劉子瓊， 李 佳

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 公共管理學(xué)院，遼寧 大連 116025)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

從20世紀(jì)70年代開(kāi)始實(shí)施的計(jì)劃生育政策使我國(guó)生育率得到強(qiáng)有力的控制，但隨之而來(lái)的是老齡化程度的加快，失獨(dú)老人增加，獨(dú)生子女在生育和養(yǎng)老等諸多方面面臨壓力。為緩解老齡化程度加深和社會(huì)人口結(jié)構(gòu)老化，我國(guó)政府開(kāi)始推行積極的生育政策，實(shí)現(xiàn)了自2013年開(kāi)始實(shí)施的“單獨(dú)二孩”政策到2016年的“全面二孩”政策的過(guò)渡。盡管二孩政策使生育率得到提高，但整體生育率依然維持在較低水平。生育意愿是對(duì)居民生育行為進(jìn)行預(yù)判的重要參數(shù)，對(duì)居民的生育意愿進(jìn)行考察能夠?yàn)樘岣呔用駥?shí)際生育率提供參考。

作為一項(xiàng)私人領(lǐng)域的決策，顧寶昌(1992)[1]認(rèn)為居民生育意愿是人們關(guān)于自身生育決策和生育行為的態(tài)度、看法和價(jià)值觀念，并且在很大程度上影響著居民的生育決策。關(guān)于家庭生育決策的微觀經(jīng)濟(jì)分析可追溯到二十世紀(jì)50年代。Leibenstein(1957)[2]從成本收益分析的角度提出邊際子女選擇理論，即人們選擇生育的子女?dāng)?shù)取決于孩子所帶來(lái)的滿足與撫養(yǎng)新生兒所需要負(fù)擔(dān)的成本之間的平衡，并且新增孩子的邊際效用將隨家庭經(jīng)濟(jì)地位的上升而遞減。此后Becker(1960)[3]在效用最大化的理論框架下討論了家庭生育決策的問(wèn)題。在邊際子女選擇理論的分析框架下，從靜態(tài)平衡的角度來(lái)看，父母的角色是消費(fèi)者，子女?dāng)?shù)受養(yǎng)育成本和預(yù)算約束的影響。Caldwell(1999)[4]則進(jìn)一步指出隨著生活方式的迅速變化和家庭教育投資的擴(kuò)大，家長(zhǎng)對(duì)子女更高素質(zhì)的追求，將使其限制生育子女?dāng)?shù)的可能性逐漸提高。居民生育決策是居民綜合權(quán)衡的結(jié)果。住房消費(fèi)對(duì)生育數(shù)量影響的理論研究主要是在家庭效用最大化的新古典框架下展開(kāi)的。從住房的性質(zhì)來(lái)看，住房所有權(quán)本身具有明顯的正外部性，穩(wěn)定的住所可以給家庭和個(gè)人帶來(lái)更大的安全感和滿足感[5]；宋德勇(2017)[6]基于微觀家庭決策模型分析，發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)上漲會(huì)顯著降低城鎮(zhèn)已婚居民的二孩生育意愿；劉一偉(2017)[7]從家庭資源配置的角度發(fā)現(xiàn)住房公積金與城市定居對(duì)流動(dòng)人口生育意愿存在擠入效應(yīng)和擠出效應(yīng)，而住房公積金對(duì)擠出效應(yīng)有弱化作用?？傮w而言，居民的住房消費(fèi)和養(yǎng)育子女成本都是家庭極為重要的開(kāi)支，同時(shí)，住房消費(fèi)又是影響居民生育意愿的重要因素。

已有文獻(xiàn)有關(guān)住房對(duì)于生育意愿的影響主要聚焦在房?jī)r(jià)變動(dòng)、住房公積金制度層面，而反映住房消費(fèi)的住房面積、家庭房產(chǎn)數(shù)量等因素尚未得到應(yīng)有的關(guān)注。本文擬引入住房面積、家庭房產(chǎn)數(shù)量和房?jī)r(jià)水平三個(gè)指標(biāo)來(lái)探究居民住房消費(fèi)對(duì)其生育意愿的影響。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源與模型設(shè)定

