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路采吴
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1 2016 年第 3 期 ( 总第 216 期 ) 人口与经济 POPULATION & ECONOMICS No. 3, 2016 ( Tot. No. 216) 人口学综合用孩次递进比模拟全面二孩政策调整初期的生育行为以湖北省为例薛君 ( 河南师范大学青少年问题研究中心, 河南新乡 ) 摘要 : 以 2014 年湖北省卫生和计划生育委员会提供的包括单独双独方面的数据为基础, 描述了生育政策调整下被压抑的生育潜能释放的规律性和用孩次递进比的方法预测全面二孩政策调整初期的生育行为, 与意愿分析方法相互比照, 丰富了当下生育政策下生育行为预测研究从分析结果可以看出, 假定 2016 年全面二孩生育政策调整, 湖北省第一年内会新增二孩出生量人, 占湖北省 2014 年总出生量的 7 41% ; 三年内最低会新增人的二孩生育量城乡对比发现, 农村新增二孩生育占到将近六成, 且由抢生而导致的堆积主要集中在农村, 40 岁后的高龄抢生情况不严重关键词 : 孩次递进比 ; 全面二孩生育政策 ; 生育行为中图分类号 : C 文献标识码 : A 文章编号 : (2016) DOI: / j issn Use Parity Progression Ratio Method to Predict Fertility Behavior under the Universal Two child Policy: Based on the Data from Hubei Province XUE Jun ( Research Center of Youngsters Problem, Henan Normal University, Xinxiang , China) Abstract: Based on the single and double family types data, this paper predicted possible fertility level by simulating the fertility behavor under the universal two child policy on Hubei province using the method of parity progression ratio. The results show that if the universal two child policy adjustment in 2016, second child will be born a year in Hubei province, accounting for 7 41% of total births in Hubei province in 2014; there will be second child births within three years. Comparison of urban and rural areas implied the rural second child birth accounted for 收稿日期 : ; 修订日期 : 基金项目 : 国家社会科学基金青年项目新农保财政投入责任分担机制研究 (15CSH043) 作者简介 : 薛君, 华中科技大学社会学系博士研究生, 河南师范大学青少年问题研究中心讲师 30

2 薛君 : 用孩次递进比模拟全面二孩政策调整初期的生育行为 nearly 60% of the new second child birth fertility. Women s second child fertility behavior will form the accumulation of fertility in rural areas and women s fertility accumulation is not serious for the women elder than 40. Keywords: parity progression ratio; the universal two child policy; fertility behavior 一引言 2015 年 10 月 29 日, 中国共产党十八届三中全会明确提出坚持计划生育的基本国策, 完善人口战略, 全面实施一对夫妇可生育两个孩子政策, 积极开展应对人口老龄化行动即全面二孩政策 2015 年 12 月 27 日, 全国人大常委会表决通过关于修改人口与计划生育法的决定, 明确新法规于 2016 年 1 月 1 日起正式实施全面二孩的生育政策调整不仅影响到中国生育水平人口红利与老龄化水平经济社会发展等一系列重大问题, 也关系到亿万普通家庭能否实现其生育意愿下的生育行为因此, 准确地预测生育政策调整带来的影响, 并通过生育政策调整的规律性来评价生育政策调整的可行性是当下学界研究的热点然而, 生育政策调整背景下的生育行为预测不同于常规的人口生育预测常规的人口生育预测都是通过综合参数的调整来控制生育水平, 其只能对自然发展的人口进行预测, 不能对生育政策调整下的生育水平进行预测, 