付明衛(wèi)，崔磊強，李瑞瑩

(1.中國社會科學院 經濟研究所，北京 100836；2.中國社會科學院大學 經濟學院，北京 102488)

一、引言

中國的人口老齡化形勢愈來愈嚴峻。中國65歲及以上人口的比重在2001年達到7.10%，按照國際標準，表示中國已經進入老齡化社會。之后，這一比重逐年增加(如圖1所示)，至2020年時已達13.50%。為應對老齡化帶來的挑戰(zhàn)，中國政府改革了原來的計劃生育政策，分別于2013年末和2015年末實施了“單獨二孩”和“全面二孩”政策。然而，如圖1所示，鼓勵生育政策只是帶來人口出生率在2014年和2016年的短暫回升，并沒有扭轉人口出生率不斷走低的趨勢。為進一步鼓勵生育，中共中央政治局于2021年5月31日召開會議，決定實施一對夫妻可以生育三個子女政策及配套支持措施(下文簡稱“全面三孩政策”)。但是，局部調查研究表明，二孩家庭生育三孩的意愿并不高。譬如，2021 年 8 月被調研的湖北省125個區(qū)縣的5 131個城鄉(xiāng)的二孩家庭，僅有141個家庭(占2.75%)有生育三孩的意愿。[1]1-18

圖1 中國的老齡化率和出生率注：老齡化率的單位為%，人口出生率的單位為‰。數據來自國家統計局數據庫：https://data.stats.gov.cn。

本文通過比較農村家庭中二孩和一孩的身體健康狀況，試圖為較低的三孩生育意愿提供一個解釋。中國農村地區(qū)在2013年人口政策調整之際施行的是“一孩半”政策。1982年初發(fā)布的“中共中央、國務院關于進一步做好計劃生育工作的指示”(中發(fā)[1982]1號)規(guī)定，農村普遍提倡一對夫婦只生育一個孩子；某些群眾確有實際困難要求生二胎的，經過審批可以有計劃地安排；不論哪一種情況都不能生三胎。同年2月，中共中央和國務院發(fā)布“關于進一步做好計劃生育工作的指示”，規(guī)定了可生二胎的十種情況。但是，符合這十種情況的一孩夫婦數占比低于5%。[2]47-54這種生育政策在農村受到了巨大抵制，執(zhí)行起來困難重重。1984年4月，中共中央批轉國家計劃生育委員會黨組《關于計劃生育工作情況的匯報》，提倡一對農村夫婦只生一個孩子，但增加了可生二胎的幾種情況，使得符合這些情況的一孩夫婦數占比接近10%。[2]47-54當時，山東和遼寧允許一胎為女孩的農村夫婦在一定年限后可以生二胎。其他省份迅速借鑒了山東和遼寧的這一做法，形成了農村地區(qū)廣泛施行的“一孩半”政策。

我們使用中國家庭動態(tài)調查(China Family Panel Survey，CFPS)2010年、2012年、2014年和2016年的數據，發(fā)現中國農村養(yǎng)育兩個孩子的家庭，由于缺乏撫育好孩子的資金和時間，其二孩的身體健康狀況明顯不如一孩。具體而言，我們得到如下結論：首先，在控制了性別、年齡和家庭背景等一系列因素后，二孩在過去一年生病住院的概率平均而言要比一孩高8個百分點；其次，二孩出生時體重不比一孩輕、胎齡不比一孩少、滿一歲之前的生病次數和看病次數不比一孩多，表明二孩過去一年生病住院概率高并不是先天性因素導致的，而是后天因素導致的；最后，二孩無論是男性還是女性，其身體健康狀況都比一孩差。研究表明，農村家庭缺乏足夠的資金和時間來保障二孩的身體健康狀況和一孩一樣好。這意味著，在“優(yōu)生優(yōu)育”觀念深入人心的背景下，農村二孩家庭今后生育三孩的可能性不大。

目前國內有關出生順序影響身體健康的研究[3]28-31、[4]447-450、[5]56-59、[6]70-72、[7]704-707都發(fā)表在醫(yī)學期刊上，它們使用某幾家醫(yī)院、某個縣或某個地級市的數據，分析時沒有控制影響健康的其他因素。而本文使用的樣本覆蓋我國25個省(市、自治區(qū))(1)不含香港、澳門、臺灣、新疆、西藏、青海、內蒙古、寧夏和海南。的調查數據，利用回歸分析控制了其他因素的影響，代表性更強，結論更科學。

