本文關(guān)鍵詞：中國(guó)的低生育水平及其影響因素，，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

【內(nèi)容摘要】中國(guó)已經(jīng)達(dá)到低生育水平,但對(duì)真實(shí)生育率卻一直迷茫,人口規(guī)劃與宣傳口徑與實(shí)際調(diào)查統(tǒng)計(jì)長(zhǎng)期嚴(yán)重脫節(jié)。為了推進(jìn)低生育水平研究,文章綜述了低生育率類型的劃分口徑,并對(duì)若干生育率或出生漏報(bào)率的估計(jì)從方法上做了簡(jiǎn)要評(píng)論。借鑒國(guó)外低生育因素模型,文章對(duì)中國(guó)具體情況的研究發(fā)現(xiàn):推遲生育對(duì)總和生育率具有顯著壓抑作用;而子女性別偏好對(duì)生育率的影響方式已經(jīng)從多生轉(zhuǎn)向性別導(dǎo)向的人工流產(chǎn),因而也會(huì)顯著降低生育率。文章還通過(guò)示意性測(cè)算表明,在低生育率研究中忽視其他抑制因素便會(huì)導(dǎo)致夸大出生漏報(bào)對(duì)生育率的影響。此外,文章還對(duì)近年人口流動(dòng)對(duì)流出地和流入地乃至全國(guó)生育率的影響進(jìn)行了分析。

【關(guān)鍵詞】低生育水平;影響因素;推遲生育;性別偏好;流動(dòng)人口

【作者簡(jiǎn)介】郭志剛,北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)發(fā)展研究中心研究員、社會(huì)學(xué)系教授。北京:100871

2004 年我曾經(jīng)在《人口研究》連著發(fā)表兩篇論文(郭志剛,2004a ,b) ,認(rèn)為全國(guó)生育水平可能真的很低。我并不否認(rèn)調(diào)查數(shù)據(jù)存在出生漏報(bào),而且知道很多同行都認(rèn)為生育率在1. 8 左右,但是我也有自己的理由,因?yàn)?990 年代后期以來(lái)我一直在嘗試用不同指標(biāo)和方法做生育率研究。與其他研究不同,由于并沒(méi)有出生漏報(bào)程度的確鑿依據(jù),我并不試圖得到對(duì)真實(shí)生育率的準(zhǔn)確估計(jì),而是希望用不同方法的生育統(tǒng)計(jì)結(jié)果與常規(guī)總和生育率的對(duì)比,來(lái)尋找調(diào)查的很低生育率在出生漏報(bào)原因以外是否還存在著其他可理解的重要因素,并且發(fā)現(xiàn)調(diào)查數(shù)據(jù)中的確存在著其他影響很大的原因（注1）。當(dāng)時(shí)正值國(guó)家人口發(fā)展戰(zhàn)略研究課題剛開(kāi)始,因此我很希望提請(qǐng)政府有關(guān)部門和人口學(xué)同行,不要忽略中國(guó)真實(shí)生育率很低的可能性。4 年已經(jīng)過(guò)去,國(guó)際國(guó)內(nèi)在生育研究方面有了很多理論進(jìn)展和新的數(shù)據(jù),我也有了更多思考,于是很愿意應(yīng)《人口研究》編輯部之邀對(duì)中國(guó)的低生育水平及其影響因素問(wèn)題做一些綜合性的分析與討論。

1　低生育水平的分類

人口學(xué)原理告訴我們,生育率長(zhǎng)期低于更替水平必定導(dǎo)向人口負(fù)增長(zhǎng)。這種趨勢(shì)并不因當(dāng)前人口結(jié)構(gòu)狀況所改變,當(dāng)前人口結(jié)構(gòu)差別只影響到達(dá)人口負(fù)增長(zhǎng)所需要的時(shí)間。為了簡(jiǎn)便,通常以時(shí)期總和生育率( TFR) 為2.1 的參照來(lái)判斷生育率是否低于更替水平,而更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)慕y(tǒng)計(jì)參照值則應(yīng)當(dāng)為婦女凈再生產(chǎn)率等于1 。

中國(guó)的TFR 在1990 年代初就已跨過(guò)上述更替水平的門檻,進(jìn)入低生育率(low fertility , 或below-replacement fertility) 行列。這一點(diǎn)已經(jīng)成為人口學(xué)界共識(shí),并得到了政府的認(rèn)可（注2）。但是,在真實(shí)生育率水平的估計(jì)上還存在著很大差異和爭(zhēng)議。依據(jù)不同數(shù)據(jù)來(lái)源、采用不同方法的生育率估計(jì)所在多有,但是各種估計(jì)其實(shí)都沒(méi)有十分確鑿的統(tǒng)計(jì)根據(jù),因此十幾年來(lái)我們對(duì)中國(guó)真實(shí)生育水平一直是不甚了了。然而如果我們不能把握當(dāng)前真實(shí)生育的大體水平,也就確定不了應(yīng)當(dāng)采取什么樣的適當(dāng)對(duì)策。

這是因?yàn)?低生育水平指的是低于2.1 水平的過(guò)于寬泛的區(qū)間,然而不同的低生育率將會(huì)導(dǎo)致極為不同的人口后果。一些發(fā)達(dá)國(guó)家從1980 年代起生育水平陸續(xù)下降到很低水平,以致引發(fā)了關(guān)于“低生育率危機(jī)”或“低生育水平陷井”的討論。相對(duì)于早期的“人口爆炸”說(shuō)法,有人甚至還創(chuàng)造出“人口內(nèi)爆”(implosion ,指向內(nèi)崩陷) 這么一個(gè)詞。因此,將籠統(tǒng)的低生育水平劃分為更細(xì)口徑,有助于推進(jìn)研究與學(xué)術(shù)交流。

國(guó)際上已經(jīng)存在兩種關(guān)于低生育水平的劃分口徑:一種口徑是“極低生育率”(lowest-low fertility) ,指等于或低于1.3 的TFR 水平( Kohler , Billari and Ortega , 2002) ;另一種口徑是“很低生育率”(very low fertility) ,指低于1.5 的TFR 水平(Caldwell and Schindlmayr , 2003) 。這兩種口徑只是約定俗成,并沒(méi)有像更替水平那樣的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。我國(guó)學(xué)者近年還使用過(guò)“最低生育率”或“超低生育率”的相應(yīng)詞匯來(lái)指這類很低的生育水平(穆光宗、涂肇慶、陳友華、李建民、陸杰華、原新,2005) 。其中“, 超低生育率”在國(guó)際人口學(xué)中并沒(méi)有對(duì)應(yīng)口徑,而在中國(guó),我覺(jué)得更早使用這個(gè)詞的馬小紅(2004) 、梁秋生(2004) 所描述的場(chǎng)合更為恰當(dāng),即與獨(dú)生子女政策相聯(lián)系的TFR 低于1.0 的中國(guó)城市生育率。

2　劃分不同低生育率口徑的意義

沿用上述低生育率劃分口徑,盡管我國(guó)2000 年人口調(diào)查所公布的總和生育率只有1.22 ,但考慮到出生漏報(bào)問(wèn)題,很難肯定中國(guó)已經(jīng)屬于“極低生育率”類型了。鑒于1995 年以來(lái)各種全國(guó)性人口調(diào)查的TFR 統(tǒng)計(jì)大體都處于1.3～1.5 之間,于是中國(guó)能否屬于“很低生育率”口徑就需要認(rèn)真加以考慮。事實(shí)上,現(xiàn)有不同生育率估計(jì)在很大程度上關(guān)系到對(duì)出生漏報(bào)程度的估計(jì)。但是有關(guān)部門從來(lái)沒(méi)有公布過(guò)出生漏報(bào)方面(如數(shù)量、性別、孩次、母親生育年齡) 的具體信息,因此有關(guān)TFR 的調(diào)整估計(jì)并沒(méi)有真憑實(shí)據(jù),各種調(diào)整估計(jì)的水平更是五花八門。

