摘 要：指出以往有關(guān)遷移流動(dòng)人口生育水平的研究仍存在兩個(gè)盲點(diǎn)：一是忽略流動(dòng)人口孩子出生地對(duì)生育率統(tǒng)計(jì)的影響;二是忽略對(duì)流動(dòng)人口流入地居住時(shí)長(zhǎng)與生育率關(guān)系的分析。在明晰兩個(gè)盲點(diǎn)及其對(duì)生育率統(tǒng)計(jì)帶來(lái)的影響后，分別通過(guò)時(shí)期孩次遞進(jìn)比計(jì)算時(shí)期生育率、采用泊松回歸分析累計(jì)生育率，再次對(duì)流動(dòng)人口生育水平進(jìn)行了分析。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口的前三孩時(shí)期生育率大致在1.7上下，農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口曾生子女?dāng)?shù)是農(nóng)村本地人口的89.5%。農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口時(shí)期生育率、累計(jì)生育率均低于農(nóng)村本地人口。

進(jìn)一步分析指出，在我國(guó)人口大流遷背景下，后續(xù)研究也應(yīng)該關(guān)注我國(guó)時(shí)期生育率該如何度量的問(wèn)題。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口;農(nóng)村本地人口;時(shí)期孩次遞進(jìn)比;泊松回歸

中圖分類號(hào)： C921

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-4149（2021）05-0095-16

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2021.00.042

收稿日期：2021-03-12

;修訂日期：2021-07-30

基金項(xiàng)目：2019年華東政法大學(xué)科學(xué)研究項(xiàng)目“生育政策：調(diào)整效果研判與未來(lái)走向選擇”（19HZK025）;上海市教委科研創(chuàng)新重大項(xiàng)目“新時(shí)代中國(guó)人口發(fā)展戰(zhàn)略研究”（E00026）;國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“家庭為中心的遷移和福利政策研究”（17ARK002）;

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目“我國(guó)高學(xué)歷人口遷移新動(dòng)向及政策優(yōu)化研究”（19CRK021）。

作者簡(jiǎn)介：梁同貴，法學(xué)博士，華東政法大學(xué)社會(huì)發(fā)展學(xué)院講師。

中文作者簡(jiǎn)介

The Two Blindness in the Research on the Fertility Level of

Migrants and a Re-examination on the Fertility Level

LIANG? Tonggui

（School of Social Development， East China University of Political

Science and Law， Shanghai 201620， China）

Abstract： This paper points out that there are still two blind spots in the previous studies on the fertility level of migrants. One is to ignore the effect of

birth place

structure of floating population on fertility statistics; and the other is to ignore the analysis of the relationship between

residence duration of migrants and fertility rate. After

identifying

the two blind spots and their influences on fertility statistics， this paper

examines the impact of population mobility on fertility level by calculating fertility rate in period by progressive ratio of children to children and analyzing cumulative fertility rate by Poisson regression.

analyzes the period fertility rate through period parity progression ratios， analyzes the cumulative fertility rate through Poisson regression.

It is found that the period fertility on totally three children of the circular migrants with agriculture accounts is about 1.7， the number of children born to the circular migrants with agriculture accounts is 0.895 times the number of children born in rural natives. Both the period fertility rates and cumulative fertility rates of the circular migrants with the agricultural household registration are lower than those of the local rural natives. This paper further points out that in the context of migration in China， the follow-up research should also pay attention to how to measure the period fertility rate in China.

Keywords：the? migrants with agriculture accounts;rural natives;period parity progression ratios;Poisson regression

一、研究背景

關(guān)于我國(guó)人口遷移流動(dòng)對(duì)生育水平影響關(guān)系的研究，有學(xué)者認(rèn)為流動(dòng)人口確實(shí)存在多生的現(xiàn)象 [1-5]，還有學(xué)者認(rèn)為遷移流動(dòng)對(duì)生育水平降低有著顯著性影響[6-12]。作者曾對(duì)以上研究進(jìn)行過(guò)相對(duì)完整系統(tǒng)地回顧，并就存在的問(wèn)題進(jìn)行了總結(jié)，認(rèn)為存在著“常用的幾種生育率指標(biāo)不能如實(shí)反映流動(dòng)人口生育水平、流動(dòng)人口類型界定雜亂以至于找不到一個(gè)嚴(yán)格意義上的比對(duì)群體、截面數(shù)據(jù)制約著流動(dòng)對(duì)生育影響的因果關(guān)系分析、違法生育和計(jì)劃外生育與多育在概念上混淆”的問(wèn)題[13-16]，并采用事件史分析中的Cox比例風(fēng)險(xiǎn)回歸、費(fèi)尼（Feeney）與于景元在1987年提出的時(shí)期孩次遞進(jìn)比[17]、馬瀛通等在1986年提出的遞進(jìn)生育率[18-19]分別分析了鄉(xiāng)—城流動(dòng)人口與農(nóng)村本地人口生育水平的差異，發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)—城流動(dòng)降低了生育水平，且有著因果影響關(guān)系。

然而，隨著國(guó)家衛(wèi)生健康委員會(huì)（原國(guó)家衛(wèi)生和計(jì)劃生育委員會(huì)）中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)的進(jìn)一步開(kāi)發(fā)與使用，作者對(duì)以往關(guān)于遷移流動(dòng)人口生育水平以及遷移流動(dòng)對(duì)全國(guó)和區(qū)域生育水平影響的研究做了進(jìn)一步回顧與反思，認(rèn)為以往研究中仍然存在著兩個(gè)盲點(diǎn)，這兩個(gè)盲點(diǎn)沒(méi)有被考慮到研究中去，甚至?xí)a(chǎn)生錯(cuò)誤的結(jié)論。這兩個(gè)盲點(diǎn)具體如下。

