靳衛(wèi)東，宮杰婧，尹義龍

(1.山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250000；2.山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 計(jì)算機(jī)科學(xué)與技術(shù)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250000)

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我國人口的社會結(jié)構(gòu)失衡：理論機(jī)制與經(jīng)驗(yàn)事實(shí)

靳衛(wèi)東1，宮杰婧1，尹義龍2

(1.山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250000；2.山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 計(jì)算機(jī)科學(xué)與技術(shù)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250000)

隨著生育率水平的持續(xù)下降，我國不僅面臨人口數(shù)量增長的困境，而且也發(fā)生了嚴(yán)重的人口社會結(jié)構(gòu)失衡。文章基于教育資源稀釋理論，從理論和經(jīng)驗(yàn)兩個(gè)方面研究了教育與生育率之間的相互作用以及由此所決定的人口發(fā)展規(guī)律，從而論證了人口社會結(jié)構(gòu)失衡現(xiàn)象及其形成機(jī)制。研究表明：(1)教育與生育率之間的相互作用機(jī)制，一方面可以使生育率水平持續(xù)上升，導(dǎo)致人口發(fā)展進(jìn)入高生育陷阱，另一方面也能夠使生育率水平不斷下降，讓人口發(fā)展滑入低生育陷阱，由此形成了人口發(fā)展的“Z”形變化規(guī)律，即在中等教育水平上教育與生育率之間顯著負(fù)相關(guān)，而在較高和較低的教育水平上兩者并無明顯關(guān)聯(lián)；(2)由于我國的教育發(fā)展存在明顯的城鄉(xiāng)差距、地區(qū)差距和民族差距，那么在“Z”形人口發(fā)展規(guī)律的影響下，所有居民必然會逐步分化為兩類，分別向生育率的高低兩端集聚，從而就產(chǎn)生了人口的城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)、地區(qū)結(jié)構(gòu)、民族結(jié)構(gòu)和素質(zhì)結(jié)構(gòu)的失衡。進(jìn)一步地，文章基于全國人口普查縣級數(shù)據(jù)，使用工具變量法和Hausman-Taylor估計(jì)方法，驗(yàn)證了這種“Z”形人口發(fā)展規(guī)律及其所決定的人口社會結(jié)構(gòu)失衡。文章不僅可以豐富當(dāng)前的人口結(jié)構(gòu)研究，而且對我國的人口和教育改革具有重要的啟示。

教育；人口抑制效應(yīng)；人口發(fā)展規(guī)律；人口結(jié)構(gòu)

一、引 言

人口再生產(chǎn)與物質(zhì)資料再生產(chǎn)是社會生產(chǎn)過程的兩個(gè)方面，必須保持良好的協(xié)調(diào)關(guān)系。長期以來，我國計(jì)劃生育政策為控制人口過快增長、保持兩種再生產(chǎn)的協(xié)調(diào)發(fā)展做出了突出貢獻(xiàn)；但是，嚴(yán)格的生育管制也帶來了生育率水平的持續(xù)下降。根據(jù)四次全國人口普查數(shù)據(jù)，1981年我國總和生育率為2.63，1990年降低為2.31，2000年進(jìn)一步變?yōu)?.22，而2010年總和生育率僅為1.18，已遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于生育更替水平。根據(jù)發(fā)達(dá)國家的經(jīng)驗(yàn)，生育率持續(xù)下降在導(dǎo)致人口增長困難的同時(shí)，還會產(chǎn)生人口結(jié)構(gòu)失衡，包括人口的自然結(jié)構(gòu)失衡(如年齡結(jié)構(gòu)和性別結(jié)構(gòu)失衡)，以及人口的社會結(jié)構(gòu)失衡(如城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)、地區(qū)結(jié)構(gòu)、民族結(jié)構(gòu)和素質(zhì)結(jié)構(gòu)失衡)；*隨著生育率水平的持續(xù)下降，我國已經(jīng)發(fā)生了嚴(yán)重的人口社會結(jié)構(gòu)失衡。在城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)方面，城鄉(xiāng)出生率之比由2000年的1∶1.23降低為2010年的1∶1.51；在地區(qū)結(jié)構(gòu)方面，東西部地區(qū)出生率之比由2000年的1∶1.32變?yōu)?010年的1∶1.20；在民族結(jié)構(gòu)方面，少數(shù)民族人口占比從1990年的8.00%上升到2000年的8.40%，2010年更是達(dá)到了8.50%。鑒于我國地區(qū)之間、城鄉(xiāng)之間和民族之間的教育發(fā)展差距，這些人口結(jié)構(gòu)失衡也會產(chǎn)生人口的逆淘汰效應(yīng)(尹銀和鄔滄萍，2013)，導(dǎo)致人口的素質(zhì)結(jié)構(gòu)失衡。并且，人口結(jié)構(gòu)失衡一定會逐步上升為人口問題的核心內(nèi)容，成為社會經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展的主要障礙(郭志剛，2010)。因此，分析生育率變化的決定因素，認(rèn)識人口結(jié)構(gòu)失衡的形成與發(fā)展，是我國人口學(xué)研究所面臨的緊迫任務(wù)(尹文耀等，2013；易富賢，2015)。

目前，研究我國人口結(jié)構(gòu)失衡的文獻(xiàn)還比較少，僅有的少數(shù)研究也主要是分析人口的自然結(jié)構(gòu)失衡，而對于人口的社會結(jié)構(gòu)失衡則鮮有涉及。此類研究通常是將人口結(jié)構(gòu)失衡歸因于計(jì)劃生育政策，主要是從經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會學(xué)和法學(xué)的角度論證人口年齡結(jié)構(gòu)和性別結(jié)構(gòu)失衡所產(chǎn)生的勞動(dòng)力供給短缺、人口老齡化以及犯罪率上升等問題，并將調(diào)整生育政策視為解決問題的關(guān)鍵(呂程，2011；陸旸和蔡昉，2014；譚遠(yuǎn)發(fā)和宋寅書，2015)。不過，很多發(fā)達(dá)國家沒有實(shí)施計(jì)劃生育政策，同樣也存在人口結(jié)構(gòu)問題。這就說明生育政策只是決定人口結(jié)構(gòu)失衡的一個(gè)而非唯一的要素，我國人口結(jié)構(gòu)研究還需要進(jìn)行教育、經(jīng)濟(jì)和文化等非政策因素的人口功能分析。另外，隨著“雙獨(dú)二孩”、“單獨(dú)二孩”和“全面二孩”等一系列生育政策改革，我國的人口結(jié)構(gòu)失衡并無明顯改善。這都充分反映了我國人口結(jié)構(gòu)研究的不足，也凸顯了基于非政策因素開展人口社會結(jié)構(gòu)研究的緊迫性和必要性。

人口發(fā)展是一個(gè)復(fù)雜過程，是政治、經(jīng)濟(jì)、文化、社會和心理等多種因素綜合作用的結(jié)果。因此，在短期內(nèi)生育政策也許能夠?qū)θ丝诎l(fā)展產(chǎn)生顯著影響，但是長期而言，其他非政策因素的作用必將占據(jù)主導(dǎo)地位。例如，教育就對人口發(fā)展具有重要的長期影響。一方面，很多非政策因素(包括經(jīng)濟(jì)、文化和心理等)的影響都不同程度地與教育有關(guān)(張愛婷和杜躍平，2006；周長洪，2015)；另一方面，教育還可以通過提高婦女就業(yè)機(jī)會、增加生育知識、推遲初婚初育年齡等途徑直接產(chǎn)生“節(jié)育”效果。甚至有研究指出，教育的人口功能可以解釋近年來我國生育率變化的大部分內(nèi)容(易富賢，2015)。