不少學(xué)者認(rèn)為,多年來(lái)人口普查的出生漏報(bào)率為30 %～40 % ,有人甚至認(rèn)為高達(dá)50 % ,那么相應(yīng)的TFR 估計(jì)就差不多為1.8 或更高。我本人則在假定出生漏報(bào)率為18 %的基礎(chǔ)上（注3）將自己的觀點(diǎn)表述為,中國(guó)1990 年代末的真實(shí)TFR 水平在1.5 以下的可能性很大(郭志剛,2004a) 。

最新人口數(shù)據(jù)可以用來(lái)回溯2000 年或更早年份的TFR 水平并對(duì)以往調(diào)查結(jié)果再做評(píng)估。筆者對(duì)2005 年小普查數(shù)據(jù)的分析表明,TFR 在1996 年落入1.5 以下,2000 年降到1.4 ,之后的3 年還略有下降。筆者對(duì)2006 年全國(guó)人口和計(jì)劃生育調(diào)查數(shù)據(jù)的分析結(jié)果同樣表明,1995～2003 年期間的TFR 大體都在1.4 以下（注4）。也就是說(shuō),盡管這兩個(gè)最新調(diào)查在2005 年TFR 上出入極大（注5）,但是它們都并未否證2000 年左右TFR 可能“很低”。

其實(shí),問(wèn)題要害并不在中國(guó)2000 年時(shí)真實(shí)TFR 是否在1.5 以下,略高于1.5 又怎么樣呢? 但是1.5 與1.8 的差別就不能忽視了。更重要的是,人口與計(jì)劃生育的大形勢(shì)長(zhǎng)期搞不清楚,前進(jìn)方向和具體任務(wù)根本就無(wú)法明確“, 千方百計(jì)穩(wěn)定低生育水平”就轉(zhuǎn)化成了千方百計(jì)維持現(xiàn)狀。

在1970 年代,中國(guó)面對(duì)生育率很高、出生量很大的局面,為了迅速遏制人口高速增長(zhǎng)的勢(shì)頭,計(jì)劃生育政策逐步從緊從嚴(yán),乃至提出一對(duì)夫婦只生一個(gè)孩子的要求和限制。從長(zhǎng)期和整體發(fā)展角度,當(dāng)時(shí)采取從嚴(yán)控制生育有其必要性。然而即便在那時(shí),也需要考慮政策的可行性,考慮群眾的實(shí)際困難,力爭(zhēng)合情合理。1984 年生育政策“開(kāi)小口子”的調(diào)整,擴(kuò)大了農(nóng)村育齡夫婦生育兩個(gè)孩子的范圍,就是兼顧必要性和可行性的體現(xiàn)。但是,這次生育政策調(diào)整的工作沒(méi)做好,導(dǎo)致了一段時(shí)期的混亂失控局面,又經(jīng)過(guò)幾年不懈努力,最后達(dá)到穩(wěn)定,并形成了延續(xù)至今的現(xiàn)行生育政策。現(xiàn)行生育政策的人口學(xué)意義是:加速完成全國(guó)向低生育率的轉(zhuǎn)變,追求減少人口增長(zhǎng)并最終達(dá)到人口零增長(zhǎng)。其中,要求一部分夫婦實(shí)行“很低”、“極低”和“超低”生育率在這一生育轉(zhuǎn)變過(guò)程中的實(shí)質(zhì)作用是抵消部分人口高生育的影響。

必須明確“, 很低”“、極低”和“超低”生育率要求只是加速人口轉(zhuǎn)變時(shí)的一種矯枉過(guò)正的手段,意味著相當(dāng)一大部分夫婦和家庭為國(guó)家發(fā)展承擔(dān)了很大犧牲,并不是說(shuō)這種要求本身標(biāo)志著文明和進(jìn)步。因此,完全不能因?yàn)槿罕姷纳庠父哂诂F(xiàn)行生育政策要求就認(rèn)為群眾覺(jué)悟不高,生育觀念轉(zhuǎn)變還不夠。還有一種說(shuō)法則是將嚴(yán)格的生育政策與群眾生育意愿之間存在差別視為計(jì)劃生育的“基本矛盾”,其實(shí)是混淆了計(jì)劃生育國(guó)策與具體生育政策之間的差別,以為這種具體生育政策的嚴(yán)格性天然合理,忘記了它所包含的時(shí)期性權(quán)宜成分,沒(méi)有認(rèn)識(shí)到這種矛盾既不是計(jì)劃生育的基本矛盾,而且其發(fā)展結(jié)局肯定不會(huì)是群眾的生育意愿降到現(xiàn)行政策要求水平,而是必然以適時(shí)調(diào)整現(xiàn)行生育政策而告終。

實(shí)際上,群眾的生育意愿(2001 年全國(guó)計(jì)劃生育與生殖健康調(diào)查統(tǒng)計(jì)為平均1.7 個(gè)孩子) 雖然高于生育政策要求的平均1.5 個(gè)孩子,但是已經(jīng)顯著低于更替水平。這種情況不僅標(biāo)志群眾的生育觀念已經(jīng)發(fā)生了本質(zhì)變化,而且這么低的生育意愿甚至有些令人憂慮,因?yàn)樗嚯x更替水平已經(jīng)過(guò)大,意味著恢復(fù)到更替水平的潛力不足。但愿這種生育意愿水平體現(xiàn)的是群眾針對(duì)現(xiàn)行生育政策條件下的生育意愿,而不是純粹的個(gè)人生育意愿。

3　對(duì)近年生育率估計(jì)的簡(jiǎn)要評(píng)論

相當(dāng)一部分研究人員之所以不相信調(diào)查取得的低生育水平、并將其調(diào)到1.8 水平,主要是對(duì)調(diào)查的TFR 結(jié)果甚至低于生育政策要求而“無(wú)法理解”,同時(shí)又看到實(shí)際中依然存在超計(jì)劃生育和多孩生育現(xiàn)象,因而便判斷調(diào)查生育率低“只能是”由于大量的出生漏報(bào)。

實(shí)際中的確可以看到依然存在的超生現(xiàn)象,但是我們可直接觀察的永遠(yuǎn)只是某個(gè)局部的個(gè)體現(xiàn)象,在把握全局時(shí)更重要的則是這種現(xiàn)象在總體中占多大的比例。在近年普查和調(diào)查的數(shù)據(jù)中也能看到生育很多孩子的案例,但所占比例極小。1990 年代以來(lái)各種調(diào)查統(tǒng)計(jì)都表明了多孩生育情況越來(lái)越少,已經(jīng)降到極低水平。而近年的TFR 中一孩TFR 已經(jīng)占到了65 %以上,二孩TFR 比例均在30 %以下,而多孩TFR 比例均在5 %以下。

一些研究認(rèn)為近年普查和調(diào)查出生漏報(bào)率還在30 %以上,有的依據(jù)1990 年代各年人口變動(dòng)調(diào)查公布的出生數(shù)來(lái)判斷,有的依據(jù)教育部各年小學(xué)入學(xué)兒童統(tǒng)計(jì)數(shù)來(lái)判斷。雖然這些研究都有自己的證據(jù),但是證據(jù)并不確鑿。還有的研究則依據(jù)普查或調(diào)查數(shù)據(jù)中35～39 歲或35 歲育齡婦女的平均曾生子女?dāng)?shù)來(lái)判斷出生漏報(bào)和真實(shí)生育率則屬于一種方法錯(cuò)誤。

1990 年代各年公布的出生數(shù)和出生率都來(lái)自人口變動(dòng)抽樣調(diào)查的估計(jì),并且公布時(shí)都經(jīng)過(guò)了上調(diào),于學(xué)軍、王廣州(2004) 對(duì)此稱之為“加水”。那么“加水”加得幅度有多大、是否有道理,得先理論一番才能作為參照用來(lái)評(píng)價(jià)普查數(shù)據(jù)。我認(rèn)為(郭志剛,2004b) ,這種作法還有本末倒置之嫌,本來(lái)應(yīng)該是普查結(jié)果更權(quán)威,并用于糾正年度抽樣調(diào)查的誤差才對(duì)。

