【摘 要】 伴隨著中國(guó)式現(xiàn)代化的全面推進(jìn)，“低生育率陷阱”對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的各個(gè)方面都將產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響，緩解勞動(dòng)力資源短缺問題是未來中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重大挑戰(zhàn)，提高人口出生率已成為中國(guó)特色社會(huì)主義建設(shè)中勢(shì)在必行的時(shí)代任務(wù)。本文從家庭收入、家庭支出、物價(jià)波動(dòng)以及城鎮(zhèn)化發(fā)展等四維度，選取人均收入、基尼系數(shù)、床位數(shù)、人均教育支出、房?jī)r(jià)、CPI以及城鎮(zhèn)化率等七個(gè)影響因素，通過構(gòu)建非線性馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移因果-向量誤差修正（MSC-VEC）模型，以期準(zhǔn)確識(shí)別中國(guó)人口出生率的社會(huì)成因，進(jìn)而在區(qū)制轉(zhuǎn)移因果視域下深入剖析不同時(shí)代背景下中國(guó)人口出生率的驅(qū)動(dòng)機(jī)理，為提高出生率的精準(zhǔn)施策提供翔實(shí)可靠的參考依據(jù)。研究發(fā)現(xiàn)：對(duì)家庭收入來說，增加人均收入有利于出生率的提高，而基尼系數(shù)上升往往對(duì)出生率存在較為顯著的負(fù)向影響作用，同時(shí)出生率在短期內(nèi)也能夠影響人均收入。就時(shí)變動(dòng)態(tài)因果關(guān)系而言，人均收入與出生率在部分區(qū)間內(nèi)存在顯著的雙向因果作用關(guān)系，出生率在較長(zhǎng)時(shí)域范圍內(nèi)能夠?qū)θ司杖氘a(chǎn)生顯著的單向影響。而基尼系數(shù)與出生率在較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)具有顯著的雙向因果作用關(guān)系，但在2005—2009年間基尼系數(shù)對(duì)出生率產(chǎn)生了顯著的單向影響作用。對(duì)家庭支出來說，從長(zhǎng)期來看，醫(yī)療條件進(jìn)步有利于出生率的提高，房?jī)r(jià)下調(diào)也會(huì)對(duì)提高出生率具有促進(jìn)作用，而出生率會(huì)對(duì)人均教育支出產(chǎn)生顯著影響。由區(qū)制概率轉(zhuǎn)移軌跡圖可以發(fā)現(xiàn)，從1995年起，教育支出在較長(zhǎng)時(shí)域內(nèi)對(duì)出生率產(chǎn)生了顯著的單向影響。從1994年起，購(gòu)房支出也在較長(zhǎng)時(shí)域內(nèi)對(duì)出生率產(chǎn)生了顯著的單向影響。對(duì)物價(jià)波動(dòng)來說，從長(zhǎng)期看，CPI上升對(duì)出生率存在較為顯著的負(fù)向影響作用。1995—2011年CPI與出生率之間存在顯著的雙向因果作用關(guān)系，而從2012年開始CPI對(duì)出生率產(chǎn)生了顯著的單向影響作用。對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展來說，城鎮(zhèn)化率上升在一定程度上會(huì)帶來出生率的提高。動(dòng)態(tài)因果關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果表明1986年以后城鎮(zhèn)化率與出生率之間幾乎始終存在顯著的雙向因果作用關(guān)系。

【關(guān)鍵詞】 中國(guó)人口出生率；社會(huì)成因；MSC-VEC模型

【中圖分類號(hào)】 C924.24 【文獻(xiàn)標(biāo)志碼】 A doi：10.16405/j.cnki.1004-129X.2024.06.002

【文章編號(hào)】 1004-129X（2024）06-0019-17一、引言

2022年末中國(guó)人口總量為14.12億人，出生人數(shù)少于死亡人數(shù)，人口自然增長(zhǎng)率為-0.6‰，中國(guó)進(jìn)入了人口負(fù)增長(zhǎng)時(shí)代。［1］“低生育率陷阱”對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和社會(huì)建設(shè)都將產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。［2］在過去40多年里，中國(guó)正是因?yàn)槌浞掷昧巳丝诩t利，通過極其豐富的人力資源以及較低的勞動(dòng)力成本推動(dòng)了勞動(dòng)密集型制造業(yè)的快速發(fā)展。緩解勞動(dòng)力資源短缺問題是未來20年內(nèi)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展將要面對(duì)的重大挑戰(zhàn)。

中國(guó)于2013年底實(shí)施“單獨(dú)二孩”政策，于2016年實(shí)行了“全面兩孩”政策，期望通過調(diào)整生育政策提高出生率，重新發(fā)掘人口紅利。雖然二孩政策實(shí)施初期出生率出現(xiàn)了短暫提升，但是2018年后中國(guó)人口出生率再次快速下跌，這說明二孩政策帶來的效果并不持久。2021年第七次人口普查公報(bào)顯示中國(guó)60歲以上人口占比約為18.70%，這一數(shù)據(jù)在2000年僅為10%，因此，提高人口出生率勢(shì)在必行。［3］2021年《中共中央、國(guó)務(wù)院關(guān)于優(yōu)化生育政策促進(jìn)人口長(zhǎng)期均衡發(fā)展的決定》公布了實(shí)施一對(duì)夫妻可以生育三個(gè)子女的政策?！叭ⅰ闭叩念C布和實(shí)施無疑將有利于釋放生育潛能，減緩人口老齡化進(jìn)程，促進(jìn)代際和諧，增強(qiáng)社會(huì)整體活力。然而，究竟是哪些因素影響了出生率？需要采取哪些精準(zhǔn)措施配合生育政策調(diào)整？這些問題值得深入研究。因此，研究不同時(shí)代背景下中國(guó)人口出生率的社會(huì)成因與驅(qū)動(dòng)機(jī)理，進(jìn)而通過精準(zhǔn)施策提高中國(guó)人口出生率是當(dāng)前亟須解決的重要問題。

二、文獻(xiàn)綜述

2000年以來學(xué)者們集中對(duì)中國(guó)人口結(jié)構(gòu)進(jìn)行了預(yù)測(cè)與分析。早期研究認(rèn)為在保持“獨(dú)生子女”政策的情況下，2015年左右中國(guó)20世紀(jì)60年代“嬰兒潮”所產(chǎn)生的人口紅利將消失殆盡，2050年左右中國(guó)總和生育率將保持在1.8～1.9，人口總數(shù)約為14億。［4］伴隨著生育政策的逐步放開，學(xué)術(shù)界對(duì)中國(guó)人口結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀進(jìn)行了更加深入的分析。［5-7］然而近5年中國(guó)人口出生率的快速下降說明生育政策帶來的效果并不穩(wěn)定。同時(shí)，由于許多發(fā)達(dá)國(guó)家（地區(qū)）已進(jìn)入老齡化社會(huì)，國(guó)外諸多學(xué)者也對(duì)人口出生率相關(guān)問題展開研究，主要聚焦不同時(shí)代背景下出生率的影響因素以及如何通過調(diào)整這些影響因素提高人口出生率。［8-10］