因此，針對現(xiàn)有研究的不足，本文借鑒教育資源稀釋理論，使用數(shù)理模型論證我國人口發(fā)展規(guī)律及其所決定的人口社會結(jié)構(gòu)失衡，并基于全國人口普查縣級數(shù)據(jù)為之提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。研究結(jié)果表明，教育的人口抑制效應(yīng)以及人口轉(zhuǎn)變對教育發(fā)展的影響，有可能在教育與生育率之間形成一種相互作用機(jī)制，使人口發(fā)展呈現(xiàn)出“Z”形變化趨勢。結(jié)合我國業(yè)已存在的城鄉(xiāng)之間、地區(qū)之間和民族之間的教育發(fā)展差距，這種人口發(fā)展規(guī)律必然會造成人口的城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)、地區(qū)結(jié)構(gòu)、民族結(jié)構(gòu)和素質(zhì)結(jié)構(gòu)失衡，產(chǎn)生人口安全問題。

二、已有研究的評述

一般認(rèn)為，教育對人口發(fā)展具有重要影響。教育程度越低，居民越偏向于追求子女?dāng)?shù)量而較少關(guān)注子女質(zhì)量，由此就容易產(chǎn)生“越生越窮、越窮越生”的高生育陷阱(董澤芳，2009)；相反，如果居民受教育水平很高，那么社會、經(jīng)濟(jì)和文化因素又可能使人口發(fā)展滑入低生育陷阱(Lutz等，2006)。基于大量實(shí)證研究，教育資源稀釋理論闡述了教育與生育率之間的這種復(fù)雜關(guān)系(Blake，1981；Downey，1995)。它認(rèn)為，在教育資源有限的條件下，子女?dāng)?shù)量的增多會稀釋每個(gè)子女所獲得的教育資源量，從而會降低他們的平均受教育水平，因此父母必須在子女?dāng)?shù)量與質(zhì)量之間做出權(quán)衡，通過適度壓縮子女?dāng)?shù)量來換取其質(zhì)量提升，以達(dá)到家庭效用的最大化。這就是教育的人口抑制效應(yīng)。顯然，如果父母受教育水平很低，并不關(guān)心子女質(zhì)量，這種人口抑制效應(yīng)就會很??；同樣，如果父母受教育水平很高，擁有豐富的教育資源，那么子女不必為教育資源展開競爭，教育的人口抑制效應(yīng)也會很小(Downey，1995；張?jiān)略坪椭x宇，2015)。由此可見，隨著父母受教育水平的提高，教育與生育率之間應(yīng)該是一種“Z”形變化關(guān)系，即在中等教育水平上教育的人口抑制效應(yīng)最大，教育與生育率之間顯著負(fù)相關(guān)，而在較高和較低的教育水平上，教育的人口抑制效應(yīng)都很小，教育對生育率變化基本沒有顯著影響。*與此類似，Varvarigos(2013)通過構(gòu)建數(shù)理模型也分析了教育與生育率之間的這種三階段變化關(guān)系，并提出了人口發(fā)展的“N”形變化規(guī)律。

近年來，隨著教育和經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國生育率持續(xù)下滑，教育與生育率之間的負(fù)向變化關(guān)系十分顯著。另外，有研究表明，這種負(fù)向變化關(guān)系存在一個(gè)教育“門檻”(即初中教育)，當(dāng)?shù)陀诨蛘吒哂谶@個(gè)“門檻”時(shí)，教育的人口抑制效應(yīng)都會明顯減小(王軍和王廣州，2013；侯佳偉等，2014)。這似乎印證了上述關(guān)于人口發(fā)展規(guī)律的描述。

一方面，我國西部少數(shù)民族地區(qū)，特別是西部少數(shù)民族農(nóng)村地區(qū)的人均受教育水平很低，明顯低于上述教育“門檻”(王美艷和Hannum，2012；鄭長德，2014)，而這些地區(qū)的生育率卻較高，顯著高于全國平均水平(嚴(yán)維青，2013)，甚至有些地區(qū)深陷“越生越窮、越窮越生”的高生育陷阱(趙鴻娟和陳梅，2006；江承鳳等，2014)；另一方面，某些東部和東北地區(qū)的教育水平較高而生育率卻很低(尹文耀等，2013)，甚至有學(xué)者認(rèn)為一些地區(qū)業(yè)已陷入了低生育陷阱(尹文耀等，2013)。因此，這兩種相悖的生育現(xiàn)象正好符合上述“Z”形變化規(guī)律的高低兩端特征，似乎也為教育資源稀釋理論及其所描述的人口發(fā)展規(guī)律提供了直接的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

那么，結(jié)合我國城鄉(xiāng)之間和地區(qū)之間的教育發(fā)展差距，以及少數(shù)民族聚居于西部農(nóng)村地區(qū)的空間分布特征，“Z”形人口發(fā)展規(guī)律必然導(dǎo)致人口的城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)、地區(qū)結(jié)構(gòu)、民族結(jié)構(gòu)和素質(zhì)結(jié)構(gòu)失衡問題，產(chǎn)生嚴(yán)重的人口安全問題。這基本可以解釋目前我國人口發(fā)展的社會結(jié)構(gòu)失衡問題。不過，如前文所述，教育的人口抑制效應(yīng)與社會、經(jīng)濟(jì)、文化和心理等多種因素相關(guān)，并不必然要符合教育資源稀釋理論的機(jī)制分析，而高生育陷阱和低生育陷阱并存的相?，F(xiàn)象也可以被很多其他邏輯自洽的理論所解釋。因此，關(guān)于教育資源稀釋理論及其所決定的人口發(fā)展規(guī)律和人口社會結(jié)構(gòu)失衡，還需要進(jìn)行更為充分的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)分析。

綜上所述，本文試圖在以下三個(gè)方面做出貢獻(xiàn)：第一，參照教育資源稀釋理論，建立教育和生育決策模型。這有利于分析教育與生育率之間的復(fù)雜關(guān)系，在一個(gè)理論框架下解釋高生育陷阱和低生育陷阱并存的相?，F(xiàn)象，并由此總結(jié)人口發(fā)展規(guī)律，論證人口社會結(jié)構(gòu)失衡現(xiàn)象及其形成機(jī)制。第二，使用縣級人口普查數(shù)據(jù)，以西部少數(shù)民族地區(qū)和東部低生育地區(qū)為研究對象，實(shí)證檢驗(yàn)教育與生育率之間的復(fù)雜關(guān)系?？h級政府是實(shí)施教育、經(jīng)濟(jì)和生育政策的重要主體，其內(nèi)部在教育、經(jīng)濟(jì)、文化和人口結(jié)構(gòu)等方面具有很大的均質(zhì)性，因此不同于現(xiàn)有的大量省級數(shù)據(jù)分析，本文使用縣級數(shù)據(jù)能夠充分反映教育與生育率之間的相互作用關(guān)系。另外，之所以選擇上述兩類地區(qū)作為研究對象，主要是因?yàn)樗鼈兊慕逃蜕袨榫哂小癦”形變化規(guī)律的高低兩端特征，同時(shí)受生育政策的影響也較小。第三，采用工具變量法分析教育的人口功能。根據(jù)教育資源稀釋理論，教育與生育率之間存在內(nèi)生性，因此不同于現(xiàn)有文獻(xiàn)中大量使用的統(tǒng)計(jì)描述和簡單線性回歸，本文采用工具變量法，可以有效地避免估計(jì)偏誤。

