第43卷第6期
2
016年11月
四川师范大学学报(社会科学版)
JournalofSichuanNormalUniversity(SocialSciencesEdition)
Vol.43,No.6
November,2016
体制内身份、生育选择
和全面二孩政策优化
—
——来自中国的证据
1
a,2
1b
刘传辉,何兴邦
(1.西南财经大学a.经济学院,b.中国西部经济研究中心,成都611130;2.西华大学经济学院,成都610039)
摘要:全面二孩政策的实施标志着中国计划生育政策的重大调整。作为严格执行计划生育的重要群体,体制
内人员生育意愿的释放对中国人口结构、整体人口素质提升必然产生重要的影响。本文采用Ols和Probit模型实
证研究了体制内身份对生育行为的影响。结果显示,体制内家庭的平均生育数量比非体制内少生育0.19个,生育
二胎以上概率比非体制内家庭低12.9%,体制内身份对生育数量选择影响是显著的;另外,户籍因素、教育程度、民
族、初婚年龄都对居民的生育行为有显著影响。本文认为,全面二孩生育政策优化既要关注生育政策调整对人口
数量的提升效应,也应重点关注生育政策对中国人口结构和人口质量的长期影响。
关键词:人口;体制内身份;生育选择;全面二孩政策
中图分类号:C923 文献标志码:A 文章编号:1000-5315(2016)06-0098-08
一
引言
后,官方和一些学者开始关注全面二孩政策的新增
生育人口效应。国家卫生和计划生育委员会预计全
面二孩政策将缓解我国的低生育问题,到2050年可
近年来,中国的低生育率和“人口红利”消失问
题受到政府和学者更多的关注。2015年开始,中国
开始推行全面二孩政策。齐美东等认为全面二孩政
策是针对中国人口现实情况而做出的、符合社会需
求的政策调整,这有助于缓解长期以来计划生育政
策导致的适龄劳动力短缺及“未富先老”等社会问
①
多增加3000多万劳动力。王广州估计全面二孩
生育政策推行后,每年新增出生人口不太可能达到
[4]
或超过800万。韩雷和田龙鹏基于湘潭市人口生
育意愿调查数据,认为全面二孩生育政策不会造成
[
1]
[5]
题;全面二孩生育政策是中国深化改革的突破口,
人口堆积。
[2]
有助于改善中国当前的人口转变趋势;全面二孩
目前,国内生育政策对二孩生育影响的目标人
群研究一般以城乡、教育程度、年龄、东西部区域等
进行划分。石智雷、杨云彦采用湖北生育意愿大样
政策承担着开始调整我国人口的生育率、改变我国
[3]
人口总体结构的任务。全面二孩生育政策实施
收稿日期:2016-07-02
基金项目:国家社科基金重大项目“健全城乡发展一体化的要素平等交换体制机制研究”(14ZDA033);中央高校基本科研业务
费2015年度博士生课题项目“‘一带一路’战略、产业内移与西部地区产业转型升级研究”(JBK1507164)。
作者简介:刘传辉(1982—),男,山东鄄城人,西南财经大学经济学院博士研究生,西华大学经济学院讲师,主要研究方向为区
域经济;
何兴邦(1986—),男,四川广元人,西南财经大学中国西部经济研究中心博士研究生,主要研究方向为金融和环境经
济。
98
刘传辉何兴邦体制内身份、生育选择和全面二孩政策优化———来自中国的证据
本数据,发现农村居民生育二孩概率大于城市居民,
提供建议。
育龄妇女年龄越大,二孩生育意愿越低;文化程度越
高,城市育龄妇女二孩生育意愿越弱,农村育龄妇女
二
理论假设和数据
(一)研究假设
[6]
二孩生育越强。杨菊华发现东部地区二孩生育意
假设1:体制内身份抑制了生育率。
愿明显高于中部地区和东北地区,但与西部地区并
本文首先假设体制内身份将显著抑制个体的超
生行为。因为政府机关、事业单位和国有企业等体
制内个体在考虑最优生育数量时,会权衡多生育带
来的效用和违反制度的风险。相比于非体制内群
体,除了经济惩罚之外,体制内单位对于违反计划生
育政策的政治惩罚要严厉得多。在中国,从国家层
面到地方都出台了对体制内人群违反生育政策的惩
罚条例,以我国《行政机关工作人员处分条例》第三
十三条为例,该条例规定对于违反规定超计划生育
的,给予降级或者撤职处分,情节严重的,给予开除
[7]
无显著差异。
体制内身份是中国特殊国情的产物。本文将目
