張瑩瑩

（浙江海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，浙江 舟山 316000）

一、引言

20世紀(jì)90年代以來，中國婦女總和生育率一路走低，從1970年的5.8左右持續(xù)下降并穩(wěn)定在世代更替水平以下。人口學(xué)的基本原理告訴我們，生育率長期低于更替水平必定導(dǎo)致人口負(fù)增長。當(dāng)前，低生育水平下中國的人口問題變得更加復(fù)雜和多元。人口結(jié)構(gòu)老化加重家庭養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，同時(shí)還通過沖擊社會養(yǎng)老保障體系以及削弱社會消費(fèi)與投資能力制約著未來社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，已成為制約中國可持續(xù)發(fā)展的重要瓶頸之一。因此，調(diào)整生育政策，對于緩和當(dāng)前中國低生育水平、減緩人口快速老化對中國經(jīng)濟(jì)社會帶來的不利影響均具有重要意義。

2016年初，中國正式啟動了“全面二孩”生育政策，這是繼2013年11月“單獨(dú)二孩”政策啟動實(shí)施時(shí)隔僅兩年之久后的又一次生育政策調(diào)整。我們知道，調(diào)整生育政策的真正“預(yù)期”應(yīng)該是使生育率回升到更替水平甚至更替水平以上[1]。然而，從先前“單獨(dú)二孩政策”實(shí)施后的情形來看，單獨(dú)二孩政策遇冷[2]，非但沒有帶來出生人口的堆積，[3]更沒有使生育水平反彈至世代更替水平（2.1）[4-5]。那么，全面二孩政策將會對中國生育水平產(chǎn)生怎樣影響？又能否使中國生育水平回升至世代更替水平，達(dá)到政策調(diào)整“預(yù)期”？這些問題的回答，未來對完善中國生育政策、避免人口負(fù)增長帶來嚴(yán)峻社會經(jīng)濟(jì)后果、以及科學(xué)合理做好人口規(guī)劃乃至民族存續(xù)等都具有重要現(xiàn)實(shí)意義。鑒于此，本文將針對這一問題，從微觀層面對影響中國婦女生育水平的因素進(jìn)行實(shí)證分析，并以此為基礎(chǔ)，對全面二孩政策對中國生育水平的影響進(jìn)行測算，以期為未來中國生育政策的完善提供實(shí)證支持。

二、文獻(xiàn)綜述

有關(guān)全面二孩政策對中國生育水平影響的研究或測算，主要有兩種途徑：

第一種途徑是通過人口隊(duì)列（cohort）數(shù)據(jù)進(jìn)行測算，目前有關(guān)全面二孩政策對中國生育水平影響的文獻(xiàn)主要集中在這種途徑。比較有代表性的觀點(diǎn)是認(rèn)為全面二孩政策啟動后中國生育水平將出現(xiàn)大幅回升，回升后中國生育水平將大大高于世代更替水平，總和生育率會高達(dá)4.5左右[6]或在3.21～3.67之間徘徊[7]，即使研究中除去一些發(fā)生可能性比較大的“損耗”因素影響后，全面二孩政策后中國總和生育率仍在2.17至2.68之間[8]。另一類研究持相反觀點(diǎn)，認(rèn)為當(dāng)前中國人口處于低生育率風(fēng)險(xiǎn)當(dāng)中[9]，即使啟動全面二孩政策，中國育齡婦女的平均意愿生育子女?dāng)?shù)依然低于更替水平[10]，育齡婦女的生育水平也很難回到世代更替水平[11]。

但是，通過人口隊(duì)列數(shù)據(jù)測算得到的結(jié)果卻存在很大的局限性。翟振武和喬曉春文中測算所依據(jù)的一個(gè)重要假定是“生育意愿等于實(shí)際生育水平”[12-13]，但是這一假定在現(xiàn)實(shí)中并非成立。諸多研究表明，無論是國內(nèi)或國外都發(fā)現(xiàn)，生育意愿與生育水平之間存在著相互背離的現(xiàn)象[14]，實(shí)際生育行為低于生育意愿[15]。因此，如果在實(shí)際中再根據(jù)生育意愿調(diào)查數(shù)據(jù)，利用這一假定來判斷實(shí)際生育行為，那么這一邏輯認(rèn)識本身可能就是一種錯(cuò)誤[16-17]，所估算的結(jié)果也勢必高于實(shí)際生育水平。

