張 鋆，萬程成(.西南財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 60074；.貴州財經(jīng)大學(xué) 工商學(xué)院，貴州 貴陽 55005)

生育政策調(diào)整對中國人口變動及社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要影響與深遠(yuǎn)意義，黨的十八屆五中全會提出：堅持計劃生育的基本國策，完善人口發(fā)展戰(zhàn)略，全面實施一對夫婦可生育兩個孩子的政策，積極開展應(yīng)對人口老齡化行動?！叭娑ⅰ闭咦鳛槔^“單獨二孩”政策后的又一次人口政策調(diào)整，其目的在于進(jìn)一步釋放生育潛力，減緩人口老齡化壓力，緩解勞動力供給問題，促進(jìn)人口均衡發(fā)展?！叭娑ⅰ闭叩穆涞貥?biāo)志著中國生育政策調(diào)整步入新的歷史階段。

一、文獻(xiàn)回顧

人口增長與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系是人口經(jīng)濟(jì)學(xué)界長期爭論的問題，但不同時期對這一問題的側(cè)重點又不盡相同。生育政策調(diào)整作為現(xiàn)階段中國理論界研究的重要課題，一直備受學(xué)者們的廣泛關(guān)注?！叭娑ⅰ闭呱性谠杏?，就引發(fā)了學(xué)術(shù)界的激烈討論，爭論的焦點之一是二孩政策的實施能否達(dá)到生育率提高的預(yù)期效果。林毅夫(2006)對生育率的預(yù)測，秉承了“即使放松生育政策，人口生育率也不至于出現(xiàn)大幅度反彈”的觀點。繼林毅夫之后，部分學(xué)者對生育政策放開以提高生育率的預(yù)期持悲觀態(tài)度，他們較一致地認(rèn)為，現(xiàn)階段由社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展所導(dǎo)致的生育意愿改變已經(jīng)形成比過去生育政策更強(qiáng)的約束，生育政策對生育率變化的制約已失去現(xiàn)實意義[1-2]，低于世代更替水平的生育意愿已成為一種“新常態(tài)”[3-4]。同時，諸多學(xué)者對生育政策調(diào)整仍采取審慎樂觀態(tài)度。王廣州等通過隨機(jī)微觀人口仿真模型研究全面放開二孩政策對出生人口規(guī)模的影響，預(yù)期出生人口規(guī)模在2 100萬左右，同時或出現(xiàn)600萬出生人口堆積[5]。石人炳測度全國的生育潛能存量將達(dá)到約2 000萬人，其中60%左右主要集中在最初幾年釋放，從而不可避免地導(dǎo)致出生人口堆積[6]。翟振武等認(rèn)為，政策調(diào)整將明顯改善中國總?cè)丝谖磥磉M(jìn)入負(fù)增長的趨勢，增加勞動力資源的未來供給，延緩人口老齡化的進(jìn)程[7]。

然而，以上的研究還存在以下局限性：一是相關(guān)文獻(xiàn)對生育率的測度，基本建構(gòu)在對中國育齡人群生育意愿的調(diào)查統(tǒng)計基礎(chǔ)上[8-10]，而將理想子女?dāng)?shù)或二孩生育意愿作為實際的生育水平來進(jìn)行判斷存在較大偏差；二是注重微觀基礎(chǔ)而忽視宏觀系統(tǒng)，較為孤立地看待中國的生育政策調(diào)整，沒有完全將中國的生育政策調(diào)整放在新常態(tài)的背景下，或者說沒有放在現(xiàn)階段中國所處的宏觀經(jīng)濟(jì)周期背景下來考慮，缺乏對生育率周期性波動的研究。

與國內(nèi)相關(guān)研究比較，國外對生育率的周期性特征有較為系統(tǒng)的研究成果。這一方面是由于國內(nèi)長期施行“少生優(yōu)生”的生育政策，生育率在很大程度上受到生育政策約束，從而導(dǎo)致國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注點比較集中在人口增長的周期性上，而對生育率的周期性問題并不敏感。另一方面，隨著超低生育率(lowest low fertility)在西方國家范圍內(nèi)開始蔓延，西方學(xué)界也逐漸對生育率的周期性特征給予了高度關(guān)注。