1.忽略流動(dòng)人口孩子出生地對(duì)生育率統(tǒng)計(jì)帶來(lái)的影響

2016年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，在2010年及以前就已經(jīng)是流動(dòng)人口的婦女中，累計(jì)2556份樣本在2010年普查年份生育，其中1143份發(fā)生在戶籍地，占44.72%。2012年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)的分析結(jié)果顯示，在2010年及以前就已經(jīng)是流動(dòng)人口的婦女中，累計(jì)3542份樣本在2010年普查年份生育，其中1681份發(fā)生在戶籍地，占47.46%;在2000年及以前就是流動(dòng)人口的婦女中，累計(jì)1137份樣本在2000年普查年份生育，其中736份發(fā)生在戶籍地，占64.73%。在這1137份生育樣本中，孕期“主要在外地，臨分娩返鄉(xiāng)” 與“一直在老家”的689份，占60.60%;孕期“一直在外地”與“主要在老家，臨分娩外出”占39.40%。這些流動(dòng)育齡婦女由于回到老家戶籍地準(zhǔn)備生育、生育甚至生育完繼續(xù)坐月子，那么在2010年“六普”、2000年“五普”時(shí)，流入地的普查員在十天的入戶登記時(shí)間內(nèi)便不能調(diào)查到她們，也就統(tǒng)計(jì)不進(jìn)來(lái)。由于本應(yīng)該在流入地生育的流動(dòng)?jì)D女的離開(kāi)，在計(jì)算流動(dòng)人口生育率時(shí)分子就會(huì)減小，這樣就導(dǎo)致了普查時(shí)點(diǎn)上的流動(dòng)?jì)D女的生育率降低。每個(gè)人頭都點(diǎn)一下的普查數(shù)據(jù)在研究我國(guó)流動(dòng)人口生育率上反而變得不可靠、不準(zhǔn)確。

因此，以往研究中使用2000年“五普”時(shí)點(diǎn)前一年生育數(shù)據(jù)得到的諸如“城市外來(lái)人口的生育率不僅顯著低于農(nóng)村本地人口， 而且也低于城市本地人口。中國(guó)人口遷移與生育率的關(guān)系出現(xiàn)了與已有的遷移生育率理論的不一致”[9]、“鄉(xiāng)—城流動(dòng)人口的二孩、三孩遞進(jìn)生育率小于農(nóng)村本地人口”[15-16]，使用2005年小普查時(shí)點(diǎn)前一年生育數(shù)據(jù)得到的“人口流動(dòng)極為顯著地降低了農(nóng)業(yè)戶籍人口的生育水平，并進(jìn)而在全國(guó)層面產(chǎn)生了降低生育率的顯著影響” [10]，使用2010年“六普”時(shí)點(diǎn)前一年生育數(shù)據(jù)得到的“流動(dòng)育齡婦女的總和生育率要低于非流動(dòng)?jì)D女”[20]，使用2014年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)得到的“人口的鄉(xiāng)—城流動(dòng)與生育水平降低之間有著因果影響關(guān)系”[13]，這些通過(guò)計(jì)算時(shí)期生育率得出的研究結(jié)論是否站得住腳仍需要我們?cè)俅螌徱暫蜋z驗(yàn)。并且，通過(guò)計(jì)算累計(jì)生育率得出的結(jié)論[11-12]也需要重新檢驗(yàn)，因?yàn)樵谡{(diào)查時(shí)點(diǎn)上回到戶籍地生育的流動(dòng)?jì)D女很可能是有選擇性的、非隨機(jī)的，那么留在流入地的被調(diào)查到的流動(dòng)?jì)D女樣本自然也就是有偏的。

2.忽略對(duì)流動(dòng)人口流入地居住時(shí)長(zhǎng)與生育率關(guān)系的分析

遷移影響生育的中斷理論認(rèn)為，在移民剛要遷移和剛遷移后的那段時(shí)間，遷移自身或者新環(huán)境帶來(lái)的干擾因素與困難（如晚婚、夫妻分離、尋找工作機(jī)會(huì)的壓力、城市定居的壓力）使其往往有著特別低的生育水平。這種中斷所帶來(lái)的降低生育率的效應(yīng)在高生育率群體中表現(xiàn)得尤為突出[21]。追趕理論認(rèn)為遷移人口原遷出地的生育水平較高，他們的生育意愿同樣保持在較高的水平，經(jīng)過(guò)一段時(shí)間的調(diào)整后他們適應(yīng)了遷入地的生活，生育孩子變的容易，可能會(huì)對(duì)中斷引起生育率下降有一個(gè)補(bǔ)償?shù)男袨?，或者“追趕行為”，生育水平相應(yīng)地也會(huì)提高。根據(jù)2012年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)的分析結(jié)果，在2010年及以前就是流動(dòng)人口的64687個(gè)婦女中，距離第一次離開(kāi)戶籍地的平均時(shí)長(zhǎng)為6.12年;在2000年及以前就是流動(dòng)人口的16641個(gè)婦女中，距離第一次離開(kāi)戶籍地的平均時(shí)長(zhǎng)為3.55年。具體到1990年“四普”、1982年“三普”流動(dòng)人口離開(kāi)戶籍地的時(shí)間或許會(huì)更短，因?yàn)槟菚r(shí)剛改革開(kāi)放，大規(guī)模人口流動(dòng)和停留也是剛開(kāi)始。段成榮等也發(fā)現(xiàn)“‘中長(zhǎng)期流動(dòng)不斷增加”[22]。那就不得不讓我們反思，根據(jù)歷次人口普查數(shù)據(jù)計(jì)算的時(shí)期總和生育率究竟受中斷理論還是受追趕理論的影響較大？究竟哪一次人口普查獲得的流動(dòng)人口時(shí)期總和生育率反映了其真實(shí)的生育水平？根據(jù)歷次人口普查得到的流動(dòng)人口生育水平的發(fā)展趨勢(shì)是否準(zhǔn)確？根據(jù)人口普查數(shù)據(jù)計(jì)算得到的流動(dòng)人口與非流動(dòng)人口時(shí)期總和生育率差異是否又真實(shí)地反映了兩類人口生育水平的差異？在不考慮流動(dòng)人口離開(kāi)戶籍地時(shí)長(zhǎng)的情況下，以往研究得出的相關(guān)結(jié)論都將被打上問(wèn)號(hào)。

