中国“二孩”政策效果及区域异质性研究
陈海龙1，2，马长发1
(1 新疆财经大学 统计与数据科学学院，新疆 乌鲁木齐 830012；2 上海财经大学 统计与管理学院，上海 200433)
摘要： 鉴于现有研究仅考虑“二孩政策”的直接生育效应，忽视生育率下降趋势、政策覆盖群体以外波及效应等现象的不足，选择2005-2016年中国大陆31个省市区样本数据，借助于双重差分模型进行实证研究。首先，借助于双重差分思想设计“单独二孩”与“全面二孩”政策准实验，利用城镇化和受教育水平构建不同工具变量进行实证分析；其次，在实证分析基础上，借助AR(1)预测结果进一步辅助检验了实证结果的稳健性，并从排除工具变量与政策目标变量无关的情形、生育率的提高并非政策处理所致两个方面对实证结果进行合理性讨论，再次考察了我国“二孩”生育政策实施效果的区域异质性。得出以下几点主要结论：“单独二孩”与“全面二孩”政策的实施有效提高了平均生育率，但并没有达到学术界“单独二孩”130-400万，“全面二孩”160-470万的“预期”目标；“单独二孩”政策没有出现明显的“扎堆”现象；东中西部地区“二孩”政策的差异较大，主要原因在于中东西部经济发展水平所决定的教育投资观念与符合“单独二孩”、“全面二孩”的家庭区域分布特征。
关键词： “单独二孩”政策；“全面二孩”政策；效果评价；区域异质性
1 引言
国民生育意愿随着经济的发展逐渐下降，生育率走低的同时死亡率随着生活水平及医疗环境的改善而降低，形成低生育率-低死亡率的“双低”国情，共同促进了社会老龄化。
音乐文化产业，所存在的红利是显而易见的，根据前沿产业院数据显示，2015年我国音乐文化产业从业人数，只有不足500万，而到了2017年这个数字则达到了1500万左右，增长了近300%，实际的用户数量也从9000万人增长到了2.3亿人次，市场规模则达到了近1500亿元，分别同比增长了17%和19%左右。由此可以看出，音乐文化市场的潜力非常巨大，在还未充分开发的基础上就获得了如此收益，在未来的发展中必将存在着更好的发展趋势。
从2005-2016年仅十年时间我国老年人抚养比上升了2个百分点，达到14.21%。同一时期儿童抚养比下降到23%，下降了5个百分点，从抚养比的结构变化可以发现我国进入加速老龄化阶段(茆长宝，2018)。
抚养比结构变化反映出导致我国老龄化的主要原因之一是出生率下降。为了抑制人口生育率继续下降的影响，国家于2013年放开单独二孩政策，时隔两年继而于2015年放开全面二孩政策。
学术界通过生育率统计数据与“预期”对比，认为无论“单独二孩”还是“全面二孩”政策，其效应都不够理想(王广州，2017；王金营等，2016)，即使“全面二孩”政策的调整能够对少子化—老龄化有积极作用，在不鼓励的条件下积极作用仍然有限(茆长宝，2018)。
图1 AR(1)预测与真实生育率发展趋势
注：图中2016年之前数据来源于《2017年中国统计年鉴》，2017年数据来源于《中华人民共和国2017年国民经济和社会发展统计公报》，AR(1)为一阶自回归模型的预测值。
可见“单独二孩”与“全面二孩”政策是否能有效提升生育率水平，实现人口平衡更替是目前人口学者最为关注的问题之一。通过简单预测的方式对比(见图1)分析可以发现，两次二孩政策的实施对生育率的提高有着明显的效果，表现在单独二孩政策主要抑制了生育率的继续走低，全面二孩政策则明显抬高了生育率。
小儿腹泻的治疗原则:预防脱水、纠正脱水、继续饮食、合理用药。防止脱水是第一位的。此外，抗生素只能对付细菌性腹泻，而腹泻的因素有很多，细菌、病毒、过敏、消化不良等。大便化验结果中的少量白细胞和脓细胞，原因可能是多方面的，并不代表就是细菌感染，暂时不要使用抗生素。
“二孩”政策作为国内人口与社会、经济、资源承载能力平衡发展的重要举措，现有相关研究成果主要涉及到“预期”是什么以及是否达到“预期”的争论。
