劉天子，楊立華，曾曉東

（1.首都師范大學(xué) 學(xué)前教育學(xué)院，北京 100048；2.北京大學(xué) 政府管理學(xué)院，北京 100871；3.北京師范大學(xué) 教育學(xué)部，北京 100875）

一、問題提出

“七普”數(shù)據(jù)顯示我國(guó)社會(huì)已呈現(xiàn)出老齡化與少子化的特征，國(guó)家出臺(tái)了“三孩”政策并輔之以配套政策作為宏觀人口政策的支持，而托育服務(wù)作為“三孩”政策的配套政策受到了政府和公眾的普遍關(guān)注，因?yàn)閷?duì)于兒童的照護(hù)與養(yǎng)育直接關(guān)系父母的生育預(yù)期。我國(guó)托育服務(wù)供需結(jié)構(gòu)長(zhǎng)期失衡，［1］社會(huì)托育機(jī)構(gòu)的供給遠(yuǎn)跟不上托育需求的增長(zhǎng)，導(dǎo)致家庭養(yǎng)育負(fù)擔(dān)過重，亟須以此次配套政策的出臺(tái)為契機(jī)，從國(guó)家層面進(jìn)行頂層設(shè)計(jì)。有效的托育服務(wù)治理模式不僅能增加一個(gè)國(guó)家兒童的入托率與婦女的就業(yè)率，更重要的是可以釋放社會(huì)的生育壓力，提高國(guó)家整體的生育率。［2］

縱覽各國(guó)發(fā)展托育服務(wù)行業(yè)的經(jīng)驗(yàn)，從政府與家庭之間關(guān)系的宏觀視角來看，政府對(duì)本國(guó)的托育服務(wù)治理模式分為國(guó)家主導(dǎo)型、家庭支持型和自由放任型。［3］國(guó)家主導(dǎo)型認(rèn)為托育服務(wù)是國(guó)家的一項(xiàng)基本公共服務(wù)，是社會(huì)福利的一項(xiàng)基本內(nèi)容，是政府必須承擔(dān)的一項(xiàng)基本責(zé)任，須由政府主動(dòng)積極介入并主要由政府籌措資金為嬰幼兒及家庭提供這項(xiàng)服務(wù)，減輕家庭的育兒成本和養(yǎng)育負(fù)擔(dān)。家庭支持型認(rèn)為政府在托育服務(wù)中的責(zé)任主要在于支持家庭，政府認(rèn)同家庭仍是照護(hù)兒童的主要場(chǎng)所，而政府的責(zé)任則在于保護(hù)、支持并協(xié)助家庭對(duì)于兒童的養(yǎng)育。自由放任型認(rèn)為托育服務(wù)屬于家庭內(nèi)部事宜，應(yīng)由家庭承擔(dān)主要責(zé)任，政府除在解決貧困兒童基本生活問題和兒童出現(xiàn)被虐待情形時(shí)介入外，不承擔(dān)任何政府責(zé)任。

而發(fā)展托育服務(wù)有如下幾點(diǎn)社會(huì)收益已成共識(shí)：第一，解放婦女的養(yǎng)育壓力，使其進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)，提高社會(huì)的勞動(dòng)人口比重；第二，把兒童從家庭養(yǎng)育轉(zhuǎn)向社會(huì)養(yǎng)育，能夠打破“男主外，女主內(nèi)”的既有格局，推動(dòng)男女性別平等的實(shí)現(xiàn)；第三，發(fā)展兒童早期教育，為兒童創(chuàng)造積累早期人力資本的條件，減少未來社會(huì)貧困率，提升國(guó)家整體人口質(zhì)量；第四，減少家庭生育壓力與養(yǎng)育成本，間接提高生育率與人口數(shù)量。［4］那么在以上三種治理模式中，哪種模式能夠更好地實(shí)現(xiàn)托育服務(wù)社會(huì)收益的預(yù)期效果?以下我們選取OECD 家庭數(shù)據(jù)庫(kù)中覆蓋到的國(guó)家為樣本，按照三種治理模式把這些國(guó)家分類，以經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的形式進(jìn)行比較分析，探討每種治理模式的效果，為我國(guó)的托育服務(wù)治理提供借鑒。

二、研究設(shè)計(jì)

