2012-2016年中國(guó)生育水平估計(jì)
——基于邦戈茨新中間變量模型

陳衛(wèi)，張鳳飛，劉金菊

(1 中國(guó)人民大學(xué) 人口與發(fā)展研究中心，北京 100872；2 北京城市學(xué)院 公共管理學(xué)部，北京 100083)

近年來全面兩孩政策實(shí)施背景下中國(guó)生育率的變化引起了廣泛的社會(huì)關(guān)注。此前2000年第五次人口普查得到中國(guó)的總和生育率為1.22，就引起了學(xué)界關(guān)于低生育率的激烈討論。2010年第六次人口普查顯示，中國(guó)的總和生育率為1.18，有關(guān)跌入“低生育率陷阱”的言論甚囂塵上。全面兩孩政策實(shí)施后生育率的變化又引起了很大爭(zhēng)論，“政策遇冷”成為比較流行的觀點(diǎn)。為了進(jìn)一步摸清當(dāng)前的生育水平，原國(guó)家衛(wèi)計(jì)委于2017年開展了全國(guó)生育狀況調(diào)查。利用此次調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)全國(guó)及部分地區(qū)生育率的估計(jì)表明，總體上當(dāng)前總和生育率在1.6左右，各地區(qū)也存在明顯的差異。本文也將使用這次調(diào)查數(shù)據(jù)，利用邦戈茨中間變量模型(Bongaarts Proximate Determinants Model)再次估計(jì)調(diào)查前5年的生育率。本文認(rèn)為利用不同的方法或不同數(shù)據(jù)來估計(jì)中國(guó)的生育率有利于更全面、客觀地認(rèn)識(shí)中國(guó)的生育水平。

邦戈茨中間變量模型為研究我國(guó)目前的生育水平和影響因素提供了理論框架。該模型可追溯到上世紀(jì)50年代Davis和Blake(1956)總結(jié)的對(duì)生育產(chǎn)生影響的11個(gè)中間變量。1978年，邦戈茨(John Bongaarts)在此基礎(chǔ)上進(jìn)行簡(jiǎn)化，最終將結(jié)婚比例、避孕、流產(chǎn)與產(chǎn)后不孕概率確定為影響生育水平的直接決定因素，而其他的社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、文化、環(huán)境等因素是通過這四項(xiàng)直接決定因素而間接產(chǎn)生影響，并構(gòu)建了著名的邦戈茨中間變量模型(Bongaarts，1978)，該模型在估計(jì)生育水平、差異和趨勢(shì)方面得到了廣泛的應(yīng)用。但隨著時(shí)間的推移，曾經(jīng)的中間變量模型已經(jīng)不適用于當(dāng)下的生育環(huán)境與生育狀況。2015年，邦戈茨對(duì)模型進(jìn)行了多項(xiàng)修訂，也證實(shí)改進(jìn)后的新模型更加穩(wěn)健(Bongaarts，2015)。本文利用邦戈茨新中間變量模型估計(jì)中國(guó)2012-2016年的生育水平。

