2010年第3期第25卷（总99期）No．32010Vol．25General No．99南方人口SOUTH CHINA POPULATION①本文是中国博士后基金项目（项目编号：20090450827）的阶段性研究成果之一。
*［收稿日期］2010－03－19［作者简介］潘丹（1986－），女，南京农业大学经济管理学院博士研究生，研究方向：农村发展。
宁满秀（1979－），女，福州大学公共管理学院副教授，硕士生导师，福建农林大学农业经济管理专业博士后，研究方向：农村社会保障。
一、引言从20世纪60年代以来，我国在人口控制方面取得了世界公认的成就。
据统计资料显示，1952年我国的人口出生率为37‰，到1978年这一比例降低到18．25‰，2007年进一步下降到12．10‰。
生育率的下降是多种因素共同作用的结果，其中经济的发展无疑起着重要作用，为此很多学者对生育行为和经济发展水平之间的关系进行了研究。
这些研究多采用收入水平的变化来表征经济发展，然而单纯的收入水平的变化能够等同于经济的发展吗？众所周知，经济发展除了带来人们收入水平的变化外，也会改变人们的收入结构，在我国农村地区尤其如此。
据国家统计资料显示：1985年我国农村农业收入约占人均总收入的73．26％，1995年为70．66％，而到2007年这一比例已下降到31．48％，收入结构的这种巨大的变化会导致孩子提供给家庭的成本收益发生变化，从而无疑会对家庭的生育行为产生影响，因此仅仅用收入水平来研究经济发展和生育行为的关系并不全面。
由此，本文试图研究的就是在考虑收入结构对生育行为的影响基础上，从微观层面考察农村经济发展带来的收入水平和收入结构的变化对妇女生育意愿的影响，以期能够更好地阐释经济发展对生育行为的作用机制，为我国制定合理的生育政策提供依据。
与以往文献相比，本研究试图在以下几个方面有所拓展：（1）考虑了收入结构对生育意愿的影响；（2）从需求角度研究生育意愿，用期望孩子数作为模型的被解释变量，并且是在强调“如果可以选择要孩子的个数”的前提下的期望孩子数目，真正体现了需求角度的生育意愿；（3）现收入水平、收入结构与中国农村妇女生育意愿———基于CHNS 数据的实证分析①潘丹1，宁满秀2，3（1．南京农业大学经济管理学院，江苏南京210095；2．福州大学公共管理学院，福建福州350002；3．福建农林大学经济管理学院，福建福州350002）［摘要］利用中国健康与营养调查（CHNS ）2006年的数据，本文采用负二项回归方法考察了农村经济发展带来的收入水平和收入结构的变化对妇女生育意愿的影响。
结果表明，当加入收入结构变量后，家庭持久总收入对妇女期望孩子数的负向影响显著地降低，而且相比于收入水平，收入结构在妇女的生育意愿中扮演着更为重要的角色。
因而在未来人口政策的制定过程中，除了不断强调提高农民收入外，也要进一步采取各种措施促进我国农村劳动力的转移，提高农民的非农收入比重，这对于农村生育意愿的转变至关重要。
［关键词］家庭持久总收入；收入结构；期望孩子数；负二项回归［中图分类号］C923［文献标识码］A［文章编号］1004－1613（2010）03－0045－062010年第3期南方人口有对生育意愿的研究多采用数据描述分析方法或普通的线性回归最小二乘法，这种方法如果用于当因变量为非连续的数值时会产生严重的偏差，本文将采用负二项回归模型对生育意愿进行分析。
二、分析框架按照理性经济人的假设，妇女的生育行为是在权衡生育孩子可以得到的收益和需要付出的成本之后而做出选择的结果。
只有当增加一个孩子的边际效用等于边际成本时，家庭才会停止生育。
莱宾斯坦指出，孩子可以给父母带来的效用主要包括：第一，如果将孩子视为一种消费品的话，孩子可以给父母带来精神上的快乐；第二，孩子作为能够进行生产的劳动力而具有价值。
在落后的农村地区尤其如此，孩子可以帮助家里干农活或者外出挣钱补贴家庭；第三，孩子能给老年或多病的父母提供保险。
但与此同时每增加一个孩子也会给父母带来额外的费用，这种边际费用的增加主要体现在：一是由父母所付出的直接费用，如食物和住所的费用；二是间接费用或机会成本，由于养育孩子，母亲或家庭里其他照料孩子者不可避免地失去一些参加工作从而获取收入的机会。
经济发展带来的人们收入水平的提高，无疑会对增加一个孩子的边际成本和边际效用产生不同的影响，从而对生育行为产生影响。
假定孩子作为消费品的效用在任何时期保持不变，伴随着收入水平的提高，一方面会使一国的产品生产技术以及社会保障体系得到不断完善，从而降低孩子作为生产者和赡养者的效用，另一方面经济发展带来的收入水平的提高也会增加妇女的工作机会和工资水平，从而提高一个家庭抚养孩子的直接和间接成本。
在效用下降，成本上升的情况下，生育意愿和收入表现为负相关关系。
经济发展除了会改变人们的收入水平外，也会使人们的收入结构发生变化。
收入结构的差异会导致孩子效用的改变，从而对家庭的生育行为产生影响。
假定收入结构不影响生育孩子的成本，而只影响孩子提供给家庭的效用，那么在农业收入比重较高的家庭，家庭所需的农业劳动力较多，孩子作为生产的效用增加，从而会增加孩子的需求，相反，在农业收入比重较低，非农收入比重较高的家庭，家庭所需农业劳动力较少，孩子对父母的收入和物质福利的直接贡献下降，父母对孩子的需求降低。
因此总体上讲，在成本收益的比较下，非农收入比重越高的家庭，生育意愿越低。