本數(shù)據(jù)來源于OECD 家庭數(shù)據(jù)庫(kù)，該數(shù)據(jù)庫(kù)匯集了來自經(jīng)合組織和外部組織內(nèi)各種國(guó)家和國(guó)際數(shù)據(jù)庫(kù)的信息，該數(shù)據(jù)庫(kù)包括家庭結(jié)構(gòu)、家庭勞動(dòng)力市場(chǎng)狀況、家庭和兒童公共政策以及兒童結(jié)果四個(gè)主要維度，共70 項(xiàng)指標(biāo)。其中家庭結(jié)構(gòu)維度中包含我們所關(guān)心的生育率指標(biāo)，家庭勞動(dòng)力市場(chǎng)狀況維度中包含了我們所關(guān)心的女性就業(yè)、家庭經(jīng)濟(jì)收入與教育獲得指標(biāo)，家庭和兒童公共政策維度中包含了我們關(guān)心的入托率、托育服務(wù)公共財(cái)政性支出與產(chǎn)假福利指標(biāo)。

對(duì)于三種托育服務(wù)的治理模式，我們分別從OECD家庭數(shù)據(jù)庫(kù)已完全覆蓋的136個(gè)國(guó)家（有些國(guó)家缺乏部分基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，在此本文不予選取）中找出部分對(duì)應(yīng)的國(guó)家，并在類型上劃分為國(guó)家主導(dǎo)型、家庭支持型和自由放任型。我們以O(shè)ECD 家庭數(shù)據(jù)庫(kù)統(tǒng)計(jì)的0-2 歲托育服務(wù)公共財(cái)政支出占GDP比重作為主要的劃分標(biāo)準(zhǔn)，大于0.5%認(rèn)為是以國(guó)家主導(dǎo)型為主，0.1%～0.5%之間認(rèn)為是以家庭支持型為主，小于0.1%認(rèn)為是以自由放任型為主。

在托育服務(wù)國(guó)家主導(dǎo)型的治理模式中，以瑞典為首的北歐國(guó)家是典型代表。北歐國(guó)家一直有著高福利的傳統(tǒng)，主流意識(shí)形態(tài)認(rèn)為兒童代表著國(guó)家的未來，對(duì)兒童的照護(hù)和養(yǎng)育應(yīng)交給更為專業(yè)化的政府機(jī)構(gòu)，所以在瑞典大多數(shù)托育機(jī)構(gòu)是公立性的，政府通過全額注資直接舉辦各類托育機(jī)構(gòu)，2017年瑞典有84%的5歲兒童進(jìn)入由政府舉辦的托育機(jī)構(gòu)，丹麥有近50%的3歲以下兒童在政府舉辦的托育機(jī)構(gòu)接受服務(wù)，［5］在OECD 家庭數(shù)據(jù)庫(kù)統(tǒng)計(jì)的0-2 歲托育服務(wù)公共財(cái)政支出占GDP比重前六位的國(guó)家中有五個(gè)來自北歐五國(guó)，所以北歐五國(guó)可以說是典型的國(guó)家主導(dǎo)型治理模式。

而在托育服務(wù)家庭支持型治理模式的代表國(guó)家中，東亞的日本與西歐的德國(guó)是典型代表。日本與我國(guó)一樣深受儒家文化的影響，家庭養(yǎng)育一直是其照護(hù)兒童的主要形式，但他們也認(rèn)為國(guó)家也應(yīng)采取各種措施緩解家庭的養(yǎng)育壓力，近年來日本社會(huì)老齡化與少子化加劇，日本政府下定決心加大家庭養(yǎng)育的支持力度，促成各類普惠性托育機(jī)構(gòu)的建成，最大化減輕家庭養(yǎng)育的負(fù)擔(dān)，［6］所以日本是亞洲國(guó)家中家庭支持型治理模式的典型代表；德國(guó)作為西歐的主要國(guó)家，近年來逐步實(shí)施對(duì)女性勞動(dòng)者友好的福利政策，通過積極的財(cái)政補(bǔ)貼來分擔(dān)家庭育兒成本，其中調(diào)動(dòng)社會(huì)力量提高托育服務(wù)供給，政府再以民辦公助或購(gòu)買服務(wù)的形式補(bǔ)貼各托育機(jī)構(gòu)是其主要形式，2018年德國(guó)73%的兒童就讀于非營(yíng)利和政府資助的托育服務(wù)機(jī)構(gòu)，［7］德國(guó)也是托育服務(wù)家庭支持型治理模式的典型代表。

