李真

（南開大學(xué)金融學(xué)院 天津市 300350）

生育問題在我國經(jīng)濟發(fā)展進程中一直扮演著重要角色。為促進經(jīng)濟發(fā)展，新中國成立后，干預(yù)性的計劃生育政策主要經(jīng)歷了四個階段：第一個階段是1949-1953 年的鼓勵生育階段，這個階段屬于中國人口的調(diào)整期；第二個階段是1954-1977 年的寬松計劃階段，這個階段人口出現(xiàn)井噴式增長，總和生育率達到6 左右；第三個階段是1978-2013 年的嚴格計劃生育階段，這個階段總和生育率從6 降到2.5，1991 年后進入1 時代，2013 年總和生育率為1.65；第四階段是2014 年至2021 年5 月31 日，從“單獨二孩”到“全面二孩”。但放開二胎的政策并沒有顯著提高居民的生育意愿，世界銀行研究數(shù)據(jù)顯示，2018 年中國總和生育率為1.69，遠遠低于人口更替水平2.1，中國已經(jīng)進入人口老齡化階段。2021 年6 月1 日，為提高生育意愿、改善人口結(jié)構(gòu)，中國又放開了“三胎政策”，政策效果有待進一步檢驗。生育意愿的持續(xù)降低和預(yù)期壽命的不斷延長導(dǎo)致社會人口結(jié)構(gòu)嚴重失衡，勞動供給短缺，阻礙經(jīng)濟發(fā)展。影響生育意愿的因素有很多，其中社會保障對生育意愿的影響引起廣泛討論。中國在2009 年開始在農(nóng)村地區(qū)試點推廣新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險（以下簡稱“新農(nóng)保”），當(dāng)年試點覆蓋了全國10%的縣區(qū)，之后政策進入加速推廣、快速拓面的階段。新農(nóng)?；鹩蓚€人繳費、集體補助、政府補貼構(gòu)成，政府補貼標準不低于每人每年30 元，東部地區(qū)政府更是給予保費50%的補貼。對于滿60歲的農(nóng)戶，政府直接發(fā)放養(yǎng)老金，但前提是其子女購買了新農(nóng)保，這在一定程度上提高了新農(nóng)保的覆蓋比率。新農(nóng)保對家庭經(jīng)濟福利、居民個體福利、市場勞動供給等都會造成一定程度影響，本文主要探討新農(nóng)保對農(nóng)村居民生育意愿的影響。

一、文獻綜述

中國老年人主要通過政府的養(yǎng)老保險制度、家庭養(yǎng)老的代際轉(zhuǎn)移支付以及老年人自我儲蓄三種模式進行養(yǎng)老，理性經(jīng)濟人會根據(jù)政府養(yǎng)老保險模式和子女?dāng)?shù)量等外部條件來選擇其中一種模式進行養(yǎng)老，以實現(xiàn)家庭福利最大化，政府養(yǎng)老保險模式會影響家庭生育子女的數(shù)量。生育行為已經(jīng)不是一種“自發(fā)”的行為，而是一種深思熟慮之后的結(jié)果。Becker（1960）首次提出生育意愿是一項家庭決策，需要放在效用最大化的框架中進行討論分析。Becker 和Barro（1988）以及Barro 和Becker（1989）首次提出內(nèi)生增長模型，并初步探討了社會保障費率的提高對生育意愿的負向影響。生育意愿受到“消費動機”和“投資動機”的共同影響，對于“消費動機”，父母享受孩子的數(shù)量和質(zhì)量帶來的滿足感，這種滿足感會隨著代際轉(zhuǎn)移減弱，孩子的子女不會給自己帶來滿足效應(yīng)（Zhang 和Zhang，2007）。Bental（1989）提出人們想生孩子也有可能是出于“投資動機”，即期望在老年時孩子為自己提供養(yǎng)老服務(wù)。當(dāng)居民生育意愿中“投資動機”心理占據(jù)上風(fēng)時，以社會養(yǎng)老保險為代表的“社會養(yǎng)老”會部分替代“養(yǎng)兒防老”，降低生育意愿。

