè)數(shù)量（以下簡稱“萬人企業(yè)數(shù)”） 作為工具變量。工具變量選取的關(guān)鍵是其與被解釋變量有一定的相關(guān)性，但不直接影響被解釋變量。一方面，本文選取的工具變量為萬人企業(yè)數(shù)，其與流動人口的失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)存在相關(guān)性。具體而言，城市中企業(yè)數(shù)量增加意味著更多的就業(yè)機(jī)會，從而提高了流動人口在該城市找到工作的概率，降低了失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。另一方面，萬人企業(yè)數(shù)并不能直接影響個體生育行為，這是工具變量的排他性要求，確保工具變量對被解釋變量的影響路徑是通過其對就業(yè)機(jī)會的影響而非其他途徑。因此，萬人企業(yè)數(shù)為本文解決內(nèi)生性問題提供了有效手段。此外，本文還進(jìn)一步將平均每萬人擁有的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)量（以下簡稱“萬人工業(yè)企業(yè)數(shù)”） 作為失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的工具變量。

表3列（1） 和列（2） 匯報(bào)了萬人企業(yè)數(shù)（rfirm） 作為工具變量的回歸結(jié)果。第一階段回歸結(jié)果顯示，萬人企業(yè)數(shù)與失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這表明本文的工具變量滿足相關(guān)性要求；工具變量檢驗(yàn)結(jié)果表明，本文選取的工具變量不存在弱工具變量問題。第二階段回歸結(jié)果顯示，本文采用工具變量法緩解內(nèi)生性問題后，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)依然顯著為負(fù)，這證實(shí)了本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。表3列（3） 和列（4） 匯報(bào)了萬人工業(yè)企業(yè)數(shù)（gyrfirm） 作為工具變量的回歸結(jié)果。第一階段回歸結(jié)果顯示，萬人工業(yè)企業(yè)數(shù)與失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這表明本文的工具變量滿足相關(guān)性要求；工具變量檢驗(yàn)結(jié)果表明，本文選取的工具變量不存在弱工具變量問題。第二階段回歸結(jié)果顯示，本文利用工具變量法緩解內(nèi)生性問題后，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)依然顯著為負(fù)，這證實(shí)了本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

（三） 穩(wěn)健性檢驗(yàn)①

⒈更換解釋變量衡量方式

本文進(jìn)一步采用區(qū)縣層面的流動人口失業(yè)率衡量失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，更換解釋變量衡量方式的回歸結(jié)果顯示，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，這表明本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

⒉改變樣本

本文剔除失業(yè)率為0的城市進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果顯示，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。考慮到自雇群體的就業(yè)靈活性很大，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對該群體的影響可能較小。本文刪除就業(yè)類型為自雇的樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果顯示，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù)的絕對值均大于全樣本回歸系數(shù)的絕對值，這表明本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

（四） 異質(zhì)性分析

⒈性別異質(zhì)性

由于女性對風(fēng)險(xiǎn)更加敏感，更加厭惡風(fēng)險(xiǎn)［39］，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對男性和女性生育意愿的影響可能不同。表4列（1） 和列（2） 分別是失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對男性和女性流動人口二孩生育意愿的影響。失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對男性和女性流動人口二孩生育意愿的回歸系數(shù)分別為-0. 5538和-0. 7263，且均顯著，組間系數(shù)差異檢驗(yàn)P值為0. 0150，這表明失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對女性流動人口二孩生育意愿的負(fù)向影響更明顯。

⒉年齡異質(zhì)性

青年時期是個體技能學(xué)習(xí)的黃金期，其對失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的承受能力也更低，因而失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對青年流動人口二孩生育意愿的影響可能更大。本文將年齡小于等于30歲的流動人口界定為青年流動人口，年齡大于30歲的流動人口界定為非青年流動人口，表4列（3） 和列（4） 分別給出了失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對青年和非青年流動人口二孩生育意愿的影響。失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對青年和非青年流動人口二孩生育意愿的回歸系數(shù)分別為-1. 2465和-0. 3321，且均顯著，組間系數(shù)差異檢驗(yàn)P值為0. 0300，這表明失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對青年流動人口二孩生育意愿的負(fù)向影響更明顯。

（五） 機(jī)制檢驗(yàn)

⒈感知不確定性效應(yīng)

就業(yè)單位的性質(zhì)決定了流動人口對失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的感知不確定性。本文通過分組回歸分別檢驗(yàn)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對體制內(nèi)和體制外流動人口二孩生育意愿的影響，以檢驗(yàn)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)是否通過感知不確定性效應(yīng)影響流動人口二孩生育意愿。從表5列（1） 和列（2） 可以看出，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對體制內(nèi)流動人口二孩生育意愿的影響不顯著，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對體制外流動人口二孩生育意愿的影響顯著為負(fù)，這表明失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)通過感知不確定性效應(yīng)負(fù)向影響流動人口二孩生育意愿。假設(shè)2a得以驗(yàn)證。