之所以如此, 一是因为生育政策调整下的生育行为不是一种渐变过程而是一种集中释放的过程 ; 二是生育政策调整下的生育行为预测需要以不同孩次结构的不同家庭背景 ( 如单独家庭双独家庭和双非家庭 ) 育龄妇女数为研究对象, 即不管是单独二孩还是全面二孩, 生育政策调整都需要考虑是否允许不同家庭背景已生育一孩的育龄妇女生育二孩常规的人口生育预测方法不能满足这些条件, 为此, 需要一种既可以区分单独双独和双非家庭背景又可以控制孩次结 [1] 构的生育预测方法孩次递进比方法契合这一要求, 其与基于生育意愿抽样调查的预测方法相比, 不仅可以控制育龄妇女的年龄结构和孩次结构, 还可以避免意愿与行为之间的误差 [2-3], 在已有的区分不同家庭背景的数据基础上可以作为生育政策调整下的预测方法使用本文以 2014 年湖北省卫生和计划生育委员会提供的包括单独双独方面信息的数据为基础, 用孩次递进比的方法模拟生育政策调整初期的生育模式, 找寻生育政策调整下的生育行为规律, 并预测 2016 年实行全面二孩政策下可能的生育水平, 回答是否存在抢生生育堆积等问题, 试图为更好地实行全面二孩的生育政策调整提供一定的参考为了方便表述和读者理解, 这里先对本文的几个核心概念进行界定单独妇女单独妇女是指家庭中夫妻双方只有一方是独生子女的妇女, 包括未生育的单独妇女 ; 已生育一孩为男孩的单独妇女 ; 已生育一孩为女孩的单独妇女 ; 已经生育两孩及以上的单独妇女双独妇女双独妇女是指家庭中夫妻双方都是独生子女的妇女, 包括未生育的双独妇女 ; 已生育一孩的双独妇女 ; 已生育两孩及以上的双独妇女其为已实施的双独二孩生育政策调整所影响的目标群体双非妇女双非妇女是指家庭中夫妻双方都不是独生子女的妇女包括未生育的双非妇女 ; 已生育一孩的双非妇女 ; 已生育两孩及以上的双非妇女这也是全面二孩生育政策调整的影响目标群体二孩次递进比的研究回顾 1953 年, 法国人口学家享利 (Herry) 首次提出了孩次递进比 (parity progression ratio) 的概念 31

3 人口与经济 2016 年第 3 期其基本思路是把育龄妇女的生育过程看成是一系列相互关联的事件并以妇女结婚未生育已生育第一孩已生育第二孩等的递进生育规律来考察妇女的生育水平, 具体而言是将妇女一生的生育过程按生育次数 : 无孩, 1 孩, 2 孩划分成若干阶段, 孩次递进是指妇女从一个阶段进入下一阶段的行为或过程, 关注的是曾经的生育行为对未来的生育行为的影响 [4] 美国人口学家菲尼 (Feeney) 在孩次递进比基础上提出时期递进比, 其时期递进比以某年生育同孩次婴儿的妇女生育队列为对象, 由调查数据直接计算而得 [5] 马瀛通王彦祖杨叔章提出分孩次年龄别递进生育率与分孩次总和递进生育率, 其实质是用条件概率的方式表达育龄妇女可能的生育行为, 是一个区分孩次和既往生育情况的队列生育率指标 [6] 学术界对孩次递进比方法的态度分为两类一类认为孩次递进比方法与传统的方法相比有着很大优点, 如其可以控制育龄妇女年龄结构婚姻结构与孩次结构的影响, 更全面地描述生育情况, 更准确地反映妇女的生育水平分孩次总和递进生育率几乎不受时期效应的影响, 因而优于传统的总和生育率和总和递进生育率 [7], 更能准确地反映中国妇女的年度预期终身生育子女数水平另一类观点认为孩次递进比在具体运用过程中有着较大的局限, 特别是受制于数据的缺失王广州认为递进生育模式对数据要求比较高, 其涉及的数据指标比较多, 需要详细的曾生子女分布和育龄妇女当年生育子女分布, 这种方法需要在完备的数据下才能运用 [8] 翟振武也认为递进比在一定程度上弥补了传统人口预测方法在生育政策调整模拟中的不足, 但是其计算非常复杂, 需要详细的妇女孩次结构数据, 其准确性在很大程度上受生育数据质量的影响 [9] 郭志刚针对以上的问题, 在马瀛通分孩次年龄别递进生育率基础上提出可以利用普查数据进行预测的年龄别孩次递进比计算公式, 从而使得年龄递进模型具有更强的操作性 [10], 本文的研究是在郭志刚年龄别孩次递进比计算公式基础上利用湖北省的数据进行的推演, 湖北省全员信息库的数据满足递进比的计算需要, 解决了其数据要求高的局限, 从而发挥出递进比方法在预测生育行为方面的优势, 提供有别于政策调整下生育意愿预测方法的新思路三研究思路生育政策调整下的生育行为分析重点涉及生育政策的控制力和主观生育意愿对生育行为的综合影响, 可以通过生育政策的外部控制和生育意愿的内部约束两个概念来理解, 如果生育政策的外部控制大于生育意愿的内部约束, 那么生育政策是有效果的, 即能够有效地降低生育数量或影响生育结构 ; 如果生育意愿的内部约束大于生育政策的外部控制, 那么生育政策是无效的, 即生育政策的变动不会影响生育数量或生育结构庄亚儿认为一方面我国目前的生育政策会对生育意愿产生一定程度的抑制, 但相反的情况也是存在的, 即一部分人的生育意愿小于政策允许的生育孩子数 [11] 生育政策的调整提供了一个研究生育政策与生育行为关系的契机, 利用已有的数据可以反映生育政策外部控制与生育意愿内部控制对生育行为的综合影响 : 即如果存在生育堆积抢生等现象, 那么生育政策外部控制是大于意愿的内部约束 ; 如果不存在生育堆积抢生或者不明显, 那么意愿约束大于政策控制, 从而得出现行生育政策对生育行为控制力式微的结论 1. 全面二孩初期新增二孩生育量的预测思路全面二孩下新增二孩生育量的预测需要先分析新增二孩生育量包含哪几个部分石人炳在生育潜能存量与生育潜能增量这两个概念的基础上, 将新增生育总量划分为基础生育 32

