梁同貴

人口流動會降低生育水平嗎？——基于農(nóng)業(yè)戶籍流動人口的再檢驗

梁同貴

（華東政法大學(xué) 社會發(fā)展學(xué)院，上海 201620）

以往有關(guān)遷移流動影響生育水平的研究仍存在一個盲點，即缺少流動人口孩子出生地的分析。在彌補這個盲點后，分別通過泊松回歸與Heckman二階段模型再次分析了人口流動對生育水平的影響。泊松回歸結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)戶籍流動人口曾生子女?dāng)?shù)是農(nóng)村本地人口的0.855倍，鄉(xiāng)城流動人口的曾生子女?dāng)?shù)為農(nóng)村本地人口的0.840倍，兩類流動人口的累計生育率均低于農(nóng)村本地人口。Heckman二階段模型回歸結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)戶籍流動人口、鄉(xiāng)城流動人口與農(nóng)村本地人口的曾生子女?dāng)?shù)相比分別減少了0.237個與0.268個。因此，人口流動與生育水平降低確實有著因果影響關(guān)系。

農(nóng)業(yè)戶籍流動人口；農(nóng)村本地人口；泊松回歸；Heckman二階段模型

改革開放以來，我國生育率呈現(xiàn)出明顯下降趨勢，七普數(shù)據(jù)顯示2020年育齡婦女總和生育率降至1.3。伴隨著工業(yè)化與城鎮(zhèn)化進(jìn)程，大量農(nóng)民流入城市尋找工作。在我國人口流動對生育水平影響的研究上，學(xué)界一直存在分歧。有部分學(xué)者認(rèn)為流動人口確實存在多生現(xiàn)象[1-5]；另一部分學(xué)者則認(rèn)為遷移流動對生育水平降低有顯著性影響[6-12]。筆者曾對上述研究進(jìn)行過相對完整系統(tǒng)地回顧，并就存在的問題進(jìn)行了總結(jié)[13-16]，指出上述研究存在“常用的幾種生育率指標(biāo)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(yán)格意義上的比對群體，截面數(shù)據(jù)制約著人口流動對生育影響的因果關(guān)系分析，違法生育、計劃外生育與多育在概念上混淆”等問題，并采用Cox比例風(fēng)險回歸、時期孩次遞進(jìn)比、遞進(jìn)生育率分別分析了鄉(xiāng)城流動人口與農(nóng)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，且二者有著因果影響關(guān)系。

然而，隨著國家衛(wèi)健委（原國家衛(wèi)計委）全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)的進(jìn)一步開發(fā)與使用，筆者對以往相關(guān)研究做了進(jìn)一步回顧與反思，發(fā)現(xiàn)這些文獻(xiàn)均沒有對流動人口孩子出生地進(jìn)行分析。如果這個盲點不被考慮到研究中去，就有可能會產(chǎn)生錯誤的結(jié)論。為此，筆者擬在對這個盲點及其對生育率統(tǒng)計的影響進(jìn)行深入分析后，對人口流動是否降低了生育水平再次做檢驗。

一、研究盲點分析

2016年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)的分析結(jié)果顯示，在2010年及以前就已經(jīng)是流動人口的婦女中，累計2 556份在2010年普查年份生育，其中1 143份發(fā)生在戶籍地，占44.72%。2012年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)的分析結(jié)果顯示，在2010年及以前就已經(jīng)是流動人口的婦女中，累計3 542份在2010年普查年份生育，其中1 681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1 137份在2000年普查年份生育，其中736份發(fā)生在戶籍地，占64.73%。在這1 137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生育，那么在2010年六普、2000年五普時，流入地的普查員在短短十天的入戶登記時間內(nèi)便不能調(diào)查到她們，也就統(tǒng)計不進(jìn)來。因此，通過計算累計生育率[11,12]得出人口流動降低了生育水平的結(jié)論需要重新檢驗，因為在調(diào)查時點上回到戶籍地生育的流動婦女很可能是有選擇性而非隨機的，那么留在流入地的被調(diào)查到的流動婦女樣本自然也就是有偏的。