二、文獻綜述

學界在二十世紀六十年代就開始研究出生順序的影響，研究主題包括出生順序對教育、性格、親子關系、酗酒和犯罪行為等方面的影響。Adams詳細地綜述了這些研究成果[8]411-439。下面，筆者首先根據已有文獻概括出生順序影響身體健康的機制，然后介紹出生順序影響身體健康的經驗研究。

(一)出生順序影響身體健康的理論機制

出生順序影響孩子健康的機制可歸為先天因素和后天因素兩類?；谙忍煲蛩氐姆治稣J為，出生順序越早的孩子出生時的身體越不健康?；诤筇煲蛩氐姆治稣J為，出生順序晚的孩子，身體健康狀況既可能好些，也可能差些。

1.先天因素。先天因素包括四點：首先，母親生育孩子數量越多，其生殖系統由于反復運作從而越成熟，因此越晚出生的孩子其體重越穩(wěn)定，身體越健康。[9]158-162其次，在母親首次懷孕期間，子宮螺旋動脈會發(fā)生結構性變化，導致血流增快，這對胎兒成長十分有益。由于這個變化在懷孕之后不會消失，之后懷上的孩子從一開始就能享受到子宮里血流阻力減少、營養(yǎng)供給更充足的天然優(yōu)勢，由此發(fā)育得更好。[10]348-353再次，母親在首次懷孕期間可能焦慮、保留抽煙等不良行為，更易感染妊娠并發(fā)癥，這都會影響出生順序早的孩子的健康。[11]363-395最后，母親生育孩子越多，免疫系統越完善，因而出生順序晚的孩子在母親子宮內能獲得更全面的營養(yǎng)供應，[12]27-45更全面的營養(yǎng)能保障孩子大腦和中樞神經系統的正常發(fā)育。[13]81-128

2.后天因素。后天因素主要指父母在撫養(yǎng)孩子上的資源配置，包括家庭財產資源、家庭智力環(huán)境、父母陪伴時間和母乳喂養(yǎng)時長等。資源配置分為客觀和主觀兩個方面。

客觀資源配置指隨著同胞數量的增多，每個孩子分配到的資源不可避免被稀釋。Becker and Lewis提出的“數量-質量”模型指出，孩子數量越多，能夠分配到的家庭內部各種資源就越少，因此不利于孩子發(fā)展。[14]279-288Zajonc and Markus提出的“匯合模型”認為，個體智力水平受父母和兄弟姐妹的智力的影響，不同的智力環(huán)境與出生順序相結合會產生累積效應，進而影響不同位序子女的智力水平。[15]74-88Blake提出的“資源消耗假說”認為，晚生的子女由于要與其他同胞分享資源，因此家庭資源被稀釋，導致他們的學業(yè)和智力表現不如其哥哥和姐姐。[16]421-442然而，也有學者指出，孩子出生越晚，父母育兒經驗越充足，故晚生的孩子更健康。還有學者提出，出生順序與資源分配可能存在U形規(guī)律，即出生最早和最晚的孩子分配到的資源最多，而出生在中間的孩子分配到的資源最少。譬如，老大和老幺分別在剛出生和最后離開家的時候有一段時期作為家里的“獨生子女”而存在，因此獲得父母陪伴和照顧的時間更多。[17]722-737

主觀資源配置指因父母有目的地進行資源配置。關于父母主觀行為如何影響孩子們的資源配置，有學者認為父母主觀行為會擴大孩子之間的資源稟賦差距[18]143-162，有的認為會縮小這個差距[19]37-64。對于父母主觀行為會擴大這個差距的觀點，其邏輯是，因為孩子們總福利越大、父母養(yǎng)老時就能從孩子們那里得到更多回報，所以父母關注的是增加孩子們的總福利。由于投資高稟賦孩子會帶來更高的邊際回報，父母會對高稟賦孩子進行更多投資，導致孩子間的差距擴大。對父母行為會縮小孩子間資源稟賦差距的觀點，其邏輯是，父母出于公平性的考慮，會對出生條件差的孩子進行更多投資，以彌補他們資源稟賦上的先天不足。學者們發(fā)現，IQ對學習成績的影響在不同家庭的孩子間較大，但在同一家庭的不同孩子間較小，說明父母對家中IQ低的孩子采取了補償性措施。[19]37-64