4 薛君 : 用孩次递进比模拟全面二孩政策调整初期的生育行为数固有增加生育数新增生育数和扣除生育数, 并详细描述四者之间的关系 [12] 本文借鉴以上的分析认为全面二孩下的二孩新增生育量可分解为生育潜能存量生育潜能增量和计划外生育量, 三者之间的关系如图 1 所示由于生育政策调整初期的生育行为预测时间短, 可以假定政策调整后婚姻结构变动对二孩生育行为没有影响, 这样全面二孩政策下的新增二孩生育量计算公式为生育潜能存量减去计划外二孩生育量图 1 生育政策调整下新增生育量分解全面二孩下生育潜能存量预测思路为, 先确定全面二孩生育政策调整会影响到的目标群体, 即符合条件的双非妇女, 然后再乘上根据单独二孩计算出的二孩递进比, 即有多少符合条件的双非妇女会选择生育二孩的条件概率, 从而得到全面二孩下生育潜能存量扣除计划外生育量的思路为, 孩次递进比模拟全面二孩政策下的生育行为需要考虑到与计划生育控制力有关的计划生育的政策符合率, 以及与之对应的计划外生育量以单独二孩生育政策调整前后为例, 生育政策调整之前, 符合政策单独家庭二孩生育行为属于计划外生育, 调整之后属于计划内生育, 也就是说生育政策调整前非法二孩生育可以通过生育政策的调整合法化, 即生育政策调整后的二孩生育数据因包括之前可能的非法生育会夸大生育政策调整对二孩生育行为的影响, 计划生育政策执行越宽松, 其结果偏差越大这样, 我们就需要一个能反映计划生育约束大小的数据来对全面二孩生育政策下的二孩生育行为结果进行修正, 思路是通过湖北省 2013 年二孩分城乡的计划内计划外生育数据算出计划内生育率, 再乘以通过递进比测算出来的可能的生育申请量, 从而剔除即使生育政策不调整也会出现的二孩生育行为, 以修正生育政策调整对二孩生育行为的影响 2. 利用普查数据计算孩次递进比的思路传统的人口生育预测方法是用年龄别生育率乘以年龄别所有妇女人数来预测可能的生育数量, 但年龄别生育率只能控制育龄妇女的年龄结构, 不能控制孩次结构的影响郭志刚针对常规生育率预测方法不能有效控制育龄妇女孩次结构的缺陷, 介绍了年龄别递进生育模型的应用方法 [10], 即在假定生育水平只与年龄孩次结构生育意愿和生育政策有关的基础上, 分年龄孩次递进比的一般公式为 : p t x,i = Bt x,i 其中:x 为年龄 ;i 为孩次 ;W t - W t - x,i -1 为时点 t 年期初 ( 标记为 t -)x 年龄组已生育 i - 1 孩次 x,i -1 的妇女人数 ;B t x,i 为 W t - x,i -1 这个妇女队列 t 年份内 x 年龄组 i 孩次生育数 ;p t x,i 表示时点 t 年期初 x 年龄组妇女在 t 年中 i 孩次递进比郭志刚提出, 用普查数据计算分年龄分孩次递进比时, 公式可以转变为 : p t x,i = W -t x +t,i -1 ΔW -t x +t, i - ΔW -t x +t, (i -1) + ΔW -t x +t, i 其中, 分子为调查时点之前 t 年内的 x 岁年龄组妇女队列的 i 孩次生育数 ( 不考虑多胞胎的情况下, 33

5 人口与经济 2016 年第 3 期等同于妇女人数 ), 分母为调查时点 t 年前 ( 标记为 - t)x 岁年龄组已生育 i - 1 孩次的妇女人数分子和分母都对应着普查时点 t 年前 x 妇女这一队列普查数据提供了调查时点的数据和调查时点汇总的前一调查周期 ( 通常是一年 ) 分孩次生育数, 由这些数据在一定的假设前提下, 可以推导出符合标准孩次递进比计算公式所需的数据由于普查数据提供的是调查时点的数据, 即 x + t 时的数据, 用普查时点 x + t 岁的分年龄妇女数据计算 x 岁的递进比需要从普查时点反推 t 年这个公式的重要意义在于可以利用普查的数据来计算孩次递进比, 即计算出特定的队列中有多大比例发生了孩次递进 [13] 其中, 分年龄别递进比不受期初年龄为 x 岁的妇女队列在 t 年份中的生育行为是发生于 x 岁还是 x + t 岁的影响, 而是指期初 x 岁的育龄妇女在年龄增至 x + t 岁的 t 时期中的分孩次所有生育数所以可以通过年龄别孩次递进比和分孩次年龄别育龄妇女数来预测一定时期年龄别某孩次的妇女递进到下一孩次的人数, 即可以用二孩次递进比预测一定间隔内已生育一孩育龄妇女的二孩年龄别生育量分布年龄别二孩的生育量预测计算公式为 : B t x,2 = p t x,2 W t - x,1, 其中 B t x,2 为 t 年内 x 年龄组二孩生育量, p t x,2 为 t 年内 x 年龄组二孩递进比,W t - x,1 为 t 年期初 x 岁年龄组已生育一孩妇女人数 3. 以双独单独育龄妇女预测双非育龄妇女生育行为是否可以通过双独单独育龄妇女二孩政策下的生育行为规律来预测双非妇女二孩政策下可能的生育行为呢? 单独双独和双非育龄妇女是否有着相同的生活环境, 从而有着相同的生育意愿与生育行为相关性? 