美國(guó)和英國(guó)則是自由放任型治理模式的代表國(guó)家。美國(guó)一直有崇尚個(gè)人主義和家庭理想的傳統(tǒng)，母親照護(hù)自己的孩童被認(rèn)為是社會(huì)演化的基礎(chǔ)，而且主流意識(shí)形態(tài)認(rèn)為政府不應(yīng)過早拆散父母和兒童的聯(lián)結(jié)，家庭養(yǎng)育自己的后代有著生物學(xué)的基礎(chǔ)，過早干預(yù)家庭的養(yǎng)育方式不利于家庭的和諧和社會(huì)的穩(wěn)定，所以美國(guó)政府對(duì)于托育服務(wù)的治理模式傾向于自由放任型。［8］除美國(guó)外，英國(guó)也一直保留著在托育服務(wù)領(lǐng)域的自由放任模式，政府幾乎不插手托育服務(wù)行業(yè)。在英國(guó)，個(gè)體經(jīng)營(yíng)者或小型合伙企業(yè)供給26%的學(xué)位，大型私營(yíng)企業(yè)控制了57%的市場(chǎng)，家庭可以選擇付費(fèi)去市場(chǎng)購(gòu)買托育服務(wù)，也可以在家自行養(yǎng)育，［9］英國(guó)也有著明顯的自由放任型治理模式的特征（見表1）。

表1 托育服務(wù)的三種治理模式（%）

對(duì)上文提到的托育服務(wù)的四點(diǎn)社會(huì)收益共識(shí)，我們可以通過以下三個(gè)指標(biāo)進(jìn)行測(cè)量，前兩點(diǎn)社會(huì)收益可以用婦女的就業(yè)率進(jìn)行衡量，因?yàn)榕酝瓿删蜆I(yè)進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)獨(dú)立是男女平等的最基本內(nèi)容；社會(huì)收益的第三點(diǎn)可以用兒童入托率進(jìn)行測(cè)量；社會(huì)收益的第四點(diǎn)我們以本國(guó)生育率作為衡量指標(biāo)。不過，我們認(rèn)為婦女就業(yè)率、入托率以及生育率雖然都會(huì)受到托育服務(wù)治理模式的影響，但三者可能會(huì)有不同的作用機(jī)制，尤其是婦女就業(yè)率可能會(huì)受到本國(guó)商業(yè)環(huán)境、經(jīng)濟(jì)周期以及勞動(dòng)力市場(chǎng)傳統(tǒng)等多種因素的共同影響，原因較為復(fù)雜，可能需要更為多元與深入的研究進(jìn)行因果推斷。因此，本文僅以各國(guó)兒童入托率和生育率作為研究的因變量，以不同托育服務(wù)的治理模式為自變量，進(jìn)而對(duì)托育服務(wù)的治理效果進(jìn)行評(píng)價(jià)。

以下我們通過最小二乘回歸（OLS）和工具變量回歸（IV）兩個(gè)模型來分別考察不同托育服務(wù)治理模式對(duì)本國(guó)入托率和生育率的影響。

1.不同托育服務(wù)治理模式對(duì)入托率的影響研究

入托率可能會(huì)受到本國(guó)托育服務(wù)治理模式、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景以及國(guó)家財(cái)政投入的影響，［10］同時(shí)也會(huì)受到本國(guó)文化傳統(tǒng)的影響，［11］不同的文化傳統(tǒng)將影響微觀家庭的養(yǎng)育選擇：即是選擇家庭養(yǎng)育還是社會(huì)化托育，而文化傳統(tǒng)與本國(guó)托育服務(wù)的治理模式又存在相關(guān)性影響，于是最小二乘回歸會(huì)有內(nèi)生性而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏，為解決內(nèi)生性影響，本研究利用工具變量回歸建立如下模型：