1. 數(shù)據(jù)來(lái)源與變量描述

(1) 數(shù)據(jù)來(lái)源 考慮到數(shù)據(jù)可得性，本文所用數(shù)據(jù)源自2015 年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查 (CGSS) 的原始數(shù)據(jù)，該調(diào)查內(nèi)容涵蓋被調(diào)查者的個(gè)人特征、家庭特征和社會(huì)特征等多方面內(nèi)容。同時(shí)為了進(jìn)一步描述住房消費(fèi)中的當(dāng)?shù)刈》烤鶅r(jià)指標(biāo)，本文選取《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2015)中各地區(qū)當(dāng)年的住房平均價(jià)格，并通過(guò)區(qū)分住房均價(jià)較低地區(qū)、居中地區(qū)和較高地區(qū)分別對(duì)其賦值。考慮到育齡年齡的限制，本文僅選取年齡在49歲及以下的居民作為有效樣本，并剔除無(wú)效樣本，最終得到4 092個(gè)有效樣本。

(2) 變量描述 本文關(guān)注的是居民住房消費(fèi)對(duì)其生育意愿的影響，被解釋變量為居民生育意愿，即居民意愿生育子女的數(shù)量。關(guān)于居民生育意愿的問(wèn)題在CGSS2015問(wèn)卷中表現(xiàn)為問(wèn)題A37“如果沒(méi)有政策限制的話，您希望有幾個(gè)孩子”，被調(diào)查的居民可根據(jù)自己的主觀意愿填寫(xiě)具體數(shù)量。居民所填數(shù)量以“1”“2”“3”居多，因此本文在對(duì)居民生育意愿進(jìn)行分析時(shí)，將其劃分為三類進(jìn)行研究，分別為“1個(gè)及以下”“2個(gè)”和“3個(gè)及以上”。

下頁(yè)表1 給出了居民生育意愿的分布情況。從總樣本看，有效樣本中生育意愿以“2個(gè)”孩子居多，約占總樣本的69.99%；生育意愿為“1個(gè)及以下”和“3個(gè)及以上”的分別占總樣本的22.31%和7.7%。按居民生育性別偏好劃分的數(shù)量分布來(lái)看，當(dāng)前以偏好中立者居多，占總樣本的79.18%。有男孩偏好的居民比有女孩偏好的居民占比略高，占總樣本的10.46%；而有女孩偏好的居民則占8.77%?？傮w來(lái)看，有男孩偏好的居民數(shù)量依然略高于有女孩偏好的居民。在具有男孩偏好的居民中，以生育意愿為1個(gè)及以下的居民居多，占具有男孩偏好居民樣本的85.51%。在具有女孩偏好的居民中，同樣也以生育意愿為1個(gè)及以下的居民居多，占具有女孩偏好居民總數(shù)的81.34%。無(wú)論是有男孩偏好的居民還是有女孩偏好的居民，隨著生育意愿的提高，居民的生育性別偏好都在逐漸減弱。對(duì)性別偏好持中立態(tài)度的居民中有84.72%的人更愿意生育2個(gè)孩子。居民生育意愿越高，對(duì)子女的性別偏好中立的越多，即隨著生育意愿的增加，男孩偏好會(huì)大幅降低。由此可見(jiàn)，提高居民的生育意愿，不僅有利于緩解人口老齡化帶來(lái)的人口年齡結(jié)構(gòu)失衡，同樣有利于降低我國(guó)人口的性別失衡。按居民性別劃分來(lái)看，男性和女性的生育意愿占比都十分接近，女性意愿生育“2個(gè)”孩子的數(shù)量略高于男性，而意愿生育“1個(gè)及以下”和“3個(gè)及以上”孩子的數(shù)量均略低于男性。按居民城鄉(xiāng)劃分來(lái)看，城鎮(zhèn)居民意愿生育“1個(gè)及以下”孩子的數(shù)量高于農(nóng)村居民，而意愿生育“2個(gè)”和“3個(gè)及以上”孩子的數(shù)量均低于農(nóng)村居民?？梢?jiàn)總體而言，農(nóng)村居民的生育意愿較城鎮(zhèn)居民更高。

