蔡冬冬， 袁佳音

(沈陽工業(yè)大學 經濟學院， 沈陽 110870)

中共十八屆五中全會公報宣布，中國將“全面實施一對夫婦可生育兩個孩子政策，積極開展應對人口老齡化行動”。2010—2016年的人口出生率和老年撫養(yǎng)比均呈上升趨勢，但是老年撫養(yǎng)比的增速快于人口出生率的增速，說明人口老齡化仍然是目前需要面對的重要問題。養(yǎng)老問題的解決需要的不僅僅是經濟支持，還有時間。為應對我國人口老齡化問題，提高人口出生率刻不容緩。我國實施全面二孩政策的目的就是為了提高人口出生率?？疾炱毡椤岸⒄摺敝暗娜丝诔錾适芎畏N因素影響及如何受到影響，對于提高人口出生率具有重要的指導意義。

我國2010—2015年的基尼系數呈下降趨勢，2016年的基尼系數比2015年提高了0.003，近幾年的基尼系數均超過0.45，可見我國城鄉(xiāng)居民收入分配差距依然很大。我國城鄉(xiāng)收入分配的差距是否會造成城鄉(xiāng)居民的生育意愿不同，進而造成人口出生率存在差異?城鄉(xiāng)收入分配是否會成為影響人口出生率的因素?若是，又是怎樣影響的?本文旨在建立面板數據模型分析二者之間的關系，這也是本文的創(chuàng)新點。

一、文獻綜述與理論分析

1. 文獻綜述

人口出生率是人口結構中最重要的一個衡量指標，很多學者對其進行了研究。王會宗等(2016)認為我國人口的現實出生率已經遠遠低于維持經濟增長所需的更替水平；若考慮死亡率，現實出生率與最優(yōu)出生率的差距更大[1]。劉曉婷等(2016)認為，房價每上升1個百分點，出生率約下降0.1～0.15個百分點[2]。王國軍等(2016)認為，社會保障對人口出生率影響為負，而經濟發(fā)展的主要指標人均GDP對人口出生率影響為正[3]。李建偉(2014)認為，經濟因素對居民生育觀念和出生率具有重要影響，經濟發(fā)展水平、社會保障程度、養(yǎng)育成本越高，人口出生率越低[4]。王德懷等(2017)認為，經濟發(fā)展水平、社會保障發(fā)展水平和受教育程度對人口出生率均會產生負面影響，居民生活水平對人口出生率的影響是正向的[5]。向超(2016)研究河南省人口出生率的影響因素，認為負擔少年系數和政府財政在醫(yī)療、教育、社會保障與就業(yè)四個方面的支出均會影響人口出生率[6]。楊曉鶴(2018)認為，國民生產總值代表的經濟發(fā)展在一定范圍內與人口出生率呈正相關關系，反之則呈負相關關系[7]。

收入分配差距是衡量國民貧富差距的重要因素，學者們積極地對其開展了研究。黃仰玲(2016)認為，我國國民收入分配不均程度持續(xù)惡化，已經到了非常嚴重的階段[8]。聶榮等(2015)認為，農村居民收入分配的總體差距正在緩慢擴大[9]。李權葆等(2013)認為，農村的基尼系數顯著高于城市，農村收入不平等程度較大[10]。蔣志華等(2014)利用基尼系數以空間分析方法分析了居民收入差距，指出近10年中國的收入分配差距呈現縮小趨勢[11]。

經濟學家對人口結構和收人分配的研究可以說自古希臘的柏拉圖就開始了，但是始終沒有統(tǒng)一的結論。我國對于人口結構與收入分配差距的研究起步較晚。戴玲等(2009)認為，縮小城鄉(xiāng)人力資本存量水平的差距，提高市場化程度以及降低人口出生率，才能從根本上消除我國城鄉(xiāng)收入差距[12]。王鑫鑫(2013)考慮多維人口結構變遷的情況，認為中國未來20年貧困發(fā)生率將不斷下降，而收入差距將進一步擴大[13]。陳建寶等(2013)通過實證分析認為，城鄉(xiāng)收入差距的擴大和城鄉(xiāng)人口比例的上升減少了生存型消費支出的比例，增加了享受型和發(fā)展型消費支出比例[14]。趙錦春等(2014)指出，造成我國項目經常持續(xù)順差的重要原因是無限勞動力供給與收入分配的不平等[15]。

2. 理論分析

在上述研究基礎上，本文認為城鄉(xiāng)收入分配差距可能會對人口出生率產生一定程度影響，對于我國“二孩政策”的實施具有一定的指導意義?；诖?，本文選取各個省、市、自治區(qū)人口出生率為因變量，城鄉(xiāng)居民的收入分配差距為自變量。