Yi為因變量，我們主要使用第i個(gè)國(guó)家2019年的入托率，該變量可以從OECD《強(qiáng)壯的開端》系列報(bào)告數(shù)據(jù)庫(kù)獲得；Di為核心自變量，表示第i個(gè)國(guó)家，不同的國(guó)家代表著不同的托育服務(wù)治理模式，模型以托育服務(wù)自由放任型治理模式為控制組，分別以國(guó)家主導(dǎo)型治理模式和家庭支持型治理模式為處理組，控制組Di賦值為0，處理組Di賦值為1。X1i、X2i為控制變量，分別表示第i個(gè)國(guó)家家庭層面的特征變量（家庭年收入、父母平均受教育年限、父親結(jié)婚時(shí)的平均年齡、母親分娩時(shí)的平均年齡）和國(guó)家層面的特征變量（當(dāng)年本國(guó)GDP 和財(cái)政性托育服務(wù)經(jīng)費(fèi)支出占國(guó)家財(cái)政總支出的比重、每一個(gè)兒童的生均培養(yǎng)經(jīng)費(fèi)），以上兩個(gè)變量可從OECD家庭數(shù)據(jù)庫(kù)和OECD《強(qiáng)壯的開端》系列報(bào)告數(shù)據(jù)庫(kù)獲得。νi為隨機(jī)干擾因素。由于無(wú)法獲得各國(guó)文化特征的數(shù)據(jù)，方程（1）存在內(nèi)生性問題，Di可能與隨機(jī)干擾項(xiàng)νi相關(guān)，本研究將運(yùn)用工具變量回歸（IV）處理由于無(wú)法獲得各國(guó)文化特征數(shù)據(jù)而造成的遺漏變量誤差所產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。方程（2）中工具變量Zi的選取原則要求其可以影響Di，但不影響Yi，即通過影響Di進(jìn)而影響Yi。為此，本研究所選取的工具變量Zi為第i個(gè)國(guó)家公立小學(xué)數(shù)占所有小學(xué)數(shù)的比例，因?yàn)橥杏?wù)雖然首先要照護(hù)與養(yǎng)育兒童，但同時(shí)也兼顧對(duì)兒童早期教育的職能，它與教育部門的選擇有趨同之勢(shì)，甚至有些國(guó)家把托育服務(wù)歸入教育部門形成托幼一體化管理，所以本文認(rèn)為一個(gè)國(guó)家公立小學(xué)數(shù)占所有小學(xué)數(shù)的比例代表著這個(gè)國(guó)家的某種教育與文化傳統(tǒng)，會(huì)影響政府在托育服務(wù)治理中的模式選擇（即Di），但不會(huì)直接影響這個(gè)國(guó)家的入托率（即Yi）。通過兩階段最小二乘估計(jì)得到托育服務(wù)的治理模式對(duì)入托率的影響。

2.不同托育服務(wù)治理模式對(duì)生育率的影響研究

通過考察既有文獻(xiàn)得知生育率主要會(huì)受到生物因素、經(jīng)濟(jì)因素、政策因素、教育因素與文化因素這五大因素的影響。［12］生物因素主要是指夫妻雙方的生育能力，此處選取女性分娩時(shí)的年齡（相比于男性，女性的生育能力往往下降得更快）和該國(guó)男性的平均壽命（代表該國(guó)男性整體的健康程度）作為衡量指標(biāo)；經(jīng)濟(jì)因素選取家庭本年度的收入；政策因素選取最為關(guān)注的本國(guó)托育服務(wù)的治理模式、財(cái)政性托育服務(wù)經(jīng)費(fèi)支出占國(guó)家財(cái)政總支出的比重與每名兒童的生均經(jīng)費(fèi)以及該國(guó)規(guī)定的父母產(chǎn)假天數(shù)總和（我們有理由相信產(chǎn)假福利會(huì)影響人們的生育選擇）；教育因素選取家庭平均受教育年限；文化因素反映一個(gè)國(guó)家居民的生育傳統(tǒng)以及對(duì)于生育的主流態(tài)度，我們?nèi)詻]有很好的數(shù)據(jù)衡量這個(gè)因素，但不考慮文化因素又會(huì)帶來不可觀測(cè)的遺漏誤差，對(duì)于不可觀測(cè)遺漏誤差的內(nèi)生性問題的處理，工具變量回歸仍是最優(yōu)的解決方案，本研究利用工具變量回歸建立如下模型：