三、人口發(fā)展規(guī)律與人口社會結(jié)構(gòu)失衡的理論分析

參照教育資源稀釋理論，在教育的人口抑制效應(yīng)以外，教育與生育率之間還有可能存在一種相互作用機(jī)制。由此，在中等教育水平上，教育程度下降或者生育率的短期上升都會導(dǎo)致生育率的持續(xù)上升，最終人口發(fā)展將達(dá)到“Z”形變化趨勢的頂端；相反，如果教育程度上升或者生育率的短期下降，這個(gè)機(jī)制又會導(dǎo)致生育率的不斷下降，最終使人口發(fā)展達(dá)到“Z”形變化趨勢的低端。因此，中等教育水平是教育與生育率組合的非均衡點(diǎn)，在此生育率既有向上攀升的可能，也有向下滑落的趨勢，從而不同類型的居民將分別向“Z”形變化趨勢的高低兩端集聚，形成高生育陷阱和低生育陷阱并存的相?，F(xiàn)象，造成人口結(jié)構(gòu)失衡。參照Varvarigos(2013)的研究，為了分析教育與生育率之間的這種復(fù)雜關(guān)系，本文構(gòu)建了一個(gè)教育和生育決策模型。

(一)有關(guān)教育和生育行為的假設(shè)

生育子女是嚴(yán)格意義上的家庭行為，生育決策都是以家庭為單位進(jìn)行的。按照教育資源稀釋理論，家庭生育決策受到教育資源限制，需要在子女?dāng)?shù)量與質(zhì)量之間加以權(quán)衡。假設(shè)一個(gè)典型家庭生育的子女?dāng)?shù)量為nt，那么每個(gè)子女的受教育水平可以表示為教育資源投入的函數(shù)，也即：

為了簡化分析，假設(shè)家庭經(jīng)濟(jì)收入等于父母受教育水平，即It-1=et-1，家庭效用是子女?dāng)?shù)量與質(zhì)量的函數(shù)，也即：

(二)人口發(fā)展的“Z”形變化趨勢

根據(jù)上述假設(shè)，家庭生育決策受到效用函數(shù)約束，也即：

要使家庭效用最大化，必有：

將λt-1=p(et-1)帶入上式，可得：

由此可得，父母受教育水平與家庭生育子女?dāng)?shù)量的函數(shù)關(guān)系為：

p′(et-1)et-1+p(et-1)>0

因此，根據(jù)αt的取值范圍不同，家庭生育可能存在以下三種情況：

1.當(dāng)父母受教育水平較低，只關(guān)注子女?dāng)?shù)量而不關(guān)心子女質(zhì)量時(shí)，子女質(zhì)量(即子女受教育水平)對家庭效應(yīng)的影響極小(αt→0)，而家庭的教育投入系數(shù)也較低(λt-1=p(et-1)→0)。這時(shí)有：

如前文所述，我國教育的人口抑制效應(yīng)存在一個(gè)教育“門檻”，當(dāng)父母受教育水平et-1低于初中階段教育時(shí)，人口抑制效應(yīng)會很小，而且很不顯著(侯佳偉等，2014)。這時(shí)，小幅提升家庭決策主體——父母的受教育水平，也很難改變他們對子女教育的重視程度，即p′(et-1)很小(Varvarigos，2013)。另外，目前我國的政府承擔(dān)了義務(wù)教育經(jīng)費(fèi)投入的主要責(zé)任，所以教育財(cái)政投入gt較大(靳衛(wèi)東，2014，2015)。因此，上述?nt/?et-1應(yīng)該是一個(gè)很小的負(fù)值，此時(shí)教育對生育率的影響很小，人口發(fā)展處于高生育率和低教育水平階段。

2.當(dāng)父母受教育水平逐步提高，開始重視子女質(zhì)量時(shí)，子女質(zhì)量(即子女受教育水平)對家庭效應(yīng)的影響增加，即αt∈(0,1)，則有：

家庭將在子女?dāng)?shù)量與質(zhì)量之間進(jìn)行權(quán)衡，即通過降低子女?dāng)?shù)量來換取子女質(zhì)量的提升。因此，隨著家庭決策主體——父母受教育水平的提高，家庭生育開始受到顯著抑制。

3.當(dāng)父母受教育水平很高，子女質(zhì)量(即子女受教育水平)對家庭效應(yīng)的影響進(jìn)一步增加時(shí)，即αt→1，必有：

圖1 父母受教育水平與家庭生育率的變化

這說明，如果家庭決策主體——父母的受教育水平很高，家庭特別重視子女質(zhì)量，并且由于高教育水平所帶來的家庭經(jīng)濟(jì)收入很高，教育資源豐富，子女不必再為教育資源展開競爭，那么教育對生育率的影響將重新變得很小。此時(shí)，子女?dāng)?shù)量將被限定在一個(gè)較低水平，人口發(fā)展處于低生育率和高教育水平階段。

(三)人口社會結(jié)構(gòu)失衡現(xiàn)象

1.高生育陷阱。如前文所述，我國西部少數(shù)民族地區(qū)仍然存在“越生越窮、越窮越生”的高生育陷阱。這時(shí)，子女受教育函數(shù)是：

假設(shè)父母受教育水平為e*，如圖1所示，一個(gè)外生沖擊使生育率上升或者使父母受教育水平下降，那么每個(gè)子女所獲教育資源就會減少，即xt-1/nt降低。如果教育財(cái)政投入gt不變，則子女受教育水平et會下降，這將導(dǎo)致αt+1(=q(et))降低，那么在第二代子女?dāng)?shù)量不變的條件下，第二代子女質(zhì)量所產(chǎn)生的家庭效用Ut會減小。因此，按照教育資源稀釋理論，家庭第二代父母將對其子女的數(shù)量與質(zhì)量重新進(jìn)行權(quán)衡，這必然會增加第二代子女的生育數(shù)量。*按照出生順序，本文將家庭子女劃分為第一代、第二代和第三代等；那么，按照這種劃分，第一代子女就是第二代子女的父母(簡稱第二代父母)，第二代子女就是第三代子女的父母(簡稱第三代父母)，以此類推。

另外，如果et下降，家庭第二代父母的經(jīng)濟(jì)收入It會降低，同時(shí)其對第二代子女的教育投資意愿λt也會下降，那么教育資源總量將減少。而上述第二代子女?dāng)?shù)量的增加，又稀釋了這些有限的教育資源，因此會進(jìn)一步惡化第二代子女的受教育狀況，導(dǎo)致et+1更大幅度的降低，也即：

