地方政府評價與育齡群體二孩生育決策
——基于CFPS數(shù)據(jù)的實證分析

○張 平 肖真妮 王偉舟

（1.武漢大學社會保障研究中心，湖北武漢430072；2.倫敦大學學院斯拉夫東歐研究院,英國倫敦999020）

一、引言

在我國，生育行為具有一定的特殊性，其在很大程度上受到生育政策的影響。計劃生育政策作為我國一項基本國策，一直以來都是公眾生育行為決策的風向標，其對中國人口問題和經(jīng)濟發(fā)展的積極作用值得肯定，但也帶來了一系列諸如人口老齡化、少子化等負面問題。為此，政府對計劃生育政策進行了部分調整，分別在2013、2014、2016年頒布實施“雙獨二孩”“單獨二孩”“全面二孩”政策，但政策效果并不十分理想（喬曉春，2015；陳友華，孫永健，2021）。

學術界在既有計劃生育政策背景下圍繞著生育決策的影響因素進行了深入的研究探討，但研究多集中于個人特征（如年齡、健康狀況、收入、受教育狀況、婚姻狀況等）（陳建新，王莉君，2021；鄧敏，陳寶璘，2020；王一帆，羅淳，2022）、家庭社會特征（如父母支持、社會養(yǎng)老保險、社會醫(yī)療保險、房價等）（李婉鑫，楊小軍，楊雪燕，2021；阮榮平，焦萬慧，鄭風田，2021；孟穎穎，王靜，張孝棟，2020）、文化觀念特征（如性別平等、“養(yǎng)兒防老”、工作—家庭沖突等）（胡榮，林彬彬，2020；王國軍，高立飛，2021），在一定程度上忽視了宏觀層面政府與公眾在生育決策形成過程中的政策信息互動。要全面分析公眾生育行為決策，就必須把握生育政策本身在其中起到的作用，不能忽視公眾在政策未明確頒布階段會如何做出預期和行為反應。

公眾對政府的信任是政府用來制定和執(zhí)行具有約束力的政策所依賴的政治資源，政府信任可以降低交易成本，即政府與公眾就生育政策達成一致的成本，信任能增加政策被接受的可能性（Chanley，Rudolph，Rahn，2001），從而，政府可以花費更少的努力讓公眾響應生育政策?，F(xiàn)有研究認為對地方政府的評價在一定程度上代表了群眾對地方政府的信任程度，盡管許多因素都可能降低公眾對政府的信任程度，但最終都可以反映到政府績效上，政治信任來源于政府績效以及信任主體對這種績效的評價（Michler，Richard，2001；吳華根，2008）。

理性預期理論表明個人能夠有效地利用自己已掌握的信息形成預期（D'Haultfoeuille，Gaillac，Maurel，2021），而政策頒布之前既已形成的對政府的信任程度，正是個人據(jù)此形成政策預期的重要信息。具體到計劃生育政策變化對人們生育行為的影響方面，2015年12月21日上午，十二屆全國人大常委會第十八次會議初次審議了《中華人民共和國人口與計劃生育法修正案（草案）》，草案提出，“全面二孩”政策自2016年1月1日起施行。在此之前，相關部門曾放出未具體到細節(jié)的“全面二孩”政策相關消息。面對一項已經(jīng)釋放模糊消息但未明確實施的政策，公眾將做出何種反應，以及何種因素影響公眾預期，正是我們關心的問題。

本文以2016年1月1日正式實施的“全面二孩”政策為切入點，根據(jù)在二孩政策明確頒布之前有跡可循的政策消息“放風”時間點，將“全面二孩”政策具體頒布時點之前的消息“放風”階段看作政策模糊階段，將“全面二孩”政策頒布之后視為政策明確階段，研究發(fā)現(xiàn)對政府評價高的個人會在政策模糊階段對政府未來政策產生積極預期，而對地方政府評價低的人會對政府未來政策產生消極預期，而這種預期會影響決策行為，對于全面二孩政策而言，其直接表現(xiàn)為是否提前為生育二孩進行準備，并在政策正式頒布到10個月孕期結束之前存在生育行為。本文利用2014年、2016年、2018年的家庭追蹤調查（CFPS）數(shù)據(jù)，首先采用Probit模型檢驗育齡群體對生育政策是否存在預期行為，即在政策正式頒布實施之后到政策生效不滿10個月期間生育二孩。實證發(fā)現(xiàn)其預期行為并不顯著，研究發(fā)現(xiàn)該結果的產生可能是因為平均效應掩蓋了異質性，于是將育齡群體分為高政府評價組和低政府評價組，實證分析發(fā)現(xiàn)高政府評價組的二孩生育預期行為顯著，而低政府評價組的二孩生育預期行為不顯著。隨后，采用混合截面雙重差分法（DID）實證分析對地方政府評價如何影響育齡群體對生育政策的預期行為，這也是本研究主要關注的問題，研究發(fā)現(xiàn)育齡群體對地方政府評價越高越會對未來生育政策做出積極反應，從而進行預期生育行為。