而教育部小學(xué)入學(xué)兒童統(tǒng)計(jì)與相應(yīng)各年度公布的出生數(shù)看起來(lái)比較對(duì)應(yīng),一是兼有上述“加水”問(wèn)題,并且這種對(duì)應(yīng)到底是一致性地反映了事實(shí)還是兩者之間存在某種參照關(guān)系也并不太清楚。另外,教育部小學(xué)入學(xué)統(tǒng)計(jì)即使反映了事實(shí),也只能用于評(píng)價(jià)6 年以前的出生數(shù),并且還要涉及到小學(xué)入學(xué)率的準(zhǔn)確性,因?yàn)樗玫娜雽W(xué)率越低那么估計(jì)的出生漏報(bào)率越高。那么再將幾年以前的出生漏報(bào)水平外插到當(dāng)前年份則要涉及更多的假設(shè)、承擔(dān)更大出錯(cuò)風(fēng)險(xiǎn)。

至于普查或調(diào)查數(shù)據(jù)中育齡婦女的平均曾生子女?dāng)?shù),反映的則是不同隊(duì)列在某一時(shí)點(diǎn)上的生育結(jié)果,其實(shí)是以往多年生育情況的累計(jì)水平。我以前曾經(jīng)撰文質(zhì)疑過(guò)用2000 年35～39 歲隊(duì)列平均生育數(shù)來(lái)推斷當(dāng)時(shí)的出生漏報(bào)和估計(jì)真實(shí)生育率的方法,指出這個(gè)隊(duì)列的生育大頭其實(shí)發(fā)生于10 年以前(即1980 年代) ,并且用隊(duì)列累計(jì)生育率圖形做了證明(郭志剛,2004b) （注6）。同樣的批評(píng)也適用于用35 歲一個(gè)年齡組平均生育數(shù)的判斷方法,因?yàn)樗嗟胤从沉? 年以前的生育情況,而不是當(dāng)前的情況。因此,2000 年普查的35 歲組婦女的平均生育子女?dāng)?shù)1.75 應(yīng)該顯著高于2000 年的真實(shí)TFR ,而2005 年小普查的相應(yīng)結(jié)果1.55 也會(huì)略高于2005 年的真實(shí)TFR ,而這兩個(gè)累計(jì)生育數(shù)其實(shí)主要反映的還是1990 年代的生育情況。并且,這種隊(duì)列指標(biāo)由于在近乎完成生育的年齡測(cè)量,因此其中并不包含推遲生育的時(shí)期影響,這與可能被時(shí)期進(jìn)度效應(yīng)嚴(yán)重扭曲的TFR 很不一樣,兩者之間缺乏可比性。

估計(jì)當(dāng)前真實(shí)的生育水平是一個(gè)極為復(fù)雜和困難的問(wèn)題。在目前底數(shù)不清情況下,應(yīng)當(dāng)鼓勵(lì)應(yīng)用不同數(shù)據(jù)來(lái)源和方法的嘗試,同時(shí)還需要加強(qiáng)學(xué)術(shù)交流,取長(zhǎng)補(bǔ)短,反對(duì)先入為主和一言堂的傾向。由于把握當(dāng)前人口狀況和生育水平最終還是要依賴于較高質(zhì)量的調(diào)查統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),我們期望政府部門更加關(guān)注人口統(tǒng)計(jì)工作,加強(qiáng)調(diào)查和統(tǒng)計(jì)方面的投入,擴(kuò)大現(xiàn)有各種數(shù)據(jù)資源的開(kāi)放程度,充分聽(tīng)取專家學(xué)者的意見(jiàn)、發(fā)揮他們的作用,并加強(qiáng)和引導(dǎo)科學(xué)研究的學(xué)術(shù)交流。

4　中國(guó)低生育水平的影響因素

1990 年代以來(lái),中國(guó)各方面都發(fā)生了重大變化,但在講人口形勢(shì)時(shí)或人口規(guī)劃中所用TFR 水平卻成了一條亮麗而不變的風(fēng)景線,并且它與實(shí)際調(diào)查的TFR 水平相去甚遠(yuǎn),反映出生育率研究的迷茫。其中一個(gè)重要原因是我們對(duì)低生育水平缺乏理論認(rèn)識(shí)和深入分析。由于對(duì)生育率的認(rèn)識(shí)禁錮在傳統(tǒng)生育研究理論和框架中,所以乍一看到低生育率或很低生育率時(shí),便自然不能理解,進(jìn)而認(rèn)為這只能是出生漏報(bào)的結(jié)果,進(jìn)而要尋找根據(jù)將其調(diào)整到主觀上能夠接受的水平。

傳統(tǒng)的生育率研究關(guān)注的是如何盡快降低過(guò)高的生育率。比如,Bongaarts 與Potter (1978) 提出的生育率影響因素模型便是這樣一個(gè)經(jīng)典的生育率模型,它用于研究結(jié)婚率、避孕率、人工流產(chǎn)率、不孕率這些因素是如何抑制了人類自然生殖力并從而達(dá)到實(shí)際生育率。

經(jīng)典的生育理論則表述了生育轉(zhuǎn)變是隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展發(fā)生的,其中文化傳統(tǒng)與傳播也起著重要作用。中國(guó)的人口理論則進(jìn)而主張計(jì)劃生育可以促使生育率在社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不高時(shí)就超前下降,同時(shí)“多子多�！�、“無(wú)后為大”等中國(guó)傳統(tǒng)生育觀念又會(huì)阻礙生育率的下降。

但是,這些分析模型和理論都并不適用于研究近年出現(xiàn)的低生育率,因?yàn)槊鎸?duì)的形勢(shì)和問(wèn)題都發(fā)生了重大變化。過(guò)去,生育率總是高于人們的生育意愿,要研究的是它為什么高,有什么辦法使它降低。而低生育率的一般特征則變?yōu)?實(shí)際生育率顯著低于生育意愿,我國(guó)的情況也不例外。這時(shí),生育率研究主要關(guān)注的是生育率為什么這樣低,以及有什么辦法能將其提高一些。并且,我國(guó)還出現(xiàn)了其他國(guó)家所沒(méi)有的新問(wèn)題。比如,盡管其他低生育國(guó)家的TFR 很低,然而平均生育意愿一般都還穩(wěn)定在更替水平左右;然而我國(guó)2001 年和2006 年計(jì)劃生育調(diào)查的平均生育意愿只有1.7 ,遠(yuǎn)低于更替水平。再有,過(guò)去我們習(xí)慣性地認(rèn)為是計(jì)劃生育主導(dǎo)了中國(guó)生育率的下降,但是現(xiàn)在的TFR 水平甚至低于生育政策要求,更顯得不可思議。于是,當(dāng)這些新現(xiàn)象出現(xiàn)后,似乎只能以嚴(yán)重的出生漏報(bào)來(lái)解釋。這時(shí),新的實(shí)踐急切呼喚著新的理論和分析模型。

全世界有越來(lái)越多發(fā)達(dá)國(guó)家進(jìn)入低生育水平,甚至有的還極低。1997 年時(shí)就已經(jīng)有51 個(gè)國(guó)家和地區(qū)、44 %的全球人口處于低生育水平。這種狀況在全球范圍引起了極大關(guān)注,聯(lián)合國(guó)為此于1997年專門召開(kāi)了專家會(huì)議,討論低生育水平的問(wèn)題,并將有關(guān)文獻(xiàn)編了一本《低生育率》專集(United Nations , 2000) 。其中著名人口學(xué)家Bongaarts 在對(duì)聯(lián)合國(guó)人口司背景報(bào)告的評(píng)論中指出(該專集第3～6 頁(yè)) ,用TFR 這樣一個(gè)時(shí)期生育測(cè)量指標(biāo)作為終身生育率估計(jì)時(shí)存在著嚴(yán)重缺陷。比如,當(dāng)以TFR = 2.1 作為更替水平時(shí),實(shí)際上就是在說(shuō)終身生育率問(wèn)題。但是當(dāng)生育年齡處于變化時(shí),作為時(shí)期指標(biāo)的TFR 會(huì)受到這個(gè)因素的很大影響,再用TFR 來(lái)作為終身生育估計(jì)便存在很大歪曲。就在這次會(huì)上,他提出了對(duì)TFR 做去進(jìn)度效應(yīng)調(diào)整的初步思路,并用一些國(guó)家和地區(qū)的數(shù)據(jù)結(jié)果舉例說(shuō)明,經(jīng)過(guò)這樣調(diào)整的TFR’指標(biāo)可以對(duì)終身生育水平做出更準(zhǔn)確的估計(jì)(這種調(diào)整方法隨后由Bongaarts 和Feeney (1998) 聯(lián)名正式發(fā)表) 。