1 文獻(xiàn)回顧

目前，關(guān)于我國(guó)生育水平的研究主要分為兩個(gè)方向。一是根據(jù)人口普查數(shù)據(jù)和抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)時(shí)期生育水平進(jìn)行估計(jì)。郭志剛(2011)利用各次人口普查數(shù)據(jù)，通過“打靶”對(duì) 1990-2010年我國(guó)的生育水平進(jìn)行了估計(jì)，其中2005-2010年間的總和生育率在1.5左右；朱勤(2012)基于“六普”數(shù)據(jù)，采用年齡移算方程和存活倒推法，推算2000-2009年總和生育率平均值為1.48。二是對(duì)人口普查數(shù)據(jù)提出質(zhì)疑，并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行修正，或以其他來源的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。李漢東、李流(2012)用教育數(shù)據(jù)調(diào)整普查數(shù)據(jù)，通過Leslie矩陣的離散動(dòng)態(tài)模型估計(jì)2000-2010年的平均總和生育率為1.57左右；王金營(yíng)、戈艷霞(2013)經(jīng)過漏報(bào)回填，且考慮了婦女重報(bào)，估計(jì)2001-2010年我國(guó)生育水平應(yīng)該在1.377-1.655之間；崔紅艷、徐嵐、李睿(2013)對(duì)“六普”數(shù)據(jù)進(jìn)行全面評(píng)估，并估計(jì)2000-2010年間的總和生育率在1.5-1.64之間；楊凡、趙夢(mèng)晗(2013)通過對(duì)普查數(shù)據(jù)、教育數(shù)據(jù)和公安數(shù)據(jù)的評(píng)估和比對(duì)，認(rèn)為2000年以來的總和生育率至少達(dá)到了1.6-1.7之間；翟振武、陳佳鞠、李龍(2015)根據(jù)戶籍登記數(shù)據(jù)估計(jì)2008-2010年總和生育率至少在1.63-1.66以上的水平。還有學(xué)者認(rèn)為通過漏報(bào)回填并無太大意義，同時(shí)還指出了教育數(shù)據(jù)存在的缺陷(郭志剛，2010)，因而也有學(xué)者避開數(shù)據(jù)質(zhì)量帶來的困擾，嘗試用人口學(xué)中的間接估計(jì)方法進(jìn)行研究，如生育率間接估計(jì) P/F 比值方法(陳衛(wèi)、楊勝慧，2014)、生命表存活率推算法(陳衛(wèi)、張玲玲，2015)、廣義穩(wěn)定人口模型法(陳衛(wèi)，2016)、變量r方法(趙夢(mèng)晗，2015)來估計(jì)近年來的生育水平。此外，還有部分學(xué)者考慮到總和生育率的指標(biāo)缺陷，分別用去進(jìn)度效應(yīng)總和生育率、遞進(jìn)總和生育率、內(nèi)在總和生育率和隊(duì)列生育率等指標(biāo)進(jìn)行補(bǔ)充(郭志剛，2000；陳衛(wèi)、高爽，2013；陳衛(wèi)、段媛媛，2019)，來估計(jì)更接近實(shí)際的生育水平。

也有學(xué)者嘗試用邦戈茨中間變量模型估計(jì)生育水平(秦芳芳,1983；高爾生等，1989；康曉平等，1989；劉隆健，1990；胡英等，1991)，或者進(jìn)行影響因素分析(楊成剛、張笑秋，2011)，但這些研究多集中在20世紀(jì)八九十年代左右，且更多是基于調(diào)查數(shù)據(jù)分析地區(qū)生育水平。目前對(duì)于邦戈茨模型的使用大多還是基于舊模型。邦戈茨在2015年提出新模型的改進(jìn)方法，并使用人口與健康調(diào)查(DHS)數(shù)據(jù)對(duì)36個(gè)發(fā)展中國(guó)家進(jìn)行估計(jì)分析，驗(yàn)證新模型的穩(wěn)定性(Bongaarts，2015)。另外，Ponnapalli和Kumar(2019)用新模型研究了1997-2011年間印度各地區(qū)生育轉(zhuǎn)變的影響因素；Shallo(2020)通過新模型分別用2005、2011和2016年DHS的截面數(shù)據(jù)估計(jì)了埃塞俄比亞的生育水平。在中國(guó)還沒有學(xué)者將邦戈茨新模型用于中國(guó)生育率的估計(jì)研究中，這一方面是因?yàn)樾履Ｐ蛦柺啦痪?，還沒有引起足夠關(guān)注，而另一方面是由于邦戈茨新模型對(duì)數(shù)據(jù)有極高的要求，能滿足要求的數(shù)據(jù)很少。本文首次將邦戈茨新中間變量模型在中國(guó)嘗試使用，通過2017年全國(guó)生育狀況抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，估計(jì)調(diào)查前5年即2012-2016年的總和生育率。