在“单独二孩”实施前后，学者对政策预期效应做了大量的讨论，但结论差异较大。总体而言，学术界预期政策性年增加新生儿最少为130万，最多达到400多万，如翟振武等(2014)借助于全国6.4万户抽样调查资料分析结果认为，符合“单独二孩”条件的目标人群中，有生育愿望的夫妇约为60%，并依此推算认为在政策实施后4-5年内年均新增出生130-160万人，乔晓春(2015)认为符合“单独二孩”政策的夫妇大约为1117万，年均增加新生儿约223万，张丽萍等(2014)借助2015年1‰的人口抽样数据，研究认为符合“单独”新政策的人群有1411万对夫妇左右，预期目标人群为1100万对夫妇，年均新增新生儿约220万。乔晓春(2015)和张丽萍等(2014)的研究结果差异不大，但与翟振武等(2014)给出的预期结果差异较大。另外石人炳(2014)从动态增加新生儿的角度分析认为受政策滞后的影响，2015年约有347-417万的政策性人口出生增量，可能产生“堆积”现象(姚引妹等，2014)。
与“单独二孩”研究成果相比，“全面二孩”政策实施预期的相关研究比较稀缺，从预期生育夫妇占比的角度看，翟振武等(2016)依据1‰的抽样调查数据测算结果认为全国目标人群城乡合计910万人，约占符合条件人口的28%，靳永爱等(2016)利用2016年全国6省12市调查数据研究发现有24.4%符合条件的夫妇计划生育二孩并有明确的时间计划安排，尽管低于翟振武教授的28%，但差异相对不大。从年均增加新生儿数量的角度看，翟振武教授用三种方案给出了预期结果，最保守方案测算结果为年均增加160-470万新生儿，王金营等(2016)的研究认为“全面二孩”生育政策实施将使得十三五期间累计多出生2100万人，年均增加420万新生儿，这一结论与翟振武(2016)最保守方案测算结果相吻合。
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因“预期”并不唯一，部分学者转而从人口“更替”生育水平的角度进行了研究。郭志刚(2015)研究认为即使启动全面二孩生育政策，也很难回升到更替生育水平，这一观点得到了穆光宗(2017)的支持。相比较而言乔晓春(2015)的观点相对乐观，认为二孩政策将有效使生育水平提高到更替水平。政策效果如何？2014年12月复旦大学召开面向未来的中国人口研究第三次生育政策研讨会上，参会的专家大多认为“单独二孩”政策“遇冷”，然而2015年2月11日《人民日报》发文认为“单独二孩”政策“遇冷”是一种误读，刘爽等(2015)也认为“单独二孩”政策落地一年后作出政策“遇冷”的判断不够谨慎。石人炳(2018)通过生育政策效果的评估认为短期内“二孩”政策有着显著的效果，但中长期来看，政策调整的效果十分有限，张莹莹(2018)的研究也支持了该观点，认为全面二孩政策对中国妇女终身生育率回升到更替水平是有条件的，在考虑妇女社会经济特征的条件下很难回升到更替生育率。
尽管“二孩”政策的研究内容丰富，但从政策效果评价的角度看，上述研究存在以下不足：(1)没有充分挖掘生育意愿随机于客观条件使得生育预期与实际生育的差异进一步扩大等信息；(2)学者大都关注“二孩”政策得出出生多少人口的“预期”，但是很少有学者重视能否抑制生育率下降或者有效抬高生育率的问题，这本质上是两个问题；(3)及时评价一项公共政策有助于后续政策研究制定，但“单独二孩”与“全面二孩”已经分别实施多年，预测成果丰富，评价成果鲜见。
它想，在它爱上了男主人之前，他一定先深深地爱上了它。不然他怎么会抚摸它狭长而性感的背，又在它海蓝色的眼睛里陷入深思？
鉴于以上研究的不足，本文将借助于双重差分思想，构建工具变量和控制变量，研究“单独二孩”和“全面二孩”政策效果，以及时发现政策实施是否能够解决人口学所关心的问题。与现有成果相比较，本文主要边际贡献在于：(1)本文考虑了现有研究成果预测评估中难以衡量的政策外生育率变动及政策实施之前生育率发展趋势的影响。(2)研究内容考虑了二孩政策效果的区域异质性，得出有利于政策异质性的参考依据。(3)及时评价政策实施效果，从现有大量预测研究转化为经验数据的研究，从调查估计研究到政策效果实证研究，为政策的及时优化提供依据。(4)研究方法可靠、高效，双重差分法是近十年来流行的因果关系分析方法，该方法能有效避免内生性引起的偏误，从而克服了非政策因素导致生育率变化造成的干扰。
2 研究方法：差分工具变量模型
双重差分最早于1978年由西方经济学家从自然科学引入(Ashenfelter，1978)，周黎安，陈烨于2005年研究农村税费改革的政策效果评价时引入中国。该方法之所以能够得到普遍的重视，其原因在于能够较好地克服政策作为解释变量所存在的内生性问题，有效控制了被解释变量对解释变量的反因果关系。双重差分基本原理延续了自然科学实验的因果分析，一项自然科学实验，包括实验组和控制组、处理前和处理后的对比，要求实验组和控制组处于同样环境之中，唯一的区别在于某一时点对实验组施加了某种处理，且处理不影响控制组。政策效果的评价主要用平均的政策处理效应求解：