标人群选定为体制内人群,分析体制内因素对微观
家庭生育行为和全国总体生育形势的影响。计划生
育政策对体制内人群的约束性更强,惩罚也更为严
厉。一旦违反计生政策,以政府机关、事业单位、国
有企业为主的体制内人群除了面临经济上的惩罚,
还可能危及自身的职业生涯和政治前途,这无形中
给体制内人群施加了更为严格的约束。因此,体制
内工作人员违反计划生育政策的成本更高,他们的
超生行为也更谨慎。同时,体制内工作人员的工作
特点也决定了违反生育政策机会成本的高昂:一是
大部分体制内工作人员工作稳定性高,福利较好,许
多人通过激烈的竞争才能进入体制内,因此不愿意
放弃这份工作;二是体制内工作人员的工作性质也
决定了跳槽的不易,一些人尽管有意愿离开体制内,
但无法在体制外获得更好发展机会而放弃;三是政
策惩罚的严厉性,一旦违反了计划生育政策,被组织
纪律处理后,在体制内的发展空间会被大大限制,甚
至被迫离开体制。因此,他们会更好地遵守计生政
策。
③
处分。在基层单位,全国体制内单位普遍执行一
票否决制,即对体制内各级党委、政府和部门违反计
生政策的,取消单位评选先进的资格,单位的主要负
责人、分管人口计划生育负责人当年度不得确定为
优秀或称职等次,一年内取消各类先进、荣誉称号的
评选资格,不得提拔和晋升职务,任期内被否决两次
以上的,予以降职或免职;而对于个人违法超生的,
党员开除党籍,公职人员开除公职,党代表撤销党代
表资格,人大代表、政协委员按规定程序予以罢免。
正因为有如此严格的生育政策约束,我们假设
体制内工作者相较于体制外的工作者,会更加严格
地执行我国计划生育政策。为了保留住体制内工作
和自身长远职业前途,部分体制内员工只能放弃自
己最优生育数量,而这将降低整体生育数量。
假设2:违反生育政策的机会成本越高,体制内
工作人员越不可能违反计生政策。
本文选择体制内群体作为目标人群研究生育政
策的效应主要有以下原因。一是体制内群体是全面
二孩政策的重点目标群体。2011年,西南财经大学
中国家庭金融调查(CHFS)数据显示,符合全面二
②
孩政策目标人群中,体制内家庭占24% 。二是体
刘丹和Boling认为,日本的低生育率源自于中
[8] [9]
断职业生涯的高额的机会成本。Bongaarts 、
[10]
制内群体过去受生育政策影响程度更大。在严格的
生育约束下,部分体制内人群为了职业稳定或者政 Heiland和Sanderson 等人也从工作的机会成本
治前途,不得不放弃生育二胎行为。因此,体制内家
庭对生育政策放宽的需求更强烈。三是研究体制内
群体的生育意愿将有助于研究整个体制内人群对我
国整体生育率的影响,对未来生育政策的调整和优
化评估起到重要作用。因此,本文可能的贡献主要
有以下几个方面:一是实证研究了体制内因素对家
庭生育数量的影响;二是测算了体制内因素对中国
整体生育数量的影响;三是为全面二孩政策不及预
期提出一个解释,并为全面二孩政策的调整和优化
角度探讨了美欧等发达国家家庭低生育率的原因。
中国与之情况类似,体制内群体不愿意违反计生政
策的重要原因是机会成本过高。考虑到传统观点,
体制内工作相比非体制内工作有着更优厚的待遇、
稳定性、社会地位和社会保障。因此,体制内工作的
机会成本更高,流动性也更小。何丽和许传新采用
中山大学中国劳动力动态调查数据(CLDS),发现
体制内职工对于工作的满意度明显大于体制外职
工,体制内员工最满意劳动权益的保障,因此体制内
99
四川师范大学学报(社会科学版)
[
11]
员工更不愿意跳槽 。也有一些观点认为体制内
于是我们将女性最高教育程度分为文盲、小学、初
中、高中和大专以上五档。为了研究收入对生育的
影响,我们加入家庭收入的对数作为控制变量,表1
为变量的一些描述性统计。从表1中可以看到,样
本平均生育数量为1ꢁ995个,家庭收入对数值的平
工作缺少技术含量,因此其经验较不被体制外企业
[12ꢀ13]
所认可,所以跳槽也较不容易 。还有观点认为
[14]
社会保障水平对于家庭生育决策有现实影响 。
而体制内人员的社会保障水平相对较高,因此体制
内人员的流动性较低。2012年,咨询公司怡安翰威
均值为 ;体制内家庭占比11ꢁ7%,非体制内家
9ꢁ959