如果回答是, 那我们就可以选择用已有的单独双独育龄妇女生育政策调整下的生育模式来预测双非育龄妇女可能的生育行为在张勇符合单独二孩政策城镇居民的生育意愿调查研究中发现, 单独与双独家庭对调查中关于您理想中的孩子数量问题的回答统计上差异不显著, 且对不愿意生育二孩的原因分析中没有显著差异他们关于是否选择生育二孩的原因方面的生育意愿是在统计分布上相同的, 这可能是因为单独家庭和双独家庭所生活的社会环境相同, 因而选择一致 [14] 庄亚尔等当前我国城乡居民的生育意愿基于 2013 年全国生育意愿调查研究中, 单独家庭双非家庭理想子女为二孩的比例分别为 77 0% 77 7%, 区别近乎可以忽略不计 [11] 基于以上分析, 我们假定生育政策调整下的生育意愿在双独育龄妇女单独育龄妇女和双非育龄妇女三个队列间没有区别, 即可以通过已有的双独育龄妇女和单独育龄妇女的二孩政策调整下的生育行为来估算双非育龄妇女的可能出现的生育行为生育调整初期可能会出现一定的生育堆积, 在假设单独双独和双非的生育意愿属于同一队列基础上, 可以通过生育调整初期的单独育龄妇女的生育行为来估算双非可能出现的堆积情况, 而用已经实施多年的双独育龄妇女的生育行为来估算生育堆积平稳后的双非生育行为 4. 用二孩申请和生育数据作分子分别进行短期和长期预测单独双独的二孩申请数据是指一定时间内符合生育二孩的单独双独家庭向计生有关部门提交的二孩生育证的申请的相关数据 ; 单独双独的二孩生育数据是指一定时间内符合生育二孩的单独双独家庭已出生的二孩数量的相关数据用二孩生育证的申请来反映生育政策调整和生育意愿对目标群体二孩生育行为的综合影响, 如果提交过申请, 我们就认为放开生育政策后一定时间内会产生二孩生育行为 ; 如果没有提交过申请, 就认为放开二孩政策后, 不会选择生育二孩或者不会因生育政策的调整改变生育二孩的意愿行为由于从递交申请到二孩生育需要一定的时间, 我们假定最长的时间为申请当年准备, 来年怀孕, 34

6 薛君 : 用孩次递进比模拟全面二孩政策调整初期的生育行为第三年生育, 最短的时间为立即怀孕, 当年或来年生育这样, 单独双独的二孩申请数据是反映申请后三年内的生育二孩的可能性, 因此本文把二孩申请数据用来进行生育政策调整下二孩生育行为的长期预测, 体现在二孩递进比的公式里, 就是用年龄别二孩申请妇女人数作为分子来替换年龄别已生育二孩的妇女人数, 此时二孩递进比也就称为二孩申请递进比用二孩生育数据来反映生育政策调整对目标群体当年二孩生育行为的直接影响, 这也是二孩递进比的分子定义这里需要说明的是, 一般生育调整初期都有一定的生育堆积, 而调整当年的生育数据恰能反映生育堆积的可能性, 但是也正因为数据统计时间短, 只能作为生育调整初期二孩生育行为的短期影响本文使用单独双独二孩申请和生育数据作递进比的分子分别对全面二孩生育政策调整下的二孩生育行为进行短期和长期预测, 既能反映生育政策调整初期的生育堆积短期影响, 又能弥补数据统计时间短的缺陷, 从而反映相对更长时间的生育释放过程四基础数据 1. 数据的来源本文数据来源于国家卫生和计划生育委员会指导司委托的分区域人口与计划生育形势分析工作课题研究中的由湖北省计生部门提供的全员信息库中的 2014 年度统计汇总的数据单独的数据包括截至 2014 年 12 月的年龄别单独妇女人数年龄别已生育一孩单独妇女人数, 截至 2014 年 3 月的年龄别符合条件的单独妇女人数和 2014 年度内的年龄别单独育龄妇女二孩申请数年龄别单独育龄妇女一孩生育数年龄别单独育龄妇女二孩生育数 ; 双独的数据包括截至 2014 年 12 月的年龄别双独妇女人数年龄别已生育一孩双独妇女人数年龄别已生育二孩双独妇女人数和 2014 年度内的年龄别双独育龄妇女二孩申请数年龄别双独育龄妇女一孩生育数年龄别双独育龄妇女二孩生育数 ; 还有截至 2014 年 12 月的年龄别已婚育龄妇女总数, 2013 年度的年龄别二孩计划内生育数年龄别二孩计划外生育数 ; 由于湖北省是 2014 年 3 月份实施单独二孩政策的, 所以单独二孩申请和生育数据的统计时间跨度为 2014 年 3 月到 12 月 2. 基础数据的甄别全面二孩政策下的生育行为预测中, 基础数据的准确性至关重要本研究采用的是卫生和计划生育委员会全员信息库全口径数据, 与第六次人口普查数据和统计局相关数据相比较, 全员信息库数据具有时效性, 且有单独妇女双独妇女和双非妇女的婚姻家庭分类数据, 这也是生育政策调整可能影响到的目标群体, 而普查数据不具有如单独妇女人数双独妇女人数和双非妇女人数等数据结合全员信息库数据中的单独双独育龄妇女生育和申请情况, 就能够分析生育政策调整下的生育行为规律此外, 湖北省各级卫生计生部门机构改革进行得早, 其进展速度在全国是最快的, 带来的好处之一就是卫生和计生两方面人口信息的共享与整合大大提高了信息库数据的准确性 ; 其二就是趁人事调整之际数据得到了清查和修正, 湖北省卫生计生部门在年终要求各地上报数据的时候, 明确表示 : 由于各地新组建了卫生计生部门领导班子, 以往计生统计瞒报和漏报的情况如果能如实补报或纠正, 既往不咎, 不影响考核结果但如果仍隐瞒不报, 以后一旦查实, 严肃追究责任这种特赦令也一定程度打消了基层顾虑, 对获取较为准确真实的数据是有好处的把不同来源的数据横向进行对比, 截至 2014 年 3 月符合条件单独妇女人数为万人, 截至 2014 年 12 月单独二孩申请数为例, 而石智雷杨云彦的研究显示, 截至 2014 年 7 月湖北省符 35