│
│D=0)
(1)
式(1)中D是施加政策的虚拟变量，D=1表示施加处理，D=0表示未施加处理，上标T为处理组，C为控制组，Y的下标1表示政策处理后，0表示政策处理前。可见式(1)的平均处理效应中，
│D=1)反映了处理组施加政策处理前后的平均差异，
│D=0)为控制组在相对应控制组施加政策处理前后的平均差异，两者的差分结果进一步相减得到双重差分的平均处理效应。
两组患者术前血浆中IFN-γ、IL-10水平比较，差异均无统计学意义（P＞0.05）。两组患者术后6 h及对照组患者术后12、24、48 h血浆中IFN-γ水平均显著高于同组术前，而观察组术后6、12、24、48 h均显著低于对照组同期；两组患者术后12、24、48 h血浆中IL-10水平均显著高于同组术前，且观察组术后6、12、24、48 h均显著高于对照组同期，差异均有统计学意义（P＜0.05），详见表2。
长江经济带土地面积约占全国的21%，但人口和经济总量超过全国的40%。长期以来，沿江分布的40余万家化工企业，在撑起中国化工半壁江山的同时，也造成长江流域内资源与环境压力的与日俱增，尤其是磷矿采选与磷化工产业快速发展导致的水体总磷超标问题。为此，国家先后出台《长江经济带发展规划纲要》《长江经济带生态环境保护规划》等文件，对长江经济带的发展建立“硬约束”，明确指出长江生态环境只能优化、不能恶化，产业发展要体现绿色循环低碳发展要求。
因为政策评价的时效性和样本量的要求苛刻，双重差分的应用一般借助于面板数据分析研究。假设Yit为政策影响的考察变量，Xit为控制变量组合，模型中考虑时期固定效应的面板回归模型如下：
(2)
式(2)中表达了控制变量所决定控制组的回归模型，为了剔除实验中变量受到时期变动的影响，式(2)中考虑了时期固定效应。若“处理组”与“控制组”的分配条件随机于控制变量Xit，即独立于个体不随时间变化特征，则加入处理变量回归模型如下：
Yit=β0+β1Dit+Xitγ+μt+εit
(3)
本文从单独二孩当年、单独二孩第二年、全面二孩及二孩混合政策多个方面进行分析，为了分析政策处理独立于对照组和实验组，同时检验回归结果的稳健性，回归模型中分别考察了不同工具变量及控制变量的影响。回归结果如表2所示，表2中报告了工具变量及部分主要控制变量，其它控制变量在本文中没有解释的必要，因版面有限没有报告。
Yit=β0+β1Dit+Xitγ+μt+ωi+δit
初步检出文献672篇，Note-Express软件剔重后浏览文题和摘要获得与本研究相关文献49篇，阅读全文，按照纳入及排除标准严格筛查，最终获得27篇文献[1-27]，经质量评价，27篇文献虽均未阐明研究的哲学基础及研究者对研究的影响，但考虑其他方面评价较好，故将其全部纳入研究。文献筛选流程及结果见图1，纳入研究的基本特征见表1。纳入研究的质量评价见表2。
(4)
式(4)中考虑了控制组与处理组不随时间变化的个体差异，此时β1的估计量
为双重差分估计量。
“二孩政策”对生育率的效果真实有多大，目前还没有学者进行深入的研究，及时有效评价政策效应是政策得以及时调整的重要依据，若评价研究得不到及时的开展，将影响政策制定的时效性，这正是本文研究的出发点。
双重差分模型成功应用的前提是保证政策实施外生于宏观环境系统，即实验实施随机于模型及变量，不存在内生性，主要表现在以下两个方面：1、分组事件是随机的，准实验的样本分组要求控制变量随机独立于政策处理实施。2、政策实施并不引起控制变量的反效应。两个方面的实验设计技术都依赖于控制组变量的选择，控制组变量不会影响政策实施，政策实施也不会影响到控制组变量的趋势。
“二孩”政策的放开是基于预期社会经济平衡发展所做的重大决定，是基于现有环境的预期，并非基于当前经济环境的需求，且二孩政策在短期内并不影响社会经济的环境变迁，可以将其作为“准自然实验”进行政策评价。另外中国人口规模大，经济体量大但人均收入水平较低，长期以来生育选择受到计划生育政策的限制，很难找到与中国国情相同或者类似的经济主体作为对照组。故本文研究过程中构造宏观环境的工具变量作为对照组展开实证分析，在实验组和对照组的分组方面，全国所有省市区划归为实验组，二孩政策的实施独立于宏观环境变量，选择宏观环境变量构造生育率的工具变量作为对照组。