(二)出生順序影響身體健康的經驗研究

有關出生順序影響身體健康的經驗研究，一類關注出生體重，另一類關注患病率。出生體重是嬰兒健康狀況的重要衡量指標，在死亡率、身高、認知水平、教育程度和收入狀況等方面會對孩子產生長遠和持久的影響。

關于出生順序與出生體重的關系，學界沒有形成定論?；趪夂⒆拥难芯堪l(fā)現，嬰兒出生體重隨著出生順序的增加而增加[9]158-162。然而，也有研究發(fā)現，一孩和六孩(及七孩、八孩等)出現低出生體重的比例最高，三孩的比例最低。[20]501-509計德永和王君研究發(fā)現在中國某市婦幼保健院2013年分娩的6 151名單胎活產兒中，出生順序晚的嬰兒體重不達標的概率更高。[7]704-707國內外研究的差異可能與文化傳統、經濟發(fā)展水平和生育政策有關。

患病率方面的研究結論因病種而異。這些研究發(fā)現，出生順序早，慢性疲勞綜合征[21]615-620、肝癌[3]28-31和青光眼[5]56-59的發(fā)生率高，但鼻咽癌[6]70-72的發(fā)生率低。然而，這四項研究都只使用來自少數幾家醫(yī)院或某個市的患者樣本，分析時也沒有控制其他因素的影響。Barclay et al.使用瑞典170多萬的人口普查數據，控制其他因素的影響后發(fā)現，出生順序越晚死亡率越高，尤其是因呼吸系統癌癥和外部原因導致的死亡率越高，并且這一效應在女性群體中更明顯。[22]613-619他們認為，出現這些結果的原因是，越晚出生的孩子由于資源獲得不足，因此智商水平越低，教育程度也越低，從而成年時期的死亡率高。

三、數據、模型和描述統計

(一)數據

本文使用的是CFPS 2010年、2012年、2014年和2016年的數據(2)本文經驗分析要控制受訪人住址到其最近醫(yī)療點的距離。CFPS只在2010年和2012年時包含此信息。由于調查時的樣本輪換，我們通過家庭編號只能給極少數2018年受訪的家庭匹配上此信息。因此，我們未使用2018年的數據。。CFPS是一項全國性、綜合性的社會追蹤調查項目，樣本覆蓋我國25個省、市和自治區(qū)，代表性很強。CFPS的問卷包括村居、家庭成員、家庭、成人和少兒五類。本文使用數據以少兒問卷為主，并輔以成人問卷、家庭問卷和村居問卷的部分信息。我們在少兒問卷中依據父母編號、家庭編號和村居編號分別從成人問卷中匹配進父母信息、從家庭問卷中匹配進家庭信息、從村居問卷中匹配進村居信息。本文所用樣本為每個調查年度只有兩個年齡不超過6歲的孩子且母親年齡不超過40歲的農村家庭。這樣做是基于如下幾點考慮：首先，全面三孩政策直接放開二孩家庭的生育約束、對一孩家庭的生育決策影響很小，因此我們只研究二孩家庭。其次，將母親年齡限定為不超過40歲，一是因為超過40歲的婦女可能喪失了生育能力，不能對全面三孩政策做出反應；二是因為超過40歲的女性，自己沒有生育能力的話，很可能收養(yǎng)孩子，收養(yǎng)孩子的家庭和生育孩子的家庭不可比。Wei and Zhang(2011)研究中國性別比對儲蓄率的影響時，也把樣本限于母親年齡不超過40歲的家庭。再次，中國政府規(guī)定，小學入學的最低年齡為6周歲。為了排除小學教育對孩子健康的影響，我們將樣本限定為孩子年齡不超過6歲的樣本。這樣共得到1 440個二孩家庭，2 880個孩子。最后，由于每個城市家庭的孩子數較少，我們進一步將樣本限定在農村家庭。1 440個二孩家庭中，我們首先刪除兩個孩子戶口類型不相同的168個家庭，在余下的1 272個兩個孩子戶口類型相同的家庭中，我們進一步刪除125個城市家庭和40個戶口類型不明的家庭，得到1 107個農村二孩家庭的2 214個孩子。1 107個家庭來自25個省的168個區(qū)縣，其中被調查一次、兩次、三次和四次的家庭數分別為695戶、352戶、60戶和0戶。168個區(qū)縣中有1戶、2戶、3戶受訪家庭的區(qū)縣數分別為49個、18個、10個。