特的调查数据显示,我国各行业的平均流动率为
庭占比88ꢁ3%;有38ꢁ3%的家庭生育1个或者没有
小孩,而61ꢁ7%的家庭生育2个或两个以上小孩;
农村户口和非农村户口分别占比55ꢁ4%和44ꢁ6%;
初婚年龄在20岁以下、20ꢀ24岁、25ꢀ29岁、30ꢀ
④
,
5ꢁ9%
1
而我国各体制内工作人员的流动率则明
显较低。体制内工作人员的低流动性,也决定了体
制内员工只能承担生育政策所附加的隐形成本。因
此,这提高了体制身份对生育率的抑制作用。
尽管体制内群体都面对较强的生育约束,都面
临着经济惩罚、职业生涯和政治前途中断风险等机
会成本,但体制内各个体违反生育政策的机会成本
是不一样的。一般来说,体制内的工作有正式工和
非正式工之分,也有职位高低之分,因此违反计生政
策受到惩罚的机会成本也是不一样的。因此,基于
假设2,我们认为体制内正式工种、职位较高、收入
较高人群越遵守计划生育政策,越不容易生育两个
或者以上小孩。考虑到正式工种、职位高低和收入
的高相关性,一般来说,正式工种和职位越高的体制
内人群收入也越高。因此,本文用个人的收入作为
违反生育政策机会成本的代理变量,以检验违反生
育政策机会成本对于体制内人员违反生育政策的影
响。
34岁、35岁以上的分别占比 、 、 、
10%53ꢁ1%29ꢁ7%
5ꢁ17%和1ꢁ59%;汉族和少数民族分别占比91ꢁ7%
和
8
ꢁ27%;最高教育程度为文盲、小学、初中、高中、
大专以上的分别占比15ꢁ5%、26ꢁ9%、35ꢁ1%、
3ꢁ9%和8ꢁ67%。
1
表1.主要变量描述性统计
变量名称
生育数量
观测值 均值
方差
4912 1ꢁ995 1ꢁ079
4912 9ꢁ959 1ꢁ006
4912 0ꢁ117 0ꢁ322
4912 0ꢁ883 0ꢁ322
4912 0ꢁ383 0ꢁ486
4912 0ꢁ617 0ꢁ486
4912 0ꢁ554 0ꢁ497
4912 0ꢁ446 0ꢁ497
4912 0ꢁ104 0ꢁ306
4912 0ꢁ531 0ꢁ499
4912 0ꢁ297 0ꢁ457
4912 0ꢁ0517 0ꢁ221
4912 0ꢁ0159 0ꢁ125
4912 0ꢁ917 0ꢁ275
4912 0ꢁ0827 0ꢁ275
4912 0ꢁ155 0ꢁ362
4912 0ꢁ269 0ꢁ443
4912 0ꢁ351 0ꢁ477
4912 0ꢁ139 0ꢁ346
家庭收入对数值(元)
体制内工作
非体制内工作
生育数:0或者1
生育数:2个或以上
农村户口
非农村户口
(二)数据和变量
本文实证的数据来源于2010年中国人民大学
社会学系和香港科技大学联合开展的中国总和社会
调查(CGSS)。该项目以随机抽样的方法在全国28
个省份抽样,2010年共有11783个家庭样本数据。
其中,每个家庭按照规则随机抽取1人,调查问卷涵
盖了年龄、教育背景、工作、户籍、生育、家庭及社会
认知等信息。为了消除男女的异质性,且考虑到男
性配偶和女性配偶在学历、教育程度、民族等方面较
大的相关性。本文选用家庭样本中已婚女性的个体
信息作为样本,最后再剔除掉缺失信息后,本文共获
得了4912个样本。
初婚年龄:20岁以下
初婚年龄:20ꢀ24
岁
初婚年龄:25ꢀ29岁
初婚年龄:30ꢀ34岁
初婚年龄:35岁以上
民族:汉族
民族:非汉族
最高教育程度:文盲
最高教育程度:小学
最高教育程度:初中
最高教育程度:高中
本文体制内工作的定义是夫妻双方只要有一个
人在党政机关、事业单位、国有企业工作的即为体制
内身份确定。户口分为农村户口和非农村户口,民
族分为汉族和非汉族,初婚年龄是指第一次结婚的
年龄,由于调查问卷中并没有涉及具体的教育年限,
最高教育程度:大专以上 4912 0ꢁ0867 0ꢁ281
注:数据来源于2010年CGSS调查数据,家庭中男方或
女方有一方在体制内工作,均归为体制内。
三
实证分析
100
刘传辉何兴邦体制内身份、生育选择和全面二孩政策优化———来自中国的证据
(一)OLS回归
亲教育程度对生育数量的影响也是显著的,最高教
我们为了验证体制内因素对家庭生育数量的影
响,我们采用如下的回归:
育程度为文盲、小学、初中的群体平均比大专以上教
育程度的多生育0ꢁ770个、0ꢁ571个和0ꢁ206个,但