2 邦戈茨新中間變量模型

1978年，邦戈茨提出的中間變量模型主要通過婚姻指數(shù)、避孕指數(shù)、人工流產(chǎn)指數(shù)和產(chǎn)后不孕指數(shù)來影響生育水平。若消除了婚姻對(duì)生育的影響，會(huì)得到總和已婚婦女生育率TM；若進(jìn)一步消除避孕和人工流產(chǎn)的抑制作用，生育率可進(jìn)一步上升為總和自然已婚婦女生育率TN；若消除哺乳期和產(chǎn)后禁欲的影響，生育率將達(dá)到總和生殖力TF。如果以上四個(gè)因素同時(shí)起作用，就可以根據(jù)模型估計(jì)出實(shí)際總和生育率的近似結(jié)果。每個(gè)指數(shù)的取值在0-1之間，指數(shù)越小，對(duì)生育的抑制作用越大；反之，指數(shù)越大，對(duì)生育的抑制作用就越小(Bongaarts，1978)。

四十多年來，世界各國(guó)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)變遷，生育行為已經(jīng)發(fā)生了實(shí)質(zhì)性變化，四個(gè)中間變量對(duì)生育的影響效力也隨時(shí)代發(fā)展在動(dòng)態(tài)變化，之前的邦戈茨中間變量模型中很多假設(shè)已經(jīng)不適合當(dāng)下的生育狀況，且邦戈茨模型對(duì)指標(biāo)要求過于簡(jiǎn)單，模型中的假定與參數(shù)設(shè)置往往經(jīng)不起精細(xì)的統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)(曾毅等，1993)。2015年，邦戈茨針對(duì)原有的模型進(jìn)行了多項(xiàng)修正，并使用人口與健康調(diào)查數(shù)據(jù)(DHS)在36個(gè)發(fā)展中國(guó)家進(jìn)行試驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)改進(jìn)后的中間變量模型比以前的模型更穩(wěn)健。下面簡(jiǎn)要敘述邦戈茨新中間變量模型的具體改進(jìn)(Bongaarts，2015)。

2.1 對(duì)婚姻指數(shù)的改進(jìn)

2.2 對(duì)避孕指數(shù)的改進(jìn)

新模型中，避孕指數(shù)在四個(gè)中間變量中改動(dòng)最大，邦戈茨對(duì)避孕指數(shù)中包含的每一個(gè)指標(biāo)都重新做出假設(shè)，分別對(duì)生育調(diào)節(jié)系數(shù)r、避孕普及率u、避孕效率e進(jìn)行調(diào)整，并加入產(chǎn)后不孕與避孕之間的重疊率o這一新指標(biāo)。最終，新模型中對(duì)避孕指數(shù)的計(jì)算公式如下：

2．2．1 改進(jìn)后的生育調(diào)節(jié)系數(shù)r*(a)

由于育齡期的婦女不是時(shí)刻都具有生育能力，需要考慮喪失生育能力的婦女的影響，原模型中，邦戈茨利用不同國(guó)家年齡別已婚婦女自然生育率以及年齡別有生育能力婦女比例數(shù)據(jù)進(jìn)行估算，將經(jīng)驗(yàn)參數(shù)r確定為1.08。新模型中，邦戈茨用一個(gè)新的方法來估計(jì)r，在研究中引入一個(gè)新的變量fnc(a)，定義為在沒有人工流產(chǎn)和產(chǎn)后不孕的情況下所有歷險(xiǎn)育齡婦女的年齡別生育率，這一指標(biāo)可以通過改進(jìn)后的婚姻指數(shù)、產(chǎn)后不孕指數(shù)和流產(chǎn)指數(shù)計(jì)算出來，具體計(jì)算方法如下：

表1 邦戈茨對(duì)和r*(a)的估計(jì)結(jié)果

2．2．2 改進(jìn)后的避孕普及率u*(a)

不同年齡婦女對(duì)避孕藥具的使用偏好和使用頻率不同，原模型中的避孕指數(shù)是根據(jù)15至49周歲所有已婚婦女普遍采用避孕措施的比例得出的，并沒有考慮到育齡婦女年齡結(jié)構(gòu)造成的影響，而這一指數(shù)又與育齡婦女的年齡結(jié)構(gòu)息息相關(guān)。因此，在新模型中邦戈茨提出，計(jì)算避孕指數(shù)需要分年齡計(jì)算所有使用避孕方法的婦女占所有具有生育風(fēng)險(xiǎn)婦女的比例，這一改進(jìn)提高了避孕普及率的計(jì)算精度。