本文可能有以下幾點貢獻和創(chuàng)新：首先，將預期理論引入到政府生育政策，對預期理論進行了拓展；其次，從地方政府與公眾互動視角，對二孩生育決策影響因素進行了實證分析；最后，已有實證研究多用生育意愿來衡量生育水平，忽視了生育意愿并不一定會轉化為生育行為（張沖，李想，2020），且將“無政策條件下理想子女數(shù)”和“期望生育子女數(shù)”作為被解釋變量忽視了中國嚴格執(zhí)行計劃生育政策這一背景，并不能很好衡量真實生育水平（風笑天，2017），本研究將實際二孩生育行為作為被解釋變量，更準確地衡量二孩生育決策。

二、政策背景與理論假設

（一）政策相關背景

2021年5月31日，中共中央政治局召開會議，會議指出：“進一步優(yōu)化生育政策，實施一對夫妻可以生育三個子女政策及配套支持措施?！蓖?月，全國人大常委會會議表決通過了關于修改人口與計劃生育法的決定，修改后的人口計生法規(guī)定，國家提倡適齡婚育、優(yōu)生優(yōu)育，一對夫妻可以生育三個子女。

根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2000年，我國60周歲以上老年人口占到總人口的10%，按照國際通行標準，我國人口年齡結構已進入老齡化階段。一段時間以來，我國人口少子化和老齡化問題嚴重，為了緩解這一問題，2011年11月、2013年11月各省份分別開始實施“雙獨二孩”“單獨二孩”，但政策效果并不理想。此后，何時全面開放二孩及其具體政策開始引發(fā)熱議，2015年3月國務院政府工作報告中，延續(xù)多年的“堅持計劃生育基本國策不動搖”提法被刪除，且李克強總理在記者招待會上回答關于人口政策提問時表示，“去年已經(jīng)開始實施單獨二孩政策，現(xiàn)在正在推進，也正在進行全面的評估”。同年5月，時任衛(wèi)計委新聞發(fā)言人在衛(wèi)計委例行發(fā)布會上表示，“單獨二孩不是句號，往下走的目的就是要促進人口的長期均衡發(fā)展”。同年7月，據(jù)《第一財經(jīng)日報》透露，包括衛(wèi)計委在內的相關方面已經(jīng)著手就全面放開二孩政策進行評估和推進，如果順利，年內就會開始實施。之后，衛(wèi)計委計劃生育基層指導司在回應記者關于“何時全面放開二胎”的問題時表示，要積極做好進一步調整完善生育政策的研究論證工作，同時強調了“正在按中央的要求抓緊推進有關工作”。這些信息無疑透露著同一個信號：全面二孩政策即將來臨。2015年10月，黨的十八屆五中全會明確提出“全面實施一對夫婦可以生育兩個子女的政策”。隨后，2015年12月21日，十二屆全國人大常委會第十八次會議初次審議了《中華人民共和國人口與計劃生育法修正案（草案）》，草案提出，本修正案自2016年1月1日起施行。對于全面二孩的政策效果，一種觀點認為，全面二孩政策符合預期、政策效果明顯（原新，高瑗，2017）。另一種觀點認為，政府相關部門對全面二孩政策實施效果的樂觀判斷缺乏可靠的依據(jù)（風笑天，2020），政策效果并不理想（任遠，2017）。雖然在實施全面二孩政策之后，受到政策影響，2016年人口出生率達到自2001年以來最高，出生人數(shù)比2015年全年出生人數(shù)增加171萬。但自2017年以來，我國出生人口數(shù)量已連續(xù)5年下降。理清在當下低生育率時代，人們的生育決策受何種因素影響、生育政策如何更好發(fā)揮作用，是政府部門急需解決的問題，也是學術界長期關注的問題。