7 人口与经济 2016 年第 3 期合条件单独妇女人数为万人, 单独申请数为例 [15], 两者差距不大 ; 本研究中截至 2014 年 12 月的单独妇女为万人, 而国家卫生和计划生育委员会指导司 2014 年各省人口与计划生育形势分析报告汇编中显示, 截至 2014 年 10 月湖北省单独妇女人数为万人 1, 考虑到数据之间统计时间的差异, 不同来源的数据之间的基本一致, 印证了本文使用的数据是准确可靠的 3. 数据的简单分析 (1) 单独和双独育龄妇女二孩申请分布分析结果显示 ( 见图 2), 单独的二孩申请是高于双独的分城乡来看, 截至 2014 年 12 月湖北省城镇单独双独育龄妇女二孩申请总量分别都高于农村单独双独二孩申请总量分年龄来看, 城镇单独二孩申请高峰年龄集中在岁, 农村高峰年龄为 27 岁 ; 双独的情况类似, 城镇双独二孩申请高峰年龄为 32 岁, 农村高峰年龄为 27 岁图 2 单独双独育龄妇女二孩申请的城乡分布数据来源 : 湖北省全员信息库 (2) 单独和双独育龄妇女二孩生育分布分析结果显示 ( 见图 3), 单独的二孩生育总量是高于双独的分年龄来看, 城镇单独双独二孩生育的高峰年龄都为 32 岁, 农村单独双独为 27 岁 ; 城镇单独育龄妇女 37 岁后的二孩生育量急剧下降, 只占城镇单独二孩总生育量的 5 2%, 41 岁后呈个位数, 45 岁后为 0 人 ; 农村单独 34 岁后的生育量急剧下降, 只占总量的 7 34%, 38 岁后下降为个位数, 46 岁后为 0 人五结果分析要想预测全面二孩政策下的生育水平, 必须知晓全面二孩生育政策影响的群体, 我们可以按已有的双独二孩和单独二孩生育政策把已婚育龄妇女分为双独妇女单独妇女和双非妇女由于双独二孩和单独二孩生育政策已经实施, 即符合双独和单独条件的育龄妇女可以选择生育二孩, 全面二孩生育政策影响的其实就是双非妇女群体, 通过单独已生育一孩比例可以和双独已生育一孩比例推算符合条件的年龄别双非妇女人数在生育水平只与年龄孩次结构城乡生育意愿和生育政策有关的假设前提下, 双非育龄妇女群体的生育水平的预测必须兼顾以上诸因素双非妇女的年龄和孩次结构可以从基础数据中推 1 数据来源 : 2014 年 12 月 10 日国家卫生和计划生育委员会指导司举办的全国人口形势分析会 36

8 薛君 : 用孩次递进比模拟全面二孩政策调整初期的生育行为图 3 数据来源 : 湖北省全员信息库单独双独育龄妇女二孩生育的城乡分布导而来, 生育意愿与生育政策对生育行为的综合影响, 我们是通过已有的双独育龄妇女和单独育龄妇女的二孩政策调整下的生育行为来估算双非育龄妇女的可能出现的生育行为, 从而得到满足以上条件后, 我们就可以在分城乡年龄别二孩递进比的计算公式中控制年龄孩次城乡影响的基础上, 通过已有的单独双独育龄妇女二孩生育政策下意愿行为的数据规律来预测放开二孩后, 符合条件的双非育龄妇女可能出现的生育行为 1. 单独和双独条件下的二孩申请递进比单独的二孩申请递进比的计算是用 2014 年内单独妇女年龄别二孩申请数作分子, 2014 年 3 月份年龄别符合条件的单独妇女数作分母, 两者相除为年龄别单独的二孩申请递进比表示的是 2014 年, 年龄别符合条件的单独妇女申请二孩的条件概率利用普查数据计算双独的二孩申请递进比公式为 : ap 1 x,2 = ΔAW -1 W -1 x +1,1 - ΔW -1 x +1,0 1 + ΔW -1 其中, W -1 x +1,1 为调查时点 x + 1 岁年龄组已生育了 1 孩的妇女人数,ΔW -1 x +1,0 1 为不考虑迁移死亡和多胞胎的情况下, 调查时点 x + 1 岁年龄组前 1 年内生育了 1 孩的妇女人数,ΔW -1 为不考虑迁移死亡和多胞胎的情况下, 调查时点 x + 1 岁年龄组前 1 年内生育了 2 孩的妇女人数,ΔAW -1 为调查时点 x + 1 岁年龄组前 1 年内申请生育二孩的妇女人数,ap 1 x,2 为 x 岁年龄别二孩申请递进比, 表示的是年龄别双独妇女申请二孩的条件概率分析结果显示 ( 见图 4), 单独的二孩申请递进比是高于双独的, 说明单独政策调整初期存在着生育堆积情况从年龄来看, 城镇单独二孩申请高峰年龄为 34 岁, 农村高峰年龄也为 34 岁 ; 城镇双独二孩申请高峰年龄为 35 岁, 农村高峰年龄为 32 岁从年龄别申请递进比分布来看, 34 岁之前, 单独和双独农村申请递进比高于城镇, 34 岁之后, 两者城镇申请递进比高于农村 2. 单独和双独条件下的二孩生育递进比单独的二孩生育递进比的计算是用 2014 年内单独妇女年龄别二孩生育数作分子, 2014 年 3 月份年龄别符合条件的单独妇女数作分母, 两者相除为年龄别单独的二孩生育递进比表示的是 2014 年度, 年龄别符合条件的单独妇女生育二孩的条件概率 37