圖1是筆者根據(jù)最近幾年全國流動人口監(jiān)測數(shù)據(jù)計算的流動婦女在戶籍地生育孩子的比例。

圖1　2000年以來流動婦女①在戶籍地生育孩子的比例

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(guān)。二是監(jiān)測年份與之前兩年孩子生育在戶籍地的比例大幅降低，如2012年監(jiān)測數(shù)據(jù)顯示，流動婦女2012和2011年在戶籍地生育的比例分別為0.25、0.36；但2014年監(jiān)測數(shù)據(jù)顯示，這一比例分別為0.38、0.44。2014年監(jiān)測數(shù)據(jù)顯示，流動婦女2014、2013、2012年在戶籍地生育的比例分別為0.17、0.30和0.38，但2015年數(shù)據(jù)顯示，這一比例分別為0.31、0.43和0.48。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2011和2012年在戶籍地生育的婦女有相當(dāng)一部分仍然停留在戶籍地，但2014年這部分婦女重新返回流入地，那么在2014年流動監(jiān)測中便被統(tǒng)計進(jìn)來。另一方面可能是抽樣存在系統(tǒng)性偏差的問題。李丁、郭志剛[11]研究顯示，2012年全國流動人口監(jiān)測數(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年總和生育率與總和遞進(jìn)生育率都有較為明顯的提高。據(jù)此，筆者比較了2010和2012年全國流動人口監(jiān)測與2010年六普數(shù)據(jù)流動婦女的年齡結(jié)構(gòu)，具體見圖2（2010、2012年監(jiān)測樣本分別為61 100、74 186份，2010年普查數(shù)據(jù)為102 034 892），發(fā)現(xiàn)監(jiān)測數(shù)據(jù)更多地調(diào)查了生育旺盛期的婦女，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。

圖2　監(jiān)測數(shù)據(jù)與普查數(shù)據(jù)中女性流動人口年齡結(jié)構(gòu)②

上述流動人口監(jiān)測與人口普查數(shù)據(jù)中婦女年齡結(jié)構(gòu)的差異是否真的由于普查時點上一些育齡婦女回到戶籍地生育孩子而導(dǎo)致的？鑒于普查數(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，筆者比較了流動人口監(jiān)測與人口普查中的男性年齡結(jié)構(gòu)，具體見圖3（2010、2012年監(jiān)測樣本量分別為61 448、83 711份；2010年普查數(shù)據(jù)為111 841 084），發(fā)現(xiàn)監(jiān)測數(shù)據(jù)與普查數(shù)據(jù)中男性年齡結(jié)構(gòu)差異與女性基本一致，監(jiān)測數(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)測數(shù)據(jù)確實存在著抽樣誤差。

圖3　監(jiān)測數(shù)據(jù)與普查數(shù)據(jù)中男性流動人口年齡結(jié)構(gòu)

李丁、郭志剛[11]研究發(fā)現(xiàn)，流動人口監(jiān)測數(shù)據(jù)中婦女的生育事件與流動時間高度相關(guān)，各年流入本地的婦女在流入前后兩三年內(nèi)的生育率特別高，樣本的生育水平距離調(diào)查時點越近的年份生育水平越高，這主要是由于“監(jiān)測調(diào)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)測年份上述偏差越大”。這樣推斷，越是在流入地生育的婦女應(yīng)該越容易被登記進(jìn)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(guān)系。但從圖1中又看到，2012、2014和2016年監(jiān)測數(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和2012年監(jiān)測數(shù)據(jù)、2016和2012年監(jiān)測數(shù)據(jù)均在2011年開始出現(xiàn)較大差異，2014和2016年監(jiān)測數(shù)據(jù)在2012年開始出現(xiàn)較大差異。如果每次監(jiān)測調(diào)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)測來說，2010年及以前年份在戶籍地生育的比例就應(yīng)該維持在2011年的較低水平附近，但實際上距離2012年監(jiān)測年份較遠(yuǎn)年份戶籍地生育比例幾乎不再受到抽樣框的影響，且遠(yuǎn)高出2011年的比例，也就是雖然2012年監(jiān)測數(shù)據(jù)在2012和2011年涵蓋了較多在流入地生育的婦女，但2012年抽樣框仍舊補充了一些較早年份上在戶籍地生育的婦女，這才會導(dǎo)致2010年及以前的流動婦女戶籍地生育比例大幅提高，而筆者認(rèn)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(jié)果。這樣分析帶來的啟示就是，采用2012年流動人口監(jiān)測數(shù)據(jù)，選擇流動婦女2009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帶來的計算誤差。至于圖1中2015年監(jiān)測顯示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，具體原因可另再做分析。

