农村家庭承包责任制对生育率的影响*，本文主要内容关键词为：承包责任制论文,生育率论文,农村论文,家庭论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言：有关理论假设
我国农村自1979年实行的家庭承包责任制极大地推动了我国农业生产的发展。另一方面，在农村生产体制改革解放生产力的同时，人们也预期，它又必然会影响包括生育在内的农民行为的变化。
学术界关于农村家庭承包责任制如何影响生育的理论假设主要有以下几个方面。第一，家庭承包责任制很可能削弱农村基层组织对生育的行政干预控制能力。第二，农村夫妇可能以为多生孩子，特别是儿子，可以增加家庭劳动力而发家致富。第三，家庭承包责任制有可能在一定程度上抑制高生育行为。持这种观点的人认为，在人民公社生产队集体所有制“大锅饭”体制下，生育多孩的农户家庭虽然受到批评与处罚，但一般情况下口粮是按人数分配的。这些户有可能因孩子幼小，主妇坐月子养孩子而挣的工分少，年终分配时倒欠生产队金额，但无需为他们在生产队账户上的亏空支付任何利息，有的拖欠多年，并无什么机制约束其定期归还。这实际上是“大锅饭”机制对多孩生育的一种经济补贴（Nee，1985，pp.174—177）。而家庭承包责任制彻底打破了“大锅饭”，取消了对多孩生育客观上的经济补贴，使农民不得不考虑是先多生孩子以后再谈致富问题，还是先致富，然后再谈是否多生孩子。
迄今为止，尚未见到有代表性的抽样调查实证数据研究可用于验证以上各种假设。本文将运用生命表方法和罗吉斯特多变量回归分析方法对国家统计局进行的深入生育力调查数据及本项研究搜集的专门数据进行统计分析，以揭示家庭承包责任制对生育率的影响。
二、数据来源
本项研究同时使用第二期深入生育力调查搜集的详尽的妇女个体生育史及其他人口、社会、经济数据以及本项研究专门搜集的样本村何时开始实行家庭承包责任制的数据。第二期深入生育力调查是国家统计局于1987年4月在北京、辽宁、山东、广东、 贵州与甘肃组织的样本量分别为7622、6567、6124、6654、6489、6754个育龄妇女的分层整群随机抽样调查，分别代表这五省一市人口。五省一市总人口为2.36亿，占全国当年总人口的21.8%（国家统计局，1988）。深入生育力调查借鉴了著名的世界生育调查（World Fertility Survey）的问卷设计方案，采用严格的随机抽样方法，使抽取的样本量足以代表所在省市的研究总体人口。这一调查主要搜集了已婚育龄妇女6方面的详细信息， 即社会经济背景变量，婚姻史，怀孕与生育史，对避孕知识的了解程度与避孕史，生育偏好，以及丈夫的社会经济背景等有关情况。国内外学者已对这次深入生育力调查数据的质量进行了认真的评估，充分肯定了这些数据较高的可信度（例如，赵旋，1991）。
在第二期深入生育力调查结束之后，国家统计局人口司帮助我们搜集到了五省一市该次调查所有农村样本点（即抽中的村）于何年何月开始实行（或尚未实行）家庭承包责任制的数据。这些开始实行承包责任制年月数据按准确详尽的地址编码与第二期深入生育力调查个人数据结合，为本文的分析研究奠定了独特的数据基础。
三、家庭承包责任制实施时间先后与当地社会经济变量的关系
安徽凤阳地区极少数生产队从1978年年底开始试验的家庭承包责任制在我国农村的大范围推行是逐步实现的。1980年元月，全国只有1 %的村庄实行承包责任制，1980年12月为14.4%，1981年10月份上升为45.1%（1982年1月11日《经济周刊》）。到1983年底，全国约94.2 %的村庄已实行了承包责任制（国家统计局，1984，第131页）， 这一百分比到1993年时已上升到98%（林毅夫，1997）。
图1与图2给出了五省一市样本村实行承包责任制的累计百分比时间分布曲线。图1显示，贵州、甘肃、广东与山东于1979 年开始实行承包责任制。1980年年中以后，改革进程进一步加快：贵州1981年底实行承包责任制村庄的累计百分比为98%；甘肃1983年3月为97%； 广东1983年底为95%；山东1985年2月为95%。 辽宁省与北京市的农村地区开始实行家庭承包责任制的时间较晚，分别为1981年3月与1981年10月。 到1987年4月（深入生育力调查时点）时，辽宁与北京的样本村中78 %与90%已完成承包责任制改革。与其他四省相比，辽宁农村承包责任制起动晚，累计百分比低。其主要原因在于辽宁的工业化与人口城镇化程度远比其他四省高。例如，1982年辽宁省城镇人口比例为42%，而山东、广东、贵州与甘肃分别为19.2%、17.9%、18.9%与16.0%。据估计，辽宁国有大中型企业占全国总数的10%左右（1997年7月23 日《人民日报·海外版》）。
表1 （见后页）对开始实行家庭承包责任制时间早晚不同的妇女平均社会经济特征进行了统计分析。
图1. 分省（市）已实行家庭承包责任制的累积百分比
图2. A类与B类及五省一市合计已实行家庭承包责任制的累积百分比