生育率的周期性特征最早可以追溯到馬爾薩斯(1798)的人口過剩說，以及馬克思在《經(jīng)濟(jì)學(xué)手稿(1857—1858)》中提出的相對過剩人口理論。雖然二者的關(guān)注點并不在人口生育率的波動上，但其研究中仍涉及到人口再生產(chǎn)問題，暗含了人口增長率與經(jīng)濟(jì)增長具有相互制約關(guān)系。國外學(xué)者通過對生育率的周期性特征進(jìn)行實證檢驗，得出生育率具有反周期性的結(jié)論。有學(xué)者對美國1948—1975年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)分析，以及Ermisch對英國1950—1985年數(shù)據(jù)觀察，皆論證了這一結(jié)論，即生育率具有反周期特征[11]。值得一提的是，國外學(xué)者近期的研究結(jié)果，卻基本上采取截然相反的看法，秉承生育率順周期的觀點。如McNown對美國二戰(zhàn)之后的經(jīng)驗數(shù)據(jù)分析，認(rèn)為生育率具有順周期特征[12]；Adsera對OECD中23個國家1960-1997年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，研究表明生育率下降與失業(yè)率下降同步，從而說明生育率是順周期的[13]；?rsal和Goldstein基于Adsera的分析，擴(kuò)大樣本并采用面板方法，得出了與其一致的結(jié)論[14]。生育率是順周期性還是反周期性的問題，在學(xué)術(shù)界并沒有形成統(tǒng)一的認(rèn)識。少數(shù)學(xué)者研究了大量歷史數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析，提出了生育率并不存在明顯周期性特征的觀點，其理論根源主要來自庫茲涅茨(1989)關(guān)于人口增長對經(jīng)濟(jì)增長是中性的結(jié)論，但是由于人口增長并不能等同于生育率增長，因此，這種觀點也未能得到學(xué)界的普遍認(rèn)同。

參照國外現(xiàn)有的研究成果，對于探討中國“全面二孩”政策開放后，中國的生育率波動情況具有重要的借鑒意義，但其中仍存在不足：一是對生育率的周期性研究，主要從宏觀層面進(jìn)行考量，缺乏微觀基礎(chǔ)且鮮有傳導(dǎo)機(jī)制的研究。二是實證方法主要是以回歸分析方法為主，這就不可避免地陷入“盧卡斯批判”*盧卡斯批判是由盧卡斯提出，認(rèn)為傳統(tǒng)政策分析沒有充分考慮到政策變動對人們預(yù)期的影響。問題，特別是中國正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型、結(jié)構(gòu)調(diào)整、動力轉(zhuǎn)換的經(jīng)濟(jì)新常態(tài)，為應(yīng)對經(jīng)濟(jì)新常態(tài)提出的供給側(cè)改革等政策導(dǎo)向，必然加深“盧卡斯批判”問題。

因此，本文嘗試在動態(tài)隨機(jī)一般均衡框架下探究中國生育率變化的微觀基礎(chǔ)，并在此基礎(chǔ)上討論生育政策調(diào)整的宏觀效應(yīng)。與現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)比較，本文采取動態(tài)隨機(jī)一般均衡的構(gòu)建思路具有以下特點，一是可以有效緩解“盧卡斯批判”問題；二是注重微觀基礎(chǔ)與宏觀系統(tǒng)的結(jié)合；三是基于經(jīng)濟(jì)周期視角系統(tǒng)地考察“全面二孩”政策的社會效應(yīng)，避免從生育政策調(diào)整視角孤立地考察生育率的變化規(guī)律。因此，本文擬在建立一個包含生育率因素的真實經(jīng)濟(jì)周期(RBC)模型的基礎(chǔ)上，通過對模型進(jìn)行參數(shù)校準(zhǔn)、經(jīng)濟(jì)模擬和穩(wěn)定性檢驗，基于經(jīng)濟(jì)模擬的比較基礎(chǔ)，對“二孩”生育政策調(diào)整進(jìn)行理論探討，最后總結(jié)并提出建議。