自那以后,低生育水平研究越來(lái)越多,涉及了方方面面,比如以往的生育率變化史、低生育水平的影響因素、未來(lái)生育率的發(fā)展前景、以及對(duì)低生育水平的政策干預(yù),等等。毫無(wú)疑問(wèn),這些新的研究框架和視角對(duì)我們理解中國(guó)的低生育水平有著十分重要的啟發(fā)意義。

Bongaarts (2001 ,2002) 根據(jù)新形勢(shì)還提出了研究低生育率的理論模型。這個(gè)新的模型不再以自然生殖力作為參照,而是代之以意愿生育數(shù)量作為參照來(lái)研究TFR。Morgan (2003) 在就任美國(guó)人口學(xué)會(huì)會(huì)長(zhǎng)的演說(shuō)中著意推薦了這一模型,并且做了示范性分析。Morgan 以公式方式將這個(gè)模型表達(dá)如下:

這個(gè)模型是個(gè)乘式模型,其中各影響因素對(duì)TFR 提高或降低的作用分別以大于1 或小于1 的效應(yīng)乘數(shù)值( F) 表示。前三項(xiàng)因子往往會(huì)導(dǎo)致實(shí)際生育水平提高,包括非意愿生育、子女性別偏好、因以前所生子女傷殘死亡的替補(bǔ)生育。而后三項(xiàng)因子卻往往會(huì)壓抑實(shí)際生育水平,包括推遲生育的時(shí)期進(jìn)度效應(yīng)、原發(fā)性和繼發(fā)性不孕的影響、以及為追求其他人生目標(biāo)而放棄原定生育的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)。

顯然,這個(gè)新模型是專門為研究低生育水平設(shè)計(jì)的,所以它的視角與原來(lái)經(jīng)典模型有很大差別:其一是參照點(diǎn)由自然生育力轉(zhuǎn)變?yōu)樯庠?其二是模型的影響因素不再只是抑制性的,也包括了提升性的。當(dāng)抑制性因素的總影響(因子連乘積) 大于提升性總影響時(shí),就會(huì)產(chǎn)生實(shí)際生育率低于生育意愿的結(jié)果,反之亦然。后來(lái),國(guó)際學(xué)術(shù)刊物上又發(fā)表過(guò)更多有關(guān)這個(gè)模型的研究,這一模型本身正處于從理論模型向操作化方向發(fā)展的過(guò)程之中。而我國(guó)生育率研究以前主要關(guān)注的是出生漏報(bào)問(wèn)題,對(duì)低生育率影響因素研究極為薄弱,有些方面甚至還是空白。盡管如此,借助這種新的研究視角,仍然可以大略地梳理一下中國(guó)的具體情況。

我國(guó)現(xiàn)有的生育意愿調(diào)查研究文獻(xiàn)相對(duì)較多(風(fēng)笑天、張青松,2002) ,但全國(guó)性涉及生育意愿問(wèn)題的調(diào)查則是始于1997 年的全國(guó)人口與生殖健康調(diào)查。由于其中生育意愿回答選項(xiàng)偏重于子女性別的組合分類、以及包括像“至少……”、“越多越好”、“順其自然”等類別,因而更適于做類別分布統(tǒng)計(jì),很難計(jì)算平均理想子女?dāng)?shù)。周長(zhǎng)洪和黃寶鳳(2000) 研究發(fā)現(xiàn),育齡婦女的生育意愿數(shù)量與其實(shí)際擁有子女?dāng)?shù)和年齡正相關(guān),而與其教育程度和收入負(fù)相關(guān)。2001 年計(jì)劃生育與生殖健康調(diào)查中的生育意愿數(shù)據(jù)已經(jīng)比較容易定量化了,所計(jì)算出的全國(guó)平均生育意愿子女?dāng)?shù)為1.78 個(gè)孩子(鄭真真,2005) 。至于本文前面所給的相應(yīng)統(tǒng)計(jì)數(shù)1. 70 與之不同,則是因?yàn)橛?jì)算中將編碼為9 的“無(wú)所謂”這一類別案例作為缺失、而不是作為想要生育9 個(gè)孩子來(lái)處理。根據(jù)2006 年全國(guó)人口和計(jì)劃生育調(diào)查主要數(shù)據(jù)公報(bào)(國(guó)家人口計(jì)生委發(fā)展規(guī)劃司,2007) ,育齡婦女的平均理想子女?dāng)?shù)為1.73 個(gè),與2001年調(diào)查大體持平。

我國(guó)調(diào)查的生育意愿數(shù)的主要問(wèn)題是,數(shù)據(jù)顯然多少受到育齡婦女所執(zhí)行的生育政策和現(xiàn)有子女?dāng)?shù)等實(shí)際情況的影響。比如,2006 年調(diào)查公報(bào)提供的農(nóng)業(yè)戶口和非農(nóng)業(yè)戶口婦女的平均理想子女?dāng)?shù)分別為1.78 個(gè)和1.60 個(gè),東、中、西部地區(qū)依次為1.70 個(gè)、1.74 個(gè)、1.77 個(gè),表明非農(nóng)戶口的婦女相對(duì)更多地表達(dá)了個(gè)人生育意愿,而農(nóng)業(yè)戶口婦女的回答更接近于現(xiàn)實(shí)條件下的生育數(shù)或生育計(jì)劃數(shù)。由于生育意愿是上述新生育模型的基本參照,因此這種情況會(huì)直接影響到它在中國(guó)情況下的應(yīng)用。

模型的第一個(gè)影響因素非意愿生育對(duì)生育水平起提升作用,這種影響仍然會(huì)長(zhǎng)期存在,但是在今天由于避孕節(jié)育服務(wù)的普及,它的影響幅度已經(jīng)較小了。同樣,當(dāng)前由于所生孩子死亡、傷殘等原因而需要替補(bǔ)生育的情況對(duì)總生育水平的影響應(yīng)該也不太大。并且,這類替補(bǔ)生育應(yīng)當(dāng)是要向計(jì)生部門報(bào)批的,所以計(jì)生部門可以通過(guò)有關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)來(lái)確定其影響幅度。為了進(jìn)行后面的模型示意計(jì)算,暫且將這兩個(gè)因素的效應(yīng)分別定為1.05 和1.02 ,表示有點(diǎn)影響但影響不太大。

在該研究模型中,性別偏好本來(lái)是作為提高生育率的因素存在的,而中國(guó)又在生育性別偏好上很強(qiáng)烈,這從有關(guān)生育性別意愿分析和嚴(yán)重偏高的出生性別比上都得到了充分表現(xiàn)。但是,由于生育政策的限制和理想生育數(shù)本身已經(jīng)很少,滿足性別偏好的主要方式已經(jīng)主要不是通過(guò)多生、而是通過(guò)胎兒性別鑒定加選擇性人工流產(chǎn)來(lái)達(dá)到的。因?yàn)檫@樣一來(lái),既可以避免超計(jì)劃生育,又可以避免非意愿性別的生育。當(dāng)這種情況發(fā)生時(shí),性別偏好就不僅不會(huì)提高生育率,反而使一部分本應(yīng)出生的女胎被人工流產(chǎn)了,以致降低生育率。并且,這種生育率降低一定會(huì)伴隨著相應(yīng)的人工流產(chǎn)數(shù),而且既與已有子女性別和理想子女性別相聯(lián)系,同時(shí)又會(huì)與生育政策限制要求相聯(lián)系(指不愿意為多生而受罰) 。