表1给出的统计结果表明，开始实行承包责任制越早， 育龄妇女及其丈夫中文盲比例越高、非农人口比例越低、扩展家庭户比例越高、平均家庭户规模越大。是否有电视机、电冰箱、洗衣机、自行车以及年平均收入等经济指标都与实行家庭承包制时间早晚成反比：即贫困地区在前，富裕地区在后或未起步。我们根据五省一市代表性抽样调查数据得到的结果与以前一些学者利用省级宏观数据或走村入户的实地调查得到的结果是一致的。例如，林毅夫（1987）利用省级宏观数据所做的回归统计分析表明，开始实行承包责任制时间早晚与平均农用牲畜匹数及生产队规模成正比，而与农用机械平均马力数成反比，即落后地区改革先行。Zweiy（1985 ）发现城镇近郊区以生产蔬菜为主的生产队实行家庭承包责任制的时间比其他地区晚，有的根本就未实行。这是因为这些近郊区收入较高，“穷则思变”动力小，其非农成分高，机械等集体设施较多，分割承包到户的技术操作难度亦较大。这也可解释为什么工业化、城镇化程度高得多的辽宁实行家庭承包责任制比其他四省晚，且比例低得多。
表1.按开始实行家庭承包责任制时间早晚分组的妇女平均社会经济特征
早改革组 中改革组
晚改革级
北京、辽宁、山东
文盲妇女百分比60.99 24.04 12.44
丈夫为文盲的百分比20.02 6.88 3.74
非农职业的妇女百分比
3.39 17.35 25.03
丈夫为非农职业的妇女百分比23.33 40.02 55.39
扩展家庭户百分比 32.31 24.96 24.57
有电视机的家庭户百分比11.19 44.73 67.78
有电冰箱的家庭户百分比 0.16 1.50 5.26
有洗衣机的家庭户百分比 0.71 15.06 36.55
有自行车的家庭户百分比95.04 92.58 94.53
平均家庭户规模 5.28 4.65 4.52
平均家庭户年收入
1728 1915
2287
未改革组
北京、辽宁、山东
文盲妇女百分比15.32
丈夫为文盲的百分比 4.68
非农职业的妇女百分比 32.51
丈夫为非农职业的妇女百分比53.02
扩展家庭户百分比 22.13
有电视机的家庭户百分比66.72
有电冰箱的家庭户百分比 8.43
有洗衣机的家庭户百分比39.32
有自行车的家庭户百分比94.81
平均家庭户规模 4.48
平均家庭户年收入
2599
广东、贵州、甘肃 早改革组 中改革组
晚改革组
文盲妇女百分比57.2652.07 21.55
丈夫为文盲的妇女百分比19.7116.37
7.07
非农职业的妇女百分比
4.11 5.05 22.36
丈夫为非农职业的妇女百分比18.1317.77 46.81
扩展家庭户百分比 35.1935.49 35.11
有电视机的家庭户百分比 8.3113.28 40.09
有电冰箱的家庭户百分比 0.20 0.19
2.09
有洗衣机的家庭户百分比 0.72 1.72 12.63
有自行车的家庭户百分比38.0058.44 88.99
平均家庭户规模 5.90 5.95
5.62
平均家庭户年收入
115813283337
广东、贵州、甘肃 未改革组
文盲妇女百分比25.27
丈夫为文盲的妇女百分比10.49
非农职业的妇女百分比 35.33
丈夫为非农职业的妇女百分比63.38
扩展家庭户百分比 31.91
有电视机的家庭户百分比52.68
有电冰箱的家庭户百分比 4.50
有洗衣机的家庭户百分比17.77
有自行车的家庭户百分比83.73
平均家庭户规模 5.20
平均家庭户年收入
2548
五省一市合在一起早改革组中改革组晚改革组
文盲妇女百分比57.77 42.89
14.08
丈夫为文盲的妇女百分比19.76 13.274.34
非农职业的妇女百分比
4.01
9.08
24.55
丈夫为非农职业的妇女百分比19.02 25.05
53.85
扩展家庭户百分比 34.79 32.04
26.47
有电视机的家庭户百分比 8.71 23.57
62.79
有电冰箱的家庭户百分比 0.20
0.614.69
有洗衣机的家庭户百分比 0.72
6.09
32.24
有自行车的家庭户百分比45.89 69.61
93.53
平均家庭户规模 5.81 15.534.72
平均家庭户年收入
1244
15202476
五省一市合在一起未改革组
文盲妇女百分比18.15
丈夫为文盲的妇女百分比 6.33
非农职业的妇女百分比 33.31
丈夫为非农职业的妇女百分比55.91
扩展家庭户百分比 24.91
有电视机的家庭户百分比62.73
有电冰箱的家庭户百分比 7.31
有洗衣机的家庭户百分比33.19
有自行车的家庭户百分比91.66
平均家庭户规模 4.68
平均家庭户年收入
2585
说明：早、中、晚、未改革组的定义见文中第四部分。
四、生命表与罗吉斯特多变量回归分析方法说明
本文采用生育孩次递进比生命表分析与罗吉斯特多变量回归分析相结合的方法，采用排除了年龄结构与婚龄变动影响的生育孩次递进比作为生育率的量测指标。生育孩次递进比a[,i]表示生育过第i孩的妇女中继续生育第i+1孩的比例。本文只考虑生过一、二、三孩妇女继续生育二、三、四孩的孩次递进比，不包括从0孩到一孩的递进比， 因为中国绝大多数农村妇女至少生育一个孩子，承包责任制对这一指标没有什么影响。生育五孩与五孩以上的孩次递进比也未包括在本文分析之中，因为目前我国如此高孩次生育数已很少，不足以形成有效子样本。