二、模型構(gòu)建及均衡系統(tǒng)

本文通過構(gòu)建一個包含生育率因素的RBC模型*值得說明的是，近年來，中國研究者給予DSGE模型越來越多的關(guān)注，DSGE模型逐步向著復(fù)雜化、精細(xì)化發(fā)展。但無論是真實經(jīng)濟(jì)周期(RBC)還是新凱恩斯派(NK)，為了使模擬經(jīng)濟(jì)達(dá)到真實數(shù)據(jù)所呈現(xiàn)的波動與相應(yīng)的持續(xù)性效果，便不得不向模型中增加更多的沖擊和摩擦。然而，筆者認(rèn)為DSGE最大的優(yōu)勢在于能夠經(jīng)受住“盧卡斯批判”，但現(xiàn)階段的做法，無疑是重蹈“盧卡斯批判”的覆轍。因此，本文選擇較為簡單的RBC模型框架進(jìn)行分析。，以測度中國生育率的周期性特征。本文的構(gòu)建思路為：一方面依據(jù)Leibenstein、Becker等人提出的育兒成本效益理論，以及Becker(1981)提出的新家庭經(jīng)濟(jì)學(xué)思想；另一方面，本文參考Crockett 等研究的一般均衡模型，將從生育孩子中獲得的效用加入到家庭行為設(shè)定條件中[15]。

(一)消費者行為設(shè)定

假設(shè)經(jīng)濟(jì)中存在位于 [0，1] 連續(xù)的諸多家庭，家庭中存在有生育能力的夫婦并作為無限期存在的代理人。家庭從消費c、閑暇l和孩子個數(shù)n中獲得效用，該代表性家庭在預(yù)算約束下實現(xiàn)一生效用最大化的最優(yōu)化問題如下：

(1)

首先，對于一個家庭來說，育兒給家庭帶來額外的消費費用φcnt，育兒成本包括用于孩子的生活、醫(yī)療和教育等費用，因此φc>0；其次，我們分別考慮家庭組織中丈夫和妻子的工作時間(hF、hM)和工資水平(wF、wM)。我們將丈夫的工作時間進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，hF=1，妻子的工作時間由家庭選擇的育兒數(shù)量及閑暇時間決定，且服從hM∈ [0，1]；再次，設(shè)定家庭t時期的投資it，kt表示t時期的資本，it是關(guān)于t時期與t-1期資本的函數(shù)it(kt，kt-1)。rt為資本投資回報率。由此，家庭的聯(lián)合約束條件為：

(2)

kt=(1-δ)kt-1+it

(3)

養(yǎng)育孩子將花費時間并因此減少貨幣收入或閑暇，家庭在工作、育兒、閑暇中分配他們的時間。首先我們不在模型中考慮閑暇問題*模型中不考慮閑暇問題，是出于簡化模型機(jī)制的目的。事實上，在后文中我們將加入對閑暇的考慮，加入閑暇后，模型仍具有穩(wěn)健性，且并不影響最終的結(jié)果。，其次我們假設(shè)妻子在工作和育兒兩者中分配時間，妻子育兒時間將隨著孩子的數(shù)量增加而增加，但邊際投入時間將隨著孩子數(shù)量的增加而減少。

(4)

(二)廠商行為設(shè)定

設(shè)定廠商生產(chǎn)行為在完全市場競爭條件下，并采用CES生產(chǎn)函數(shù)。在本文的模型建構(gòu)中，基于妻子和丈夫的工作時間、工資水平差異性的考慮，假設(shè)妻子與丈夫的勞動供給具有不完全替代性，以保證這種差異性得以體現(xiàn)，θ表示妻子工作時間的份額，替代彈性設(shè)定為1/(1-ρ)。由此，CES生產(chǎn)函數(shù)的具體形式如下：

(5)

lnAt=ρAlnAt-1+εAt

(6)