方程(1)仅包含了工具变量城镇化，回归结果反映了单独二孩当年的影响。政策变量显著通过检验，平均处理效应为0.7966‰，在理论上城镇化与教育都可以做生育率的工具变量，故方程(9)将工具变量用受教育水平代替，回归结果依然显著，且回归系数表明“单独二孩”政策平均处理效应为0.788505‰，与城镇化作为工具变量时相比差异不大。为了进一步验证回归结果的稳健性，将城镇化视作工具变量，加入教育、人均农村消费率、城市消费率和人均GDP等控制变量，可以发现加入控制变量回归结果中核心解释变量系数差异不大，说明估计结果是稳健的，也进一步证明了政策处理随机于控制变量、工具变量和实验组变量，政策实施是外生的。
3 实证分析
(1)受教育水平，反映一个地区教育普及程度及文化事业推进程度，同时也反映该地区人力资本的总体水平，现有测度方法主要有“大专以上学历人口指标”(陈林、夏俊，2015)和“人均受教育年限”(刘生龙等，2016)，因生育率与教育文化相关，仅用专科以上人口指标不够全面，故本文用人均受教育年限反映。
习近平总书记指出：卫生与健康事业是一项极其崇高也非常特殊的事业。城市公立医院需要在提高资源利用率、改善服务可及性和服务质量方面，发挥主导作用[14]。我院在开展医务志愿者服务工作中，通过志愿助人服务、志愿关怀服务、志愿环卫服务为病人提供良好的就诊体验，有利于增加病人医院就诊意向，提高病人就诊满意度；医护人员志愿公益义诊，开展公益活动，有利于提高居民就医可及性[15-16]和健康生活意识和行为；为社区居民提供与其医疗保险计划相关联的综合性健康服务[17]，有利于提高服务质量与服务连续性[18]。
3.1 指标变量及数据说明
本文研究涉及到指标变量有生育率、受教育水平、人均GDP、消费比重、城镇化水平及相关虚拟变量，因2005年前后部分变量指标统计口径有差异，故本文选择了2005-2016年期间样本数据，所需变量数据来源于《2006-2017年中国统计年鉴》，部分变量介绍具体如下：
本文选择受教育水平、人均GDP、消费比重、城镇化水平等变量从生育文化、生育经济环境、社会生产结构环境等方面构造控制变量。从理论的角度看生育政策实施随机于上述变量，故也可借助于上述变量构造生育率不随政策影响的环境工具变量。现有理论成果支持最多的关系为教育水平越高生育率越低，呈反比例关系(侯力，2018；何亚丽等，2016)。另外城镇化水平与生育率的关系也得到现有理论成果较好的支持，城镇化与生育率呈负相关关系(侯力，2018；戈艳霞，2015)。鉴于理论支撑的差异，本文实证研究中分别将教育水平和城镇化作为主要工具控制组变量，为了克服控制变量选择性偏误，分别将人均产值和城乡消费作为辅助控制变量分步骤进入模型。
2．聚焦热点问题，加大市场营销力度，精品在线项目在石油企业快速开展起来。举办“管院大讲堂”直播，邀请学院知名教授讲解“十九大精神解读”等内容，吸引了十几家企业报名参加，绩效管理直播一个半小时收看学员超过2800 人；围绕国家最新时事政治和集团公司热点议题，开办了党务干部、创新驱动发展战略、十九大精神解读和两会精神解读等专题培训班，通过学院网站、学院微信公众号等方式向集团内各企事业单位宣传，培训课程不收取任何费用，50 多家单位积极报名，共有3 万多名员工参与了课程学习和课程评价，培训内容权威性、时效性和平台易用性得到广泛一致的好评。
生：然后我思考曲线的长度，因为这曲线既是这个图形的一条边，又是另一个图形的一条边。把每个图形的边都加起来，也就等于这个图形的周长，它们的周长也是相等的
(2)城镇化率，城镇化率指标的选择饱受争议，现阶段主要有三类选择，分别是城镇户籍人口占总人口的比重、城镇就业人口占总人口的比重和城镇常住人口占总人口的比重(陈开斌和林毅夫，2013)。考虑到城乡生活方式差异影响生育决策，本文选择城镇常住人口占比作为城镇化的分析指标。
(3)消费率，居民人均消费支出与人均收入水平的比重，本文选择用城镇居民人均消费与城镇人均可支配收入的比重反应城镇居民消费率，农村居民消费性支出与农村居民人均纯收入比值反应农村消费率。