按所在村庄实行家庭承包责任制改革时间的早晚，我们将被调查妇女分成四组：（1）早改革组：1980年12月31 日前开始实施承包责任制；（2）中改革组：1981年1月1日至1982年12月31 日之间开始实施承包责任制；（3）晚改革组：1983年1月1日至1987年4月开始实施承包责任制；（4）未改革组：1987年4月调查时尚未实施承包责任制。以上早、中、晚改革组与未改革组分别占总样本的36.4%、38.1%、19.0%与6.5%。
我国于1979年开始实行大力提倡一对夫妇只生一孩的政策，1982—1984年为推行这一政策最为严格的时期。1985—1987年间根据中央7 号文件精神，我国农村生育政策有所放宽。广东、海南、云南、宁夏、青海与新疆农村普遍允许生二孩，其他省、市、自治区的绝大部分农村地区允许独女户在间隔数年后生育第二孩。为了充分反映我国农村生育政策在时间上的变化，我们将截止1987年的调查数据分为三个时期：1979—1981年、1982—1984年与1985—1987年。
如我们对每一省（市）每一时期的每一个改革时间组都分别估算生育二、三、四孩孩次递进比，有的分省分组的样本规模势必太小而使估算值无统计意义。于是我们将五省一市分为两类。A类：北京、辽宁、山东；B类：广东、贵州、甘肃。 这样划分主要是基于生育政策与实际生育水平的省际差异而考虑的。北京、辽宁、山东的政策总和生育率分别为1.33、1.50、1.55〔1〕。而北京、辽宁、山东80 年代末的实际总和生育率分别为1.44、1.70与2.11。广东虽然社会经济发展水平比其他许多省高，但它的政策总和生育率为1.85，远比其他所有汉族为主的省份高。广东80年代末的实际总和生育率为2.48，贵州与甘肃分别为3.03与2.30。因此，广东与贵州、甘肃一起组成B类。
对于A类与B类中每一个承包责任制改革时间组（早、中、晚、未改革组）及三个政策时期（1979—1981，1982—1984，1985—1987），我们都分别构造二、三、四孩的生育生命表，从而估算出生育二、三、四孩的孩次递进比以及总和生育率〔2〕。 比较不同改革组不同时期的孩次递进比与总和生育率可以看出实行承包责任制时间早晚不同组别在不同时期生育水平的实际差异，从而探讨体制改革对生育率的影响。
生育除受实行承包责任制时间早晚与不同时期政策影响外，还受其他社会经济变量（如教育程度，职业，收入等）的影响。因此，最好是对每一组具有共同社会、经济变量的交叉分组妇女分别构造生育生命表，但这样一来，有的交叉组的样本量太小而使估算值无统计意义。这是生命表分析的一大局限。虽然生命表分析得出的孩次递进比与总和生育率估计值可以清楚明了地反映实行改革时间早晚不同的组别在不同时期生育水平的差异，但它无法控制其他变量的影响。例如，若生命表分析表明，1985—1987年与1982—1984年相比，早改革组总和生育率比晚改革组增幅小得多，但我们无法据此说清这种差异主要是由改革早晚造成的还是由教育、职业、收入等其他变量影响造成的。
罗吉斯特多变量回归分析模型正可以克服生命表分析的这种局限。这一模型的数学方程式及其估算方法可在一般的数理统计教科书或阐述统计分析方法的论文中找到（如Allison，1984）， 本文因受篇幅限制而不予详述。罗吉斯特多变量回归分析模型属于多变量风险回归分析模型中性能较好的一种。多变量风险回归分析模型与传统的多元回归分析模型相比较有两个主要优点。其一是多变量风险模型可恰当地处理数据的截断（censored data）问题。例如， 在深入生育力调查时点（1987年4月），绝大多数被调查的妇女尚未年满49岁，尚未完成生育周期，我们不知道她们以后是否会再生育以及在何时生育。传统的多元回归模型不适于这类截断数据的分析。而充分利用所有信息与正确分析截断数据正是多变量风险模型的优点之一。其实，生命表方法也能较好地处理数据的截断问题，但它难于控制其他变量的影响。多变量风险模型兼有生命表恰当处理截断数据问题与多元回归分析在控制其他变量影响前提下同步考察分析各社会、经济、人口变量对人口事件发生率影响的功能。所以Menken等人称多变量风险模型是生命表与传统的多元回归“结婚”的产物（Menken，1981）。多变量风险模型与传统的回归分析模型相比的另一个主要优点是它能引进随时间变化的解释变量。而传统的多元回归模型却做不到这一点。
总之，用生命方法估算的生育孩次递进比具有能给出简明扼要的生育水平综合指标以及恰当处理截断数据问题的优点，但它难于控制其他社会、经济变量的影响。罗吉斯特多变量回归分析模型兼有恰当处理截断数据问题以及控制其他变量影响的优点，但却难于给出简明扼要的生育水平综合指标。因此，本文采用生命表分析与罗吉斯特多变量回归分析相结合的方法，以求达到取长补短，相辅相成的效果。
五、基于生命表分析的生育孩次递进比与总和生育率及组别间的差异和相对变化
表2给出了基于生命表分析的生育孩次递进比与总和生育率。
表2.基于生命表分析的生育孩次递进比与总和生育率
A.北京、辽宁、山东
1979—1981 1982—19841985—1987
(1) (2)(3)
早改革组.872.786
.885
中改革组.904( 3.7) .634(-19.3).790(-10.7)