養(yǎng)老保險對居民生育意愿的影響是“收入效應(yīng)”和“替代效應(yīng)”雙重作用的結(jié)果。部分學(xué)者認為養(yǎng)老保障會對生育意愿產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，即養(yǎng)老保險的“替代效應(yīng)”大于“收入效應(yīng)”。Guinnane（2008）對生育意愿下降的研究進行了總結(jié)，指出慷慨的養(yǎng)老保險制度會對生育意愿產(chǎn)生負向影響。Hirazawa 和Yakita（2009）指出養(yǎng)老保險覆蓋率較高的地區(qū)居民生育意愿下降0.5%左右。Fenge 和Scheubel（2016）對德國19 世紀的歷史數(shù)據(jù)進行了研究，發(fā)現(xiàn)社會保障覆蓋越多的地方生育意愿越低。秦雪征（2010）指出社會養(yǎng)老保險使“自我保險”轉(zhuǎn)變?yōu)椤吧鐣踩W(wǎng)”模式，降低了居民對“養(yǎng)兒防老”的需求，進而生育動機降低。王浩名和柳清瑞（2015）使用中國和東盟的數(shù)據(jù)進行分析得出，社會養(yǎng)老保險費率的提高會降低結(jié)婚率和生育意愿。王天宇和彭曉博（2015）利用OLG 理論分析和實證分析的方法研究得出，新農(nóng)保會使居民再想要孩子的意愿降低3%-10%。陳歡和張躍華（2019）使用CGSS 數(shù)據(jù)庫分析指出養(yǎng)老保險會降低居民的生育意愿，其中總生育意愿降低14.1%，生兒子意愿下降7.2%，生女兒意愿下降5.4%。

也有部分學(xué)者認為養(yǎng)老保險對生育意愿的影響會因為不同國家和所處的經(jīng)濟發(fā)展階段不同而有所差別，適當(dāng)?shù)酿B(yǎng)老金水平會提高生育意愿。Ehrlich 和Lui（1991）指出，現(xiàn)收現(xiàn)付制的養(yǎng)老保險制度會降低生育意愿，但結(jié)果也會隨著經(jīng)濟發(fā)展階段的不同而有所差別。Ehrlich 和Kim（2007）分析了養(yǎng)老保險的“社會安全網(wǎng)”對“養(yǎng)兒防老”的替代效應(yīng)，也認為其替代效應(yīng)會因不同經(jīng)濟體的變化有較大差別。Wigger（1999）在內(nèi)生增長模型中分析養(yǎng)老金對生育意愿的影響時發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老金有可能會提高生育意愿。Wang（2015）指出，不同養(yǎng)老金待遇對生育意愿和失業(yè)率的影響會有所不同，較高的養(yǎng)老金待遇有可能會提高生育意愿，降低失業(yè)水平，但較低的養(yǎng)老金待遇會導(dǎo)致生育意愿和失業(yè)率一同惡化。Cigno（1993）對意大利的養(yǎng)老金和生育意愿進行研究時發(fā)現(xiàn)，完全積累制下的養(yǎng)老金會降低生育意愿，但這一影響非常微弱，只有0.02%。張川川和陳斌開（2014）使用CHARLS 的數(shù)據(jù)分析了以“新農(nóng)?！睘榛A(chǔ)的“社會養(yǎng)老”能否替代“家庭養(yǎng)老”，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)保會擠出老年人獲得的私人轉(zhuǎn)移支付，但擠出效果有限。Boldrin 等（2015）認為研究養(yǎng)老保險制度和生育意愿的關(guān)系要針對特定國家和地區(qū)的初始條件和發(fā)展路徑進行研究。李光勇（2003）指出，家庭保障具有倫理和情感保障功能，尤其是農(nóng)村家庭更甚，這是社會化的養(yǎng)老保障制度無法替代的特征。中國傳統(tǒng)的“孝道”文化使中國和西方國家的養(yǎng)老模式存在較大差異，“養(yǎng)兒防老”思維根深蒂固，農(nóng)村地區(qū)更嚴重。在該傳統(tǒng)觀念解除之前，新農(nóng)保對農(nóng)村居民的“養(yǎng)兒防老”的養(yǎng)老模式的替代作用有限，養(yǎng)老保險對生育意愿的“擠出效應(yīng)”不確定?？祩骼ず蛯O根緊（2018）使用2013 年的CGSS 數(shù)據(jù)分析了養(yǎng)老保險制度對生育意愿的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)參加基本養(yǎng)老保險會使城鎮(zhèn)居民的生育意愿降低13%-17%，但對農(nóng)村居民的生育意愿沒有顯著影響。受到農(nóng)村社會經(jīng)濟發(fā)展水平和文化水平限制，農(nóng)村地區(qū)以“社會養(yǎng)老”替代“家庭養(yǎng)老”的保障模式還需要發(fā)展很長的一段時間。在“社會養(yǎng)老”對“養(yǎng)兒防老”替代作用有限的基礎(chǔ)上，社會養(yǎng)老金的轉(zhuǎn)移支付又會放松當(dāng)代預(yù)算約束，提高農(nóng)村居民生育意愿，養(yǎng)老保險對農(nóng)村居民的生育意愿存在多重交叉影響。

