李真

（南開(kāi)大學(xué)金融學(xué)院 天津市 300350）

生育問(wèn)題在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程中一直扮演著重要角色。為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，新中國(guó)成立后，干預(yù)性的計(jì)劃生育政策主要經(jīng)歷了四個(gè)階段：第一個(gè)階段是1949-1953 年的鼓勵(lì)生育階段，這個(gè)階段屬于中國(guó)人口的調(diào)整期；第二個(gè)階段是1954-1977 年的寬松計(jì)劃階段，這個(gè)階段人口出現(xiàn)井噴式增長(zhǎng)，總和生育率達(dá)到6 左右；第三個(gè)階段是1978-2013 年的嚴(yán)格計(jì)劃生育階段，這個(gè)階段總和生育率從6 降到2.5，1991 年后進(jìn)入1 時(shí)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(dú)二孩”到“全面二孩”。但放開(kāi)二胎的政策并沒(méi)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(guó)總和生育率為1.69，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于人口更替水平2.1，中國(guó)已經(jīng)進(jìn)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(guó)又放開(kāi)了“三胎政策”，政策效果有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。生育意愿的持續(xù)降低和預(yù)期壽命的不斷延長(zhǎng)導(dǎo)致社會(huì)人口結(jié)構(gòu)嚴(yán)重失衡，勞動(dòng)供給短缺，阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展。影響生育意愿的因素有很多，其中社會(huì)保障對(duì)生育意愿的影響引起廣泛討論。中國(guó)在2009 年開(kāi)始在農(nóng)村地區(qū)試點(diǎn)推廣新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)（以下簡(jiǎn)稱“新農(nóng)?！保?，當(dāng)年試點(diǎn)覆蓋了全國(guó)10%的縣區(qū)，之后政策進(jìn)入加速推廣、快速拓面的階段。新農(nóng)保基金由個(gè)人繳費(fèi)、集體補(bǔ)助、政府補(bǔ)貼構(gòu)成，政府補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)不低于每人每年30 元，東部地區(qū)政府更是給予保費(fèi)50%的補(bǔ)貼。對(duì)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(gòu)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(duì)家庭經(jīng)濟(jì)福利、居民個(gè)體福利、市場(chǎng)勞動(dòng)供給等都會(huì)造成一定程度影響，本文主要探討新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村居民生育意愿的影響。

一、文獻(xiàn)綜述

中國(guó)老年人主要通過(guò)政府的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度、家庭養(yǎng)老的代際轉(zhuǎn)移支付以及老年人自我儲(chǔ)蓄三種模式進(jìn)行養(yǎng)老，理性經(jīng)濟(jì)人會(huì)根據(jù)政府養(yǎng)老保險(xiǎn)模式和子女?dāng)?shù)量等外部條件來(lái)選擇其中一種模式進(jìn)行養(yǎng)老，以實(shí)現(xiàn)家庭福利最大化，政府養(yǎng)老保險(xiǎn)模式會(huì)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(xiàng)家庭決策，需要放在效用最大化的框架中進(jìn)行討論分析。Becker 和Barro（1988）以及Barro 和Becker（1989）首次提出內(nèi)生增長(zhǎng)模型，并初步探討了社會(huì)保障費(fèi)率的提高對(duì)生育意愿的負(fù)向影響。生育意愿受到“消費(fèi)動(dòng)機(jī)”和“投資動(dòng)機(jī)”的共同影響，對(duì)于“消費(fèi)動(dòng)機(jī)”，父母享受孩子的數(shù)量和質(zhì)量帶來(lái)的滿足感，這種滿足感會(huì)隨著代際轉(zhuǎn)移減弱，孩子的子女不會(huì)給自己帶來(lái)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(dòng)機(jī)”，即期望在老年時(shí)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(dòng)機(jī)”心理占據(jù)上風(fēng)時(shí)，以社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)為代表的“社會(huì)養(yǎng)老”會(huì)部分替代“養(yǎng)兒防老”，降低生育意愿。