晚改革组.981( 12.5) .729( -7.3).659(-25.5)
未改革组.682(-21.8) .434(-44.4).620(-29.8)
早改革组.712.410
.470
中改革组.470(-34.0) .216(-47.3).380(-19.1)
晚改革组.338(-52.5) .187(-54.4).273(-41.9)
未改革组.310(-56.5) .150(-63.4).226(-51.9)
早改革组.258.149
.124
中改革组.217(-15.9) .133(-10.7).125(0.8)
晚改革组.218(-15.5) .103(-30.9).135(8.9)
未改革组.240( -7.0) .125(-16.1).244(96.8)
总和生育率
早改革组2.482.26
2.24
中改革组2.34( -5.6%)1.76(-14.6%)
2.06( -8.0%)
晚改革组2.34( -5.6%)1.85(-10.2%)
1.84(-17.9%)
未改革组1.87(-24.6%)1.44(-30.1%)
1.70(-24.1%)
B.广东、贵州、甘肃
1979—1981 1982—1984 1985—1987
早改革组 .994
.987
.991
中改革组 .997( 0.2).977( -1.0).988( -0.3)
晚改革组 .950( -4.4).792(-19.8).896( -9.6)
未改革组 .880(-11.5).715(-27.6).908( -8.4)
早改革组 .916
.838
.769
中改革组 .889( -2.9).830( -1.0).717( -6.8)
晚改革组 .592(-35.4).578(-31.0).608(-20.9)
未改革组 .474(-48.3).239(-71.5).395(-48.6)
早改革组 .933
.795
.492
中改革组 .828(-11.3).798(- 0.4).441(-10.4)
晚改革组 .424(-54.6).452(-43.1).513( 4.3)
未改革组 .244(-73.8).181(-77.2).350(-28.9)
总和生育率
早改革组 3.73
3.44
3.10
中改革组 3.59( -3.8%)3.41( -0.9%)
2.93( -3.9%)
晚改革组 2.68(-28.2%)2.36(-31.4%)
2.62(-15.5%)
未改革组 2.33(-37.5%)1.84(-46.5%)
2.30(-25.8%)
说明：括号中的百分比数字是该组与同一时期早改革之间的差异。
表2显示，除极个别例外，A类（北京、辽宁、山东）与B 类（广东、贵州、甘肃）地区在不同时期（1979—1981，1982—1984， 1985 —1987）的生育水平早改革组最高，中改革组次之，晚改革组较低，未改革组最低。例如，A类1979—1981年早、中、晚、 未改革组生育三孩的孩次递进比分别为0.712、0.470、0.338与0.310，它们的总和生育率分别为2.48、2.34、2.34与1.87。而1985—1987年A类早、中、晚、 未改革组生育三孩的孩次递进比分别为0.470、0.380、0.273与0.226，其总和生育率分别为2.24、2.06、1.84与1.70。对于B类来说，早、中、 晚、未改革组生育四孩的孩次递进比在1979—1981年分别为0.933、0.828、0.424与0.244；到1985—1987年时则分别为0.492、0.441、 0.513与0.350。B类的早、中、晚、未改革组总和生育率在1979—1981年分别为3.73、3.59、2.68与2.33；到1985—1987年时则分别为3.10、2.98、2.62与2.30。显然，无论是在80年代初期农村家庭承包责任制改革的起步阶段（1979—1981），还是在80年代中后期（1985—1987），实行改革较早的地区的生育率水平一般比实行改革较晚或未实行改革的地区高。表2 括号中的相对百分比数字还说明按开始实行承包责任制时间早晚划分的不同类型地区之间生育水平的差异在1982—1984 年比1979 —1981年有所增大，而在1985—1987年却比1982—1984年减小，有的甚至改变了差异的方向。例如，A类1979—1981年，中、晚、 未改革组的生育三孩孩次递进比分别比早改革组低34.0%、52.5%与56.5%；这一差异到1982—1984年时增大为47.3%、54.4%与63.4 %； 但到1985 —1987年时却减小为19.1%、41.9%与51.9%。B类1979—1981年，中、 晚、未改革组生育四孩孩次递进比分别比早改革组低11.3%、54.6%与73.8%；而到1985—1987年时，中改革组与未改革组比早改革组生育四孩孩次递进比分别低10.4%与28.9%，而晚改革组却比早改革组高出4.3 %。
表3 给出了各组生育孩次递进比与总和生育率随时间的变化百分比。