綜上所述，國內(nèi)外專家學(xué)者的已有研究為本文深入分析養(yǎng)老保險對于中國農(nóng)村地區(qū)居民生育意愿的影響提供了有益借鑒。新農(nóng)保作為中國農(nóng)村地區(qū)覆蓋面最廣的社會保障體系之一，對參保人群的重大經(jīng)濟行為和家庭決策具有深遠影響。中國農(nóng)村地區(qū)受傳統(tǒng)文化影響較深，生育意愿受到養(yǎng)老保險的影響較其他地區(qū)會有所不同，厘清社會保險對農(nóng)村地區(qū)生育意愿的影響，對優(yōu)化農(nóng)村地區(qū)人口結(jié)構(gòu)、健全養(yǎng)老保障體制機制以及充分落實好“三胎政策”具有重要意義。

二、理論模型

本部分建立一個簡單兩期OLG 模型（Feng 和Meier，2005），兩期分為青年時期t 和老年時期t+1。假設(shè)模型中參與的每一個個體都是同質(zhì)的，且都是理性決策者，目標是實現(xiàn)兩期效用最大化。討論的問題是個體如何在實現(xiàn)家庭效用最大化的前提下權(quán)衡“社會養(yǎng)老”還是“養(yǎng)兒防老”，新農(nóng)保是否會對個體的生育動機產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”。假設(shè)個體在青年時期取得的收入是y，消費是c，儲蓄是s，想要生育孩子的數(shù)量為n，做出的是否參與新農(nóng)保的決策為I={0，1}。養(yǎng)育孩子需要付出時間成本和資金成本，我們現(xiàn)將其統(tǒng)一為成本φ（n）=nk，其中φ′（n）＞0，φ″（n）≤0，即養(yǎng)育孩子的成本隨孩子的數(shù)量增加而增加，但增加的幅度隨孩子數(shù)量的增加而降低，養(yǎng)育孩子具有規(guī)模效應(yīng)。新農(nóng)保的保費為π，對父母的轉(zhuǎn)移支付為B。在年老時期的收入為養(yǎng)老金P，儲蓄本息s（1+r），來自子女的轉(zhuǎn)移支付B=nδ，B′，＞0，B″≤0，即父母收到的來自子女的轉(zhuǎn)移支付隨子女?dāng)?shù)量的增加而增加，但增加幅度隨子女?dāng)?shù)量的增加而降低，消費為c。

