□ 莫瑋俏

內(nèi)容提要 本文對(duì)婚姻穩(wěn)定性與生育率的影響關(guān)系進(jìn)行了理論與實(shí)證研究。 在理論方面，構(gòu)建生育模型，將婚姻穩(wěn)定性分為與生育率相關(guān)的內(nèi)生部分和不相關(guān)的外生部分，分析得到，當(dāng)外生因素不變時(shí)，婚姻穩(wěn)定性和生育率處于均衡水平；當(dāng)不利于婚姻穩(wěn)定性的外生因素增強(qiáng)時(shí)，生育率降低。 同時(shí)，利用CGSS 微觀調(diào)查數(shù)據(jù)檢驗(yàn)婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率的影響效應(yīng)，通過區(qū)分非流動(dòng)和流動(dòng)人口的影響差異來識(shí)別內(nèi)生和外生效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明，婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率具有總體正向效應(yīng)，其中，農(nóng)村非流動(dòng)人口的婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率沒有顯著影響，而流動(dòng)人口的婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率具有顯著正向影響。 由于人口流動(dòng)對(duì)婚姻穩(wěn)定性具有負(fù)的外部沖擊，進(jìn)而對(duì)生育率產(chǎn)生局部均衡影響，使得生育率降低。

一、引言

20 世紀(jì)六七十年代以來，西方社會(huì)的婚姻家庭發(fā)生了重大變化，社會(huì)生育率明顯下降，離婚率明顯上升， 這使得關(guān)注婚姻穩(wěn)定性和生育率的文獻(xiàn)不斷涌現(xiàn)。近幾十年來，有關(guān)婚姻穩(wěn)定性和生育率方面的研究已經(jīng)在理論和實(shí)證方面取得了重要成果， 多數(shù)研究表明婚姻穩(wěn)定性與生育率之間存在相互影響的關(guān)系。長(zhǎng)期以來，我國(guó)執(zhí)行了嚴(yán)格的計(jì)劃生育政策，社會(huì)生育率明顯下降。黨的十八屆五中全會(huì)后， 我國(guó)繼單獨(dú)二孩政策以后全面實(shí)施了一對(duì)夫婦可生育兩個(gè)孩子政策。 但“全面二孩”政策的實(shí)施， 并未完全改變?nèi)珖?guó)二孩生育數(shù)量低于預(yù)期的困局， 生育率低下在很大程度上已成為一種趨勢(shì)， 持續(xù)的低生育和少子化正在成為人口發(fā)展的新常態(tài)。然而，與生育率下降形成鮮明對(duì)比的是，社會(huì)離婚率不斷上升。從已有的理論和經(jīng)驗(yàn)來看，這“一降一升”背后的邏輯值得關(guān)注和思考。本文在考慮生育率對(duì)婚姻穩(wěn)定性具有反饋效應(yīng)的基礎(chǔ)上， 著重分析婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率的影響機(jī)制和效果。在理論方面，將婚姻穩(wěn)定性分為受生育率影響的內(nèi)生部分和不受生育率影響的外生部分，通過構(gòu)建生育模型，分析婚姻穩(wěn)定性影響生育率的內(nèi)生效應(yīng)和外生效應(yīng)。 在實(shí)證方面， 采用CGSS 微觀調(diào)查數(shù)據(jù)來進(jìn)行檢驗(yàn)，從婚姻狀況和受訪者對(duì)待性行為的態(tài)度兩個(gè)角度衡量婚姻穩(wěn)定性， 既考察了婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率的總體影響效應(yīng)， 也通過區(qū)分流動(dòng)人口和非流動(dòng)人口的影響差異來識(shí)別婚姻穩(wěn)定性影響生育率的內(nèi)生和外生兩種效應(yīng)。