（二）理論假設

個人如何形成對不確定的未來結果的信念對于理解個人決策至關重要。“計劃行為理論”認為個人行為意向受到態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制的影響，筆者認為高地方政府評價增強了個人二孩生育行為的知覺行為控制，即對地方政府評價越高的人越認為自己能夠掌握的生育信息和資源更多、受到的阻礙越少。生育行為發(fā)生后往往有許多不確定性，國務院提出完善生育休假制度、給予稅收優(yōu)惠、住房支持和推進教育公平等一系列措施，這些措施有利于減輕生育二孩的負擔，在一定程度上減少了孩子出生后的經(jīng)濟、教育、社會不確定性，但地方政府如何落實尚不明確。公眾對政府表現(xiàn)的預期會影響他們對政策的態(tài)度及行為決策，公眾預期的形成依賴于對以往事實進行回顧。政府以往的工作業(yè)績與之后的工作業(yè)績有很強的正相關關系（Meier，O'Toole，2002)，公眾對地方政府評價越高，對地方政府以往工作成效越肯定，就會認為地方政府能夠一如既往落實中央所制定的政策和做出的承諾，更傾向于認為政府在之后的生育政策執(zhí)行工作中會表現(xiàn)出色，甚至在細則方面做得更好。

當然，人們的預期不一定是完全理性的，預期往往會受到信息約束，對于個人而言，他們很少有充足的信息和能力去評估一項中央政策是否合理以及對已有生活造成何種利弊影響，個人更可能會依靠政治信任來補償信息約束（Hetherington,2006)。缺乏政府信任會導致群眾抵制或不響應政府所頒布的政策（Trudingera，Steckermeier，1998），低信任度更會創(chuàng)造出一種讓政策更難實施的環(huán)境，同時公眾的支持會影響到政策的實施（Hetherington，1998）。反之，高信任度使得政府政策獲得意外的支持。結果導向政府信任理論認為公眾對政府政策的信任依賴于其短期政策結果對個人是否有利，過程導向政府信任理論認為，公眾更關心政府政策執(zhí)行過程是否公平（孟天廣，2022）。這兩種導向的政府信任分別以自利結果和過程公平為信任條件，當公眾對政府表現(xiàn)評價高時，他們就傾向于相信政府，這種信任是一種策略性信任，反過來又會成為公眾行為與政府政策達成一致的前提條件（孟天廣，2022；Levi，Sacks，Tyler，2009）。但在傳統(tǒng)文化和信念的影響下，公眾可能對政府無條件信任，出于對政府的信任，即使公眾的利益和要求沒有得到完全滿足，即使這些決定的后果被認為是有風險或不利的，他們也傾向于支持政府頒布的政策、認同政府的決定（Gabriel，Trudinger，2011)。從二孩生育政策來看，策略性政府信任表現(xiàn)為育齡群體對政府未來二孩生育政策進行預期，預期政策結果對自己有利便會進行二孩生育行為，無條件的政府信任表現(xiàn)為不管二孩生育政策是否有利于自己，政府明確頒布二孩政策之后，無條件響應政府號召進行二孩生育行為。根據(jù)國際知名公關咨詢公司Edelman發(fā)布的“Edelman Trust Barometer 2021”顯示，中國政府信任度排名第一，這項報告是在2021年10月19日至11月18日對全世界28個國家的3.3萬多名受訪者進行的實地調查。在低生育率時代，在“全面二孩”政策號召下，育齡群體無條件信任政府的直接表現(xiàn)就是進行二孩生育行為，且這種行為具有持續(xù)性，不因生育政策配套措施是否完善、政府表現(xiàn)是否優(yōu)秀、政策結果是否有利于個人而改變。