個體一生的效用為μ（c，c，n），消費和子女都被視為正常品，邊際效用為正。

參考王天宇、彭曉博（2015），我們將個體的效用函數(shù)寫為對數(shù)形式，即

其中，ρ 是孩子數(shù)量相對消費的效用權(quán)重，β 為效用的主觀意愿貼現(xiàn)因子。

由一階條件解出最優(yōu)生育數(shù)量：

根據(jù)Robert 和Fenge（2016）養(yǎng)老保險會部分替代子女的養(yǎng)老職能，擠出子女對父母的轉(zhuǎn)移支付，因此B′＜B。我們假設(shè)孩子既具有消費效應(yīng)又具有投資功能，所以，假定生孩子本身帶來的效用ρ 小于撫養(yǎng)孩子的成本k，即ρ＜k。（8）式中分母（ρ-k）（1+β）δ＜0，（k-ρ）P＞0，βδπ＞0，βδ（B-B′）＞0，所以βδπ-βδ（B-B′）+（k-ρ）P符號不確定，因此△n 的符號不確定，需要進行具體實證分析。

對△n 做簡單的比較靜態(tài)分析可知，?△n/?△B＜0，即養(yǎng)老保險對子女轉(zhuǎn)移支付的“擠出效應(yīng)”越強，人們的生育動機降低的概率越大。

三、數(shù)據(jù)、變量與實證方法

（一）數(shù)據(jù)

本文所使用的數(shù)據(jù)來自于中國綜合社會跟蹤調(diào)查（China General Social Survey，CGSS）。考慮到數(shù)據(jù)的可得性及實際參考意義，選用2012、2013、2015 和2017 年數(shù)據(jù)中的農(nóng)村居民數(shù)據(jù)作為研究樣本。同時，本文刪除了城鎮(zhèn)居民部分，只分析養(yǎng)老保險對農(nóng)村居民生育意愿的影響。

（二）主要變量設(shè)定

1.生育意愿。參考陳歡和張躍華（2019），本文的被解釋變量是“生育意愿”，其中包含總生育意愿、生育兒子意愿和生育女兒意愿。支撐該解釋變量的數(shù)據(jù)來自于CGSS 問卷調(diào)查中關(guān)于“如果沒有計劃生育你想生幾個孩子，其中想生幾個女兒，幾個兒子”的問題。有效樣本中意愿生育0 個占比0.65%，1個占比13%，2 個占比65.45%，3 個及以上占比20.9%?？紤]到樣本離差值的影響，在做泊松回歸時對計數(shù)生育變量和家庭收入做了1%縮尾處理。

2.主要解釋變量。新農(nóng)保在2009 年的成立初期，居民可領(lǐng)取的基礎(chǔ)養(yǎng)老金是55 元，后來隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的不斷提高，該基礎(chǔ)養(yǎng)老金有所提高。2021 年，山東、長沙等地把基礎(chǔ)養(yǎng)老金金額提高到120 元。由于基礎(chǔ)養(yǎng)老金金額提高有限，且因不同地區(qū)的經(jīng)濟水平不同，基礎(chǔ)養(yǎng)老金金額會有所差距，統(tǒng)計困難。因此，本文在研究新農(nóng)保對生育意愿影響時，只研究參與新農(nóng)保這種行為對生育意愿影響。參考馬光榮和周廣肅（2014），在模型中，把“是否參加了新農(nóng)?！痹O(shè)定為虛擬變量，參加取值為1，未參加取值為0。

3.控制變量?？刂谱兞糠譃閭€體特征變量、配偶特征變量和家庭特征變量。個體特征變量主要包括年齡、性別、民族、婚姻、受教育程度、健康狀況、工作性質(zhì)、養(yǎng)老觀念認知和是否具有醫(yī)療保險。年齡根據(jù)受訪者的出身年月和相應(yīng)的調(diào)查時間得到，并只保留了65 歲以下的樣本；性別不同會影響生育意愿，性別“男”取值1，“女”取值0；理論上講，少數(shù)民族宗族意識更強烈，會有更強的生育意愿，對此我們加入了民族變量，“漢族”取值0，其他取值1；對于婚姻變量，初次結(jié)婚有配偶取值1，其他取值0；受教育程度變量按照受教育年限賦值，小學(xué)之前取值1，小學(xué)畢業(yè)取值6，初中畢業(yè)取值9，高中畢業(yè)取值12，大專及本科畢業(yè)取值16，研究生及以上畢業(yè)取值19；對于自評健康狀況分為“很不健康”“比較不健康”“一般”“比較健康”“很健康”五種情況，其中，“很不健康”為1 分，“比較不健康”為2 分，“一般”為3 分，“比較健康”為4 分，“很健康”為5 分；工作性質(zhì)不同，社會地位、收入穩(wěn)定情況和價值觀都會有差異，本文對于黨政機關(guān)、事業(yè)單位和國企單位取值1，其他取值為0；養(yǎng)老觀念的不同也會影響生育意愿，問卷中針對養(yǎng)老意愿分為“國家養(yǎng)老”“子女養(yǎng)老”“個人養(yǎng)老”，對其分別設(shè)置虛擬變量，“是”取值1，“否”取值0；是否具有醫(yī)療保險問題中，“是”取值1，“否”取值0。配偶特征變量也包含年齡、受教育程度、工作性質(zhì)。家庭特征變量主要是家庭收入，對家庭收入取對數(shù)。