2．2．3 改進(jìn)后的避孕效率e*(a)

原模型中的e表示已婚婦女對(duì)各種避孕方法的平均使用效率，雖然考慮到不同避孕方法的組合對(duì)平均避孕效率的影響，但沒有考慮到平均避孕效率的年齡差異。改進(jìn)后的模型同時(shí)考慮了年齡結(jié)構(gòu)和避孕方法對(duì)平均避孕效率的影響。因而新模型中，需要在分年齡別的基礎(chǔ)上，將使用各種避孕方法的育齡婦女人數(shù)占避孕育齡婦女總?cè)藬?shù)的比例作為權(quán)數(shù)，計(jì)算不同避孕方法使用效率的加權(quán)平均數(shù)。

2．2．4 加入了產(chǎn)后不孕與避孕之間的重疊率o(a)

每個(gè)婦女在生產(chǎn)之后都會(huì)經(jīng)歷一段時(shí)間的產(chǎn)后不孕期，這主要是由于哺乳期不孕等生理因素以及個(gè)別地區(qū)有著產(chǎn)后禁欲等文化因素所導(dǎo)致。隨著時(shí)代的發(fā)展，產(chǎn)后禁欲的習(xí)俗漸漸淡化，產(chǎn)后不孕期的長(zhǎng)短則主要由婦女的哺乳時(shí)間來決定。特別是對(duì)于推崇母乳喂養(yǎng)的國(guó)家或大力推廣避孕藥具的計(jì)劃生育國(guó)家，婦女往往會(huì)在產(chǎn)后哺乳期內(nèi)采取避孕手段，忽略這種產(chǎn)后不孕期與避孕藥具使用之間的重疊將導(dǎo)致模型結(jié)果的偏差。因此，新模型在計(jì)算避孕指數(shù)時(shí)，要排除這種重疊因素。

2.3 對(duì)流產(chǎn)指數(shù)的修改

在原模型中，流產(chǎn)指數(shù)是根據(jù)避孕普及程度估計(jì)的，并假設(shè)每次流產(chǎn)將阻礙0.4個(gè)孩子出生。邦戈茨等在后來的研究中重新考慮這個(gè)指標(biāo)，認(rèn)為每次人工流產(chǎn)所避免的生育數(shù)目是與流產(chǎn)相關(guān)的平均生育時(shí)間和與活產(chǎn)相關(guān)的平均生育時(shí)間之比，前者的估計(jì)值大約為14個(gè)月，后者的估計(jì)值約為18.5個(gè)月，還要加上平均產(chǎn)后不孕間隔i(Bongaarts and Westoff，2000)。因此，每次人工流產(chǎn)避免的出生人數(shù)的修正公式為：

在實(shí)際中，流產(chǎn)數(shù)據(jù)的不足或質(zhì)量不高往往成為計(jì)算流產(chǎn)指數(shù)的障礙。邦戈茨在研究中按照流產(chǎn)率隨年齡變化的“倒U型”規(guī)律，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步假定這種形狀與年齡別生育率變化相同。根據(jù)這一假設(shè)，各年齡段的年齡別流產(chǎn)率與年齡別生育率之比始終等于總和流產(chǎn)率與總和生育率之比，計(jì)算公式可簡(jiǎn)化為：

2.4 對(duì)產(chǎn)后不孕指數(shù)的假設(shè)

一個(gè)有生殖能力的婦女并不能時(shí)時(shí)刻刻都具有因性交而受孕的可能性，婦女在懷孕期間以及產(chǎn)后的一段時(shí)間是不能受孕的。產(chǎn)后不孕的時(shí)間不僅取決于婦女恢復(fù)排卵以及恢復(fù)性生活的時(shí)間，還取決于產(chǎn)后哺乳時(shí)間。邦戈茨提出了一個(gè)根據(jù)哺乳時(shí)間推算產(chǎn)后不孕時(shí)間的經(jīng)驗(yàn)公式(Bongaarts，1982)：

i=1.753exp(0.1396L-0.001872L2)