(二)模型

本文比較二孩和一孩身體健康狀況的模型如下：

yijdt=α0+α1Secondi+α2Secondi*Boyi+ΓXit+ΛXjt+Districtd+Yeart+εijdt

(1)

其中，yijdt代表t年調查的d地區(qū)j家庭i小孩的身體健康狀況，包括“孩子過去一個月的生病次數”( 簡稱“上個月生病次數”)、“孩子過去一個月的就診次數” ( 簡稱“上個月看病次數”)、“孩子過去一年看病次數”(簡稱“去年看病次數”)、“孩子過去一年是否住院”(簡稱“去年是否住院”)、“孩子出生體重是否達標”、“孩子胎齡是否足月”、“孩子1歲前生病次數”和“孩子1歲前看病次數”共8個變量。我們根據醫(yī)學文獻，將2 500克、9個月分別作為出生體重是否達標、胎齡是否足月的判斷標準。在控制了家庭收入、就醫(yī)便捷程度等一系列因素后，生病或看病次數越多，表示身體越不健康。

Second表示是否為二孩，“是”取值為1、“不是”取值為0。Boy是“男孩”時取值為1、是“女孩”時取值為0。Xi代表個體控制變量，包括孩子性別、出生體重是否達標、胎齡是否足月、母乳喂養(yǎng)時間、年齡、是否有醫(yī)療保險以及平時是否由父母照顧(3)比較二孩和一孩出生時健康狀況時不包括這些控制變量。。Xjt為父母、家庭和村居層面的控制變量，包括父母雙方在孩子出生時的年齡和文化水平、孩子生病時的處理方式、調查年份的家庭人均純收入、家離最近醫(yī)療點需要的時間、家離最近的市(鎮(zhèn))商業(yè)中心需要時間、家里做飯用水是否干凈、從村委會到本縣縣城所需時間以及村居方圓5公里內是否有重污染工廠。Districtd和Yeart分別代表現居住區(qū)縣的固定效應和被訪年份的固定效應。εijdt是隨機擾動項。

(三)描述統計

如前所述，我們篩選出1 107個農村二孩家庭2 214個孩子。但是，在這2 214個觀測值中，家到最近醫(yī)療點時間、家到最近商業(yè)中心時間、到本縣縣城時間和孩子母乳喂養(yǎng)時間四個變量中未缺失的觀測值數分別為1 536個、1 536個、1 669個和1 719個。四個變量取值都未缺失的觀測值數進一步下降到1 072個。由于其他變量的取值也有少部分缺失，并且只有所有變量取值都未缺失的觀測值才參與估計，最終我們估計模型(1)的樣本僅有868個。

由表1可知，樣本中孩子在接受調查時的過去一個月平均生病0.69次、平均看病0.55次，接受調查時的過去一年平均看病2.24次、住過院的占比為10.4%。孩子們的平均出生體重為6.42斤，胎齡足月的占95.3%。孩子們在滿1歲之前的平均生病次數和看病次數分別為3.73次和3.00次。由于某些孩子在某些變量上的取值缺失，樣本中二孩的占比是40.1%，低于50%。樣本中孩子的平均年齡為3.67歲，平均母乳喂養(yǎng)時間為8.99個月，64.6%的孩子平時由父母照看，69.8%的孩子有醫(yī)療保險。孩子生小病時，76.0%的監(jiān)護人會立刻去看醫(yī)生，而24.0%的監(jiān)護人會自己去找藥喂孩子。