高中教育程度和大专以上教育程度的生育率没有显
著差别。列3继续加入了民族对生育率的影响,结
果显示体制内对生育数量的影响仍然是显著的,体
制内群体比非体制内平均少生育0ꢁ208个,汉族比
非汉族群体平均少生育0ꢁ201个;其他结果与列2
类似。列4继续加入家庭收入和初婚年龄对生育率
的影响,结果显示体制内对生育率的影响下降到
()
1
Kids=γ+τSystem +ξX
i
+u
i
其中,被解释变量Kids为家庭生育子女数量;
System为体制内家庭虚拟变量,即本文的研究变
量;Xi 分别为母亲的教育背景、民族、初婚年龄和
家庭收入等控制变量,其中户口、教育程度、民族为
虚拟变量,对照组分别农村户口、教育程度为大专以
上和非汉族;ui 为随机扰动项。OLS回归的具体
结果见表2。
0ꢁ191,即体制内群体比非体制内群体少生育0ꢁ191
个;而初婚年龄也显著影响生育率,结婚年龄每增加
表2.OLS回归结果
岁
,平均生育个数就下降0ꢁ05个;但家庭收入对
1
(1)
(2)
(3)
(4)
生育率的影响不显著;其他结果与列3类似。
*
**
***
***
***
ꢀ
(
0ꢁ731 ꢀ0ꢁ202 ꢀ0ꢁ208 ꢀ0ꢁ191
体制内
ꢀ15ꢁ63) (ꢀ4ꢁ15) (ꢀ4ꢁ28) (ꢀ4ꢁ03)
需要说明的是,此处结果显示家庭收入不影响
生育行为。本文假设“体制内的正式工种、职位较
高、收入较高的越遵守计划生育政策,越不容易生育
两个或者以上”,是个人机会成本影响生育行为。出
现这种情况的原因可能是受访者本人在体制内工
作,但配偶为非体制内群体且收入较高,因此总体上
家庭收入也越高。在这种情况下,本人违规超生失
业的损害反而因为家庭收入高而降低,因此家庭收
入高未必会降低生育行为。如果只考虑本人的情
*
**
***
***
ꢀ
(
0ꢁ522 ꢀ0ꢁ513 ꢀ0ꢁ427
非农村户口
ꢀ15ꢁ92) (ꢀ15ꢁ61) (ꢀ12ꢁ94)
*
**
***
***
最高教育程
度:文盲
0ꢁ770 0ꢁ768 0ꢁ607
(11ꢁ34) (11ꢁ33) (8ꢁ81)
*
**
***
***
最高教育程
度:小学
0ꢁ571 0ꢁ567 0ꢁ441
(9ꢁ06)
(9ꢁ01)
(6ꢁ95)
*** *** **
0ꢁ206 0ꢁ206 0ꢁ123
(3ꢁ58)
最高教育程
度:初中
(3ꢁ59)
(2ꢁ16)
最高教育程
度:高中
0ꢁ0714 0ꢁ0714 0ꢁ00956
(1ꢁ14)
(1ꢁ15)
(0ꢁ16)
*
**
***
况
,需要注意违规超生的机会成本,去除掉配偶的影
ꢀ
0ꢁ201 ꢀ0ꢁ196
汉族
(ꢀ4ꢁ00) (ꢀ3ꢁ99)
响。
ꢀ0ꢁ0238
家庭收入
初婚年龄
(二)probit回归
(
ꢀ1ꢁ56)
***
考虑到OLS回归被解释变量生育数量的离散
ꢀ
0ꢁ0566
(ꢀ15ꢁ14)
性可能带来的异方差等问题,且生育数量并不能准
确反映其违反生育政策的选择,本文采用probit模
型对生育问题数量进行实证分析。具体回归模型如
*
**
***
***
***
2
(
ꢁ080 1ꢁ897 2ꢁ079 3ꢁ707
常数项
观测数
130ꢁ03) (31ꢁ49)
(27ꢁ55) (18ꢁ81)
4912 4886
4912 4912
下:
注:括号内为t统计量,*代表p值<0ꢁ1,**代表p
值<0ꢁ05,***代表p值小于<0ꢁ01
*
()
2
Y
=βX +u
i
*
æ1,当Y >0时,生育子女数至少为2个
Y = ç
(3)
其中,第一列只考虑体制内因素对生育数量的
影响,结果显示体制内群体比非体制内人群少生育
*
è0,当Y <0时,生育子女数为1个或0个
(
P Y =1|X =F X
( ) ) (,) ( )
=Λ X'
β β
ꢁ731个。第二列加入了母亲户籍因素和教育背景
对生育数量的影响后,体制内因素对生育数量影响
出现下降,体制内群体比非体制内群体少生育0ꢁ2
个,表明父母的户籍和教育背景对生育选择有显著
的影响,因此体制内因素对生育数量的影响出现下
降。而列2也显示母亲户籍对生育数量的影响是显
著的,非农村户籍比农村户籍群体少生育0ꢁ5个;母
0
( )