表1 居民生育意愿的分布情況 %

本文的核心自變量住房消費(fèi)則用三個(gè)指標(biāo)進(jìn)行衡量。一是家庭擁有的房產(chǎn)數(shù)量。家庭擁有房產(chǎn)數(shù)量?jī)H1套或更少的賦值為1，有2套賦值為2,有3套及以上賦值為3；二是當(dāng)前居住的住房面積，指家庭當(dāng)前的住房面積大小，由CGSS2015問(wèn)卷中的A11“您現(xiàn)在住的這座住房的套內(nèi)建筑面積是(平方米)”得到；三是當(dāng)?shù)刈》烤鶅r(jià)水平，該數(shù)據(jù)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2015)中各地區(qū)2015年住房均價(jià)，通過(guò)對(duì)不同地區(qū)住房均價(jià)進(jìn)行劃分，將較低住房均價(jià)賦值為1，居中地區(qū)住房均價(jià)賦值為2，較高地區(qū)住房均價(jià)賦值為3。詳見(jiàn)表2。

表2 研究變量及其說(shuō)明

控制變量包括居民的教育水平、宗教信仰、政治面貌、家庭人口數(shù)、醫(yī)保狀況、工作狀況、養(yǎng)老責(zé)任、傳統(tǒng)性別觀念和女性家庭經(jīng)濟(jì)地位。教育水平通過(guò)教育年限進(jìn)行度量，“未上過(guò)學(xué)”為0，“小學(xué)”為6，“初中”為9，“高中、中專和職高”為12，“大學(xué)本科”為16，“研究生及以上”為19。宗教信仰通過(guò)二分變量進(jìn)行度量，“有宗教信仰”為1，其他為0。政治面貌也是二分變量，“中共黨員”為1，其他為0。家庭人口數(shù)即為問(wèn)卷中的“您家目前住在一起的通常有幾個(gè)人？”進(jìn)行度量。醫(yī)保狀況也是二分變量，參加了基本醫(yī)療保險(xiǎn)則為1，其他為0。居民的工作狀況中，若當(dāng)前從事非農(nóng)工作則為1，其他為0。養(yǎng)老責(zé)任通過(guò)問(wèn)卷A41“您認(rèn)為有子女的老人的養(yǎng)老主要應(yīng)該由誰(shuí)負(fù)責(zé)？”進(jìn)行度量，若“主要由子女負(fù)責(zé)”則取1，其他取0。問(wèn)卷中“社會(huì)態(tài)度”部分的五個(gè)問(wèn)題與傳統(tǒng)性別觀念相關(guān)，即“男人以事業(yè)為重，女人以家庭為重”“男性能力天生比女性強(qiáng)”“干得好不如嫁得好”“在經(jīng)濟(jì)不景氣時(shí)，應(yīng)該先解雇女性員工”“夫妻應(yīng)該均等分?jǐn)偧覄?wù)”。被調(diào)查居民需對(duì)這五個(gè)問(wèn)題進(jìn)行5 級(jí)李克特量表的認(rèn)同程度評(píng)分?；诖?，本文對(duì)這五個(gè)問(wèn)題的得分進(jìn)行加權(quán)平均(問(wèn)題5反向計(jì)分)，最后得到相應(yīng)數(shù)值，數(shù)值區(qū)間為1-5，得分越高，則意味著居民的傳統(tǒng)性別觀念越強(qiáng)。女性家庭經(jīng)濟(jì)地位則是通過(guò)“妻子總收入/夫妻雙方總收入之和”進(jìn)行衡量，數(shù)值越大，則說(shuō)明女性家庭經(jīng)濟(jì)地位越高。