圖1 工具變量模型示意圖

Yi為因變量，我們主要使用第i個(gè)國(guó)家2019年的生育率，該變量可以從OECD《強(qiáng)壯的開端》系列報(bào)告數(shù)據(jù)庫(kù)獲得；Di為核心自變量，同前面模型，表示第i個(gè)國(guó)家，不同的國(guó)家代表著不同的托育服務(wù)治理模式，模型以托育服務(wù)自由放任型治理模式為控制組，分別以國(guó)家主導(dǎo)型治理模式和家庭支持型治理模式為處理組，控制組Di賦值為0，處理組Di賦值為1。W1i、W2i、W3i、W4i為生物因素、經(jīng)濟(jì)因素、政策因素和教育因素四個(gè)層面的控制變量，其中，W1i包含第i個(gè)國(guó)家女性分娩時(shí)的平均年齡和男性平均壽命；W2i包含第i個(gè)國(guó)家當(dāng)年家庭年收入；W3i代表第i個(gè)國(guó)家規(guī)定的父母產(chǎn)假天數(shù)總和、當(dāng)年本國(guó)托育服務(wù)財(cái)政性經(jīng)費(fèi)占GDP 比重、每名兒童的生均經(jīng)費(fèi)（另一個(gè)衡量指標(biāo)已作為核心自變量）；W4i代表第i個(gè)國(guó)家家庭平均受教育年限。以上四個(gè)變量可從OECD 家庭數(shù)據(jù)庫(kù)和OECD《強(qiáng)壯的開端》系列報(bào)告數(shù)據(jù)庫(kù)獲得。νi為隨機(jī)干擾因素。由于無(wú)法獲得各國(guó)生育文化的特征數(shù)據(jù)，我們?nèi)耘f選取第i個(gè)國(guó)家公立小學(xué)數(shù)占所有小學(xué)數(shù)的比例作為工具變量Zi，因?yàn)樗允峭ㄟ^影響托育服務(wù)治理模式的選擇Di來影響最終的生育率Yi。

圖2 工具變量模型示意圖

三、數(shù)據(jù)描述

1.因變量的描述性統(tǒng)計(jì)

以國(guó)家主導(dǎo)型為治理模式的國(guó)家其入托率均值明顯高于家庭支持型治理模式和自由放任型治理模式，自由放任型治理模式下的國(guó)家整體入托率最低，這與現(xiàn)實(shí)經(jīng)驗(yàn)相符合。三種治理模式按照政府對(duì)托育服務(wù)的重視程度排名依次為：國(guó)家主導(dǎo)型＞家庭支持型＞自由放任型?？梢?，入托率與政府對(duì)托育服務(wù)的重視程度成正相關(guān)，國(guó)家對(duì)托育服務(wù)的重視程度越高則國(guó)家整體的入托率越高。

而以自由放任型為治理模式的國(guó)家其生育率均值明顯高于國(guó)家主導(dǎo)型治理模式和家庭支持型治理模式，家庭支持型治理模式下的國(guó)家整體生育率最低，這似乎與我們的經(jīng)驗(yàn)相悖，一種可能的原因是政府發(fā)現(xiàn)本國(guó)生育率較低后才采取了托育服務(wù)的家庭支持型治理模式，而生育率的改變往往是較為緩慢的（見表2）。

表2 因變量的描述性統(tǒng)計(jì)

2.自變量的描述性統(tǒng)計(jì)

通過表3 自變量的描述性統(tǒng)計(jì)，我們發(fā)現(xiàn)在托育服務(wù)國(guó)家主導(dǎo)型治理模式的國(guó)家中兒童生均經(jīng)費(fèi)和父母帶薪休假總天數(shù)的均值遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于家庭支持型治理模式和自由放任型治理模式，體現(xiàn)出較為明顯的福利國(guó)家傾向，平均家庭年收入、父母平均受教育年限、父親結(jié)婚的平均年齡、女性首次分娩時(shí)的年齡、男性平均壽命也都高于另外兩種治理模式下的國(guó)家，而且標(biāo)準(zhǔn)差都比較小，體現(xiàn)出較好的收斂與平均特征；值得注意的是在自由放任型治理模式的國(guó)家中，父親結(jié)婚的平均年齡與女性首次分娩時(shí)的年齡要明顯低于國(guó)家主導(dǎo)型治理模式和家庭支持型治理模式的國(guó)家，這或許與其較高的生育率有著某種隱秘的聯(lián)系，需要下文進(jìn)一步的實(shí)證分析。

表3 自變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3.工具變量的描述性統(tǒng)計(jì)