（三）主要變量描述性統(tǒng)計

表1 列出了被解釋變量和主要解釋變量的均值，以及參加新農(nóng)保與否之間的差值。從表1 可以看出，參保農(nóng)戶在總生育意愿、生育兒子意愿、生育女兒意愿方面均高于未參保農(nóng)戶，這可能是因為農(nóng)戶在國家提高轉(zhuǎn)移支付的基礎(chǔ)上放松了當(dāng)代預(yù)算約束，提高了生孩子的意愿。參保農(nóng)戶平均年齡高于未參保農(nóng)戶，這符合保險學(xué)中逆向選擇的原理，高年齡的農(nóng)戶更愿意參與養(yǎng)老保險，以便在60 歲后獲得養(yǎng)老金。由于參保農(nóng)戶年齡較大，因此其平均受教育年限、健康狀況略低于未參保農(nóng)戶，非參保農(nóng)戶中也有更多的人在機關(guān)、事業(yè)單位和國企單位中工作。但從養(yǎng)老觀念上來講，參保農(nóng)戶相較于非參保農(nóng)戶，在個人養(yǎng)老和共同養(yǎng)老的態(tài)度上更加積極，而非參保農(nóng)戶在政府養(yǎng)老和子女養(yǎng)老上態(tài)度更加積極。這說明，參保農(nóng)戶更希望通過自己購買養(yǎng)老保險進行養(yǎng)老，而非參保農(nóng)戶更想依靠政府和子女。但總體來講，希望依靠子女養(yǎng)老意愿遠遠大于其他幾種選擇，說明無論參保者和非參保者都將養(yǎng)老責(zé)任更多的寄托在子女身上，這符合農(nóng)村較為濃重的“養(yǎng)兒防老”文化。

表1 被解釋變量和主要解釋變量描述性統(tǒng)計

（四）模型構(gòu)建

1.泊松回歸模型。參照陳歡和張躍華（2019），基本的泊松回歸模型設(shè)置如下：

式（9）中Y為農(nóng)戶的生育意愿，其中包括總生育意愿、生育兒子意愿和生育女兒意愿，pen_insurance為核心解釋變量，X是控制變量，year為時間控制變量，d為地區(qū)控制變量。

2.Logit模型和Probit模型。Logit 和Probit 模型適用于被解釋變量為0-1 變量的二值選擇模型，事件的發(fā)生概率依賴于解釋變量，即P（Y=1）=f（X）。由于本模型在研究中，每個居民的決策是獨立發(fā)生的，生育意愿的決策會受到居民參加新農(nóng)保決策的影響，對此，Logit 和Probit 模型適用于新農(nóng)保對生育意愿的影響分析。將生育意愿轉(zhuǎn)化為0-1 變量，將“生育意愿小于等于1”的變量取值為0，將“生育意愿大于等于2”的變量取值為1，分析新農(nóng)保對農(nóng)村居民想要生2個以上孩子意愿的影響。參照王天宇和彭曉博（2015），基本模型設(shè)計如下：