第二種途徑是通過分析中國生育水平影響因素，進(jìn)而以此為基礎(chǔ)測算全面二孩政策對中國生育水平的影響。但是，由于受分析方法的限制，現(xiàn)有文獻(xiàn)中鮮有研究以此為基礎(chǔ)進(jìn)行測算。

目前有關(guān)中國生育水平影響因素的研究，大部分研究集中在宏觀層面，包括省域、地區(qū)或全國層面。這些研究大都將中國生育水平影響因素歸結(jié)為社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素和生育政策因素兩類，對于從宏觀層面認(rèn)識中國生育水平影響因素具有重要意義。以省區(qū)為分析單位的代表性研究認(rèn)為二者都對中國生育率下降起到了促進(jìn)作用[18-21]，但隨著時(shí)間的推移，社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用增強(qiáng)并且超過了生育政策的作用[22]，在90年代社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用成為主導(dǎo)[23]，發(fā)展促使生育率下降的趨勢已不可逆轉(zhuǎn)[24]。此外，俞曉、姜全保以“地區(qū)”為分析單位，研究發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)（包含特大城市）社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展對生育率下降有顯著影響，而中、西部等經(jīng)濟(jì)較為落后地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用不明顯[25]。

但是，生育畢竟是婦女的個(gè)體行為，這些以“省級”或“地區(qū)”為分析單位的宏觀層面的研究結(jié)論很難解釋個(gè)體生育行為的微觀發(fā)生機(jī)理，更不能以此為依據(jù)對全面二孩政策對中國的生育水平影響進(jìn)行測算。而如若強(qiáng)行將宏觀層次的研究結(jié)論推論到微觀的家庭、個(gè)人層次上，便會導(dǎo)致一種與分析單位相關(guān)的方法論謬誤，即區(qū)群謬誤（ecological fallacy）[26]。因此，從根本上講，需要從微觀層面研究個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征和生育政策對婦女生育行為的影響，并以此為依據(jù)做出相應(yīng)測算。

從微觀層面來看，國外經(jīng)典的微觀人口經(jīng)濟(jì)學(xué)中最具代表性的兩個(gè)理論當(dāng)推萊賓斯坦（H.Leibenstein）“孩子成本效用理論”和貝克爾（Gary Becker）“孩子數(shù)量質(zhì)量替代理論”。這兩個(gè)理論認(rèn)為收入水平越高、加入社會保障的女性更傾向于生育較少子女[27-28]。此外，杜蒙特（Arsene Dumont）的研究認(rèn)為出生率下降是由于人們提高社會地位和改善經(jīng)濟(jì)地位的普遍欲望起了作用（即“社會毛細(xì)作用”）[29]，萊賓斯坦（H.Leibenstein）也持類似觀點(diǎn)，認(rèn)為職業(yè)類型反映了人們所處的社會經(jīng)濟(jì)地位，職業(yè)類型越優(yōu)越，為維持其社會經(jīng)濟(jì)地位投入的成本也越高，從而傾向于少生育孩子[30]。

國內(nèi)有關(guān)婦女生育水平的微觀層面研究卻比較少，郭志剛曾指出這種微觀研究的缺乏實(shí)質(zhì)上是源于“缺乏一種恰當(dāng)?shù)幕貧w模型可用于個(gè)體數(shù)據(jù)的生育率研究”[31]。僅有零星研究從某一側(cè)面對影響婦女個(gè)體生育行為的因素予以關(guān)注。如：李樹茁等用曾生子女?dāng)?shù)（CEB）和期望孩子數(shù)（DNC）作為因變量，應(yīng)用多元回歸對婦女就業(yè)水平、就業(yè)類型對婦女個(gè)體生育行為的影響進(jìn)行研究[32]。靳小怡選擇已停止生育婦女的曾生子女?dāng)?shù)為因變量，用OLS回歸分析了農(nóng)村婚姻形式對生育水平的影響[33]。陳衛(wèi)、吳麗麗用2000年全國人口普查0.95%抽樣原始數(shù)據(jù)，以“在普查前一年是否生育了孩子”二分類變量為因變量，用Logistic回歸考察了流動遷移對婦女個(gè)體生育率的影響[34]。