陳衛(wèi)(2005a :122～124) 的研究發(fā)現(xiàn),出生性別比失調(diào)與人工流產(chǎn)之間存在明顯的相關(guān)（注7）。楊書(shū)章、王廣州(2006) 則進(jìn)一步指出,當(dāng)人們干預(yù)生育性別時(shí),原來(lái)靠增加生育次數(shù)滿足性別要求而多生的孩子可以不生,從而會(huì)促進(jìn)生育率下降,并推導(dǎo)出某些類別的下降幅度（注8）。他們提出的孩次性別遞進(jìn)模型還提供了一種可能性,即結(jié)合實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)來(lái)估計(jì)性別偏好導(dǎo)致生育率下降的總幅度。

總之,當(dāng)子女性別偏好的實(shí)現(xiàn)方式由多生變化為通過(guò)胎兒性別選擇與人工流產(chǎn)時(shí),那么就不僅會(huì)減少當(dāng)年的生育數(shù)量,而且會(huì)導(dǎo)致生育推遲和生育間隔增大。因此,在當(dāng)前的中國(guó),性別偏好的作用就不但不是提高、反而是在降低生育率。反過(guò)來(lái)說(shuō),如果子女性別偏好還是靠多生來(lái)達(dá)到的話,那就既不會(huì)有很低的生育率,也不會(huì)有出生性別比的持續(xù)嚴(yán)重偏高。2000 年普查時(shí)我國(guó)出生性別比為116.9 ,2005 年1 %人口調(diào)查出生性別比為120.5 ,這種出生性別比嚴(yán)重偏高的統(tǒng)計(jì)結(jié)果本身表明,當(dāng)前生育中的性別偏好極可能是通過(guò)胎兒性別選擇加人工流產(chǎn)來(lái)實(shí)現(xiàn)的,因而它的影響應(yīng)該是壓抑了生育率。這種情況與西方低生育國(guó)家十分不同,但在韓國(guó)等其他一些亞洲國(guó)家和地區(qū)也同樣存在。

進(jìn)度效應(yīng)指本來(lái)應(yīng)當(dāng)發(fā)生在本時(shí)期中的生育被推遲到以后,它可以根據(jù)各孩次平均生育年齡的變化量來(lái)加以測(cè)量。Bongaarts 和Feeney (1998) 證明,潛在生育率TFR’(即去進(jìn)度效應(yīng)總和生育率,它是對(duì)終身生育率更好的估計(jì)) 與時(shí)期生育率TFR 之間的比例關(guān)系是由各孩次平均生育年齡變化量決定的。上述方法經(jīng)過(guò)多個(gè)國(guó)家和地區(qū)、也包括我國(guó)多年生育數(shù)據(jù)的實(shí)際測(cè)算(郭志剛,2000) ,都能證明TFR’作為終身生育率的估計(jì)的確大大優(yōu)于TFR。

根據(jù)Lutz 等人的研究(2003) ,歐盟人口在2000 年世紀(jì)之交時(shí)有TFR 約為1.5 ,而其TFR’約為1.8 ,也就是說(shuō)生育推遲的時(shí)期效應(yīng)使歐盟人口的TFR 降低了0.3 。而筆者對(duì)全國(guó)1997 年和2001 年生殖健康調(diào)查(合并) 數(shù)據(jù)的分析表明:1980 年代時(shí)由于生育年齡提前, TFR 比TFR’平均高0.171(即時(shí)期生育高于終身生育) ;而1990～1995 年時(shí),推遲生育導(dǎo)致TFR 比TFR’平均低0.109 ,在1996～1999 年期間,平均TFR 為1.307 ,平均TFR’為1.538 。由此可見(jiàn),在1990 年代后期僅推遲生育已經(jīng)使TFR 偏低于終身生育率估計(jì)達(dá)0.232 , TFR 僅占TFR’的85 %(即Ft 值) 。TFR 偏低幅度在各孩次上的分布為,一孩- 0.086 ,二孩- 0.131 ,三孩- 0.015 ,分別占36.9 %、56.6 %和6.5 %。這一結(jié)果提示我們,由于二孩生育推遲占了總進(jìn)度效應(yīng)的一半以上,因此僅從初婚或初育年齡變化來(lái)判斷時(shí)期中是否存在推遲生育的效應(yīng)顯然是不夠的（注9）。

當(dāng)我們知道進(jìn)度效應(yīng)的存在并且測(cè)量了它的影響幅度以后,那么在計(jì)劃生育工作中一直沿用的1.8 的TFR 調(diào)整估計(jì)(對(duì)應(yīng)出生漏報(bào)率至少在30 %以上) 反倒令人不可思議了,因?yàn)槟蔷鸵馕吨鄳?yīng)終身生育水平估計(jì)將是TFR’= 1.8/ 0.849 = 2.12 ,那么2000 年時(shí)的終身生育率在更替水平之上,這不但與2001 年的全國(guó)平均理想子女?dāng)?shù)1.7 對(duì)不上號(hào)（注10）,而且還遠(yuǎn)大于當(dāng)時(shí)35～39 歲年齡組所擁有的平均子女?dāng)?shù)1.85 ! 并且,這還將導(dǎo)致沒(méi)有任何余地再考慮其他因素的影響。

下面再來(lái)看看不孕的影響�，F(xiàn)代社會(huì)中自然環(huán)境變化,社會(huì)節(jié)奏加快,社會(huì)競(jìng)爭(zhēng)加劇,增大了人們的生理和心理壓力,對(duì)不孕也有一定的影響。不孕癥目前是全世界各國(guó)普遍存在的問(wèn)題,而且有逐年上漲的趨勢(shì)。據(jù)報(bào)道,現(xiàn)在美國(guó)不孕率為10 %～15 % ,而歐洲的不孕率則達(dá)到20 %。我國(guó)的研究發(fā)現(xiàn),新一代已婚婦女的不孕風(fēng)險(xiǎn)明顯提高,1990 年代后結(jié)婚的婦女不孕風(fēng)險(xiǎn)明顯高于1990 年以前結(jié)婚的婦女(優(yōu)勢(shì)比為3.93 倍) ,不孕可能會(huì)困擾越來(lái)越多已婚育齡婦女,成為重要的生殖健康問(wèn)題(涂曉雯、高爾生等,2000) 。用當(dāng)前國(guó)際上的不孕率標(biāo)準(zhǔn)口徑對(duì)2001 年計(jì)劃生育調(diào)查數(shù)據(jù)的分析表明,我國(guó)原發(fā)性不孕率為17 %(高峻、高爾生,2005) 。

低生育模型中的競(jìng)爭(zhēng)因子所反映的情況是,因追求其他方面生活目標(biāo)而產(chǎn)生與原生育意愿的矛盾從而導(dǎo)致減少生育,即根據(jù)實(shí)際改變了原生育意愿。在中國(guó)傳統(tǒng)的社會(huì)家庭關(guān)系中,母以子為貴、家庭追求多子多福(代表了前景好、機(jī)會(huì)多、勢(shì)力大) ,因而導(dǎo)致多生傾向,所以這種競(jìng)爭(zhēng)因子效應(yīng)幾乎不需要考慮。然而在現(xiàn)代,婦女走向社會(huì),接受與男性同樣的教育,同樣參與社會(huì)經(jīng)濟(jì)生活,有了個(gè)人發(fā)展的機(jī)會(huì)。比如一些成功女性不愿因生育放棄現(xiàn)有職位和晉升前景,甚至不愿意結(jié)婚以及不愿意生育非婚子女等等。同時(shí),在轉(zhuǎn)入市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)過(guò)程中,子女的撫養(yǎng)費(fèi)用越來(lái)越大,直接影響到整個(gè)家庭的生活水平,這勢(shì)必產(chǎn)生減少生育的影響。無(wú)論是人口轉(zhuǎn)變理論還是現(xiàn)代化理論早就描述過(guò)這種趨勢(shì),而且這種趨勢(shì)已經(jīng)是發(fā)達(dá)國(guó)家和不少發(fā)展中國(guó)家的共同經(jīng)歷。人口學(xué)家早就知道提高教育和收入會(huì)降低生育,只是一直存在著一種潛意識(shí),認(rèn)為更替水平是生育率下限（注11）,并未考慮過(guò)低生育水平問(wèn)題。而國(guó)內(nèi)學(xué)者和計(jì)劃生育工作者的思維則也都局限在提高群眾覺(jué)悟并使之接受計(jì)劃生育政策要求上,既沒(méi)有看到對(duì)個(gè)人而言這種競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)導(dǎo)致的實(shí)際生育甚至可以為0 ,也沒(méi)有看到這種效應(yīng)的發(fā)展可以是計(jì)劃生育之外的自發(fā)過(guò)程,就像發(fā)達(dá)國(guó)家那樣。