以上從宏觀理論視角討論了流入地居住時(shí)長(zhǎng)對(duì)生育率的影響。從微觀角度講，兩者關(guān)系更為復(fù)雜。

福特（Ford）發(fā)現(xiàn)美國(guó)移民剛到美國(guó)時(shí)生育水平較高[20]，這或許是出于對(duì)遷移而導(dǎo)致的結(jié)婚與生育延遲的一種補(bǔ)償。但過(guò)了一段時(shí)間，移民的生育水平降低。他進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)，“在不考慮移民遷入地居住時(shí)間的情況下簡(jiǎn)單計(jì)算生育率，據(jù)此得出遷移對(duì)生育水平影響的結(jié)論可能會(huì)被誤導(dǎo)”[23]。索博特卡（Sobotka）認(rèn)為時(shí)期總和生育率在反映國(guó)外移民在遷入地居留時(shí)間較短的那部分婦女的生育水平時(shí)，這種潛在的失真

更為嚴(yán)重。遷移前家庭形成的推延和遷移后隨即的高生育率導(dǎo)致了移民生育模式的進(jìn)度扭曲，采用時(shí)期總和生育率將會(huì)高估移民的生育水平[24]。作者在以往研究中通過(guò)分孩次平均生育年齡的推延證明了中斷理論存在[13-16]。現(xiàn)在來(lái)看，直接將流入地居住時(shí)長(zhǎng)與生育率聯(lián)系起來(lái)進(jìn)行考察才更為貼切，也更為精準(zhǔn)。

二、兩個(gè)研究盲點(diǎn)的實(shí)證分析與研究啟示

1. 流動(dòng)人口孩子出生地選擇的變遷與研究啟示

作者根據(jù)最近幾年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)計(jì)算的流動(dòng)?jì)D女在戶籍地生育孩子的比例如圖1所示。

圖1展示了兩條重要信息，一是流動(dòng)?jì)D女選擇在戶籍地生育的比例越來(lái)越小，也就是越來(lái)越多的流動(dòng)?jì)D女選擇了在流入地生育，這很可能與流動(dòng)人口在流入地融合程度加深有關(guān)。二是監(jiān)測(cè)年份與監(jiān)測(cè)前一兩年孩子生育在戶籍地的比例大幅降低，如2012年數(shù)據(jù)顯示，流動(dòng)?jì)D女2012年、2011年在戶籍地生育的比例分別為25%與36%;但2014年數(shù)據(jù)顯示，這一比例分別為38%與44%。2014年數(shù)據(jù)顯示，流動(dòng)?jì)D女2014年、2013年、2012年在戶籍地生育的比例分別為17%、30%與38%，但2015年數(shù)據(jù)顯示，這一比例分別為31%、43%與48%。對(duì)于2015年數(shù)據(jù)，也可以與2016年數(shù)據(jù)做這樣一個(gè)比較。造成這種狀況的原因，一方面很有可能是在戶籍地生完孩子后流動(dòng)?jì)D女重新回到流入地工作生活，如2012年監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)中2012年、2011年在戶籍地生育的婦女有相當(dāng)一部分仍然停留在戶籍地，但是到了2014年這部分婦女重新返回到了流入地，那么在2014年便被統(tǒng)計(jì)進(jìn)來(lái)。另一方面可能是抽樣存在著系統(tǒng)性偏差的問(wèn)題。李丁、郭志剛采用2012年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)計(jì)算出的總和生育率明顯高于“六普”數(shù)據(jù)，并且2000—2011年間總和生育率與總和遞進(jìn)生育率都有較為明顯的提高[11]。據(jù)此，作者比較了中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)與2010年“六普”數(shù)據(jù)流動(dòng)?jì)D女的年齡結(jié)構(gòu)樣本量為61100份;2010年普查數(shù)據(jù)樣本量為102034892份;2012年監(jiān)測(cè)調(diào)查樣本量為74186份。

（見(jiàn)圖2），發(fā)現(xiàn)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)更多地調(diào)查了生育旺盛期的婦女，而這很可能是監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)總和生育率高于“六普”數(shù)據(jù)的重要原因。

流動(dòng)監(jiān)測(cè)調(diào)查與人口普查中婦女年齡結(jié)構(gòu)的差異是否真的是由于普查時(shí)點(diǎn)上一些育齡婦女回到老家生育孩子而導(dǎo)致的？作者比較了流動(dòng)監(jiān)測(cè)調(diào)查與人口普查中男性年齡結(jié)構(gòu)（見(jiàn)圖3），如果說(shuō)普查數(shù)據(jù)中有部分婦女回到老家戶籍地生育，但男性不一定回到戶籍地陪同。結(jié)果發(fā)現(xiàn)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)與普查數(shù)據(jù)中的男性年齡結(jié)構(gòu)差異與女性基本一致，監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)中男性同樣更多地集中在青壯年人口身上。由此判斷監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)確實(shí)存在著抽樣誤差。