二、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)與人口類型界定

本研究數(shù)據(jù)來源于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫（CFPS2010）與全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)庫，兩個數(shù)據(jù)庫均對每個樣本生育孩子數(shù)量進(jìn)行了統(tǒng)計。數(shù)據(jù)庫整理的具體過程可以參照筆者的研究[13-16]。本研究中農(nóng)業(yè)戶籍流動人口是指2012年全國流動人口監(jiān)測數(shù)據(jù)中戶籍為農(nóng)業(yè)的樣本，鄉(xiāng)城流動人口是指戶籍為農(nóng)業(yè)且調(diào)查樣本點類型為居委會的樣本。農(nóng)村本地人口是指CFPS2010成人數(shù)據(jù)庫中出生地與現(xiàn)住地（調(diào)查地）的省國標(biāo)碼與區(qū)縣順序碼一致，且戶口狀況為農(nóng)業(yè)，現(xiàn)住地是基于國家統(tǒng)計局資料的城鄉(xiāng)分類的農(nóng)村區(qū)域的樣本。本研究同樣從CFPS2010成人數(shù)據(jù)庫中選取農(nóng)村本地人口，從2012年流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)庫中選取流動人口進(jìn)行分析。

本研究選取截至2009年是流動人口、且在15～49歲經(jīng)歷過流動的樣本，因為只要流動行為發(fā)生在婦女育齡期，就可以認(rèn)為婦女生育受到了流動的影響。又因為2012年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)只監(jiān)測到15～59周歲的人口，回推到2009年處于13～56歲，所以分析中只選取截至2009年為15～56歲的婦女。與筆者以往研究[13-16]類似，本研究同樣選擇年齡、受教育程度、婚姻狀況、民族性質(zhì)作為控制變量，這些變量被證明是影響生育水平的重要因素。另外，加入生育政策作為控制變量，具體根據(jù)馮國平、周長洪等的研究[17,18]進(jìn)行整理，主要參考戶籍地省份、戶籍性質(zhì)、少數(shù)民族種類這三個指標(biāo)。一孩政策的樣本有以下三類：非農(nóng)業(yè)戶口人口，北京、天津、上海、江蘇、四川、重慶的農(nóng)村非少數(shù)民族人口，北京、天津、上海、江蘇的少數(shù)民族人口。二孩政策（此處包括多孩政策）樣本有以下兩種：海南、青海、云南、寧夏、新疆5個省份農(nóng)村農(nóng)業(yè)戶籍人口；其他省份非壯族、滿族少數(shù)民族人口。一孩半政策包括：其他省份農(nóng)村農(nóng)業(yè)人口；壯族、滿族農(nóng)村農(nóng)業(yè)人口。樣本的描述性統(tǒng)計（表1）顯示，農(nóng)村本地人口較之于農(nóng)業(yè)戶籍流動人口在相關(guān)變量上有著較為明顯的區(qū)別，如農(nóng)村本地人口更為年長，受教育程度更多集中于小學(xué)及以下，未婚比例較高，少數(shù)民族比例較高，一孩政策比例較低。

表1　樣本的描述性統(tǒng)計

（二）回歸模型選取

1.泊松回歸模型

2.Heckman二階段模型

為糾正人口流動的自選擇性帶來的偏誤，進(jìn)而對人口流動對生育水平降低的影響進(jìn)行檢驗，本研究采用Heckman[19,20]提出的二階段模型來進(jìn)行研究。首先使用Probit模型來預(yù)測人口流動的傾向，模型表示如下：

被稱作逆米爾斯比率或者風(fēng)險率，(·)與(·)分別是標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的密度函數(shù)與累積分布函數(shù)。逆米爾斯比率的作用就是明晰人口流動的自選擇性究竟會不會給生育率帶來顯著影響。為考察人口流動經(jīng)歷對生育水平的影響，本研究構(gòu)建了以曾生子女?dāng)?shù)為因變量的線性回歸模型：

其中代表曾生子女?dāng)?shù)，1為“是否人口流動”這一核心自變量，χ是控制變量，是根據(jù)公式（2）估計出的逆米爾斯比率，0是回歸常數(shù)項，1α是相應(yīng)解釋變量的待估參數(shù)，1即為人口流動對曾生子女?dāng)?shù)的影響，是誤差向量。曾生子女?dāng)?shù)是一位婦女生育的次數(shù)，其取值范圍很小，并且只能為非負(fù)整數(shù)值，在統(tǒng)計中稱為計數(shù)變量。嚴(yán)格地說，它的分布既不是連續(xù)的，也不是正態(tài)的(生育較少的人很多，而生育很多的人很少)。將此類變量作為因變量進(jìn)行常規(guī)回歸分析會違反這種方法本身所要求的假定條件。然而在缺乏更好的回歸模型時，將常規(guī)回歸應(yīng)用于計數(shù)因變量是一種常見的做法[21]。因此，本研究仍采用OLS回歸來進(jìn)行分析。