上式中，↓表示下降，↓↓表示更大幅度的下降，↑表示上升。同理可得，第三代父母受教育水平的降低，又會引起第三代子女的數(shù)量上升和質(zhì)量下降，由此就產(chǎn)生了一個(gè)生育率不斷攀升而教育程度不斷下降的循環(huán)，最終使人口發(fā)展進(jìn)入圖1中的第一階段。這時(shí)，由于父母受教育水平很低，而教育的人口抑制效應(yīng)又極小，因此生育率將被長期鎖定在較高水平，形成高生育陷阱。因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：圖1中的第一階段是一個(gè)相對穩(wěn)定的人口發(fā)展?fàn)顟B(tài)，此時(shí)教育水平很低而教育的人口抑制效應(yīng)也很小，生育率將被長期鎖定在較高水平。

2.低生育陷阱。在圖1中人口發(fā)展的第二階段，如果外生沖擊導(dǎo)致父母受教育水平上升或者生育率下降，那么λt-1(=p(et-1))、αt(=q(et-1))以及It-1(=et-1)都會增加，而nt會減少。在教育財(cái)政投入gt不變的情況下，此時(shí)et(=xt-1/nt+gt)將上升，即子女受教育水平將提高。同理，子女受教育水平et提高以及子女?dāng)?shù)量nt減少，又會提高第二代子女及其后代的受教育水平，并降低他們的生育率。這樣，教育與生育率之間相互作用，將使人口發(fā)展最終進(jìn)入圖1中的第三階段。另外，根據(jù)前文分析，此時(shí)父母受教育水平和家庭經(jīng)濟(jì)收入都很高，家庭教育資源豐富，子女不必再為教育資源展開競爭，所以教育的人口抑制效應(yīng)會變小，生育率將被長期鎖定在較低水平，形成低生育陷阱。因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：圖1中的第三階段是一個(gè)相對穩(wěn)定的人口發(fā)展?fàn)顟B(tài)，此時(shí)教育水平很高而教育的人口抑制效應(yīng)很小，生育率將被長期鎖定在較低水平。

因此，根據(jù)我國城鄉(xiāng)之間、地區(qū)之間和民族之間的教育和經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，這高低兩種生育陷阱并存的相?，F(xiàn)象，必然會導(dǎo)致人口的社會結(jié)構(gòu)失衡，包括城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)、地區(qū)結(jié)構(gòu)、民族結(jié)構(gòu)和素質(zhì)結(jié)構(gòu)失衡。

(四)人口社會結(jié)構(gòu)失衡的形成機(jī)制

如前文分析，在圖1中的第二階段，所有的教育與生育率組合都處于非均衡狀態(tài)，它們既有向上攀升的可能，也有向下滑落的趨勢。那么，參照教育資源稀釋理論，所有家庭最終將被分為兩類，分別向人口發(fā)展“Z”形變化趨勢的高低兩端集聚，產(chǎn)生兩種生育均衡：一種是低教育水平和高生育率的均衡，即高生育陷阱；另一種是高教育水平和低生育率的均衡，即低生育陷阱。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：圖1中的第二階段是人口發(fā)展的非均衡狀態(tài)，在此所有家庭將分化為兩類，分別向第一和第三階段集聚，從而產(chǎn)生了人口的社會結(jié)構(gòu)失衡。

另外，應(yīng)該指出的是，在前文分析中，關(guān)于子女質(zhì)量對家庭效用的影響系數(shù)αt，本文只討論了三種情況，即αt→0、αt→1以及αt∈(0,1)。假如在很高的教育水平上，αt進(jìn)一步增加，即αt>1，則一定有：

因此，隨著家庭決策主體——父母受教育水平的提高，教育與生育率之間也有可能出現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，由此人口社會結(jié)構(gòu)失衡將得以自行緩解。也就是說，本文所提出的“Z”形人口發(fā)展規(guī)律，很可能只是對人口發(fā)展規(guī)律的階段性描述，據(jù)此并不足以判斷低生育陷阱就是人口發(fā)展的未來趨勢。而且，近年來一些歐洲國家生育率水平的持續(xù)回升也為這種情況提供了經(jīng)驗(yàn)上的證據(jù)(石人炳，2010；靳永愛，2014)。因此，教育與生育率之間的關(guān)系更應(yīng)該被描述為一種尾部上翹的“Z”形變化曲線，如圖1中人口發(fā)展的四階段劃分。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：在圖1中的第四階段，隨著教育水平的持續(xù)提高，生育率也有可能增加，從而可以在一定程度上緩解人口社會結(jié)構(gòu)失衡。

不過，我國教育與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總體水平還比較低，尚未進(jìn)入人口發(fā)展的高級階段，所以上述尾部上翹的“Z”形變化規(guī)律將很難在我國人口發(fā)展實(shí)踐中獲得全面而充分的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持。正因?yàn)槿绱?，本文選擇西部少數(shù)民族地區(qū)和東部低生育地區(qū)作為研究對象，主要是為了驗(yàn)證“Z”形人口發(fā)展規(guī)律(即圖1中的前三階段)以及由此所決定的人口社會結(jié)構(gòu)失衡。

四、人口發(fā)展規(guī)律與人口社會結(jié)構(gòu)失衡的實(shí)證檢驗(yàn)

(一)研究方法、變量選擇和數(shù)據(jù)說明

1.研究方法。首先，為了檢驗(yàn)教育的人口抑制效應(yīng)，本文采用最小二乘估計(jì)方法，估計(jì)方程為：

Rij=δ+αeduij+ρXrij+μrij

(1)

其中，Rij是生育率，eduij是受教育水平，Xrij是所有影響生育率的向量，μrij是隨機(jī)殘差項(xiàng)，δ是截距項(xiàng)，α是教育對生育率的影響系數(shù)。如果教育具有人口抑制效應(yīng)，α將顯著為負(fù)值。

其次，如前文所述，教育與生育率之間存在相互作用機(jī)制，為了解決由此產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文采用工具變量法重新估計(jì)上述方程，也即：

(2)

