摘 要：指出以往有關遷移流動人口生育水平的研究仍存在兩個盲點：一是忽略流動人口孩子出生地對生育率統(tǒng)計的影響;二是忽略對流動人口流入地居住時長與生育率關系的分析。在明晰兩個盲點及其對生育率統(tǒng)計帶來的影響后，分別通過時期孩次遞進比計算時期生育率、采用泊松回歸分析累計生育率，再次對流動人口生育水平進行了分析。研究發(fā)現(xiàn)，農業(yè)戶籍流動人口的前三孩時期生育率大致在1.7上下，農業(yè)戶籍流動人口曾生子女數(shù)是農村本地人口的89.5%。農業(yè)戶籍流動人口時期生育率、累計生育率均低于農村本地人口。

進一步分析指出，在我國人口大流遷背景下，后續(xù)研究也應該關注我國時期生育率該如何度量的問題。

關鍵詞：農業(yè)戶籍流動人口;農村本地人口;時期孩次遞進比;泊松回歸

中圖分類號： C921

文獻標識碼：A

文章編號：1000-4149（2021）05-0095-16

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2021.00.042

收稿日期：2021-03-12

;修訂日期：2021-07-30

基金項目：2019年華東政法大學科學研究項目“生育政策：調整效果研判與未來走向選擇”（19HZK025）;上海市教委科研創(chuàng)新重大項目“新時代中國人口發(fā)展戰(zhàn)略研究”（E00026）;國家社會科學基金重點項目“家庭為中心的遷移和福利政策研究”（17ARK002）;

國家社會科學基金青年項目“我國高學歷人口遷移新動向及政策優(yōu)化研究”（19CRK021）。

作者簡介：梁同貴，法學博士，華東政法大學社會發(fā)展學院講師。

中文作者簡介

The Two Blindness in the Research on the Fertility Level of

Migrants and a Re-examination on the Fertility Level

LIANG? Tonggui

（School of Social Development， East China University of Political

Science and Law， Shanghai 201620， China）

Abstract： This paper points out that there are still two blind spots in the previous studies on the fertility level of migrants. One is to ignore the effect of

birth place

structure of floating population on fertility statistics; and the other is to ignore the analysis of the relationship between

residence duration of migrants and fertility rate. After

identifying

the two blind spots and their influences on fertility statistics， this paper

examines the impact of population mobility on fertility level by calculating fertility rate in period by progressive ratio of children to children and analyzing cumulative fertility rate by Poisson regression.

analyzes the period fertility rate through period parity progression ratios， analyzes the cumulative fertility rate through Poisson regression.

It is found that the period fertility on totally three children of the circular migrants with agriculture accounts is about 1.7， the number of children born to the circular migrants with agriculture accounts is 0.895 times the number of children born in rural natives. Both the period fertility rates and cumulative fertility rates of the circular migrants with the agricultural household registration are lower than those of the local rural natives. This paper further points out that in the context of migration in China， the follow-up research should also pay attention to how to measure the period fertility rate in China.

Keywords：the? migrants with agriculture accounts;rural natives;period parity progression ratios;Poisson regression

一、研究背景

關于我國人口遷移流動對生育水平影響關系的研究，有學者認為流動人口確實存在多生的現(xiàn)象 [1-5]，還有學者認為遷移流動對生育水平降低有著顯著性影響[6-12]。作者曾對以上研究進行過相對完整系統(tǒng)地回顧，并就存在的問題進行了總結，認為存在著“常用的幾種生育率指標不能如實反映流動人口生育水平、流動人口類型界定雜亂以至于找不到一個嚴格意義上的比對群體、截面數(shù)據(jù)制約著流動對生育影響的因果關系分析、違法生育和計劃外生育與多育在概念上混淆”的問題[13-16]，并采用事件史分析中的Cox比例風險回歸、費尼（Feeney）與于景元在1987年提出的時期孩次遞進比[17]、馬瀛通等在1986年提出的遞進生育率[18-19]分別分析了鄉(xiāng)—城流動人口與農村本地人口生育水平的差異，發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)—城流動降低了生育水平，且有著因果影響關系。

然而，隨著國家衛(wèi)生健康委員會（原國家衛(wèi)生和計劃生育委員會）中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)的進一步開發(fā)與使用，作者對以往關于遷移流動人口生育水平以及遷移流動對全國和區(qū)域生育水平影響的研究做了進一步回顧與反思，認為以往研究中仍然存在著兩個盲點，這兩個盲點沒有被考慮到研究中去，甚至會產生錯誤的結論。這兩個盲點具體如下。