家庭收入是人口出生率研究中最為重要的影響因素，也是目前學(xué)術(shù)界探討最多的核心變量。從家庭經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度來看，在其他條件不變的情況下，出生率主要受生育子女機(jī)會(huì)成本的影響：［11-12］一方面，若父母的收入提高，生育子女的機(jī)會(huì)成本也會(huì)增加，子女這種“商品”的相對(duì)價(jià)格就會(huì)增長(zhǎng)，父母生育子女的需求則會(huì)相應(yīng)下降；［13］另一方面，伴隨著家庭收入水平的上升，相應(yīng)的各種需求也會(huì)增加，這其中也包括家庭對(duì)于生育的需求。［14］在中國(guó)社會(huì)中既存在著“養(yǎng)兒防老”“人丁興旺”等傳統(tǒng)思想，也存在著提高子女的培養(yǎng)質(zhì)量而非一味追求子女?dāng)?shù)量的思想。［15］同時(shí)，家庭收入差距也會(huì)從社會(huì)層面影響家庭生育意愿，收入和資產(chǎn)的不平等程度越高可能對(duì)居民生育意愿的抑制作用越強(qiáng)。［16］因此家庭收入對(duì)出生率的影響亟須進(jìn)行深入考察。

家庭支出是人口出生率的另一重要影響因素。就家庭醫(yī)療服務(wù)支出而言，Aranda等發(fā)現(xiàn)人口老齡化是引起醫(yī)療費(fèi)用上漲最為顯著的原因；［17］同時(shí)，醫(yī)療費(fèi)用的增加會(huì)進(jìn)一步導(dǎo)致出生率的快速下降；［18］國(guó)內(nèi)學(xué)者主要探討了醫(yī)療保險(xiǎn)普及與醫(yī)療費(fèi)用降低對(duì)出生率的促進(jìn)作用。［19］就家庭子女教育支出而言，教育作為直接生育成本已經(jīng)成為制約生育的重要原因。［20］就家庭租房購(gòu)房支出而言，Stoenchev和Hrischeva基于對(duì)保加利亞的研究發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)上升對(duì)出生率有顯著的負(fù)向影響；［21］中國(guó)學(xué)者也探討了高房?jī)r(jià)與出生率之間的因果關(guān)系。［22］在中國(guó)人口出生率的影響因素中，家庭支出是不可或缺的重要因素。

物價(jià)波動(dòng)對(duì)人口出生率也存在顯著的影響作用。王維國(guó)等提出物價(jià)波動(dòng)可能對(duì)出生率存在間接影響；［19］Lim等基于新加坡的生育數(shù)據(jù)全面分析了CPI與人口出生率之間的因果關(guān)系；［23］Sadhir和Pontzer通過研究44個(gè)國(guó)家的年度數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)以PPI為代表的工業(yè)化對(duì)出生率存在較為顯著的間接影響。［24］然而，總體物價(jià)水平的波動(dòng)究竟與出生率之間存在何種因果關(guān)系仍有待進(jìn)一步深入探討。

城鎮(zhèn)化發(fā)展與人口出生率之間的因果關(guān)系同樣不容忽視。P?ívara指出只有測(cè)量流動(dòng)人口在流入地居住一段時(shí)間后的生育行為，才能夠精準(zhǔn)檢驗(yàn)出生率與流動(dòng)人口之間的因果關(guān)系；［25］Jemiluyi和Jeke發(fā)現(xiàn)以城鎮(zhèn)化差異為代表的地域差別能夠有效影響生育行為，而出生率的下降則會(huì)進(jìn)一步帶來城鎮(zhèn)化率的上升。［26］國(guó)內(nèi)學(xué)者有關(guān)城鎮(zhèn)化發(fā)展影響人口出生率的研究較少，一些學(xué)者通過研究城鎮(zhèn)化率對(duì)勞動(dòng)力供給的影響，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率會(huì)導(dǎo)致人口出生率的下降。［27-28］伴隨著中國(guó)式現(xiàn)代化的逐步推進(jìn)，城鎮(zhèn)化發(fā)展的進(jìn)一步加快，在當(dāng)前形勢(shì)下研究城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)出生率的影響是十分重要且必要的。

綜合已有研究發(fā)現(xiàn)目前仍有以下幾方面的問題可以繼續(xù)深化與完善：第一，在具體探討中國(guó)人口出生率時(shí)，大部分研究主要聚焦人口結(jié)構(gòu)的分析與預(yù)測(cè)，卻忽視了從社會(huì)成因的角度出發(fā)分析中國(guó)人口現(xiàn)狀的原因；第二，已有研究大多僅探討一個(gè)或兩個(gè)變量與出生率之間的相關(guān)關(guān)系，然而，出生率的社會(huì)成因往往由多維構(gòu)成，不能僅從單一維度予以分析；第三，受估計(jì)方法或數(shù)據(jù)長(zhǎng)度所限，學(xué)者們多是運(yùn)用相對(duì)久遠(yuǎn)的數(shù)據(jù)進(jìn)行面板分析，這導(dǎo)致既有研究無法量化識(shí)別不同時(shí)代背景下中國(guó)人口出生率的驅(qū)動(dòng)機(jī)理。

鑒于此，本文有針對(duì)性地開展以下三方面的研究：第一，聚焦中國(guó)人口出生率的社會(huì)影響因素，通過測(cè)度不同變量與出生率之間的總和因果關(guān)系，精準(zhǔn)識(shí)別中國(guó)人口出生率形成的社會(huì)成因，并為“三孩”政策配套措施的選擇提供方向；第二，從家庭收入、家庭支出、物價(jià)波動(dòng)以及城鎮(zhèn)化發(fā)展等四個(gè)維度著手，通過甄選七個(gè)不同類型的重要變量，對(duì)中國(guó)人口出生率的影響因素進(jìn)行全面考察；第三，通過構(gòu)建非線性馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移因果-向量誤差修正（MSC-VEC）模型，系統(tǒng)性探討出生率與其影響因素之間的時(shí)變動(dòng)態(tài)因果作用關(guān)系，深入剖析不同時(shí)代背景下中國(guó)人口出生率的驅(qū)動(dòng)機(jī)理?；谏鲜鋈齻€(gè)方面的研究，本文能夠更加全面地識(shí)別中國(guó)人口出生率的影響因素，為人口出生率的穩(wěn)步提升提供切實(shí)可行的政策建議。

三、模型構(gòu)建與變量說明

為探究出生率與其影響因素之間的非線性時(shí)變動(dòng)態(tài)特征，本文參考Psaradakis等人的思路，在線性VEC模型的基礎(chǔ)上，引入“馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移”因素，進(jìn)而構(gòu)建非線性馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移因果-向量誤差修正（MSC-VEC）模型。［29］基于非線性MSC模型不僅可以準(zhǔn)確刻畫不同時(shí)期、不同變量的變化趨勢(shì)，而且能夠清晰辨識(shí)出生率的影響因素對(duì)出生率影響作用的時(shí)間區(qū)制轉(zhuǎn)移性質(zhì)。雙變量時(shí)間序列[ΔYt=（ΔY1，t，ΔY2，t）]的[p]階MSC-VEC模型如下所示：