廠商通過選擇資本量與勞動力，以追求利潤最大化：

(7)

(三)最優(yōu)化問題

根據(jù)家庭的效用函數(shù)以及約束條件，可以得到家庭選擇的最優(yōu)化問題為：

(8)

(9)

一階條件(FOCs)為：

(10)

kt：Et[λt+1(rt+1+1-δ)]=λt

(11)

(12)

(13)

(14)

λt：yt=ct+φcnt+kt-(1-δ)kt-1

(15)

廠商行為最優(yōu)化問題為：

(16)

一階條件(FOCs)為：

(17)

(18)

(19)

同時：

(20)

(21)

lnAt=ρAlnAt-1+εAt

(22)

對上述規(guī)劃問題進(jìn)行求解，可以得到包含要素價格{r、wF、wM}以及相關(guān)宏觀變量{c、k、y、i、n、hf、h、A}的非線性動態(tài)方程系統(tǒng)。

三、參數(shù)估計、數(shù)值模擬與穩(wěn)健性檢驗

(一)參數(shù)取值或估計

根據(jù)以上RBC模型的設(shè)定,需要確認(rèn)的相關(guān)靜態(tài)參數(shù)包括主觀貼現(xiàn)因子β、家庭育兒的效用權(quán)重σn、育兒的時間成本系數(shù)Φl、育兒的時間成本曲率ψl、育兒的消費成本系數(shù)φc、資本份額α、資本折舊率δ、女性勞動者在生產(chǎn)中的權(quán)重、勞動替代彈性ρ，以及動態(tài)參數(shù)中技術(shù)沖擊的一階自回歸參數(shù)ρA。

首先，對家庭的偏好參數(shù)進(jìn)行取值或估計。有關(guān)國外的參數(shù)取值常常借鑒于美國數(shù)據(jù)，Galí(2007)、Liu和Phaneuf(2007)對美國的經(jīng)濟(jì)參數(shù)校準(zhǔn)時，對折現(xiàn)率β都選擇0.99這一數(shù)值，這是出于年利率 4%的考慮。國內(nèi)學(xué)者對這一數(shù)據(jù)的選擇，基本也是圍繞0.95進(jìn)行估計取值。陳彥斌等人基于國內(nèi)季度數(shù)據(jù)的考慮，將折現(xiàn)率β設(shè)定為0.985，這就表示在穩(wěn)態(tài)時季度資本收益率為1.5%，這種設(shè)定模式與美國學(xué)者的設(shè)定模式具有相似性，同時考慮了中國的具體情況[16]；陳國進(jìn)等基于1978—2012年的物價水平來校準(zhǔn)居民的主觀貼現(xiàn)率β，將這一數(shù)值選定在0.947 7[17]。綜合考慮，本文對折現(xiàn)率β取值選定為0.985。關(guān)于家庭育兒的效用權(quán)重σn的選擇，可以根據(jù)消費c和育兒n的邊際效用替代率條件和C-D生產(chǎn)函數(shù)關(guān)于女性勞動者的邊際產(chǎn)出性質(zhì)，估計得到家庭育兒的效用權(quán)重σ為2.04。本文對育兒的時間成本系數(shù)Φl以及育兒的時間成本曲率ψl的設(shè)定，將遵循Cooley和Prescott的設(shè)定規(guī)則，選取育兒的時間成本系數(shù)Φl=0.4，育兒的時間成本曲率ψl=0.33，設(shè)定育兒的消費成本系數(shù)φc=0.01[18]。