但是，由于這些零星研究中“婦女個(gè)體”的“曾生子女?dāng)?shù)”是計(jì)數(shù)變量，且通常呈偏態(tài)分布，因而當(dāng)將這種非連續(xù)非正態(tài)的變量作為因變量納入到常規(guī)回歸分析時(shí)，會因違反方法本身所設(shè)定的假定前提而使得估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)嚴(yán)重偏差，與之相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)也會變得無效。因而，實(shí)際研究中更不能依據(jù)這些研究來對生育政策調(diào)整對生育水平可能帶來的影響進(jìn)行測算，客觀上需要尋找一種適用于個(gè)體研究的分析技術(shù)進(jìn)行研究。

鑒于此，本研究以“婦女個(gè)體”為分析單位，在研究方法上采用適用于個(gè)體研究的多項(xiàng)Logit模型，從微觀層次對婦女生育水平影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，并以此為依據(jù)對全面二孩政策對中國生育水平的影響進(jìn)行測算?？陀^上不僅避免了因分析單位選擇不當(dāng)所造成的“區(qū)群謬誤”，而且也從技術(shù)上解決了長期以來中國生育率微觀研究中的難題，拓展了現(xiàn)有研究，在一定程度上彌補(bǔ)了現(xiàn)有研究的不足。

三、模型與數(shù)據(jù)

（一）數(shù)據(jù)來源

盡管2010年第六次全國人口普查是迄今為止現(xiàn)實(shí)性最好的人口數(shù)據(jù)，但是，一方面，從分析單位上講，由于國家統(tǒng)計(jì)局沒有為科研院所提供有關(guān)此次普查的原始樣本數(shù)據(jù)，因此我們無法獲得此次調(diào)查微觀個(gè)體層面的數(shù)據(jù)，也就無法以“婦女個(gè)體”為分析單位對生育政策對婦女生育水平的影響進(jìn)行測算；另一方面，從調(diào)查項(xiàng)目來看，此次普查涉及的項(xiàng)目也未包括本研究所需的收入、職業(yè)類型、社會保險(xiǎn)參與狀況等關(guān)鍵社會經(jīng)濟(jì)變量。因此，本文在分析中選用了“2005年全國1%人口抽樣調(diào)查”原始數(shù)據(jù)作為分析基礎(chǔ)。

此次調(diào)查采用多階段分層整群概率比例抽樣的方法，調(diào)查樣本對總體有較好的代表性。從國家統(tǒng)計(jì)局提供的子樣本原始數(shù)據(jù)來看，子樣本容量共計(jì)2585481個(gè)，由于本研究是針對“婦女個(gè)體”的分析，因此具體分析過程以此子樣本原始數(shù)據(jù)中35～40歲的已婚女性（不含西藏）作為分析對象，共計(jì)149141個(gè)，除去初婚年齡為異常值（負(fù)值）的3個(gè)樣本單元，最終得到的實(shí)際有效樣本容量共計(jì)149138個(gè)，其中戶口性質(zhì)為農(nóng)業(yè)的樣本量有107142個(gè)，戶口性質(zhì)為非農(nóng)業(yè)的樣本量為41 996個(gè)。

（二）變量

根據(jù)之前的理論分析，本文在此主要考察婦女個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征和生育政策對中國生育水平的影響。

1.因變量

曾生子女?dāng)?shù)是生育史研究當(dāng)中用來衡量婦女實(shí)際生育水平的一項(xiàng)重要指標(biāo)，較時(shí)期總和生育率有諸多優(yōu)越性，本文選用35～40歲婦女曾生子女?dāng)?shù)作為因變量來反映婦女生育水平。之所以選擇這個(gè)年齡段女性進(jìn)行分析，原因在于：一方面，35歲以上已婚女性生育的子女?dāng)?shù)已相對穩(wěn)定；另一方面，此次抽樣調(diào)查中年齡在40歲以上的已婚女性選擇再生育的比例極小，可以忽略不計(jì)。故而，本文使用的該年齡段女性曾生子女?dāng)?shù)基本可以代表其終生生育水平，下文即用“曾生子女?dāng)?shù)”這一指標(biāo)來反映這一年齡段已婚女性的終身生育水平。此外，這個(gè)年齡段中絕大多數(shù)女性仍活躍在經(jīng)濟(jì)活動當(dāng)中，因而也便于我們考察婦女社會經(jīng)濟(jì)特征對其生育行為的影響。