2. 計(jì)量模型

為分析住房消費(fèi)對(duì)居民生育意愿的影響，本文選取有序Logit模型分析住房消費(fèi)對(duì)居民生育意愿的影響。居民生育意愿劃分為三個(gè)有序變量，分別為“至少1個(gè)”“2個(gè)”“3個(gè)及以上”。具體模型如下：

P(CW=1)=G(α1+β1number+β2price+β3area+βiXi)

(1)

P(CW=2)=G(α2+β1number+β2price+β3area+βiXi)-P(CW=1)

(2)

P(CW=3)=1-P(CW=1)-P(CW=2)

(3)

其中，CW表示居民生育意愿；number表示居民家庭擁有的住房數(shù)量；price表示居民所在地區(qū)的住房均價(jià)水平；area表示居民當(dāng)前住房的面積；Xi表示其他控制變量；βi則表示對(duì)應(yīng)變量的回歸系數(shù)。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

為了解居民生育意愿的影響因素，本文對(duì)居民生育意愿與自變量進(jìn)行相關(guān)分析，spearman等級(jí)相關(guān)系數(shù)顯示生育意愿與住房?jī)r(jià)格水平呈負(fù)相關(guān)，這意味著房?jī)r(jià)越高地區(qū)的居民生育意愿越低。當(dāng)?shù)刈》烤鶅r(jià)水平反映了住房消費(fèi)水平，同時(shí)也反映了當(dāng)?shù)鼐用竦纳钕M(fèi)水平及其所需面對(duì)的生活壓力。而生育意愿與家庭房產(chǎn)數(shù)量和住房面積呈正相關(guān)關(guān)系，這說(shuō)明家庭房產(chǎn)數(shù)量越多，當(dāng)前住房面積越大，居民的生育意愿更高。家庭房產(chǎn)數(shù)量和住房面積能夠在一定程度上反映家庭經(jīng)濟(jì)實(shí)力，房產(chǎn)數(shù)量越多，住房面積越大，家庭的住房購(gòu)買(mǎi)能力越強(qiáng)，居民的生育意愿可能會(huì)更高。

同時(shí)，我們還能發(fā)現(xiàn)居民生育意愿與教育水平、工作狀況以及女性家庭經(jīng)濟(jì)地位呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。這意味著受教育水平越高愿意生育子女?dāng)?shù)反而越少，從事非農(nóng)工作的人愿意生育子女的數(shù)量更少，接受教育以及從事非農(nóng)工作都需要投入更多的時(shí)間，因此其生育數(shù)量意愿更低。女性家庭經(jīng)濟(jì)地位越高，那么女性在對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)越大，但其生育意愿反而越低，這也說(shuō)明女性通過(guò)工作獲得收入與生育可能存在“替代效應(yīng)”。

居民的生育意愿與居民的宗教信仰、家庭人口數(shù)、參加醫(yī)保、養(yǎng)老責(zé)任和傳統(tǒng)性別觀念呈正相關(guān)關(guān)系。這意味著有宗教信仰的居民的生育意愿更高。家庭人口數(shù)量越多，居民的生育意愿越高。參加醫(yī)保的居民其生育意愿也要高于未參加者，盡管當(dāng)前全民醫(yī)保已經(jīng)實(shí)現(xiàn)，但是能夠一定程度上說(shuō)明，醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)居民的生育意愿有促進(jìn)作用。認(rèn)為養(yǎng)老責(zé)任主要由子女承擔(dān)的居民的生育意愿更高，盡管檢驗(yàn)其相關(guān)性不顯著，但當(dāng)前我國(guó)“養(yǎng)兒防老”的觀念依然存在，居民持有不同的養(yǎng)老預(yù)期會(huì)對(duì)其生育意愿產(chǎn)生不同影響，故依然將其納入模型中進(jìn)行考量。另外，居民的傳統(tǒng)性別觀念越強(qiáng)，其生育意愿也更強(qiáng)。