養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)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(rèn)為養(yǎng)老保障會(huì)對(duì)生育意愿產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，即養(yǎng)老保險(xiǎn)的“替代效應(yīng)”大于“收入效應(yīng)”。Guinnane（2008）對(duì)生育意愿下降的研究進(jìn)行了總結(jié)，指出慷慨的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度會(huì)對(duì)生育意愿產(chǎn)生負(fù)向影響。Hirazawa 和Yakita（2009）指出養(yǎng)老保險(xiǎn)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(duì)德國(guó)19 世紀(jì)的歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)社會(huì)保障覆蓋越多的地方生育意愿越低。秦雪征（2010）指出社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)使“自我保險(xiǎn)”轉(zhuǎn)變?yōu)椤吧鐣?huì)安全網(wǎng)”模式，降低了居民對(duì)“養(yǎng)兒防老”的需求，進(jìn)而生育動(dòng)機(jī)降低。王浩名和柳清瑞（2015）使用中國(guó)和東盟的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析得出，社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi)率的提高會(huì)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(shí)證分析的方法研究得出，新農(nóng)保會(huì)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(kù)分析指出養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)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(rèn)為養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)生育意愿的影響會(huì)因?yàn)椴煌瑖?guó)家和所處的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段不同而有所差別，適當(dāng)?shù)酿B(yǎng)老金水平會(huì)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(xiǎn)制度會(huì)降低生育意愿，但結(jié)果也會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)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(xiǎn)的“社會(huì)安全網(wǎng)”對(duì)“養(yǎng)兒防老”的替代效應(yīng)，也認(rèn)為其替代效應(yīng)會(huì)因不同經(jīng)濟(jì)體的變化有較大差別。Wigger（1999）在內(nèi)生增長(zhǎng)模型中分析養(yǎng)老金對(duì)生育意愿的影響時(shí)發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)老金有可能會(huì)提高生育意愿。Wang（2015）指出，不同養(yǎng)老金待遇對(duì)生育意愿和失業(yè)率的影響會(huì)有所不同，較高的養(yǎng)老金待遇有可能會(huì)提高生育意愿，降低失業(yè)水平，但較低的養(yǎng)老金待遇會(huì)導(dǎo)致生育意愿和失業(yè)率一同惡化。Cigno（1993）對(duì)意大利的養(yǎng)老金和生育意愿進(jìn)行研究時(shí)發(fā)現(xiàn)，完全積累制下的養(yǎng)老金會(huì)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(kāi)（2014）使用CHARLS 的數(shù)據(jù)分析了以“新農(nóng)保”為基礎(chǔ)的“社會(huì)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(huì)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(rèn)為研究養(yǎng)老保險(xiǎn)制度和生育意愿的關(guān)系要針對(duì)特定國(guó)家和地區(qū)的初始條件和發(fā)展路徑進(jìn)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(huì)化的養(yǎng)老保障制度無(wú)法替代的特征。中國(guó)傳統(tǒng)的“孝道”文化使中國(guó)和西方國(guó)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(yán)重。在該傳統(tǒng)觀念解除之前，新農(nóng)保對(duì)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(xiǎn)對(duì)生育意愿的“擠出效應(yīng)”不確定。康傳坤和孫根緊（2018）使用2013 年的CGSS 數(shù)據(jù)分析了養(yǎng)老保險(xiǎn)制度對(duì)生育意愿的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)使城鎮(zhèn)居民的生育意愿降低13%-17%，但對(duì)農(nóng)村居民的生育意愿沒(méi)有顯著影響。受到農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和文化水平限制，農(nóng)村地區(qū)以“社會(huì)養(yǎng)老”替代“家庭養(yǎng)老”的保障模式還需要發(fā)展很長(zhǎng)的一段時(shí)間。在“社會(huì)養(yǎng)老”對(duì)“養(yǎng)兒防老”替代作用有限的基礎(chǔ)上，社會(huì)養(yǎng)老金的轉(zhuǎn)移支付又會(huì)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(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民的生育意愿存在多重交叉影響。

綜上所述，國(guó)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(xiǎn)對(duì)于中國(guó)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(guó)農(nóng)村地區(qū)覆蓋面最廣的社會(huì)保障體系之一，對(duì)參保人群的重大經(jīng)濟(jì)行為和家庭決策具有深遠(yuǎn)影響。中國(guó)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(xiǎn)的影響較其他地區(qū)會(huì)有所不同，厘清社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村地區(qū)生育意愿的影響，對(duì)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(jī)制以及充分落實(shí)好“三胎政策”具有重要意義。

二、理論模型

本部分建立一個(gè)簡(jiǎn)單兩期OLG 模型（Feng 和Meier，2005），兩期分為青年時(shí)期t 和老年時(shí)期t+1。假設(shè)模型中參與的每一個(gè)個(gè)體都是同質(zhì)的，且都是理性決策者，目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)兩期效用最大化。討論的問(wèn)題是個(gè)體如何在實(shí)現(xiàn)家庭效用最大化的前提下權(quán)衡“社會(huì)養(yǎng)老”還是“養(yǎng)兒防老”，新農(nóng)保是否會(huì)對(duì)個(gè)體的生育動(dòng)機(jī)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”。假設(shè)個(gè)體在青年時(shí)期取得的收入是y，消費(fèi)是c，儲(chǔ)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(shí)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(fèi)為π，對(duì)父母的轉(zhuǎn)移支付為B。在年老時(shí)期的收入為養(yǎng)老金P，儲(chǔ)蓄本息s（1+r），來(lái)自子女的轉(zhuǎn)移支付B=nδ，B′，＞0，B″≤0，即父母收到的來(lái)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(fèi)為c。