此處，被調(diào)查者因變量是多分類選擇變量，包括生育1個(gè)子女及以下、生育2個(gè)子女、生育3個(gè)子女及以上等三類，其中生育1個(gè)子女及以下為參照類。

2.自變量

本研究自變量包括婦女社會經(jīng)濟(jì)特征和生育政策兩大類。

根據(jù)上文理論分析，婦女社會經(jīng)濟(jì)特征主要考慮被調(diào)查者收入、受教育程度、職業(yè)類型、參加保險(xiǎn)情況等變量。其中，女性月均收入變量是連續(xù)變量，其余變量為分類變量。受教育程度分為小學(xué)及以下、初中、高中、大學(xué)?？萍耙陨纤念?，以大學(xué)?？萍耙陨献鳛閰⒄疹?；職業(yè)類型變量分為“土地承包者”，“機(jī)關(guān)團(tuán)體事業(yè)單位、國有及國有控股企業(yè)、集體企業(yè)”，“個(gè)體工商戶、私營企業(yè)及其他”三類，以“個(gè)體工商戶、私營企業(yè)及其他”為參照類；基本養(yǎng)老（醫(yī)療）保險(xiǎn)分為是否參加兩類，以未參加作為參照類。

生育政策變量是本文考察計(jì)劃生育政策對生育率下降影響程度的一個(gè)重要變量，本文所使用的生育政策變量是一個(gè)連續(xù)變量，其數(shù)值主要來自各省、市、自治區(qū)計(jì)劃生育條例中有關(guān)城鄉(xiāng)、民族生育數(shù)量的規(guī)定。

3.控制變量

生育行為除受上述婦女個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征、政策變量影響外，還會受到生理因素的影響。年齡和初婚年齡是個(gè)人的兩項(xiàng)基本特征，本文在分析中也加入了這兩個(gè)變量作為模型分析的控制變量。其中，年齡分為6類，35歲、36歲、37歲、38歲、39歲和40歲，以40歲為參照類；初婚年齡為連續(xù)變量。

表1 變量的定義、編碼及描述性統(tǒng)計(jì)

（三）模型

盡管泊松回歸和負(fù)二項(xiàng)回歸模型是專門用于分析因變量為計(jì)數(shù)變量的回歸模型，但二者在實(shí)際應(yīng)用中要求因變量符合一定的假定前提：前者假定因變量均值等于方差（等離散假定），而后者假定因變量方差大于均值。但在本研究中因變量已婚婦女生育子女?dāng)?shù)的均值大于方差，因而兩種模型都不適用于本研究。

考慮到本研究將因變量已婚婦女生育子女?dāng)?shù)歸并為3個(gè)非序次的離散類別，并且不要求自變量服從多元正態(tài)分布，多項(xiàng)Logit模型可以滿足此研究需求。因此，本文構(gòu)建了以下多項(xiàng)Logit模型方程：

式中：Pi為因變量取值為第i類的概率；Pj表示參照類別（第j類）的發(fā)生概率；Logit(Pi/Pj)為選擇任意兩個(gè)類別概率比值的自然對數(shù)；X1,X2,……,Xn為所假定的對因變量選擇有影響的自變量，β1,β2,……,βn為相應(yīng)自變量的回歸系數(shù)。回歸系數(shù)βi可被解釋為：在控制其他變量情況下，自變量Xj變化1個(gè)單位時(shí)，將帶來PiPj變化相應(yīng)系數(shù)個(gè)Logit單位。

但在實(shí)際研究中，因變量變化相應(yīng)系數(shù)個(gè)Logit單位卻很難予以解釋。因而，為了便于解釋，實(shí)際分析時(shí)常會對上式做進(jìn)一步變換，變換結(jié)果為：