下頁(yè)表3報(bào)告了住房消費(fèi)對(duì)居民生育意愿的估計(jì)結(jié)果。其中模型一、模型二和模型三分別報(bào)告了家庭房產(chǎn)數(shù)量、住房面積以及當(dāng)?shù)刈》績(jī)r(jià)格水平最為核心解釋變量的回歸結(jié)果。模型四為最終的估計(jì)結(jié)果。模型五則是用有序Probit進(jìn)行重新推算的結(jié)果。

在模型一中，家庭房產(chǎn)數(shù)的回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為正，說(shuō)明家庭房產(chǎn)數(shù)量越多，對(duì)居民的生育意愿有正向的影響。原因可能是家庭房產(chǎn)數(shù)越多，其購(gòu)房能力更強(qiáng)，家庭經(jīng)濟(jì)實(shí)力也更強(qiáng)，并且隨著房?jī)r(jià)的上漲，擁有更多住房的家庭會(huì)積累更多財(cái)富，故生育意愿更高。在模型二中，住房面積的回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為正，說(shuō)明家庭當(dāng)前住房面積越大，居民的生育意愿越強(qiáng)。住房面積越大意味著家庭擁有更大的生活場(chǎng)所和活動(dòng)空間，生活的舒適感會(huì)隨之增加，居民更少顧忌到因子女?dāng)?shù)量增加而使得現(xiàn)有生活空間不足的問(wèn)題，因此生育意愿更高。同時(shí)，更大的住房面積也反映了家庭在購(gòu)房決策時(shí)的購(gòu)買(mǎi)能力較強(qiáng)，因而生育意愿更高。模型三中住房?jī)r(jià)格對(duì)居民生育意愿存在負(fù)向影響，即住房?jī)r(jià)格水平越高的地區(qū)，居民的生育意愿更低。這與已有研究結(jié)論基本一致。一方面房?jī)r(jià)越高，對(duì)于處在生育年齡階段但同時(shí)又需要進(jìn)行住房消費(fèi)的居民而言，其住房消費(fèi)壓力更大，用于購(gòu)房的財(cái)富積累以及償還房貸需要很長(zhǎng)的一段時(shí)間，而生育行為使家庭生活成本更高；另一方面房?jī)r(jià)更高的地區(qū)，往往其生活成本也更高，因此較之于生活成本更低的地區(qū)，其生育意愿更低。