[ΔY1，tΔY2，t=μ10+μ11S1，tμ20+μ21S2，t+k=1pα（k）10+α（k）11S1，t β（k）1S1，t β（k）2S2，t α（k）20+α（k）21S2，tΔY1，t-kΔY2，t-k+φ1S1，tφ2S2，tecmt-1+ε1，tε2，t] （1）

[ε1，tε2，t～i.i.d. N00， σ21，S1，tρσ1，S1，tσ2，S2，tρσ1，S1，tσ2，S2，tσ22，S2，t] （2）

其中，[t=1，…，T]；[ΔY1，t]與[ΔY2，t]分別代表出生率影響因素以及出生率的平穩(wěn)時(shí)間序列；[ecmt-1]為誤差修正項(xiàng)；[φ1]和[φ2]為誤差修正項(xiàng)的系數(shù)。[S1，t]與[ S2，t]均代表區(qū)制狀態(tài)變量。若[S1，t]與[ S2，t]相互獨(dú)立且[S1，t∈{0，1}]，[S2，t∈{0，1}]，則[S1，t]與[ S2，t]能夠進(jìn)一步表示為區(qū)制狀態(tài)變量[St]，即：

[St=1， 當(dāng) S1，t=1，S2，t=1 2， 當(dāng) S1，t=0，S2，t=1 3， 當(dāng) S1，t=1，S2，t=0 4， 當(dāng) S1，t=0，S2，t=0 ] （3）

當(dāng)[St=1]時(shí)，即當(dāng)[S1，t=1，][S2，t=1]時(shí)，（1）式以及（2）式變換如下：

[ΔY1，tΔY2，t=μ10+μ11μ20+μ21+k=1pα（k）10+α（k）11β（k）1β（k）2α（k）20+α（k）21ΔY1，t-kΔY2，t-k+φ1φ2ecmt-1+ε1，tε2，t] （4）

[ε1，tε2，t～i.i.d. N00， σ211 ρσ11σ21ρσ11σ21σ221] （5）

當(dāng)[St=2]時(shí)，即當(dāng)[S1，t=0]，[S2，t=1]時(shí)，（1）式以及（2）式變換如下：

[ΔY1，tΔY2，t= μ10μ20+μ21+k=1pα（k）100β（k）2α（k）20+α（k）21ΔY1，t-kΔY2，t-k+0φ2ecmt-1+ε1，tε2，t] （6）

[ε1，tε2，t～i.i.d. N00， σ210ρσ10σ21ρσ10σ21σ221] （7）

當(dāng)[St=3]時(shí)，即當(dāng)[S1，t=1]，[S2，t=0]時(shí)，（1）式以及（2）式變換如下：

[ΔY1，tΔY2，t=μ10+μ11 μ20+k=1pα（k）10+α（k）11β（k）10α（k）20ΔY1，t-kΔY2，t-k+φ10ecmt-1+ε1，tε2，t] （8）

[ε1，tε2，t～i.i.d. N00， σ211ρσ11σ20ρσ11σ20σ220] （9）

當(dāng)[St=4]時(shí)，即當(dāng)[S1，t=0，S2，t=0]時(shí)，（1）式以及（2）式變換如下：

[ΔY1，tΔY2，t=μ10μ20+k=1pα（k）1000α（k）20ΔY1，t-kΔY2，t-k+ε1，tε2，t] （10）

[ε1，tε2，t～i.i.d. N00， σ210ρσ10σ20ρσ10σ20σ220] （11）

觀察（4）式至（11）式能夠發(fā)現(xiàn)：基于[St]的四種取值，運(yùn)用MSC-VEC模型夠發(fā)掘時(shí)間序列[ΔY1，t]與[ΔY2，t]之間潛存的非線性因果關(guān)系以及誤差修正項(xiàng)[ecmt-1]的作用。當(dāng)[β（k）1]，[k=1，…，p]中至少存在一個(gè)不為零的參數(shù)時(shí)，若[St=1]或[St=3]，則[ΔY2，t]單向因果作用于[ΔY1，t]；若[St=2]或[St=4]，[ΔY2，t]無法因果作用于[ΔY1，t]。同理，當(dāng)[β（k）2]，[k=1，…，p]中至少存在一個(gè)不為零的參數(shù)時(shí)，若[St=1]或[St=2]，則[ΔY1，t]單向因果作用于[ΔY2，t]，若[St=3]或[St=4]時(shí)，[ΔY1，t]無法因果作用于[ΔY2，t]。此外，當(dāng)[β（1）1=…=β（p）1=0]或[β（1）2=…=β（p）2=0]時(shí)，則意味著時(shí)間序列[ΔY1，t]與[ΔY2，t]之間完全不存在任何因果作用關(guān)系。

基于非線性MSC-VEC模型，本文假設(shè)區(qū)制狀態(tài)變量[S1，t]和[ S2，t]均服從一階馬爾科夫鏈，因此，與[St]相對(duì)應(yīng)的轉(zhuǎn)移概率矩陣可以表示為如下形式：

[P=p11q11（ 1-p00）q11p11（1-q00）（ 1-p00）（1-q00）（1-p11）q11p00q11（1-p11）（1-q00）p00（1-q00）p11（1-q11）（ 1-p00）（1-q11）p11q00（ 1-p00）q00（1-p11）（1-q11）p00（1-q11）（1-p11）q00p00q00] （12）

本文運(yùn)用期望最大化算法以及極大似然技術(shù)，具體估計(jì)上述非線性MSC-VEC模型中，不同變量之間因果作用的方向與大小。［30-31］此外，本文以濾子概率[Pr（St|It）]和平滑概率[Pr（St|IT）]為基礎(chǔ)，計(jì)算得到[Pr（S1，t=1|It）]、[Pr（S2，t=1|It）]、[Pr（S1，t=1|IT）]以及[Pr（S2，t=1|IT）]的估計(jì)值，進(jìn)一步識(shí)別不同變量之間隨時(shí)間變化的非線性動(dòng)態(tài)因果關(guān)系。

四、中國(guó)人口出生率的社會(huì)成因識(shí)別

不同時(shí)代背景下中國(guó)人口出生率與其影響因素之間的關(guān)系并非一成不變，線性模型僅能夠測(cè)定單一時(shí)點(diǎn)下的因果關(guān)系。鑒于此，本文以非線性MSC-VEC模型為基礎(chǔ)，從因果視閾出發(fā)，通過整合[T]期全樣本的總和觀測(cè)信息，系統(tǒng)性分析出生率與其影響因素之間的總和因果關(guān)系，準(zhǔn)確識(shí)別中國(guó)人口出生率的社會(huì)成因。