李丁、郭志剛發(fā)現(xiàn)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)中“流動(dòng)?jì)D女的生育事件與流動(dòng)時(shí)間高度相關(guān)，各年流入本地的流動(dòng)?jì)D女在流入前后兩三年內(nèi)的生育率特別高”;“樣本的生育水平距離調(diào)查時(shí)點(diǎn)越近的年份生育水平越高”。這主要是由于“監(jiān)測(cè)調(diào)查抽取各年流入的婦女中流入前后有過(guò)生育的婦女偏多，而越靠近監(jiān)測(cè)年份這種偏差越大”[11]。這樣可以推斷，因?yàn)樵绞窃诹魅氲厣膵D女應(yīng)該越是容易被登記進(jìn)來(lái)，所以流動(dòng)?jì)D女在距離監(jiān)測(cè)時(shí)點(diǎn)較近年份上選擇在流入地生育的比例突然升高，與監(jiān)測(cè)樣本數(shù)據(jù)搜集方式有很大關(guān)系。但從圖1中又可以看到，2012年、2014年與2016年監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)在2010年及以前年份上戶籍地生育比例差異不大，但2014年與2012年監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)、2016年與2012年監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)均在2011年份上

開(kāi)始出現(xiàn)較大差異，2014年與2016年監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)在2012年份上開(kāi)始出現(xiàn)較大差異。如果每次監(jiān)測(cè)調(diào)查時(shí)抽樣框一直登記了流入年份前后生育較多的流動(dòng)?jì)D女，對(duì)于2012年監(jiān)測(cè)調(diào)查來(lái)說(shuō)，2010年及以前年份在戶籍地生育的比例就應(yīng)該維持在2011年這樣較低水平附近，但現(xiàn)在看到的是距離2012年監(jiān)測(cè)調(diào)查年份較遠(yuǎn)的年份戶籍地生育比例幾乎不再受到抽樣框的影響，且遠(yuǎn)高出2011年的比例，也就是雖然2012年監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)在2012年份、2011年份涵蓋了較多的在流入地生育的婦女，但2012年的抽樣框仍舊補(bǔ)充了一些較早年份上在戶籍地生育的婦女，這樣才會(huì)導(dǎo)致2010年及以前的流動(dòng)?jì)D女戶籍地生育比例大幅提高，而作者認(rèn)為這恰恰是有部分流動(dòng)?jì)D女在戶籍地生育完孩子后重新回到流入地所帶來(lái)的結(jié)果。這樣的分析給我們的啟示就是，采用2012年流動(dòng)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)，選擇流動(dòng)?jì)D女2009年、2008年及以前的生育數(shù)據(jù)可以避免因孩子出生地分析不足而帶來(lái)的計(jì)算誤差。至于圖1中2015年監(jiān)測(cè)顯示出流動(dòng)?jì)D女在各年份選擇在戶籍地生育比例基本均大于其他監(jiān)測(cè)年份，具體原因可另再作分析。

2. 流動(dòng)人口在流入地居住時(shí)間與生育率之間關(guān)系的分析與研究啟示

對(duì)流入地居住時(shí)長(zhǎng)與生育率關(guān)系的研究將從兩個(gè)方面來(lái)進(jìn)行：一是采用單因素分析法分析居住時(shí)長(zhǎng)與一般生育率之間的關(guān)系;二是采用多元分析方法，將每一個(gè)樣本是否在某年生育孩子作為時(shí)期生育率度量的標(biāo)準(zhǔn)，也即因變量，將流入地居住時(shí)長(zhǎng)作為核心自變量，做成分類變量并且以居住時(shí)長(zhǎng)最短的類別作為參照組，以此來(lái)檢驗(yàn)其對(duì)時(shí)期生育率的影響。根據(jù)中斷理論，核心自變量的回歸系數(shù)在較短的時(shí)間內(nèi)會(huì)非常小，并且很可能為負(fù)數(shù)，隨后隨著居住時(shí)長(zhǎng)的變長(zhǎng)而開(kāi)始變大，再隨后越是趨向于最長(zhǎng)的居住時(shí)長(zhǎng)回歸系數(shù)變得越小，甚至趨于0。

作者從2016年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)中選擇截至2015年時(shí)為流動(dòng)人口、遷移時(shí)年齡介于15—49歲之間、到2015年時(shí)年齡介于15—49歲之間的初婚女性樣本來(lái)進(jìn)行分析，樣本量為52054份。圖4顯示流動(dòng)?jì)D女全部孩次的一般生育率與一孩一般生育率基本上隨著第一次離開(kāi)戶籍地時(shí)長(zhǎng)而逐漸降低;二孩一般生育率在前九年內(nèi)維持在高位，隨后持續(xù)降低。三孩一般生育率與第一次離開(kāi)戶籍地時(shí)長(zhǎng)并沒(méi)有明顯的趨勢(shì)性關(guān)系。

流動(dòng)?jì)D女流入地的居住時(shí)間與生育率之間的關(guān)系顯然背離了中斷理論，但這很可能是單因素分析方法造成的。單因素分析方法只是簡(jiǎn)單控制了距離第一次離開(kāi)戶籍地的時(shí)長(zhǎng)，并沒(méi)有控制育齡婦女的年齡結(jié)構(gòu)、孩次結(jié)構(gòu)等。圖5顯示，距離第一次離開(kāi)戶籍地時(shí)長(zhǎng)與樣本平均年齡呈現(xiàn)嚴(yán)格意義上的線性關(guān)系。距離第一次離開(kāi)戶籍地時(shí)長(zhǎng)越短則平均年齡越小，年齡越小越是傾向于生育。