1.忽略流動人口孩子出生地對生育率統(tǒng)計帶來的影響

2016年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)分析結果顯示，在2010年及以前就已經是流動人口的婦女中，累計2556份樣本在2010年普查年份生育，其中1143份發(fā)生在戶籍地，占44.72%。2012年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)的分析結果顯示，在2010年及以前就已經是流動人口的婦女中，累計3542份樣本在2010年普查年份生育，其中1681份發(fā)生在戶籍地，占47.46%;在2000年及以前就是流動人口的婦女中，累計1137份樣本在2000年普查年份生育，其中736份發(fā)生在戶籍地，占64.73%。在這1137份生育樣本中，孕期“主要在外地，臨分娩返鄉(xiāng)” 與“一直在老家”的689份，占60.60%;孕期“一直在外地”與“主要在老家，臨分娩外出”占39.40%。這些流動育齡婦女由于回到老家戶籍地準備生育、生育甚至生育完繼續(xù)坐月子，那么在2010年“六普”、2000年“五普”時，流入地的普查員在十天的入戶登記時間內便不能調查到她們，也就統(tǒng)計不進來。由于本應該在流入地生育的流動婦女的離開，在計算流動人口生育率時分子就會減小，這樣就導致了普查時點上的流動婦女的生育率降低。每個人頭都點一下的普查數(shù)據(jù)在研究我國流動人口生育率上反而變得不可靠、不準確。

因此，以往研究中使用2000年“五普”時點前一年生育數(shù)據(jù)得到的諸如“城市外來人口的生育率不僅顯著低于農村本地人口， 而且也低于城市本地人口。中國人口遷移與生育率的關系出現(xiàn)了與已有的遷移生育率理論的不一致”[9]、“鄉(xiāng)—城流動人口的二孩、三孩遞進生育率小于農村本地人口”[15-16]，使用2005年小普查時點前一年生育數(shù)據(jù)得到的“人口流動極為顯著地降低了農業(yè)戶籍人口的生育水平，并進而在全國層面產生了降低生育率的顯著影響” [10]，使用2010年“六普”時點前一年生育數(shù)據(jù)得到的“流動育齡婦女的總和生育率要低于非流動婦女”[20]，使用2014年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)得到的“人口的鄉(xiāng)—城流動與生育水平降低之間有著因果影響關系”[13]，這些通過計算時期生育率得出的研究結論是否站得住腳仍需要我們再次審視和檢驗。并且，通過計算累計生育率得出的結論[11-12]也需要重新檢驗，因為在調查時點上回到戶籍地生育的流動婦女很可能是有選擇性的、非隨機的，那么留在流入地的被調查到的流動婦女樣本自然也就是有偏的。

2.忽略對流動人口流入地居住時長與生育率關系的分析

遷移影響生育的中斷理論認為，在移民剛要遷移和剛遷移后的那段時間，遷移自身或者新環(huán)境帶來的干擾因素與困難（如晚婚、夫妻分離、尋找工作機會的壓力、城市定居的壓力）使其往往有著特別低的生育水平。這種中斷所帶來的降低生育率的效應在高生育率群體中表現(xiàn)得尤為突出[21]。追趕理論認為遷移人口原遷出地的生育水平較高，他們的生育意愿同樣保持在較高的水平，經過一段時間的調整后他們適應了遷入地的生活，生育孩子變的容易，可能會對中斷引起生育率下降有一個補償?shù)男袨?，或者“追趕行為”，生育水平相應地也會提高。根據(jù)2012年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)的分析結果，在2010年及以前就是流動人口的64687個婦女中，距離第一次離開戶籍地的平均時長為6.12年;在2000年及以前就是流動人口的16641個婦女中，距離第一次離開戶籍地的平均時長為3.55年。具體到1990年“四普”、1982年“三普”流動人口離開戶籍地的時間或許會更短，因為那時剛改革開放，大規(guī)模人口流動和停留也是剛開始。段成榮等也發(fā)現(xiàn)“‘中長期流動不斷增加”[22]。那就不得不讓我們反思，根據(jù)歷次人口普查數(shù)據(jù)計算的時期總和生育率究竟受中斷理論還是受追趕理論的影響較大？究竟哪一次人口普查獲得的流動人口時期總和生育率反映了其真實的生育水平？根據(jù)歷次人口普查得到的流動人口生育水平的發(fā)展趨勢是否準確？根據(jù)人口普查數(shù)據(jù)計算得到的流動人口與非流動人口時期總和生育率差異是否又真實地反映了兩類人口生育水平的差異？在不考慮流動人口離開戶籍地時長的情況下，以往研究得出的相關結論都將被打上問號。