通过彩超仪对甲状腺患者进行检查，通过频率为6～15MHZ的频率完成对于弹性成像的检查。对患者进行常规检查时，首先对患者的结节的大小进行测量对结节的具体边缘及形态、钙化情况、回声情况进行观察。之后对患者的癌症进行成像检查，对患者的病灶部位及其周边进行检查，对甲状腺癌的病灶进行检查时，避开颈部的血管部位，通过探头实施纵切病灶部位的检查，同时对部位进行施压，根据显示屏幕上相关信息的反馈进行指标的合理调节，对患者的灰阶超声成像及弹性图形状况进行观察分析，对硬度状况进行观察分析。
缺钾发生原因：首先与土壤及气候因素有关，砂质土、红壤和冲积土等土壤钾的含量较低，砂质土壤或有机质含量低的土壤钾易于流失。其次，含钙、镁量高的土壤，由于钙和镁的颉颃作用，使钾的有效性降低。此外干旱也会导致土壤中钾的有效性降低。最后，柑橘园长期不施钾肥或钾肥用量不足，也会导致土壤中钾的缺乏。
表1 政策处理的随机性检验
3.2 内生性检验
双重差分模型估计正确的一个重要前提条件是二孩政策的实施是外生的，政策实施随机于处理组和对照组，生育率并不反向影响政策实施，故可以以生育率为自变量，二孩政策的虚拟变量为因变量进行内生性检验，若回归结果显著，则说明存在内生性，若不显著，则符合前提条件假设的要求。以政策处理虚拟变量为目标变量，不同控制变量分别为自变量进行政策处理的随机性检验，结果如表1所示。
本文考察范围包括单独二孩和全面二孩政策，且考虑了单独二孩政策第二年的效应，表1中政策处理的随机性检验分别检验了单独二孩当年、单独二孩第二年、全面二孩及混合二孩政策处理。表中四个检验方程式R2都不足1%，且自变量系数都不显著，说明政策处理不受生育率相关环境变量的影响。
微藻细胞微小，悬浮于水体中，浓度较低，细胞表面带有负电荷。用于收获、脱水的设备耗能大约占整个生物质获取过程的90%[26]。用于微藻采收的方法主要有沉降、离心、过滤、浮选和絮凝法，絮凝法包括物理絮凝、化学絮凝、生物絮凝以及电解絮凝[27-28]。各种微藻采收方法的优缺点如表2所示。为了进一步提高微藻采收率和降低能量消耗，通常将几种收获技术耦联使用，如在离心和过滤之前将微藻培养液进行沉降。进行微藻采收时要合理选择采收方法，充分考虑到微藻生物质的含水量、盐含量、细胞损伤程度等方面，保证微藻生物质的进一步利用。未来还需根据微藻特性进一步探究无毒无害、经济有效的方法以促进微藻产业的发展。
(4)生育率，指年出生人口与总人口的比值。
3.3 回归结果
式(3)中Dit为i地区t年施加政策处理的状态虚拟变量，是模型关注的核心变量，β1的估计量为差分估计量，也是政策效果评价的重要依据，上式中若满足Dit随机分配于εit，但是并不满足Xit随机分配于εit，则说明上述回归中存在不随时间变化的个体差异，需要设定固定效应面板模型，将模型设置如下：
表2-1 差分工具变量模型回归结果
表2-2 差分工具变量模型回归结果
本文研究的核心变量为二孩政策处理变量，依据二孩政策实施的不同阶段，方程(1)(2)(9)考察了单独二孩当年政策效果，方程(3)(4)(10)考察了政策实施的混合效果，方程(5)(7)(11)考察了单独二孩第二年政策效果，方程(6)(8)(12)考察了全面二孩政策效果。其中方程(1)(3)(5)(6)为基本回归，方程(2)(4)(7)(8)为增加控制变量的结果，主要用来分析回归结果的稳健性，方程(9)(10)(11)(12)将工具变量城镇化替换为受教育年限的估计结果，主要用来分析回归结果的稳健性。
“单独二孩”政策于2013年出台，政策处理将在2014年开始影响到生育率，“全面二孩”政策于2015年出台，政策处理将在2016年开始影响到生育率，因此本文“单独二孩”处理分组时点选择2014年，设置时间虚拟变量时将2014年前设定为0，2014年及之后为1，为了考察政策实施对不同年份生育率的影响，进一步将政策实施第i年设置为1，其它年份均为0。考察全面二孩政策时将2016年之前设置为0，2016年及之后年份设置为1。为了考察“单独二孩”与“全面二孩”政策的混合效果，本文设定2014年之前取值为0，2014年及之后取值为1，需要强调的是混合二孩效果主要考察2013年之后两次“二孩政策”的平均效应，故政策处理值为1的样本区间为2014-2016年，“全面二孩”政策仅分析全面放开二孩政策的效应，处理效应值为1的样本区间仅为2016年。