現有文獻發(fā)現，影響人口出生率的重要因素是人均生產總值，城鎮(zhèn)居民的比重會造成各省、市、自治區(qū)的生育意愿差異，間接地影響人口出生率，因此將人均生產總值和城鎮(zhèn)居民比重作為控制變量。

考慮到2015年10月實施普遍“二孩政策”會存在一定的時滯性，本文選取的數據時間截取到2016年。利用我國各省、市、自治區(qū)2001—2016年的面板數據，建立線性模型以研究城鄉(xiāng)居民收入分配差距怎樣影響人口出生率。

二、模型構建與數據說明

1. 模型構建

為了反映城鄉(xiāng)收入分配差距對人口出生率的影響，構建靜態(tài)面板模型，即

brit=cit+αiigit+β1iurit+β2ipgdpit+uit
(1≤i≤31，2001≤t≤2016)

(1)

式中：i表示省份；t表示年份；αi表示第i個省份城鄉(xiāng)收入分配差距系數；β1i表示第i個省份城鎮(zhèn)人口比重系數；β2i表示第i個省份人均生產總值系數；brit表示第i個省份第t年的人口出生率；igit表示第i個省份第t年的城鄉(xiāng)收入分配差距；urit表示第i個省份第t年的城鎮(zhèn)人口比重；pgdpit表示第i個省份第t年的人均生產總值；cit為面板模型中的常數項，表示在不受任何情況影響時的人口出生率，即自然出生率；uit為隨機誤差項。

2. 數據說明

選取2002—2017年《中國統(tǒng)計年鑒》中31個省的人口出生率、城鎮(zhèn)居民可支配收入、農村居民可支配收入、人均生產總值、總人口和城鎮(zhèn)人口作為研究對象。

選取各省的人口出生率作為模型的因變量，用城鎮(zhèn)居民可支配收入與農村居民可支配收入的比值來衡量收入分配差距，原因是在選取其他控制變量時也用到了比值，為了統(tǒng)一量綱，故在尋找變量衡量收入分配差距時選取了比值的方法。

選取各省市自治區(qū)城鎮(zhèn)人口與總人口的比值衡量城鎮(zhèn)人口比重。需要說明的是2011年《中國統(tǒng)計年鑒》中沒有各省市自治區(qū)城鎮(zhèn)人口數量和總人口數量，因此分別用2010年和2012年相應變量的平均數來代替。選取人均生產總值并作取對數處理。

三、實證分析

1. 假設的提出

本文提出假設H1和H2，即

H1α1=α2=…=αi=…=α31

H2c1=c2=…=ci=…=c31

在H1成立時，表示該面板模型為變截距模型；在H1、H2同時成立時，表示該面板數據為無個體影響不變系數模型；在H1和H2均不成立時，表示該面板數據為變系數模型。

2. 結果分析

根據以上假設，基于2001—2016年31個省、市、自治區(qū)的面板數據，分別構建變系數模型、變截距模型和無個體影響不變系數模型。變系數模型中的殘差平方和為S1，數值為342.462 9；變截距模型中的殘差平方和為S2，數值為447.027 7；無個體影響不變系數模型中的殘差平方和為S3，數值為2 787.045 0；N表示省份個數，取值31；T表示面板數據選取的年度跨度，取值17；K為面板模型中的自變量和控制變量的總數，取值3。

對面板模型進行F檢驗，以確定是否接受以上假設，判斷面板模型的類型，首先計算F2，公式為

(2)

經過查表得F0.05為15.98，此時F2=23.973>F0.05，因此拒絕假設H2，該面板模型不是無個體影響不變系數模型。接著計算F1，公式為

(3)

此時F1=1.367

表1 變截距模型的實證結果

表2 固定效應(交叉)值

3. 平穩(wěn)性檢驗

(1) 單位根檢驗。單位根檢驗結果如表3所示。

表3 單位根檢驗結果

由表3可知，該面板模型在5%的顯著性水平下通過了Levin，Lin & Chut*和PP-Fisher Chi-square檢驗，但是未通過ADF-Fisher Chi-square檢驗。按照少數服從多數的規(guī)則，認為該面板模型在5%的顯著性水平下是具有平穩(wěn)性的。

(2) ADF檢驗。未進行差分的ADF檢驗結果如表4所示。

表4 未進行差分的ADF檢驗結果

由表4可知，在顯著性5%甚至是10%的水平下ADF的檢驗都沒有通過，所以本文進行了進一步的一階差分，以檢驗該面板模型是否平穩(wěn)。一階差分的ADF檢驗結果如表5所示。