其次，對生產(chǎn)者參數(shù)進(jìn)行取值或估計。關(guān)于資本份額α的取值，Gregory等曾利用中國1952—1988年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)對總量生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行估計,發(fā)現(xiàn)規(guī)模報酬不變的C-D生產(chǎn)函數(shù)適用于中國經(jīng)濟(jì)，他們估計得到的資本份額為0.55[19]，而Christian等(2005)參照美國經(jīng)濟(jì)狀況，對資本份額α的取值設(shè)定在0.36。國內(nèi)學(xué)者對資本份額的估計基本在0.5左右，例如張軍(2002)對資本份額的估計值為0.499，王小魯和樊綱(2000)估計的資本份額為0.5，國內(nèi)學(xué)者的估計是基于對穩(wěn)態(tài)時資本對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率的考慮，資本對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率為0.5比較符合中國經(jīng)濟(jì)情形。本文資本份額α的選取也遵從這一規(guī)則，設(shè)定α=0.5。關(guān)于資本折舊率δ，本文選取季度資本折舊率為0.025,即年折舊率為10%，這一數(shù)據(jù)的選取源于國內(nèi)的標(biāo)準(zhǔn)設(shè)定(陳彥斌，2009)。國外對資本折舊率δ的設(shè)定與國內(nèi)大多數(shù)文獻(xiàn)基本一致，例如Cooley和Prescott(1995)對這一數(shù)值的估計為0.113。有關(guān)技術(shù)的結(jié)構(gòu)參數(shù)校準(zhǔn)，國內(nèi)外的一般性設(shè)定，都是將這一指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，因此可以設(shè)定穩(wěn)態(tài)時A=1。本文關(guān)于勞動替代彈性ρ的選取，參照Acemoglu(2004)的取值設(shè)定ρ=0.65。而關(guān)于女性勞動者在生產(chǎn)中的權(quán)重，本文參照Lagerborg(2015)的計算方法，根據(jù)家庭男性勞動者和女性勞動者的工資比例，對θ設(shè)定值為0.35。

對于外生沖擊ρA的選取，Cooley和Prescott(1995)對這一數(shù)值的設(shè)定為0.9。國內(nèi)胡永剛、劉方(2007)基于季度數(shù)據(jù)考慮，選定ρA=0.95，標(biāo)準(zhǔn)差為0.023。陳國進(jìn)等(2014)參考相關(guān)外文文獻(xiàn)關(guān)于一階自回歸參數(shù)均服從貝塔分布的做法，對ρA進(jìn)行了貝葉斯估計，得到ρA的后驗置信區(qū)間為 [0.990，0.996]。本文對該數(shù)值的選取為0.9。

綜上所述，對各參數(shù)的設(shè)定值進(jìn)行歸納，結(jié)果如表1所示。

表1 參數(shù)的估計結(jié)果

(二)經(jīng)濟(jì)模擬

筆者對以上模型進(jìn)行經(jīng)濟(jì)模擬，分別得到總產(chǎn)量、消費、勞動供給以及生育率等變量對技術(shù)正向沖擊的動態(tài)反應(yīng)結(jié)果圖*由于篇幅受限，文中省略了結(jié)果圖，有興趣的讀者請和作者聯(lián)系。。面對外生技術(shù)沖擊，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處在穩(wěn)態(tài)的位置被打破，宏觀經(jīng)濟(jì)變量出現(xiàn)對穩(wěn)態(tài)的偏離，然后經(jīng)過一定時間又回到穩(wěn)態(tài)。這一波動過程在本文的模型中也是顯著的，當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)面臨技術(shù)1%正向沖擊時，總產(chǎn)量、消費、勞動力以及生育率等變量出現(xiàn)對穩(wěn)態(tài)位置的偏離，經(jīng)過一段時間后它們又回到穩(wěn)態(tài)。

根據(jù)這一結(jié)果，首先分析總產(chǎn)量對外生技術(shù)正向沖擊的動態(tài)效應(yīng)。面對外生技術(shù)的1%正向沖擊，總產(chǎn)量的反應(yīng)在當(dāng)期立即上升到一個最大值，即總產(chǎn)量正向偏離值達(dá)到最大，隨后以較快速度下降，在第15期左右下降速度開始放緩，大概在第40期回到初始狀態(tài)，并保持穩(wěn)定。其次分析勞動供給對技術(shù)正向沖擊的動態(tài)效應(yīng)。面對外生技術(shù)1%正向沖擊，勞動供給對穩(wěn)態(tài)偏離值的變化是：當(dāng)期跳躍到一個負(fù)值，接著以較快的速度繼續(xù)下降，并在第7期下降到最小值，此后以較為緩慢的速度向初始狀態(tài)運動，大約在40期之后回到初始狀態(tài)。而觀察女性勞動供給的反應(yīng)，其運動軌跡與總勞動供給的運動軌跡大致相同，只是這一波動過程更加劇烈，對外生技術(shù)沖擊的反應(yīng)也更為強(qiáng)烈。最后我們考察生育率面對外生技術(shù)1%正向沖擊時，對穩(wěn)態(tài)偏離的運動軌跡：生育率在當(dāng)期跳躍到一個正值，隨后處于快速上升期，在第8期達(dá)到最大值，接著以較為平滑的速率開始下降，在大約40期之后回到初始值狀態(tài)，并保持穩(wěn)定。