以上從宏觀理論視角討論了流入地居住時長對生育率的影響。從微觀角度講，兩者關系更為復雜。

福特（Ford）發(fā)現(xiàn)美國移民剛到美國時生育水平較高[20]，這或許是出于對遷移而導致的結婚與生育延遲的一種補償。但過了一段時間，移民的生育水平降低。他進一步強調，“在不考慮移民遷入地居住時間的情況下簡單計算生育率，據(jù)此得出遷移對生育水平影響的結論可能會被誤導”[23]。索博特卡（Sobotka）認為時期總和生育率在反映國外移民在遷入地居留時間較短的那部分婦女的生育水平時，這種潛在的失真

更為嚴重。遷移前家庭形成的推延和遷移后隨即的高生育率導致了移民生育模式的進度扭曲，采用時期總和生育率將會高估移民的生育水平[24]。作者在以往研究中通過分孩次平均生育年齡的推延證明了中斷理論存在[13-16]?，F(xiàn)在來看，直接將流入地居住時長與生育率聯(lián)系起來進行考察才更為貼切，也更為精準。

二、兩個研究盲點的實證分析與研究啟示

1. 流動人口孩子出生地選擇的變遷與研究啟示

作者根據(jù)最近幾年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)計算的流動婦女在戶籍地生育孩子的比例如圖1所示。

圖1展示了兩條重要信息，一是流動婦女選擇在戶籍地生育的比例越來越小，也就是越來越多的流動婦女選擇了在流入地生育，這很可能與流動人口在流入地融合程度加深有關。二是監(jiān)測年份與監(jiān)測前一兩年孩子生育在戶籍地的比例大幅降低，如2012年數(shù)據(jù)顯示，流動婦女2012年、2011年在戶籍地生育的比例分別為25%與36%;但2014年數(shù)據(jù)顯示，這一比例分別為38%與44%。2014年數(shù)據(jù)顯示，流動婦女2014年、2013年、2012年在戶籍地生育的比例分別為17%、30%與38%，但2015年數(shù)據(jù)顯示，這一比例分別為31%、43%與48%。對于2015年數(shù)據(jù)，也可以與2016年數(shù)據(jù)做這樣一個比較。造成這種狀況的原因，一方面很有可能是在戶籍地生完孩子后流動婦女重新回到流入地工作生活，如2012年監(jiān)測數(shù)據(jù)中2012年、2011年在戶籍地生育的婦女有相當一部分仍然停留在戶籍地，但是到了2014年這部分婦女重新返回到了流入地，那么在2014年便被統(tǒng)計進來。另一方面可能是抽樣存在著系統(tǒng)性偏差的問題。李丁、郭志剛采用2012年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)顯示，中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)計算出的總和生育率明顯高于“六普”數(shù)據(jù)，并且2000—2011年間總和生育率與總和遞進生育率都有較為明顯的提高[11]。據(jù)此，作者比較了中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)與2010年“六普”數(shù)據(jù)流動婦女的年齡結構樣本量為61100份;2010年普查數(shù)據(jù)樣本量為102034892份;2012年監(jiān)測調查樣本量為74186份。

（見圖2），發(fā)現(xiàn)監(jiān)測數(shù)據(jù)更多地調查了生育旺盛期的婦女，而這很可能是監(jiān)測數(shù)據(jù)總和生育率高于“六普”數(shù)據(jù)的重要原因。

流動監(jiān)測調查與人口普查中婦女年齡結構的差異是否真的是由于普查時點上一些育齡婦女回到老家生育孩子而導致的？作者比較了流動監(jiān)測調查與人口普查中男性年齡結構（見圖3），如果說普查數(shù)據(jù)中有部分婦女回到老家戶籍地生育，但男性不一定回到戶籍地陪同。結果發(fā)現(xiàn)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)與普查數(shù)據(jù)中的男性年齡結構差異與女性基本一致，監(jiān)測調查數(shù)據(jù)中男性同樣更多地集中在青壯年人口身上。由此判斷監(jiān)測調查數(shù)據(jù)確實存在著抽樣誤差。

