葛潤(rùn) 黃家林

0 引言

圖1 1990—2018年我國(guó)人口出生率和總和生育率的變化情況

我國(guó)人口生育率的持續(xù)下降已經(jīng)成為政府和社會(huì)各界關(guān)注的焦點(diǎn)，由此引發(fā)的人口紅利消失、養(yǎng)老保險(xiǎn)收不抵支等社會(huì)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題愈發(fā)凸顯。自20世紀(jì)70年代實(shí)施“晚、稀、少”政策以及隨后的一胎政策以來(lái)，我國(guó)人口生育率開(kāi)始大幅下降。如圖1所示，從1992年開(kāi)始，總和生育率已經(jīng)低于生育更替水平2.1，(1)人口生育率是指一定時(shí)期內(nèi)(通常為一年)出生活嬰數(shù)與同期育齡婦女(15至49歲婦女)人數(shù)之比，通常用千分?jǐn)?shù)表示?？偤蜕适侵敢欢〞r(shí)期內(nèi)(通常為一年)每個(gè)育齡婦女平均的生育子女?dāng)?shù)，通常用個(gè)數(shù)表示。生育更替水平(replacement level)是指這樣一個(gè)生育水平，即同一批婦女生育子女的數(shù)量恰好能替代她們本身以及她們的伴侶。在人均壽命不變的假設(shè)下，總和生育率達(dá)到生育更替水平，出生和死亡將逐漸趨于均衡，人口總量停止增長(zhǎng)。這意味著如果人均預(yù)期壽命不變，那么我國(guó)的人口總量將會(huì)逐漸減少。即便在2014和2016年逐步放開(kāi)生育政策的背景下，人口出生率也沒(méi)有出現(xiàn)明顯的回升(2)2014年我國(guó)開(kāi)始實(shí)施一方是獨(dú)生子女的夫婦可生育兩個(gè)孩子的政策，即“單獨(dú)二孩”政策。2016年又進(jìn)一步實(shí)施一對(duì)夫婦可生育兩個(gè)孩子的政策，即“全面二孩”政策。如圖1所示，“全面二孩”政策實(shí)施后的2016年和2017年，人口出生率也只是略微高于2013—2015年，二胎生育高峰結(jié)束后，2018年的人口生育率又出現(xiàn)進(jìn)一步的下降。。過(guò)低的生育率加上人均壽命的持續(xù)增長(zhǎng)，會(huì)進(jìn)一步加深我國(guó)的老齡化程度，世界衛(wèi)生組織2016年的《中國(guó)老齡化與健康國(guó)家評(píng)估報(bào)告》顯示，中國(guó)的老齡化進(jìn)程遠(yuǎn)快于大多數(shù)中低收入和高收入國(guó)家，到2040年，60歲及以上人口的比例將從2010年的12.4%上升至28%，這將對(duì)我國(guó)未來(lái)的經(jīng)濟(jì)增速帶來(lái)不利影響(譚海鳴等，2016)。已有文獻(xiàn)表明，人口老齡化對(duì)勞動(dòng)參與率造成負(fù)向影響(周祝平和劉海斌，2016)，引發(fā)我國(guó)農(nóng)村地區(qū)收入不平等程度的上升(Zhong, 2011)，降低人們創(chuàng)業(yè)行為的參與率，使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)缺乏活力(Liang et al., 2018)。

影響生育率的因素?zé)o非是適齡婦女的生育數(shù)量和生育年齡(Bongaarts and Feeney, 1998)，我國(guó)非婚生子不被法律認(rèn)可，因此，結(jié)婚年齡也是影響生育率的重要因素。二孩政策之后，生育率并沒(méi)有出現(xiàn)大幅度提高，這說(shuō)明我國(guó)長(zhǎng)期實(shí)施的限制生育數(shù)量的政策已經(jīng)不再是現(xiàn)階段低生育率的主要原因。而家庭和個(gè)人所面對(duì)的一系列社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素(如高昂的房?jī)r(jià)和養(yǎng)育成本、生育給女性帶來(lái)的職業(yè)風(fēng)險(xiǎn)、個(gè)人的受教育年限等)，可能是導(dǎo)致晚婚、晚育、少生的最主要原因。其中，在校學(xué)習(xí)時(shí)間的延長(zhǎng)，很大程度上可以改變個(gè)人的人生軌跡和工作生活狀態(tài)，對(duì)婚育年齡和生育個(gè)數(shù)產(chǎn)生影響。自1999年開(kāi)始實(shí)施大學(xué)擴(kuò)招政策以來(lái)，我國(guó)普通高等學(xué)校每年的招生人數(shù)開(kāi)始飛速上漲，從1998年的108.4萬(wàn)人，增長(zhǎng)到2017年的761.5萬(wàn)人。這一影響范圍大、持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)的教育政策變革，如何影響個(gè)體的婚育決策，非常值得研究。

本文利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)，嘗試從微觀個(gè)體的層面探究大學(xué)擴(kuò)招政策的影響。具體而言，我們采用雙重差分法(Difference-in-Difference)對(duì)比了在受到擴(kuò)招政策影響程度不同的省份參加高考、經(jīng)歷與沒(méi)有經(jīng)歷大學(xué)擴(kuò)招的個(gè)體之間婚育行為的差異。研究發(fā)現(xiàn)，平均而言，大學(xué)擴(kuò)招使得初次結(jié)婚和生育的年齡分別推遲了1.28年和1.63年，但對(duì)生育數(shù)量并沒(méi)有造成顯著的影響。擴(kuò)招政策主要增加了24歲后才結(jié)婚生育的概率，所以其推遲效果不僅包含“禁閉效應(yīng)”——延長(zhǎng)了在校的學(xué)習(xí)時(shí)長(zhǎng)，還包含“人力資本效應(yīng)”——提高了個(gè)人的時(shí)間成本、改善了女性的就業(yè)機(jī)會(huì)，以及增加孩子的養(yǎng)育成本、提高配偶的學(xué)歷要求等其他作用機(jī)制。而擴(kuò)招政策對(duì)生育數(shù)量影響的不顯著，可能是“替代效應(yīng)”和“收入效應(yīng)”共同作用的結(jié)果。擴(kuò)招帶來(lái)的影響在不同群組之間存在異質(zhì)性，高收入和城市戶(hù)口群體顯著減少了生育的數(shù)量、推遲了婚育年齡，而低收入和農(nóng)村戶(hù)口群體的生育數(shù)量并沒(méi)有顯著變化，其婚育年齡的推遲效果也相對(duì)較弱。我們粗略的計(jì)算表明，擴(kuò)招政策分別解釋了1990—2017年我國(guó)育齡女性平均初婚和初育年齡推遲的36%和47%。

本文的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在三個(gè)方面：第一，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多關(guān)注義務(wù)教育階段的改革，估計(jì)的效果集中于基礎(chǔ)教育對(duì)青少年早期結(jié)婚生育的影響。此外，這些文獻(xiàn)關(guān)注的都是發(fā)生在低收入國(guó)家或發(fā)達(dá)國(guó)家?guī)资昵暗慕逃龥_擊，其結(jié)論對(duì)于已經(jīng)普及義務(wù)教育且普遍晚婚晚育的中高收入國(guó)家，政策意義不大。本文利用我國(guó)1999年發(fā)生的大學(xué)擴(kuò)招作為外生沖擊，估計(jì)大學(xué)可及性的增加對(duì)婚姻生育的影響，補(bǔ)充了現(xiàn)有文獻(xiàn)；第二，本文研究的是我國(guó)的教育政策變革與婚育之間的關(guān)系，國(guó)內(nèi)這方面的研究很少，僅有的文獻(xiàn)要么只探究了二者的相關(guān)性，要么研究的是較短期的影響(姚引妹，1988；慈勤英，1994；吳要武和劉倩，2014；周曉蒙，2018；徐超和吳玲萍，2018)。本文識(shí)別了其中的因果關(guān)系，探究了更長(zhǎng)期的影響，更加詳細(xì)地討論了影響機(jī)制，彌補(bǔ)了現(xiàn)有文獻(xiàn)的不足，為相關(guān)政策的制定提供了更有力的支撐；第三，本文研究我國(guó)1999年大學(xué)擴(kuò)招政策，以往文獻(xiàn)討論了這一政策對(duì)就業(yè)、教育回報(bào)、消費(fèi)等方面的影響(楊汝岱和陳斌開(kāi)，2009；吳要武和趙泉，2010；邢春冰和李實(shí)，2011；馬光榮等，2017；Li et al., 2017)，我們通過(guò)研究其如何改變個(gè)體的婚姻和生育行為，補(bǔ)充了這一領(lǐng)域的文獻(xiàn)，增進(jìn)了對(duì)大學(xué)擴(kuò)招政策后續(xù)影響的認(rèn)識(shí)。