其中，i表示因產(chǎn)后哺乳或禁欲等原因引起的產(chǎn)后不孕的期間長(zhǎng)度，L表示平均哺乳時(shí)間，都以月為單位。在不同國(guó)家和地區(qū)，由于文化環(huán)境和哺乳習(xí)慣的差異，哺乳時(shí)間的長(zhǎng)短決定了該國(guó)家和地區(qū)的平均產(chǎn)后不孕時(shí)間的長(zhǎng)短，也間接決定了產(chǎn)后不孕指數(shù)的大小。在理論上，產(chǎn)后不孕的時(shí)間間隔應(yīng)受到年齡結(jié)構(gòu)的影響，但實(shí)際上，隨著年齡的增長(zhǎng)，產(chǎn)后不孕間隔僅略有增加，邦戈茨在研究中假設(shè)所有年齡的產(chǎn)后不孕時(shí)間均相等(Bongaarts，2015)。

表2 邦戈茨新中間變量模型(年齡別)和變量解釋

表3 邦戈茨新中間變量模型(綜合)和變量解釋

2.5 對(duì)總和生殖力TF*的改進(jìn)

改進(jìn)后的邦戈茨新中間變量生育模型分為年齡別版和綜合版，年齡別模型中每一個(gè)指標(biāo)都考慮了年齡結(jié)構(gòu)的影響，而綜合模型是在年齡別模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行加權(quán)，兩種方法估計(jì)的結(jié)果是一致的。兩個(gè)模型的計(jì)算方法具體見下表，表2為年齡別模型，表3為綜合模型。

3 數(shù)據(jù)和方法

本文使用原國(guó)家衛(wèi)計(jì)委開展的2017年全國(guó)生育狀況抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查采用分層、三階段、與規(guī)模成比例的概率抽樣方法，調(diào)查時(shí)間為2017年7月1日，調(diào)查對(duì)象為中國(guó)大陸15-60歲中國(guó)籍女性人口，總樣本量為249946。本研究主要使用生育行為部分的數(shù)據(jù)。

(3)避孕指數(shù)的計(jì)算需要結(jié)合調(diào)查中的計(jì)生問題。相關(guān)的問題包括：①“您最近一次分娩/流產(chǎn)之后的避孕情況？”②“您使用何種避孕方法？”③“此種避孕方法是分娩/流產(chǎn)之后幾個(gè)月開始使用的？”④“您后來避孕情況是否發(fā)生變化？”⑤“您目前使用何種避孕方法？”⑥“您目前的避孕方法開始使用的年月？”

第一，對(duì)避孕普及率的計(jì)算。根據(jù)以上問題確定初次避孕時(shí)間、避孕方式改變時(shí)間，確定各時(shí)期的避孕育齡婦女人數(shù)，進(jìn)而計(jì)算避孕普及率。

第二，對(duì)避孕效率的計(jì)算。調(diào)查中將避孕方法劃分為男性絕育、女性絕育、宮內(nèi)節(jié)育器、皮下埋植、避孕針、口服避孕、外用避孕藥、避孕套、其他方法、安全期、體外射精、絕經(jīng)/閉經(jīng)、子宮切除、未避孕。此處將絕經(jīng)/閉經(jīng)、子宮切除、未避孕剔除，將安全期法、體外射精并為其他方法。根據(jù)世界衛(wèi)生組織公布的各種避孕方法的避孕效率(見表4)，通過加權(quán)計(jì)算歷年育齡婦女的總避孕效率。

表4 不同避孕方法的效率

第三，對(duì)產(chǎn)后不孕與避孕重疊率的計(jì)算。問題③“此種避孕方法是分娩/流產(chǎn)之后幾個(gè)月開始使用的？”可以用來估計(jì)邦戈茨新模型中的產(chǎn)后不孕和避孕之間的重疊率這一新指標(biāo)。根據(jù)我國(guó)平均哺乳時(shí)間并結(jié)合經(jīng)驗(yàn)公式可計(jì)算出我國(guó)的產(chǎn)后不孕時(shí)間為5.93個(gè)月，如果分娩后開始避孕的時(shí)間小于6個(gè)月，則會(huì)產(chǎn)生重疊效應(yīng)，因而在估計(jì)的時(shí)候需要排除這一重疊因素。