通過(guò)以上對(duì)各解釋因子的討論,我們還能看出不同因子之間還存在著互動(dòng),因此其單獨(dú)的影響有時(shí)很難劃分清楚。比如,由于懷孕生殖能力與年齡有比較密切的關(guān)系,因此晚婚、晚育和加長(zhǎng)生育間隔實(shí)際上不僅可以減少時(shí)期內(nèi)的生育,而且推遲生育很有可能導(dǎo)致最后完成的生育量會(huì)低于原來(lái)的生育意愿。一方面是由于推遲增大了不孕風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致想生而生不出來(lái);另一方面則由于存在另外生活追求而發(fā)生生育意愿變化。比較同隊(duì)列在不同時(shí)點(diǎn)上的理想子女?dāng)?shù)有助于發(fā)現(xiàn)這種變化。Hagewen和Morgan (2005) 曾經(jīng)用時(shí)期- 隊(duì)列- 年齡分析方法研究過(guò)美國(guó)各隊(duì)列婦女的生育意愿隨時(shí)間和其他因素而改變的情況。我國(guó)歷次計(jì)劃生育調(diào)查數(shù)據(jù)也可以采用隊(duì)列比較法來(lái)揭示不同特征的婦女隨著年齡和經(jīng)歷不同在生育意愿上的變化。

歸納以上關(guān)于低生育模型中這些因子在中國(guó)的具體情況,非意愿生育和替補(bǔ)傷殘的生育的影響不會(huì)很強(qiáng);子女性別偏好由于采用選擇性人工流產(chǎn)來(lái)達(dá)到,因此在中國(guó)極可能成為生育的抑制因子;而生育推遲效應(yīng)、不孕的影響、以及其他人生目標(biāo)的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)則都是降低效應(yīng),尤其是生育推遲效應(yīng)還是相當(dāng)顯著的效應(yīng)。以上梳理有助于我們看到,中國(guó)當(dāng)前能夠降低時(shí)期生育率的因素很多。盡管目前這些因子的測(cè)量問(wèn)題尚未解決,我們還是可以嘗試用這個(gè)模型做一個(gè)示意性的測(cè)算。

如上所述,將非意愿生育和替補(bǔ)效應(yīng)定為1.05 和1.02 ,假定競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)為0.98 ,按照1997 年生殖健康調(diào)查的原發(fā)不孕率水平推論總的不孕效應(yīng)也為0. 98 ,再代入2001 年生殖健康調(diào)查得到的1996～1999 年期間的進(jìn)度效應(yīng)0.85 ,并將1996～1999 年期間的平均TFR 水平1.31 和2001 年的理想子女?dāng)?shù)1.70 代入模型(見(jiàn)以下公式) 。由于原產(chǎn)于西方的該模型并未考慮TFR 還可以受出生漏報(bào)的影響,那么這個(gè)等式中只剩一個(gè)未知數(shù),即性別偏好效應(yīng)。

按照這些假定,可求得非意愿生育和替補(bǔ)生育兩個(gè)因子的總提高效應(yīng)為Fu ×Fr = 1.061 ,而3 個(gè)抑制因子(進(jìn)度、不孕、競(jìng)爭(zhēng)) 的總效應(yīng)為Ft ×Fi ×Fc = 0.816 。這5 個(gè)因子的總乘積則為0.866 ,最后求出性別偏好效應(yīng)值為0.890 ,大約抑制了11 %的生育。于是,4 個(gè)抑制因子的總效應(yīng)為0.727 。最重要的是,這樣一來(lái)我們就將IP 與TFR 之間相差的1.298 倍分別歸結(jié)到不同因子上去了。然而,如果我們簡(jiǎn)單地認(rèn)為低生育率只能由出生漏報(bào)來(lái)解釋的話,則會(huì)認(rèn)為漏報(bào)了30 % ,那將是完全不同的另一幅圖景（注12）。

此外,我們還可以根據(jù)中國(guó)實(shí)際來(lái)擴(kuò)展這個(gè)模型。中國(guó)的生育政策在生育轉(zhuǎn)變中起到了相當(dāng)大的抑制生育作用,當(dāng)前每年出生中極低的多孩率和城市中龐大的獨(dú)生子女群便是明證。同時(shí),我們當(dāng)然也不能忽視出生漏報(bào)對(duì)時(shí)期TFR 的重要影響。于是,我們還可以在上述模型中再加上一些具有中國(guó)特色的因素,比如政策生育率起到了抑制部分生育意愿的實(shí)現(xiàn),而出生漏報(bào)的效應(yīng)則可以將實(shí)際觀測(cè)的TFR 水平調(diào)高到其真實(shí)水平后再考慮其他效應(yīng)。甚至還可以考慮在生育意愿與政策生育率之間再加終身生育率一環(huán),通常在非意愿生育很少的情況下應(yīng)當(dāng)有:意愿生育率> 終身生育率> 政策生育率,然后再加入各個(gè)影響因子以探究統(tǒng)計(jì)生育率或真實(shí)生育率與這3 種生育率之間的關(guān)系�？梢酝普�,在上述試算模型中如果加入漏報(bào)因子(對(duì)統(tǒng)計(jì)生育率的降低效應(yīng)) 、終身生育率和政策生育率兩個(gè)因子(為降低效應(yīng)) 將能夠更好地解釋作為調(diào)查結(jié)果的很低生育率與意愿生育率之間的差別。

在我們并無(wú)出生漏報(bào)及生育政策等影響測(cè)量值的情況下,其實(shí)我們對(duì)上述模型測(cè)算換一種理解方式也行。如上所述,現(xiàn)有理想子女?dāng)?shù)調(diào)查數(shù)已經(jīng)受到生育政策和現(xiàn)有子女?dāng)?shù)的影響,因此我們有理由將這個(gè)IP(生育意愿) 調(diào)查值1. 70 直接視為(真實(shí)IP ×政策效應(yīng)) 的積。與此類似,可以將以上測(cè)算求出的Fg = 0.890 則視為( Fg ×漏報(bào)效應(yīng)) 的積。也就是說(shuō),如果沒(méi)有出生漏報(bào)和性別偏好人工流產(chǎn)的話,可望有TFR = 1.31/0.890 = 1.472 。

以上測(cè)算不是認(rèn)真的估計(jì),所用參數(shù)大多為粗略假設(shè)值,目的只是為了示意定性分析加粗略定量會(huì)有什么結(jié)果。但是它可以展示出當(dāng)前生育問(wèn)題上的復(fù)雜情況,有助于避免忽略其他解釋因素,片面夸大出生漏報(bào)的影響。并且,它還將促使我們對(duì)有關(guān)因子投入更大的研究關(guān)注和操作化努力。當(dāng)各因子的測(cè)量都取得一定進(jìn)展后,便可以使這個(gè)模型發(fā)展成經(jīng)驗(yàn)分析模型。

5　人口流動(dòng)對(duì)近年生育率降低的影響

除了以上涉及到的低生育率各影響因素外,其實(shí)中國(guó)生育率還存在著其他作用明顯的影響因素。由于篇幅所限,下面僅著重討論一下近年人口流動(dòng)對(duì)生育率的影響。