3.內(nèi)生性問題的處理。上述模型存在的內(nèi)生性問題主要來源于：一是參保農(nóng)戶和非參保農(nóng)戶存在異質(zhì)性，而且這部分異質(zhì)性無法被觀測，這有可能導(dǎo)致擾動項和被解釋變量具有相關(guān)性，影響計量結(jié)果；二是生育意愿與是否參保有可能存在反向因果關(guān)系，子女較多的家庭有可能降低對新農(nóng)保的購買意愿。對此，本文使用傾向得分匹配（Propensity Score Matching，PSM）和工具變量法來解決上述內(nèi)生性問題。傾向得分匹配是根據(jù)可觀測的變量，在控制組中尋找和處理組相近的樣本，并根據(jù)匹配后的樣本計算平均處理效應(yīng)（AverageTreatmentEffectonTheTreated，ATT）。傾向得分匹配分為最鄰近匹配（Nearest neighbor matching，NNM）、半徑匹配（Radius matching）和核匹配（Kernel Matching）。傾向得分匹配雖然會減少樣本之間的差異，但由于不可觀測變量的存在，結(jié)果仍然會存在偏差。對此，本文借鑒陳歡和張躍華（2019）使用所在村居民新農(nóng)保參加比例作為工具變量做進一步穩(wěn)健性檢驗。

四、實證結(jié)果分析和穩(wěn)健性檢驗

（一）泊松回歸結(jié)果分析

表2 回歸結(jié)果顯示，新農(nóng)保對總生育意愿和生育兒子意愿具有顯著正向作用，和沒有參加新農(nóng)保的農(nóng)戶相比，新農(nóng)保使農(nóng)戶總生育意愿增加1.8%，使生兒子的意愿增加1.6%，對生女兒的意愿沒有顯著影響。這符合研究預(yù)期，因為新農(nóng)保和其他養(yǎng)老保險的不同點在于政府對其進行較多補貼，農(nóng)戶繳納較少保費即可在60 歲以后享受領(lǐng)取養(yǎng)老金的待遇，新農(nóng)保的收入效應(yīng)更顯著，農(nóng)戶愿意在放松預(yù)算約束的情況下提高生育孩子的數(shù)量，進而提高個人效用。泊松回歸結(jié)果顯示個體在新農(nóng)保的影響下對生育兒子的意愿增加較少，表明養(yǎng)老保險一定程度上弱化了“養(yǎng)兒防老”觀念。控制變量中，個人特征中的年齡、民族、婚姻對生育意愿具有顯著正向影響，教育程度、健康狀況、養(yǎng)老觀念中支持個人養(yǎng)老的觀念、配偶的工作性質(zhì)、配偶受教育年限對生育意愿具有顯著負向影響。年齡的增長會提高生育意愿，這是由于對年齡大的個體而言，子女陪伴相對于消費的效用更高，因此更愿意多生育孩子。少數(shù)民族的宗族觀念更加深厚，更愿意生育更多的孩子，且生育男孩的意愿高于生育女孩的意愿。穩(wěn)定的婚姻會提高個體總體生育意愿，但對男孩和女孩各自的生育意愿影響不顯著。教育程度的提高會降低生育意愿，其原因在于，一是教育程度的提高會提高生育孩子的機會成本，二是高教育程度的家庭更注重孩子的質(zhì)量而不是數(shù)量。健康狀況越好，其需要子女的陪伴越少，因此個體越健康，生育意愿越低，對生育男孩和女孩沒有顯著影響。個體支持個人養(yǎng)老的觀念對生育意愿具有負向影響，且較大的降低了生育男孩的意愿，對生育女孩沒有顯著影響。購買養(yǎng)老保險的方式屬于個人養(yǎng)老行為，如果個體支持個人養(yǎng)老則更偏向于購買養(yǎng)老保險來養(yǎng)老，因而會大大降低其“養(yǎng)兒防老”的意愿。個體工作性質(zhì)提高了對女孩的生育意愿，說明工作在事業(yè)單位的個體相對男孩來講更喜歡生女孩。