expX'
β
(
)
≡1+exp(X'β)
4
*
为不可观测的潜在变量;而Y
为实际
i i
其中,Y
观测的因变量。当生育数量为0或1个的时候,Y
取0值,代表居民没有生育二孩,当生育数量为2个
或者2个以上时候,Y 取1值,代表该家庭已经有二
孩。X 分别为家庭的体制类型,母亲的教育背景、
i
i
i
101
四川师范大学学报(社会科学版)
民族、初婚年龄和家庭收入等解释变量,我们和
OLS一样,家庭体制类型为主要的关注变量,而母
低31ꢁ8%,相比大专以上教育背景,教育程度为文
盲、小学和初中的群体生育二胎以上概率分别高
亲户口、教育程度、民族、初婚年龄、家庭收入对数作 27ꢁ7%、24ꢁ4%和8ꢁ9%,而高中教育程度生育二胎
为控制变量,其中户口、教育程度、民族为虚拟变量,
农村户口、大专以上教育程度、非汉族为控制组。为
了方便理解,我们的输出结果直接采用边际效应的
方式。其中,
以上概率则和大专以上教育背景的无差别。列3继
续加入了民族对生育率的影响,结果显示体制内对
生育二胎行为的影响仍然是显著的,体制内人生育
二胎以上概率比非体制内低13ꢁ2%,其余的结果仍
然与列2类似。列4继续加入家庭收入和初婚年龄
对生育率的影响,结果显示体制内身份对生育二胎
的影响下降到12ꢁ9%,即体制内群体生育二胎以上
概率比非体制内群体低12ꢁ9%;而初婚年龄也显著
影响生育二胎行为,女性初婚年龄每提高一岁,生育
二胎以上概率则下降2ꢁ78%;其余结果与之前类
似。
(
( ) )
∂
边际效应= P Y =1|X
∂
χ
k
((y ) ) ( )
P =1|X ∂X'
∂
β
·
∂X
k
=
(
)
∂
X'
β
ϕ(X'β)·β
=
k
(5)
表3.Probit回归结果
(1) (2)
(3)
(4)
*
**
***
***
***
ꢀ
(
0ꢁ376 ꢀ0ꢁ127 ꢀ0ꢁ132 ꢀ0ꢁ129
(三)扩展性探讨:分体制和分户口probit回归
为了检验假设2,我们对样本进行了分体制内
probit回归,以检验机会成本对体制内人群违反生
育政策的影响,结果见表4。
体制内
0ꢁ0202) (0ꢁ0278) (0ꢁ0279) (0ꢁ0285)
*
**
***
***
ꢀ
(
0ꢁ318 ꢀ0ꢁ314 ꢀ0ꢁ288
非农村户口
0ꢁ0157) (0ꢁ0158) (0ꢁ0168)
*
**
***
***
最高教育程
0ꢁ274 0ꢁ273 0ꢁ229
度:文盲
(0ꢁ0227) (0ꢁ0227) (0ꢁ0270)
表4.分体制probit回归结果
*
**
***
***
最高教育程
0ꢁ244 0ꢁ243 0ꢁ201
非体制内
体制内
度:小学
(0ꢁ0259) (0ꢁ0260) (0ꢁ0289)
***
ꢀ0ꢁ251
***
ꢀ0ꢁ443
(0ꢁ0584)
*
**
***
*
最高教育程
度:初中
0ꢁ0890 0ꢁ0896 0ꢁ0561
非农村户口
(0ꢁ0178)
(0ꢁ0289) (0ꢁ0289) (0ꢁ0305)
*
**
0ꢁ182
(
0ꢁ0301) (0ꢁ132)
0ꢁ161
最高教育程度:文盲
最高教育程度:小学
最高教育程度:初中
最高教育程度:高中
汉族
最高教育程
度:高中
0ꢁ0136 0ꢁ0136 ꢀ0ꢁ0160
(0ꢁ0325) (0ꢁ0326) (0ꢁ0345)
***
0ꢁ158
0ꢁ0754
(0ꢁ0889)
*
**
***
(0ꢁ0338)
ꢁ0620
0ꢁ0371)
ꢀ
0ꢁ125 ꢀ0ꢁ130
汉族
(0ꢁ0253) (0ꢁ0253)
0
0ꢁ00433
(0ꢁ0455)
(
家庭收入对
数
ꢀ0ꢁ00790
(0ꢁ00905)
ꢀ0ꢁ0243 ꢀ0ꢁ0554
(
0ꢁ0421)
(0ꢁ0449)
***
ꢀ0ꢁ0278
*** ***
初婚年龄
观测值
ꢀ
0ꢁ0839 ꢀ0ꢁ332
(0ꢁ00218)
(
0ꢁ0255)
(0ꢁ0726)
4,912 4,912 4,912 4,886
*** ***
0
ꢁ00274 ꢀ0ꢁ0689
个人收入对数
(
0ꢁ00048)
(0ꢁ0259)
注:括号内为t统计量,表中汇报值为边际效应,*代表
p值<0ꢁ1,**代表p值<0ꢁ05,***代表p值小于<