① 本文在這里并沒有給出φc=0.8%時，各關(guān)鍵變量面對外生技術(shù)沖擊的脈沖響應(yīng)圖像。其原因在于消費成本系數(shù)φc從1%調(diào)整到0.8%后，模擬結(jié)論并沒有發(fā)生明顯變化，與φc=1%的脈沖響應(yīng)基本一致，因此，在這里不再贅述。

② 表2中變量從上到下依次代表產(chǎn)出的標(biāo)準(zhǔn)差、消費相對產(chǎn)出的標(biāo)準(zhǔn)差、投資相對于產(chǎn)出的標(biāo)準(zhǔn)差。

本文通過對育兒的消費成本系數(shù)φc進(jìn)行調(diào)整，將其設(shè)置在一個較低水平(φc=0.8%)①和更低(φc=0.5%)的水平后進(jìn)行模擬，從而觀察不同的消費成本系數(shù)下外生技術(shù)沖擊對關(guān)鍵變量的影響。在φc=0.5%時，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)面臨技術(shù)1%正向沖擊時，總產(chǎn)量、消費、勞動力以及生育率等變量出現(xiàn)對穩(wěn)態(tài)位置的偏離，經(jīng)過一段時間后它們又回到穩(wěn)態(tài)的反應(yīng)過程。

首先，分析總產(chǎn)量對外生技術(shù)正向沖擊的動態(tài)效應(yīng)。面對外生技術(shù)的1%正向沖擊，總產(chǎn)量的反應(yīng)在當(dāng)期立即上升到一個最大值，即總產(chǎn)量正向偏離值達(dá)到最大，隨后以較快速度下降，在第15期左右下降速度開始放緩，大概在第40期回到初始狀態(tài)，并保持穩(wěn)定。其次，分析勞動供給對技術(shù)正向沖擊的動態(tài)效應(yīng)。面對外生技術(shù)1%正向沖擊，勞動供給對穩(wěn)態(tài)偏離值的變化是：當(dāng)期跳躍到一個正值，接著以較快的速度下降，大約在第8期下降到初始值，在第9期接著下降，直到第12期達(dá)到最小值，此后以非常平緩的速度向初始狀態(tài)運動，大約在31期回到初始狀態(tài)并保持穩(wěn)定。而觀察女性勞動供給的反應(yīng)，其運動軌跡與總勞動供給的運動軌跡大致相同，只是這一波動過程更加劇烈，對外生技術(shù)沖擊的反應(yīng)也更為強(qiáng)烈。再次，考察生育率面對外生技術(shù)1%正向沖擊時，穩(wěn)態(tài)偏離的運動軌跡為：生育率在當(dāng)期跳躍到最小值，隨后處于快速上升期，在第9期左右回到初始狀態(tài)，從第10期到第30期，分別經(jīng)歷了從上升到下降的過程，并始終處在對初始值微弱的正向偏離位置，在大約30期之后回到初始值狀態(tài)并保持穩(wěn)定。

綜合上述，當(dāng)育兒的消費成本系數(shù)φc分別設(shè)定為1%、0.8%和0.5%時，模擬經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)做出了不同響應(yīng)，可以得出以下結(jié)論：