李丁、郭志剛發(fā)現(xiàn)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)中“流動婦女的生育事件與流動時間高度相關，各年流入本地的流動婦女在流入前后兩三年內的生育率特別高”;“樣本的生育水平距離調查時點越近的年份生育水平越高”。這主要是由于“監(jiān)測調查抽取各年流入的婦女中流入前后有過生育的婦女偏多，而越靠近監(jiān)測年份這種偏差越大”[11]。這樣可以推斷，因為越是在流入地生育的婦女應該越是容易被登記進來，所以流動婦女在距離監(jiān)測時點較近年份上選擇在流入地生育的比例突然升高，與監(jiān)測樣本數(shù)據(jù)搜集方式有很大關系。但從圖1中又可以看到，2012年、2014年與2016年監(jiān)測調查數(shù)據(jù)在2010年及以前年份上戶籍地生育比例差異不大，但2014年與2012年監(jiān)測調查數(shù)據(jù)、2016年與2012年監(jiān)測調查數(shù)據(jù)均在2011年份上

開始出現(xiàn)較大差異，2014年與2016年監(jiān)測調查數(shù)據(jù)在2012年份上開始出現(xiàn)較大差異。如果每次監(jiān)測調查時抽樣框一直登記了流入年份前后生育較多的流動婦女，對于2012年監(jiān)測調查來說，2010年及以前年份在戶籍地生育的比例就應該維持在2011年這樣較低水平附近，但現(xiàn)在看到的是距離2012年監(jiān)測調查年份較遠的年份戶籍地生育比例幾乎不再受到抽樣框的影響，且遠高出2011年的比例，也就是雖然2012年監(jiān)測調查數(shù)據(jù)在2012年份、2011年份涵蓋了較多的在流入地生育的婦女，但2012年的抽樣框仍舊補充了一些較早年份上在戶籍地生育的婦女，這樣才會導致2010年及以前的流動婦女戶籍地生育比例大幅提高，而作者認為這恰恰是有部分流動婦女在戶籍地生育完孩子后重新回到流入地所帶來的結果。這樣的分析給我們的啟示就是，采用2012年流動監(jiān)測調查數(shù)據(jù)，選擇流動婦女2009年、2008年及以前的生育數(shù)據(jù)可以避免因孩子出生地分析不足而帶來的計算誤差。至于圖1中2015年監(jiān)測顯示出流動婦女在各年份選擇在戶籍地生育比例基本均大于其他監(jiān)測年份，具體原因可另再作分析。

2. 流動人口在流入地居住時間與生育率之間關系的分析與研究啟示

對流入地居住時長與生育率關系的研究將從兩個方面來進行：一是采用單因素分析法分析居住時長與一般生育率之間的關系;二是采用多元分析方法，將每一個樣本是否在某年生育孩子作為時期生育率度量的標準，也即因變量，將流入地居住時長作為核心自變量，做成分類變量并且以居住時長最短的類別作為參照組，以此來檢驗其對時期生育率的影響。根據(jù)中斷理論，核心自變量的回歸系數(shù)在較短的時間內會非常小，并且很可能為負數(shù)，隨后隨著居住時長的變長而開始變大，再隨后越是趨向于最長的居住時長回歸系數(shù)變得越小，甚至趨于0。

作者從2016年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)中選擇截至2015年時為流動人口、遷移時年齡介于15—49歲之間、到2015年時年齡介于15—49歲之間的初婚女性樣本來進行分析，樣本量為52054份。圖4顯示流動婦女全部孩次的一般生育率與一孩一般生育率基本上隨著第一次離開戶籍地時長而逐漸降低;二孩一般生育率在前九年內維持在高位，隨后持續(xù)降低。三孩一般生育率與第一次離開戶籍地時長并沒有明顯的趨勢性關系。

流動婦女流入地的居住時間與生育率之間的關系顯然背離了中斷理論，但這很可能是單因素分析方法造成的。單因素分析方法只是簡單控制了距離第一次離開戶籍地的時長，并沒有控制育齡婦女的年齡結構、孩次結構等。圖5顯示，距離第一次離開戶籍地時長與樣本平均年齡呈現(xiàn)嚴格意義上的線性關系。距離第一次離開戶籍地時長越短則平均年齡越小，年齡越小越是傾向于生育。