方程(3)回归结果表明“二孩”政策实施对生育率的提高效应为1.0033‰，且显著通过了检验，方程(10)中以教育为工具变量回归结果通过显著性检验，核心变量系数为0.920690，方程(4)中加入控制变量后回归结果显著，系数为0.949824，三个方程中核心变量系数的差异不大，同样进一步证明了回归结果的稳健性和政策处理的外生性。可以发现混合政策处理效应的回归系数普遍高于单独二孩政策效应。
方程(5)回归结果反映了单独二孩第二年的政策效应，可以看出核心变量系数没有通过显著性检验，为了验证不显著存在的稳健性，在城镇化作为工具变量回归结果的基础之上加入控制变量和将城镇化工具变量替换为教育年限两种方式验证，结果发现加入控制变量和更换工具变量的结果都不能得到核心变量显著通过的结论。故该结果反映了2015年在2014年基础之上生育率有没有显著提高，至少否定了2014年或2015年出现生育“堆积”效应。
方程(6)考察了全面二孩政策效应，变量系数都通过显著性检验，核心变量系数为1.2523，方程(8)加入了控制变量的回归通过显著性检验，核心变量系数为1.142792，方程(12)将工具变量城镇化用受教育年限替代，回归结果核心变量系数通过显著性检验，系数为1.186932，不同回归结果的核心变量系数差异较小，验证了全面二孩政策实施随机于控制变量及工具变量，不受被解释变量生育率的反影响而外生，系数差异不大同时也说明估计结果的稳健性。与单独二孩政策效应相比较，全面二孩政策效应明显较大，以加入控制变量模型为分析的依据，全面二孩政策对生育率提高的效应要比单独二孩政策效应高0.391184，相对高出52%。因为全面二孩政策变量设置2016年为1，其它为0，故全面二孩政策是在单独二孩政策效应基础之上的处理效应，全面二孩政策的实际效应要大于1.2523，但因2015年之前政策变量全部设置为0，平均处理效应受到2013年之前趋势的影响，全面二孩政策效应应该略小于两者之和1.8944。
3.4 政策效应稳健性的辅助分析
不同工具变量及加入不同控制变量的回归结果从多角度说明回归结果是稳健的，但本文控制变量组合并不能保证是完美的。为此本文将时间序列模型的预测作为辅助分析的工具变量，借助于预测工具变量与差分工具变量模型对比分析结果的稳健性。时间序列工具变量通过自相关和偏相关系数的衰减特征建立AR(1)模型模拟预测得到，鉴于篇幅限制具体过程略去(预测趋势图见图1)，结果如表3所示。
表3 政策效应稳健性的辅助验证
表3中两种方法结论基本相吻合，进一步辅助验证了差分工具变量模型研究结果的稳健性和有效性。表3中第三列时间序列模型难以得到全面二孩的净效应，第四列工具变量法难以得到二孩政策的复合效应，但是时间序列的政策复合效应系数1.47958，符合工具变量研究的预期结果：全面二孩政策的实际效应要大于1.2523，小于两者之和1.8944。
3.5 研究结论的合理性讨论
上述研究结果是否合理，需要格外的信息辅助探讨，因难以保证生育率的提高来自于二孩政策的实施，故从以下两个方面辅助验证：
首先，需要检验排除工具变量与政策目标变量无关的情形。尽管排除了内生性影响，但符合外生性的工具变量容易选择到与政策目标无关的变量，故有必要对工具变量进一步验证其与生育率的相关性。从表2中方程(1)-(8)可以看出，工具变量城镇化的系数非常稳健，都通过显著性检验，系数的符号一致保持为负号，验证了城镇化与生育率存在稳健的负相关关系。方程(2)(4)(7)(8)(9)(10)(11)(12)中受教育年限的系数都通过显著性检验，稳健地验证了受教育年限与生育率成负相关关系，说明本文选择其作为工具变量是合理的。
表4 “二孩”政策效应的区域异质性
其次，需要检验排除生育率的提高并非是政策处理所致。若存在一个与二孩政策无关的变量，该变量同时是生育率的影响变量，能够显著地解释生育率在政策实施时点之后提高了生育率水平，则说明生育率的提高不仅仅来自于政策实施的贡献。符合该条件的变量则是本文选择的工具变量，可以借助于工具变量对政策变量回归分析，若回归结果显著，说明该变量影响政策虚拟变量的选择，从而间接证明该变量影响了生育率的提高。该问题在表1内生性检验教育、城镇化、农村消费、城市消费、人均产值对政策变量的回归中得到了验证，控制变量对政策变量的回归结果都没有通过显著性检验，且R2较小，解释的程度非常弱，可以说明这些相关变量并不能解释生育率变化。