1.育兒的消費成本系數(shù)高低，并不影響總產(chǎn)量的動態(tài)效應(yīng)，在面對外生技術(shù)正向沖擊時，總產(chǎn)量是上升的。

2.當(dāng)育兒的消費成本較高時，生育率是順周期的，面對外生技術(shù)正向沖擊時，女性勞動者將減少她們的勞動供給，同時生育率會有所提高。

3.當(dāng)育兒的消費成本較低時，生育率具有反周期特征，在經(jīng)濟(jì)繁榮時，女性傾向于增加勞動供給并降低生育率；在經(jīng)濟(jì)衰退時，她們傾向于減少勞動供給并增加生育率。面對外生技術(shù)正向沖擊時，女性勞動者將增加她們的勞動供給，同時生育率會有所降低。

(三)含生育率的RBC模型的穩(wěn)健性檢驗

本文從三個方面分別對含生育率的RBC模型的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗。首先，考察含生育率的RBC模型在引入女性勞動者閑暇變量之后的預(yù)測值與引入前是否出現(xiàn)顯著性變化。其次，考察在引入偏好沖擊之后對模型的影響并與不考慮偏好沖擊的RBC模型進(jìn)行比較分析。最后，對相關(guān)變量的脈沖反應(yīng)進(jìn)行敏感性檢驗。

1.引入女性勞動者閑暇的RBC模型

此時代表性家庭在預(yù)算約束下實現(xiàn)一生效用最大化的最優(yōu)化問題為：

(23)

(24)

(25)

2.包含偏好沖擊的RBC模型

參考Smets和Wouters的研究方法[20]，在效用函數(shù)中引入偏好沖擊，則代表性家庭效用最大化問題可以表示為：

(26)

同時假定偏好沖擊服從對數(shù)AR(1)過程：

lnχt=ργlnχt-1+εγ t

(27)

表2顯示了包含女性勞動者閑暇的RBC模型與不包含女性勞動者閑暇的RBC模型的對比結(jié)果，以及包含偏好沖擊RBC模型與不包含偏好沖擊RBC模型的對比結(jié)果。對表2進(jìn)行分析可知，模型中關(guān)鍵經(jīng)濟(jì)變量的模擬值均未出現(xiàn)明顯的數(shù)值變化和符號變化，兩類模型對關(guān)鍵經(jīng)濟(jì)變量波動特征的預(yù)測也基本一致。

表2 含生育率的RBC模型

3.對含生育率的RBC模型中相關(guān)變量的脈沖反應(yīng)進(jìn)行敏感性檢驗

如α在[0.3，0.55]區(qū)間內(nèi)不影響模型的收斂性和穩(wěn)定性，育兒的時間成本系數(shù)Φl在[0.2，0.8]之間取值，育兒的時間成本曲率ψl在[0.1，0.5]之間取值。這些實驗結(jié)果都表明，脈沖反應(yīng)結(jié)果穩(wěn)健，即各關(guān)鍵變量對沖擊的動態(tài)軌跡的運動方向沒有改變。以上試驗表明，由本文構(gòu)建的模型所得出結(jié)論對一些參數(shù)在一定范圍內(nèi)變化不敏感，這證明了模型的模擬結(jié)論在較寬泛的參數(shù)范圍內(nèi)是穩(wěn)定的。

四、結(jié)論及政策含義

本文在動態(tài)隨機(jī)一般均衡的框架下引入了生育率因素，構(gòu)建了一個包含生育率的RBC模型。之后利用中國宏觀數(shù)據(jù)校準(zhǔn)模型的結(jié)構(gòu)參數(shù)，并進(jìn)行了數(shù)值模擬分析，通過對育兒成本系數(shù)的控制，探討中國新常態(tài)下“全面二孩”政策放開后的生育率周期性特征。需要說明的是，這種建模思路中暗含了一種假設(shè)前提，即育兒成本系數(shù)與生育政策之間存在顯著的相關(guān)性。筆者認(rèn)為，在中國計劃生育政策的二孩限制時期，生育政策可以內(nèi)化為家庭生二孩的經(jīng)濟(jì)成本，家庭決策時面臨的生育政策約束在一定條件下可以轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)約束予以考慮。2001年中國出臺的《人口與計劃生育法》，將超生繳納款項作為“社會撫養(yǎng)費”進(jìn)行了明確規(guī)定，可以作為這一假設(shè)的事實依據(jù)。