本文其余部分安排如下：第1部分梳理相關(guān)的理論和實(shí)證文獻(xiàn)，并對(duì)大學(xué)擴(kuò)招如何影響婚育行為進(jìn)行理論分析；第2部分介紹大學(xué)擴(kuò)招政策的背景信息；第3部分介紹我們用到的數(shù)據(jù)、變量的構(gòu)造和實(shí)證分析方法；第4部分匯報(bào)回歸的主要結(jié)果，展示了穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果，包括排除同時(shí)發(fā)生的政策、改變回歸模型設(shè)定、報(bào)告一系列安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果等，還討論了大學(xué)擴(kuò)招政策對(duì)不同人群的異質(zhì)性影響；第5部分討論了擴(kuò)招政策對(duì)生育數(shù)量和晚婚晚育的影響渠道；第6部分是結(jié)論和政策建議。

1 文獻(xiàn)回顧和理論假設(shè)

1.1 文獻(xiàn)回顧

本部分我們回顧了與個(gè)人的結(jié)婚生育選擇相關(guān)的理論文獻(xiàn)，以及與教育改革如何影響個(gè)體的婚姻生育行為、我國(guó)大學(xué)擴(kuò)招政策帶來(lái)的后續(xù)影響相關(guān)的實(shí)證研究。

1.1.1 理論研究

最早研究婚姻生育決策的理論文獻(xiàn)當(dāng)屬Becker(1960，1981)。Becker(1981)提出基于“生產(chǎn)互補(bǔ)”的家庭經(jīng)濟(jì)理論：丈夫和妻子分別向市場(chǎng)和家庭提供勞動(dòng)力，這種分工協(xié)作的方式比任何一方同時(shí)兼顧市場(chǎng)和家庭勞動(dòng)的效率更高，因而雙方傾向于組成家庭。由此可以推斷，計(jì)劃成為家庭主婦的女性有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)早日結(jié)婚，從而可以盡早投資于家庭勞動(dòng)的技能。而對(duì)于事業(yè)心更強(qiáng)的女性，則有相反的動(dòng)機(jī)，她們選擇推遲結(jié)婚和生育的年齡，將年輕時(shí)的精力更多地用于自己的事業(yè)。更高學(xué)歷的女性通常會(huì)獲得更好的工作，進(jìn)而擁有更高的收入，這增加了其成為家庭主婦的機(jī)會(huì)成本，因此高學(xué)歷的女性更可能推遲結(jié)婚和生育的時(shí)間。

除了婚姻決策，Becker(1960)構(gòu)建了孩子“數(shù)量”和“質(zhì)量”的選擇模型。更高的收入會(huì)提高孩子“質(zhì)量”，而孩子“數(shù)量”是否增加則并不確定。教育能夠改善個(gè)人的工作機(jī)會(huì)，提高家庭的總收入和個(gè)人的時(shí)間價(jià)值。這種情況下，教育的提高會(huì)帶來(lái)替代效應(yīng)和收入效應(yīng)：替代效應(yīng)降低孩子的數(shù)量(因?yàn)閭€(gè)人時(shí)間價(jià)值較高，養(yǎng)育孩子的時(shí)間成本較大)，收入效應(yīng)則提高孩子的數(shù)量(將孩子視為一種正常品，收入增加，則需求增加)。因此，教育的提高從哪個(gè)方向上影響孩子數(shù)量，需要實(shí)證估計(jì)。

1.1.2 實(shí)證研究

本文的研究主題與兩支實(shí)證文獻(xiàn)相關(guān)。第一支文獻(xiàn)關(guān)注教育與婚育的關(guān)系，這些文獻(xiàn)大多側(cè)重于討論義務(wù)教育改革帶來(lái)的影響(Black et al., 2008(美國(guó)和挪威)；Monstad et. al., 2008(挪威)；Osili and Long, 2008(尼日利亞)；Ferré, 2009(肯尼亞)； Cygan-Rehm and Maeder, 2013(德國(guó))；Gr?nqvist and Hall, 2013(瑞典)； Din?er et al., 2014(土耳其)；Fort et al., 2016(歐洲)；Geruso and Royer, 2018(英國(guó))；Godefroy and Lewis, 2018(馬里)； Kan and Lee, 2018(中國(guó)臺(tái)灣地區(qū))； Keats, 2018(烏干達(dá)))。大部分研究得到的結(jié)論是，受教育年數(shù)增加會(huì)顯著推遲生育的年齡，降低了青少年生育的比率。但針對(duì)教育年份的提升如何影響生育數(shù)量這一問(wèn)題，已有文獻(xiàn)并沒(méi)有得出一致的結(jié)論。Cygan-Rehm and Maeder(2013)、Din?er et al.(2014)、Keats(2018)發(fā)現(xiàn)教育年份的提升顯著減少了生育數(shù)量；而Monstad et al.(2008)、Geruso and Royer(2018)、Kan and Lee(2018)發(fā)現(xiàn)接受更多的教育對(duì)生育數(shù)量的影響不顯著，甚至提高了生育的數(shù)量。Fort et al.(2016)研究了歐洲七個(gè)國(guó)家，發(fā)現(xiàn)英國(guó)存在教育減少生育的情況，而歐洲大陸國(guó)家則不存在這種結(jié)果。

第二支文獻(xiàn)關(guān)注我國(guó)大學(xué)擴(kuò)招政策帶來(lái)的影響。如吳要武和趙泉(2010)、邢春冰和李實(shí)(2011)發(fā)現(xiàn)大學(xué)擴(kuò)招提高了大學(xué)畢業(yè)生的失業(yè)率，降低了大學(xué)生的小時(shí)工資；馬光榮等(2017)認(rèn)為大學(xué)擴(kuò)招降低了年輕勞動(dòng)力的高等教育溢價(jià)，Li et al.(2017)同樣也發(fā)現(xiàn)大學(xué)擴(kuò)招使得年輕勞動(dòng)者的高等教育溢價(jià)下降，而年齡更大的勞動(dòng)者的高等教育溢價(jià)上升；楊汝岱和陳斌開(kāi)(2009)發(fā)現(xiàn)高等教育消費(fèi)對(duì)居民消費(fèi)有明顯的擠出作用；Che and Zhang(2018)發(fā)現(xiàn)由大學(xué)擴(kuò)招帶來(lái)的我國(guó)人力資本的提升，使得人力資本密集型的產(chǎn)業(yè)經(jīng)歷了生產(chǎn)率的提升；劉生龍和胡鞍鋼(2018)發(fā)現(xiàn)大學(xué)擴(kuò)招提升了農(nóng)村居民的生活滿(mǎn)意度。這一領(lǐng)域的文獻(xiàn)多集中于討論擴(kuò)招政策對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)、企業(yè)生產(chǎn)率和居民消費(fèi)等的影響，我們通過(guò)關(guān)注對(duì)婚姻和生育的影響，擴(kuò)充了這一領(lǐng)域的研究，增進(jìn)了對(duì)大學(xué)擴(kuò)招政策后續(xù)影響的認(rèn)識(shí)，為政府部門(mén)在制定相應(yīng)政策時(shí)提供了依據(jù)。

1.2 理論假設(shè)

影響生育率的因素?zé)o非個(gè)體的生育數(shù)量和初次生育年齡，在我國(guó)法律不允許“非婚生育”的情況下，個(gè)體的初婚年齡同樣也是影響生育年齡和生育率的重要因素。因此我們考慮1999年的大學(xué)擴(kuò)招政策如何影響個(gè)體的生育數(shù)量、初婚和初育年齡的選擇。

個(gè)人的婚育決策可以理解為一個(gè)動(dòng)態(tài)的效用最大化問(wèn)題。大學(xué)擴(kuò)招政策出臺(tái)前，給定家庭財(cái)富、工作學(xué)習(xí)能力、折現(xiàn)因子、效用函數(shù)等，個(gè)人通過(guò)選擇生育數(shù)量以及何時(shí)結(jié)婚生育來(lái)最大化自己一生的效用。國(guó)家出臺(tái)大學(xué)擴(kuò)招政策后，給定工作學(xué)習(xí)能力，個(gè)體上大學(xué)的可能性外生地提高了。在這種情況下，個(gè)人會(huì)選擇新的生育數(shù)量和結(jié)婚生育時(shí)間，來(lái)最大化自己一生的效用。我們將擴(kuò)招政策對(duì)婚育的影響總結(jié)在圖2中。

圖2 大學(xué)擴(kuò)招如何影響婚育選擇

首先，我們考慮大學(xué)擴(kuò)招對(duì)生育數(shù)量的影響。個(gè)人上大學(xué)的概率提升了，也就意味著其找到更好工作的可能性提升，進(jìn)而自己的家庭財(cái)富和時(shí)間成本也提高了。如果我們假設(shè)孩子是一種正常品，那么家庭財(cái)富的提升帶來(lái)的收入效應(yīng)，會(huì)使得個(gè)體選擇養(yǎng)育更多的孩子；而生育和照顧孩子是需要花費(fèi)時(shí)間的，對(duì)于女性而言，生育對(duì)其職業(yè)發(fā)展可能帶來(lái)逆向影響(Angrist and Evans, 1998; Lundborg et al., 2017)，個(gè)體時(shí)間成本的提高，就意味著生孩子的成本提高，因此個(gè)體會(huì)選擇養(yǎng)育更少的孩子。那么大學(xué)擴(kuò)招究竟如何影響個(gè)體的生育數(shù)量選擇，需要實(shí)證研究才能回答。