1. 變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文從家庭收入、家庭支出、物價(jià)波動(dòng)以及城鎮(zhèn)化發(fā)展等四個(gè)社會(huì)發(fā)展層面著手，共選取七個(gè)出生率的重要影響因素，用于量化分析不同時(shí)代背景下，不同變量與中國(guó)人口出生率（[Bir]）之間的因果關(guān)系。第一，有關(guān)家庭收入，選擇城鄉(xiāng)居民人均可支配收入代表人均收入（[Inc]）；同時(shí)，將基尼系數(shù)（[Gini]）納入家庭收入的考量之中。第二，有關(guān)家庭支出，在醫(yī)療支出方面，使用每千人擁有的醫(yī)療機(jī)構(gòu)床位數(shù)（[Heal]）代表醫(yī)療支出；教育支出方面，選取城鄉(xiāng)居民人均文教娛樂消費(fèi)支出（[Edu]）代表教育支出；住房支出方面，使用商品房銷售額除以商品房銷售面積計(jì)算出房?jī)r(jià)（[Pri]），再用房?jī)r(jià)代表住房支出。第三，有關(guān)物價(jià)波動(dòng)，以1978年為基年，計(jì)算每年的[CPI]累計(jì)值（[CPI]）作為物價(jià)波動(dòng)的核心變量。第四，有關(guān)城鎮(zhèn)化發(fā)展，選取城鎮(zhèn)化率（[Urb]）代表城鎮(zhèn)化發(fā)展的核心變量。本文所選取變量的樣本區(qū)間為1978—2023年，數(shù)據(jù)源自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)以及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2. 家庭收入維度下出生率社會(huì)成因的靜態(tài)分析

表1顯示基于非線性MSC-VEC模型計(jì)算得到的家庭收入與出生率之間總和因果關(guān)系的參數(shù)估計(jì)結(jié)果1。[p11]和[p00]表示出生率對(duì)家庭收入是否存在單向因果作用的概率，[q11]和[q00]表示家庭收入對(duì)出生率有無單向因果作用的概率，[β1]代表出生率對(duì)其他變量因果作用系數(shù)的大小，[β2]代表其他變量對(duì)出生率因果作用系數(shù)的大小，標(biāo)準(zhǔn)差[σi，Si，t（i=1，2，Si，t=0，1）]用于判斷模型最終計(jì)算出的因果關(guān)系是否足夠可信。

觀察表1所示的家庭收入與出生率之間總和因果關(guān)系的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，能夠發(fā)現(xiàn)人均收入與基尼系數(shù)的維持概率[p11]、[p00]、[q11]、[q00]均在1%的水平下顯著，這說明由維持概率計(jì)算得到的總和因果關(guān)系十分可靠。同時(shí)，二者的維持概率[q11]與[q00]均大于0.6，這意味著人均收入以及基尼系數(shù)與出生率之間的因果作用具有一定的“慣性”特征，即二者帶來的“傳導(dǎo)機(jī)制”在時(shí)間上都具有一定的持續(xù)性。此外，二者的標(biāo)準(zhǔn)差[σi，Si，t（i=1，2，Si，t=0，1）]均顯著，這意味著本文所構(gòu)建的模型能夠清晰識(shí)別出生率與家庭收入之間因果關(guān)系的時(shí)變動(dòng)態(tài)性特征。

就人均收入而言，滯后1期人均收入對(duì)當(dāng)期出生率的因果作用系數(shù)（[β（1）2]）在10%的顯著水平下為正，即增加收入有利于出生率的增長(zhǎng)；而出生率對(duì)滯后1期人均收入的因果作用系數(shù)（[β（1）1]）在10%的顯著水平下為正，這意味著短期中出生率的提高對(duì)收入存在正向影響。就基尼系數(shù)而言，滯后2期基尼系數(shù)對(duì)當(dāng)期出生率的因果作用系數(shù)（[β（2）2]）在10%的顯著水平下為負(fù)，這說明基尼系數(shù)下降有利于長(zhǎng)期出生率的上升，可見通過降低基尼系數(shù)提高中低收入家庭的生育意愿是較為合理的選擇。

3. 家庭支出維度下出生率社會(huì)成因的靜態(tài)分析

表2展示基于非線性MSC-VEC模型計(jì)算得到的家庭支出與出生率之間總和因果關(guān)系的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。[p11]和[p00]表示出生率對(duì)家庭支出是否存在單向因果作用的概率，[q11]和[q00]表示家庭支出對(duì)出生率有無單向因果作用的概率，[β1]代表出生率對(duì)其他變量因果作用系數(shù)的大小，[β2]代表其他變量對(duì)出生率因果作用系數(shù)的大小，標(biāo)準(zhǔn)差[σi，Si，t（i=1，2，Si，t=0，1）]用于判斷模型最終計(jì)算出的因果關(guān)系是否足夠可信。

觀察表2所示的家庭支出與出生率之間總和因果關(guān)系的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，能夠發(fā)現(xiàn)床位數(shù)、人均教育支出以及房?jī)r(jià)的維持概率[p11]、[p00]、[q11]、[q00]均在1%的水平下顯著，這說明由維持概率計(jì)算得到的總和因果關(guān)系十分可靠。同時(shí)，三者的維持概率[q11]與[q00]均大于0.75，這意味著床位數(shù)、人均教育支出以及房?jī)r(jià)與出生率之間的“傳導(dǎo)機(jī)制”在時(shí)間上都具有一定的持續(xù)性。此外，三者的標(biāo)準(zhǔn)差[σi，Si，t（i=1，2，Si，t=0，1）]均顯著，這意味著本文所構(gòu)建的模型能夠清晰識(shí)別出生率與家庭支出之間因果關(guān)系的時(shí)變動(dòng)態(tài)性特征。

就床位數(shù)而言，滯后1期床位數(shù)對(duì)當(dāng)期出生率的因果作用系數(shù)（[β（1）2]）在1%的顯著水平下為正，滯后2期床位數(shù)對(duì)當(dāng)期出生率的因果作用系數(shù)（[β（2）2]）在1%的顯著水平下為負(fù)，而滯后3期床位數(shù)對(duì)出生率的因果作用系數(shù)（[β（3）2]）在5%的顯著水平下為正，這說明短期內(nèi)醫(yī)療條件的提高有利于出生率上升，但是，伴隨著醫(yī)療條件的改善，家庭醫(yī)療支出也會(huì)上升，從而導(dǎo)致出生率在中期下降；而在長(zhǎng)期中，由于社會(huì)總醫(yī)療資源的增長(zhǎng)以及生育條件的進(jìn)步，最終帶來出生率的提高。就人均教育支出而言，滯后1期教育支出對(duì)出生率影響不顯著，出生率對(duì)滯后1期教育支出存在顯著正向影響，這意味著出生率的上升會(huì)使得教育支出同步增長(zhǎng)。就房?jī)r(jià)而言，滯后1期房?jī)r(jià)對(duì)出生率的因果作用系數(shù)（[β（1）2]）在5%的顯著水平下為負(fù)，這說明房?jī)r(jià)的上漲使得出生率顯著下降。

4. 物價(jià)波動(dòng)維度下出生率社會(huì)成因的靜態(tài)分析

表3展示基于非線性MSC-VEC模型計(jì)算得到的物價(jià)波動(dòng)與出生率之間總和因果關(guān)系的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。[p11]和[p00]表示出生率對(duì)物價(jià)波動(dòng)是否存在單向因果作用的概率，[q11]和[q00]表示物價(jià)波動(dòng)對(duì)出生率有無單向因果作用的概率，[β1]代表出生率對(duì)其他變量因果作用系數(shù)的大小，[β2]代表其他變量對(duì)出生率因果作用系數(shù)的大小，標(biāo)準(zhǔn)差[σi，Si，t（i=1，2，Si，t=0，1）]用于判斷模型最終計(jì)算出的因果關(guān)系是否足夠可信。