為了克服單因素分析方法的缺陷，作者在圖4的數(shù)據(jù)基礎上進一步選擇明確戶口與生育政策的樣本（樣本量為50705份），采用Probit回歸模型對流動婦女2015年生育情況做進一步分析，考慮到學歷越高的人越容易當丁克，一孩回歸模型中加入了受教育程度這一變量。表1的回歸結果顯示距離第一次離開戶籍地時長越長則一孩、二孩、全部孩次生育的概率越大，這是在控制了年齡結構、孩次結構等變量以后得出的結論，說明流動確實暫緩了孩次生育。

表1的數(shù)據(jù)結果說明，當采用時期總和生育率計算流動婦女某年份生育水平時，計算值要受到流動人口第一次離開戶籍地時長的影響。根據(jù)圖6的數(shù)據(jù)，流動婦女在流入地的平均居住時長隨著年份在變長，由2000年的3.69年增長到2015年的6.08年。由此推斷，流動婦女生育數(shù)據(jù)越是接近現(xiàn)在，越能克服這一缺陷。如采用2010年“六普”數(shù)據(jù)計算得到的流動婦女時期總和生育率比2000年“五普”要準確，采用2020年“七普”數(shù)據(jù)又要比2010年“六普”準確。

三、流動人口生育水平的再分析

1. 遞進生育率的計算

（1）數(shù)據(jù)庫介紹與整理。

在計算遞進生育率時，仍采用原國家衛(wèi)生和計劃生育委員會2012年、2016年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)來計算，同時從中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)庫中計算出農村本地人口的生育率，并與之進行比較。中國家庭追蹤調查（CFPS）是一個民間的非官方的追蹤調查，數(shù)據(jù)庫中有每個樣本生育史的記錄。中國家庭追蹤調查2010年基線調查覆蓋25個省、市、自治區(qū)，代表了中國95%的人口。因此，CFPS的樣本可以視為一個具有全國代表性的樣本。謝宇教授曾將CFPS 2010數(shù)據(jù)庫中性別年齡結構、農業(yè)非農業(yè)戶口分布、受教育程度、婚姻狀態(tài)等基本特征與2010年“六普”數(shù)據(jù)做了比對，發(fā)現(xiàn)兩者非常地接近[25]。中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)庫中記錄了每個樣本的各孩次生育年份與各孩次生育性別，有個別樣本填寫了孩次生育性別，沒有填寫生育年份。因為后面遞進生育率的計算主要用到調查時點前幾年的數(shù)據(jù)，前幾年生育孩次年份應該是能記得清楚，所以作者直接將數(shù)據(jù)庫中這個瑕疵忽略。CFPS數(shù)據(jù)庫中各孩次生育年份的填寫并不是嚴格按照出生順序填寫的，計算前首先按照各個孩次生育年份對生育順序重新進行排序。

后面農業(yè)戶籍流動人口指中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)中戶籍為農業(yè)的樣本，鄉(xiāng)城流動人口指戶籍為農業(yè)且調查樣本點類型為居委會的樣本。農村本地人口指中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)庫中剔除掉該數(shù)據(jù)庫中農業(yè)戶籍流動人口后剩余的農業(yè)戶籍人口。本文在不考慮婦女死亡率的條件下通過生育史數(shù)據(jù)回推各年份的遞進生育率。

在研究方法上，本文采用時期孩次遞進比計算農村本地人口與農業(yè)戶籍流動人口的2000—2017年時期遞進生育率。在計算時，從兩個數(shù)據(jù)庫中選取相應年份的育齡婦女作為樣本。對于流動人口的選取同時考慮流動時間，如計算2000年時期生育率時，選取截至2000年為流動人口的樣本。本文中時期孩次遞進比的計算，0孩到1孩之間最大可能間隔年份數(shù)設置為25年，也即從15歲開始到39歲生育1孩的年齡本文都統(tǒng)計進來。1孩到2孩、2孩到3孩之間最大間隔年份數(shù)設置為20年。

（2）流動人口時期孩次遞進生育率分析。后面分析2000—2007年遞進生育率數(shù)據(jù)來自2012年與2016年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)，農村本地人口2000—2007年與2008—2017年遞進生育率數(shù)據(jù)分別來自2010年與2018年中國家庭追蹤調查。