其中，PiPj表示在給定自變量下，因變量取第i類與取第j類（參照組）的比值比（OR，Odds Ratio，又稱發(fā)生比或優(yōu)比），它表示自變量取值的某一類，相對于參照組而言，因變量發(fā)生可能性的倍數(shù)（即exp(β)）。比值比（OR值）大于1，表示正相關(guān)，說明事件發(fā)生可能性增加；比值比（OR值）等于1，說明事件發(fā)生可能性沒有變化；比值比（OR值）小于1，表示負(fù)相關(guān)，說明事件發(fā)生可能性減少。

本文統(tǒng)計(jì)分析采用的軟件為SPSS16.0。

四、實(shí)證分析結(jié)果

在表2分析結(jié)果中，作者根據(jù)Multinomial Logistic分析技術(shù)，采用自變量分步納入模型的方式，分別建立5個(gè)模型。模型1為基準(zhǔn)模型，僅考慮了年齡、初婚年齡等個(gè)體基本生理特征的影響，其余4個(gè)模型是在模型1基礎(chǔ)上進(jìn)行的。模型2在模型1基礎(chǔ)上，納入了生育政策變量。模型3在模型1基礎(chǔ)上，考察了教育、收入、職業(yè)類型、養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)等婦女個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征的影響。由于收入的影響不明顯，故而，模型4在模型3基礎(chǔ)上去掉了收入變量。模型5是綜合模型，是在模型4基礎(chǔ)上納入生育政策，綜合考察個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征和生育政策對生育水平的影響，也是下文進(jìn)行預(yù)測的基礎(chǔ)模型。

首先對模型整體顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)。表2報(bào)告了多項(xiàng)Logit回歸分析結(jié)果，5個(gè)模型卡方（Chi-Square）統(tǒng)計(jì)量分別為21 915.142、53 500.63、46 818.374、46 690.359和54 434.63，在1%水平上顯著，這表明5個(gè)模型的擬合程度較好，模型整體均顯著。

從模型1的輸出結(jié)果來看，初婚年齡回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，初婚年齡的比值比（OR值）小于1，說明晚婚女性傾向于少生育子女，這與“晚婚導(dǎo)致少育”的通識是相一致的。另外，除模型上半部分中39歲年齡組影響不顯著外，其他各年齡組均在0.01的顯著水平上影響顯著，各年齡組的OR值均小于1，而且隨著年齡增大，OR值也逐漸增大。這說明，相對于參照類而言，低年齡組女性傾向于少生子女，隨著年齡增大，婦女傾向于生育多個(gè)子女。

模型2為政策模型，引入政策變量后，模型擬合優(yōu)度明顯提高，Nagelkerke R2由模型1的0.158提高到0.348，生育政策對生育子女?dāng)?shù)的影響具有統(tǒng)計(jì)顯著性（顯著水平為0.01）。從輸出結(jié)果來看，生育政策的比值比（OR值）大于1，這說明生育政策越寬松，女性越傾向于多生育子女。

模型3和模型4考察了個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征的影響。從模型3來看，女性收入對婦女生育數(shù)量不產(chǎn)生影響（女性收入的比值比等于1），這似乎與西方生育率下降的經(jīng)典理論相矛盾。造成這一結(jié)果的原因可能有兩個(gè)：一是中國農(nóng)村女性中的絕大多數(shù)都從事大量的家務(wù)勞動，而家務(wù)勞動創(chuàng)造的價(jià)值一般都不計(jì)入收入，因而調(diào)查中所獲得的女性收入并未能真實(shí)反映出農(nóng)村女性的經(jīng)濟(jì)狀況；二是家庭總收入或丈夫收入可能是影響婦女生育水平的真實(shí)原因，但受調(diào)查數(shù)據(jù)限制，本文未能獲取這些數(shù)據(jù)，而這也可能是造成這一結(jié)果的另一重要原因。

表2 生育子女?dāng)?shù)影響因素的多項(xiàng)Logit回歸分析結(jié)果

注：1.*、**和***分別表示在10%、5%和1%顯著水平上顯著；2.a—參照類別為“生育1個(gè)孩子及以下”；3.b—此參數(shù)設(shè)置為0，表示它是多余的。

由于模型3中收入對婦女生育數(shù)量不產(chǎn)生影響，因而模型4在考察個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征影響時(shí)去除了這一變量。從模型4可以得出以下兩點(diǎn)結(jié)論：