在對(duì)工具變量的描述性統(tǒng)計(jì)中，國(guó)家主導(dǎo)型治理模式的國(guó)家公立小學(xué)占比明顯高于家庭支持型治理模式和自由放任型治理模式的國(guó)家，與托育服務(wù)的治理模式之間的確存在正相關(guān)性，即政府對(duì)托育服務(wù)的重視程度越高的國(guó)家公立小學(xué)占比也越高，這與“本國(guó)公立小學(xué)占比”這一指標(biāo)作為工具變量的屬性相合。

表4 工具變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與討論

我們以托育服務(wù)自由放任型治理模式為控制組，分別以國(guó)家主導(dǎo)型治理模式和家庭支持型治理模式為處理組進(jìn)行對(duì)比分析，試圖回答相比于政府對(duì)托育服務(wù)持自由放任的態(tài)度，到底哪種治理模式更能提高一國(guó)整體的入托率和生育率。

表5分別以最小二乘回歸（OLS）和工具變量回歸（IV）兩種模型去估計(jì)不同治理模式對(duì)托育率的影響效應(yīng)。首先，比較托育服務(wù)國(guó)家主導(dǎo)型治理模式與自由放任型治理模式，設(shè)置治理模式為虛擬變量，其中自由放任型治理模式為控制組，設(shè)置虛擬變量值為“0”，國(guó)家主導(dǎo)型治理模式為處理組，設(shè)置虛擬變量值為“1”，對(duì)兩套模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)的P值在10%水平下顯著，說明OLS回歸存在內(nèi)生性影響，工具變量回歸模型可靠，我們關(guān)心的核心自變量治理模式對(duì)入托率的影響在10%水平下顯著，說明托育服務(wù)國(guó)家主導(dǎo)型治理模式相比于政府自由放任型而言對(duì)入托率存在顯著的影響，但同時(shí)發(fā)現(xiàn)影響更為顯著的是父母平均受教育年限、女性首次分娩時(shí)的年齡以及兒童生均經(jīng)費(fèi)的投入，三者都在5%水平下顯著，我們同時(shí)對(duì)所選工具變量進(jìn)行弱工具變量的F值檢驗(yàn)，F(xiàn)值為12，大于10的臨界點(diǎn)，說明工具變量并非弱工具變量。其次，再來比較托育服務(wù)家庭支持型治理模式與自由放任型治理模式。同樣設(shè)置治理模式為虛擬變量，其中自由放任型治理模式仍為控制組，設(shè)置虛擬變量值為“0”，家庭支持型治理模式為處理組，虛擬變量值為“1”，對(duì)兩套模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)的P值在5%水平下顯著，說明OLS 回歸明顯存在內(nèi)生性影響，工具變量回歸模型更可靠，而對(duì)于我們最為關(guān)心的核心自變量治理模式對(duì)入托率的影響變?yōu)?%水平下顯著，且回歸系數(shù)值比前者更大，同樣在5%水平下顯著的還有之前的三個(gè)自變量（父母平均受教育年限、女性首次分娩時(shí)的年齡以及兒童生均經(jīng)費(fèi)的投入），對(duì)工具變量也進(jìn)行了弱工具變量的F值檢驗(yàn)，F(xiàn)值為19，大于10的臨界點(diǎn)，說明工具變量并非弱工具變量。最后，通過國(guó)家主導(dǎo)型治理模式和家庭支持型治理模式二者與自由放任型治理模式的對(duì)比，發(fā)現(xiàn)在控制了其他因素基礎(chǔ)上，托育服務(wù)家庭支持型治理模式對(duì)國(guó)家整體入托率的提高影響更大且更為顯著，而不論在哪種治理模式下父母平均受教育年限的增加、女性首次分娩時(shí)年齡的增長(zhǎng)以及兒童托育服務(wù)生均經(jīng)費(fèi)投入的增加都有助于整體入托率的提高。