*** ***
ꢀ
0ꢁ0236 ꢀ0ꢁ0332
初婚年龄
观测值
(0ꢁ00205)
(0ꢁ00572)
0
ꢁ01。
4,056
830
表3为具体回归结果。其中,列1只考虑了体
注:表4中被解释变量为个人收入对数。括号内为t统
计量,表中汇报值为边际效应,*代表p值<0ꢁ1,**代表
制内因素对生育二胎以上选择的影响,结果显示体
制内因素对生育二胎以上选择影响是显著的,体制
内人群生育二胎以上比非体制内群体低37ꢁ6%。
列2显示在加入户口、教育程度后,体制内身份对生
育二胎的影响虽然有所降低,但仍然是显著的,体制
内人生育二胎以上比非体制内低12ꢁ7%。而户籍
和教育程度对生育二胎以上选择的影响也是显著
的,非农村户口生育二胎以上概率比农村户口居民
p值<0ꢁ05,***代表p值小于<0ꢁ01
。
表4的结果显示个人收入对体制内群体生育行
为的影响是显著的,个人收入每增加1%,体制内群
体生育二胎以上的概率就下降6ꢁ89%。因此,这验
证了假设2,即违反生育政策机会成本越高,体制内
违反生育政策的概率就越低。初婚年龄对体制内生
育二胎的影响也是显著的,女性初婚年龄每增加1
102
刘传辉何兴邦体制内身份、生育选择和全面二孩政策优化———来自中国的证据
岁,生育二胎的概率就下降3ꢁ32%,而户籍对体制
(四)工具变量回归和稳健性检验
内外影响也是显著的,这也说明了假设2是合理的。
由于相当部分农村户籍在体制内就业的性质为非正
式工种,因此,违反生育政策的机会成本更小。而最
高教育程度则对体制内群体生育二胎行为无影响,
对于非体制内群体,结果与体制内类似。个人收入
每增长1%,生育二胎概率下降2ꢁ74%;初婚年龄每
增长1岁,生育二胎概率下降2ꢁ36%;但教育程度
对体制外群体的生育二胎行为影响是显著的,体制
外群体教育程度越低,生育二胎的概率则越大。
分户口probit回归结果见表5。列1为农村户
口的probit回归结果,结果显示对于农村户口,体
制内因素并不影响生育二胎的行为。农村居民在体
制内工作一般存在两种情况,一种是在体制内的非
正式工种,另一种是尽管在体制内为正式工种,但一
直没有将户口迁移到城镇。结果表明,总体上农村
户籍人口在体制内工作并不影响生育二胎行为,而
教育程度、民族和初婚年龄仍然显著影响二胎生育
行为。列2显示体制内身份显著抑制了城镇户口居
民的生育二胎行为,体制内城镇居民生育二胎概率
比非体制内低14ꢁ1%,其他结果与列1类似。可以
看出,教育程度、民族和初婚年龄对农村户口和非农
村户口影响程度有较大差异,教育程度、民族、初婚
年龄对城市生育二胎行为约束更强。
研究体制内身份对生育率的抑制可能存在内生
性问题。体制内工作人员的性格、生育偏好等一些
无法观测的遗漏变量无法进入回归方程,可能产生
内生性问题。因此,为了消除内生性问题,本文加入
了父亲的体制内身份作为工具变量。首先,父亲的
体制内身份满足外生性。另外,父亲的体制内身份
和子女的体制内身份相关性约为0ꢁ66,满足较强的
相关性。因此,本文将父亲的体制内身份作为工作
变量,分别对OLS和probit回归进行了实证分
⑤
析。结果显示,体制内身份的生育个数比非体制
内家庭少生育0ꢁ115个;体制内家庭生育二胎以上
概率比非体制内家庭小11ꢁ4%。表明加入父亲的
体制类型作为工具变量之后,结果仍然显著,但体制
内身份对生育率的抑制作用下降了。
为使得本文的回归结果更加稳健,考虑到各不
同年龄女性结构、学历、户籍、初婚年龄的异质性,而
且考虑到部分年轻女性还没有完全完成生育选择,
因此研究可能会高估了教育程度、户籍等变量对生
育率的影响。考虑绝大部分女性在49岁以后将停
止生育,已经完成了终生生育选择,因此我们将49
岁以后女性(在CGSS调查中1961年以后出生的女
性)作为稳健性检验研究对象。虽然稳健性检验有
助于更准确判断体制内身份对终生生育率的影响,
但也会丢失掉很多年轻女性的信息,不利于生育政
策对整体人群的判断,因此本文的稳健性检验仅用
来做对比研究。稳健性检验结果与之前的回归结果
十分接近,体制内身份平均降低0ꢁ197个小孩生育
数量,与之前体制内身份平均降低0ꢁ191个生育小
孩数量的结果十分接近。另外,体制内身份比非体