改革開(kāi)放引發(fā)的人口流動(dòng)大潮是十幾年來(lái)極為引人注目的巨大社會(huì)變遷之一。根據(jù)2000 年人口普查數(shù)據(jù),全國(guó)流動(dòng)人口數(shù)量已經(jīng)達(dá)到1 億人以上(翟振武、段成榮,2006) ,而2005 年1 %人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)則表明,全國(guó)流動(dòng)人口數(shù)量達(dá)到1.47 億人(段成榮、楊舸,2008) 。那么,人口流動(dòng)分別對(duì)來(lái)源地和到達(dá)地生育水平的影響究竟如何? 梁秋生(2004 ,2005) 曾就后者提出了“外來(lái)人口分母效應(yīng)”的觀點(diǎn)以及對(duì)京津滬大都市的分析結(jié)果,并引起一場(chǎng)學(xué)術(shù)爭(zhēng)論。陳衛(wèi)(2005b) 就此問(wèn)題的分析表明,在外來(lái)人口眾多的廣東省,外來(lái)人口分母效應(yīng)的確極為顯著,即外來(lái)人口的到來(lái)降低了廣東省的生育率。更重要的是,陳衛(wèi)還發(fā)現(xiàn)在全國(guó)城市中普遍存在顯著的外來(lái)人口分母效應(yīng),只有京津滬是例外,盡管外來(lái)人口很多,但分母效應(yīng)反而不太顯著。我本人也參加了這場(chǎng)爭(zhēng)論(郭志剛,2005a ,b) ,并就產(chǎn)生外來(lái)人口分母效應(yīng)的必要條件進(jìn)行了討論,以解釋陳衛(wèi)所發(fā)現(xiàn)的現(xiàn)象。但是,當(dāng)時(shí)并未涉及人口流動(dòng)對(duì)原籍地乃至全國(guó)生育率的影響。

后來(lái),陳衛(wèi)、吳麗麗(2006) 用2000 年普查數(shù)據(jù)考察了遷移與生育率的關(guān)系,結(jié)果不僅表明流動(dòng)遷移對(duì)生育率有著非常顯著的影響,肯定了城市外來(lái)人口的生育率不僅低于農(nóng)村本地人口,而且低于城市本地人口。更重要的是這個(gè)研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn),中國(guó)遷移與生育率的關(guān)系出現(xiàn)了與已有的遷移生育率理論的不一致。于是,他們的觀點(diǎn)在文獻(xiàn)研究中很自然地被看作“頗有爭(zhēng)議性”的一類(陸杰華、肖周燕,2008) 。

作為補(bǔ)充,這里根據(jù)2000 年普查和2005 年小普查數(shù)據(jù)樣本的分析結(jié)果(見(jiàn)表1) 來(lái)簡(jiǎn)要反映人口流動(dòng)對(duì)原籍地和現(xiàn)居住地生育率的影響、以及對(duì)全國(guó)生育率的影響。對(duì)兩個(gè)數(shù)據(jù)分別都按現(xiàn)居住地類型和戶口性質(zhì)計(jì)算了生育率。調(diào)查數(shù)據(jù)中的市鎮(zhèn)縣口徑其實(shí)反映的是人口按現(xiàn)居住地的情況,而流動(dòng)人口往往并不能改變其戶籍性質(zhì),因此戶籍性質(zhì)可以在很大程度上代表他們?cè)瓉?lái)的情況。因此,市和鎮(zhèn)可以看作是原來(lái)的市鎮(zhèn)居民加上流入市鎮(zhèn)的農(nóng)業(yè)戶籍人口,縣人口則是當(dāng)前留在農(nóng)村的農(nóng)業(yè)戶籍人口。于是,表1 雖然并未直接對(duì)流動(dòng)人口進(jìn)行統(tǒng)計(jì),卻仍然可以通過(guò)差別來(lái)反映人口流動(dòng)對(duì)生育率的影響。為了一目了然,表中最后兩列提供了兩個(gè)差值,其意義是:當(dāng)市TFR 減去非農(nóng)TFR 的差取負(fù)值時(shí)代表流動(dòng)人口效應(yīng)拉低了市鎮(zhèn)的生育率,反之代表抬高了市鎮(zhèn)的生育率;當(dāng)農(nóng)業(yè)戶籍人口TFR 與縣TFR 之差為負(fù)值時(shí)代表人口流動(dòng)降低了農(nóng)業(yè)戶籍人口的生育率,反之則代表提高的效應(yīng)。

先看2000 年的情況,市減非農(nóng)的TFR 差值為負(fù),表明那時(shí)流動(dòng)人口的生育率低于原市區(qū)居民的生育率,結(jié)果形成了“外來(lái)人口分母效應(yīng)”,起到了拉低市的TFR 的作用。我們甚至可以推論在2000年時(shí)這種效應(yīng)同時(shí)也降低了鎮(zhèn)的TFR。這種結(jié)果其實(shí)與陳衛(wèi)(2005b) 用同一數(shù)據(jù)取得的全國(guó)城市中普遍存在顯著的外來(lái)人口分母效應(yīng)的發(fā)現(xiàn)完全一致。但是,當(dāng)時(shí)大家只專注于“外來(lái)人口”所到的“當(dāng)?shù)亍?因而都未注意到結(jié)果另一面的意義,即由于當(dāng)時(shí)流動(dòng)人口的生育率極低(甚至低于非農(nóng)戶口婦女) ,作為農(nóng)業(yè)戶口一部分的鄉(xiāng)→城流動(dòng)人口就會(huì)大大降低了整個(gè)農(nóng)業(yè)戶口的生育水平(即農(nóng)業(yè)減縣為負(fù)) ,并因而在整體上導(dǎo)致全國(guó)生育水平降低。

2005 年的情況則很不同。這時(shí)市減非農(nóng)的TFR 差為正值,因此市的TFR 是高于非農(nóng)業(yè)戶口TFR 的。這種現(xiàn)象不可能是現(xiàn)在的原市鎮(zhèn)居民超計(jì)劃生育多了,而是由于有其他允許生育二孩的農(nóng)業(yè)戶口育齡婦女流入市鎮(zhèn),并在那里定居并生育子女所致。也就是說(shuō),當(dāng)前流入市鎮(zhèn)的農(nóng)業(yè)戶籍人口的生育水平高于原市鎮(zhèn)居民,因此流動(dòng)人口效應(yīng)起到了抬高市鎮(zhèn)TFR 的作用。此外,當(dāng)前農(nóng)業(yè)戶口的TFR 低于縣口徑的TFR 又表明,外出流動(dòng)的農(nóng)業(yè)人口生育率低于仍留在家鄉(xiāng)的農(nóng)業(yè)戶籍人口的水平。所以,當(dāng)前鄉(xiāng)→城流動(dòng)人口的生育率雖然比原市鎮(zhèn)居民要高,但是卻顯著低于仍然留在原籍未動(dòng)的農(nóng)業(yè)戶籍人口。所以,在總體上鄉(xiāng)→城流動(dòng)仍然起著降低全國(guó)生育率的影響。

當(dāng)然,2000 年時(shí)流動(dòng)人口生育率“超低”目前還只是一個(gè)統(tǒng)計(jì)結(jié)果,這種結(jié)果到底是源于2000 年普查的出生漏報(bào)極為嚴(yán)重,還是由于當(dāng)時(shí)大部分流動(dòng)人口真的出于某種原因而抑制了時(shí)期生育,還需要(也能夠) 進(jìn)行深入分析。但是,流動(dòng)人口本身有較高素質(zhì)的選擇性、由于流動(dòng)而產(chǎn)生的婚姻生育推遲、由于新的機(jī)會(huì)和追求而產(chǎn)生的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)都可以導(dǎo)致其生育水平較低,所以現(xiàn)在的流動(dòng)人口大軍顯然已經(jīng)不是從前的“超生游擊隊(duì)”了,那么它能夠降低全國(guó)生育水平應(yīng)該也是可以理解的。

6　結(jié)語(yǔ)

生育率降到更替水平以下乃至達(dá)到很低程度,完全出乎人口學(xué)者的預(yù)料,因?yàn)橐回災(zāi)J(rèn)更替水平是生育轉(zhuǎn)變的下限。低生育水平引起了相關(guān)各國(guó)政府和公眾的震驚、不解和聯(lián)合國(guó)的重視,隨之而來(lái)的是大量關(guān)于低生育水平的新聞報(bào)導(dǎo)、專家和公眾評(píng)論、理論研究、模型方法和經(jīng)驗(yàn)分析的產(chǎn)生。