觀察表3所示的物價(jià)波動(dòng)與出生率之間總和因果關(guān)系的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，能夠發(fā)現(xiàn)CPI累計(jì)值的維持概率[p11]、[p00]、[q11]、[q00]均在1%的水平下顯著，這說明由維持概率計(jì)算得到的總和因果關(guān)系十分可靠。同時(shí)，維持概率[q11]與[q00]均大于0.90，這意味著CPI累計(jì)值帶來的“傳導(dǎo)機(jī)制”在時(shí)間上具有較強(qiáng)的持續(xù)性。此外，標(biāo)準(zhǔn)差[σi，Si，t（i=1，2，Si，t=0，1）]顯著，這意味著本文所構(gòu)建的模型能夠清晰識(shí)別出生率與物價(jià)波動(dòng)之間因果關(guān)系的時(shí)變動(dòng)態(tài)性特征。

就CPI累計(jì)值而言，滯后1期CPI累計(jì)值對(duì)出生率的因果作用系數(shù)（[β（1）2]）在1%的顯著水平下為正，滯后3期CPI累計(jì)值對(duì)出生率的因果作用系數(shù)（[β（3）2]）在5%的顯著水平下為負(fù)，這說明在長(zhǎng)期中，CPI累計(jì)值對(duì)出生率有顯著的負(fù)向作用。

5. 城鎮(zhèn)化發(fā)展維度下出生率社會(huì)成因的靜態(tài)分析

表4展示基于非線性MSC-VEC模型計(jì)算得到的城鎮(zhèn)化發(fā)展與出生率之間總和因果關(guān)系的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。[p11]和[p00]表示出生率對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展是否存在單向因果作用的概率，[q11]和[q00]表示城鎮(zhèn)化發(fā)展對(duì)出生率有無單向因果作用的概率，[β1]代表出生率對(duì)其他變量因果作用系數(shù)的大小，[β2]代表其他變量對(duì)出生率因果作用系數(shù)的大小，標(biāo)準(zhǔn)差[σi，Si，t（i=1，2，Si，t=0，1）]用于判斷模型最終計(jì)算出的因果關(guān)系是否足夠可信。

觀察表4所示的城鎮(zhèn)化發(fā)展與出生率之間總和因果關(guān)系的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化率的維持概率[p11]、[p00]、[q11]、[q00]均在1%的水平下顯著，這說明由維持概率計(jì)算得到的總和因果關(guān)系十分可靠。同時(shí)，維持概率[q11]與[q00]均大于0.70，這意味著城鎮(zhèn)化率與出生率之間的“傳導(dǎo)機(jī)制”具有一定持續(xù)性。此外，標(biāo)準(zhǔn)差[σi，Si，t（i=1，2，Si，t=0，1）]均顯著，這意味著本文所構(gòu)建的模型能夠清晰識(shí)別出生率與城鎮(zhèn)化發(fā)展之間因果關(guān)系的時(shí)變動(dòng)態(tài)性特征。

就城鎮(zhèn)化率而言，滯后2期城鎮(zhèn)化率對(duì)出生率的因果作用系數(shù)（[β（2）2]）在10%的顯著水平下為正，這說明提升城鎮(zhèn)化率會(huì)導(dǎo)致出生率的提升，城鎮(zhèn)化發(fā)展在一定程度上促進(jìn)了家庭收入水平以及消費(fèi)水平的上升，因此，伴隨著城鎮(zhèn)化率的上升，出生率往往也會(huì)“齊頭并進(jìn)”。

五、中國(guó)人口出生率的驅(qū)動(dòng)機(jī)理剖析

中國(guó)人口出生率的社會(huì)成因可能還受經(jīng)濟(jì)周期等一系列其他因素的影響，因此在不同變量與出生率之間的總和因果關(guān)系測(cè)度完成后，本文還分別測(cè)算了不同變量與出生率之間的時(shí)變動(dòng)態(tài)因果關(guān)系，用于對(duì)比分析不同時(shí)代背景下，出生率與其影響因素之間的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率軌跡，進(jìn)一步在區(qū)制轉(zhuǎn)移因果視域下，系統(tǒng)性剖析中國(guó)人口出生率的驅(qū)動(dòng)機(jī)理。

就區(qū)制轉(zhuǎn)移概率軌跡而言，相較于濾子概率軌跡[Pr（St|It）]，平滑概率軌跡[Pr（St|IT）]基于[T]期全樣本的總和觀測(cè)信息進(jìn)行了修正，對(duì)因果關(guān)系的判斷也更為準(zhǔn)確，因此，本文對(duì)中國(guó)人口出生率的驅(qū)動(dòng)機(jī)理剖析以平滑概率[Pr（St|IT）]為主。此外，區(qū)制狀態(tài)[St=1]刻畫出生率與其影響因素之間存在雙向因果關(guān)系的概率，區(qū)制狀態(tài)[St=2]表示其他變量單向影響出生率的概率，區(qū)制狀態(tài)[St=3]反映出生率單向影響其他變量的概率，區(qū)制狀態(tài)[St=4]顯示出生率與其影響因素之間不存在因果關(guān)系的概率。

1. 家庭收入維度下出生率驅(qū)動(dòng)機(jī)理的動(dòng)態(tài)分解

就家庭收入維度而言，不同經(jīng)濟(jì)社會(huì)環(huán)境下人均收入對(duì)出生率的影響并不固定，與此同時(shí)，基尼系數(shù)能夠進(jìn)一步準(zhǔn)確反映收入差距。鑒于此，本文在圖1、圖2中分別刻畫人均收入以及基尼系數(shù)與出生率之間的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率軌跡，用于實(shí)時(shí)考察人均收入以及基尼系數(shù)與出生率之間的時(shí)變動(dòng)態(tài)因果關(guān)系。

本文在圖1中展現(xiàn)了人均收入與出生率之間的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率軌跡，測(cè)度人均收入與出生率之間的時(shí)變動(dòng)態(tài)因果關(guān)系。其中，二者間因果關(guān)系處于區(qū)制狀態(tài)[St=1]與[St=3]的時(shí)間較長(zhǎng)，處于區(qū)制狀態(tài)[St=2]與[St=4]的時(shí)間較短，這說明出生率與人均收入之間的雙向因果作用關(guān)系較為顯著，出生率還對(duì)人均收入存在較強(qiáng)的單向影響作用。