制内生育二胎以上概率低13ꢁ4%,与之前的probit
回归结果12ꢁ9%相比,两者也十分接近,因此,稳健
性检验证明了本文实证过程的可信性。
表5.分户口probit回归结果
农村户口
非农村户口
***
0ꢁ00960 ꢀ0ꢁ141
体制内
(0ꢁ0450)
(
0ꢁ0267)
***
0ꢁ159
***
0ꢁ386
最高教育程度:文盲
最高教育程度:文盲
最高教育程度:文盲
最高教育程度:文盲
汉族
(
0ꢁ0516)
**
(0ꢁ0587)
***
0ꢁ307
(0ꢁ0458)
0
ꢁ146
(0ꢁ0689)
0
ꢁ0797
0ꢁ0331
(0ꢁ0350)
(0ꢁ0675)
**
0
ꢁ0819 ꢀ0ꢁ0814
(0ꢁ0545)
(
0ꢁ0367)
***
四
结论与政策建议
***
ꢀ0ꢁ0554 ꢀ0ꢁ216
(0ꢁ0214) (0ꢁ0509)
本文采用OLS和probit模型验证了体制内身
份对生育行为的影响。通过实证,主要有以下几个
重要结论。一是体制内身份对家庭生育选择的影响
是显著的。体制内家庭的平均生育数量比非体制内
少生育0ꢁ19个,生育二胎以上概率比非体制内家庭
低12ꢁ9%。二是生育子女的机会成本是影响生育
选择的重要原因。母亲的个人收入每提高1%,体
制内生育二胎概率下降6ꢁ89%,体制外生育二胎概
ꢀ
(0ꢁ00804)
0ꢁ00736 ꢀ7ꢁ11eꢀ05
(0ꢁ0137)
家庭收入对数
*** ***
ꢀ
0ꢁ0124 ꢀ0ꢁ0383
初婚年龄
观测值
(
0ꢁ00188)
(0ꢁ00349)
2,180
2,706
注:括号内为t统计量,表中汇报值为边际效应,*代表
p值<0ꢁ1,**代表p值<0ꢁ05,***代表p值小于<
0
ꢁ01。
103
四川师范大学学报(社会科学版)
率下降2ꢁ74%。三是教育程度、户籍和初婚年龄都
生育对我国整体人口质量的优化将起到一定正向影
响。过去我国人口政策评估往往更关注政策对人口
数量增长的影响,而忽视人口质量的因素。因此,政
策制定者在关注全面二孩政策调整人口数量增长效
应之外,可以重点评估体制内群体多生育对未来我
国人口结构变动的影响,这样能够更加全面地了解
生育政策变动对于人口形势的影响。
显著影响居民的生育行为。教育程度越高,户籍为
城市户籍以及初婚年龄越高的居民,其生育数量越
低。
上述结论包含了较为丰富的政策含义,尤其是
对于优化全面二孩政策有以下几方面的政策启示。
第一,与非体制内人群相比,严格的生育政策对
体制内人群的约束程度更高。过去专家学者或者政
府较少将体制内群体单独作为生育目标人群来研究
和关注。实际上,体制内家庭在我国占有相当高的
比例,且生育政策及体制内相关规定对体制内家庭
的生育抑制效应更大。随2015年11月起中国全面
二孩政策的实施,体制内群体的生育需求将会得到
较大的释放。因此,关注体制内群体的生育意愿和
生育行为,可以更加准确地评估未来中国的新生人
口变化趋势。
第三,本文研究表明,居民生育数量较少的重要
原因是生育子女的机会成本较高。这个结论同时适
用于体制内群体和非体制内群体。当前我国全面放
宽二孩生育政策,只降低了居民再生育的政策障碍,
并没有解决当前中国居民生育意愿低背后的经济因
素。因此,全面二孩生育政策的优化,应考虑通过强
化降低居民生育成本的配套政策来激励居民生育,
比如政府可以针对生育行为进行补贴,进一步完善
产假制度,加强妇女儿童医院等专业生育机构建设,
加快婴幼儿托管中心建设等。这些政策的持续出台
都有助于从经济方面降低生育的成本,鼓励家庭积
极生育。
第二,我国全面二孩政策的优化不仅应鼓励居
民多生育以摆脱当前的“低生育率”困境,更应关注
新生人口质量优化的问题。考虑到多数体制内群体
学历程度较高、收入相对较高等因素,体制内群体多
注释:
①
国家卫生计生委副主任王培安2015年11月10日在国家卫计委新闻发布会上做出的估算。http://www.sh.xinhuanet.
com/2015ꢀ11/10/c_134801765.htm.
②
这是根据西南财经大学2011年家庭金融调查数据整理而得到的结果。数据来源:西南财经大学家庭金融研究中心。ht-
tp://chfs.swufe.edu.cn/.