三、人口流動對生育水平影響的回歸分析

在回歸分析中，首先采用泊松回歸檢驗人口流動對累計生育水平的影響，再采用Heckman二階段模型對人口流動與生育水平降低的因果影響關(guān)系進(jìn)行檢驗。

（一）泊松回歸結(jié)果分析

泊松回歸結(jié)果顯示（表2），在其他自變量不變的前提下，農(nóng)業(yè)戶籍流動人口曾生子女?dāng)?shù)是農(nóng)村本地人口的0.855倍，人口流動有效降低了生育水平，降低了14.5%。分年齡段亞群組來看，15～34歲與35～56歲農(nóng)業(yè)戶籍流動人口的生育水平也有所降低。鄉(xiāng)城流動人口的曾生子女?dāng)?shù)為農(nóng)村本地人口的0.840倍，降低了16.0%，鄉(xiāng)城流動更有助于降低生育水平。這或許可以用融合理論來解釋，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社會經(jīng)濟基礎(chǔ)的城鎮(zhèn)流入者需要適應(yīng)城鎮(zhèn)生活，角色的轉(zhuǎn)變增加了生育孩子的機會成本，他們逐漸開始像遷入地的居民那樣少生育。

農(nóng)業(yè)戶籍流動與鄉(xiāng)城流動兩個模型均顯示，年齡越大曾經(jīng)生育子女?dāng)?shù)越多，且均通過了顯著性檢驗，這與常識也是相符的。但35～56歲亞群組回歸結(jié)果顯示，年齡每增長1歲，曾生子女?dāng)?shù)將會變成原來的0.955倍。這主要與上文提到的流動人口監(jiān)測數(shù)據(jù)抽樣偏差有關(guān)。李丁、郭志剛[11]的研究同樣顯示，“與六普相應(yīng)結(jié)果對比，流動人口監(jiān)測數(shù)據(jù)中較早出生隊列的子女?dāng)?shù)反而相對較少。而在更年輕隊列中，監(jiān)測數(shù)據(jù)的平均子女?dāng)?shù)明顯高于六普相應(yīng)統(tǒng)計結(jié)果?！?/p>

表2　2009年累計生育水平影響因素的泊松回歸優(yōu)勢比結(jié)果

注: ***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。下同

為了檢驗?zāi)挲g對曾生子女?dāng)?shù)的影響是否具有非線性關(guān)系，筆者加入了年齡的二次項。兩個模型中年齡二次項的優(yōu)勢比均為1，說明年齡對曾生子女?dāng)?shù)的影響具有線性關(guān)系。對于亞群組15～34歲的樣本，年齡二次項的發(fā)生比為0.996，說明年齡對曾生子女?dāng)?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?dāng)?shù)增多，之后隨著年齡的增大曾生子女?dāng)?shù)略微減少。這或許同樣與監(jiān)測數(shù)據(jù)的抽樣偏差有關(guān)。

生育政策對曾生子女?dāng)?shù)有著顯著性影響。兩孩政策的曾生子女?dāng)?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和人口規(guī)模。

在民族性質(zhì)對曾生子女?dāng)?shù)的影響中，滿族婦女的生育水平顯著低于漢族。這一方面是因為人口數(shù)超過一千萬的滿族執(zhí)行與漢族基本相同的生育政策。另一方面是因為滿族主要生活在東北地區(qū)，六普數(shù)據(jù)顯示滿族人口1 041萬，東三省約856萬，占滿族人口82.2%。而東北地區(qū)一直是我國生育率較低地區(qū)，主要是因為傳統(tǒng)生育文化在這里傳承較差。東北人整體宗族意識淡薄，重男輕女、養(yǎng)兒防老的觀念不強。農(nóng)業(yè)戶籍流動與鄉(xiāng)城流動兩個模型均顯示，壯族、其他少數(shù)民族與漢族的曾生子女?dāng)?shù)沒有差異，這一結(jié)果與筆者之前研究不同[15]。當(dāng)時筆者采用時依協(xié)變量Cox回歸研究結(jié)果顯示，“少數(shù)民族在下一孩次的遞進(jìn)生育均要高于漢族”。同時與2010年人口普查資料表“全國各民族15～64歲婦女平均活產(chǎn)子女?dāng)?shù)和平均存活子女?dāng)?shù)”③中的結(jié)果不一致，該表數(shù)據(jù)顯示55個少數(shù)民族中大部分少數(shù)民族平均活產(chǎn)子女?dāng)?shù)和平均存活子女?dāng)?shù)均高于漢族。筆者認(rèn)為這種差異的原因在于本研究加入了生育政策這個控制變量，因而漢族與除了滿族之外的其他少數(shù)民族總體在曾生子女?dāng)?shù)上并沒有太多不同。