接下來(lái)，我們考慮對(duì)婚育時(shí)間的影響。大學(xué)擴(kuò)招意味著增加每個(gè)人獲得高等教育的可能性，這會(huì)延長(zhǎng)個(gè)體在校學(xué)習(xí)的時(shí)間。讀書(shū)期間養(yǎng)育孩子的成本是相當(dāng)高的，因此讀書(shū)學(xué)習(xí)時(shí)間的延長(zhǎng)，自然而然會(huì)導(dǎo)致婚育年齡的推遲，文獻(xiàn)中稱(chēng)這種效應(yīng)為“禁閉效應(yīng)”(incarceration effect，Black et al., 2008)。此外，讀書(shū)時(shí)間的延長(zhǎng)，會(huì)帶來(lái)人力資本的提升，這導(dǎo)致個(gè)體(尤其是女性)有能力從工作中得到更高的收益，進(jìn)而獲取更高的家庭與社會(huì)地位。這些因素使得個(gè)體走出校園后，繼續(xù)選擇推遲婚育，將更多的時(shí)間投入在工作中，來(lái)提升自己在職場(chǎng)上的表現(xiàn)，文獻(xiàn)中稱(chēng)這種效應(yīng)為“人力資本效應(yīng)”(human capital effect，Black et al., 2008)。除了“禁閉效應(yīng)”和“人力資本效應(yīng)”，個(gè)體接受了更多的教育后，其對(duì)配偶的學(xué)歷等各方面的要求可能更高，這也可能推遲初婚年齡；更高學(xué)歷的父母通常會(huì)花費(fèi)更多的金錢(qián)來(lái)培養(yǎng)孩子，因此個(gè)體可能選擇推遲生育以賺取足夠的錢(qián)來(lái)為孩子的教育做準(zhǔn)備。那么，我國(guó)的大學(xué)擴(kuò)招政策對(duì)個(gè)體初次結(jié)婚和生育年齡的推遲，除了有“禁閉效應(yīng)”外，是否還會(huì)存在“人力資本效應(yīng)”以及尋找更好的配偶、賺錢(qián)培養(yǎng)孩子等其他影響機(jī)制？這需要實(shí)證研究進(jìn)行解答。

基于上述的理論分析，我們提出四個(gè)有待回答的實(shí)證問(wèn)題：

第一，大學(xué)擴(kuò)招對(duì)個(gè)體的生育數(shù)量選擇造成什么樣的影響？

第二，大學(xué)擴(kuò)招多大程度上推遲了個(gè)體的婚育年齡？

第三，大學(xué)擴(kuò)招對(duì)生育數(shù)量的影響機(jī)制包括哪些？

第四，大學(xué)擴(kuò)招對(duì)婚育年齡推遲的原因，除了存在“禁閉效應(yīng)”外，是否還會(huì)存在“人力資本效應(yīng)”等其他影響機(jī)制？

2 背景信息

圖3 1975—2017年我國(guó)每年普通本專(zhuān)科招生人數(shù)/萬(wàn)人

自1949年新中國(guó)成立至1977年間，普通本專(zhuān)科招生人數(shù)基本維持在30萬(wàn)人以下。1978年改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)高等教育規(guī)模開(kāi)始擴(kuò)大，如圖3所示，本專(zhuān)科招生人數(shù)從1978年的40.2萬(wàn)人上升至1998年的108.4萬(wàn)人，平均增長(zhǎng)速度維持在8.5%左右。(3)數(shù)據(jù)來(lái)源自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。1999年教育部出臺(tái)了《面向21世紀(jì)教育振興行動(dòng)計(jì)劃》，計(jì)劃提出，到2010年“高等教育規(guī)模有較大擴(kuò)展，入學(xué)率接近15%”，自此開(kāi)始了本專(zhuān)科院校招生人數(shù)快速增長(zhǎng)的階段(4)教育部《面向21世紀(jì)教育振興行動(dòng)計(jì)劃》，1998年12月24日(http://old.moe.gov.cn/publicfiles/business/htmlfiles/moe/moe_177/200407/2487.html)。。1999年當(dāng)年的招生人數(shù)增幅達(dá)47.4%，隨后2000年至2002年，擴(kuò)招增幅都維持在20%以上。到2005年，我國(guó)高校招生人數(shù)504.4萬(wàn)人，是1998年的4.7倍。

大學(xué)擴(kuò)招的名額由中央政府統(tǒng)一部屬，中央部屬高校和地方高校的擴(kuò)招程度不盡相同。圖4顯示了1996—2006年中央部屬普通高校和地方普通高校的在校生人數(shù)。1999年后，各類(lèi)高校在校生人數(shù)都有所上升，地方高校在校生人數(shù)從1998年的200萬(wàn)人左右增加到2006年接近1400萬(wàn)人，增長(zhǎng)了近六倍，而中央部屬高校在此期間只增長(zhǎng)了一倍不到?，F(xiàn)有文獻(xiàn)(馬陸亭，2006)表明，地方高校是高校擴(kuò)招的主要承擔(dān)者。并且，地方高校的職能是為當(dāng)?shù)嘏囵B(yǎng)人才(5)來(lái)源：教育部官網(wǎng)(http://www.moe.gov.cn/jyb_hygq/hygq_zczx/moe_1346/moe_1348/tnull_27232.html)。，其辦學(xué)經(jīng)費(fèi)主要來(lái)源于地方財(cái)政，因此會(huì)給本省考生分配更多招生名額。所以各省的擴(kuò)招程度與其地方在1999年之前已有的地方高校資源有很大的關(guān)系。為排除人口基數(shù)的影響，本文用1998年地方高校的在校生人數(shù)除以高中在校生人數(shù)來(lái)衡量這個(gè)省的高考擴(kuò)招程度。表1展示了大學(xué)擴(kuò)招對(duì)不同省份影響程度的差異，數(shù)字越大的地方，代表擴(kuò)招政策對(duì)這一省份影響越大。從表中可以看出，不同省份受到擴(kuò)招政策的影響差異較大，這便于我們利用地理上的差異來(lái)識(shí)別政策帶來(lái)的影響。

圖4 1996—2006年各類(lèi)普通高校在校生人數(shù)

表1 各個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)高考擴(kuò)招程度

3 數(shù)據(jù)與實(shí)證策略

3.1 數(shù)據(jù)與變量

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源是中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)，該調(diào)查覆蓋25個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)，于2010年正式開(kāi)展訪問(wèn)。本文用到的是調(diào)查年份在2010、2012、2014、2016年的數(shù)據(jù)，我們按照Huang(2015)、Altonji et al.(2016)、Cui et. al.(2019)的做法，將數(shù)據(jù)合并在一起，構(gòu)成了一個(gè)混合截面數(shù)據(jù)。同時(shí)，考慮到不同調(diào)查年份存在的差異，我們?cè)诨貧w中控制了調(diào)查年份的虛擬變量，以及調(diào)查年份虛擬變量與省份虛擬變量的交叉項(xiàng)，這消除了不同調(diào)查年份因?yàn)閱?wèn)卷、訪員差異等因素在不同省份產(chǎn)生的系統(tǒng)性差異。在構(gòu)建樣本的過(guò)程中，本文只保留了接受調(diào)查時(shí)年齡在25～50歲(6)在后面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，我們改變了樣本的年齡范圍，以驗(yàn)證本文的結(jié)論與樣本的年齡選擇無(wú)關(guān)。改變之后的回歸結(jié)果與主回歸結(jié)果一致。的個(gè)體，這是因?yàn)槟挲g更大的個(gè)體與較年輕的育齡人群的婚姻生育決策差異較大，而年齡更小的個(gè)體可能還沒(méi)有完成學(xué)業(yè)，也沒(méi)有面臨結(jié)婚或者生育的選擇。CFPS數(shù)據(jù)詢(xún)問(wèn)了受訪者出生、3歲、12歲時(shí)所在地，為了盡可能準(zhǔn)確，我們選擇受訪者12歲所在地(7)考慮到受訪者12歲所在省份可能并非其參加高考的省份，我們?cè)诤竺娴姆€(wěn)健性檢驗(yàn)中對(duì)回歸樣本進(jìn)行限制，只保留12歲所在省份與受訪時(shí)戶(hù)口所在省份相同的樣本，回歸結(jié)果與主回歸結(jié)果一致。作為其參加高考的省份。表2展示了描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果。

3.1.1 結(jié)果變量

我們構(gòu)建了5個(gè)結(jié)果變量來(lái)描述個(gè)體的婚姻和生育行為。其中“初婚年齡”和“初次生育年齡”衡量了個(gè)體初次結(jié)婚、生育的時(shí)間，可以幫助我們了解大學(xué)擴(kuò)招是否導(dǎo)致了婚育年齡的推遲。注意到，表2的A部分“初婚年齡”和“初次生育年齡”相對(duì)于其他三個(gè)結(jié)果變量，樣本量較少，這是因?yàn)橐徊糠謽颖据^年輕，還沒(méi)有完成結(jié)婚和生育，因此缺失了“初次生育年齡”或“初婚年齡”。這種缺失會(huì)造成偶然斷尾的問(wèn)題，我們將在后面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中予以解決。