觀察圖1能夠發(fā)現(xiàn)1982年中國(guó)政府將計(jì)劃生育作為基本國(guó)策寫入憲法，出生率開始進(jìn)入下降通道，與此同時(shí)，人均收入的增長(zhǎng)較為緩慢，1982—1990年部分區(qū)間內(nèi)出生率與人均收入呈現(xiàn)顯著單向作用。1997年亞洲金融危機(jī)爆發(fā)，中國(guó)采取擴(kuò)大內(nèi)需政策，不僅保持了國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展，同時(shí)也帶動(dòng)了亞洲主要經(jīng)濟(jì)體的快速?gòu)?fù)蘇，在此期間出生率與人均收入之間呈現(xiàn)雙向因果作用。2001年以后中國(guó)進(jìn)入“十五”計(jì)劃時(shí)期，這段時(shí)間將“控制人口數(shù)量”作為重要戰(zhàn)略，出生率保持在較低的水平，2001—2005年出生率與人均收入呈現(xiàn)單向作用關(guān)系。2005年以后擴(kuò)大內(nèi)需政策取得顯著成效，出生率仍處于快速下降通道中，反映為2005—2008年出生率與人均收入呈現(xiàn)單向作用關(guān)系。2014年起“單獨(dú)二孩”政策使出生率短暫提升，2014—2019年出生率與人均收入呈現(xiàn)單向作用關(guān)系。2020年受到新冠疫情沖擊，家庭可支配收入進(jìn)入了下降區(qū)間，導(dǎo)致生育率與生育意愿的持續(xù)下降，2020—2023年出生率與人均收入之間存在較為顯著的雙向因果作用關(guān)系。

圖2刻畫了基尼系數(shù)與出生率之間的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率軌跡，用于測(cè)度基尼系數(shù)與出生率之間的時(shí)變動(dòng)態(tài)因果關(guān)系。其中，二者間因果關(guān)系處于區(qū)制狀態(tài)[St=1]與[St=2]的時(shí)間較長(zhǎng)，處于區(qū)制狀態(tài)[St=3]與[St=4]的時(shí)間較短，這說明出生率與基尼系數(shù)之間的雙向因果作用關(guān)系較為顯著，基尼系數(shù)還對(duì)出生率存在顯著的單向影響作用。

2005年中國(guó)進(jìn)入經(jīng)濟(jì)調(diào)整時(shí)期，政府實(shí)行穩(wěn)健的財(cái)政政策并繼續(xù)進(jìn)行稅制改革，但基尼系數(shù)維持在較高水平，2007年次貸危機(jī)爆發(fā)后，出生率處于收縮狀態(tài)，2005—2009年基尼系數(shù)對(duì)出生率具有單向影響作用。之后，“四萬億”經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃的實(shí)施不僅使中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速恢復(fù)，還進(jìn)一步提高了中低收入家庭的整體經(jīng)濟(jì)水平，基尼系數(shù)的增長(zhǎng)趨勢(shì)得到遏制，2010—2013年基尼系數(shù)與出生率之間呈現(xiàn)顯著的雙向因果作用關(guān)系。2014年實(shí)行的“單獨(dú)二孩”政策使出生率短暫回升，反映為2014—2018年基尼系數(shù)與出生率之間顯著的雙向因果作用關(guān)系。2020年受到新冠疫情沖擊后，中低收入家庭受到了相對(duì)較大沖擊，而高收入家庭受到的影響較小，致使出生率下降和基尼系數(shù)上升，反映為2020—2022年基尼系數(shù)與出生率之間的雙向因果作用關(guān)系。

2. 家庭支出維度下出生率驅(qū)動(dòng)機(jī)理的動(dòng)態(tài)分解

家庭的消費(fèi)偏好并非一成不變，各項(xiàng)家庭支出對(duì)出生率的影響也不盡相同，不同種類家庭支出之間也存在著相互擠占的情況。鑒于此，本文在圖3至圖5中分別刻畫了床位數(shù)、人均教育支出以及房?jī)r(jià)與出生率之間的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率軌跡，實(shí)時(shí)分析醫(yī)療支出、教育支出以及住房支出與出生率之間的時(shí)變動(dòng)態(tài)因果關(guān)系。

本文在圖3中刻畫床位數(shù)與出生率之間的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率軌跡，測(cè)度醫(yī)療支出與出生率之間的時(shí)變動(dòng)態(tài)因果關(guān)系。其中，二者間因果關(guān)系處于區(qū)制狀態(tài)[St=1]與[St=2]的時(shí)間相對(duì)較長(zhǎng)，處于區(qū)制狀態(tài)[St=3]與[St=4]的時(shí)間較短，這說明床位數(shù)與出生率之間存在較強(qiáng)的雙向因果作用，床位數(shù)還對(duì)出生率存在較強(qiáng)的單向影響作用。

2006年國(guó)務(wù)院頒布《關(guān)于發(fā)展城市社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)的指導(dǎo)意見》，衛(wèi)生公共服務(wù)的進(jìn)步以及人民健康水平的改善使得生育子女意愿上升，反映為2007—2009年床位數(shù)與出生率之間的雙向因果作用關(guān)系。2012年《關(guān)于規(guī)范醫(yī)療服務(wù)價(jià)格管理及有關(guān)問題的通知》下發(fā)，對(duì)規(guī)范醫(yī)療服務(wù)價(jià)格起到重要作用，同時(shí)，扎實(shí)推進(jìn)計(jì)劃生育工作，床位數(shù)與出生率之間的雙向因果作用關(guān)系再次出現(xiàn)。2014年國(guó)務(wù)院醫(yī)改辦發(fā)布了《關(guān)于加快推進(jìn)城鄉(xiāng)居民大病保險(xiǎn)工作的通知》，之后多項(xiàng)醫(yī)保政策相繼出臺(tái)，表現(xiàn)為2014—2018年床位數(shù)單向影響出生率。2020年在新冠疫情沖擊下，床位數(shù)的需求量快速上升，出生率仍處于快速下降通道中，反映為2021—2022年床位數(shù)與出生率呈現(xiàn)單向作用關(guān)系。

本文在圖4中刻畫了人均教育支出與出生率之間的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率軌跡，測(cè)度人均教育支出與出生率之間的時(shí)變動(dòng)態(tài)因果關(guān)系。其中，二者間因果關(guān)系處于區(qū)制狀態(tài)[St=2]的時(shí)間較長(zhǎng)，處于區(qū)制狀態(tài)[St=1]、[St=3]以及[St=4]的時(shí)間較短，這說明人均教育支出對(duì)出生率存在較強(qiáng)的影響作用。

1995年前后高等學(xué)校畢業(yè)生“統(tǒng)包統(tǒng)分”的就業(yè)制度基本退出歷史舞臺(tái)，初步實(shí)行“自主擇業(yè)”，這引發(fā)了對(duì)子女教育投入的關(guān)注，反映為1995—1998年教育支出與出生率呈現(xiàn)單向作用關(guān)系。21世紀(jì)教育改革的步伐逐漸加快。2002年黨的十六大報(bào)告明確提出教育“必須擺在優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略地位”，2010年《國(guó)家中長(zhǎng)期教育改革和發(fā)展規(guī)劃綱要（2010—2020年）》頒布。隨著教育改革的持續(xù)推進(jìn)以及公眾對(duì)教育重視程度的不斷提高，家庭教育已經(jīng)成為子女提高人力資本的必要支出，反映為2002—2018年間，教育支出與出生率呈現(xiàn)單向作用關(guān)系。2020年在新冠疫情沖擊下，出生率持續(xù)下降，反映為2021—2022年教育支出與出生率之間的雙向因果作用關(guān)系較為顯著。