其中，techij是教育發(fā)展的工具變量，λ是截距項(xiàng)，μeij是隨機(jī)殘差項(xiàng)。相對于城鎮(zhèn)，農(nóng)村地區(qū)普遍實(shí)施了相對寬松的計(jì)劃生育政策，因此為了消除生育政策的影響，精確檢驗(yàn)教育與生育率之間的關(guān)系，本文只選擇了農(nóng)村地區(qū)縣級樣本。由于農(nóng)村居民的受教育水平既可以影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)和勞動(dòng)力在產(chǎn)業(yè)之間的流動(dòng)，又可以決定文化變遷和對外開放度，因此本文選取了兩個(gè)指標(biāo)來反映這兩個(gè)方面因素的變化，即人均農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力與第一、二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比的交互項(xiàng)以及每萬戶居民的電話數(shù)，并以此作為教育發(fā)展的工具變量。這兩個(gè)工具變量受生育率的影響較小，基本上可以通過針對工具變量的各種檢驗(yàn)，包括不可識別檢驗(yàn)、弱工具變量檢驗(yàn)、過度識別檢驗(yàn)和外生性檢驗(yàn)等。*人均農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力與第一、二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比的交互項(xiàng)=(農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力/第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù))×(第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)/第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù))=農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力/第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)。這一交互項(xiàng)和每萬戶居民的電話數(shù)，顯然不受生育率變化的顯著影響，所以在估計(jì)方程式(1)中不存在互為因果關(guān)系所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。不過，大量研究表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展可以作用于生育率變化，而上述兩項(xiàng)指標(biāo)顯然都與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相關(guān)，由此也可能產(chǎn)生內(nèi)生性問題。本文認(rèn)為，首先，經(jīng)濟(jì)發(fā)展是一個(gè)綜合概念，它包括了收入增加、教育發(fā)展和生活質(zhì)量提高等多方面內(nèi)容，可以影響?zhàn)B育子女的生活費(fèi)用、教育投入、人均預(yù)期壽命和嬰幼兒死亡率等，從而能夠作用于生育率的變化?？墒?，隨著我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展，養(yǎng)育子女的生活費(fèi)用占比相對減少，而醫(yī)療條件的改善又大幅度降低了嬰幼兒死亡率，提高了人均預(yù)期壽命，所以很多地區(qū)人口再生產(chǎn)已經(jīng)轉(zhuǎn)變?yōu)楦叱錾?、低死亡與高增長的人口發(fā)展類型(即高生育陷阱)，甚至有些地區(qū)已轉(zhuǎn)變?yōu)榈统錾?、低死亡和低增長的人口發(fā)展類型(即低生育陷阱)(蔣正華，1988)。這時(shí)，生育意愿是決定生育率變化的主因，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與生育率的因果關(guān)系將很有限(李仲生，2008)。因此，上述兩項(xiàng)指標(biāo)也許與經(jīng)濟(jì)發(fā)展高度相關(guān)，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展與生育率之間的相對獨(dú)立性仍然可以保證它們作為工具變量的合理性和有效性。其次，在表1中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展作為控制變量被引入估計(jì)方程，并沒有改變教育的人口抑制效應(yīng)，而且其估計(jì)結(jié)果也很不顯著。這再次說明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對生育率的影響有限，僅有的影響也主要是通過教育而發(fā)揮作用，所以上述兩項(xiàng)指標(biāo)可以作為教育發(fā)展的工具變量。最后，上述兩項(xiàng)指標(biāo)也通過了針對工具變量的各種檢驗(yàn)。此處，為了簡化分析，本文沒有列出有關(guān)工具變量的檢驗(yàn)結(jié)果，有需要的讀者可以直接向作者索取。

根據(jù)前文分析，人口發(fā)展存在“Z”形變化趨勢，那么可以預(yù)期：第一，當(dāng)居民受教育水平較低時(shí)，其生育率水平較高，而生育率受教育的影響很不顯著，即|α|很??；第二，隨著居民受教育水平的提高，生育率開始持續(xù)下降，兩者的負(fù)相關(guān)關(guān)系卻變得十分顯著，即|α|較大；第三，當(dāng)居民受教育水平較高時(shí)，生育率極低，其與教育的關(guān)系重新變得很不顯著，即|α|很小。

最后，為了檢驗(yàn)教育與生育率之間的相互作用，本文實(shí)證分析了人口轉(zhuǎn)變對教育發(fā)展的影響，從而為人口社會結(jié)構(gòu)失衡的形成機(jī)制提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。本文借鑒尹銀和鄔滄萍(2013)的研究，使用每萬人中的中學(xué)在校生數(shù)(Midsch)作為被解釋變量，估計(jì)方程為：

Midschij=ω+γRij+τXeij+μmij

(3)

如果人口轉(zhuǎn)變對教育發(fā)展的影響很大，那么γ為負(fù)且很顯著；否則，就說明人口轉(zhuǎn)變對教育發(fā)展的影響并不存在。

2.變量選擇。受限于數(shù)據(jù)資料的可得性，本文使用出生率作為生育率變化的衡量指標(biāo)，并且選擇人均受教育年限作為解釋變量，由此分析教育的人口抑制效應(yīng)。同時(shí)，考慮到大量文獻(xiàn)將經(jīng)濟(jì)發(fā)展作為生育率變化的主要影響因素(尹文耀等，2013)，本文在估計(jì)方程(1)中又引入經(jīng)濟(jì)發(fā)展作為控制變量，并選擇人均第一產(chǎn)業(yè)增加值作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的衡量指標(biāo)，其中，人均第一產(chǎn)業(yè)增加值=第一產(chǎn)業(yè)增加值/第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)。如前文所述，目前經(jīng)濟(jì)發(fā)展與生育率變化的關(guān)系并不緊密，僅有的影響也主要是通過教育而發(fā)揮作用，所以預(yù)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展的估計(jì)結(jié)果很不顯著。另外，教育財(cái)政投入也是影響教育及其人口抑制效應(yīng)的重要方面，而根據(jù)相關(guān)研究，我國的教育財(cái)政投入與地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系(靳衛(wèi)東，2014，2015)，所以此處使用經(jīng)濟(jì)發(fā)展作為控制變量，也在一定程度上反映了教育財(cái)政投入的人口功能。

一般認(rèn)為，在生育政策以外，生育行為主要決定于生育意愿，而生育意愿不僅受到教育和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，還決定于其他很多因素，如宗教、文化、風(fēng)俗習(xí)慣、人口結(jié)構(gòu)和嬰幼兒死亡率等(張?zhí)炻罚?990)。因此，在估計(jì)方程(1)中，本文還引入了一些其他控制變量。

首先，是民族虛擬變量。與漢族相比，少數(shù)民族的計(jì)劃生育工作有兩個(gè)突出特點(diǎn)：一是在時(shí)間上都晚于漢族，二是在要求上都實(shí)行“適當(dāng)放寬”政策(張?zhí)炻罚?990；易富賢，2015)。為了反映這種政策實(shí)施差異對生育率變化的影響，本文在西部少數(shù)民族教育的人口抑制效應(yīng)分析中，引入了民族虛擬變量。其實(shí)，各民族的傳統(tǒng)文化和風(fēng)俗習(xí)慣對生育率的影響，都可以通過民族虛擬變量得以體現(xiàn)。并且，鑒于宗教對人口發(fā)展的重要影響，以及我國宗教信仰普遍具有的鮮明民族特征，民族虛擬變量也反映了宗教信仰的人口功能。

其次，是人口結(jié)構(gòu)變量。人口結(jié)構(gòu)對生育率有直接影響(江承鳳等，2014)，但本文使用出生率作為被解釋變量，并沒有考慮人口轉(zhuǎn)變的結(jié)構(gòu)因素，特別是沒有考慮育齡婦女占比的影響。因此，本文在估計(jì)方程中引入育齡婦女的人口占比作為控制變量。

再次，是醫(yī)療衛(wèi)生條件變量。從總體上看，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和醫(yī)療條件的改善，死亡率已不再是決定我國生育率變化的主要因素。但是，考慮到西部少數(shù)民族地區(qū)和東部的農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對滯后，本文仍然將醫(yī)院和衛(wèi)生院床位數(shù)作為控制變量，以反映醫(yī)療衛(wèi)生條件對生育率的影響。

最后，地理環(huán)境(趙鴻娟和陳梅，2006)、區(qū)域政策(王美艷和Hannum，2012)、婚姻與生育文化(閆玉和馬學(xué)禮，2014)等因素也會對人口轉(zhuǎn)變產(chǎn)生一定作用，因此本文還引入了這方面的控制變量，如山區(qū)縣和貧困縣虛擬變量以及女性離婚率。