剩下的三個(gè)結(jié)果變量，“結(jié)過(guò)婚”和“是否生育”衡量了個(gè)體是否經(jīng)歷過(guò)結(jié)婚和生育，“孩子數(shù)量”衡量了個(gè)體已經(jīng)生育了幾個(gè)孩子。對(duì)于較年輕的樣本，如果還沒(méi)有來(lái)得及結(jié)婚生育，這三個(gè)變量就有可能在0處存在歸并的問(wèn)題。我們?cè)诤竺娴姆€(wěn)健性檢驗(yàn)中使用Tobit回歸解決這一問(wèn)題。

3.1.2 關(guān)鍵解釋變量和其他控制變量

表2的B部分列出了本文用于識(shí)別大學(xué)擴(kuò)招效果的關(guān)鍵解釋變量：

expyb：即“經(jīng)歷大學(xué)擴(kuò)招”，本文假設(shè)個(gè)人18歲時(shí)參加高考，那么1980年及以前出生的個(gè)體，在1999年大學(xué)擴(kuò)招之前參加了高考，因此并沒(méi)有經(jīng)歷大學(xué)擴(kuò)招，這一變量取0； 1981年及以后出生的個(gè)體，參加高考的時(shí)間在1999年及以后，經(jīng)歷了大學(xué)擴(kuò)招，這一變量取1。(8)在后面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，我們將出生在1980年和1981年的樣本去掉，由于可能存在復(fù)讀、上學(xué)較晚等原因，我們并不能完全確定這部分樣本是否經(jīng)歷大學(xué)擴(kuò)招。改變樣本后的回歸結(jié)果與主回歸結(jié)果一致。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表

expandj：即“擴(kuò)招程度”，本文使用1998年各省地方高校在校生人數(shù)與1998年各省普通高中在校生人數(shù)的比值來(lái)衡量(9)1998年各省地方高校在校生人數(shù)來(lái)源自《中國(guó)教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)年鑒 1999》(根據(jù)各省地方普通高校教育經(jīng)費(fèi)支出與生均教育經(jīng)費(fèi)計(jì)算得出)，1998年各省普通高中在校生人數(shù)來(lái)源自《1999年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。。已有研究發(fā)現(xiàn)各省大學(xué)擴(kuò)招的程度并不相同，邢春冰和李實(shí)(2011)發(fā)現(xiàn)1997年各省在校大學(xué)生數(shù)與擴(kuò)招程度顯著相關(guān)，高校資源越豐富的省份，擴(kuò)招程度越大。由此，一些文獻(xiàn)使用擴(kuò)招前在校大學(xué)生數(shù)來(lái)衡量各省的擴(kuò)招程度，例如馬光榮等(2017)在研究大學(xué)擴(kuò)招對(duì)高等教育溢價(jià)影響時(shí)，先后利用各省1952年和1997年在校大學(xué)生數(shù)構(gòu)造各省擴(kuò)招前后高等教育勞動(dòng)力供給的工具變量。本文在以往文獻(xiàn)做法的基礎(chǔ)之上，進(jìn)一步考慮到地方高校是大學(xué)擴(kuò)招的主要承擔(dān)者(馬陸亭，2006)以及各省人口基數(shù)的影響，因此本文采用1998年各省地方高校的在校生人數(shù)與普通高中在校生人數(shù)的比值衡量各省的擴(kuò)招程度(10)在后文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，我們也使用1997年各省地方高校在校生人數(shù)與1997年各省普通高中在校生人數(shù)的比值來(lái)衡量各省的擴(kuò)招程度，其回歸結(jié)果與主回歸結(jié)果保持一致。，更加貼合實(shí)際情況。

圖5 擴(kuò)招程度與擴(kuò)招后大專(zhuān)及以上占比增值

我們使用CFPS數(shù)據(jù)，計(jì)算了各個(gè)省份1981年附近出生的人群中，擁有大專(zhuān)及以上學(xué)歷的比例，將各省擴(kuò)招前后的比例之差(用來(lái)衡量大專(zhuān)及以上學(xué)歷的增加幅度)與我們構(gòu)造的該省擴(kuò)招程度的散點(diǎn)圖畫(huà)在圖5上(11)我們計(jì)算了CFPS數(shù)據(jù)中每個(gè)省份1982—1984年出生的人與1974—1979年出生的人上本專(zhuān)科概率的差，用這一數(shù)值反映真實(shí)的擴(kuò)招程度，將這一變量作為圖5的縱軸變量。在構(gòu)建這個(gè)變量的時(shí)候，我們?nèi)サ袅薈FPS數(shù)據(jù)樣本量小于50的省份。我們沒(méi)有包含1981年和1980年出生的樣本，是因?yàn)殡y以完全確定這部分個(gè)體是否經(jīng)歷大學(xué)擴(kuò)招。當(dāng)使用1981年前后其他年份出生群體上大學(xué)的差來(lái)構(gòu)造圖5的縱軸變量時(shí)(例如1982—1984年出生的人與1978—1979年出生的人上大學(xué)概率的差、1982—1990年出生的人與1979年出生的人上大學(xué)概率的差等)，依然可以得到類(lèi)似的圖，因此圖5展現(xiàn)出的正相關(guān)結(jié)論并非某個(gè)年齡段的人群所特有。因?yàn)閳D5僅衡量了擴(kuò)招前后幾年的效果，一些省份擴(kuò)招效果可能并不明顯，再加上CFPS數(shù)據(jù)分配到各省每個(gè)出生年份的樣本量較小，因此出現(xiàn)了部分省份的學(xué)歷增幅在零值附近的情況。。從圖中可以看到，本文構(gòu)造的擴(kuò)招程度變量與大學(xué)擴(kuò)招后該省份大專(zhuān)及以上學(xué)歷增加幅度正相關(guān)。

表2的C部分列出了回歸的控制變量，包括12歲戶(hù)口類(lèi)型、性別和民族?；貧w中還會(huì)控制出生年份和數(shù)據(jù)調(diào)查年份等固定效應(yīng)?！?998年人均財(cái)政支出/元”和“1998年失業(yè)率/%”這兩個(gè)變量在3.2的實(shí)證策略部分進(jìn)行更詳細(xì)的解釋。

3.1.4 渠道變量

我們主要關(guān)注大學(xué)擴(kuò)招政策對(duì)生育數(shù)量產(chǎn)生的“替代效應(yīng)”和“收入效應(yīng)”，以及對(duì)婚育年齡帶來(lái)的“禁閉效應(yīng)”“人力資本效應(yīng)”和其他影響機(jī)制(包括尋找更好的配偶和花更多的錢(qián)培養(yǎng)孩子)。由此我們構(gòu)造了表2的D部分的一系列變量來(lái)依次反映這些影響機(jī)制。

“教育水平”：既可以衡量在校學(xué)習(xí)時(shí)長(zhǎng)(“禁閉效應(yīng)”)，又可以代表人力資本的積累情況(“人力資本效應(yīng)”)；

“周末工作時(shí)長(zhǎng)”和“受訪者或配偶照管孩子”：可以用來(lái)反映個(gè)體的時(shí)間成本，這是“替代效應(yīng)”和“人力資本效應(yīng)”的表現(xiàn)之一。如果大學(xué)擴(kuò)招導(dǎo)致個(gè)體“周末工作時(shí)長(zhǎng)”延長(zhǎng)、“受訪者或配偶照管孩子”的可能性下降，則說(shuō)明個(gè)體的時(shí)間成本提高；

“妻子周末工作時(shí)長(zhǎng)占比”“妻子工資占比”“受過(guò)性別歧視”：可以反映女性的家庭地位和社會(huì)地位，這是“人力資本效應(yīng)”給女性帶來(lái)的影響。如果政策導(dǎo)致“妻子周末工作時(shí)長(zhǎng)占比”和“妻子工資占比”提升，這說(shuō)明女性家庭地位的提升。如果政策導(dǎo)致“受過(guò)性別歧視”下降，這說(shuō)明女性社會(huì)地位的提升。與此同時(shí)，“妻子周末工作時(shí)長(zhǎng)占比”“妻子工資占比”也反映了女性接受高等教育后產(chǎn)生的“替代效應(yīng)”；

“配偶教育水平”：如果政策導(dǎo)致“配偶教育水平”提高，這說(shuō)明個(gè)體對(duì)其配偶的要求提高，這可能導(dǎo)致初婚時(shí)間的推遲；

“教育支出”：如果政策導(dǎo)致“教育支出”提高，這說(shuō)明個(gè)體花費(fèi)了更多的金錢(qián)來(lái)培養(yǎng)孩子，這可能導(dǎo)致初次生育時(shí)間的推遲；

“家庭凈財(cái)富”：考慮到收入的增加不僅帶來(lái)“收入效應(yīng)”(預(yù)算約束放松，增加“孩子”消費(fèi)數(shù)量)，還會(huì)引發(fā)“替代效應(yīng)”(收入增加體現(xiàn)了工資的上升，即養(yǎng)育孩子的時(shí)間成本上升)，兩種效應(yīng)難以剝離，因此本文采用“家庭凈財(cái)富”變量來(lái)估計(jì)大學(xué)擴(kuò)招帶來(lái)的“收入效應(yīng)”。與家庭收入不同，“家庭凈財(cái)富”更多地體現(xiàn)了以往家庭工資性收入和投資性收入的存量，并且該變量受當(dāng)期工資性收入影響的程度較小，因此能更干凈地體現(xiàn)大學(xué)擴(kuò)招帶來(lái)的“收入效應(yīng)”；