為了克服單因素分析方法的缺陷，作者在圖4的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上進(jìn)一步選擇明確戶口與生育政策的樣本（樣本量為50705份），采用Probit回歸模型對(duì)流動(dòng)?jì)D女2015年生育情況做進(jìn)一步分析，考慮到學(xué)歷越高的人越容易當(dāng)丁克，一孩回歸模型中加入了受教育程度這一變量。表1的回歸結(jié)果顯示距離第一次離開(kāi)戶籍地時(shí)長(zhǎng)越長(zhǎng)則一孩、二孩、全部孩次生育的概率越大，這是在控制了年齡結(jié)構(gòu)、孩次結(jié)構(gòu)等變量以后得出的結(jié)論，說(shuō)明流動(dòng)確實(shí)暫緩了孩次生育。

表1的數(shù)據(jù)結(jié)果說(shuō)明，當(dāng)采用時(shí)期總和生育率計(jì)算流動(dòng)?jì)D女某年份生育水平時(shí)，計(jì)算值要受到流動(dòng)人口第一次離開(kāi)戶籍地時(shí)長(zhǎng)的影響。根據(jù)圖6的數(shù)據(jù)，流動(dòng)?jì)D女在流入地的平均居住時(shí)長(zhǎng)隨著年份在變長(zhǎng)，由2000年的3.69年增長(zhǎng)到2015年的6.08年。由此推斷，流動(dòng)?jì)D女生育數(shù)據(jù)越是接近現(xiàn)在，越能克服這一缺陷。如采用2010年“六普”數(shù)據(jù)計(jì)算得到的流動(dòng)?jì)D女時(shí)期總和生育率比2000年“五普”要準(zhǔn)確，采用2020年“七普”數(shù)據(jù)又要比2010年“六普”準(zhǔn)確。

三、流動(dòng)人口生育水平的再分析

1. 遞進(jìn)生育率的計(jì)算

（1）數(shù)據(jù)庫(kù)介紹與整理。

在計(jì)算遞進(jìn)生育率時(shí)，仍采用原國(guó)家衛(wèi)生和計(jì)劃生育委員會(huì)2012年、2016年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)來(lái)計(jì)算，同時(shí)從中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)中計(jì)算出農(nóng)村本地人口的生育率，并與之進(jìn)行比較。中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）是一個(gè)民間的非官方的追蹤調(diào)查，數(shù)據(jù)庫(kù)中有每個(gè)樣本生育史的記錄。中國(guó)家庭追蹤調(diào)查2010年基線調(diào)查覆蓋25個(gè)省、市、自治區(qū)，代表了中國(guó)95%的人口。因此，CFPS的樣本可以視為一個(gè)具有全國(guó)代表性的樣本。謝宇教授曾將CFPS 2010數(shù)據(jù)庫(kù)中性別年齡結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)非農(nóng)業(yè)戶口分布、受教育程度、婚姻狀態(tài)等基本特征與2010年“六普”數(shù)據(jù)做了比對(duì)，發(fā)現(xiàn)兩者非常地接近[25]。中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)中記錄了每個(gè)樣本的各孩次生育年份與各孩次生育性別，有個(gè)別樣本填寫(xiě)了孩次生育性別，沒(méi)有填寫(xiě)生育年份。因?yàn)楹竺孢f進(jìn)生育率的計(jì)算主要用到調(diào)查時(shí)點(diǎn)前幾年的數(shù)據(jù)，前幾年生育孩次年份應(yīng)該是能記得清楚，所以作者直接將數(shù)據(jù)庫(kù)中這個(gè)瑕疵忽略。CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)中各孩次生育年份的填寫(xiě)并不是嚴(yán)格按照出生順序填寫(xiě)的，計(jì)算前首先按照各個(gè)孩次生育年份對(duì)生育順序重新進(jìn)行排序。

后面農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口指中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)中戶籍為農(nóng)業(yè)的樣本，鄉(xiāng)城流動(dòng)人口指戶籍為農(nóng)業(yè)且調(diào)查樣本點(diǎn)類型為居委會(huì)的樣本。農(nóng)村本地人口指中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)中剔除掉該數(shù)據(jù)庫(kù)中農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口后剩余的農(nóng)業(yè)戶籍人口。本文在不考慮婦女死亡率的條件下通過(guò)生育史數(shù)據(jù)回推各年份的遞進(jìn)生育率。

在研究方法上，本文采用時(shí)期孩次遞進(jìn)比計(jì)算農(nóng)村本地人口與農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口的2000—2017年時(shí)期遞進(jìn)生育率。在計(jì)算時(shí)，從兩個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)中選取相應(yīng)年份的育齡婦女作為樣本。對(duì)于流動(dòng)人口的選取同時(shí)考慮流動(dòng)時(shí)間，如計(jì)算2000年時(shí)期生育率時(shí)，選取截至2000年為流動(dòng)人口的樣本。本文中時(shí)期孩次遞進(jìn)比的計(jì)算，0孩到1孩之間最大可能間隔年份數(shù)設(shè)置為25年，也即從15歲開(kāi)始到39歲生育1孩的年齡本文都統(tǒng)計(jì)進(jìn)來(lái)。1孩到2孩、2孩到3孩之間最大間隔年份數(shù)設(shè)置為20年。

（2）流動(dòng)人口時(shí)期孩次遞進(jìn)生育率分析。后面分析2000—2007年遞進(jìn)生育率數(shù)據(jù)來(lái)自2012年與2016年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)，農(nóng)村本地人口2000—2007年與2008—2017年遞進(jìn)生育率數(shù)據(jù)分別來(lái)自2010年與2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查。