二、文獻(xiàn)回顧與評(píng)述

到目前為止， 有關(guān)婚姻穩(wěn)定性與生育率的相關(guān)性研究主要集中在生育率對(duì)婚姻穩(wěn)定性的影響、 婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率的影響以及兩者之間的相互影響三個(gè)方面。 生育率對(duì)婚姻穩(wěn)定性的影響機(jī)制在于，子女作為婚姻的特殊資產(chǎn)，通過增加當(dāng)前婚姻的吸引力和提高離婚成本， 來增加婚姻穩(wěn)定性（Becker，1973；Becker et al.，1977）；或者子女作為婚姻中不可傳遞的人力資本， 會(huì)對(duì)再婚產(chǎn)生不利影響， 因此有利于現(xiàn)有婚姻的穩(wěn)定（Andersson，1997；Chiswick，1990）。 一些實(shí)證研究表明，生育孩子確實(shí)使得夫妻的離婚風(fēng)險(xiǎn)降低， 生育數(shù)量越多，離婚概率越低（Waite&Lillard，1991；許琪等，2013）。 但 是Christensen&Philbrick （1952）、Udry（1981）等指出生育率與婚姻穩(wěn)定性之間的關(guān)系還必須考慮理想的家庭規(guī)模， 只有當(dāng)生育數(shù)量與家庭成員的理想生育數(shù)量匹配時(shí)， 婚姻關(guān)系的滿意度達(dá)到最高， 而生育率太高或太低都會(huì)使得婚姻穩(wěn)定性下降。 由于早期對(duì)生育數(shù)量影響婚姻穩(wěn)定性的實(shí)證分析大多采用OLS 回歸的方法，這種方法并不能真正識(shí)別因果效應(yīng)。為此，一些研究采用工具變量（IVs）法去識(shí)別家庭規(guī)模對(duì)婚姻的影響（Bronars&Grogger，1994；Jacobsen et al.，2001；Bellido et al.，2013；Silles，2014）。 Jacobsen et al.（2001）利用第一胎生育雙胞胎的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸得到， 在短期由于第一胎生育雙胞胎導(dǎo)致的生育率上升對(duì)離婚率沒有影響，但從長(zhǎng)期來看，卻會(huì)導(dǎo)致離婚率升高。 Silles（2014）也發(fā)現(xiàn)在計(jì)劃內(nèi)增加的生育數(shù)量有助于降低離婚率， 而在非計(jì)劃內(nèi)增加的生育數(shù)量則使得離婚升高。 這些研究表明生育率對(duì)婚姻穩(wěn)定性的影響并非是線性的， 并且與家庭理想規(guī)模有關(guān)。

婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率影響的作用機(jī)制表明，婚姻關(guān)系不穩(wěn)定的夫妻交流頻率減少使得生育孩子 的 可 能 性 降 低（Cohen&Sweet，1974；Thornton，1977、1978）； 或者因?yàn)榭紤]到孩子使得離婚成本升高， 因而婚姻越不穩(wěn)定的夫妻生育率越低（Lillard&Waite，1991，1993）； 或者由于單親家庭不利于孩子的成長(zhǎng)， 導(dǎo)致生育率下降（Amato&Keith，1991 等）。 而在研究婚姻穩(wěn)定性和生育率之間相互影響的關(guān)系時(shí)，Waite&Lillard（1991）認(rèn)為兩者之間存在多重反饋機(jī)制?；橐龇€(wěn)定性下降，一方面導(dǎo)致生育率降低， 另一方面由于家庭成員預(yù)期到孩子能夠降低離婚風(fēng)險(xiǎn)，鞏固婚姻關(guān)系，因而容易導(dǎo)致早孕，使得生育率回升（Friedman et al.，1994）。婚姻穩(wěn)定性增強(qiáng)為增加孩子提供有利環(huán)境， 而婚姻穩(wěn)定性降低也可以通過生育孩子來進(jìn)行修復(fù)和改善（Rijken&Liefbroer，2009）。因此婚姻穩(wěn)定性與生育率之間存在非線性關(guān)系， 即當(dāng)婚姻處于某種穩(wěn)定程度時(shí)， 生育數(shù)量達(dá)到最大（Rijken&Thomson，2011）。

相比國(guó)外， 國(guó)內(nèi)鮮有研究關(guān)注婚姻穩(wěn)定性與生育率的關(guān)系。 許琪等（2013）考察了生育對(duì)婚姻關(guān)系的影響，發(fā)現(xiàn)婚前生育不利于婚姻的穩(wěn)定，生育子女?dāng)?shù)量多對(duì)婚姻穩(wěn)定有利但邊際效應(yīng)遞減。然而該研究沒有考慮婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育的反向作用， 因而無法準(zhǔn)確得到生育率與婚姻穩(wěn)定性的關(guān)系。另一方面，目前還沒有文獻(xiàn)具體討論過婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率的影響。本文基于現(xiàn)有研究的不足，在考慮生育率對(duì)婚姻穩(wěn)定性影響的基礎(chǔ)上， 從理論和實(shí)證兩個(gè)方面分析婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率的作用機(jī)制和影響效應(yīng)。

三、理論分析

1.模型的假設(shè)條件

本文構(gòu)建的生育模型包含以下幾個(gè)基本假設(shè)：

（1）集體決策模型，即家庭成員的效用函數(shù)是可分離的，家庭決策取決于夫妻雙方的議價(jià)能力。

（2）代表性家庭共有兩期經(jīng)歷，第一期處于結(jié)婚狀態(tài)并決定生育數(shù)量， 第二期維持婚姻的概率為p（0≤p≤1），離婚風(fēng)險(xiǎn)為（1-p）；