圖7顯示，2000—2017年，農村本地人口的一孩時期遞進比在0.858—0.972之間，在2015年處于最低值，這與人們忌諱羊年生育有關。農業(yè)戶籍流動人口在0.963—0.995之間。鄉(xiāng)城流動人口的一孩時期遞進比在0.964—0.993之間。

一孩時期遞進生育率等于一孩時期遞進比，不再另行計算。理論上，每個育齡婦女仍然傾向于至少生育一個孩子。一孩生育率計算值未滿1，很可能是因為不孕不育。如顧煒等的研究結果顯示中國不孕婦女占6%—11% [27]。另外，農村本地人口一孩生育率基本上均低于農業(yè)戶籍流動人口與鄉(xiāng)城流動人口，這很可能與流動人口“監(jiān)測樣本過多收集近期生育案例”[11]有關，如李丁、郭志剛采用2012年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)計算得到2011年流動人口的一孩總和生育率為1.119[11]，一孩生育出現(xiàn)了嚴重的堆積。

圖8顯示，2000—2017年，農村本地人口二孩時期遞進比在0.582—0.817之間。2000—2015年間農業(yè)戶籍流動人口的二孩時期遞進比在0.495—0.712之間，鄉(xiāng)城流動人口二孩時期孩次遞進比在0.499—0.676之間。在各年份上，農業(yè)戶籍流動人口與鄉(xiāng)城流動人口二孩時期遞進比均低于農村本地人口。在大部分年份上，鄉(xiāng)城流動人口二孩時期遞進比低于農業(yè)戶籍流動人口。

圖9顯示，農村本地人口二孩遞進生育率在0.543—0.764之間，農業(yè)戶籍流動人口在0.482—0.708之間，在大部分年份均低于農村本地人口。鄉(xiāng)城流動人口在0.499—0.676之間，在所有年份均低于農村本地人口。在一些年份上，農業(yè)戶籍流動人口二孩遞進生育率之所以高于農村本地人口，一方面是因為該年份農村本地人口一孩時期遞進比過低，另一方面是又回到前面提到的流動人口動態(tài)監(jiān)測調查抽樣的問題，如計算得到2015年農村本地人口的一孩時期遞進比為0.858，農業(yè)戶籍流動人口的高達0.988。

圖10顯示，2000—2017年，農村本地人口的三孩時期孩次遞進比在0.084—0.201之間，2000—2015年間，農業(yè)戶籍流動人口的三孩時期孩次遞進比在0.045—0.112之間，鄉(xiāng)城流動人口三孩時期孩次遞進比在0.065—0.167之間。農業(yè)戶籍流動人口與鄉(xiāng)城流動人口三孩遞進比在各個年份上同樣低于農村本地人口。

圖11顯示，2000—2017年，農村本地人口的三孩時期遞進生育率在0.091—0.201之間。2000—2015年，農業(yè)戶籍流動人口的三孩生育率在0.045—0.122之間，鄉(xiāng)城流動人口三孩生育率在0.036—0.111之間。農業(yè)戶籍流動人口與鄉(xiāng)城流動人口三孩生育率在各個年份上低于農村本地人口。

圖12顯示，根據(jù)時期孩次遞進比計算得到的農村本地人口2000—2017年前三孩累計生育率在1.567—1.891之間，農業(yè)戶籍流動人口2000—2015年在1.503—1.817之間，鄉(xiāng)城流動人口在1.508—1.754之間。農業(yè)戶籍流動人口前三孩累計生育率在大部分年份上均低于農村本地人口，但在2001年、2008年、2011年、2015年略高于農村本地人口，原因解釋同前述二孩生育率。理論上講，農業(yè)戶籍流動人口與農村本地人口都至少生育一個子女，兩者的一孩時期遞進比不應該有太大差異。假設兩類人口一孩時期遞進比一樣，由此計算得到的農業(yè)戶籍流動人口前三孩累計生育率會低于農村本地人口。