“全面二孩”政策放開，家庭生二孩的經(jīng)濟(jì)成本會相對生育政策調(diào)整前有所下降，因此將“全面二孩”政策轉(zhuǎn)化為育兒成本下降進(jìn)行分析，具有一定的合理性和可操作性。問題的關(guān)鍵在于，育兒成本下降程度是否顯著？一種觀點認(rèn)為生育政策限制是中國生育率下降的主導(dǎo)作用(Scharping，2003；Greenhalgh和Winckler，2005)，可以側(cè)面反映出“全面二孩”政策轉(zhuǎn)化為育兒成本下降的程度顯著；另一觀點認(rèn)為生育政策限制已不再是生育率變化的主導(dǎo)因素，其他社會經(jīng)濟(jì)因素或形成更強(qiáng)的約束(顧寶昌，2008；Zheng，2009；Cai，2010)，這從側(cè)面反映出“全面二孩”政策轉(zhuǎn)化為育兒成本下降的程度有限。因此，本文對模型中育兒的消費成本系數(shù)φc進(jìn)行兩次調(diào)整，也是為了在某種程度上反映上述兩種觀點，并得出以下結(jié)論：

第一，當(dāng)育兒的消費成本φc從1%調(diào)整到0.5%時，育兒的消費成本處于較低水平，生育政策調(diào)整前與調(diào)整后存在顯著差別。此時生育率具有反周期特征，面對外生技術(shù)正向沖擊時，女性勞動者將增加她們的勞動供給，同時生育率會有所降低，且這一過程會呈現(xiàn)出明顯的駝峰效應(yīng)?？紤]到中國正處于新常態(tài)時期，生育率的反周期特征意味著生育政策調(diào)整后生育率會有所提高，尤其在政策實施的最初幾年會有明顯釋放。

第二，當(dāng)育兒的消費成本φc從1%調(diào)整到0.8%時，育兒的消費成本仍然較高，生育政策調(diào)整前與調(diào)整后并無顯著差別。此時生育率是順周期的，面對外生技術(shù)正向沖擊時，女性勞動者將減少她們的勞動供給，同時生育率會有所提高。參照中國正處于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整、存在經(jīng)濟(jì)下行壓力的新常態(tài)時期，生育率的順周期特征意味著生育政策調(diào)整后生育率在整體上不僅不會提高，反而會繼續(xù)趨于下滑。

第三，通過模型構(gòu)建所得到的結(jié)果，在其可能性上，為生育率的順周期或反周期皆提供了理論基礎(chǔ)，將兩種可能性很好地包容在模型之中。在其現(xiàn)實性上，“全面二孩”政策開放后，育兒成本下降程度是否顯著尚無定論，但結(jié)合中國當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)新常態(tài)特征與西方國家生育率的周期性特征考量：“全面二孩”政策對育兒的消費成本形成向下的沖擊，雖能夠影響中國生育率的周期性波動，但不足以產(chǎn)生方向性的改變。因而，本文更加傾向第二種判斷，即“全面二孩”政策轉(zhuǎn)化為育兒成本下降的程度有限的觀點。

從長期看，生育政策調(diào)整后中國總體的生育率水平或許不會明顯改變。因此，本文的政策含義在于：減緩人口老齡化壓力、緩解勞動力供給、促進(jìn)人口均衡發(fā)展的重任，不能僅單純地依靠生育政策調(diào)整來承擔(dān)，而應(yīng)持有更審慎的態(tài)度。既然問題核心是育兒的消費成本降低，那一系列的相關(guān)配套政策及時而有效地發(fā)揮作用就顯得更加重要，尤其在供給側(cè)的結(jié)構(gòu)改革中，對教育供給、醫(yī)療供給、住房供給等問題應(yīng)給予高度關(guān)注。

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