表3的分析结果表明，1982—1984年与1979—1981年相比， 所有组类的生育二、三、四孩孩次递进比及总和生育率均显著下降。晚改革组与未改革组的下降幅度比早、中改革组大。然而， 这种趋势到1985 —1987年间发生了逆转。1985—1987年与1982—1984年相比，大多数组类的生育二、三、四孩孩次递进比及总和生育率有所上升，而且晚改革组与未改革组的上升幅度一般比早、中改革组大。例如，B类（广东、 贵州、甘肃）1982—1984年早、中、晚、未改革组的生育二孩孩次递进比分别比1979—1981年下降0.7%、2.0%、16.7%与18.8%。然而，B 类1985—1987 年早、 中、 晚、 未改革组的生育二孩孩次递进比分别比1982—1984年增加0.4%、1.1%、13.1%与27.1%。B类早、中、晚、未改革组1982—1984年总和生育率均比1979—1981年有所下降。其中晚改革组与未改革组的下降幅度分别超出早改革组51.2%与171.1%， 即晚改革组与未改革组在1982—1984年的生育控制效果远比早改革组好。然而，这种情况到1985—1987年却发生了根本变化。与1982—1984年相比，B类的早、中改革组的1985—1987年总和生育率继续分别下降9.8%与12.5%，而晚、未改革组的总和生育率却分别上升了10.7%与24.8%，即1985—1987年早、中改革组的生育控制与1982—1984年比的相对效果反过来比晚、未改革组好！
表3.基于生命分析的不同时期生育孩次递进比与总和生育率相对变化百分比
A.北京、辽宁、山东 B.广东、贵州、甘肃
1982—1984/ 1985—19871982—1984/ 1985—1987/
1979—1981/ 1982—19841979—1981/ 1982—1984
(1)
(2)(1) (2)
早改革组 -9.8512.61 -0.70 0.44
中改革组 -29.91 -1.97 1.12
晚改革组 -25.72-9.59-16.6513.12
未改革组 -35.8842.02-18.7527.10
早改革组 -42.3314.45 -8.56-8.28
中改革组 -54.0275.83 -6.66
-13.60
晚改革组 -44.8646.14 -2.36 5.13
未改革组 -51.7751.20-49.5465.01
早改革组 -42.28
-16.40-14.71
-38.14
中改革组 -38.71-6.24 -3.54
-44.82
晚改革组 -52.5130.69 6.7013.40
未改革组 -47.9895.67-25.8893.80
总和生育率
早改革组 -17.10 9.11 -7.74-9.83
中改革组 -24.5616.82 -5.00
-12.50
晚改革组 -21.07-0.32-11.7010.70
未改革组 -23.0117.83-20.9824.83
表2、3中的估算结果促使我们假定农村家庭承包责任制在改革前期（1982—1984）削弱了较早实行改革地区的生育控制，而在后期（1985—1987）却使较早实行改革地区的生育控制得到了加强。然而，仅仅依据表2、表3给出的生命表分析结果尚无法完全证实上述假定，因为，这些生命表分析结果并未能控制其他社会、经济变量的影响。我们还不能完全肯定较早实行改革地区的生育控制在改革前期（1982—1984）遭到削弱，而在改革后期（1985—1987）却相对得到加强主要是由实行家庭承包责任制造成的还是其他社会经济因素影响造成的。因此，我们需要罗吉斯特多变量回归分析来进一步论证。
六、基于罗吉斯特多变量回归分析的相对风险比的差异及其相对变化
在我们建立的罗吉斯特多变量回归分析模型中，自变量是经过罗吉斯特转换的生育二、三、 四孩的发生风险率（occurrence ／exposurerate）。其定义是：生育间隔年数区间（j，j+1）内生育二、三、 四孩的妇女人数分别除以具有生育二、三、四孩风险的人数。解释变量中，早、中、晚、未改革组别，1979—1981，1982—1984与1985—1987年不同时期以及不同省（市）是分别作为虚拟变量（Dummy Variable）考虑而引进模型的。同时，我们还引进了妇女与其丈夫的文化教育水平，农业与非农职业分类，是否扩展家庭成员，年收入，距最近一次生育的间隔年数的平方等社会、经济、人口变量作为解释变量。这些诸如教育、职业、家庭结构、收入等社会经济解释变量对生育率的影响估计值与我们以前发表的论文中给出的结果类似，即社会、经济地位越高，生育率越低（Schultz and Zeng，1995）。由于本文重点在于探讨农村家庭承包责任制对生育率的影响，所以对于教育、职业、收入、家庭等社会经济变量对生育影响的估计值将不在此展开讨论。
表4.基于罗吉斯特多变量回归分析的生育概率风险比及其随时间的变化（五省一市）
生育概率风险比
1979—1981 1982—1984
1985—1987
(1)(2)(3)
早改革组
1.219
1.158 1.076
中改革组
1.239( 1.6) .848(-26.8).839(-22.0)
晚改革组
1.118( -8.5) .600(-48.2).491(-54.4)
未改革组