表5 不同托育服務(wù)治理模式下的入托率對(duì)比

表6展示的是分別以最小二乘回歸（OLS）和工具變量回歸（IV）兩種模型估計(jì)不同治理模式對(duì)生育率的影響。首先，還是同樣以自由放任型治理模式為控制組，設(shè)置虛擬變量值為“0”，以國(guó)家主導(dǎo)型治理模式為處理組，設(shè)置虛擬變量為“1”，分別進(jìn)行OLS 回歸和IV 回歸，對(duì)兩套模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)的P值在10%水平下顯著，說明OLS 回歸存在內(nèi)生性影響，當(dāng)考察我們最為關(guān)心的自變量治理模式對(duì)生育率的影響效應(yīng)時(shí)，相比于OLS 回歸，IV 回歸模型中的顯著性更高，回歸系數(shù)更大，具有同樣顯著水平的是女性首次分娩時(shí)的年齡、父母產(chǎn)假總天數(shù)和父母平均受教育年限，其中女性首次分娩時(shí)的年齡和父母平均受教育年限對(duì)生育率的影響均為負(fù)向，即隨著女性分娩年齡的增加和父母受教育水平的提高，二者均對(duì)生育率有一定的抑制作用，而父母產(chǎn)假總天數(shù)對(duì)生育率的影響為正向，我們有理由認(rèn)為更多的父母產(chǎn)假總天數(shù)代表著更為友好的生育政策，說明友好的生育政策確實(shí)能增加整體的生育率，再對(duì)工具變量進(jìn)行弱工具變量的F值檢驗(yàn)，F(xiàn)值為11，大于10 的臨界點(diǎn)，說明工具變量并非弱工具變量。其次，用相同的方法考察家庭支持型治理模式與自由放任型治理模式下的生育率對(duì)比，仍然分別進(jìn)行OLS回歸和IV回歸，然后對(duì)兩套模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，其P值在10%水平下顯著，說明OLS 回歸存在內(nèi)生性影響，但是我們關(guān)心的核心自變量治理模式在兩種回歸模型下出現(xiàn)了負(fù)數(shù)，雖然并沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明相比于托育服務(wù)自由放任型治理模式，家庭支持型治理模式并沒有體現(xiàn)出能夠提高整體生育率的效果，這也正符合我們?cè)谶M(jìn)行因變量描述性統(tǒng)計(jì)時(shí)給出的可能性解釋，即政府在發(fā)現(xiàn)生育率較低后才開始實(shí)施托育服務(wù)家庭支持型的治理模式，而我們的數(shù)據(jù)并沒有涉及這樣的一個(gè)時(shí)間序列上的劃分，而男性平均壽命與女性首次分娩時(shí)的年齡等生物因素對(duì)生育率的影響是最為顯著的，二者方向相異，其中后者更為顯著，說明女性分娩年齡的增加會(huì)顯著降低整體生育率，男性平均壽命的增長(zhǎng)說明男性整體健康水平的提升會(huì)顯著提高本國(guó)生育率，父母產(chǎn)假總天數(shù)和父母平均受教育年限兩個(gè)自變量的影響也仍舊顯著，說明友好的生育政策不論在哪種治理模式下均對(duì)整體生育率的提高有促進(jìn)作用，而父母受教育水平的普遍提高確實(shí)對(duì)整體生育率有一定的抑制作用，不過，我們對(duì)工具變量進(jìn)行弱工具變量的F值檢驗(yàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)F值為8，小于10的臨界點(diǎn)，說明工具變量在這兩種治理模式的模型對(duì)比中可能存在弱工具變量風(fēng)險(xiǎn)。最后，通過國(guó)家主導(dǎo)型治理模式和家庭支持型治理模式與自由放任型治理模式的對(duì)比，我們發(fā)現(xiàn)在控制了其他因素的基礎(chǔ)上，托育服務(wù)國(guó)家主導(dǎo)型治理模式對(duì)國(guó)家整體生育率的提高影響更大且更顯著，生物因素對(duì)生育率的影響最為顯著，女性首次分娩年齡的延后確實(shí)會(huì)降低一國(guó)整體的生育率。經(jīng)濟(jì)因素對(duì)生育率的影響則不太明顯，政策因素中友好的生育政策（如父母產(chǎn)假總天數(shù)）對(duì)于整體生育率的提升效果是明顯有效的，而教育因素中父母受教育水平的提高會(huì)對(duì)生育率產(chǎn)生抑制作用，說明高學(xué)歷者更不愿生育的現(xiàn)象確實(shí)存在。

表6 不同托育服務(wù)治理模式下的生育率對(duì)比

五、結(jié)論與啟示

關(guān)于托育服務(wù)不同治理模式的效果評(píng)價(jià)比較，有學(xué)者做過描述性的統(tǒng)計(jì)分析，［13］但鮮有學(xué)者通過實(shí)證研究對(duì)不同托育服務(wù)治理模式與實(shí)際效果進(jìn)行因果推斷，本文意在進(jìn)行這方面的嘗試：即考察各國(guó)托育服務(wù)不同治理模式對(duì)本國(guó)入托率與生育率的影響。以此為據(jù)，分析托育服務(wù)政策作為我國(guó)宏觀人口政策下的配套政策，到底什么樣的治理模式對(duì)宏觀人口政策最能起到配套支撐的作用。