綜上所述，筆者認為全面二孩生育政策的實際影響可能在不同群體間存在差異，因此本文提出以下實證假說以驗證我們的理論猜測：

假說1：育齡群體會對生育政策變化的實際效果進行預期，因此生育行為反應并不一定完全符合政策設計目標。

假說2：全面二孩政策實施之后，育齡群體的二孩生育決策可能取決于其對地方政府的評價，高評價個體對政策的響應程度更高，低評價個體的響應程度則較低。

三、實證設計

（一）數(shù)據(jù)來源及樣本特征

本文數(shù)據(jù)來源于2014、2016、2018年中國家庭追蹤調查（CFPS）數(shù)據(jù)。CFPS樣本覆蓋25個省、自治區(qū)、直轄市，目標樣本規(guī)模為16000戶，調查對象包含樣本家戶中的全部家庭成員，CFPS調查問卷共有社區(qū)問卷、家庭問卷、成人問卷和少兒問卷四種主體問卷類型，是一項全國性、大規(guī)模、多學科的社會跟蹤調查項目。CFPS家庭數(shù)據(jù)包含了受訪者的子女數(shù)量以及子女的出生日期、性別等數(shù)據(jù)，CFPS成人數(shù)據(jù)中則包含了受訪者的基本信息和政治態(tài)度等數(shù)據(jù)。本文利用三次連續(xù)的CFPS數(shù)據(jù)得到了兩組混合截面數(shù)據(jù)：其一為在2018年家庭數(shù)據(jù)與2016年成人數(shù)據(jù)中同時出現(xiàn)的樣本（實驗組），其二為在2016年家庭數(shù)據(jù)和2014年個人數(shù)據(jù)中同時出現(xiàn)且未在2018年家庭數(shù)據(jù)中出現(xiàn)的樣本（對照組）。經(jīng)數(shù)據(jù)處理之后，樣本規(guī)模為3495人，其中實驗組2986人，對照組509人，樣本覆蓋全國21個?。ㄇ嗪Ｊ『团_灣地區(qū)數(shù)據(jù)缺失）、4個直轄市、5個自治區(qū)。

（表1） 描述性統(tǒng)計

在2011年11月和2013年12月，我國分別實施“雙獨二孩政策”和“單獨二孩政策”，為了剔除“雙獨”和“單獨”生育政策影響、聚焦在二孩政策出臺前后育齡人群的二孩生育行為，本文選取CFPS2014、2016和2018年的數(shù)據(jù)進行觀察，在實驗組中取所有一孩出生在2016年1月前的受訪者數(shù)據(jù)，而在對照組中，則保留了所有一孩出生在2015年1月之前的受訪者數(shù)據(jù)。“全面二孩”政策具體實施頒布時間為2016年1月1日，孕期為280天，取9個月，將2016年1月1日至2016年9月30日進行二孩生育行為看作育齡群體對該政策預期產生的行為決策。此外，對于來自同一個家庭的受訪者，利用stata隨機保留在數(shù)據(jù)中第一位出現(xiàn)且符合要求的受訪者。從生育行為角度，對數(shù)據(jù)進行清洗和處理，選取了年齡為18至49歲的育齡人群，剔除了解釋變量和控制變量的缺失值。

（二）相關變量解釋

1.被解釋變量。本文被解釋變量為二孩生育行為，在所觀察時間段內生育二孩，該變量賦值為1，未生育則為0。目前研究主要將“無政策約束下理想子女數(shù)”和“期望子女數(shù)”作為被解釋變量，相較于生育意愿，實際生育行為更能真實有效反映生育決策的影響因素。本文將成人數(shù)據(jù)中孩子1、孩子2、孩子3出生年月按大小進行排序得出不同年份的二孩生育情況。

2.核心解釋變量。核心解釋變量為對地方政府的評價和是否受到二孩生育政策沖擊的交互項，其中，對地方政府的評價來自于調查中“您對去年本縣/縣級市/區(qū)政府工作的總體評價”這一問題，受訪者被要求對本縣市政府在上一年工作由好到壞給出從1到4四個等級的評價，“有很大成績”為1、“有一定成績”為2、“沒有多大成績”為3、“沒有成績”為4。此外，若受訪者認為當?shù)卣墓ぷ鳌氨戎案懔恕保瑒t政府評價變量會被記為5，因“比之前更糟了”與之前4個評價等級口徑不一致，在基本回歸中先刪除此回答，放在穩(wěn)健性部分再去討論。