9 人口与经济 2016 年第 3 期图 4 单独双独分城乡年龄别育龄妇女二孩申请递进比分布对比数据来源 : 湖北省全员信息库利用普查数据计算双独的二孩生育递进比公式为 : p 1 x,2 = ΔW -1 W -1 x +1,1 - ΔW -1 x +1,0 1 + ΔW -1 其中, W -1 x +1,1 为调查时点 x + 1 岁年龄组已生育了 1 孩的妇女人数,ΔW -1 x +1,0 1 为不考虑迁移死亡和多胞胎的情况下, 调查时点 x + 1 岁年龄组前 1 年内生育了 1 孩的妇女人数,ΔW -1 为不考虑迁移死亡和多胞胎的情况下, 调查时点 x + 1 岁年龄组前 1 年内生育了 2 孩的妇女人数,ΔW -1 为调查时点 x + 1 岁年龄组前 1 年内生育二孩的妇女人数,p 1 x,2 为 x 岁年龄别二孩递进比, 表示的是年龄别双独妇女生育二孩的条件概率单独双独递进比对比也显示单独政策调整初期存在着一定的生育堆积 ( 见图 5) 分年龄来看, 单独城镇二孩递进比高峰年龄都为 34 岁单独农村高峰年龄都为 31 岁, 且 33 岁之前, 农村递进比高于城镇, 36 岁之后, 城镇高于农村双独的城镇二孩递进比高峰年龄为 36 岁, 农村二孩递进比高峰年龄都为 33 岁, 且 33 岁之前, 农村递进比高于城镇, 36 岁之后, 城镇高于农村图 5 单独双独年龄别育龄妇女二孩生育递进比分布对比数据来源 : 湖北省全员信息库 38

10 薛君 : 用孩次递进比模拟全面二孩政策调整初期的生育行为 3. 全面二孩生育政策下的二孩生育行为预测 (1) 年龄别符合条件的双非妇女人数推算全面二孩生育政策下符合条件的双非妇女是指, 一孩政策地区已生一孩或一孩半政策 ( 第一个孩子为女孩可以再生第二个孩子 ) 地区已生一孩为男孩, 且夫妇双方均为非独生子女家庭的育龄妇女其必须满足三个条件 : 夫妇双方均为非独生子女 ; 夫妇目前只有一个亲生子女 ; 户籍地实施一孩政策或户籍地实施一孩半政策, 且已生一孩为男孩结合湖北省的计划生育政策, 符合条件的双非妇女包括城镇已生一孩的双非妇女和农村已生一孩为男孩的双非妇女首先, 推算已生一孩的双非人数, 根据王广州基于第三次第四次全国人口普查的 1% 抽样和第五次全国人口普查的 0 98 原始数据计算的一孩递进比是稳定的, 分年龄递进比分布曲线形状相似程度很高 ; 东部中部和西部地区虽然生育水平明显不同, 但分年龄一孩的递进比仍然相同的研究发现 [8], 本文把已生育了一孩的单独双独妇女人数占所有孩次的单独双独妇女人数的比例的平均值作为已生育了一孩的双非妇女人数占所有孩次的双非妇女人数的比例从分析结果来看, 单独双独已生育了一孩占所有孩次的比例年龄别曲线非常吻合, 这印证了王广州的研究结论通过年龄别所有孩次的已婚妇女人数减去单独双独所有孩次的所有妇女人数得到双非所有孩次的所有妇女人数, 再乘以已生育了一孩的双非妇女人数占所有孩次的双非妇女人数的比例得到已生育了一孩的双非妇女人数然后根据湖北省计划生育政策, 推算符合条件的双非妇女人数, 具体而言就是分城乡分别计算符合条件的双非妇女人数因为城镇实施的是一孩政策, 所以城镇符合条件的双非妇女人数等同于已生一孩双非妇女人数 ; 农村实施的是一孩半政策, 因此农村符合条件双非妇女人数为已生一孩为男孩的双非妇女人数, 假设一孩性别比为正常值 100, 计算公式为农村年龄别已生一孩双非妇女人数乘以 0 5, 得到农村年龄别符合条件双非妇女人数数据结合 2014 年年末年龄别已婚育龄妇女人数年龄别单独妇女人数和年龄别双独妇女人数数据, 通过年龄移算法推算 2016 年年初年龄别符合条件双非妇女人数, 作为全面二孩政策下的目标群体, 预测 2016 年生育政策调整初期的生育行为 (2) 双非育龄妇女二孩申请量预测我们假定双非育龄妇女的二孩申请行为与单独双独二孩申请行为一致, 那么双非妇女年龄别二孩申请量预测计算公式为 : ΔAWf 1 x,1 2 = ap 1 x,2 Wf t - x,1 R 2,ΔAWf 1 x,1 2 为调查时点始 x 岁年龄组 1 年内双非妇女年龄别二孩申请量,ap 1 x,2 为调查时点始 x 岁年龄组 1 年内二孩申请递进比,R 2 为调查时点始 x - 1 岁年龄组前 1 年内二孩计划内生育率按前面的研究思路把用单独二孩申请递进比测算的双非妇女年龄别二孩申请量可以看成生育政策调整后初期的堆积量, 把用双独二孩申请递进比测算的双非妇女年龄别二孩申请量可以看成生育政策调整后堆积释放完后的平稳增量从预测结果可以看出 ( 见图 6), 假定 2016 年全面二孩生育政策调整, 湖北省一年内会新增例的二孩申请量, 其中城镇有例申请, 占 37 30% ; 农村有例申请, 占 62 70%, 说明申请量主要集中在农村分年龄来看, 城镇 35 岁双非育龄妇女申请量最高, 达到 4969 例 ; 农村 30 岁申请量最高, 达到 6644 例城镇 35 岁后新增二孩申请量占城镇总量的 51 44%, 农村 35 岁后占 27 45% ; 城镇 40 岁后新增二孩申请量占城镇总量的 15 74%, 农村 40 岁后占 7 50% 生育堆积平稳释放后, 每年将有例申请, 其中城镇有例申请, 占 38 02% ; 农村有例申请, 占 61 98% 分年龄来看, 城镇 35 岁双非育龄妇女申请量最高, 达到 2699 例 ; 农村 32 岁申请量最高, 达到 3504 例城镇 35 岁后新增二孩申请量占城镇总量的 50 28%, 农村 35 岁后占 25 32% ; 城镇 40 岁后新增二孩申请量占城镇总量的 12 34%, 农村 40 岁后占 3 52% 有堆积情况下 35 岁 40 岁后的申请量所占的比例都高于无堆积情况下的比例, 反映了全面二 39