1.個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征對婦女生育數(shù)量影響顯著。從模型4來看，女性教育、職業(yè)類型、保險(xiǎn)參與情況等對生育數(shù)量的影響均具統(tǒng)計(jì)顯著性，受教育程度越高的女性、職業(yè)類型越優(yōu)越的女性、參加社會保險(xiǎn)的女性均更傾向于少生育子女。這一結(jié)論與西方微觀人口經(jīng)濟(jì)學(xué)的經(jīng)典理論觀點(diǎn)類同。

然而，需要說明的是，模型結(jié)果所顯示的職業(yè)類型越優(yōu)越的女性更傾向于少生育，這的確表明女性職業(yè)類型越優(yōu)越，為維持其社會經(jīng)濟(jì)地位投入的成本也越高，故而傾向于少生育子女。但是，部分分析結(jié)果的解釋可能還與中國特殊的生育政策有一定關(guān)聯(lián)，如模型結(jié)果中在機(jī)關(guān)團(tuán)體事業(yè)等體制內(nèi)單位工作的女性傾向于少生育，該結(jié)果產(chǎn)生的部分原因可能是因?yàn)樵隗w制內(nèi)工作的女性違反生育政策的代價(jià)（除了罰款外，還要開除公職等）遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于體制外女性，從而客觀上形成一種緊約束。

2.個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征對婦女生育數(shù)量的影響大于生育政策的影響。從模型4擬合優(yōu)度來看，該模型的類確定系數(shù)Nagelkerke R2值為0.364，高于政策模型2的擬合優(yōu)度（0.348），這說明從微觀層面來講，個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征對生育水平的影響要大于生育政策的影響。

模型5是綜合模型，是在模型4基礎(chǔ)上納入生育政策，綜合考察個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征和生育政策對生育水平的影響。納入后模型5的擬合優(yōu)度提高，Nagelkerke R2由模型4的0.364提高到0.412，說明新納入的生育政策變量貢獻(xiàn)了一定的解釋力。

從模型5輸出結(jié)果來看，在控制政策變量后，個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征的影響仍然顯著，相比模型4輸出系數(shù)雖稍有變化，但基本結(jié)論仍維持不變。也即是說，個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征對婦女生育子女?dāng)?shù)的影響并未因生育政策變量的引入而發(fā)生大的變化，這進(jìn)一步說明個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征對生育水平的影響可能是真實(shí)的。

五、影響測算

上文運(yùn)用多項(xiàng)Logit模型，從微觀層面對已婚婦女生育水平的影響因素進(jìn)行了探討。本部分將以上文實(shí)證分析為基礎(chǔ)，對全面二孩政策對中國生育水平的可能影響進(jìn)行測算。

上文已經(jīng)指出多項(xiàng)Logit模型的因變量“曾生子女?dāng)?shù)”有三個(gè)類別，因而相應(yīng)有兩個(gè)Logit函數(shù)。設(shè)這兩個(gè)Logit函數(shù)分別為：

其中，Y=0表示因變量為“生育1個(gè)子女及以下”，Y=1表示因變量為“生育2個(gè)子女”，Y=2表示因變量為“生育3個(gè)子女及以上”。

又由于：

P(Y=0|X)+P(Y=1|X)+P(Y=2|X)=1（3）

從而通過推算可以得到：

下文將通過以上諸式對全面二孩政策對中國生育水平帶來的可能影響進(jìn)行測算。需要再次說明的是，上文分析已經(jīng)指出本文分析對象為35～40歲已婚女性，這個(gè)年齡段女性基本上都已完成生育，“曾生子女?dāng)?shù)”可近似代表其終身生育水平。因而下文在進(jìn)行測算時(shí)，對這個(gè)年齡段女性曾生子女?dāng)?shù)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化，標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)代表了女性的終身生育率。由2005年全國1%人口抽樣調(diào)查原始數(shù)據(jù)計(jì)算可知：P(Y=0)|2005=43.2%，P(Y=1)|2005=42.2%，P(Y=2)|2005=14.6%，2005年婦女終身生育率為TFR2005=1.738，2005年政策生育率為Policy2005=1.378。