“期望孩子數(shù)量”：現(xiàn)階段的計(jì)劃生育政策可能扭曲個(gè)體的最優(yōu)生育數(shù)量，而這一變量詢(xún)問(wèn)受訪者不考慮計(jì)劃生育的情況下，希望生育幾個(gè)孩子，這可以反應(yīng)個(gè)體最優(yōu)的生育數(shù)量，幫助進(jìn)一步印證本文對(duì)生育數(shù)量的討論。

需要說(shuō)明的是，“受訪者或配偶照管孩子”和“教育支出”是以受訪者的孩子為一個(gè)觀測(cè)值，其余變量都是以受訪者本人作為一個(gè)觀測(cè)值。

3.2 實(shí)證策略

圖6 平行趨勢(shì)圖

我們利用不同年份和不同省份參加高考的人經(jīng)歷1999年大學(xué)擴(kuò)招的差異，來(lái)識(shí)別這一政策對(duì)婚姻和生育造成的影響。具體而言，我們采用雙重差分法對(duì)比了在不同影響程度的省份參加高考、經(jīng)歷過(guò)大學(xué)擴(kuò)招與沒(méi)有經(jīng)歷過(guò)的個(gè)體之間的差異。圖6展示了本文實(shí)證策略的有效性。我們將省份按照擴(kuò)招影響程度(expandj)的中位數(shù)劃分為“高影響程度省份”和“低影響程度省份”，計(jì)算不同出生年份的個(gè)體的結(jié)果變量均值，如圖6所示。圖中垂直于X軸的線指代1981年出生的個(gè)體，這部分個(gè)體最早受到大學(xué)擴(kuò)招影響?？梢钥吹?，1981年之前出生的個(gè)體，五個(gè)婚育決策變量在不同影響程度的省份基本平行，1981年之后，初次生育年齡和初婚年齡不再保持平行(12)圖6中，隨著出生年份的增加，每個(gè)結(jié)果變量都在減少。因?yàn)槲覀冇玫降臄?shù)據(jù)是在2010—2016年調(diào)查的，對(duì)于20世紀(jì)80年代出生的人，進(jìn)入樣本時(shí)大多只有30歲，其中有很多人可能還沒(méi)有結(jié)婚生育。因此這里可能存在偶然斷尾或歸并的問(wèn)題，我們?cè)诤竺娴姆€(wěn)健性檢驗(yàn)中做了Heckman和Tobit回歸來(lái)修正這一問(wèn)題，其結(jié)果與主回歸結(jié)果保持一致。。這足以證明本文雙重差分回歸的有效性。

基本回歸模型如下：

yijbt=β0+β1expyb×expandj+βXi+δjbt+εijbt

(1)

其中，下標(biāo)i代表個(gè)體，j代表個(gè)體12歲時(shí)所在省份，b代表個(gè)體的出生年份，t代表數(shù)據(jù)的調(diào)查年份(2010、2012、2014或2016)。yijbt是本文關(guān)心的5個(gè)結(jié)果變量。expyb×expandj是回歸的關(guān)鍵解釋變量，其系數(shù)β1衡量了大學(xué)擴(kuò)招帶來(lái)的影響。Xi代表個(gè)人的控制變量，包括性別、民族、12歲戶(hù)口類(lèi)型。δjbt=φj+θb+μt+φj×μt+φj×birth_yb代表一系列固定效應(yīng)，包括12歲所在省份的固定效應(yīng)φj、出生年份的固定效應(yīng)θb、調(diào)查年份的固定效應(yīng)μt，12歲所在省份虛擬變量與調(diào)查年份虛擬變量之間的交叉項(xiàng)φj×μt，12歲所在省份虛擬變量與出生年份線性趨勢(shì)的交叉項(xiàng)φj×birth_yb。需要注意的是，出生年份的固定效應(yīng)θb和12歲所在省份的固定效應(yīng)φj分別將expyb和expandj吸收了，因此式(1)中我們只寫(xiě)了expyb×expandj這一交叉項(xiàng)，而不再分別寫(xiě)出expyb和expandj這兩項(xiàng)?；貧w標(biāo)準(zhǔn)誤聚類(lèi)(cluster)到12歲所在省份與出生年份交叉相乘的層級(jí)。在回歸的過(guò)程中，我們做了加權(quán)處理。

雙重差分法的關(guān)鍵假設(shè)是，如果沒(méi)有大學(xué)擴(kuò)招政策，不同省份個(gè)體的婚姻與生育的時(shí)間趨勢(shì)應(yīng)當(dāng)是一致的。如果大學(xué)擴(kuò)招對(duì)不同省份的影響程度并非隨機(jī)，例如各個(gè)省份受到大學(xué)擴(kuò)招的影響與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展條件相關(guān)，那么雙重差分法的回歸結(jié)果就是有偏的。注意到，式(1)控制了12歲所在省份固定效應(yīng)φj，這消除了所有不隨出生年份變化的省份差異；同時(shí)，式(1)還控制了出生年份的固定效應(yīng)θb，這消除了不隨地區(qū)變化的出生年份差異。與此同時(shí)，式(1)還進(jìn)一步控制了12歲所在省份虛擬變量與出生年份線性趨勢(shì)的交叉項(xiàng)φj×birth_yb，這消除了可能存在的不同省份隨出生年份線性變化的遺漏變量。

為了進(jìn)一步消除可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，我們借鑒Gentzkow(2006)、Li et al.(2016)、Cui et al.(2019)的做法，選取與省份擴(kuò)招程度相關(guān)性很強(qiáng)的1998年的省份特征變量，在回歸中允許出生年份的效果隨這些前定的省份特征變量而變化。具體而言，我們將出生年份虛擬變量θb與1998年人均政府財(cái)政支出、1998年失業(yè)率的交叉項(xiàng)控制在回歸中。(13)1998年人均政府財(cái)政支出和1998年失業(yè)率都來(lái)自《1999年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，用各省的擴(kuò)招影響程度變量expandj對(duì)這兩個(gè)變量回歸，R2接近0.4，說(shuō)明這兩個(gè)變量解釋了擴(kuò)招影響程度近40%的變異。在后文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，我們進(jìn)一步將各個(gè)省份1998年的人均生產(chǎn)總值、二產(chǎn)和三產(chǎn)占比、0～14歲和15～64歲人口占比、出口占比也按照同樣方式進(jìn)行控制，結(jié)果與主回歸結(jié)果基本一致?；貧w模型如下：

yijbt=β0+β1expyb×expandj+βXi+δjbt+prov_characteristicj×θb+εijbt

(2)

其中prov_characteristicj代表前定的省份特征變量。除了prov_characteristicj×θb之外，式(2)與式(1)完全相同。(14)在后面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文將出生年份虛擬變量與前定省份特征變量的交叉項(xiàng)prov_characteristicj×θb替換為expyb與前定省份特征變量交叉項(xiàng)(即prov_characteristicj×expyb)放入回歸中進(jìn)行控制，其結(jié)果與主回歸結(jié)果基本一致。

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 主回歸結(jié)果

表3報(bào)告了主回歸的結(jié)果，其中A部分是式(1)的回歸結(jié)果，B部分是式(2)的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，大學(xué)擴(kuò)招政策對(duì)個(gè)體生育的孩子數(shù)量、個(gè)體是否生育和是否結(jié)過(guò)婚的影響并不明顯，但顯著推遲了初次生育和初次結(jié)婚的年齡?？刂瞥錾攴萏摂M變量與前定省份特征變量的交叉項(xiàng)后，結(jié)果依然顯著。平均而言，大學(xué)擴(kuò)招使得初次生育推遲了1.63年(0.212×7.701≈1.63)，初次結(jié)婚推遲了1.28年(0.212×6.061≈1.28)(15)0.212是擴(kuò)招程度expandj的均值。。

表3 主回歸結(jié)果

表3的C部分報(bào)告了使用女性樣本對(duì)式(2)回歸的結(jié)果，大學(xué)擴(kuò)招對(duì)女性的生育數(shù)量有顯著的負(fù)向影響，同時(shí)對(duì)女性婚育年齡的推遲也有顯著的影響。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2018年的一份報(bào)告(16)《統(tǒng)籌人口發(fā)展戰(zhàn)略 實(shí)現(xiàn)人口均衡發(fā)展——改革開(kāi)放40年經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展成就系列報(bào)告之二十一》指出，“育齡婦女婚育行為轉(zhuǎn)變主要表現(xiàn)為平均初婚年齡和平均初育年齡的推遲。從1990年至2017年，我國(guó)育齡婦女平均初婚年齡推遲4歲多，從21.4歲提高到25.7歲，并有繼續(xù)走高趨勢(shì)；平均初育年齡也從23.4歲提高到26.8歲”。我們的回歸結(jié)果表明，大學(xué)擴(kuò)招政策使得CFPS訪問(wèn)時(shí)25～50歲的女性平均初婚年齡推遲1.55年(0.212×7.311≈1.55)，平均初次生育年齡推遲1.61年(0.212×7.599≈1.61)。也就是說(shuō)，大學(xué)擴(kuò)招政策大概可以解釋1990—2017年育齡婦女平均初婚年齡推遲的36%(1.55÷4.3≈0.36)，平均初育年齡推遲的47%(1.61÷3.4≈0.47)。(17)因?yàn)闃颖镜哪挲g(25～50歲)與育齡婦女的年齡定義(15～50歲)不同，以及其他的可能存在的差異，本文的這一結(jié)論并非精確的估計(jì)，因此對(duì)這一結(jié)論的解讀需要謹(jǐn)慎。