表1 變量描述統計

四、經驗分析結果

(一)基準分析

表2報告了二孩和一孩接受調查時健康狀況的對比結果。在控制了孩子性別、孩子年齡、家庭收入和家庭所在地就醫(yī)便捷程度等一系列因素之后，二孩的系數估計值在列(1)、列(2)和列(3)都不顯著，表明二孩生病和看病的次數都與一孩無差別。然而，根據列(4)，二孩去年因病住院的概率比一孩高8個百分點。由于生大病才住院，這些結果表明，與一孩相比，二孩生病的概率不高，但更容易生大病。既然在控制了出生體重是否達標和胎齡是否足月這兩個孩子先天健康狀況的重要指標后，我們仍然得到二孩因病住院的概率要高這一結論，那么導致這一結論的原因必然是孩子后天的因素。在控制了家庭收入、家庭所在地就醫(yī)便捷程度、母乳喂養(yǎng)時間、平時是否由父母照管和是否有醫(yī)療保險這些后天因素的前提下，二孩健康狀況差的原因可能是，父母因為撫養(yǎng)孩子的經濟壓力增大，照看二孩的時間減少，與二孩的互動頻率降低，等等。遺憾的是，CFPS提供的這方面數據質量可疑(4)CFPS調查中有“過去一年孩子與父親同住多久(變量wb401)”“過去一年孩子與母親同住多久(變量wb402)”這兩個問題。然而，數據中把受訪者回答 “選項7 幾乎沒有”當成了7個月，導致數據不可用。，導致我們不能驗證這個解釋。表2另外值得注意的一個結果是，二孩與男孩的交互項在四列中都不顯著，表明男性二孩和女性二孩的健康狀況無差別，意味著父母養(yǎng)育二孩時沒有重男輕女。

表2 基準結果

(二)穩(wěn)健性和機制分析

上文的基準結果假定，影響健康狀況的不可觀測因素總體而言在不同孩子間不相關，但在同一區(qū)縣內的孩子間相關。然而，現實情況可能是，這些不可觀測因素在同一省內的孩子間都可能相關。因此，我們控制省份固定效應，在省級層面聚類標準誤，得到的結果如表3所示。此時，與一孩相比，二孩生病和看病的次數仍然無差別，去年住院的概率仍然顯著要高。這表明本文的研究結論是穩(wěn)健的。

表3 在省份層面聚類標準誤的結果

上文在控制了孩子出生時的健康狀況后發(fā)現二孩因病住院的概率高。此部分進一步檢驗孩子們在出生時和一歲以前的健康狀況是否有差距，結果如表4所示。根據列(1)和列(2)，二孩出生時體重和胎齡與一孩無差別。根據列(3)和列(4)，二孩在一歲前的生病次數和看病次數與一孩也無差異。既然二孩出生時、一歲前的身體健康狀況都不比一孩差，那么二孩長大后因病住院的高概率一定是后天因素造成的。

表4 出生時和一歲前身體健康狀況的比較

五、結論和政策建議

黨的十九大報告提出，“要促進生育政策和相關經濟社會政策配套銜接，加強人口發(fā)展戰(zhàn)略研究”。結合新近實施的全面三孩政策，本文比較農村家庭二孩和一孩的身體健康狀況。基于CFPS的經驗分析發(fā)現，中國農村家庭二孩因病住院的概率高于一孩，表明二孩的身體健康狀況不如一孩。進一步的分析表明，二孩較差的身體健康狀況并不是因為其出生時和一歲前身體就差；由于二孩身體較差這一結論不存在性別差異，表明二孩身體較差不是由農村家庭不重視女孩導致的。這些結論意味著，農村二孩身體較差，一定是因為中國農村家庭缺乏足夠的時間和精力來撫育二孩。

本文結論表明，中國農村家庭現在缺乏足夠多的時間和精力來撫育好二孩，因而實施全面三孩政策后的生育概率不會高。要激發(fā)農村二孩家庭生育三孩，首先要促進農村家庭的二孩健康。改善農村二孩健康，長期舉措是通過經濟發(fā)展進一步提高農村居民的收入水平，讓他們能在孩子養(yǎng)育上投入更多的時間和精力。由于優(yōu)質醫(yī)療資源下沉能減輕父母疏于管教對二孩健康的負面影響，短期內應該加大農村地區(qū)的公共衛(wèi)生財政投入，促進優(yōu)質醫(yī)生扎根到農村，增加農村居民優(yōu)質醫(yī)療資源的可及性。