通過OECD 國(guó)際調(diào)查家庭數(shù)據(jù)庫(kù)的各國(guó)數(shù)據(jù)，本文發(fā)現(xiàn)與政府對(duì)托育服務(wù)持自由放任的態(tài)度相比，家庭支持型治理模式更能提高本國(guó)的入托率，即政府給予家庭以必要的支持與協(xié)助、分擔(dān)家庭的養(yǎng)育成本，將能有效提高家庭把嬰幼兒托付給社會(huì)機(jī)構(gòu)進(jìn)行養(yǎng)育的意愿，實(shí)現(xiàn)社會(huì)托育率的增長(zhǎng)。但是，如果希望通過托育服務(wù)政策的改進(jìn)提高本國(guó)的生育率，那么國(guó)家主導(dǎo)型治理模式表現(xiàn)更優(yōu)，即政府把嬰幼兒托育服務(wù)作為一項(xiàng)基本公共服務(wù)進(jìn)行供應(yīng)，主動(dòng)介入、積極籌措資金并精準(zhǔn)布局，這樣才能大量緩解家庭養(yǎng)育的后顧之憂，充分釋放家庭的生育壓力，最終實(shí)現(xiàn)社會(huì)生育率的提高。這對(duì)我國(guó)的啟示在于：如果通過托育服務(wù)政策的改進(jìn)僅僅是緩解家庭養(yǎng)育壓力、實(shí)現(xiàn)家庭養(yǎng)育向社會(huì)化托育轉(zhuǎn)變的話，那么政府給予家庭必要的支持與協(xié)助即可實(shí)現(xiàn)；而如果希望通過托育服務(wù)政策的改進(jìn)輔助于宏觀人口政策的落實(shí)，實(shí)現(xiàn)社會(huì)生育率的普遍提高和國(guó)家人口結(jié)構(gòu)調(diào)整的話，那么政府必須要實(shí)施更加主動(dòng)的托育服務(wù)治理策略，即更加積極地介入托育服務(wù)領(lǐng)域，在財(cái)政投入與相關(guān)政策的傾斜上加大力度，把托育服務(wù)作為一項(xiàng)基本的公共服務(wù)，向全社會(huì)進(jìn)行福利供給。

與此同時(shí)，本文發(fā)現(xiàn)在影響生育率的幾大因素中，生物因素和教育因素的影響是顯著存在的，女性受教育水平的提高與首次分娩年齡的延遲之間必然存在一定的關(guān)聯(lián)，［14］都會(huì)以降低本國(guó)生育率為代價(jià)，但二者對(duì)提高本國(guó)入托率卻有著顯著的正向影響，這具有明顯的“少生優(yōu)生”的色彩，這正與我國(guó)當(dāng)下社會(huì)中女性受教育水平普遍提高、首次分娩年齡延遲的現(xiàn)狀相一致。［15］然而，生物因素和教育因素往往并不能為政府所控制，相比而言政策因素往往是政府最能控制的因素，本文研究表明友好的生育政策對(duì)于提高生育率具有明顯的作用，因此，增加產(chǎn)假與育兒假的天數(shù)、提高生育福利水平將有助于提升國(guó)民的生育意愿。

最后，有必要強(qiáng)調(diào)托育服務(wù)治理模式的政府選擇與文化傳統(tǒng)息息相關(guān)，其背后有著對(duì)兒童養(yǎng)育觀念理解的差異，而文化因素又是影響生育率的重要因素，所以通過改變托育服務(wù)治理模式實(shí)現(xiàn)提高社會(huì)生育率的目標(biāo)往往是緩慢的（家庭支持型治理模式對(duì)生育率的影響效果不明顯可能就是這樣的原因），它需要一個(gè)重塑人們對(duì)于兒童養(yǎng)育觀念與養(yǎng)育傳統(tǒng)的過程，所以從家庭養(yǎng)育到社會(huì)化托育的轉(zhuǎn)變過程中，廣泛的社會(huì)宣傳也是政府部門必須采取的措施之一。