11 人口与经济 2016 年第 3 期图 6 双非育龄妇女分城乡年龄别二孩申请量分布孩政策下存在一定的生育堆积, 40 岁后的低比例说明了高龄抢生情况不严重 (3) 双非育龄妇女二孩生育量预测我们假定双非育龄妇女的二孩生育行为与单独双独二孩生育行为一致, 那么双非妇女年龄别二孩生育量预测计算公式为 : ΔBf 1 x,1 2 = p 1 x,2 Wf t - x,1 R 2,ΔBf 1 x,1 2 为调查时点始 x 岁年龄组 1 年内双非妇女年龄别二孩生育量,p 1 x,2 为调查时点始 x 岁年龄组 1 年内二孩生育递进比,R 2 为调查时点始 x - 1 岁年龄组前 1 年内二孩计划内生育率按前面的研究思路把用单独二孩生育递进比测算的双非妇女年龄别二孩生育量看成生育政策调整后初期的堆积量, 把用双独二孩生育递进比测算的双非妇女年龄别二孩生育量看成生育政策调整后堆积释放完后的平稳增量从预测结果可以看出 ( 见图 7), 假定 2016 年全面二孩生育政策调整, 湖北省第一年内会新增二孩出生量人, 其中城镇会新增出生人, 占 33 82% ; 农村会新增出生人, 占 66 18%, 反映二孩生育量也主要集中在农村分年龄来看, 城镇 36 岁双非育龄妇女生育量最高, 达到 1801 人 ; 农村 30 岁生育量最高, 达到 2743 人城镇 35 岁后新增二孩生育量占城镇总量的 48 93%, 农村 35 岁后占 28 68% ; 城镇 40 岁后新增二孩生育量占城镇总量的 12 15%, 农村 40 岁后占 9 80% 图 7 双非育龄妇女分城乡年龄别二孩生育量分布 40

12 薛君 : 用孩次递进比模拟全面二孩政策调整初期的生育行为堆积量平稳释放后的年出生二孩会新增人, 其中城镇新增人, 占 36 23% ; 农村新增人, 占 63 77% 分年龄来看, 城镇 36 岁双非育龄妇女生育量最高, 达到 1223 例 ; 农村 33 岁生育量最高, 达到 1859 例城镇 35 岁后新增二孩生育量占城镇总量的 50 16%, 农村 35 岁后占 23 65% ; 城镇 40 岁后新增二孩生育量占城镇总量的 11 79%, 农村 40 岁后占 2 02% 35 岁 40 岁后的城乡占比差异反映出城乡二孩生育年龄的差异, 城镇有一半的二孩出生在育龄妇女 35 岁之后, 农村只有不到三成 ; 城镇 40 岁后的二孩出生占到一成以上, 农村在有堆积的情况下不到一成, 堆积释放后只有 2% 六结论与讨论本文假设生育政策调整背景下的双独妇女单独妇女和双非妇女三个队列生育意愿没有区别, 通过已有的单独双独育龄妇女二孩生育政策下年龄别二孩申请递进比和生育递进比数据, 在控制了年龄孩次城乡计划生育政策符合率因素下, 预测放开全面二孩初期, 双非育龄妇女可能出现的二孩生育行为首先, 单独双独和生育与申请数据的分析既能反映生育政策调整初期的生育堆积短期影响, 回答政策调整初期是否存在抢生生育堆积等问题, 又能弥补数据统计时间短的缺陷, 反映相对更长时间的生育释放过程, 表现出来的规律性足以预测全面二孩政策调整初期的生育行为其次, 运用递进比方法细致描述了生育政策调整下被压抑的生育潜能集中释放的规律性, 与意愿分析方法相互比照, 丰富了当前生育政策下生育行为预测研究 1. 湖北省范围内全面二孩调整初期生育行为推演用单独双独孩次递进比对 2016 年实行全面二孩生育政策调整对湖北省双非二孩申请量和生育量的推演是假定现行的生育政策对计划外生育控制力有效的前提下作出的预测如果生育政策对计划外生育行为控制力下降, 那么二孩的出生量将会以计划外生育的方式逐渐释放, 故用计划内生育率对预测进行修正, 从而得出如下结果二孩生育量分析显示, 假定 2016 年全面二孩生育政策调整, 湖北省第一年内会新增二孩出生量人, 其中城镇占 33 82%, 农村占 66 18%, 堆积量平稳释放后的年出生二孩会新增人, 其中城镇占 36 23%, 农村占 63 77% 如果把申请量作为三年内的二孩最低出生总量, 那么 2016 年实施全面二孩政策的二孩申请量分析显示, 湖北省生育政策调整初期三年内最低会新增人的二孩生育量, 其中城镇占 37 30%, 农村占 62 70% ; 堆积量平稳释放后三年内最低会新增人的二孩生育量, 其中城镇占 38 02%, 农村占 61 98% 分年龄来看, 35 岁 40 岁后的申请量所占的比例有堆积情况下都高于无堆积情况下的比例, 反映了全面二孩下有一定的生育堆积, 而 40 岁后的低比例说明了高龄抢生情况不严重从全面二孩生育政策调整, 湖北省新增申请量和生育量分析来看, 有堆积下第一年新增人的二孩出生量占湖北省 2014 年总出生量人的 7 41%, 堆积平稳释放后, 一年内人的二孩生育量占 2014 年出生量的 4 16%, 与总出生量对比认为放开全面二孩压力不大 2. 全国范围内全面二孩调整初期生育行为推演全面二孩下全国范围内生育行为的推演需要全国范围内单独双独等详尽的数据, 这个条件在当下不可能满足, 只能用湖北省推演结果对全国范围内全面二孩政策下生育行为作出简单的估算而湖北省有着九省通衢的地域特征, 地处东部与西部的交汇, 兼容了南北生育文化的差异, 既有经济相对发达的大城市, 也有相对落后的贫困山区 ; 既有长期保持低生育水平的地市, 也有生育率相对 41