為了探究大學(xué)擴(kuò)招政策對(duì)個(gè)體初次生育年齡的推遲效果是否顯著大于對(duì)初婚年齡的推遲效果，我們進(jìn)一步使用似不相關(guān)回歸。我們使用的回歸模型仍然為式(2)，但是與表3的A和B部分單一方程估計(jì)不同的是，我們認(rèn)為初次生育年齡和初婚年齡作為被解釋變量時(shí)，兩個(gè)回歸方程的擾動(dòng)項(xiàng)存在相關(guān)性(即存在一些未觀測(cè)到的變量既影響了初次生育年齡的決定，又影響了初婚年齡的決定)，因此我們將兩個(gè)回歸方程進(jìn)行聯(lián)合估計(jì)。這樣做一方面可以提高估計(jì)效率；另一方面方便我們檢驗(yàn)兩個(gè)回歸的估計(jì)系數(shù)是否存在顯著差異。似不相關(guān)回歸的估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3的D部分(18)我們只是對(duì)“初次生育年齡”和“初婚年齡”這兩個(gè)回歸方程作了似不相關(guān)回歸，而沒(méi)有將全部五個(gè)回歸方程作似不相關(guān)回歸。因?yàn)閺谋?的A和B部分可以注意到，大學(xué)擴(kuò)招只是顯著影響了“初次生育年齡”和“初婚年齡”，而沒(méi)有對(duì)剩余三個(gè)變量有顯著影響，并且這里我們只是想探討大學(xué)擴(kuò)招對(duì)“初次生育年齡”和“初婚年齡”的推遲時(shí)間是否有顯著差異。如果對(duì)全部五個(gè)回歸方程做似不相關(guān)回歸的結(jié)果感興趣，我們也可以提供這一回歸結(jié)果。。從回歸結(jié)果中我們注意到，似不相關(guān)回歸的標(biāo)準(zhǔn)誤顯著小于A和B部分單一方程的回歸標(biāo)準(zhǔn)誤，這說(shuō)明聯(lián)合估計(jì)極大地提升了估計(jì)效率。我們進(jìn)一步檢驗(yàn)初次生育年齡和初婚年齡回歸系數(shù)是否相等，LM統(tǒng)計(jì)量為5.65，p值為0.0175，故可在5%的顯著性水平上拒絕初次生育年齡和初婚年齡回歸系數(shù)相等的原假設(shè)。這說(shuō)明大學(xué)擴(kuò)招政策對(duì)個(gè)體初次生育年齡的推遲效果顯著大于對(duì)初婚年齡的推遲效果。

4.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了增強(qiáng)回歸結(jié)果的可信度，本文做了三組穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一組使用工具變量回歸方法來(lái)驗(yàn)證本文構(gòu)造的擴(kuò)招程度變量確實(shí)能夠反映大學(xué)擴(kuò)招的真實(shí)情況。我們將CFPS數(shù)據(jù)中真實(shí)觀測(cè)到的各個(gè)省份大學(xué)擴(kuò)招前后上大學(xué)的概率(collegejb)作為內(nèi)生變量，而將本文構(gòu)造的擴(kuò)招程度變量與是否經(jīng)歷大學(xué)擴(kuò)招相乘(expandj×expyb)作為工具變量，這樣可以檢驗(yàn)我們構(gòu)造的擴(kuò)招程度變量(expandj)的合理性。

為了衡量CFPS數(shù)據(jù)中真實(shí)觀測(cè)到的各個(gè)省份大學(xué)擴(kuò)招前后上大學(xué)的概率(collegejb)，我們分別使用了三種衡量方法：第一，使用每個(gè)省份1974—1979年出生的人上大學(xué)的概率作為擴(kuò)招前上大學(xué)的概率，1982—1984年出生的人上大學(xué)的概率作為擴(kuò)招后上大學(xué)的概率；第二，使用每個(gè)省份1978—1979年出生的人上大學(xué)的概率作為擴(kuò)招前上大學(xué)的概率，1982—1984年出生的人上大學(xué)的概率作為擴(kuò)招后上大學(xué)的概率；第三，使用每個(gè)省份1979年出生的人上大學(xué)的概率作為擴(kuò)招前上大學(xué)的概率，1982—1990年出生的人上大學(xué)的概率作為擴(kuò)招后上大學(xué)的概率。我們沒(méi)有包含1981和1980年出生的樣本，是因?yàn)殡y以完全確定這部分個(gè)體是否經(jīng)歷大學(xué)擴(kuò)招。

第二組通過(guò)排除同時(shí)發(fā)生的政策、改變回歸模型、限制樣本、控制更多變量、改變樣本年齡范圍等驗(yàn)證回歸結(jié)果是否穩(wěn)健，結(jié)果報(bào)告在表5和表6中。

表5的A部分，考慮到我國(guó)長(zhǎng)期實(shí)施的計(jì)劃生育政策會(huì)影響到個(gè)體的婚姻與生育決策，我們?cè)诨貧w中控制了不同省份違反計(jì)劃生育政策的罰款嚴(yán)厲程度，以排除計(jì)劃生育政策的影響。具體而言，利用Ebenstein(2010)構(gòu)造的超生罰款數(shù)據(jù)，對(duì)每個(gè)省份1979—2000年的罰款數(shù)據(jù)求平均值，將這一平均值與出生年份的虛擬變量交叉相乘后放入式(2)回歸中進(jìn)行控制；

表4 工具變量回歸

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

續(xù)表

表6 改變樣本年齡構(gòu)成

在表5的B部分，我們考慮偶然斷尾和歸并的問(wèn)題。樣本中一部分受訪者可能因?yàn)槭茉L時(shí)比較年輕，還沒(méi)有結(jié)婚生育，這些受訪者的“初次生育年齡”和“初婚年齡”缺失，所以這兩個(gè)變量出現(xiàn)了偶然斷尾的問(wèn)題(“初次生育年齡”的斷尾與受訪者出生年份、受訪年份和受訪者婚姻狀況有關(guān)，“初婚年齡”的斷尾與受訪者出生年份和受訪年份有關(guān))；而“孩子數(shù)量”“是否生育”和“結(jié)過(guò)婚”這三個(gè)變量可能在0處存在歸并的問(wèn)題。因此我們對(duì)存在偶然斷尾問(wèn)題的變量做了Heckman回歸(“初次生育年齡”回歸的選擇變量是出生年份、數(shù)據(jù)調(diào)查年份和婚否，“初婚年齡”回歸的選擇變量是出生年份和數(shù)據(jù)調(diào)查年份)，對(duì)存在歸并問(wèn)題的變量做了Tobit回歸；

表5的C部分，我們刪除了1980年和1981年出生的樣本，因?yàn)檫@些樣本在1999年之前還是之后參加高考并不完全確定，為了剔除這部分樣本對(duì)結(jié)果可能造成的影響，我們將刪除之后的樣本對(duì)式(2)進(jìn)行回歸；

表5的D部分，在控制出生年份虛擬變量與1998年各個(gè)省份人均政府財(cái)政支出和失業(yè)率的交叉項(xiàng)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步控制出生年份虛擬變量與可能影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展和就業(yè)(例如產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)水平、人口結(jié)構(gòu)等)的省份變量的交叉項(xiàng)，包括1998年各個(gè)省份人均生產(chǎn)總值、二產(chǎn)和三產(chǎn)占比、0～14歲和15～64歲人口占比、出口占比；

表5的E部分，考察在不同控制形式下結(jié)果是否穩(wěn)健，我們將式(2)中出生年份虛擬變量與1998年省份特征變量的交叉項(xiàng)(即prov_characteristicj×θb)，替換為是否經(jīng)歷大學(xué)擴(kuò)招與1998年省份特征變量交叉項(xiàng)(即prov_characteristicj×expyb)，回歸方程為yijbt=β0+β1expyb×expandj+βXi+δjbt+prov_characteristicj×expyb+εijbt；

表5的F部分，考慮到選擇1998年的變量來(lái)構(gòu)造關(guān)鍵解釋變量可能存在偶然性，我們用1997年各省地方高校在校生人數(shù)與1997年各省普通高中在校生人數(shù)的比值來(lái)構(gòu)造擴(kuò)招程度變量(expandj)，在這一部分的回歸中，我們也控制了出生年份虛擬變量與1997年的省份特征變量(1997年人均政府財(cái)政支出和失業(yè)率)的交叉項(xiàng)；