圖7顯示，2000—2017年，農(nóng)村本地人口的一孩時(shí)期遞進(jìn)比在0.858—0.972之間，在2015年處于最低值，這與人們忌諱羊年生育有關(guān)。農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口在0.963—0.995之間。鄉(xiāng)城流動(dòng)人口的一孩時(shí)期遞進(jìn)比在0.964—0.993之間。

一孩時(shí)期遞進(jìn)生育率等于一孩時(shí)期遞進(jìn)比，不再另行計(jì)算。理論上，每個(gè)育齡婦女仍然傾向于至少生育一個(gè)孩子。一孩生育率計(jì)算值未滿1，很可能是因?yàn)椴辉胁挥?。如顧煒等的研究結(jié)果顯示中國(guó)不孕婦女占6%—11% [27]。另外，農(nóng)村本地人口一孩生育率基本上均低于農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口與鄉(xiāng)城流動(dòng)人口，這很可能與流動(dòng)人口“監(jiān)測(cè)樣本過(guò)多收集近期生育案例”[11]有關(guān)，如李丁、郭志剛采用2012年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)計(jì)算得到2011年流動(dòng)人口的一孩總和生育率為1.119[11]，一孩生育出現(xiàn)了嚴(yán)重的堆積。

圖8顯示，2000—2017年，農(nóng)村本地人口二孩時(shí)期遞進(jìn)比在0.582—0.817之間。2000—2015年間農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口的二孩時(shí)期遞進(jìn)比在0.495—0.712之間，鄉(xiāng)城流動(dòng)人口二孩時(shí)期孩次遞進(jìn)比在0.499—0.676之間。在各年份上，農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口與鄉(xiāng)城流動(dòng)人口二孩時(shí)期遞進(jìn)比均低于農(nóng)村本地人口。在大部分年份上，鄉(xiāng)城流動(dòng)人口二孩時(shí)期遞進(jìn)比低于農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口。

圖9顯示，農(nóng)村本地人口二孩遞進(jìn)生育率在0.543—0.764之間，農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口在0.482—0.708之間，在大部分年份均低于農(nóng)村本地人口。鄉(xiāng)城流動(dòng)人口在0.499—0.676之間，在所有年份均低于農(nóng)村本地人口。在一些年份上，農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口二孩遞進(jìn)生育率之所以高于農(nóng)村本地人口，一方面是因?yàn)樵撃攴蒉r(nóng)村本地人口一孩時(shí)期遞進(jìn)比過(guò)低，另一方面是又回到前面提到的流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查抽樣的問(wèn)題，如計(jì)算得到2015年農(nóng)村本地人口的一孩時(shí)期遞進(jìn)比為0.858，農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口的高達(dá)0.988。

圖10顯示，2000—2017年，農(nóng)村本地人口的三孩時(shí)期孩次遞進(jìn)比在0.084—0.201之間，2000—2015年間，農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口的三孩時(shí)期孩次遞進(jìn)比在0.045—0.112之間，鄉(xiāng)城流動(dòng)人口三孩時(shí)期孩次遞進(jìn)比在0.065—0.167之間。農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口與鄉(xiāng)城流動(dòng)人口三孩遞進(jìn)比在各個(gè)年份上同樣低于農(nóng)村本地人口。

圖11顯示，2000—2017年，農(nóng)村本地人口的三孩時(shí)期遞進(jìn)生育率在0.091—0.201之間。2000—2015年，農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口的三孩生育率在0.045—0.122之間，鄉(xiāng)城流動(dòng)人口三孩生育率在0.036—0.111之間。農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口與鄉(xiāng)城流動(dòng)人口三孩生育率在各個(gè)年份上低于農(nóng)村本地人口。

圖12顯示，根據(jù)時(shí)期孩次遞進(jìn)比計(jì)算得到的農(nóng)村本地人口2000—2017年前三孩累計(jì)生育率在1.567—1.891之間，農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口2000—2015年在1.503—1.817之間，鄉(xiāng)城流動(dòng)人口在1.508—1.754之間。農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口前三孩累計(jì)生育率在大部分年份上均低于農(nóng)村本地人口，但在2001年、2008年、2011年、2015年略高于農(nóng)村本地人口，原因解釋同前述二孩生育率。理論上講，農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口與農(nóng)村本地人口都至少生育一個(gè)子女，兩者的一孩時(shí)期遞進(jìn)比不應(yīng)該有太大差異。假設(shè)兩類人口一孩時(shí)期遞進(jìn)比一樣，由此計(jì)算得到的農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口前三孩累計(jì)生育率會(huì)低于農(nóng)村本地人口。

對(duì)比陳衛(wèi)、吳麗麗根據(jù)2000年全國(guó)人口普查 0.95‰數(shù)據(jù)計(jì)算得到的農(nóng)村本地人口總和生育率1.28，城市外來(lái)人口總和生育率0.94[9];以及郭志剛使用“六普”1‰樣本計(jì)算出來(lái)的農(nóng)業(yè)戶口非流動(dòng)?jì)D女的1.366、農(nóng)業(yè)戶口流動(dòng)?jì)D女的1.172與根據(jù)2005年全國(guó)1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)計(jì)算出來(lái)的農(nóng)業(yè)戶籍非流動(dòng)?jì)D女的1.635、農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)?jì)D女的1.188[20]，本文計(jì)算出來(lái)的前三孩累計(jì)生育水平已經(jīng)高于他們各自對(duì)應(yīng)的所有孩次累計(jì)生育水平。這主要是因?yàn)椴捎蒙手笜?biāo)不同帶來(lái)的，時(shí)期遞進(jìn)生育率充分地考慮了育齡婦女的孩次構(gòu)成與生育間隔這些因素。從農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口與鄉(xiāng)城流動(dòng)人口前三孩累計(jì)生育率看，并沒(méi)有嚴(yán)格呈現(xiàn)出流動(dòng)人口第一次離開(kāi)戶籍地時(shí)間越長(zhǎng)生育率越高的趨勢(shì)，但2008—2015年三孩累計(jì)生育率要明顯高于2000—2007年的。本文認(rèn)為這部分地體現(xiàn)了流動(dòng)人口在流入地居住時(shí)長(zhǎng)對(duì)生育率的影響。另外，結(jié)合第一研究盲點(diǎn)的分析，忽略掉中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查抽樣帶來(lái)的誤差，本文認(rèn)為農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口在2011年、2012年與2013年的前三孩累計(jì)生育率1.743、1.663、1.729更能代表其真實(shí)的生育水平。