表5 一階差分的ADF檢驗結果

由表5可知，在顯著性5%甚至是1%的水平下該面板模型都通過了ADF檢驗，說明其回歸結果仍然平穩(wěn)，結果仍然可用。

該變截距模型說明各省市自治區(qū)的人口出生率受到地區(qū)收入分配差距的影響是相同的，但是在不受任何情況影響時的人口出生率不同。

由表1、2可知，在顯著性水平為5%時，城鄉(xiāng)收入分配差距對人口出生率的影響是顯著且正向的；城鎮(zhèn)人口比重對人口出生率的影響是顯著且負向的；人均生產總值對人口出生率的影響是不顯著的；自然出生率對各省市自治區(qū)人口出生率的影響也是不顯著的，但是在10%的顯著性水平下對人口出生率的影響是顯著且正向的，并且可以看到西藏和新疆在不受任何情況影響時人口出生率較高，而北京、遼寧、吉林、上海地區(qū)在不受任何情況影響時人口出生率較低。

四、結論與政策建議

1. 結 論

在變截距的面板模型中，城鄉(xiāng)收入分配差距對人口出生率的影響是顯著且正向的，說明城鎮(zhèn)居民與農村居民的人口出生率存在差異。城鄉(xiāng)收入分配差距對人口出生率的影響是顯著正向的，其原因可能是城鄉(xiāng)收入分配差距較大時，農村居民更希望通過增加勞動力來改善自己的貧困狀況，進而造成了農村地區(qū)人口出生率上升，而城鎮(zhèn)居民的生育觀念受收入的影響不大，因此這種情況下人口出生率的增長主要來自農村。農村居民相較于城鎮(zhèn)居民更易忽視孩子的教育問題，因此單純地提高收入并不能帶來良性的人口出生率的增長。

在變截距的面板模型中，城鎮(zhèn)人口比重對人口出生率的影響是顯著且負向的，說明城鎮(zhèn)人口比重上升，人口出生率下降。這可能是因為城鎮(zhèn)居民在工作中獨生子女的補貼津貼使其更傾向于只生一個孩子。另外農村居民受重男輕女封建思想的影響較大，如果生的是女孩，他們會更傾向于再生一個孩子。因此，城鎮(zhèn)人口的比重越大，人口出生率可能會越低。

在變截距的面板模型中，人均生產總值對人口出生率的影響是不顯著的，說明人均生產總值對人口出生率的影響不大。這可能是因為無論人均生產總值是多少都不會影響居民的生育意愿。

在變截距的面板模型中，顯著性水平為10%時，自然出生率對人口出生率的影響是顯著且正向的，這是因為無論在什么情況下，人口出生率都是正的，總會有新生人口。模型中可以觀察到西藏和新疆的自然出生率較高，可能是因為地區(qū)生活節(jié)奏比較慢，消費水平較低，孩子的養(yǎng)育成本較低；北京、上海地區(qū)的自然出生率較低，可能是因為地區(qū)生活節(jié)奏太快，消費水平過高，孩子的養(yǎng)育成本過高，因此更傾向于獨生子女政策；而遼寧、吉林的自然出生率較低的原因與北京、上海不同，可能是由于地區(qū)雖經濟相對落后，但生活成本和消費水平卻不低，孩子的養(yǎng)育成本較高，因此也更傾向于獨生子女政策。

2. 政策建議

(1) 提升農村新生人口質量。城鄉(xiāng)收入分配差距增大帶來的人口出生率上升不是良性的，因此要在保證人口出生率的條件下縮小收入分配差距，防止惡性的人口出生率的上升，提高新生人口的質量。政府可以對農村居民的生育行為進行補貼，對農村的新生兒給予教育撫養(yǎng)費補貼，對其小學至大學的學費適當補貼，并制定一定的標準按月發(fā)放生活費。同時，國家可以出臺更多的政策，為農村地區(qū)的學校引進師資力量，對自愿去偏遠山區(qū)支教的大學生給予大力補貼，在招聘中優(yōu)先考慮有支教經驗的大學生。這樣不僅可以保證人口出生率，還能提高農村新生人口的教育質量。

(2) 提高城鎮(zhèn)地區(qū)的人口出生率。在模型中，城鎮(zhèn)人口比重對人口出生率的影響是顯著且負向的，說明雖然城鎮(zhèn)居民的生育觀念受外在因素的影響較小，但仍需出臺政策以提高城鎮(zhèn)地區(qū)的人口出生率。政府可以在勞動法中大力保障女性孕期和產期享有的權利，適當延長女性產假以提高城鎮(zhèn)地區(qū)的人口出生率。

(3) 實施地區(qū)相機而定的政策。針對以上分析，地區(qū)不同實施的政策也應該不同。如西藏、新疆可以大力宣傳優(yōu)生優(yōu)育思想；北京、上海應在“二孩政策”中提高優(yōu)惠政策比例，如實施“二孩補貼”、降低幼兒園學費等；遼寧、吉林應在加快經濟發(fā)展的同時適當降低生活成本，如增加義務教育年限、建設更多的基礎設施等。