表5的G部分，為了盡可能排除人口流動(dòng)的影響，我們只保留12歲所在省份與受訪時(shí)戶(hù)口所在省份相同的樣本，對(duì)式(2)進(jìn)行回歸。從表5的結(jié)果可以看到，所有回歸結(jié)果都與主回歸結(jié)果保持一致；

表6報(bào)告了改變樣本年齡構(gòu)成后的回歸結(jié)果。在主回歸中，我們將樣本限定在接受調(diào)查時(shí)年齡在25～50歲的個(gè)體。表6的A部分，我們將樣本限定在受訪時(shí)年齡在22～50歲的樣本；B部分回歸的樣本為受訪時(shí)25～48歲個(gè)體；C部分回歸的樣本是1963—1990年出生的個(gè)體。表6的所有結(jié)果都是對(duì)式(2)進(jìn)行回歸得到的，從這些結(jié)果中可以看到，本文的結(jié)論在不同的樣本年齡限定下依然保持穩(wěn)健。

第三組穩(wěn)健性檢驗(yàn)回答了本文結(jié)果是否真的由大學(xué)擴(kuò)招政策帶來(lái)，結(jié)果報(bào)告在圖7中：

圖7(a)展示了置換檢驗(yàn)(permutation test)的結(jié)果，我們把各個(gè)省份的expandj隨機(jī)打亂分配1500次，每次分配后都作式(2)的回歸(Rosenbaum, 2007)，并將expyb×expandj前的系數(shù)的分布畫(huà)在圖中。圖中的垂直線是表3主回歸的B部分的估計(jì)結(jié)果(分別是“初次生育年齡”回歸的7.701和“初婚年齡”回歸的6.061)，p值衡量了1500次回歸中，有多少比例的回歸結(jié)果大于表3中的回歸結(jié)果(對(duì)應(yīng)的是垂直線右邊的部分)。從初次生育年齡和初婚年齡的結(jié)果中可以看到，這1500次結(jié)果中，只有很少的估計(jì)值超過(guò)主回歸的系數(shù)，p值在1%的水平上顯著；

圖7 置換檢驗(yàn)和安慰劑檢驗(yàn)

圖7(b)報(bào)告了安慰劑檢驗(yàn)(placebo test)的結(jié)果，我們假設(shè)大學(xué)擴(kuò)招并非在1999年發(fā)生，而是比1999年提前了3、5、7、9年發(fā)生，相應(yīng)地，我們將樣本限制在比1981年早出生1～13年、3～15年、5～17年和7～19年的個(gè)體(Cui et al., 2019)，對(duì)式(1)回歸，并將expyb×expandj前的系數(shù)及其95%置信區(qū)間報(bào)告在圖中，可以看到，除了假設(shè)擴(kuò)招提前7年發(fā)生的情況下，初次生育年齡在5%水平上出現(xiàn)了負(fù)向顯著外，其余結(jié)果都不顯著。由此，我們可以認(rèn)為本文的結(jié)果確實(shí)是由1999年的大學(xué)擴(kuò)招導(dǎo)致的。

上述兩組穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果說(shuō)明我們的結(jié)論在各類(lèi)不同設(shè)定下依然保持穩(wěn)健，這足以證明本文結(jié)論的可信性。

4.3 異質(zhì)性分析

為了探究大學(xué)擴(kuò)招影響效果的異質(zhì)性，本文將樣本按照收入和城鄉(xiāng)戶(hù)口分組，對(duì)式(2)進(jìn)行回歸，結(jié)果報(bào)告在表7中。

表7第(1)、(2)列和第(3)、(4)列分別顯示的是按收入中位數(shù)、受訪時(shí)戶(hù)口類(lèi)型城鄉(xiāng)分組的結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，大學(xué)擴(kuò)招對(duì)高收入和城市戶(hù)口群體影響效果更顯著，降低了孩子數(shù)量、生育概率，推遲了婚育年齡。這一結(jié)果也與直覺(jué)相符，大學(xué)擴(kuò)招主要影響城市戶(hù)口群體，這一群體的收入也一般位于中位數(shù)以上。但大學(xué)擴(kuò)招也會(huì)通過(guò)勞動(dòng)力市場(chǎng)等渠道對(duì)低收入、農(nóng)村戶(hù)口群體產(chǎn)生溢出效果，略微推遲了該群體的初次生育年齡，影響效果相對(duì)較小。

表7 異質(zhì)性結(jié)果

5 機(jī)制分析

5.1 生育數(shù)量的影響機(jī)制

第4部分的主回歸結(jié)果顯示，大學(xué)擴(kuò)招政策對(duì)個(gè)體的生育數(shù)量并沒(méi)有帶來(lái)顯著的影響，這一結(jié)果的出現(xiàn)有沒(méi)有可能是因?yàn)橛?jì)劃生育政策限制了個(gè)體的最優(yōu)選擇？也就是說(shuō)，存在這種可能性：大學(xué)擴(kuò)招政策提高了個(gè)體的生育數(shù)量，但是因?yàn)橛?jì)劃生育政策的限制，導(dǎo)致人們不得不偏離最優(yōu)的生育，最終呈現(xiàn)出大學(xué)擴(kuò)招政策對(duì)生育數(shù)量不產(chǎn)生影響的結(jié)果。為了檢測(cè)這一點(diǎn)，我們將不受計(jì)劃生育政策限制的“期望孩子數(shù)量”作為被解釋變量對(duì)式(2)進(jìn)行回歸，結(jié)果報(bào)告在表8的第(1)列?？梢钥吹?，大學(xué)擴(kuò)招政策同樣沒(méi)有顯著影響“期望孩子數(shù)量”。這支撐了大學(xué)擴(kuò)招政策沒(méi)有顯著影響個(gè)體生育數(shù)量的結(jié)論。

接下來(lái)我們分析大學(xué)擴(kuò)招政策為什么沒(méi)有對(duì)生育數(shù)量造成影響。根據(jù)前面的理論分析，我們認(rèn)為可能是大學(xué)擴(kuò)招政策既產(chǎn)生了“收入效應(yīng)”以提高生育數(shù)量，又產(chǎn)生了“替代效應(yīng)”以降低生育數(shù)量，這兩種效果共同存在，由此導(dǎo)致了生育數(shù)量沒(méi)有受到顯著影響。表8的第(2)列表明，大學(xué)擴(kuò)招政策使得家庭凈財(cái)富平均提升了6.93%(0.212×0.316≈0.067，e0.067-1≈0.0693)，這證實(shí)了大學(xué)擴(kuò)招的“收入效應(yīng)”。與此同時(shí)，大學(xué)擴(kuò)招使得個(gè)體周末工作時(shí)長(zhǎng)平均上升30%(0.212×1.221≈0.259，e0.259-1≈0.30)，孩子由受訪者或配偶照顧的概率平均下降9.2%(0.212×0.433≈0.092)，妻子工資占比平均上升10%(0.212×0.474≈0.1)，妻子周末工作時(shí)長(zhǎng)占比上升16.7%(0.212×0.787≈0.167)，這些都說(shuō)明個(gè)人，尤其是女性的時(shí)間成本增加，工作機(jī)會(huì)改善，這證實(shí)了大學(xué)擴(kuò)招的“替代效應(yīng)”。兩種效應(yīng)同時(shí)存在，因而導(dǎo)致大學(xué)擴(kuò)招并沒(méi)有顯著改變個(gè)體的生育數(shù)量。

5.2 婚育推遲的影響機(jī)制

大學(xué)擴(kuò)招對(duì)個(gè)體的婚姻和生育年齡的推遲，是否僅僅因?yàn)榇嬖凇敖]效應(yīng)”？如果只是存在“禁閉效應(yīng)”，那么個(gè)體在本科畢業(yè)后，會(huì)立刻選擇結(jié)婚生子。我們假設(shè)本科生的普遍畢業(yè)年齡為22歲，那么只存在“禁閉效應(yīng)”意味著大學(xué)擴(kuò)招僅增加22歲、23歲左右結(jié)婚生育的概率，而對(duì)24歲或25歲及以后結(jié)婚生育的概率無(wú)影響。為了驗(yàn)證這一點(diǎn)，本文分別構(gòu)造了初次生育、初次結(jié)婚是否發(fā)生在某個(gè)年齡(18～40歲)及以后的變量，將這些變量作為被解釋變量放入式(2)中進(jìn)行回歸。我們把expyb×expandj前的系數(shù)及其標(biāo)準(zhǔn)誤95%的置信區(qū)間報(bào)告在圖8中?？梢园l(fā)現(xiàn)，大學(xué)擴(kuò)招主要增加了24歲及以后才結(jié)婚生育的概率，大學(xué)擴(kuò)招對(duì)初婚年齡的推遲作用在25歲達(dá)到最大值，對(duì)初次生育年齡的推遲作用則是在26歲達(dá)到最大值，其推遲結(jié)婚的影響在26、27歲之后不再顯著，而推遲生育的影響則延續(xù)至30、31歲。這說(shuō)明大學(xué)擴(kuò)招對(duì)婚育年齡的推遲作用，不僅僅是“禁閉效應(yīng)”，還存在“人力資本效應(yīng)”以及其他的機(jī)制。