三、数据与方法（一）数据来源本研究的数据来自于中国健康营养调查（CHNS）。
CHNS调查范围涉及辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西和贵州9个省（自治区）。
到目前为止，该调查一共进行了7次，分别是1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年和2006年，收集了包括有关人口健康、医疗保险、计划生育、家庭收入等方面的信息。
本文选取的研究对象为2006年的所有在婚、离婚和丧偶的52岁以下的农村妇女样本，共有2060个样本量。
（二）研究方法本研究的被解释变量为期望孩子数，取值范围很小并且为非负整数值，其分布既不是连续的，也不是正态的，使用普通的最小二乘法（OLS）进行估计会产生严重的偏差，对于这类数据，学者们常用泊松回归模型（Poisson Distribution）来处理，但是泊松回归模型的一个重大缺陷是要求事表1期望孩子数频数分布期望孩子数12频数298668844频率14．4732．4340．97累计频率14．4746．8987．86期望孩子数345频数2082616频率10．101．260．78累计频率97．9699．22100．00件发生的概率独立且恒定、事件数的均值等于其方差。
从表2的描述性统计结果可以发现期望孩子数均值为1．537，标准差为0．959，不符合泊松分布的要求，此时负二项回归模型（NegativeBinomial Distribution ）可以替代泊松分布模型对数据进行更好的拟合，因此本文选择负二项回归模型进行具体的分析。
此外从表1期望孩子数的频数分布中可以看出样本中有298值为0，0发生率为14．47％，这说明期望孩子数不存在“零堆积（Zero-Inflated ）”现象，因而负二项回归模型就可以很好的对数据进行拟合，而无需使用零堆积负二项回归模型。
负二项回归模型的概率密度函数为：（）prob （Fertility it ＝n ／λit ，α）＝Г（Y it ＋α）Г（α）*Г（Y it ＋1），n ＝0，1，2，3 (1)αα＋λit（）λit α＋λitαYt i其中Г（·）为伽马分布函数，i 和t 分别代表第i 个个体和第t 年，n 为期望孩子数，α为过度分散参数，当α＝0时，负二项回归等于泊松回归模型，λit ＝e X j β为样本分布的期望均值，代表影响妇女期望孩子数的各种变量，包括家庭收入、家庭收入结构以及妇女的个人特征和家庭特征等。
（三）变量说明模型的被解释变量是期望孩子数，在CHNS 问卷中，通过询问不同类别的妇女（目前怀孕、无子女未怀孕、有子女未怀孕）“如果可以选择要孩子的个数”的前提下的期望孩子数目，真正体现了需求角度的生育意愿。
模型的解释变量包括妇女的个人特征、家庭特征等，具体因素有：家庭持久总收入的对数：现有文献中，一般采用家庭当期总收入、家庭持久总收入、家庭人均收入来表征影响生育率的收入变量。
lee （1990）的研究指出，在决定生育率的收入变量选取上，家庭总收入变量要好于家庭人均收入变量，因为一个家庭往往是以家庭总收入为基础来决定是否生育孩子而且家庭人均收入和孩子数目存在着相关，另一方面在关于家庭总收入的指标选取上，Wang （1996）指出家庭持久总收入变量要好于家庭当期总收入变量，因为当期收入逻辑上假定家庭或父母将不考虑将来的收入情况，只根据现有的收入对是否生育做出决策，而持久收入则假定家庭的生育决策不仅取决于当期收入，还取决于未来的收入，考察家庭持久收入水平与生育行为之间的关系，可以得出更加稳健的结论。
基于他们的研究，本文采用家庭持久总收入来表示收入情况。
由于CHNS 数据中并不存在家庭持久总收入的调查，所以需要对持久总收入进行估算。
选用解垩（2008）使用的两步法，本文进行了持久收入的估算。
首先计算农村居民的家庭纯收入，等于家庭的实际收入减去家庭的支出，在得到农户家庭的纯收入后，以农户家庭纯收入的对数为因变量，以家庭规模、家庭成员平均受教育程度、家庭中有非农工作的人数比重为自变量，采用Huber ／White 方差估计的0LS 方法得到持久收入的预测值。
同时为克服异方差的影响，在回归中对家庭持久总收入做取对数处理。
模型当中还加入了家庭的非农收入占家庭总收入的比重，这一变量用来反映家庭的收入结构，模型的其他变量包括妇女年龄、丈夫年龄、妇女初婚年龄、妇女受教育程度①、妇女是否有非农工表2各变量的基本描述统计变量名fertility lnhinc Wifeedu wifejob wifeage husage wmarryage insure children aland nonfar变量解释期望孩子数家庭持久总收入对数妇女受教育年限（年）＝1妇女有非农工作妇女年龄（岁）丈夫年龄（岁）妇女初婚年龄（岁）家庭有医疗保险的人数比例家庭已有孩子数目家庭平均土地面积（亩）非农收入占总收入的比重均值1．53710．2512．1010．30639．01242．38622．0230．5761．2174．4250．593标准差0．9591．3890．9940．4618．82410．9175．2410．4990．83712．0130．426预期作用方向－－－＋＋－－－＋－收入水平、收入结构与中国农村妇女生育意愿2010年第3期南方人口①对CHNS 数据中提供的在正规学校里受过几年正规教育进行换算，平均受教育年限位于0年到18年之间。