第四，對(duì)生育調(diào)節(jié)系數(shù)的處理?？紤]到這一指標(biāo)在不同國(guó)家和地區(qū)差異性不大，本文沿用邦戈茨研究中對(duì)生育調(diào)節(jié)系數(shù)的估計(jì)值(見表1)。

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第五，在以上四個(gè)指標(biāo)的基礎(chǔ)上計(jì)算年齡別避孕指數(shù)，但發(fā)現(xiàn)個(gè)別年齡組避孕指數(shù)為負(fù)值，且一般存在于高齡組。邦戈茨給出的建議是可將負(fù)值或者不足0.1的年齡別避孕指數(shù)設(shè)定為0.1(Bongaarts，2015)。本文根據(jù)數(shù)據(jù)需要參考這種方法進(jìn)行調(diào)整。

(4)產(chǎn)后不孕指數(shù)的計(jì)算。平均產(chǎn)后不孕時(shí)間主要由婦女平均哺乳時(shí)間決定，根據(jù)TheWorldBreastfeedingTrendsInitiative(WBTi)(1)WBTi是有關(guān)每個(gè)國(guó)家母乳喂養(yǎng)以及嬰幼兒喂養(yǎng)(IYCF)有關(guān)政策和計(jì)劃的信息數(shù)據(jù)庫(kù)。2013年報(bào)告，我國(guó)2013年哺乳期的中位數(shù)為10.1個(gè)月，其他年份暫且無法獲得。本研究假設(shè)從2012-2016年我國(guó)的哺乳平均數(shù)均與2013年的哺乳中位數(shù)相等，經(jīng)計(jì)算各年份的產(chǎn)后不孕時(shí)間都為5.93個(gè)月，再進(jìn)一步計(jì)算產(chǎn)后不孕指數(shù)。由于邦戈茨假定不同年齡產(chǎn)后不孕指數(shù)差距不大，且年齡別產(chǎn)后不孕指數(shù)約等于總產(chǎn)后不孕指數(shù)。因而，我國(guó)2012-2016年的產(chǎn)后不孕指數(shù)保持不變。

4 估計(jì)結(jié)果

基于以上假設(shè)，運(yùn)用改進(jìn)后的邦戈茨新中間變量模型估計(jì)我國(guó)2012-2016年的總和生育率。研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)2012-2016年間的總和生育率在1.510-1.842之間上下波動(dòng)，這五年的平均生育水平為1.688?！?006-2016年中國(guó)生育狀況報(bào)告——基于2017年全國(guó)生育狀況調(diào)查數(shù)據(jù)分析》(賀丹等，2018)中，用相同的數(shù)據(jù)通過直接計(jì)算得出2012-2016年我國(guó)總和生育率在1.41-1.78之間，平均水平為1.636，與邦戈茨新模型估計(jì)的結(jié)果相近，其中，在2012、2013和2016年，二者的估計(jì)結(jié)果差距微乎其微，僅體現(xiàn)在小數(shù)點(diǎn)后第二位，而2014、2015年通過邦戈茨新模型估計(jì)的結(jié)果稍高于直接計(jì)算結(jié)果(見表5)。

從變化趨勢(shì)來看，新模型的估計(jì)結(jié)果反映出生肖偏好和生育政策調(diào)整的影響。在2012年，總和生育率為1.727。眾多學(xué)者曾對(duì)2000-2010年的生育水平進(jìn)行估計(jì)，郭志剛(2011)認(rèn)為這十年平均水平為1.48，還有學(xué)者認(rèn)為不低于1.5(李漢東、李流，2012；崔紅艷、徐嵐、李睿，2013；陳衛(wèi),2016)，但基本沒超過1.7。按照本文的估計(jì)結(jié)果，2012年的生育水平明顯高于之前十年的平均水平，這種提升可以解釋為“龍年生吉子”的傳統(tǒng)文化帶來的影響。2013年11月，中共中央十八屆三中全會(huì)審議通過《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》，明確提出“啟動(dòng)實(shí)施一方是獨(dú)生子女的夫婦可生育兩個(gè)孩子的政策”，這是對(duì)我國(guó)堅(jiān)守幾十年生育政策的重大調(diào)整，2014年因政策因素帶來了生育水平的回升。到2015年，再逢生肖偏好的沖擊，甚至“羊年忌生子”的傳統(tǒng)觀念的影響力度超越生育政策，使得總和生育率降至1.5的很低生育水平。2015年10月，黨的十八屆五中全會(huì)提出“全面實(shí)施一對(duì)夫婦可生育兩個(gè)孩子政策”，政策的放開惠及了更多的群體，于是在2016年我國(guó)的總和生育率再次提升。