個(gè)體一生的效用為μ（c，c，n），消費(fèi)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(gè)體的效用函數(shù)寫(xiě)為對(duì)數(shù)形式，即

其中，ρ 是孩子數(shù)量相對(duì)消費(fèi)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(xiǎn)會(huì)部分替代子女的養(yǎng)老職能，擠出子女對(duì)父母的轉(zhuǎn)移支付，因此B′＜B。我們假設(shè)孩子既具有消費(fèi)效應(yīng)又具有投資功能，所以，假定生孩子本身帶來(lái)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(hào)不確定，因此△n 的符號(hào)不確定，需要進(jìn)行具體實(shí)證分析。

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

三、數(shù)據(jù)、變量與實(shí)證方法

（一）數(shù)據(jù)

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)自于中國(guó)綜合社會(huì)跟蹤調(diào)查（China General Social Survey，CGSS）。考慮到數(shù)據(jù)的可得性及實(shí)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(shí)，本文刪除了城鎮(zhèn)居民部分，只分析養(yǎng)老保險(xiǎn)對(duì)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(lái)自于CGSS 問(wèn)卷調(diào)查中關(guān)于“如果沒(méi)有計(jì)劃生育你想生幾個(gè)孩子，其中想生幾個(gè)女兒，幾個(gè)兒子”的問(wèn)題。有效樣本中意愿生育0 個(gè)占比0.65%，1個(gè)占比13%，2 個(gè)占比65.45%，3 個(gè)及以上占比20.9%?？紤]到樣本離差值的影響，在做泊松回歸時(shí)對(duì)計(jì)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(lái)隨著經(jīng)濟(jì)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(zhǎng)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(jì)水平不同，基礎(chǔ)養(yǎng)老金金額會(huì)有所差距，統(tǒng)計(jì)困難。因此，本文在研究新農(nóng)保對(duì)生育意愿影響時(shí)，只研究參與新農(nóng)保這種行為對(duì)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)保”設(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€(gè)體特征變量、配偶特征變量和家庭特征變量。個(gè)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(rèn)知和是否具有醫(yī)療保險(xiǎn)。年齡根據(jù)受訪者的出身年月和相應(yīng)的調(diào)查時(shí)間得到，并只保留了65 歲以下的樣本；性別不同會(huì)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(shí)更強(qiáng)烈，會(huì)有更強(qiáng)的生育意愿，對(duì)此我們加入了民族變量，“漢族”取值0，其他取值1；對(duì)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(duì)于自評(píng)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(huì)地位、收入穩(wěn)定情況和價(jià)值觀都會(huì)有差異，本文對(duì)于黨政機(jī)關(guān)、事業(yè)單位和國(guó)企單位取值1，其他取值為0；養(yǎng)老觀念的不同也會(huì)影響生育意愿，問(wèn)卷中針對(duì)養(yǎng)老意愿分為“國(guó)家養(yǎng)老”“子女養(yǎng)老”“個(gè)人養(yǎng)老”，對(duì)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(xiǎn)問(wèn)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(duì)家庭收入取對(duì)數(shù)。

（三）主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

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?yàn)檗r(nóng)戶在國(guó)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(xiǎn)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(xiǎn)，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(jī)關(guān)、事業(yè)單位和國(guó)企單位中工作。但從養(yǎng)老觀念上來(lái)講，參保農(nóng)戶相較于非參保農(nóng)戶，在個(gè)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(shuō)明，參保農(nóng)戶更希望通過(guò)自己購(gòu)買養(yǎng)老保險(xiǎn)進(jìn)行養(yǎng)老，而非參保農(nóng)戶更想依靠政府和子女。但總體來(lái)講，希望依靠子女養(yǎng)老意愿遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其他幾種選擇，說(shuō)明無(wú)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(jì)

（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(shí)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(gè)居民的決策是獨(dú)立發(fā)生的，生育意愿的決策會(huì)受到居民參加新農(nóng)保決策的影響，對(duì)此，Logit 和Probit 模型適用于新農(nóng)保對(duì)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(duì)農(nóng)村居民想要生2個(gè)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(jì)如下：