（一）假定其他條件不變，全面二孩政策的影響

假定個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征、初婚年齡等因素均不發(fā)生變化，僅考慮全面二孩政策實(shí)施對生育水平的影響。全面二孩政策啟動實(shí)施后，根據(jù)2005年全國1%抽樣調(diào)查原始數(shù)據(jù)可以計(jì)算得到全面二孩政策啟動后的政策生育率為Policy2=2.012。

根據(jù)多項(xiàng)Logit回歸綜合模型5，將曾生子女?dāng)?shù)影響因素的多項(xiàng)Logit回歸系數(shù)代入Logit方程，則有：

再依據(jù)公式（4）、（5）、（6），通過計(jì)算可以得到：

P(Y=0)|policy2=15.08%，P(Y=1)|policy2=54.999%，P(Y=2)|policy2=29.922%

故而，全面二孩政策啟動實(shí)施后婦女終身生育率水平為：

TFR2=1*P(Y=0)|policy2+2*P(Y=1)|policy2+3*P(Y=2)|policy2=2.148433

這一結(jié)果表明，假定包括個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征、初婚年齡等在內(nèi)的所有其他條件均不發(fā)生變化，僅考慮政策調(diào)整對生育水平的影響時(shí)，那么，全面二孩政策啟動后婦女終身生育率將回升0.41（即由2005年的1.738提高至2.148），但回升后的生育水平（2.148）也只是在更替水平附近，并不會出現(xiàn)大幅度反彈。

（二）同時(shí)考慮個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征等其他因素的影響

雖然我們無法獲取有關(guān)女性社會經(jīng)濟(jì)特征的具體數(shù)據(jù)，但根據(jù)上文的分析，我們?nèi)匀荒軌虼笾鹿烙?jì)出同時(shí)考慮生育政策和個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征等因素后婦女生育水平的大致走向。

近些年來，中國女性初婚年齡有所推延，女性整體受教育水平也有所提高。數(shù)據(jù)顯示，上世紀(jì)50年代人們的平均初婚年齡是18歲，2010年（六普）中國女性初婚年齡推延至22.76歲[35]。全國6歲及以上女性人口中，未上過學(xué)及小學(xué)文化程度女性占比（尤其是未上過學(xué)女性占比）有較大幅度下降，分別由2005年的15%和34%下降至2010年的7%和31%；初中、高中和大學(xué)?？萍耙陨衔幕潭扰哉急染兴黾?，分別由2005年的35%、11%和4%升至2010年的39%、14%和8%[36-37]。

與此同時(shí)，中國社會保障參與水平也大幅提高。《社會保障“十二五”規(guī)劃綱要》和《人力資源和社會保障事業(yè)發(fā)展“十三五”規(guī)劃綱要》（以下簡稱《綱要》）顯示近些年來中國社會保障參與水平在逐步大幅提升。《綱要》顯示，中國城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)參保人數(shù)2005年僅為1.75億人，2010年增加到2.57億人，2015年又進(jìn)一步增加至3.77億人次；同時(shí)，自2009年中國開始組織新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(xiǎn)（簡稱“新農(nóng)?！保┰圏c(diǎn)以來，新農(nóng)保參與人次也在大幅增加，2010年參保人數(shù)為1.03億人，2015年參保人數(shù)上升至4.81億人。此外，城鎮(zhèn)基本醫(yī)療保險(xiǎn)和新型農(nóng)村合作醫(yī)療（簡稱“新農(nóng)合”）覆蓋人群也在增加，前者參保人數(shù)由2005年的1.38億增加至2010年的4.3億人次，而后者覆蓋率也由2005年的23.5%提高至2010年的95%。

根據(jù)《人力資源和社會保障事業(yè)發(fā)展“十三五”規(guī)劃綱要》，“十三五”時(shí)期中國社會保障參保水平仍將持續(xù)增加，2015年中國基本養(yǎng)老保險(xiǎn)和基本醫(yī)療保險(xiǎn)參保率分別為82%和95%，規(guī)劃到“十三五”末，即2020年基本養(yǎng)老保險(xiǎn)參保率達(dá)到90%，基本醫(yī)療保險(xiǎn)參保率大于95%。