另外，在檢驗(yàn)人口轉(zhuǎn)變對教育發(fā)展的影響時(shí)，除了出生率和每萬人中的中學(xué)在校生數(shù)作為解釋變量和被解釋變量以外，本文在估計(jì)方程(3)中也引入了一些影響教育發(fā)展的因素作為控制變量，如經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人均財(cái)政支出、鄉(xiāng)村人口占比以及貧困縣和山區(qū)縣的虛擬變量等(靳衛(wèi)東，2014，2015)。

3.數(shù)據(jù)說明。首先，本文選擇西部少數(shù)民族農(nóng)村地區(qū)縣級樣本來檢驗(yàn)高生育陷阱。根據(jù)已有研究，大多數(shù)少數(shù)民族地區(qū)的生育率明顯高于全國平均值，而實(shí)際生育率又低于政策生育水平(易富賢，2015)。這主要是因?yàn)?，受限于歷史、地理和文化等因素，西部少數(shù)民族地區(qū)的教育和經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對滯后，同時(shí)又實(shí)行了相對寬松的計(jì)劃生育政策(張?zhí)炻罚?990)。因此，選擇西部少數(shù)民族農(nóng)村地區(qū)作為研究對象，可以有效地避免生育政策的影響，以檢驗(yàn)教育的人口功能及其所產(chǎn)生的高生育現(xiàn)象。

并且，為了盡量消除有可能存在的生育政策限制，本文選擇少數(shù)民族人口占比較大的縣級樣本作為研究對象，其中剔除了縣級以上城市及市區(qū)樣本，同時(shí)還剔除了非西部地區(qū)的少數(shù)民族縣級樣本以及廣西壯族自治區(qū)的縣級樣本。這是因?yàn)椋阂环矫?，由于地理上相連，環(huán)境上相近，西部不同民族之間的教育和人口問題存在共性，但與非西部地區(qū)少數(shù)民族的差異較大(黃榮清，2009)；另一方面，與其他少數(shù)民族地區(qū)不同，廣西壯族自治區(qū)實(shí)施了較為嚴(yán)格的計(jì)劃生育政策，其實(shí)際生育率受生育政策的影響較大(易富賢，2015)。由此，本文共得到西部少數(shù)民族農(nóng)村地區(qū)縣級樣本124個(gè)。

其次，本文選擇具有較低生育水平的東部農(nóng)村地區(qū)樣本來檢驗(yàn)低生育陷阱。近年來，由于強(qiáng)調(diào)依法行政，計(jì)劃生育工作的許多強(qiáng)制性措施不再被使用，而更多地依靠“柔性”手段(尹文耀等，2013)。因此，即使是在生育率明顯高于政策生育水平的地區(qū)，生育率下降的主要?jiǎng)右蛞彩墙?jīng)濟(jì)和教育發(fā)展，生育政策的影響日趨減小。不過，為了盡量避免生育政策所可能產(chǎn)生的影響，以單獨(dú)分析教育的人口功能，本文仍然選擇了生育率較低而生育政策相對寬松的東部農(nóng)村地區(qū)作為研究對象。這樣，參照尹文耀等(2013)的研究，以生育率低于1.25并且大大低于政策生育水平為標(biāo)準(zhǔn)，*從1984年開始，我國在大多數(shù)農(nóng)村地區(qū)實(shí)施“一孩半”生育政策，即第一個(gè)孩子為男孩的家庭不得再生，而第一個(gè)孩子為女孩的農(nóng)戶在間隔四五年后允許生育第二胎，所以農(nóng)村地區(qū)的政策生育水平應(yīng)該為1.5。另外，一些學(xué)者也實(shí)際測算了各地的政策生育水平(尹文耀等，2013)。根據(jù)政策生育水平，考慮到上述縣級樣本仍然包含了部分城鎮(zhèn)人口，本文以生育率低于1.25為標(biāo)準(zhǔn)，共選擇了低生育縣級樣本160個(gè)。剔除縣級以上城市及市區(qū)樣本，本文共得到東部地區(qū)縣級樣本160個(gè)。

最后，對兩類縣級樣本的統(tǒng)計(jì)分析表明，我國西部少數(shù)民族農(nóng)村地區(qū)的人均受教育年限較低，特別是在少數(shù)民族人口占比大于95%的縣域內(nèi)，人均受教育年限僅為5.5年，基本上處于初中教育階段的低端。與之相比，東部農(nóng)村地區(qū)的人均受教育水平較高，特別是在第四分位段縣級樣本中，人均受教育年限達(dá)到了8.13年，基本上處于初中教育階段的頂端。*我國義務(wù)教育法規(guī)定的義務(wù)教育年限為九年，義務(wù)教育學(xué)制是以“六三制”(即小學(xué)六年制、中學(xué)三年制)為主，但是也有少數(shù)地區(qū)實(shí)行八年制義務(wù)教育，即小學(xué)五年制、中學(xué)三年制。因此，本文據(jù)此判斷，8.13年和5.5年分別處于初中教育階段的高低兩端。根據(jù)前文分析，初中教育是影響生育率變化的關(guān)鍵階段，初中以上及以下教育的人口抑制效應(yīng)都很小。因此，按照教育資源稀釋理論及其所決定的人口發(fā)展規(guī)律，上述兩類地區(qū)很可能會存在高生育陷阱和低生育陷阱。這也是本文選擇這兩類地區(qū)來研究人口社會結(jié)構(gòu)失衡的主要原因。

以上數(shù)據(jù)資料的來源是2000年和2010年的《中國人口普查資料》《中國人口普查分縣資料》以及歷年的《中國縣(市)社會經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(二)對高生育陷阱的檢驗(yàn)

1.高生育陷阱的現(xiàn)象驗(yàn)證。采用少數(shù)民族人口占比達(dá)到85%以上的西部農(nóng)村縣級樣本，使用最小二乘法的估計(jì)結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的人口功能并不明顯，而教育的影響十分顯著。這驗(yàn)證了工具變量選擇的有效性，說明在西部少數(shù)民族農(nóng)村地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對生育率的影響主要是通過教育發(fā)揮作用，教育是抑制人口增長的關(guān)鍵(張愛婷和杜躍平，2006；Varvarigos，2013)。同樣，在表1中，使用工具變量法的估計(jì)結(jié)果也表明，教育的人口抑制效應(yīng)顯著且穩(wěn)定，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用很小。另外，與最小二乘估計(jì)相比，在工具變量法的估計(jì)結(jié)果中，教育的人口抑制效應(yīng)普遍增加。這表明遺漏變量的影響超過生育率變化對教育的影響，因此教育的人口功能在工具變量回歸中更大?？傊逃_實(shí)具有顯著的人口抑制效應(yīng)。

表1 教育的人口抑制效應(yīng)

注：“+”代表加入了民族、地區(qū)虛擬變量；為了簡化分析，此處以及后文中都沒有列出最小二乘估計(jì)結(jié)果；同時(shí)，表中沒有列出截距項(xiàng)和其他控制變量的回歸結(jié)果，也省略了東部農(nóng)村地區(qū)中第二、三分位段樣本的估計(jì)結(jié)果。顯然，東部農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響普遍不顯著，這說明它是通過教育來發(fā)揮人口功能的。