對比陳衛(wèi)、吳麗麗根據(jù)2000年全國人口普查 0.95‰數(shù)據(jù)計算得到的農村本地人口總和生育率1.28，城市外來人口總和生育率0.94[9];以及郭志剛使用“六普”1‰樣本計算出來的農業(yè)戶口非流動婦女的1.366、農業(yè)戶口流動婦女的1.172與根據(jù)2005年全國1%人口抽樣調查數(shù)據(jù)計算出來的農業(yè)戶籍非流動婦女的1.635、農業(yè)戶籍流動婦女的1.188[20]，本文計算出來的前三孩累計生育水平已經高于他們各自對應的所有孩次累計生育水平。這主要是因為采用生育率指標不同帶來的，時期遞進生育率充分地考慮了育齡婦女的孩次構成與生育間隔這些因素。從農業(yè)戶籍流動人口與鄉(xiāng)城流動人口前三孩累計生育率看，并沒有嚴格呈現(xiàn)出流動人口第一次離開戶籍地時間越長生育率越高的趨勢，但2008—2015年三孩累計生育率要明顯高于2000—2007年的。本文認為這部分地體現(xiàn)了流動人口在流入地居住時長對生育率的影響。另外，結合第一研究盲點的分析，忽略掉中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查抽樣帶來的誤差，本文認為農業(yè)戶籍流動人口在2011年、2012年與2013年的前三孩累計生育率1.743、1.663、1.729更能代表其真實的生育水平。

2.曾生子女數(shù)的泊松回歸結果

（1）數(shù)據(jù)與模型。

時期孩次遞進比是從純人口研究方法進行的分析，樣本自身受教育程度、生育政策等變量特征對生育的影響并不能考察進來。此部分采用泊松回歸對農業(yè)戶籍流動人口累計生育孩子數(shù)進行分析，以檢驗流動對累計生育水平的影響。泊松回歸是廣義線性模型的一種，是專門分析因變量為計數(shù)變量的回歸模型在回歸分析時，選取截至2013年是流動人口、在育齡期間經歷過流動，且能夠明晰生育政策的樣本來進行研究。本文認為只要流動行為發(fā)生在婦女育齡期，就認為婦女生育受到了流動的影響。根據(jù)數(shù)據(jù)庫中樣本量的分布特征，本文泊松回歸中只選取了截至2013年為15—51歲婦女作為泊松回歸的樣本。樣本的描述性特征詳見表2。

（2）泊松回歸結果分析。

表3泊松回歸結果顯示，在其他自變量不變的前提下，農業(yè)戶籍流動人口曾生子女數(shù)是農村本地人口的89.5%，人口流動有效降低了生育水平（降低了10.5%）。分年齡段亞群組來看，15—34歲與35—51歲農業(yè)戶籍流動人口的生育水平也降低了。鄉(xiāng)城流動人口的曾生子女數(shù)為農村本地人口的0.873倍，降低了12.73%，鄉(xiāng)城流動更有助于降低生育水平。這或許可以從融合理論來解釋：融合理論認為，一方面流動人口接受了流入地的生育觀念與生育文化，另一方面僅具有基本的社會經濟基礎的城鎮(zhèn)流入者需要通過獲取城鎮(zhèn)居住者的角色特征來適應城鎮(zhèn)的生活，角色的轉變增加了他們生育孩子的機會成本，他們逐漸開始變得像遷入地的居民那樣少生育。

農業(yè)戶籍流動與鄉(xiāng)城流動兩個總模型均顯示，年齡越大曾經生育子女數(shù)越多，且均通過了顯著性檢驗，這與常識也是相符的。但35—51歲亞群組回歸結果顯示，年齡對曾生子女數(shù)并沒有顯著性影響。為了檢驗年齡對曾生子女數(shù)影響是否具有非線性關系，筆者加入了年齡的二次項。15—51歲農業(yè)戶籍流動人口模型中年齡二次項的優(yōu)勢比均為0.998，說明年齡對曾生子女數(shù)的影響呈現(xiàn)倒“U”型模式，開始時隨著年齡的增大曾生子女數(shù)增多，但之后，隨著年齡的增大曾生子女數(shù)略微減少。對于亞群組15—34歲與鄉(xiāng)城流動人口的樣本，年齡二次項的發(fā)生比分別為0.993與0.998。

生育政策對曾生子女數(shù)有著顯著性影響。兩孩政策的曾生子女數(shù)最多，其次是一孩半政策，一孩政策最少?？梢?，計劃生育政策在很大程度上抑制了我國人口增長速度，對我國人口規(guī)模有很大的抑制作用。

在民族性質對曾生子女數(shù)的影響中，少數(shù)民族曾生子女數(shù)要多于漢族，這與少數(shù)民族地區(qū)生育文化有關，也與少數(shù)民族地區(qū)較為寬松的生育政策有關。