受教育程度越高則曾生子女?dāng)?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提高可以幫助女性摒棄落后的舊生育觀、樹立新生育觀。

（二）Heckman二階段模型分析結(jié)果

上文分析了流動人口與非流動人口在累計生育水平上的差異，證明了人口流動與生育水平降低之間的相關(guān)關(guān)系。那么這種差異究竟是不是由于人口流動帶來的？下文將進(jìn)一步探討人口流動對生育率影響的因果關(guān)系。

1．Probit 模型回歸結(jié)果

利用已知的混淆變量，本研究使用Probit模型來預(yù)測個體是否流動的概率。因變量為“是否農(nóng)業(yè)戶籍流動人口”“是否鄉(xiāng)城流動”（0=否；1=是）?？刂谱兞堪ǎ耗挲g、年齡平方、受教育程度（1小學(xué)及以下；2初中；3高中；4大學(xué)?？?；5大學(xué)本科及以上）、生育政策、民族、婚姻狀況。通過表3可以發(fā)現(xiàn)，這些混淆變量加在一起對是否流動有較強的解釋力。如年齡越大人口流動的可能性越大，但這種變化呈現(xiàn)一種倒U型變動趨勢，年齡增大到一定程度流動的可能性又開始下降。整個模型通過了顯著性檢驗，說明人口流動并非隨機，而是有選擇性的。這也說明采用Heckman二階段模型將樣本自選擇性加以控制的必要性。

表3　預(yù)測傾向值的Probit回歸結(jié)果

2．Heckman二階段模型回歸結(jié)果分析

表4呈現(xiàn)了曾生子女?dāng)?shù)影響因素回歸參數(shù)的OLS估計的4個模型，模型1與模型3并沒有控制人口流動的選擇性，模型2與模型4加入了逆米爾斯比率（λ）。

表4　2009年累計生育水平影響因素的回歸系數(shù)結(jié)果

模型1與模型3顯示人口流動將會降低生育水平，且通過了顯著性檢驗。相比較于農(nóng)村本地女性，農(nóng)業(yè)戶籍流動的女性曾生子女?dāng)?shù)減少了0.246個，鄉(xiāng)城流動女性降低的幅度同樣略大，為0.272個。鑒于人口流動的自選擇性將會降低生育水平，本研究在模型中加入一個能夠反映這種自選擇性給曾生子女?dāng)?shù)造成影響的修正因子逆米爾斯比率（λ）。模型2與模型4均顯示這一修正因子對曾生子女?dāng)?shù)有顯著影響，說明存在樣本選擇性偏差，也說明采用Heckman二階段模型對其進(jìn)行修正是正確的。逆米爾斯比率的積極作用也暗示非流動人口在曾生子女?dāng)?shù)上更有優(yōu)勢。進(jìn)一步，從模型整體的擬合優(yōu)度看，加入了逆米爾斯比率后并未改變，這說明人口流動的自選擇性在OLS回歸時對曾生子女?dāng)?shù)造成的內(nèi)生性偏差作用有限。在剔除人口流動的自選擇性這個影響因素后，模型2與模型4的參數(shù)估計結(jié)果再次驗證了人口流動確實減少了曾生子女?dāng)?shù)。從回歸系數(shù)看，農(nóng)業(yè)戶籍流動人口與鄉(xiāng)城流動人口分別減少了0.237個與0.268個。人口流動與生育水平降低有著因果影響關(guān)系。