模型四是最終的估計(jì)結(jié)果，三個(gè)住房消費(fèi)相關(guān)的變量結(jié)果分別與前面的三個(gè)模型結(jié)果高度一致，進(jìn)一步驗(yàn)證了上述結(jié)果。在模型四中，宗教信仰的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明有宗教信仰的居民生育意愿更高。居民的生育意愿及其宗教信仰都屬于私人領(lǐng)域的決策，有宗教信仰居民的生育意愿更高，這與李峰(2017)[8]研究結(jié)果基本一致。從教育水平與教育水平的平方看，居民的教育水平與其生育意愿呈U型關(guān)系，在拐點(diǎn)(拐點(diǎn)為15.74)之前，居民生育意愿隨教育年限的增加而降低，越過(guò)拐點(diǎn)后，居民生育意愿隨之增加。政治面貌的回歸系數(shù)為正但并不顯著，說(shuō)明居民生育意愿并不因?yàn)槠湔紊矸莶町惗艿接绊憽＜彝ト丝跀?shù)的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明家庭人口數(shù)越多，居民的生育意愿更高。這可能與代際支持緊密相關(guān)，一般來(lái)說(shuō)，處于育齡階段的居民如果能在養(yǎng)育子女時(shí)得到父輩的支持和幫助，其生育意愿會(huì)明顯提高。參加基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)居民的生育意愿有顯著促進(jìn)作用，居民參加基本醫(yī)療保險(xiǎn)意味著在面對(duì)疾病風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，能夠得到一份基本的保障，基本醫(yī)療保險(xiǎn)不僅能給居民提供日常的醫(yī)療服務(wù)，更能在女性居民生育時(shí)提供支持。工作狀況的回歸系數(shù)為負(fù)且并不顯著，說(shuō)明居民的生育意愿不會(huì)受其是否參加非農(nóng)工作的影響。養(yǎng)老責(zé)任的回歸系數(shù)在10%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為負(fù)，對(duì)于普通居民而言，認(rèn)為父母的養(yǎng)老責(zé)任主要在子女的居民，可能在實(shí)際生活中也會(huì)承擔(dān)更多的養(yǎng)老責(zé)任，如此一來(lái)，對(duì)于處在生育階段的居民而言，既要“養(yǎng)兒”，又要“養(yǎng)老”。因此認(rèn)為父母養(yǎng)老的主要責(zé)任在于子女的居民會(huì)面臨更高的養(yǎng)老壓力，因而其生育意愿反而更低。傳統(tǒng)性別觀念的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明性別觀念越傳統(tǒng)的人，其生育意愿更高。性別觀念越傳統(tǒng)，在生育層面的想法也會(huì)更加傳統(tǒng)，會(huì)更加希望“兒女雙全”“多子多?！?，因而其生育意愿更高。而女性的家庭經(jīng)濟(jì)地位的回歸系數(shù)則顯著為負(fù)，說(shuō)明女性家庭經(jīng)濟(jì)地位的提高會(huì)使得居民的生育意愿降低。

表3 住房消費(fèi)對(duì)居民生育意愿影響的估計(jì)結(jié)果

續(xù)表

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著。下同。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

鑒于存在戶籍差異以及性別差異，本文將全樣本按照戶籍和性別劃分為分樣本，進(jìn)而推算住房消費(fèi)對(duì)居民生育意愿影響的差異，以期得到更具意義的結(jié)論。估計(jì)結(jié)果詳見(jiàn)表4。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

從戶籍分組來(lái)看，家庭房產(chǎn)數(shù)量是影響居民生育意愿的重要因素，且家庭房產(chǎn)數(shù)量的增加會(huì)提高居民的生育意愿。住房面積對(duì)城鎮(zhèn)居民的生育意愿顯著為正，盡管對(duì)農(nóng)村居民生育意愿系數(shù)為正，但是并不顯著，說(shuō)明住房面積對(duì)農(nóng)村居民而言，并不是影響其生育意愿的重要因素。城鎮(zhèn)居民對(duì)住房面積更加看重的原因在于城市的人口相對(duì)集中，居住空間擁擠與否會(huì)直接影響到生活質(zhì)量，而農(nóng)村地區(qū)的居住空間遠(yuǎn)大于城市，衡量其家庭財(cái)富的更重要的標(biāo)準(zhǔn)是家庭住房的數(shù)量而非面積。當(dāng)?shù)刈》績(jī)r(jià)格水平對(duì)城鄉(xiāng)居民的生育意愿影響顯著為負(fù)，且對(duì)農(nóng)村地區(qū)居民的影響作用更大。可能的原因在于住房?jī)r(jià)格水平也是一個(gè)地區(qū)生活成本的體現(xiàn)，相比于城鎮(zhèn)地區(qū)，農(nóng)村地區(qū)家庭能夠從經(jīng)濟(jì)發(fā)展中獲得的收益相對(duì)有限，而城鎮(zhèn)地區(qū)居民可以通過(guò)獲得更高的工資收入來(lái)進(jìn)行調(diào)節(jié)。