表2 泊松回歸結(jié)果

表3 是加入了現(xiàn)有孩子數(shù)量的泊松回歸結(jié)果?？刂片F(xiàn)有孩子數(shù)量是因為個體受農(nóng)村傳統(tǒng)文化及外界壓力影響，基本至少會生一個孩子，但是否選擇生第二個孩子就更多的和家庭投資決策相關(guān)。對此，我們在控制家庭現(xiàn)有孩子數(shù)量的基礎(chǔ)上，再次考察了新農(nóng)保對家庭生育意愿的影響，結(jié)果顯示，控制18 周歲以下孩子數(shù)量、現(xiàn)有兒子數(shù)量和現(xiàn)有女兒數(shù)量的基礎(chǔ)上，新農(nóng)保仍然使生育意愿分別提高2.2%、1.5%和2.0%，其中在控制兒子數(shù)量的基礎(chǔ)上分析新農(nóng)保對家庭生育意愿影響時，其基本在10%的顯著性水平下顯著。

表3 控制已有孩子數(shù)量的泊松回歸結(jié)果

（二）Logit 模型和Probit 模型結(jié)果分析

受到心理、家庭及社會等外界因素影響，居民大多會默認至少生一個孩子，而生兩個以上孩子會更多受到經(jīng)濟、養(yǎng)老等各方因素的影響，是家庭深思熟慮之后的一個決策。對此，本部分將意愿生育孩子的數(shù)量分為兩個以上及其它，使用Logit 模型和Probit模型分別考察新農(nóng)保對農(nóng)村居民生育兩個以上孩子的影響，表4 結(jié)果顯示，新農(nóng)保會顯著提高農(nóng)村居民生育兩個以上孩子的意愿。

表4 Logit 模型和Probit 模型結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗

考慮到參保者和非參保者之間的異質(zhì)性以及新農(nóng)保和生育意愿之間的反向因果關(guān)系，我們繼續(xù)使用近鄰一對一傾向得分匹配對上述結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。

表5 列出了傾向得分匹配法得到的平均處理效應(yīng)（ATT），其與泊松回歸得到的結(jié)果相符合，新農(nóng)保對總生育意愿和生育兒子意愿產(chǎn)生顯著正影響，且在去除不可觀測性的個體差異之后，該正向影響增大，對生育女孩的意愿沒有顯著影響。

表5 傾向得分匹配法估計結(jié)果

使用“所在村新農(nóng)保參加比例”作為工具變量得到的估計結(jié)果如表6 所示，一階段工具變量F 值大于10，因此不存在弱工具變量的情況。從估計結(jié)果來看，參加新農(nóng)保會使農(nóng)村居民的總生育意愿提高3.5%，生兒子的意愿提高1.5%，對生育女兒的意愿沒有顯著影響。使用工具變量的估計結(jié)果和使用泊松回歸模型估計的結(jié)果基本保持一致，因此我們認為新農(nóng)保對農(nóng)村居民生育意愿的影響中“收入效應(yīng)”大于“替代效應(yīng)”，參加新農(nóng)保會提高農(nóng)村居民的生育意愿。

表6 工具變量估計結(jié)果

（四）進一步討論

為進一步討論新農(nóng)保對不同收入群體的不同影響效果，我們將個體家庭年收入進行高中低三個層次劃分。據(jù)該樣本統(tǒng)計，家庭年收入13000 元在25%分位點，家庭年收入47000 在75%分位點，因此，我們將家庭年收入低于13000 元的個體歸為低收入組，家庭年收入在13000-47000 元之間的個體歸為中等收入組，家庭年收入在47000 元以上的個體歸為高收入組，分別在各個組內(nèi)做泊松回歸。

由于篇幅限制，表7 只列出了新農(nóng)保對總生育意愿的影響，低收入組中新農(nóng)保僅對男孩的生育意愿有顯著影響，因此，列出了其對男孩生育意愿的影響結(jié)果?？傮w來看，新農(nóng)保對生育意愿具有顯著正向影響。從估計系數(shù)來看，新農(nóng)保對中等收入組家庭（家庭年收入在13000-47000 元）的家庭影響最大，會使其生育意愿提高6.58%；其次是高收入組（家庭收入在47000 元以上），會使其生育意愿提高4.39%；最后是低收入組，雖是正向影響，但是影響不顯著。通過數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，低收入家庭和其他組別相比，其意愿生育孩子的數(shù)量更多。對于農(nóng)村低收入家庭來講，“養(yǎng)兒防老”的觀念更深，受經(jīng)濟條件影響較小。年收入在13000-47000 元的中等收入家庭，其家庭收入不高，但也有支配家庭決策的能力，所以新農(nóng)保通過轉(zhuǎn)移支付帶來的預(yù)算約束寬松最能影響這部分家庭的生育決策，高收入家庭次之。