本文在圖5中刻畫了房?jī)r(jià)與出生率之間的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率軌跡，測(cè)度住房支出與出生率之間的時(shí)變動(dòng)態(tài)因果關(guān)系。其中，二者間因果關(guān)系處于區(qū)制狀態(tài)[St=2]的時(shí)間較長(zhǎng)，處于區(qū)制狀態(tài)[St=1]、[St=3]以及[St=4]的時(shí)間較短，這說明房?jī)r(jià)對(duì)出生率存在較強(qiáng)的影響作用。

1994年起國(guó)務(wù)院進(jìn)行稅制改革并開征土地增值稅，反映為1994—1998年房?jī)r(jià)與出生率呈現(xiàn)單向作用關(guān)系。1998年中國(guó)全面停止住房實(shí)物分配，住宅銷售逐漸走向市場(chǎng)調(diào)控，房?jī)r(jià)對(duì)出生率的影響也進(jìn)一步增加，反映為1998—2003年房?jī)r(jià)與出生率呈現(xiàn)單向作用關(guān)系。2007年次貸危機(jī)爆發(fā)后，央行上調(diào)存款準(zhǔn)備金率，2009年后樓市快速?gòu)?fù)蘇，房?jī)r(jià)重現(xiàn)大漲趨勢(shì)，反映為2008—2011年的部分時(shí)間，快速上升的房?jī)r(jià)與出生率之間顯著的單向因果作用關(guān)系。2011年“新國(guó)八條”出臺(tái)，房?jī)r(jià)進(jìn)入宏觀調(diào)控時(shí)期，住房限購(gòu)以及配套措施的出臺(tái)意味著房?jī)r(jià)超快速上漲期已經(jīng)過去，2011—2015年房?jī)r(jià)仍維持對(duì)出生率的單向因果作用。2015年后央行降息并下調(diào)貸款基準(zhǔn)利率，2016年土地購(gòu)置費(fèi)增速開始下降，2017年政府對(duì)房?jī)r(jià)的宏觀調(diào)控進(jìn)一步加強(qiáng)，2015—2020年房?jī)r(jià)增速逐步放緩，對(duì)出生率依然存在單向因果作用關(guān)系。受2020年新冠疫情的影響，房?jī)r(jià)也首次開始呈現(xiàn)收縮態(tài)勢(shì)，二、三線城市的住宅成交量與房?jī)r(jià)持續(xù)下降，2020—2021年房?jī)r(jià)與出生率呈現(xiàn)單向作用關(guān)系。

3. 物價(jià)波動(dòng)維度下出生率驅(qū)動(dòng)機(jī)理的動(dòng)態(tài)分解

就物價(jià)波動(dòng)維度而言，物價(jià)水平的上升會(huì)帶來居民購(gòu)買力下降，生活成本增加，從而致使家庭生育意愿的改變。因此，本文于圖6中展現(xiàn)CPI與出生率之間的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率軌跡，用于實(shí)時(shí)測(cè)量CPI與出生率之間的時(shí)變動(dòng)態(tài)因果關(guān)系。

本文在圖6中刻畫了CPI與出生率之間的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率軌跡，測(cè)度CPI與出生率之間的時(shí)變動(dòng)態(tài)因果關(guān)系。其中，二者間因果關(guān)系處于區(qū)制狀態(tài)[St=1]與[St=2]的時(shí)間較長(zhǎng)，處于區(qū)制狀態(tài)[St=3]與[St=4]的時(shí)間較短，這說明CPI與出生率之間既有較強(qiáng)的雙向因果作用關(guān)系，也存在CPI對(duì)出生率較為顯著的單向影響作用。

1981年改革開放初期，CPI的變化幅度較大，生育決策受CPI的影響程度較高，1981—1983年CPI對(duì)出生率存在較強(qiáng)的單向影響作用。1990年政府重申了堅(jiān)決貫徹落實(shí)計(jì)劃生育政策的目標(biāo)，同時(shí)，CPI增長(zhǎng)率大幅下降，1990—1992年出生率與CPI之間表現(xiàn)出短暫的雙向因果作用關(guān)系。1995年CPI快速上漲，中國(guó)政府實(shí)行一系列宏觀調(diào)控政策，調(diào)節(jié)物價(jià)的增長(zhǎng)趨勢(shì)，1995—1997年出生率與CPI之間的雙向因果作用關(guān)系再次出現(xiàn)。1997年亞洲金融危機(jī)爆發(fā)，中國(guó)實(shí)行擴(kuò)大內(nèi)需政策，CPI與出生率的因果作用進(jìn)一步增強(qiáng)，反映為1997—2003年出生率與CPI之間的雙向因果作用關(guān)系。2003年后中國(guó)經(jīng)濟(jì)增速加快，CPI在此期間波動(dòng)較大，反映為2003—2011年出生率與CPI之間的雙向因果作用關(guān)系。新冠疫情發(fā)生后，CPI出現(xiàn)了一定程度的上升，這也導(dǎo)致了CPI對(duì)出生率影響程度的加深，反映為2020—2023年CPI與出生率之間存在單向因果作用關(guān)系。

4. 城鎮(zhèn)化發(fā)展維度下出生率驅(qū)動(dòng)機(jī)理的動(dòng)態(tài)分解

本文在圖7中刻畫了城鎮(zhèn)化率與出生率之間的區(qū)制轉(zhuǎn)移概率軌跡，用于實(shí)時(shí)考察城鎮(zhèn)化率與出生率之間的時(shí)變動(dòng)態(tài)因果關(guān)系。

圖7測(cè)度城鎮(zhèn)化率與出生率之間的時(shí)變動(dòng)態(tài)因果關(guān)系。其中，二者間因果關(guān)系處于區(qū)制狀態(tài)[St=1]的時(shí)間較長(zhǎng)，處于區(qū)制狀態(tài)[St=2]、[St=3]以及[St=4]的時(shí)間較短，這說明出生率與城鎮(zhèn)化率之間存在較為顯著的雙向因果作用關(guān)系。

自1980年改革開放以來，中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)快速發(fā)展，而這也帶來了消費(fèi)觀念的轉(zhuǎn)變以及出生率的波動(dòng)，反映為1980—1985年部分區(qū)間城鎮(zhèn)化率對(duì)出生率存在單向影響作用。1985年公安部發(fā)布了《關(guān)于城鎮(zhèn)暫住人口管理的暫行規(guī)定》，公民從此可以合法地在非戶籍所在地長(zhǎng)期居住，進(jìn)一步加速了中國(guó)城鎮(zhèn)化的發(fā)展，反映為1986—1990年出生率與城鎮(zhèn)化率之間的雙向因果作用關(guān)系。1990年后中國(guó)進(jìn)一步發(fā)展第二、三產(chǎn)業(yè)，大批農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，1990—1995年間出生率與城鎮(zhèn)化率之間的雙向因果關(guān)系進(jìn)一步加深。1996年起中國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)入了工業(yè)化帶動(dòng)城鎮(zhèn)化階段，在這一時(shí)期內(nèi)，工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的聯(lián)系也更加緊密，反映為1997—2001年出生率與城鎮(zhèn)化率之間的雙向因果作用關(guān)系。2001年以后城鎮(zhèn)化的快速擴(kuò)張，出生率的收縮速度逐漸穩(wěn)定，2001—2007年間出生率與城鎮(zhèn)化率之間的存在雙向因果作用關(guān)系。2011年城鎮(zhèn)化率首次超過50%，達(dá)到51.3%。我國(guó)城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)發(fā)生歷史性變化。2014年《國(guó)家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014—2020年）》出臺(tái)，中國(guó)對(duì)于城鎮(zhèn)化發(fā)展的規(guī)劃更加明晰，城鎮(zhèn)化率對(duì)出生率的影響作用再次出現(xiàn)，反映為2011—2018年出生率與城鎮(zhèn)化率之間的雙向因果作用關(guān)系。