表5 邦戈茨新中間變量模型對(duì)我國(guó) 2012-2016年間TFR的估計(jì)結(jié)果

邦戈茨中間變量模型不僅可以用來估計(jì)生育水平，也可以用來分析各影響因素對(duì)生育水平的作用力。從這四個(gè)直接影響生育水平的指數(shù)來看，婚姻指數(shù)一直處于較低的水平，這意味著婚姻對(duì)生育的影響最大。特別是我國(guó)基本屬于普婚普育的國(guó)家，且生育行為往往發(fā)生在婚姻之后，這點(diǎn)與西方的非婚生育文化有很大不同，因而婚姻是影響生育水平的首要抑制因素。從表5的結(jié)果來看，我國(guó)的婚姻指數(shù)從2012年到2016年有下降的趨勢(shì)，本文對(duì)婚姻指數(shù)的處理是基于初婚和未婚同居這兩個(gè)指標(biāo)，并假設(shè)這五年婚姻狀態(tài)相對(duì)穩(wěn)定，事實(shí)上，時(shí)間越早，用初婚人數(shù)衡量在婚人數(shù)越會(huì)被低估，按照實(shí)際，早期的婚姻指數(shù)應(yīng)該會(huì)更高一些?？梢娕猿趸槟挲g的推遲已成為導(dǎo)致近年來生育率持續(xù)走低的重要因素(郭志剛，2017；郭志剛、田思鈺，2017)。

除婚姻外，避孕對(duì)生育的影響次之，從估計(jì)的結(jié)果來看，避孕指數(shù)一直在0.4左右。總體來看流產(chǎn)指數(shù)的變化不大，基本在0.82以上，只在2015年有明顯的下降。2015年是羊年，生肖的影響或許會(huì)促使一些懷孕的育齡婦女選擇流產(chǎn)，導(dǎo)致流產(chǎn)率比其他年份更高，同時(shí)，2015年的婚姻指數(shù)和避孕指數(shù)也最低，可見當(dāng)年育齡婦女通過多種方式進(jìn)行生育控制。

生育水平的影響因素有很多，Davis和Blake(1956)總結(jié)了11個(gè)最有影響力的因素，邦戈茨簡(jiǎn)化為四個(gè)直接影響因素，但還有一些間接因素也會(huì)影響生育水平，只是與直接因素相比，它們沒有那么重要，但這些相對(duì)不太重要的間接因素會(huì)體現(xiàn)在TF中(Shallo，2020)。表5結(jié)果顯示，這五年我國(guó)的總和生殖力在13.005-18.142之間，平均為15.252，與之前的的經(jīng)驗(yàn)參數(shù)15.3接近。

為了驗(yàn)證邦戈茨新模型的穩(wěn)健性，本文對(duì)2016年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分城鄉(xiāng)的估計(jì)。結(jié)果顯示，2016年我國(guó)城鎮(zhèn)的總和生育率為1.584，農(nóng)村為2.001(見表6)。通過直接計(jì)算得到的2016年我國(guó)城鄉(xiāng)總和生育率分別為1.54和2.05(賀丹等，2018)，邦戈茨新模型估計(jì)的結(jié)果與之相比，城鎮(zhèn)高出0.04，農(nóng)村低了0.05，差異非常小。從各中間變量來看，婚姻依然是影響生育水平的關(guān)鍵變量，也是造成城鄉(xiāng)總和生育率差距的主要原因，城鎮(zhèn)比農(nóng)村的婚姻指數(shù)低0.138，這意味著城鎮(zhèn)的已婚比例低于農(nóng)村。在2016年，城鎮(zhèn)女性的平均初婚年齡為26.9歲，農(nóng)村為25.6歲，婦女已婚比例的下降以及平均初婚年齡的上升對(duì)生育率的影響值得高度關(guān)注(賀丹等，2018)。