4生育政策的区域异质性探讨
受经济发展水平、孩子抚养成本、优生观念等因素的影响，生育政策的实施对不同区域影响程度有较大差异，为了分析环境异质性带来的差异，本文将按照经济区域划分方法对我国东中西部地区[注] 东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、福建、山东、广东、海南；中部地区包括黑龙江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。 分别进行回归，因版面有限，本文仅仅报告了基本的回归结果如表4所示。
表4中回归结果可以看出，东部地区单独二孩政策效应不显著，但是全面二孩政策显著，中部地区正好相反，单独二孩政策显著，全面二孩政策却不够显著，西部地区单独二孩政策、全面二孩政策都显著。不加入控制变量和加入控制变量的结果保持了一致，说明回归结果是稳健的。从回归系数的角度看，东部地区的全面二孩效应略高于西部地区。中部地区单独二孩政策第一年政策效应略高于西部地区。
中东西部地区二孩政策效应的回归结果从符合条件的家庭结构角度可以得到较好的解释，经济发展水平越高，对子女教育投资越加重视，教育投资越大(侯力，2018；李子联，2016)。现阶段符合单独二孩政策的基本为事业单位、公务员、国有企业等单位职工子女继续进入到事业单位、公务员、国有企业等单位职工家庭。符合全面二孩政策的则是自主创业者、民营企业职工、经商务工人员子女转化为事业单位、公务员、国有企业等单位工作者的家庭。东中西部地区对子女教育投资的力度从东中西依次呈现出递减的规律(范柏乃、来雄翔，2005)，东部地区全面二孩政策效果显著是因为生育愿望强烈的家庭为：父母为自主创业者、大多民营企业职工、经商务工人员子女进入事业单位、公务员、国有企业等单位工作的家庭，东部地区民营企业及自主创业等方面经济发展迅速，为帮助代际子女的养育提供了基础，资本积累优越于世代公职人员家庭，中部地区则相反。西部地区是经济欠发达地区，城镇化水平低，生育率观念转变缓慢，子女的养育投资成本相对不高，且教育投资的观念也相对不强烈，无论“单独二孩”还是“全面二孩”政策，都能释放显著的生育潜能。
5 研究结论
本文借助于双重差分思想设计“单独二孩”与“全面二孩”政策准实验，选择2005-2016年中国大陆31个省市区样本数据，构建不同工具变量和控制变量的双重差分模型进行实证研究，得出以下几点主要结论：
(1)“单独二孩”与“全面二孩”政策的实施有效提高了平均生育率，但并没有达到学术界“预期”目标。本文研究认为“单独二孩”综合增加生育子女数为102.4万，“全面二孩”综合增加生育子女数为157.7万。小于学术界“单独二孩”130-400万，“全面二孩”160-470万的预期。
(2)“单独二孩”政策没有出现“扎堆”现象。单独二孩第二年政策效应并不显著高于或低于第一年，否定了2014年或2015年出现生育“堆积”现象。
(3)“全面二孩”政策效应显著大于“单独二孩”政策效应。与单独二孩政策效应相比较，全面二孩政策对生育率提高的效应要比单独二孩政策效应高0.391184，相对高出52%。
(4)东中西部地区“二孩”政策的差异较大。东部地区单独二孩政策效应不显著，但是全面二孩政策显著，中部地区正好相反，单独二孩政策显著，全面二孩政策却不够显著，西部地区单独二孩政策、全面二孩政策都显著。
(5)城镇化、受教育年限与生育率水平存在显著的负相关关系。除了得到政策效应结论之外，本文另外得到工具变量城镇化与生育率稳健地存在负效应，受教育年限与生育率稳健地存在负效应，且受教育水平促低生育率的效应大于城镇化。
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The Research on the Effect and Regional Heterogeneity of China ’s “Two Children ”Policy
CHEN Hai-long1，2，MA Chang-fa1