1.000(-18.0) .405(-65.0).411(-61.8)
早改革组
2.005
1.448 1.092
中改革组
1.722(-14.1)1.277(-11.8).898(-17.8)
晚改革组
1.154(-42.4) .725(-49.9).761(-30.3)
未改革组
1.000(-50.1) .388(-73.2).568(-48.0)
早改革组
1.722
1.267 1.035
中改革组
1.407(-18.3)1.059(-16.4).822(-20.6)
晚改革组
1.230(-28.6) .877(-30.8)
1.345 (30.0)
未改革组
1.000(-41.9) .550(-56.6).909(-12.2)
二、三、四平均值
早改革组
1.6491.291 1.068
中改革组
1.456(-11.7%)1.061(-17.8%)
.853(-20.1%)
晚改革组
1.167(-29.2%) .734(-43.1%)
.866(-18.9%)
未改革组
1.00(-39.3%) .448(-65.3%)
.629(-41.1%)
随时间变化(%)
1982—1984/1985—1987/
1979—1981 1982—1984
(1)(2)
早改革组
-5.0 -7.1
中改革组 -31.6 -1.1
晚改革组 -46.3 -18.2
未改革组 -59.5
1.5
早改革组 -27.8 -24.6
中改革组 -25.8 -29.7
晚改革组 -37.2
5.0
未改革组 -61.2 46.4
早改革组 -26.4 -18.3
中改革组 -24.7 -22.4
晚改革组 -28.7 53.4
未改革组 -45.0 65.3
二、三、四孩平均值
早改革组 -19.3 -16.7
中改革组 -27.4 -17.7
晚改革组 -37.4 13.4
未改革组 -55.2 37.7
说明：括号中的百分比数字是该组与同一时期早改革组之间的差异。
表5.基于罗吉斯特多变量回归分析的生育概率风险比随时间的变化（%）
A.北京、辽宁、山东 B.广东、贵州、甘肃
1982—1984/ 1985—1987/ 1982—1984/ 1985—1987/
1979—1981
1982—1984 1979—1981
1982—1984
(1)
(2)(1) (2)
早改革组-1.30 -2.02-0.08 -0.15
中改革组
-11.09 -0.38-1.05 -0.05
晚改革组
-27.65 -10.23-3.87 -2.72
未改革组
-35.21
1.03-9.31 0.37
早改革组
-18.18 -18.39-6.34 -8.30
中改革组
-18.35 -23.36-7.13-12.90
晚改革组
-30.67
4.17
-17.93 2.51
未改革组
-55.68 39.90
-40.83 27.78
早改革组
-22.17 -15.86
-13.03-10.39
中改革组
-21.32 -19.97
-13.76-14.28
晚改革组
-25.41 44.46
-17.65 27.04
未改革组
-41.47 57.83
-33.11 41.18
二、三、四孩平均值
早改革组-14.1 -12.1 -6.5 -6.3
中改革组-16.9 -14.6 -7.3 -8.8
晚改革组-27.9
12.8-13.2
8.9
未改革组-44.0
32.9-27.8 23.1
表4给出了包括五省一市， 同时以省份虚拟变量形式考虑省际差异的罗吉斯特多变量回归分析的估计结果。
为便于读者理解表4的估算结果，我们以一具体数例予以说明。 我们选定1979—1981年未改革组为参照值，因此，表4中1979—1981 年未改革组的风险比（odds ratio）为1.00，其他风险比值（非括号中数字）都是与这一参照组相比较的相对比值，风险比大于1， 说明生育概率高于参照组；小于1，则生育概率低于参照组。例如，1979—1981 年早改革组的风险比为1.219， 说明这一期间早改革组在控制其他有关社会经济变量的情况下，早改革组的生育二孩孩次递进比比1979—1981年未改革组高出21.9%。表4 风险比栏目括号中数字是同一时期各组与早改革组风险比值的相对差异百分比。表4的估算结果充分说明， 控制住其他社会经济变量影响之后，在不同时期，较早实行承包责任制改革的地区的生育概率高于较晚或未实行改革的地区。这种差异在1982—1984年比1979—1981年有所增加，而在1985—1987年却比1982—1984年有所减少，有的甚至发生逆转。例如，未改革组在1979—1981、1982—1984年与1985—1987年风险比值分别比早改革组低41.9%，56.6%与12.2%。
表4 的最后二列给出了各组不同孩次生育风险比值在不同时期之间的相对变化百分比值。1982—1984年与1979—1981年相比，所有组的不同孩次生育风险比值都有不同程度的下降，即1982—1984年的生育率比1979—1981年普遍下降，其中，晚改革组与未改革组下降的幅度明显大于早、中改革组。然而，这一状况与趋势在1985—1987年却得到了逆转，晚改革组与未改革组1985—1987年三、四孩生育风险的比值比1982—1984年明显增加，而早、中改革组1985—1987年三、四孩生育风险比值与1982—1984年相比却继续下降。