相反，如表1所示，如果選擇少數(shù)民族人口占比達(dá)到95%以上的西部農(nóng)村縣級樣本為研究對象，使用工具變量法，并且加入山區(qū)縣、貧困縣和民族虛擬變量，教育的人口抑制效應(yīng)就變得很小，且很不顯著。結(jié)合統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果可知，*為了簡化分析，本文沒有詳列西部少數(shù)民族農(nóng)村地區(qū)和東部農(nóng)村地區(qū)縣級樣本的統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。因?yàn)樵谏贁?shù)民族人口占比較高的地區(qū)，教育和經(jīng)濟(jì)發(fā)展更為落后，所以類似于圖1中人口發(fā)展的第一階段，教育的人口抑制效應(yīng)變得很小。那么，這類地區(qū)應(yīng)該是屬于高生育、低教育和低經(jīng)濟(jì)發(fā)展的人口發(fā)展模式(張?zhí)炻罚?990；鄭真真和吳要武，2005)，已經(jīng)陷入了高生育陷阱。

因此，綜合上述兩組樣本的分析結(jié)果，我們基本上驗(yàn)證了假設(shè)1，初步證明了“Z”形人口發(fā)展規(guī)律的第一階段，即當(dāng)教育水平很低時(shí)，教育的人口抑制效應(yīng)很小，人口發(fā)展被鎖定在高生育狀態(tài)。在這里，按照前文分析，要進(jìn)一步認(rèn)識高生育陷阱的形成機(jī)制，還需要檢驗(yàn)人口轉(zhuǎn)變對教育發(fā)展的影響，以判斷教育與生育率之間是否存在相互作用。

2.檢驗(yàn)高生育陷阱的形成機(jī)制。為了驗(yàn)證教育與生育率之間的相互作用及其所決定的高生育陷阱，參照尹銀和鄔滄萍(2013)的研究，本文分析了人口轉(zhuǎn)變對教育發(fā)展的影響。以每萬人中的中學(xué)在校生數(shù)為被解釋變量，以出生率為解釋變量，同時(shí)選擇教育發(fā)展的其他影響因素作為控制變量，估計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 人口轉(zhuǎn)變對教育發(fā)展的影響

注：“+”代表加入了民族、地區(qū)虛擬變量；出生率取千分值，并對每萬人中的中學(xué)在校生數(shù)和人均財(cái)政支出分別取對數(shù)，以縮小量綱對估計(jì)結(jié)果的不利影響；在東部農(nóng)村地區(qū)中，為了簡化分析，本文沒有列出第二、三分位段樣本的估計(jì)結(jié)果。

在少數(shù)民族人口占比達(dá)到85%以上的西部農(nóng)村縣級樣本中，最小二乘法的估計(jì)結(jié)果顯示，出生率顯著降低了中學(xué)在校生數(shù)，所以子女?dāng)?shù)量增長對教育發(fā)展的影響明顯。Hausman-Taylor面板數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果(1)和(2)也顯示，*為了充分利用面板數(shù)據(jù)的信息，同時(shí)考慮到不隨時(shí)間變化的山區(qū)縣、貧困縣和民族虛擬變量，本文在此處以及后文中分析人口轉(zhuǎn)變對教育發(fā)展的影響都采用了Hausman-Taylor估計(jì)，其原理是利用解釋變量的信息產(chǎn)生工具變量，用工具變量來解決內(nèi)生性問題(Hausman和Taylor，1981；宋小寧等，2015)。生育率對教育的負(fù)向影響仍然十分顯著。這說明子女之間存在明顯的教育資源競爭，所以結(jié)合教育的人口抑制效應(yīng)，教育與生育率之間的相互作用機(jī)制確實(shí)可以導(dǎo)致生育率不斷攀升而進(jìn)入高生育陷阱，由此就驗(yàn)證了假設(shè)3。

另外，在少數(shù)民族人口占比達(dá)到95%以上的西部農(nóng)村縣級樣本中，子女之間顯然也存在教育資源競爭。但是，按照表1中的估計(jì)結(jié)果可知，此處教育的人口抑制效應(yīng)很小。因此，這再次驗(yàn)證了假設(shè)1，說明此處教育與生育率之間的相互作用機(jī)制并不存在，生育率有可能被長期鎖定在較高水平，從而形成了高生育陷阱。

(三)對低生育陷阱的檢驗(yàn)

1.低生育陷阱的現(xiàn)象驗(yàn)證。由于東部地區(qū)內(nèi)部存在巨大的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，所以按照2000年和2010年人均GDP的四分位點(diǎn)，本文將東部地區(qū)樣本由低到高分為四組。這樣，以出生率為被解釋變量，以人均受教育年限和經(jīng)濟(jì)發(fā)展為解釋變量，同時(shí)引入其他控制變量，估計(jì)結(jié)果如表1所示。

估計(jì)結(jié)果表明，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和教育水平的提高，教育的人口抑制效應(yīng)具有明顯的下降趨勢，即|-1.154|>|-0.471|。特別是在第四分位段中，教育的人口抑制效應(yīng)很小，而且很不顯著。根據(jù)統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果，第四分位段樣本的平均受教育年限為8.13年，處于初中教育階段的頂端。因此，這驗(yàn)證了已有研究關(guān)于教育“門檻”的描述和假設(shè)2，即此處教育的人口抑制效應(yīng)很小，基本上類似于圖1中人口發(fā)展的第三階段，生育率被長期鎖定在較低水平，陷入了低生育陷阱。

2.檢驗(yàn)低生育陷阱的形成機(jī)制。在表2中，兩組東部地區(qū)樣本的回歸結(jié)果表明，出生率對中學(xué)在校生數(shù)的負(fù)向影響很小，甚至在第四分位段中顯著為正。這說明在相對發(fā)達(dá)的東部農(nóng)村地區(qū)，教育資源充裕而生育水平較低，所以子女之間不必為教育資源展開競爭，人口轉(zhuǎn)變對教育發(fā)展的影響很小。這再次驗(yàn)證了假設(shè)2，同時(shí)也表明此處教育與生育率之間確實(shí)存在正相關(guān)關(guān)系，從而可以在一定程度上證明假設(shè)4。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文主要是從調(diào)整樣本區(qū)間、替換衡量指標(biāo)以及使用其他計(jì)量分析方法三個(gè)方面來檢驗(yàn)了上述實(shí)證分析結(jié)果的穩(wěn)健性。具體內(nèi)容包括：第一，選擇少數(shù)民族人口占比達(dá)到80%和90%以上的西部農(nóng)村縣級樣本為研究對象，對比驗(yàn)證高生育陷阱；按照2000年和2010年的人均GDP水平，將東部農(nóng)村地區(qū)縣級樣本分為兩組，對比檢驗(yàn)低生育陷阱。第二，用婦女平均受教育年限、人均住房面積的對數(shù)值和總和生育率來分別反映教育發(fā)展、經(jīng)濟(jì)發(fā)展和生育率變化，以檢驗(yàn)教育的人口抑制效應(yīng)；以男女人均受教育年限之比為被解釋變量，以出生率為解釋變量，檢驗(yàn)人口轉(zhuǎn)變對教育發(fā)展的影響。第三，針對人口發(fā)展規(guī)律的非線性特征，使用靜態(tài)面板門檻模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。*為了簡化分析，本文沒有列出穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，有需要的讀者可以直接向作者索取。這些研究都沒有改變前文實(shí)證分析的主要結(jié)論。