3.主要控制變量。借鑒以往關于生育意愿及政府信任的研究，本文將控制變量按照個人特征、家庭社會特征、地區(qū)特征、政府特征5個層面分類設定。個人特征包括主觀收入、年齡、性別、最高學歷；家庭社會特征包括是否參加養(yǎng)老保險、是否參加醫(yī)療保險、一孩性別；地區(qū)特征主要是根據(jù)我國現(xiàn)行地域劃分標準將數(shù)據(jù)樣本中30個?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)，青海省、臺灣地區(qū)數(shù)據(jù)缺乏）劃分為東、中、西部地區(qū)以及居住地城鄉(xiāng)屬性納入回歸模型；政府特征包括中國腐敗問題嚴重程度、中國住房問題嚴重程度、中國社會保障問題嚴重程度、中國教育問題嚴重程度、中國醫(yī)療問題嚴重程度、到政府辦事是否受到拖延推諉、與政府干部沖突、是否遭遇政府不合理收費。具體賦值與描述性統(tǒng)計如表1所示。

（三）模型設定和結果分析

2016年1月1日，全面二孩政策在全國范圍內正式實施，本研究將其視為一項準自然實驗，對假說1進行檢驗，考慮到被解釋變量是虛擬變量，本文選擇probit模型進行回歸分析：

其中被解釋變量y為是否生育二孩的虛擬變量，treat表示對照組和實驗組的虛擬變量，對照組和實驗組具體解釋參考本文數(shù)據(jù)來源部分。對于來自對照組的樣本，值恒為0，而對于實驗組樣本，其值為1。根據(jù)平均孕期280天，對于實驗組樣本，觀察其在2016年1月1日至2016年9月30日的二孩生育行為，若生育二孩則y為1，未生育二孩則y為0，對于對照組樣本，若其在2015年1月1日至2015年9月30日生育二孩，則y賦值為1，若未生育二孩，則y賦值為0。X為一系列控制變量，其中包括個人基本特征和家庭社會特征，個人基本特征控制變量主要包括主觀收入、年齡、最高學歷、性別、健康狀況，家庭社會特征包括一孩性別、是否參加養(yǎng)老保險、是否參加醫(yī)療保險，除此之外還控制了對縣市政府的評價。

本研究主要采用probit模型對本文假說1展開實證回歸。模型（1）回歸結果如表2所示，從第（1）（2）列可以看出，盡管有一定正向促進作用，育齡群體并未通過采取二孩生育行為對政策產生顯著反應。這說明公眾對政策實際效果的預期不足，進而產生響應不足的結果。更進一步，將公眾預期看作是一致地過分簡單化了個人預期，本文認為對二孩生育政策預期的平均效應掩蓋了異質性，個人預期具有異質性，這種異質性體現(xiàn)為不同個體對同一政策預期的不一致（張曉晶，曾一巳，邵興宇，2021）。預期產生的前提是社會變化會對公眾利益產生影響且該社會變化能夠被公眾察覺（江世銀，2017）。公眾對政府評價越高，政治參與度會越高，從而更容易關注到政府頒布的政策。參考Ashraf、Bau、Nunn、Voena（2020）的成果，本研究擴展了模型（1），將對地方政府評價高的育齡群體和對地方政府評價低的育齡群體分組進行分析，估計高地方政府評價組和低地方政府評價組對全面二孩政策的預期是否有差異，結果如第（3）（4）列所示，高地方政府評價顯著提高了二孩生育行為，對于低地方政府評價育齡群體而言，沒有顯著差異。這與假說2的結果相符。

不過高評價組與低評價組個體也可能在生育行為上本來就存在系統(tǒng)性差異，因此本研究接下來通過更嚴格的因果識別方法進一步檢驗假說2，這也是本研究主要關注的假說，搞清楚育齡群體對地方政府評價如何影響二孩生育預期決策。本文借鑒Duflo(2001)、李明和鄭禮明（2021）的估計方法，建立了以下混合截面雙重差分模型：

（表2）不同政府評價群體二孩生育行為影響因素回歸結果

其中，i為18至49歲的育齡個體，跟前文一樣，被解釋變量y表示第i個育齡個體是否生育二孩的虛擬變量，下標t表示是否處于實驗組。treat表示對照組和實驗組的虛擬變量，對于來自對照組的樣本，值恒為0，而對于實驗組樣本，其值為1。對于對照組樣本，若其在2015年1月1日至2015年9月30日生育二孩，則y賦值為1，若未生育二孩，則y賦值為0。相似地，對于實驗組樣本，觀察其在2016年1月1日至2016年9月30日期間的二孩生育行為，若生育二孩則y為1，未生育二孩則y為0。evaluation為政府評價變量，數(shù)據(jù)來源于CFPS2014（對照組）和CFPS2016（實驗組）的成人調查數(shù)據(jù)。X是一系列控制變量，D為地區(qū)固定效應，本文按照經(jīng)濟發(fā)展情況，將數(shù)據(jù)中各個省級行政區(qū)劃分為東部、中部、西部地區(qū)。本研究重點關注交互項系數(shù)β，該系數(shù)衡量了育齡群體對地方政府的評價多大程度影響育齡群體的二孩生育行為。