表5给出了将A类（北京、辽宁、山东）与B类（广东、贵州、 甘肃）两类生育政策与生育水平相差较大的地区分别单独进行罗吉斯特多变量回归分析的估算结果。
无论是将A、B类单独估算（表5）还是合在一起估算（表4），反映的趋势与结果是一致的，即控制住其他社会经济变量的影响，农村家庭承包责任制改革在前期（1982—1984年）削弱了较早实行改革地区的生育控制，而在后期（1985—1987年）却相对加强了这些较早改革地区的生育控制。
七、理论解释探讨
前文生命表分析与引进社会经济控制变量的罗吉斯特回归分析得出的结果基本一致，只是数值差异大小有所不同。据此，我们得到了农村家庭承包责任制对生育率影响的基本结论：农村家庭承包责任制改革在前期削弱了生育控制，在后期却有利于加强了生育控制。那么，如何从理论上解释这一实证分析结果呢？让我们先来探讨农村家庭承包责任制前期影响的理论机制。首先，承包责任制至少在改革前期大大削弱了基层地方政府机构控制生育的行政干预能力。在改革前的生产队集体所有制体制下，超计划生育罚款可以直接从超生户的年终现金与实物分配中扣除，比较容易执行。家庭承包责任制改革之后，年终现金与实物分配制度已不复存在，超生罚款必须直接从超生户腰包中索取。大大增加了实施难度。另外，生产队集体所有体制下，村干部可用大量时间去做计划生育的宣传、教育、管理与行政干预工作而丝毫不影响其个人收入，因为他们的年终分配份额是有保障的。而在承包责任制之后，村干部必须将主要精力用于自家农田的劳作与经营，用于计划生育工作的时间大大减少。各地政府在1982—1984年都试图加强计划生育工作的力度，但其效果却差得多。而较晚与尚未实行改革的地区在1982—1984年期间所受到的因生产队解体而行政干预能力受到削弱的影响较小或未受到影响。第二，改革以来，农民致富的愿望强烈。而在科学技术落后的条件下，这种愿望导致不少农民觉得多生孩子，特别是儿子，可使家庭劳力增加而有利于发家致富。第三，生产队集体所有制的解体与家庭承包体制的建立，一方面削弱了地方党政组织在人们日常生产、生活中的协调、组织与领导作用，另一方面却使家族势力的作用得到了加强。而在目前生产力落后低下的情况下，家族势力的大小很大程度上取决于人数的多少，这也是农民多生超生的动机之一。
在改革后期（1985—1987年），尽管各地生育政策有所放宽，执行力度也有所减弱，但较早实行承包责任制的地区的生育率却呈继续下降趋势或上升幅度较小，而较晚或未实行承包责任制地区的生育率却有较大幅度的上升。原因在于：第一，如前所述，生产队集体经济实际上为那些幼小孩子数多，倒欠生产队款额数大，且无明确归还计划的农户提供了一种无息贷款式的经济补贴。而这种补贴在承包责任制改革之后已被彻底打破。第二，“大锅饭”的破除与市场竞争机制的建立，使广大农民越来越认真、深入、急切地思考如何才能较快地发家致富。一些家庭劳力不多，但有专业技术，文化教育水平较高的“专业户”迅速发家致富的事实逐步使农民将注意力从孩子数量转向孩子质量，他们开始认识到，若要让孩子能有较高的收入，必须让他们受到更多更好的教育，这势必增大抚育孩子的成本而有利于降低孩子数量的需求。林毅夫利用经济学理论模型与实证数据分析证明即使在中国80年代中央计划经济模式下，农民作为理性的自身行为决策者在致力于发家致富时，也更多地倾向于寻求新技术的帮助，而不是单纯追求劳力密集的传统农业耕作方式（林毅夫，1992）。第三，在生产队集体经济体制之下，由于生产效益低下，妇女由于多生孩子而损失的直接收入与机会成本均很小，而实行家庭承包责任制之后，妇女可以积极参加各种经济活动而增加家庭收入，她们多生多养孩子的机会成本比以前大大增加。第四，在改革之前，由于城乡二元格局下的相关政策性障碍，人们都固守在本村本土，大大限制了新观念的传播。改革后，这种政策性障碍消除，许多青壮年农民外出经商打工，这使他们有的可能推迟结婚生育，有的可能因夫妇两地分居而减少受孕机会，有的则可能受到城镇少生优生新观念的影响而改变以前多子多福的传统观念。这些人从城镇回到家乡时又把信息、技术与新观念带回。从而有利于农村生育观念的转变与生育控制的加强。第五，由于中央的高度重视，地方党政机构也逐步适应了改革后的形势需要，从而，使改革前期被削弱了的地方党政机构的行政控制干预能力在改革后期可能得到了恢复，甚至在某些方面得到了加强。
最后，我们想提醒读者注意，除了本文统计分析所引进的各种变量以及上面探讨的理论解释之外，可能还有其他因数据限制而未能在统计分析模型中得到反映的因素对客观数值结果有影响。例如，虽然我国计划生育政策是以省为单位由省级人代会与省政府制订的，且我们已通过虚拟变量控制了省际差异，但同一省内样本村之间在执行计划生育政策的力度方面是有差异的。已考虑的教育、职业、收入等变量虽可在较大程度上反映这种政策执行力度的差异，但其他因素（如干部的观念与素质能力，当地文化传统习俗等）也可能起作用。这些作用可能贡献于较早改革地区在1979—1981年生育率本来就高，1982—1984年政策收紧时因行政干预能力弱而使生育下降少，到1985—1987年政策放宽时，生育仍偏离而受放宽影响的生育反弹小，甚至继续下降。这些作用也可能贡献于较晚改革或未改革地区在1979—1981年生育率本来较低， 1982 —1984年政策收紧时因尚未改革或刚起步，其行政干预能力尚未被削弱，因而生育率较大幅度下降。而1985—1987年政策一旦放宽，并无群众完全自愿基础的极低生育率有可能显著回升反弹。