2.曾生子女?dāng)?shù)的泊松回歸結(jié)果

（1）數(shù)據(jù)與模型。

時(shí)期孩次遞進(jìn)比是從純?nèi)丝谘芯糠椒ㄟM(jìn)行的分析，樣本自身受教育程度、生育政策等變量特征對(duì)生育的影響并不能考察進(jìn)來(lái)。此部分采用泊松回歸對(duì)農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口累計(jì)生育孩子數(shù)進(jìn)行分析，以檢驗(yàn)流動(dòng)對(duì)累計(jì)生育水平的影響。泊松回歸是廣義線性模型的一種，是專門分析因變量為計(jì)數(shù)變量的回歸模型在回歸分析時(shí)，選取截至2013年是流動(dòng)人口、在育齡期間經(jīng)歷過(guò)流動(dòng)，且能夠明晰生育政策的樣本來(lái)進(jìn)行研究。本文認(rèn)為只要流動(dòng)行為發(fā)生在婦女育齡期，就認(rèn)為婦女生育受到了流動(dòng)的影響。根據(jù)數(shù)據(jù)庫(kù)中樣本量的分布特征，本文泊松回歸中只選取了截至2013年為15—51歲婦女作為泊松回歸的樣本。樣本的描述性特征詳見(jiàn)表2。

（2）泊松回歸結(jié)果分析。

表3泊松回歸結(jié)果顯示，在其他自變量不變的前提下，農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口曾生子女?dāng)?shù)是農(nóng)村本地人口的89.5%，人口流動(dòng)有效降低了生育水平（降低了10.5%）。分年齡段亞群組來(lái)看，15—34歲與35—51歲農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口的生育水平也降低了。鄉(xiāng)城流動(dòng)人口的曾生子女?dāng)?shù)為農(nóng)村本地人口的0.873倍，降低了12.73%，鄉(xiāng)城流動(dòng)更有助于降低生育水平。這或許可以從融合理論來(lái)解釋：融合理論認(rèn)為，一方面流動(dòng)人口接受了流入地的生育觀念與生育文化，另一方面僅具有基本的社會(huì)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的城鎮(zhèn)流入者需要通過(guò)獲取城鎮(zhèn)居住者的角色特征來(lái)適應(yīng)城鎮(zhèn)的生活，角色的轉(zhuǎn)變?cè)黾恿怂麄兩⒆拥臋C(jī)會(huì)成本，他們逐漸開(kāi)始變得像遷入地的居民那樣少生育。

農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)與鄉(xiāng)城流動(dòng)兩個(gè)總模型均顯示，年齡越大曾經(jīng)生育子女?dāng)?shù)越多，且均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，這與常識(shí)也是相符的。但35—51歲亞群組回歸結(jié)果顯示，年齡對(duì)曾生子女?dāng)?shù)并沒(méi)有顯著性影響。為了檢驗(yàn)?zāi)挲g對(duì)曾生子女?dāng)?shù)影響是否具有非線性關(guān)系，筆者加入了年齡的二次項(xiàng)。15—51歲農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口模型中年齡二次項(xiàng)的優(yōu)勢(shì)比均為0.998，說(shuō)明年齡對(duì)曾生子女?dāng)?shù)的影響呈現(xiàn)倒“U”型模式，開(kāi)始時(shí)隨著年齡的增大曾生子女?dāng)?shù)增多，但之后，隨著年齡的增大曾生子女?dāng)?shù)略微減少。對(duì)于亞群組15—34歲與鄉(xiāng)城流動(dòng)人口的樣本，年齡二次項(xiàng)的發(fā)生比分別為0.993與0.998。

生育政策對(duì)曾生子女?dāng)?shù)有著顯著性影響。兩孩政策的曾生子女?dāng)?shù)最多，其次是一孩半政策，一孩政策最少。可見(jiàn)，計(jì)劃生育政策在很大程度上抑制了我國(guó)人口增長(zhǎng)速度，對(duì)我國(guó)人口規(guī)模有很大的抑制作用。

在民族性質(zhì)對(duì)曾生子女?dāng)?shù)的影響中，少數(shù)民族曾生子女?dāng)?shù)要多于漢族，這與少數(shù)民族地區(qū)生育文化有關(guān)，也與少數(shù)民族地區(qū)較為寬松的生育政策有關(guān)。

受教育程度越高則曾生子女?dāng)?shù)越少，這與受教育程度越高則生育率越低的理論是相符的，因?yàn)榕允芙逃潭鹊奶岣呖梢詭椭赞饤壜浜蟮呐f生育觀、樹(shù)立新的生育觀。