六、結(jié)論與政策建議

伴隨著中國(guó)式現(xiàn)代化的逐步推進(jìn)，人口出生率的全面提升已迫在眉睫。本文通過構(gòu)建非線性MSC-VEC模型，從家庭收入、家庭支出、物價(jià)波動(dòng)以及城鎮(zhèn)化發(fā)展四個(gè)維度著手，通過對(duì)比分析出生率與其影響因素之間的因果關(guān)系，精確識(shí)別中國(guó)人口出生率的社會(huì)成因，剖析中國(guó)人口出生率的驅(qū)動(dòng)機(jī)理，最終獲得如下結(jié)論：

第一，對(duì)家庭收入來說，增加人均收入有利于中國(guó)人口出生率的提高，而基尼系數(shù)上升往往對(duì)出生率存在較為顯著的負(fù)向影響作用。就時(shí)變動(dòng)態(tài)因果關(guān)系而言，部分區(qū)間內(nèi)，家庭收入與出生率存在顯著的因果作用關(guān)系。第二，對(duì)家庭支出來說，房?jī)r(jià)下調(diào)有利于出生率提高。就時(shí)變動(dòng)態(tài)因果關(guān)系而言，在較長(zhǎng)時(shí)域內(nèi)，教育投入增加和購(gòu)房支出會(huì)對(duì)出生率產(chǎn)生顯著作用關(guān)系。第三，對(duì)物價(jià)波動(dòng)來說，從長(zhǎng)期來看，CPI上升意味著出生率的顯著收縮。第四，對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展來說，城鎮(zhèn)化率上升一定程度上會(huì)帶來出生率的提高。就時(shí)變動(dòng)態(tài)因果關(guān)系而言，在較長(zhǎng)時(shí)域內(nèi)，城鎮(zhèn)化率與出生率之間存在顯著的雙向因果作用關(guān)系。

基于上述結(jié)論，本文給出如下政策建議：第一，通過完善產(chǎn)假和育兒假制度以及為女性提供職業(yè)保障等措施緩解核心家庭工作壓力，通過建設(shè)嬰幼兒托管所、養(yǎng)老院以及增加養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率等措施降低家庭支出，均能夠在一定程度上緩解中國(guó)人口出生率的下降趨勢(shì)；第二，通過提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)、保障小微企業(yè)運(yùn)行以及增加稅收減免幅度等措施提高人均收入，輔以穩(wěn)定大宗商品保供、加強(qiáng)市場(chǎng)監(jiān)管等措施穩(wěn)定物價(jià)，以及以提高醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋率等措施減少家庭醫(yī)療支出，能夠提高經(jīng)濟(jì)上行時(shí)期的中國(guó)人口出生率；第三，在遭受風(fēng)險(xiǎn)事件沖擊時(shí)，通過完善住房租賃制度、調(diào)節(jié)住房貸款利率等措施穩(wěn)定房?jī)r(jià)，通過健全就業(yè)保障法律、保證同工同酬以及轉(zhuǎn)移支付等措施降低基尼基數(shù)，是穩(wěn)定中國(guó)人口出生率的較好選擇。

作為生育政策的影響終端，不同家庭對(duì)于不同政策的接受范圍和程度各不相同，在當(dāng)前全面推進(jìn)中國(guó)式現(xiàn)代化的時(shí)代背景下，如何使用合理的政策導(dǎo)向提高家庭生育意愿，進(jìn)而提高中國(guó)人口出生率，是生育政策及其配套措施制定時(shí)應(yīng)考慮的第一要?jiǎng)?wù)。

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［責(zé)任編輯 李新偉］

The Social Causes and Driving Mechanisms of Birth Rate in China

YAN Chao，HUO Zipeng

（Center for Quantitative Economics，Jilin University，Changchun Jilin，130012，China）

Abstract：With the comprehensive promotion of Chinese style modernization，the "low fertility trap" will have a far-reaching impact on all aspects of China's economy and society. Alleviating the shortage of labor resources is a major challenge for China's economic development in the future. Therefore，improving the birth rate has become an imperative task in the construction of socialism with Chinese characteristics. Starting from the four dimensions of family income，family expenditure，price fluctuation and urbanization development，this paper selects seven influencing factors such as per capita income，Gini coefficient，number of beds，per capita education expenditure，house price，CPI and urbanization rate，and constructs a nonlinear Markov regime transition causality vector error correction （MSC-VEC） model，in order to accurately identify the social causes of birth rate，and then analyzes the driving mechanism of birth rate in different historical backgrounds from the perspective of regime transition causality，so as to provide a detailed and reliable reference for the precise implementation of measures to improve the birth rate in China. The results show that：（1）For family income，increasing per capita income is conducive to the increase of the birth rate，while the rise of Gini coefficient often has a significant negative effect on the birth rate. At the same time，the birth rate can also affect per capita income in the short term. In terms of time-varying dynamic causality，there is a significant two-way causality between per capita income and birth rate in some regions，and birth rate can have a significant one-way impact on per capita income in a long-time domain. The Gini coefficient and the birth rate have a significant two-way causal relationship for a long time，but from 2005 to 2009，the Gini coefficient has a significant one-way impact on the birth rate. （2）For household expenditure，in the long run，the improvement of medical conditions is conducive to the increase of the birth rate，and the reduction of house prices will also promote the increase of the birth rate，which will have a significant impact on per capita education expenditure. In terms of time-varying dynamic causality，since 1995，education expenditure has had a significant one-way impact on the birth rate in a long-time domain. Since 1994，house purchase expenditure has also had a significant one-way impact on the birth rate in a long time. （3）For price fluctuations，in the long run，the rise of CPI has a significant negative impact on the birth rate. In terms of time-varying dynamic causality，there was a significant two-way causal relationship between CPI and birth rate from 1995 to 2011，while from 2012，CPI had a significant one-way impact on birth rate. （4）For the development of urbanization，the rise of urbanization rate will lead to the increase of birth rate to a certain extent. As far as the time-varying dynamic causality is concerned，there is almost always a significant two-way causality between urbanization rate and birth rate after 1986.

Key Words：Chinese Birth Rate，Social Causes，MSC-VEC Model

【收稿日期】 2024-07-12

【基金項(xiàng)目】 教育部人文社會(huì)科學(xué)一般項(xiàng)目：非線性混頻動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型在中國(guó)第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)與升級(jí)研究中的應(yīng)用研究（21YJC790136）；吉林省社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目：吉林省新生代農(nóng)民工消費(fèi)行為研究（2021B82）

【作者簡(jiǎn)介】 閆 超（1985-），女，吉林省吉林市人，吉林大學(xué)數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心副教授；霍子蓬（1999-），男，安徽合肥人，吉林大學(xué)數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心博士研究生。