以上分析说明，家庭承包责任制并非是较早改革地区1982—1984年生育控制削弱，而在1985—1987年却相对加强的唯一解释因子。早、中、晚、未改革组本来就已存在的但无法量测的政策执行方面的村级水平上的差异也可能是解释因子之一。当然，他们之间并不矛盾，其作用可能是相互迭加的，但因数据限制而无法予以定量分离。由于社会现象的复杂性以及数据获得的有限性，实证分析很难做到完美无缺。作为社会科学工作者，必须对这一基本事实有清醒的认识，以避免认识的偏激与绝对化。
八、结语：政策性思考
本文的实证分析充分说明，较早开始实行家庭承包责任制的地区属于比较贫穷落后的地区。这些地区在1982—1984年生育政策严紧时期生育率下降幅度相对较小，而在1985—1987年生育政策放宽时，其生育率反弹回升的幅度较小，有的甚至不但未回升，反而继续下降。对于这一实证研究结果，我们给予了尽可能深入的理论解释。
鉴于人口老龄化，下一世纪30年代以后的劳动力需求，家庭结构，男女性别比平衡等各方面的考虑以及全面提倡只生一孩政策在1979年提出之时就已明确是一代人的政策，越来越多的学者关注与探讨下一世纪初我国生育政策向“二孩加间隔”平稳过渡的必要性与可行性。许多对向“二孩加间隔”政策平稳过渡持怀疑态度的人担心，在农村特别是在较贫困落后地区，若允许生一孩，他生二孩或三孩；若允许生二孩，他则会生三孩四孩，而导致生育失控。本文的实证分析与理论解释说明这种担心是没有必要的。本文实证分析得出的比较贫困，开始实行承包责任制较早地区在1985—1987年生育政策放宽时生育率的回升较小，有的不但没有回升，反而继续下降的事实说明只要我们继续深化经济与社会体制改革，鼓励农民依靠新技术致富，注重提高子女文化教育素质，鼓励引导妇女广泛就业，增大母亲生育的机会成本，合理组织管理人口流动迁移与城镇化，促进农民生育观念的根本转变，同时切实加强基层党政组织计划生育管理能力，尽早做好政策调整的一切必要的充分准备，下世纪初向“二孩加间隔”政策的过渡比1985—1987年政策放宽时的社会经济条件要好得多，而不致于在仍然较贫困地区引起生育的较大反弹回升。同时1985—1987年较富裕地区因政策放宽引起的生育反弹也将因下世纪初改革深化，人们观念更新、变化以及政府管理调控水平提高而不致于重演。当然，政策的调整需要政府部门与专家学者们认真扎实的深入研究与舆论宣传及组织管理方面的严密准备。我们不但要充分做好贫穷落后地区的准备工作， 而且要更加高度重视如何防止较富裕地区1985—1987年因政策放宽导致生育率反弹的重演。
注释：
* 我们衷心感谢国家统计局人口司帮助我们搜集及提供本文研究所需数据，感谢洛克菲勒基金会对本项研究提供的经济资助，感谢马忠东、 王正联、 Paul
McGuire 对本文数据处理的帮助， 感谢WilliamLavely，Paul T.K.Lin，林毅夫，Terry Mc Gee与Nina P. Halpern等的宝贵建议。
〔1〕
本文引用的五省一市政策总和生育率是由国家计生委规统司根据各省、市、自治区地方法规加权平均估算的政策允许的平均每对夫妇生育子女数。
〔2〕 对于不同时期不同组别的育龄妇女来说， 我们无法估算她们的队列终生生育孩次递进比，因为她们绝大部分低于49岁，尚未完成生育历程。因此，我们必须根据假想队列和转换方法，即假定一批妇女按观察到的时期组别生育间隔年数别生育概率度过一生，构造出各时期组别的假想队列二、三、四孩生育生命表，再估算出相应的生育二、三、四孩的孩次递进比。记b（i，j，r，t）为在生育第i—1孩后已经j年的r组妇女在时期t内于（j，j+1）一年间生育第i孩的概率，l（i， j，r，t）为假想队列生命表中在生育第i孩后已经j年尚未生育第i+1孩的t时期r组妇女占该假想队列妇女总人数的比例。其中i＝0，1，2， 3，4，分别指0，1，2，3，4孩，j＝0，1，2，3，……15， 分别指与上一次生育的间隔为0，1，2，3，……15年，假定若间隔15年后未生育则不再生育。r＝1，2，3，4，分别指早、中、晚改革组与未改革组。t＝1，2，3，分别指1979—1981，1982—1984与1985—1987年期间。 l（i，j+1，r，t）＝l（i，j，r，t）－l（i，j，r，t）b（i，j， r，t）；P（i，r，t）＝1.0－l（i，15，r，t），其中P（i，r，t）为r组t时期从i孩到i+1孩的生育孩次递进比。记F（r，t）r 组t时期的总和生育率，F（r，t）＝P（1，r，t）+P（1，r，t）·P（2，r， t，）+P（1，r，t）·P（2，r，t）·P（3，r，t）+P（1，r，t ）·P（2，r，t）·P（3，r，t）·P（4，r，t）。