13 人口与经济 2016 年第 3 期偏高的农村地区, 等等, 这些特征使湖北省可以作为生育政策调整背景下研究生育行为规律的典型区域 [15], 其单独二孩和全面二孩下的生育行为规律在全国省域中具有一定的代表性第六次人口普查数据显示, 湖北省二孩出生量占全国二孩出生量的 4 07% ( 数据来源 : 第六次人口普查数据, http: / / www. stats. gov. cn / tjsj / pcsj / rkpc / 6rp / indexch. htm) 假定生育政策调整背景下的单独育龄妇女和双非育龄妇女两个队列二孩生育行为在全国范围内和湖北范围内是一致的, 我们就可以用湖北省二孩出生量占全国的比例粗略估算全面二孩政策下全国的二孩申请量和出生量, 即把湖北省新增例的二孩申请量和人的二孩出生量分别除以 4 07% 的比例, 得到如果放开全面二孩全国会新增例的二孩申请量和人的二孩出生量 3. 相关讨论由于生育政策调整周期短, 现有单独数据不能完整反映二孩的释放过程, 而且因为湖北省 2014 年 3 月实施单独二孩政策, 单独数据时间跨度为 3-12 月份, 即使按 2013 年 11 月十八届三中全会提出启动单独二孩生育政策调整就开始准备怀孕生育二孩算起, 2014 年单独二孩的新增生育量也会很低, 但结合相对能够反映更长时间的申请数据, 剔除计划外生育, 在生育政策调整周期短的背景下, 一年的数据是能够反映生育政策调整初期的生育行为的所以, 借用单独政策调整下的生育行为规律对全面二孩政策调整初期是否会出现抢生生育堆积和生育反弹等问题的预判是有一定意义的分城乡和分地区研究发现生育政策调整背景下的双独妇女单独妇女和双非妇女三个队列生育意愿没有区别的假设可能会产生预测偏差, 因为单独和双独主要集中在城镇, 双非主要集中在农村, 而从二孩申请和生育递进比可以看出农村生育意愿是高于城镇的, 虽然本文是分城乡预测, 希望能够控制其影响, 但依然有可能造成预测结果偏保守用孩次递进比模拟全面二孩政策调整初期的申请量和生育量可以作为趋势判断, 为生育政策调整作出一定的参考参考文献 : [ 1 ] 乔晓春. 单独二孩政策下新增人口测算方法及监测系统构建 [J]. 人口与发展, 2014 (1): [ 2 ] 郑真真. 生育意愿的测量与应用 [J]. 中国人口科学, 2014 (6): [ 3 ] 茅倬彦, 罗昊. 符合二胎政策妇女的生育意愿和生育行为差异 [J]. 人口研究, 2013 (1): [ 4 ] HENRY L. Fertility of marriages: a new method of measurement [ J]. Population Studies Translation Series, 1980 (3): [ 5 ] FEENEY G. Parity progression projection [ J]. Florence, 1985 (4): [ 6 ] 马瀛通, 王彦祖, 杨叔章. 递进人口发展模型的提出与总和递进指标体系的确立 [J]. 人口与经济, 1986 (2): [ 7 ] 陈朝晖. 生育分析中的孩次递进比方法 [J]. 人口研究, 1992 (5): [ 8 ] 王广州. 中国育龄妇女递进生育模式研究 [J]. 中国人口科学, 2004 (6): [ 9 ] 翟振武, 张现苓, 靳永爱. 立即全面放开二胎政策的人口学后果分析 [J]. 人口研究, 2014 (2): [10] 郭志刚. 关于生育政策调整的人口模拟方法探讨 [J]. 中国人口科学, 2004 (2): [11] 庄亚儿, 姜玉, 王志理, 李成福, 齐嘉楠, 王晖, 刘鸿雁, 李伯华, 覃民. 当前我国城乡居民的生育意愿基于 2013 年全国生育意愿调查 [J]. 人口研究, 2014 (3): [12] 石人炳. 单独二孩政策实施初期的出生堆积及其特点 [J]. 人口与经济, 2014 (5): [13] 郭志刚. 孩次递进比的计算与调整生育指标的理解 [J]. 中国人口科学, 2006 (5): [14] 张勇, 尹秀芳, 徐玮. 符合单独二孩政策城镇居民的生育意愿调查 [J]. 中南财经政法大学学报, 2014 (5): [15] 石智雷, 杨云彦. 符合单独二孩政策家庭的生育意愿与生育行为 [J]. 人口研究, 2014 (5): [ 责任编辑方志 ]

China s family planning policy. Keywords family planning policy types of fertility policy fertility behavior sex preference Bongaarts 5 119

China s family planning policy. Keywords family planning policy types of fertility policy fertility behavior sex preference Bongaarts 5 119 2014 4 205 POPULATION & ECONOMICS No. 4 2014 Tot. No. 205 计划生育理论与实践陈卫 1 2, 靳永爱 1. 100872 2. 100872 : 本文在微观视角上考察中国计划生育政策的执行情况, 分析违反政策生育行为发生的水平和影响因素根据 2005 年全国 1% 抽样调查数据计算,1990 年以来违反政策生育的比例为 18. 95%,