⒉預(yù)期收入效應(yīng)

當(dāng)面臨較高失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)時，如果個體擁有失業(yè)保險(xiǎn)，其預(yù)期收入不會減少太多。本文通過分組回歸分別檢驗(yàn)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對有無失業(yè)保險(xiǎn)流動人口二孩生育意愿的影響，以檢驗(yàn)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)是否通過預(yù)期收入效應(yīng)影響流動人口二孩生育意愿。從表5列（3） 和列（4） 可以看出，對于有失業(yè)保險(xiǎn)的流動人口，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對其二孩生育意愿的影響不顯著；對于沒有失業(yè)保險(xiǎn)的流動人口，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對其二孩生育意愿的影響顯著為負(fù)，這表明失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)通過預(yù)期收入效應(yīng)負(fù)向影響流動人口二孩生育意愿。假設(shè)2b得以驗(yàn)證。

⒊人口回流效應(yīng)

所在城市失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)增加將導(dǎo)致流動人口長期居留意愿降低，從而降低其二孩生育意愿。為了驗(yàn)證這一假設(shè)，本文檢驗(yàn)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對長期居留意愿的影響，以檢驗(yàn)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)是否通過人口回流效應(yīng)影響流動人口二孩生育意愿。從表5列（5） 可以看出，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)會顯著降低長期居留意愿，這表明失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)通過人口回流效應(yīng)負(fù)向影響流動人口二孩生育意愿。假設(shè)2c得以驗(yàn)證。

（六） 進(jìn)一步分析

除了二孩生育意愿，CMDS2014中還有流動人口具體打算生育二孩的時間，根據(jù)調(diào)查問卷的內(nèi)容，本文構(gòu)造了生育時間變量，如果流動人口打算在明年或后年生育二孩，則生育時間取值為1，否則取值為0。本文進(jìn)一步分析失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對不同類型流動人口二孩生育時間的影響。從表6列（1） 和列（2） 可以看出，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)分別在10%和1%水平上推遲體制內(nèi)和體制外流動人口二孩生育時間。從表6列（3） 和列（4） 可以看出，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對有失業(yè)保險(xiǎn)的流動人口二孩生育時間的影響不顯著，但會顯著推遲沒有失業(yè)保險(xiǎn)的流動人口的二孩生育時間。

五、研究結(jié)論與政策啟示

基于CMDS2014，本文采用Probit模型實(shí)證研究了失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對流動人口二孩生育意愿的影響及作用機(jī)制。研究結(jié)果顯示：失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)會降低流動人口二孩生育意愿；失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)對女性和青年流動人口二孩生育意愿的負(fù)向影響更明顯；失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)通過感知不確定性效應(yīng)、預(yù)期收入效應(yīng)和人口回流效應(yīng)降低流動人口二孩生育意愿；除了降低生育意愿，失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)還會顯著推遲流動人口生育二孩時間。基于以上分析，筆者得出以下政策啟示：首先，就業(yè)不確定性上升不一定導(dǎo)致生育意愿下降，其前提是個體感知到就業(yè)不確定性上升。當(dāng)經(jīng)濟(jì)不確定性上升時，為了防止生育意愿和生育率下降，不僅需要降低失業(yè)率，而且需要通過相關(guān)政策降低居民對就業(yè)不確定性的敏感程度，加強(qiáng)就業(yè)保護(hù)，提高就業(yè)群體的工作安全感。

其次，失業(yè)保險(xiǎn)在應(yīng)對就業(yè)不確定性對生育意愿的負(fù)向影響方面具有重要作用?，F(xiàn)有研究大多關(guān)注養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)的作用，忽視了失業(yè)保險(xiǎn)的作用。因此，應(yīng)普及失業(yè)保險(xiǎn)，適度提高失業(yè)保險(xiǎn)的待遇，這對防止就業(yè)不確定性上升導(dǎo)致生育率下降具有重要作用。

最后，應(yīng)加快推進(jìn)流動人口市民化，促進(jìn)流動人口更快、更好地融入城市。推動流動人口市民化不僅有助于釋放流動人口的消費(fèi)需求，而且有助于提高流動人口的生育意愿，這對于中國人口長期均衡發(fā)展具有重要意義。因此，各級政府應(yīng)加快制定和落實(shí)針對流動人口的公共服務(wù)均等化政策，提高流動人口的長期居留意愿。