四、結(jié)論與討論

本文指出以往有關(guān)遷移流動(dòng)人口生育水平的研究仍存在兩個(gè)研究盲點(diǎn)：

一是忽略流動(dòng)人口孩子出生地對(duì)生育率統(tǒng)計(jì)的影響;二是忽略對(duì)流動(dòng)人口流入地居住時(shí)長(zhǎng)與生育率關(guān)系的分析。本文指出在不考慮這兩個(gè)盲點(diǎn)情況下計(jì)算得出的結(jié)論都需要重新檢驗(yàn)，進(jìn)而從理論與實(shí)踐上詳細(xì)分析了兩個(gè)研究盲點(diǎn)存在的可能性，以及其帶來(lái)的影響。在彌補(bǔ)這兩個(gè)盲點(diǎn)之后，本文分別通過(guò)時(shí)期孩次遞進(jìn)比計(jì)算時(shí)期生育率，采用泊松回歸分析累計(jì)生育率得出以下結(jié)論：第一，農(nóng)村本地人口2000—2017年前三孩累計(jì)生育率在1.567—1.891之間，農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口在1.503—1.817之間，鄉(xiāng)城流動(dòng)人口在1.508—1.754之間。兩類流動(dòng)人口在各年份上時(shí)期生育率基本上均低于農(nóng)村本地人口。第二，泊松回歸結(jié)果顯示，在其他自變量不變的前提下，農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口曾生子女?dāng)?shù)是農(nóng)村本地人口的0.895倍，鄉(xiāng)城流動(dòng)人口的曾生子女?dāng)?shù)為農(nóng)村本地人口的0.873倍，兩類流動(dòng)人口的累計(jì)生育率均低于農(nóng)村本地人口。

本文驗(yàn)證了遷移影響生育的中斷與追趕理論在我國(guó)遷移流動(dòng)人口生育率研究上的適用性，以及該理論對(duì)于生育率統(tǒng)計(jì)值有著顯著影響的問(wèn)題。筆者根據(jù)2000年全國(guó)人口普查 0.95‰數(shù)據(jù)計(jì)算出，在普查時(shí)點(diǎn)上，1998—2000年流入到調(diào)查地的15—49歲女性農(nóng)業(yè)戶籍流動(dòng)人口占所有流入年份的61.1%，此部分婦女大部分不會(huì)選擇在普查年份生育。因此，當(dāng)以截面數(shù)據(jù)中“前一年的生育情況”計(jì)算的生育率作為生育水平時(shí)，如陳衛(wèi)、吳麗麗根據(jù)普查前一年的生育情況計(jì)算總和生育率與進(jìn)行的Logistic 回歸 [9]，周皓基于傾向值得分匹配后對(duì)以“普查前一年的生育”為因變量的T檢驗(yàn)與Logistic回歸[12]都將因受到中斷帶來(lái)的進(jìn)度效應(yīng)而失真。而陳衛(wèi)采用2000年全國(guó)人口普查0.95‰得出“廣東省外來(lái)人口的生育率只及本地人口一半”的結(jié)論[29]，作者認(rèn)為本文的研究可以為這個(gè)數(shù)據(jù)結(jié)果提供一些解釋。同時(shí)，本文也為依據(jù)普查數(shù)據(jù)計(jì)算得到的流動(dòng)人口超低生育率提供了另外一個(gè)解釋，那就是孩子出生地的問(wèn)題。郭志剛將2000年流動(dòng)人口生育率“超低”的結(jié)果歸因于出生漏報(bào)與抑制時(shí)期生育的因素[30]，同樣忽略了流動(dòng)人口孩子出生地帶來(lái)的影響。

以上是對(duì)本文研究結(jié)論的概括、解釋以及流動(dòng)人口生育水平自身研究中問(wèn)題的討論。

嚴(yán)格來(lái)說(shuō)，本文對(duì)流動(dòng)人口生育水平的測(cè)量也不是精準(zhǔn)的，一個(gè)原因是中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)存在著一定的抽樣誤差。另一個(gè)主要原因是流動(dòng)人口是一個(gè)數(shù)量不斷增加的群體?！段覈?guó)人口發(fā)展呈現(xiàn)新特點(diǎn)與新趨勢(shì)》

一文中提到，改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)流動(dòng)人口規(guī)模持續(xù)增長(zhǎng)：根據(jù)歷年人口普查數(shù)據(jù)，流動(dòng)人口規(guī)模從1982年的675萬(wàn)增長(zhǎng)到2015年的2.47億人[31]。第七次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)顯示，2020年流動(dòng)人口規(guī)模近3.8億人，比2010年大幅增加1.5億人，與上一個(gè)10年流動(dòng)人口增長(zhǎng)1億人相比，我國(guó)流動(dòng)人口增長(zhǎng)速度加快。而隨著流動(dòng)人口在流入地居住時(shí)長(zhǎng)不斷增長(zhǎng)，流動(dòng)人口精準(zhǔn)的時(shí)期生育水平度量要等到流動(dòng)人口數(shù)量不再增加，流動(dòng)人口在流入地居住時(shí)長(zhǎng)不再變動(dòng)的時(shí)候。另外，受到中斷與追趕理論的影響，流動(dòng)育齡婦女的生育無(wú)疑為我國(guó)時(shí)期總和生育率的度量帶來(lái)了新的挑戰(zhàn)。流動(dòng)育齡婦女人數(shù)變化直接導(dǎo)致計(jì)算時(shí)期總和生育率時(shí)人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)，這樣就為每一年份時(shí)期總和生育率度量又帶來(lái)了更多不確定性的復(fù)雜因素。將流動(dòng)人口生育放在我國(guó)總?cè)丝谏腥タ矗罄m(xù)研究仍需要明晰我國(guó)總?cè)丝诘臅r(shí)期生育率該如何準(zhǔn)確度量的問(wèn)題。

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