本文的模型設計不同于傳統(tǒng)的雙重差分模型研究政策實施前后實驗組和對照組二孩生育行為差異，而是研究實驗組和對照組在不同生育政策下二孩生育行為差距是否受公眾對地方政府評價影響，以及全面二孩生育政策模糊階段和明確階段二孩生育行為是否受公眾對地方政府評價影響的比較。

結果如表3（1）列所示，回歸結果表明，在控制住對照組和實驗組的情況下，其與對地方政府評價的交互項系數(shù)β仍然顯著為負，說明對地方政府評價顯著影響育齡群體二孩生育預期決策行為，對地方政府評價越高，越會對地方政府配套措施及表現(xiàn)產生積極預期從而提前進行二孩生育行為。表3（2）列是增加東部、中部、西部地區(qū)固定效應的結果，回歸結果與基本回歸結果相似。

（表3） 政府評價對二孩生育預期行為的影響

（續(xù)表3） 政府評價對二孩生育預期行為的影響

在中國，中央政府和地方政府的關系較為復雜，雖然地方政府在執(zhí)行中央政策時具有一定的靈活性、自主性，但地方政府始終是中央政府頒布政策的實施者，地方政府在政策落實過程中一定程度上代表著中央政府，地方政府的某些行為可能會引起公眾對中央政府態(tài)度的改變，導致公眾對中央政府的評價和對地方政府評價趨于一致。為了排除研究對象二孩生育行為受到對中央政府評價問題的干擾，本研究在回歸模型（2）的基礎上增加了中國腐敗問題嚴重程度、中國住房問題嚴重程度、中國社會保障問題嚴重程度、中國教育問題嚴重程度、中國醫(yī)療問題嚴重程度等控制變量，結果如表3（3）列所示，其結果與模型（2）回歸結果相似，該結果在一定程度上排除了研究對象不同的生育行為是因為對中央政府態(tài)度不同的結果?？紤]到其他政府行為在一定程度上同時對本文研究解釋變量和被解釋變量造成影響，本文將數(shù)據(jù)中政府辦事是否受到拖延推諉、與政府干部沖突、是否遭遇政府不合理收費控制在內，結果如表3（4）列所示，交互項系數(shù)顯著為負，在一定程度上排除了內生性干擾。

（表4） 政府評價對二孩生育預期行為的影響

（四）穩(wěn)健性討論

1.傾向得分匹配。本文選取2018年家庭數(shù)據(jù)與2016年成人數(shù)據(jù)中同時出現(xiàn)的樣本作為實驗組，2016年家庭數(shù)據(jù)和2014年個人數(shù)據(jù)中同時出現(xiàn)且未在2018年家庭數(shù)據(jù)中出現(xiàn)的樣本為對照組，由于實驗組和對照組不同期，單純使用DID模型沒有考慮兩組數(shù)據(jù)可觀測特征是否可比較。因此本文在混合截面雙重差分估計模型（DID）的基礎上，進一步將DID與傾向得分匹配（PSM）相結合，解決了實驗組和對照組不同期而受到限制的共同趨勢檢驗問題，控制了實驗組和對照組樣本選擇差異，同時較好地解決了模型內生性問題。

（表5） logit模型回歸結果

表4是對照組和實驗組主要控制變量描述性統(tǒng)計差異表，可以看出實驗組和對照組對縣市政府評價、主觀收入和年齡這幾個變量在1%的顯著性水平上存在差異，性別、健康狀況、養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險在10%的顯著性水平上存在差異，因此本文選擇對縣市政府評價、主觀收入、年齡、性別、健康狀況、養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險來進行樣本匹配。表5為利用logit模型來估計傾向得分的結果，結果顯示對縣市政府評價、主觀收入、年齡均在1%的顯著性水平上有差異，性別和醫(yī)療保險在5%的顯著性水平上有差異，雖然健康和養(yǎng)老保險的差異不顯著，但隨著經(jīng)濟社會發(fā)展和醫(yī)療衛(wèi)生水平的提高，人們的健康問題普遍得到改善、養(yǎng)老保險的覆蓋率也是逐步增加，對treat確有影響，因此選擇這7個變量進行分析是可靠的。進一步對得分傾向匹配進行平衡性檢驗，結果如圖1所示，所有匹配后的可觀測變量標準偏差絕對值都小于10%，可證明本文所選取的可觀測變量和匹配方法可靠且合適，DID-PSM回歸結果可見表6第（3），交互項系數(shù)顯著為負，說明模型（2）基準回歸結果是穩(wěn)健的。