(1School of Statistics and Data Science ，Xinjiang University of Finance and Economics ，Urumqi 830012，China ；2School of Statistics and Management ，Shanghai University of Finance and Economic ，Shanghai 200433，China )
Abstract :In view of the fact that the existing research only considers the direct fertility effect of the“two-child policy”，neglects the decline of fertility rate and the effects of the coverage of the policy coverage group，this paper selects the sample data of 31 provinces and cities in mainland China from 2005 to 2016，Empirical research on the double difference model.This paper firstly designs the quasi-experiment of the policy，and construct different instrumental variables by the urbanization and the education level.Secondly，on the basis of empirical analysis，the AR
(1)prediction results are used to further test the robustness of the empirical results，and discussed the rationality of empirical results.Thirdly，it examines the regional heterogeneity of the implementation effect of the“two-child”birth policy in China.The main conclusions are as follows：the implementation of the“two children alone”and“full two children”policies has effectively improved the average fertility rate，but it has not reached the academic“two children”of 1.3 to 4 million.The“children”have an“expected”goal of 1.60-4.7 million；there is no obvious“getting together”phenomenon in the“two children alone”policy；the“two children”policy in the eastern，central and western regions has a large difference.
Key words :“Separate Two Children”Policy；“Comprehensive Two Children”；Policy Effect Evaluation；Regional Heterogeneity.
中图分类号： C92-03
文献标识码： A
文章编号： 1674-1668(2019)03-0067-09
收稿日期： 2018-08-19；修改日期： 2018-11-27
基金项目： 本文感谢国家自然科学基金项目(71463054；71864034)的资助。
作者简介： 陈海龙(1984—)，男，新疆财经大学统计与数据科学学院讲师，上海财经大学统计与管理学院博士研究生；马长发(1975—)，男，新疆财经大学统计与数据科学学院副教授，博士，本文通讯作者。
标签：“单独二孩”政策论文; “全面二孩”政策论文; 效果评价论文; 区域异质性论文; 新疆财经大学统计与数据科学学院论文; 上海财经大学统计与管理学院论文;