3.內(nèi)生性問(wèn)題的處理。上述模型存在的內(nèi)生性問(wèn)題主要來(lái)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(wú)法被觀測(cè)，這有可能導(dǎo)致擾動(dòng)項(xiàng)和被解釋變量具有相關(guān)性，影響計(jì)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(duì)新農(nóng)保的購(gòu)買意愿。對(duì)此，本文使用傾向得分匹配（Propensity Score Matching，PSM）和工具變量法來(lái)解決上述內(nèi)生性問(wèn)題。傾向得分匹配是根據(jù)可觀測(cè)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(jì)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(huì)減少樣本之間的差異，但由于不可觀測(cè)變量的存在，結(jié)果仍然會(huì)存在偏差。對(duì)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(jìn)一步穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

四、實(shí)證結(jié)果分析和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）泊松回歸結(jié)果分析

表2 回歸結(jié)果顯示，新農(nóng)保對(duì)總生育意愿和生育兒子意愿具有顯著正向作用，和沒(méi)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(duì)生女兒的意愿沒(méi)有顯著影響。這符合研究預(yù)期，因?yàn)樾罗r(nóng)保和其他養(yǎng)老保險(xiǎn)的不同點(diǎn)在于政府對(duì)其進(jìn)行較多補(bǔ)貼，農(nóng)戶繳納較少保費(fèi)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(jìn)而提高個(gè)人效用。泊松回歸結(jié)果顯示個(gè)體在新農(nóng)保的影響下對(duì)生育兒子的意愿增加較少，表明養(yǎng)老保險(xiǎn)一定程度上弱化了“養(yǎng)兒防老”觀念?？刂谱兞恐校瑐€(gè)人特征中的年齡、民族、婚姻對(duì)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(gè)人養(yǎng)老的觀念、配偶的工作性質(zhì)、配偶受教育年限對(duì)生育意愿具有顯著負(fù)向影響。年齡的增長(zhǎng)會(huì)提高生育意愿，這是由于對(duì)年齡大的個(gè)體而言，子女陪伴相對(duì)于消費(fèi)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(huì)提高個(gè)體總體生育意愿，但對(duì)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(huì)降低生育意愿，其原因在于，一是教育程度的提高會(huì)提高生育孩子的機(jī)會(huì)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(gè)體越健康，生育意愿越低，對(duì)生育男孩和女孩沒(méi)有顯著影響。個(gè)體支持個(gè)人養(yǎng)老的觀念對(duì)生育意愿具有負(fù)向影響，且較大的降低了生育男孩的意愿，對(duì)生育女孩沒(méi)有顯著影響。購(gòu)買養(yǎng)老保險(xiǎn)的方式屬于個(gè)人養(yǎng)老行為，如果個(gè)體支持個(gè)人養(yǎng)老則更偏向于購(gòu)買養(yǎng)老保險(xiǎn)來(lái)養(yǎng)老，因而會(huì)大大降低其“養(yǎng)兒防老”的意愿。個(gè)體工作性質(zhì)提高了對(duì)女孩的生育意愿，說(shuō)明工作在事業(yè)單位的個(gè)體相對(duì)男孩來(lái)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。控制現(xiàn)有孩子數(shù)量是因?yàn)閭€(gè)體受農(nóng)村傳統(tǒng)文化及外界壓力影響，基本至少會(huì)生一個(gè)孩子，但是否選擇生第二個(gè)孩子就更多的和家庭投資決策相關(guān)。對(duì)此，我們?cè)诳刂萍彝ガF(xiàn)有孩子數(shù)量的基礎(chǔ)上，再次考察了新農(nóng)保對(duì)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(duì)家庭生育意愿影響時(shí)，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(huì)等外界因素影響，居民大多會(huì)默認(rèn)至少生一個(gè)孩子，而生兩個(gè)以上孩子會(huì)更多受到經(jīng)濟(jì)、養(yǎng)老等各方因素的影響，是家庭深思熟慮之后的一個(gè)決策。對(duì)此，本部分將意愿生育孩子的數(shù)量分為兩個(gè)以上及其它，使用Logit 模型和Probit模型分別考察新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村居民生育兩個(gè)以上孩子的影響，表4 結(jié)果顯示，新農(nóng)保會(huì)顯著提高農(nóng)村居民生育兩個(gè)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(yàn)

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(duì)一傾向得分匹配對(duì)上述結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

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(duì)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(cè)性的個(gè)體差異之后，該正向影響增大，對(duì)生育女孩的意愿沒(méi)有顯著影響。

表5 傾向得分匹配法估計(jì)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(jì)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(jì)結(jié)果來(lái)看，參加新農(nóng)保會(huì)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(duì)生育女兒的意愿沒(méi)有顯著影響。使用工具變量的估計(jì)結(jié)果和使用泊松回歸模型估計(jì)的結(jié)果基本保持一致，因此我們認(rèn)為新農(nóng)保對(duì)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(huì)提高農(nóng)村居民的生育意愿。