③
《行政机关公务员处分条例》是经2007年4月4日中华人民共和国国务院第173次常务会议通过并于2007年4月22日中
华人民共和国国务院令第495号公布的文件,自2007年6月1日起施行。
④
⑤
数据来自于2012年怡安翰威特公司调查数据。http://finance.sina.com.cn/china/20131010/110316945408.shtml.
由于篇幅有限,本文只通过文字描述工具变量和稳健性检验回归的结果。
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IdentityinSystem,ChildBearingChoice
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1
a,2
1b
LIUChuan-hui ,HEXing-bang
(
1.a.SchoolofEconomics,b.ResearchCenterofWestEconomy,SouthwestUniversityofFinanceandEconomics,
Chengdu,Sichuan611130;2.SchoolofEconomics,XihuaUniversity,Chengdu,Sichuan610039,China)
Abstract:Theimplementationofoveralltwo-childpolicyrepresentsthemajoradjustmentin
China’sfamily-planningpolicy.Asthemajorgroupwhostrictlyimplementsfamily-planningpol-
icy,employeesinsystemwouldlayanimportantimpactontheimprovementofoverallpopula-
tionqualityoncetheirfertilitydesireisraised.Thispapermakesaresearchontheinfluenceofi-
dentityinsystemtoreproductionwithOlsandProbitmodels.Resultshowsthataveragefamily
insystembears0.19lesschildthanthatoutofsystemwhiletheproportionofhavingasecond
childis12.9%lessthanthatoutofsystemsothatidentityinsystemhasanobviousimpacton
childbearingchoice.Toavoidendophytism,father’sidentityinsystemisusedastheinstrumen-
talvariableforchild’sidentityinsystem.Theresultisjustthesame.Moreover,censusregister,
education,nationality,firstmarriageageareothermajorfactorsinfluencingpeople’sreproduc-
tion.Thispaperholdsthattheoptimizationofoverallsecond-childpolicyshouldfocusbothon
theinfluenceoftheadjustmentoffamily-planningpolicyontheriseofpopulation,andthelong
terminfluenceofchildbearingpolicyonChina’spopulationstructureandquality.
Keywords:population;identityinsystem;childbearingchoice;overalltwo-childpolicy
[责任编辑:钟秋波]
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