以上這些數(shù)字表明，在當(dāng)前和未來一段時(shí)期內(nèi)，中國女性初婚年齡有所推延，女性受教育水平、社會保險(xiǎn)參保率等均有不同程度的提高。由于本文實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)晚婚女性傾向于少生育子女，受教育水平的提高會增加女性多生育子女的機(jī)會成本，而社會保障的保險(xiǎn)效用又會降低家庭的生育子女?dāng)?shù)，因此，中國女性初婚年齡的推延、受教育程度和社會保險(xiǎn)參保率的提高等無疑會對婦女生育子女?dāng)?shù)量起到進(jìn)一步的負(fù)向推動作用。也即是說，如果全面放開二孩政策，并且考慮初婚年齡和個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征的影響時(shí)，中國的生育率水平必將低于2.148。

綜上，初婚年齡、個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征等因素對中國已婚女性生育水平的影響為負(fù)，并且個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征對生育水平的影響要大于生育政策的影響。因而如果再進(jìn)一步將初婚年齡、女性社會經(jīng)濟(jì)特征的變化考慮進(jìn)來，那么全面放開二孩政策后，中國的終身生育率必然會低于世代更替水平。

六、結(jié)論

本文基于2005年全國1%人口抽樣調(diào)查原始數(shù)據(jù)，采用多項(xiàng)Logit模型，從微觀層面對個(gè)體生育水平的影響因素進(jìn)行了檢驗(yàn)，并以此為基礎(chǔ)對全面二孩政策對中國生育水平的可能影響進(jìn)行了測算。主要結(jié)論如下：

1.在控制了其他因素后，個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征、生育政策對婦女生育水平都存在顯著影響，而且個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征的影響起主導(dǎo)作用。這一結(jié)論與以“省”或“地區(qū)”為分析單位的宏觀層面的研究結(jié)論相一致，拓展了現(xiàn)有研究中微觀層面研究不足的局面，也為生育政策調(diào)整和完善提供了有力的實(shí)證支持。

2.全面二孩政策后中國生育水平必然會低于世代更替水平。研究發(fā)現(xiàn)：如果假定其他條件不變，僅考慮全面二孩政策影響，那么中國婦女終身生育率將回升0.41，但回升后的生育水平（2.148）也只是在更替水平附近；而如果同時(shí)考慮個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)特征等其他因素的影響，那么全面二孩政策后中國婦女生育水平必然會低于世代更替水平。

本研究的可能意義有以下兩個(gè)方面：

1.為政策研究提供了理論模型和分析方法。在當(dāng)前“缺乏一種恰當(dāng)?shù)幕貧w模型可用于個(gè)體數(shù)據(jù)的生育率研究”[19]情形下，本文在研究中摒棄了常規(guī)的統(tǒng)計(jì)分析方法，采用了適用于個(gè)體研究的分析技術(shù)，為從微觀層面研究中國生育水平提供了理論模型與分析方法，拓展了現(xiàn)有研究。

2.研究結(jié)論對于未來中國生育政策完善具有重要政策含義。本文實(shí)證結(jié)果表明，個(gè)體社會經(jīng)濟(jì)因素對生育水平影響起主導(dǎo)作用，全面二孩政策啟動后中國生育水平必然低于更替水平，與“單獨(dú)二孩政策”類似，全面二孩政策也同樣不能改變中國低生育水平局面。我們知道，作為一項(xiàng)公共政策，生育政策調(diào)整的真正“預(yù)期”應(yīng)該是使生育水平回升到更替水平甚至更替水平以上，否則，政策調(diào)整的目的就沒有達(dá)到。鑒于全面二孩政策并不能達(dá)到生育政策調(diào)整的預(yù)期，同時(shí)也考慮到當(dāng)前中國生育意愿整體水平業(yè)已不高，因此，建議下一步中國生育政策調(diào)整的方向是盡早取消對生育子女?dāng)?shù)量的行政限制，將生育數(shù)量的決策權(quán)交由家庭計(jì)劃，以避免重蹈韓國、日本等國家落入“低生育率陷阱”的覆轍。隨著全面二孩政策對中國生育水平影響效應(yīng)的逐步顯現(xiàn)，可以預(yù)計(jì)，中國會在不久的將來，大概2020年前后完成這一調(diào)整。

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