因此，綜合西部少數(shù)民族地區(qū)和東部地區(qū)縣級樣本的實(shí)證分析結(jié)果可知，“Z”形人口發(fā)展規(guī)律基本上可以得到經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持，而高生育陷阱和低生育陷阱的形成機(jī)制也能夠獲得事實(shí)驗(yàn)證。那么，結(jié)合我國城鄉(xiāng)之間、地區(qū)之間和民族之間的教育發(fā)展差距，人口社會結(jié)構(gòu)失衡就是一種必然的趨勢。

五、結(jié)論與啟示

近年來的人口社會結(jié)構(gòu)失衡是我國社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展所面臨的重大挑戰(zhàn)，認(rèn)識其成因與發(fā)展成為人口學(xué)研究的重要任務(wù)?；诮逃Y源稀釋理論，本文通過數(shù)理模型分析了教育與生育率之間的相互作用，提出了人口發(fā)展的“Z”形變化規(guī)律，即在中等教育水平上教育與生育率變化顯著負(fù)相關(guān)，而在較高和較低教育水平上兩者并無明顯關(guān)聯(lián)。那么，根據(jù)我國城鄉(xiāng)之間和地區(qū)之間的教育發(fā)展差距，以及少數(shù)民族聚居于西部農(nóng)村地區(qū)的空間分布特征，這種“Z”形人口發(fā)展規(guī)律必然會使不同居民分化為兩類，分別向生育率的高低兩端集聚。這就解釋了高生育陷阱與低生育陷阱并存的相?，F(xiàn)象，闡明了我國人口的城鄉(xiāng)、地區(qū)、民族和素質(zhì)結(jié)構(gòu)失衡的形成機(jī)制。

基于全國人口普查縣級數(shù)據(jù)，本文使用工具變量法和Hausman-Taylor估計(jì)方法，檢驗(yàn)了上述人口發(fā)展規(guī)律及其所決定的人口社會結(jié)構(gòu)失衡，結(jié)果表明：第一，在西部少數(shù)民族農(nóng)村地區(qū)，隨著少數(shù)民族人口占比的增加，教育與生育率從顯著負(fù)相關(guān)逐步轉(zhuǎn)變?yōu)闆]有顯著關(guān)聯(lián)。那么，結(jié)合少數(shù)民族的高生育水平，這說明教育與生育率之間的相互作用確實(shí)使某些少數(shù)民族地區(qū)陷入高生育陷阱，由此就驗(yàn)證了“Z”形人口發(fā)展規(guī)律的第一、二階段。第二，在東部農(nóng)村地區(qū)，隨著經(jīng)濟(jì)和教育發(fā)展，教育的人口抑制效應(yīng)明顯降低，而教育與生育率之間的相互作用關(guān)系一直都不顯著。結(jié)合東部地區(qū)的低生育水平，這說明某些地區(qū)已經(jīng)滑入了低生育陷阱，由此就證明了“Z”形人口發(fā)展規(guī)律的第三階段。第三，綜合兩類地區(qū)的實(shí)證分析結(jié)果，“Z”形人口發(fā)展規(guī)律基本可以得到事實(shí)驗(yàn)證，所以人口社會結(jié)構(gòu)失衡就成為一種必然的趨勢。

綜上可知，放寬生育管制也許能夠促進(jìn)人口數(shù)量增長，但是卻很難改變教育的人口功能，所以并不能有效緩解人口社會結(jié)構(gòu)失衡。其中的政策啟示是：第一，要增加針對農(nóng)村、西部和少數(shù)民族地區(qū)的教育投入，進(jìn)一步普及九年義務(wù)教育，以保證落后地區(qū)居民的受教育水平全部跨越中等教育門檻(即初中教育)，使教育與生育率有可能進(jìn)入相互作用的良性循環(huán)；第二，在普及九年義務(wù)教育的同時(shí)，要不斷提高國民受教育水平，以保證所有居民進(jìn)入教育與生育率變化的良性循環(huán)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)和教育的可持續(xù)發(fā)展；第三，適應(yīng)于教育和經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，要盡快出臺生育激勵(lì)措施，以避免某些地區(qū)陷入有可能出現(xiàn)的低生育陷阱。

最后，應(yīng)該指出的是，本文只研究了教育的人口功能及其所決定的人口發(fā)展規(guī)律和人口社會結(jié)構(gòu)失衡，而人口發(fā)展的影響因素很多，因此要判斷我國人口的未來發(fā)展，仍然需要相關(guān)研究結(jié)合其他影響因素提供更多的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

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(責(zé)任編輯 景 行)

Social Structure Imbalance of Chinese Population：Theoretical Mechanism and Empirical Analysis

Jin Weidong1, Gong Jiejing1, Yin Yilong2

(1.SchoolofEconomics,ShandongUniversityofFinanceandEconomics,Ji’nan250000,China;2.SchoolofComputerScience&Technology,ShandongUniversityofFinanceandEconomics,Ji’nan250000,China)

With constant reduction in fertility rate, China is not only faced with the plight of population growth, but also has a serious imbalance in the social structure of population. Based on educational resource dilution theory, this paper theoretically and empirically analyzes the interaction mechanism between education and fertility rate & the law of population development, and finally demonstrates the imbalance of social structure of population and its forming mechanism. It comes to the conclusions as follows: firstly, on the one hand, the interaction mechanism between education and fertility rate can lead to the gradual rise in fertility rate and thereby make population development enter into a high fertility trap; on the other hand, it may cause fertility rate continue to decline and fall into the trap of low fertility, finally forming the “Z” pattern of population development, namely at middle education level education is significantly negatively related with fertility rate, but at higher or lower education levels there is no significant correlation between education and fertility; secondly, owing to obvious urban-rural, regional and ethnic differences in education development, affected by the “Z” law of population development, all residents are bound to gradually be divided into two categories, the fertility rate of residents will differentiate high and low ends, and this development of population will lead to the imbalance of the population of urban and rural structure, regional structure, national structure and quality structure. Furthermore, based on nationwide census county-level data, this paper uses instrumental variables method and Hausman-Taylor estimation method to examine the “Z” law of population development and resulting imbalance of population social structure. It not only enriches current population structure research, but also has important implications for the reform of population and education in China.

education; population inhibitory effect; population development rule; population structure

2016-07-28

山東省軟科學(xué)研究計(jì)劃重大項(xiàng)目(2016RZB01041)；山東省社會科學(xué)規(guī)劃研究項(xiàng)目(16CGLJ10)；山東省高等學(xué)校優(yōu)勢學(xué)科人才團(tuán)隊(duì)培育計(jì)劃

靳衛(wèi)東(1973-)，男，山東濟(jì)寧人，山東財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師； 宮杰婧(1992-)，女，山東威海人，山東財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士研究生； 尹義龍(1972-)，男，山東菏澤人，山東財(cái)經(jīng)大學(xué)計(jì)算機(jī)科學(xué)與技術(shù)學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師。

F061.3

A

1001-9952(2017)04-0017-14

10.16538/j.cnki.jfe.2017.04.002