其余影響因素的參數(shù)估計結(jié)果大都與以往研究一致，在此不再贅述。

四、結(jié)論與討論

鑒于以往流動人口生育水平的研究忽略了流動人口孩子出生地及對生育率統(tǒng)計的分析，在彌補這個盲點之后，本研究分別采用泊松回歸分析累計生育率，采用Heckman二階段模型分析人口流動對生育水平影響的因果關(guān)系，得出如下結(jié)論：第一，泊松回歸結(jié)果顯示，在其他自變量不變的前提下，農(nóng)業(yè)戶籍流動人口曾生子女?dāng)?shù)是農(nóng)村本地人口的0.855倍，鄉(xiāng)城流動人口的曾生子女?dāng)?shù)為農(nóng)村本地人口的0.840倍，兩類流動人口的累計生育率均低于農(nóng)村本地人口；第二，在控制住人口流動自選擇性的逆米爾斯比率修正因子后，回歸結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)戶籍流動人口、鄉(xiāng)城流動人口與農(nóng)村本地人口的曾生子女?dāng)?shù)相比分別減少了0.237個與0.268個，人口流動與生育水平降低有著因果影響關(guān)系。

20世紀(jì)70年代末以來，大量流動人口出現(xiàn)成為一個重要現(xiàn)象。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，我國流動人口增長速度明顯加快。而與此同時，在經(jīng)濟社會發(fā)展和政策因素的影響下，我國總和生育率逐年下降，20世紀(jì)80年代一直徘徊在2.19到2.85之間[22]，此后生育水平進(jìn)一步下降；21世紀(jì)以來則逐漸步入極低生育水平中。本研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)戶籍流動人口的生育水平明顯低于農(nóng)村本地人口，顯然，流動人口生育減少是我國生育率下降的原因之一。將流動人口生育放在我國總?cè)丝谏腥タ?，后續(xù)研究仍需進(jìn)一步精確度量流動人口生育對我國總?cè)丝谏氏陆档挠绊?，以為有關(guān)部門提供決策參考。

① 此圖中的流動婦女為現(xiàn)實中實際處于流動狀態(tài)的婦女，如2000年流動婦女指的是2000年及以前離開戶籍地處于流動狀態(tài)的婦女。

② 2010年與2012年監(jiān)測數(shù)據(jù)均在當(dāng)年5月份舉行，調(diào)查對象為“調(diào)查前一個月來本地居住”的流動人口；2010年六普時間在11月上旬，且對象為“離開戶籍地半年以上”的流動人口。雖然監(jiān)測數(shù)據(jù)與普查數(shù)據(jù)在流動人口定義上有所出入，但由于兩者調(diào)查時間正好相差半年時間，所以兩者仍然具有直接的可比性，由此得出的結(jié)論也具有可信性。此處2012年流動人口監(jiān)測年齡為樣本截至2012年時的年齡。下同。

③ 見“2010年人口普查資料第二部分長表數(shù)據(jù)資料第二卷民族第二部分”。

④ 持多生觀點的文章往往認(rèn)為，為了躲避當(dāng)?shù)氐挠媱澤叨鴮崿F(xiàn)超生多生是人口之所以向外流動的重要原因，所以本研究將計劃生育政策作為影響人口流動的重要原因來檢驗，研究假設(shè)是計劃生育政策越是寬松則越不易向外流動。

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Will population mobility reduce fertility level?Reexamination based on floating population of the agricultural household registration

LIANG Tonggui

(School of Social Development, East China University of Political Science and Law, Shanghai 201620, China)

s: This paper points out that a blind spot exists in the previous studies on the effect of migration mobility on fertility level, namely, the lack of analysis on the birth place of the children of the floating migration. After making up for the blind spot, Poisson regression and Heckman two-stage model are reused to analyze the effect of population mobility on fertility. The results of Poisson regression show that the number of the children of floating population with agricultural household registration is 0.855 times that of the rural locals, the number of the children of rural-urban floating population is 0.840 times that of the rural locals, and the cumulative fertility rate of the two types of floating population is lower than that of the rural locals. The regression results of Heckman two-stage model show that the number of the children of the floating population with agricultural household registration and that of rural-urban floating population reduce respectively 0.237 l and 0.268 compared with the number of children of rural locals. Hence, population mobility does exert a causal influence on the fertility decline.

floating population with Agriculture accounts; rural locals; Poisson regression; Heckman two-stage model

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2021.06.004

C912.82

A

1009–2013(2021)06–0029–08

2021－10－15

上海市哲學(xué)社會科學(xué)一般項目（2021BSH005）；國家社科基金青年項目（19CRK021）

梁同貴（1985—），男，河北冀州人，講師,主要研究方向為人口遷移與社會政策。

責(zé)任編輯：曾凡盛