接下來(lái)，我們將討論擴(kuò)招政策的“人力資本效應(yīng)”和其他可能的作用渠道。大學(xué)擴(kuò)招提升了個(gè)體的教育水平，使得個(gè)體積累了更多的人力資本，進(jìn)而通過(guò)如下渠道影響個(gè)體婚姻生育決策：(1)個(gè)體時(shí)間成本提升，結(jié)婚或生育的機(jī)會(huì)成本上升；(2)女性社會(huì)地位和家庭地位更高，傾向于先發(fā)展事業(yè)，推遲結(jié)婚生育；(3)對(duì)配偶教育水平的要求提高，增加搜尋時(shí)間；

(4)對(duì)孩子質(zhì)量的需求增加，養(yǎng)育孩子的成本增加，從而推遲結(jié)婚生育。

我們把渠道變量作為被解釋變量放入式(2)中進(jìn)行回歸，表8顯示了大學(xué)擴(kuò)招對(duì)不同渠道的影響?？梢园l(fā)現(xiàn)，大學(xué)擴(kuò)招提高了個(gè)體及其配偶的受教育水平，降低了經(jīng)歷性別歧視的概率，增加了個(gè)體周末工作時(shí)長(zhǎng)、家庭中妻子周末工作時(shí)長(zhǎng)占比和工資占比，同時(shí)降低了孩子由受訪者自身或配偶照顧的概率，增加了對(duì)孩子的教育支出。

表8 機(jī)制分析

圖8 初育初婚年齡

第一，大學(xué)擴(kuò)招增加了進(jìn)入大學(xué)的機(jī)會(huì)，使得個(gè)體受教育年數(shù)平均增加了1.38年(0.212×6.505≈1.38)。(20)注意這里估計(jì)的受教育年數(shù)平均增加了1.38年，大于主回歸中估計(jì)的初婚推遲1.28年，但小于初次生育推遲的1.63年，這可能是因?yàn)樯洗髮W(xué)時(shí)結(jié)婚相對(duì)容易，因此一些人可能選擇在大學(xué)畢業(yè)前結(jié)婚。這一結(jié)果既反映了“禁閉效應(yīng)”，又反映了“人力資本效應(yīng)”。

第二，大學(xué)擴(kuò)招提升了個(gè)體的時(shí)間成本，導(dǎo)致養(yǎng)育孩子的機(jī)會(huì)成本上升，個(gè)體會(huì)選擇減少照顧孩子的時(shí)間(孩子由受訪者或配偶照顧的概率平均下降9.2%(0.212×0.433≈0.092))，或者推遲生育。除此之外，個(gè)體更加珍惜時(shí)間，周末工作時(shí)長(zhǎng)平均上升30%(0.212×1.221≈0.259，e0.259-1≈0.30)，因此更缺少時(shí)間尋找配偶或生養(yǎng)孩子。這些都反映了大學(xué)擴(kuò)招帶來(lái)的“人力資本效應(yīng)”。

第三，大學(xué)擴(kuò)招提升了女性的社會(huì)地位和家庭地位，個(gè)體受性別歧視的概率平均下降5%(0.212×0.238≈0.05)，妻子工資占比平均上升10%(0.212×0.474≈0.1)，妻子周末工作時(shí)長(zhǎng)占比上升16.7%(0.212×0.787≈0.167)，這也反映了大學(xué)擴(kuò)招帶來(lái)的“人力資本效應(yīng)”。大量實(shí)證文獻(xiàn)(Miller，2011)發(fā)現(xiàn)推遲生育會(huì)提升未來(lái)的收入，大學(xué)擴(kuò)招改善了女性的就業(yè)機(jī)會(huì)，提高了女性的相對(duì)收入，從而加強(qiáng)了女性推遲生育的動(dòng)機(jī)。此外，由Becker(1981)模型可以推出，當(dāng)女性發(fā)展自己事業(yè)的激勵(lì)增強(qiáng)時(shí)，她們更有可能選擇推遲結(jié)婚。

第四，大學(xué)擴(kuò)招導(dǎo)致了高學(xué)歷人群的性別比失衡，而女性受教育年數(shù)增加的同時(shí)，會(huì)提高對(duì)配偶受教育程度的要求(大學(xué)擴(kuò)招使得配偶受教育年數(shù)平均增加0.97年(0.212×4.581≈0.97))，這增加了搜尋時(shí)間，從而導(dǎo)致了“剩男剩女”(吳要武和劉倩，2014)，推遲了結(jié)婚生育。

第五，大學(xué)擴(kuò)招使得個(gè)體對(duì)養(yǎng)育孩子的物質(zhì)投入上升，小孩的教育支出平均上升84%(0.212×2.894≈0.61，e0.61-1≈0.84)，而年輕人因?yàn)槭艿叫刨J約束限制，會(huì)選擇在收入足以負(fù)擔(dān)養(yǎng)育小孩的成本時(shí)進(jìn)行生育，從而個(gè)體生育年齡推遲。

6 結(jié)論與建議

盡管文獻(xiàn)中對(duì)教育改革與婚姻、生育的討論非常多，但在因果關(guān)系和潛在機(jī)制上卻并沒(méi)有達(dá)成共識(shí)；并且現(xiàn)有文獻(xiàn)大都利用義務(wù)教育階段的外生沖擊，得到的估計(jì)效果對(duì)已經(jīng)普及義務(wù)教育、步入晚婚晚育、生育率低的中高收入國(guó)家政策幫助并不大。本文評(píng)估中國(guó)1999年大學(xué)擴(kuò)招政策對(duì)婚姻和生育的影響，補(bǔ)充了現(xiàn)有文獻(xiàn)，為我國(guó)更好地制定人口生育政策提供了實(shí)證支撐，為更全面地理解高等教育改革提供了依據(jù)。

本文借助1999年大學(xué)擴(kuò)招這一外生沖擊，用1998年各省地方高校在校生人數(shù)與1998年各省普通高中在校生人數(shù)的比值衡量各省的擴(kuò)招程度，使用雙重差分法來(lái)識(shí)別政策的影響。研究結(jié)果表明，平均而言，大學(xué)擴(kuò)招使得初次結(jié)婚和生育的年齡分別推遲了1.28年和1.63年，但對(duì)生育數(shù)量并沒(méi)有造成顯著的影響。擴(kuò)招政策主要增加了24歲后才結(jié)婚生育的概率，所以其推遲效果不僅包含“禁閉效應(yīng)”——延長(zhǎng)了在校的學(xué)習(xí)時(shí)長(zhǎng)，還包含“人力資本效應(yīng)”——提高了個(gè)人的時(shí)間成本、改善了女性的就業(yè)機(jī)會(huì)，以及增加孩子的養(yǎng)育成本、提高配偶的學(xué)歷要求等其他作用機(jī)制。而擴(kuò)招政策對(duì)生育數(shù)量影響的不顯著，可能是“替代效應(yīng)”和“收入效應(yīng)”共同作用的結(jié)果。擴(kuò)招帶來(lái)的影響在不同群組之間存在異質(zhì)性，高收入和城市戶(hù)口群體顯著減少了生育的數(shù)量、推遲了婚育年齡，而低收入和農(nóng)村戶(hù)口群體的生育數(shù)量并沒(méi)有顯著變化，其婚育年齡的推遲效果也相對(duì)較弱。我們粗略的計(jì)算表明，擴(kuò)招政策分別解釋了1990—2017年我國(guó)育齡女性平均初婚和初育年齡推遲的36%和47%。

本文研究高等教育擴(kuò)張如何影響婚姻和生育，對(duì)類(lèi)似中國(guó)這樣的處于人力資本快速增長(zhǎng)的發(fā)展中國(guó)家有相當(dāng)重要的政策意義。一方面，大學(xué)擴(kuò)招促進(jìn)了人力資本增長(zhǎng)，帶動(dòng)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)進(jìn)步；但另一方面，這一政策推遲了婚姻生育年齡，加劇了社會(huì)高撫養(yǎng)比和老齡化程度，增加了年輕人的社會(huì)負(fù)擔(dān)。本文研究大學(xué)擴(kuò)招對(duì)婚姻生育的因果影響和作用機(jī)制，發(fā)現(xiàn)大學(xué)擴(kuò)招推遲婚育年齡，其中重要的渠道是大學(xué)擴(kuò)招增加了在校學(xué)習(xí)的時(shí)間、提升了婚戀市場(chǎng)匹配難度，并且促進(jìn)了人力資本增長(zhǎng)，進(jìn)而增加了婚育的機(jī)會(huì)成本。這一發(fā)現(xiàn)有助于政府部門(mén)制定更有針對(duì)性的政策，一方面高?？梢酝ㄟ^(guò)婚戀講座或社團(tuán)等形式，減少在校生在婚戀市場(chǎng)上的搜尋時(shí)間；另一方面政府可以制定一系列降低婚育成本的福利政策，例如進(jìn)一步放寬生育數(shù)量的限制、提高生育補(bǔ)助或出臺(tái)類(lèi)似鼓勵(lì)生育的政策、推廣兒童托育服務(wù)等，降低大學(xué)擴(kuò)招對(duì)婚育年齡的影響，從而提高生育率。