（圖1）平衡性檢驗

2.安慰劑檢驗。為了檢驗模型（2）基本回歸結果是否可靠，本研究還通過將政策發(fā)生時間前置于2015年1月1日、后置于2017年1月1日，將其視為虛擬的全面二孩政策頒布時間，進行安慰劑檢驗，如果交互項系數(shù)顯著，則說明安慰劑檢驗不通過?；貧w結果如表6第（1）（2）列所示，交互項系數(shù)不顯著，說明本文基準回歸結果是可靠的。

3.敏感性檢驗和其他一些穩(wěn)健性檢驗。在前文的分析中，觀察對照組2015年1月1日至2015年9月30日二孩生育行為與實驗組的二孩生育行為差異是否受到對地方政府評價影響，取1月至9月是為了與實驗組月份統(tǒng)一，排除季節(jié)影響因素干擾。現(xiàn)在，為了檢驗模型（2）基準回歸結果是否會因為遺漏了2015年10月1日至2015年12月31日這段日期而造成估計誤差，將對照組二孩生育行為觀察段設置為2015年4月1日至2015年12月31日，其結果如表7中第（1）列所示，交互項系數(shù)顯著為負，與模型（2）基準回歸結果一致。

其次，根據(jù)有跡可循的“全面二孩”生育政策頒布消息“放風”時間線，2015年7月官方對于實施“全面二孩”明確持有一個肯定的態(tài)度，并表示工作正在推進，以該“放風”消息為時間節(jié)點，保持對照組不變，觀察實驗組2016年4月1日至2016年9月30日二孩生育行為與對照組差異是否受到對地方政府評價影響。其結果如表7第（2）列所示，交互項系數(shù)顯著為負，與模型（2）基準回歸結果一致。

最后，在基準回歸中，研究認為對縣市政府評價數(shù)據(jù)中“比之前更糟糕了”和其他回答不是一個回答口徑，因此將其去掉，現(xiàn)在為了檢驗數(shù)據(jù)穩(wěn)健，將其加上，對模型（2）進行回歸，其結果如表7第（3）列所示，與模型（2）基準回歸結果保持一致。

（表6） 安慰劑檢驗與PSM回歸結果

本文的數(shù)據(jù)以家庭為單位對其二孩生育行為進行研究，在選取的過程中，通過stata命令，同一家庭只保留第一位出現(xiàn)的基因組成員，將其作為家庭代表，為了剔除回歸結果對樣本數(shù)據(jù)具有敏感性這一影響，本文保留每組家庭中的所有個體，以個體數(shù)據(jù)來替代家庭數(shù)據(jù)進行回歸分析。回歸逐步控制住了X、D和I，含義與上文相同，結果如表7第（4）列所示，其結果是穩(wěn)健的。

（五）異質性討論

考慮到不同年齡育齡群體的二孩生育行為可能存在異質性，本文將樣本中各年齡階段劃分為18至29歲、30至39歲、40至49歲。結果如表8第（1）（2）（3）列所示，可以看出，18至29歲育齡群體全面二孩政策預期管理下二孩生育行為受到對地方政府評價的影響十分顯著，對地方政府的評價越高，越會選擇生育二孩。

接下來再考慮二孩生育行為受到具體的生育環(huán)境影響，全面二孩政策實施存在空間異質性，本文將數(shù)據(jù)樣本中30個省（直轄市、自治區(qū)）劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)，對模型（2）進行回歸。結果如表8所示，第（4）（5）（6）列分別是東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)回歸結果，對于本文主要關注的交互項系數(shù)而言，從第（4）（5）列可以看出，東部地區(qū)和中部地區(qū)育齡群體地方政府評價對全面二孩生育政策預期管理有顯著影響，從第（6）列可以看出，地方政府評價對西部地區(qū)育齡群體無顯著影響。