表6 工具變量估計(jì)結(jié)果

（四）進(jìn)一步討論

為進(jìn)一步討論新農(nóng)保對(duì)不同收入群體的不同影響效果，我們將個(gè)體家庭年收入進(jìn)行高中低三個(gè)層次劃分。據(jù)該樣本統(tǒng)計(jì)，家庭年收入13000 元在25%分位點(diǎn)，家庭年收入47000 在75%分位點(diǎn)，因此，我們將家庭年收入低于13000 元的個(gè)體歸為低收入組，家庭年收入在13000-47000 元之間的個(gè)體歸為中等收入組，家庭年收入在47000 元以上的個(gè)體歸為高收入組，分別在各個(gè)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(duì)總生育意愿的影響，低收入組中新農(nóng)保僅對(duì)男孩的生育意愿有顯著影響，因此，列出了其對(duì)男孩生育意愿的影響結(jié)果?？傮w來(lái)看，新農(nóng)保對(duì)生育意愿具有顯著正向影響。從估計(jì)系數(shù)來(lái)看，新農(nóng)保對(duì)中等收入組家庭（家庭年收入在13000-47000 元）的家庭影響最大，會(huì)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(huì)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(guò)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)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(duì)于農(nóng)村低收入家庭來(lái)講，“養(yǎng)兒防老”的觀念更深，受經(jīng)濟(jì)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(guò)轉(zhuǎn)移支付帶來(lái)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(guó)生育意愿持續(xù)走低、人口老齡化問(wèn)題嚴(yán)重、人口結(jié)構(gòu)逐漸失衡的時(shí)代背景下，研究生育意愿問(wèn)題具有重要意義。本文參照Becker（1960），認(rèn)為生育是一項(xiàng)家庭的經(jīng)濟(jì)決策，需放在經(jīng)濟(jì)模型中分析，目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)理性經(jīng)濟(jì)人的效用最大化。首先通過(guò)構(gòu)建兩階段OLG 模型進(jìn)行理論分析，結(jié)果顯示新農(nóng)保對(duì)個(gè)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(shí)證分析新農(nóng)保對(duì)生育意愿的影響，并使用傾向得分匹配法和工具變量法對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行了檢驗(yàn)。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(duì)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(huì)減弱，但仍然對(duì)其生育意愿具有顯著正向影響。

新農(nóng)保對(duì)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(xiǎn)對(duì)“養(yǎng)兒防老”的“替代效應(yīng)”遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)地區(qū)。由于農(nóng)村地區(qū)相對(duì)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(lái)的效用要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其他消費(fèi)效用，新農(nóng)保無(wú)法很好的替代兒女帶來(lái)的養(yǎng)老效用。二是養(yǎng)老保險(xiǎn)給農(nóng)村居民帶來(lái)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(xiǎn)繳費(fèi)收到國(guó)家至少50%的補(bǔ)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(yuǎn)高于其付出的成本，“收入效應(yīng)”相對(duì)城鎮(zhèn)居民更加顯著。綜上，新農(nóng)保對(duì)農(nóng)村居民生育意愿產(chǎn)生正向影響。

這一研究結(jié)論對(duì)我國(guó)生育政策的頒布具有重要意義。目前，我國(guó)人口老齡化嚴(yán)重、社會(huì)結(jié)構(gòu)失衡，亟需提高生育意愿來(lái)平衡社會(huì)人口結(jié)構(gòu)。為進(jìn)一步提高人口出生率，中國(guó)在2021年6月1日放開(kāi)了“三胎政策”。提高居民生育意愿有利于改善我國(guó)人口結(jié)構(gòu)、落實(shí)積極應(yīng)對(duì)人口老齡化國(guó)家戰(zhàn)略以及保持我國(guó)人力資源稟賦優(yōu)勢(shì)。計(jì)劃生育政策的實(shí)施效果需要配套的社會(huì)保障機(jī)制協(xié)同進(jìn)行才能達(dá)到預(yù)期的效果，在農(nóng)村地區(qū)，養(yǎng)老保險(xiǎn)制度雖然會(huì)部分替代“個(gè)人養(yǎng)老”，但其通過(guò)政府的轉(zhuǎn)移支付放松當(dāng)代預(yù)算約束提高了居民對(duì)生育的投資，生育意愿會(huì)增加，這為“三胎政策”在農(nóng)村地區(qū)的穩(wěn)步落實(shí)創(chuàng)造了條件。