從性別分組來(lái)看，住房面積對(duì)不同性別的居民都是顯著的影響因素，當(dāng)前住房面積越小，居民的生育意愿越低。盡管家庭房產(chǎn)數(shù)量對(duì)不同性別居民的回歸系數(shù)均為正，但是僅僅男性居民顯著，說(shuō)明家庭房產(chǎn)數(shù)量的多少不是女性生育意愿的決定因素。而當(dāng)?shù)刈》績(jī)r(jià)格水平的回歸系數(shù)皆為負(fù)，但是僅對(duì)女性居民顯著，說(shuō)明當(dāng)?shù)刈》績(jī)r(jià)格水平不是影響男性生育意愿的決定因素。即女性更在意住房面積和當(dāng)?shù)刈》績(jī)r(jià)格水平，而男性則更在乎家庭房產(chǎn)數(shù)量和當(dāng)?shù)刈》績(jī)r(jià)格水平。

五、結(jié)論及建議

本文基于CGSS2015考察了住房消費(fèi)與居民生育意愿之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)：第一，住房消費(fèi)確實(shí)會(huì)對(duì)居民的生育意愿產(chǎn)生影響。具體表現(xiàn)為：家庭房產(chǎn)數(shù)越多、家庭住房面積越大、當(dāng)?shù)刈》績(jī)r(jià)格水平越低，居民的生育意愿越高。第二，分樣本檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：城鎮(zhèn)居民更看重住房面積，農(nóng)村居民更看重家庭房產(chǎn)數(shù)；男性更看重家庭房產(chǎn)數(shù)，而女性則受當(dāng)?shù)刈》績(jī)r(jià)格的影響更大。當(dāng)前住房消費(fèi)不僅是影響居民生活質(zhì)量和幸福感的重要因素，而且作為日常生活的必需品，住房?jī)r(jià)格與居民的生育意愿乃至生育決策緊密相關(guān)。作為家庭的重要資產(chǎn)，住房的數(shù)量和住房面積衡量了一個(gè)家庭的居住質(zhì)量，與其生育意愿和決策密不可分。本文在對(duì)生育意愿進(jìn)行研究的同時(shí)忽略了政策因素對(duì)生育意愿的影響，沒(méi)有進(jìn)一步將初育群體和再孕群體區(qū)分討論，且對(duì)住房?jī)r(jià)格水平的衡量稍顯粗略，是為不足。

在城鎮(zhèn)化推進(jìn)，房?jī)r(jià)快速上漲的背景下，鑒于人口可持續(xù)發(fā)展的需求，本文提出如下建議：第一，政府需進(jìn)一步控制房?jī)r(jià)過(guò)快增長(zhǎng)，堅(jiān)持“房子是用來(lái)住的，不是用來(lái)炒的”定位。對(duì)大多數(shù)育齡群體而言，房?jī)r(jià)上漲過(guò)快無(wú)疑會(huì)增加其住房成本，并且該群體還需要進(jìn)一步承擔(dān)父輩的養(yǎng)老責(zé)任，因此其生育意愿很難得到提高。合理控制房?jī)r(jià)過(guò)快上漲，一方面能夠使育齡群體做好住房消費(fèi)和育兒養(yǎng)老的時(shí)間計(jì)劃安排，不會(huì)因?yàn)榧庇谶M(jìn)行住房消費(fèi)而暫緩生育計(jì)劃；另一方面，也有利于緩解育齡群體的住房消費(fèi)壓力。第二，各地政府應(yīng)結(jié)合本地區(qū)的實(shí)際情況，為購(gòu)房困難的弱勢(shì)群體提供一些必要的政策支持，實(shí)現(xiàn)居民住有所居、居有所安，以促進(jìn)整體生育率的提高。第三，應(yīng)進(jìn)一步完善城鎮(zhèn)職工住房公積金的保障功能，并做好農(nóng)村居民和流動(dòng)人口的住房保障工作，以提高和穩(wěn)定居民的生育意愿。