（表7） 敏感性與穩(wěn)健性檢驗結果

（表8） 異質性分析回歸結果

四、結論與政策建議

中國作為世界人口大國，生育問題一直是我國政府和社會共同關注的問題。隨著人口風險增加，原有的生育計劃已經(jīng)不足以適應當期的經(jīng)濟社會變化，因此，“三孩政策”隨之而來。2021年8月20日，第十三屆全國人大常委會第三十次會議表決通過了《全國人民代表大會常務委員會關于修改〈中華人民共和國人口與計劃生育法〉的決定》，決定指出一對夫妻可以生育三個子女。生育計劃不可能是一成不變的，政策應該隨著人口結構的變化而不斷調整，當原有的生育政策不能與當今的經(jīng)濟社會相適應時，政府相關部門理應對其做出改變以適應社會發(fā)展。政策改變或制度變革必然會觸及一部分人的利益。在生育計劃調整之后，如何使新的生育政策盡快達到預期效果就成為了一個重要問題。

本文利用2014、2016和2018年中國家庭追蹤調查（CFPS）數(shù)據(jù)，采用Probit模型和混合截面雙重差分模型（DID）實證分析了對地方政府的評價如何影響育齡群體在政策模糊階段對二孩生育政策的預期，進而影響二孩生育行為。研究發(fā)現(xiàn)育齡群體對生育政策預期不僅在對地方政府評價方面存在異質性，而且公眾對地方政府評價越高越會對政府生育政策進行積極預期而進行二孩生育行為，這給我們的理論提供了一個很好的現(xiàn)實支撐。

通過實證分析發(fā)現(xiàn)育齡群體對政府的信任并不是完全無條件的信任，而是一種策略性信任，也就是說，政府能夠通過采取一定的手段措施改變育齡群體對政府的信任程度進而使生育政策更快更好達到政策目標。一方面，政府應該加強政策頒布前與群眾就政策相關信息的溝通、宣傳與預期引導。首先，政府可以通過新聞發(fā)布會或一些官方媒體發(fā)布相關信息，拓寬與群眾的溝通渠道；其次，政府可以對公眾預期進行引導，社會在不斷發(fā)展，人們獲取信息的能力也在不斷加強，政府可以利用其自身特殊地位來影響政策相關信息的發(fā)布和傳播（龔維斌，2017），通過對政策內容、政策施行時間、政策實施強度和方式等消息的“放風”來引導公眾預期。年齡異質性分析結果表明對地方政府的評價對18到29歲的育齡群體二孩生育預期行為影響更為顯著，政府應加強對該年齡階段育齡群體的積極政策預期引導，著重關注這部分群體生育的相關需求，提高其對政府的評價，以更好地推進政策達到預期效果。最后，鑒于預期產生的前提是社會變化會對公眾利益產生影響且該社會變化能夠被公眾察覺，部分育齡群體可能并不關注“全面二孩”政策，從而造成本文在一定程度上低估了地方政府評價對育齡群體預期的影響，對于這部分群體，政府可以加大政策宣傳力度，使其能夠察覺到政策影響。

另一方面，地方政府應該重視長期政策信譽建設，對于政策預期引導不能過度夸大，西方政客面臨競選時往往會在這種“放風”信息中有意夸大政策影響或者對公眾做出過度承諾來獲得公眾支持，但研究證明政客們在競選時的承諾會提高公眾預期需求，而這些需求在事后很難被滿足，從而形成“期望差距”。公眾會根據(jù)過往信息形成預期從而做出未來決策，這種“期望差距”會不利于后續(xù)相關政策的實施。政府想要縮小這種“期望差距”方法有二，一是壓低公眾的事先期望，二是增加公共服務供給和提高公共服務質量。但是壓低公眾事先期望必然會導致當期政策實施效果大打折扣，所以政府想要當期和后期政策實施達到預期效果，就要想辦法增加政策相關服務供給、提高政策相關服務質量。新公共管理運動改變了傳統(tǒng)公共管理模式下的政府與社會公眾的關系，社會公眾是政府提供的公共物品及服務的顧客，并對此進行評價（黎民，2011）。地方政府提供的公共物品及服務質量越高，公眾對地方政府評價就會越高。如此，便進入了一個良性循環(huán)。