我國(guó)的情況卻很不一樣,盡管統(tǒng)計(jì)上出現(xiàn)很低生育率已經(jīng)好多年了,然而卻是雖有迷茫但波瀾不驚,好像認(rèn)定就是出生漏報(bào)這一個(gè)原因,只待來(lái)日查實(shí)。出生漏報(bào)問(wèn)題的確重要,確實(shí)需要努力解決這個(gè)問(wèn)題,但是本文更加強(qiáng)調(diào)的是,當(dāng)前研究視野是否足夠開(kāi)闊在很大程度上左右著生育率研究及其結(jié)論。當(dāng)前中國(guó)存在著多種降低生育率的因素,需要一一加以認(rèn)真探索和研究。忽略這些因素,就會(huì)草率地下結(jié)論,我們可能就會(huì)更久地陷在“見(jiàn)到低生育率統(tǒng)計(jì)結(jié)果→歸因于漏報(bào)并調(diào)高生育率估計(jì)→繼續(xù)嚴(yán)格控制→再次見(jiàn)到低生育率統(tǒng)計(jì)結(jié)果”這個(gè)怪圈里,遲遲無(wú)法理解和正視中國(guó)人口已經(jīng)進(jìn)入低生育率新時(shí)代這個(gè)事實(shí)�？傊�,當(dāng)前的人口現(xiàn)象出現(xiàn)了前所未有的復(fù)雜性,我們應(yīng)當(dāng)解放思想、實(shí)事求是、與時(shí)俱進(jìn),研究新情況、解決新問(wèn)題。最重要的是,生育率降至更替水平以下,人口決策的原則和方針就應(yīng)當(dāng)十分不同。過(guò)去決定生育政策時(shí)更強(qiáng)調(diào)“降低”生育率,現(xiàn)在把握好“度”就極為重要,既不能太低,也不能太高,因?yàn)檫@個(gè)“度”決定了人口未來(lái)發(fā)展。人口發(fā)展的特點(diǎn)是周期長(zhǎng)、慣性大,如果這個(gè)“度”把握不好,也會(huì)導(dǎo)致失誤,也會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展產(chǎn)生難以逆轉(zhuǎn)的長(zhǎng)期影響。而要把握好這個(gè)“度”,首先應(yīng)當(dāng)對(duì)當(dāng)前生育形勢(shì)心中有數(shù),否則便無(wú)從評(píng)價(jià)我們的對(duì)策和措施現(xiàn)在所起的作用是否符合國(guó)家長(zhǎng)期、穩(wěn)定、可持續(xù)發(fā)展的需要。

 

注釋：

* 本研究為教育部人文社科重點(diǎn)基地重大項(xiàng)目“家庭代際關(guān)系的人口社會(huì)學(xué)研究”(05JJD840002) 的成果之一。

注1：我這種嘗試一直被廣泛誤解,不少人曾錯(cuò)誤地將這些其他生育統(tǒng)計(jì)值當(dāng)成我對(duì)真實(shí)總和生育率的估計(jì)而引用。

注2：2000 年時(shí)中共中央國(guó)務(wù)院發(fā)出了“加強(qiáng)人口與計(jì)劃生育工作、穩(wěn)定低生育水平的決定”。2006 年時(shí)中共中央國(guó)務(wù)院又做出了關(guān)于全面加強(qiáng)人口和計(jì)劃生育工作統(tǒng)籌解決人口問(wèn)題的決定,要求“千方百計(jì)穩(wěn)定低生育水平”。

注3：該數(shù)值系根據(jù)普查間同隊(duì)列人數(shù)比較的差異比較再加一點(diǎn)保險(xiǎn)系數(shù)取得的漏報(bào)率。

注4：張維慶主編《2006 年全國(guó)人口和計(jì)劃生育調(diào)查數(shù)據(jù)集》(2008) 公布的TFR 統(tǒng)計(jì)從2001 年開(kāi)始,其中2001～2003年的TFR 值分別為1. 406 、1.347 、1.299 。

注5：這兩個(gè)調(diào)查都一致反映出2004 年TFR 略有回升,但是小普查的2005 年TFR 又回落到1.4 左右,而人口和計(jì)劃生育調(diào)查得到的2005 年TFR 則為1.736 ,并且根據(jù)該調(diào)查公報(bào),2006 年TFR 繼續(xù)躍升到1.8 以上。

注6：這種隊(duì)列的年齡別累計(jì)生育率的比較提供了更多信息,還有助于對(duì)年輕隊(duì)列生育發(fā)展趨勢(shì)的估計(jì)。

注7：陳衛(wèi)一方面發(fā)現(xiàn)先有一個(gè)女孩再生二孩時(shí)的性別比遠(yuǎn)高于先有一個(gè)男孩時(shí)的二孩性別比(133. 5 比101. 9) ;另一方面發(fā)現(xiàn)出生性別比失調(diào)與流產(chǎn)次數(shù)明顯相關(guān),出生性別比在只有1 次流產(chǎn)時(shí)為109 ,有兩次流產(chǎn)時(shí)便上升到121 ,有三次流產(chǎn)時(shí)則高達(dá)144 。

注8：楊書(shū)章、王廣州通過(guò)孩次性別遞進(jìn)模型推導(dǎo)出,對(duì)于想兒女雙全的人群,要使95 %以上的婦女實(shí)現(xiàn)愿望,平均終身生育次數(shù)必須達(dá)到2. 94 ,而如果能完全控制生育性別,那么平均生育2 次就夠了。由此可見(jiàn),生育性別控制導(dǎo)致這類人的終身生育率降低1/ 3 。

注9：一些研究者就是這么得出其結(jié)論的。

注10：按上述分析,這樣調(diào)查的理想子女?dāng)?shù)水平應(yīng)當(dāng)是處于實(shí)際生育水平和純粹生育意愿之間。

注11：很有意思的是以更替水平作為下限的生育率口徑也在不斷變化。Bongaat s 和Feeney (1998) 提出去進(jìn)度效應(yīng)方法時(shí)本來(lái)是想用數(shù)據(jù)分析說(shuō)明盡管時(shí)期生育率TFR 可以非常低,但終身生育率估計(jì)TFR’基本還在更替水平。但是后來(lái)一些低生育率國(guó)家的實(shí)際變化趨勢(shì)卻是生育意愿大致還維持在更替水平,而TFR’也已經(jīng)顯著低于更替水平了,所以便更招致憂慮。

注12：陳衛(wèi)、翟振武的研究(2007) 表明,如果依據(jù)教育部小學(xué)入學(xué)兒童統(tǒng)計(jì)調(diào)整,不僅很低生育率是出生漏報(bào)導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)虛幻,而且出生性別比也基本上是因?yàn)榕畫(huà)肼﹫?bào)更嚴(yán)重導(dǎo)致的虛假統(tǒng)計(jì)。

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China’s Low Fertility and Its Determinants

Abstract : China has already attained low fertility ; however , there is uncertainty around the actual fertility. This paper summarizes classification and discussion of low fertility , and reviews methodological issues in estimating fertility or birth under - reporting. Using Bongaarts low fertility model , it is found that childbearing postponement had a significant depressing effect on China’s total fertility rate ; while the way in which son preference affects fertility shifted from multiple childbearing into sex - selective abortions , thus reducing fertility. Illust rative calculation shows that ignoring other factors depressing fertility would lead to exaggeration of the effect of birth under - reporting on fertility. Finally the paper discusses impact of migration on fertility in areas of origin , areas of destination and for China as a whole.

Keywords : Low fertility ; Total fertility rate ; Birth deferment ; Sex preference , Floating population

Author : Guo Zhigang is Professor , Chinese Center for Social Development Research and Department of Sociology , Peking University.

(責(zé)任編輯:宋　嚴(yán)　收稿時(shí)間:2008-05)

原文出處：《人口研究》第32卷 第4期 2008年7月

  本文關(guān)鍵詞：中國(guó)的低生育水平及其影響因素，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

本文編號(hào)：150751