表7 按收入分樣本回歸結(jié)果

五、總結(jié)

在中國生育意愿持續(xù)走低、人口老齡化問題嚴重、人口結(jié)構(gòu)逐漸失衡的時代背景下，研究生育意愿問題具有重要意義。本文參照Becker（1960），認為生育是一項家庭的經(jīng)濟決策，需放在經(jīng)濟模型中分析，目標是實現(xiàn)理性經(jīng)濟人的效用最大化。首先通過構(gòu)建兩階段OLG 模型進行理論分析，結(jié)果顯示新農(nóng)保對個體生育意愿既有“收入效應(yīng)”，也有“替代效應(yīng)”；其次，為分析“收入效應(yīng)”和“替代效應(yīng)”的大小關(guān)系，使用CGSS 的2012 年、2013 年、2015 年 和2017年的混合截面數(shù)據(jù)，利用Possion 回歸、Logit 和Probit回歸模型實證分析新農(nóng)保對生育意愿的影響，并使用傾向得分匹配法和工具變量法對實證結(jié)果進行了檢驗。結(jié)果表明，和城鎮(zhèn)地區(qū)不同，在農(nóng)村地區(qū)，新農(nóng)保對農(nóng)村居民的生育意愿具有顯著正向影響，在控制已有兒子數(shù)量的基礎(chǔ)上影響會減弱，但仍然對其生育意愿具有顯著正向影響。

新農(nóng)保對農(nóng)村居民生育意愿具有顯著正向影響的原因在于：一是養(yǎng)老保險對“養(yǎng)兒防老”的“替代效應(yīng)”遠低于城鎮(zhèn)地區(qū)。由于農(nóng)村地區(qū)相對閉塞，“養(yǎng)兒防老”“多子多?！钡膫鹘y(tǒng)思想仍然深入人心，在此情況下，兒女帶來的效用要遠遠大于其他消費效用，新農(nóng)保無法很好的替代兒女帶來的養(yǎng)老效用。二是養(yǎng)老保險給農(nóng)村居民帶來的“收入效應(yīng)”相比城鎮(zhèn)居民更高。農(nóng)村居民為養(yǎng)老保險繳費收到國家至少50%的補貼，且已經(jīng)到60 歲以上的農(nóng)村居民可以直接領(lǐng)取基礎(chǔ)養(yǎng)老金，這使農(nóng)村居民領(lǐng)取的養(yǎng)老金遠高于其付出的成本，“收入效應(yīng)”相對城鎮(zhèn)居民更加顯著。綜上，新農(nóng)保對農(nóng)村居民生育意愿產(chǎn)生正向影響。

這一研究結(jié)論對我國生育政策的頒布具有重要意義。目前，我國人口老齡化嚴重、社會結(jié)構(gòu)失衡，亟需提高生育意愿來平衡社會人口結(jié)構(gòu)。為進一步提高人口出生率，中國在2021年6月1日放開了“三胎政策”。提高居民生育意愿有利于改善我國人口結(jié)構(gòu)、落實積極應(yīng)對人口老齡化國家戰(zhàn)略以及保持我國人力資源稟賦優(yōu)勢。計劃生育政策的實施效果需要配套的社會保障機制協(xié)同進行才能達到預(yù)期的效果，在農(nóng)村地區(qū)，養(yǎng)老保險制度雖然會部分替代“個人養(yǎng)老”，但其通過政府的轉(zhuǎn)移支付放松當(dāng)代預(yù)算約束提高了居民對生育的投資，生育意愿會增加，這為“三胎政策”在農(nóng)村地區(qū)的穩(wěn)步落實創(chuàng)造了條件。