表6 邦戈茨新中間變量模型對(duì)我國(guó)2016年 分城鄉(xiāng)TFR的估計(jì)結(jié)果

5 結(jié)論與討論

邦戈茨中間變量模型的權(quán)威性得到了學(xué)術(shù)界的共識(shí)，但隨著時(shí)代發(fā)展，原模型已不適用于低生育背景，而邦戈茨新模型作為一種新的測(cè)量方法還未得到廣泛運(yùn)用，需要在實(shí)踐中不斷對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)。本文基于改進(jìn)后的邦戈茨新中間變量模型，采用2017年全國(guó)生育狀況抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，估計(jì)2012-2016年我國(guó)的生育水平和趨勢(shì)。結(jié)果顯示，用邦戈茨新模型估計(jì)我國(guó)這五年的總和生育率在1.51-1.84之間上下波動(dòng)，平均總和生育率為1.69，新模型的估計(jì)結(jié)果要比使用同樣數(shù)據(jù)直接計(jì)算的生育率稍高，但非常接近。通過對(duì)四個(gè)中間變量進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)婚姻指數(shù)的變化對(duì)近年來低生育率的貢獻(xiàn)最大，并有進(jìn)一步下降的趨勢(shì)。研究結(jié)果與我國(guó)實(shí)際相一致，可見邦戈茨新模型具有一定的科學(xué)性，但在對(duì)模型檢驗(yàn)的過程中，也發(fā)現(xiàn)模型自身的一些局限。

首先，新模型需要的指標(biāo)過多，且每項(xiàng)指標(biāo)都需要細(xì)化到年齡別，滿足要求的數(shù)據(jù)太少，在實(shí)際中難以實(shí)現(xiàn)；再者，新模型中多項(xiàng)指標(biāo)息息相關(guān)，如總和生殖力是四個(gè)指數(shù)在分年齡別的基礎(chǔ)上計(jì)算得到，一項(xiàng)指標(biāo)在單歲組的波動(dòng)就能起到牽一發(fā)而動(dòng)全身的力量，影響最終的總和生殖力，而相近年份總和生殖力的變化又難以解釋，這也讓一些學(xué)者在用新模型估計(jì)時(shí)避開了總和生殖力的缺陷，如Shallo(2020)在用新模型估計(jì)埃塞俄比亞生育水平時(shí)，將總和生殖力保持原模型中的15.3不變。

本文用邦戈茨新模型對(duì)中國(guó)近些年生育水平的研究中還存在以下不足。第一，由于調(diào)查數(shù)據(jù)缺少婚姻史信息，用初婚人數(shù)和未婚同居人數(shù)代替已婚人數(shù)和婚外性行為人數(shù)，可能導(dǎo)致前期的婚姻指數(shù)被低估；第二，受避孕信息不足的限制，估計(jì)避孕指數(shù)的過程只能獲取婦女最后一次分娩/流產(chǎn)后的避孕情況，以及在避孕方法的統(tǒng)計(jì)上只記錄變更一次的信息，在實(shí)際中，避孕的育齡婦女可能會(huì)多次變換避孕方式或者多種方式結(jié)合使用；第三，因缺乏哺乳數(shù)據(jù)，只用2013年的數(shù)據(jù)，使產(chǎn)后不孕指數(shù)這五年保持不變，可能不完全符合實(shí)際。

鑒于對(duì)中國(guó)低生育水平的爭(zhēng)論，使用不同的方法和不同的數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)是很有必要的。不同的方法，特別是間接估計(jì)方法，都會(huì)有一定的假設(shè)條件；而不同的數(shù)據(jù)，也都有各自的優(yōu)勢(shì)與缺陷。因此，不同方法和不同數(shù)據(jù)得到的估計(jì)結(jié)果可以相互檢驗(yàn)，有利于全面、客觀地認(rèn)識(shí)中國(guó)的生育水平。