受教育程度越高則曾生子女數(shù)越少，這與受教育程度越高則生育率越低的理論是相符的，因為女性受教育程度的提高可以幫助女性摒棄落后的舊生育觀、樹立新的生育觀。

四、結論與討論

本文指出以往有關遷移流動人口生育水平的研究仍存在兩個研究盲點：

一是忽略流動人口孩子出生地對生育率統(tǒng)計的影響;二是忽略對流動人口流入地居住時長與生育率關系的分析。本文指出在不考慮這兩個盲點情況下計算得出的結論都需要重新檢驗，進而從理論與實踐上詳細分析了兩個研究盲點存在的可能性，以及其帶來的影響。在彌補這兩個盲點之后，本文分別通過時期孩次遞進比計算時期生育率，采用泊松回歸分析累計生育率得出以下結論：第一，農村本地人口2000—2017年前三孩累計生育率在1.567—1.891之間，農業(yè)戶籍流動人口在1.503—1.817之間，鄉(xiāng)城流動人口在1.508—1.754之間。兩類流動人口在各年份上時期生育率基本上均低于農村本地人口。第二，泊松回歸結果顯示，在其他自變量不變的前提下，農業(yè)戶籍流動人口曾生子女數(shù)是農村本地人口的0.895倍，鄉(xiāng)城流動人口的曾生子女數(shù)為農村本地人口的0.873倍，兩類流動人口的累計生育率均低于農村本地人口。

本文驗證了遷移影響生育的中斷與追趕理論在我國遷移流動人口生育率研究上的適用性，以及該理論對于生育率統(tǒng)計值有著顯著影響的問題。筆者根據(jù)2000年全國人口普查 0.95‰數(shù)據(jù)計算出，在普查時點上，1998—2000年流入到調查地的15—49歲女性農業(yè)戶籍流動人口占所有流入年份的61.1%，此部分婦女大部分不會選擇在普查年份生育。因此，當以截面數(shù)據(jù)中“前一年的生育情況”計算的生育率作為生育水平時，如陳衛(wèi)、吳麗麗根據(jù)普查前一年的生育情況計算總和生育率與進行的Logistic 回歸 [9]，周皓基于傾向值得分匹配后對以“普查前一年的生育”為因變量的T檢驗與Logistic回歸[12]都將因受到中斷帶來的進度效應而失真。而陳衛(wèi)采用2000年全國人口普查0.95‰得出“廣東省外來人口的生育率只及本地人口一半”的結論[29]，作者認為本文的研究可以為這個數(shù)據(jù)結果提供一些解釋。同時，本文也為依據(jù)普查數(shù)據(jù)計算得到的流動人口超低生育率提供了另外一個解釋，那就是孩子出生地的問題。郭志剛將2000年流動人口生育率“超低”的結果歸因于出生漏報與抑制時期生育的因素[30]，同樣忽略了流動人口孩子出生地帶來的影響。

以上是對本文研究結論的概括、解釋以及流動人口生育水平自身研究中問題的討論。

嚴格來說，本文對流動人口生育水平的測量也不是精準的，一個原因是中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)存在著一定的抽樣誤差。另一個主要原因是流動人口是一個數(shù)量不斷增加的群體。《我國人口發(fā)展呈現(xiàn)新特點與新趨勢》

一文中提到，改革開放以來，我國流動人口規(guī)模持續(xù)增長：根據(jù)歷年人口普查數(shù)據(jù)，流動人口規(guī)模從1982年的675萬增長到2015年的2.47億人[31]。第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，2020年流動人口規(guī)模近3.8億人，比2010年大幅增加1.5億人，與上一個10年流動人口增長1億人相比，我國流動人口增長速度加快。而隨著流動人口在流入地居住時長不斷增長，流動人口精準的時期生育水平度量要等到流動人口數(shù)量不再增加，流動人口在流入地居住時長不再變動的時候。另外，受到中斷與追趕理論的影響，流動育齡婦女的生育無疑為我國時期總和生育率的度量帶來了新的挑戰(zhàn)。流動育齡婦女人數(shù)變化直接導致計算時期總和生育率時人口年齡結構變動，這樣就為每一年份時期總和生育率度量又帶來了更多不確定性的復雜因素。將流動人口生育放在我國總人口生育中去看，后續(xù)研究仍需要明晰我國總人口的時期生育率該如何準確度量的問題。

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[責任編輯 劉愛華]