（3）婚姻穩(wěn)定性p 既包含受生育數(shù)量影響的內(nèi)生部分，也包含不受生育數(shù)量影響的外生部分；

（4） 生育率還取決于家庭成員的理想生育數(shù)量，因此是非線性函數(shù)；

（5） 第二期離婚家庭撫養(yǎng)孩子的單位時(shí)間成本高于在婚家庭；

（6）男性和女性都具有1 單位時(shí)間，采用時(shí)間二分法， 女性的1 單位時(shí)間在撫育孩子和市場(chǎng)勞動(dòng)上進(jìn)行分配， 男性將1 單位時(shí)間全部用于市場(chǎng)勞動(dòng)。

設(shè)定第二期在婚家庭（p=1）女性的議價(jià)能力為θ1，則男性的議價(jià)能力（1-θ1）。 女性撫育一個(gè)孩子的時(shí)間為τ， 撫育Q 個(gè)孩子的總時(shí)間為τQ；女性的市場(chǎng)工資率為wf，則市場(chǎng)收入為wf（1-τQ）。男性市場(chǎng)工資率為wm，則市場(chǎng)收入為wm。 qi表示在婚家庭成員的理想生育數(shù)量， 生育數(shù)量的效用函數(shù)形式設(shè)為消費(fèi)效用函數(shù)形式設(shè)為在婚家庭具有固定的婚姻收益φ①。

設(shè)定第二期離婚家庭（p=0）女性的理想生育數(shù)量為q0/j0，消費(fèi)數(shù)量為c0/j0；男性的理想生育數(shù)量為q0/m0，消費(fèi)數(shù)量為c0/m0；婚姻的固定效用φ消失。由于離婚后男性一般要支付女性贍養(yǎng)費(fèi)用，假定雙方通過談判， 采取合作的方式實(shí)現(xiàn)生育孩子數(shù)量和消費(fèi)分配的帕雷托最優(yōu)結(jié)果， 女性的談判能力為θ2，男性的談判能力為（1-θ2）。 離婚后由女性撫育孩子，撫養(yǎng)的單位時(shí)間成本為τ'，τ'〉τ。

由于本文假定婚姻穩(wěn)定性p 由受生育數(shù)量影響的內(nèi)生部分和不受生育數(shù)量影響的外生部分組成， 且生育數(shù)量與家庭成員的理想生育數(shù)量匹配時(shí)， 婚姻關(guān)系的滿意度達(dá)到最高（Christensen&Philbrick，1952；Udry，1981；Jacobsen et al.，2001；Silles，2014）。 設(shè)定p 關(guān)于Q 的反映函數(shù)如下：

由公式（1）可得：

2.基本模型

家庭中夫妻雙方的目標(biāo)是最大化兩期效用之和：

構(gòu)造拉格朗日函數(shù)：

方程（3）左邊第一項(xiàng)表示多生育一個(gè)孩子對(duì)婚姻穩(wěn)定概率的邊際影響所帶來的邊際效用，左邊第二項(xiàng)表示婚姻穩(wěn)定概率不變條件下多生育一個(gè)孩子帶來的直接邊際效用， 方程右邊表示多生育一個(gè)孩子帶來邊際成本， 當(dāng)生育孩子的邊際效用等于邊際成本時(shí)，即是最優(yōu)生育數(shù)量。

（1）模型的均衡解

聯(lián)合方程（1）、（2）、（3）、（4）、（5）可以解得均衡時(shí)的生育數(shù)量Q*和婚姻穩(wěn)定概率p*，最優(yōu)生育數(shù)量是關(guān)于一系列外生變量的函數(shù)，

當(dāng)生育率偏離均衡，例如生育率低于均衡時(shí)，增加生育數(shù)量會(huì)提高婚姻穩(wěn)定性， 婚姻穩(wěn)定性增強(qiáng)又提高生育數(shù)量， 生育率和婚姻穩(wěn)定性都將上升直至達(dá)到均衡水平。

（2）比較靜態(tài)分析

下面通過比較靜態(tài)分析外生變量如何影響最優(yōu)生育率Q*， 例如ε 變化對(duì)Q*的影響。 由方程（1）、（2）、（3）、（4）、（5）以及可以解得：

（3）p=0 和1 時(shí)的生育率比較

對(duì)第二期在婚家庭和離婚家庭生育率進(jìn)行比較，以進(jìn)一步驗(yàn)證上述結(jié)論。當(dāng)?shù)诙诨橐龇€(wěn)定性p=1 時(shí)， 家庭決策的目標(biāo)是在聯(lián)合約束下最大化經(jīng)過加權(quán)的集體效用：

構(gòu)造拉格朗日函數(shù)：

將（6）式代入（7）式得到：

同理可以得到， 婚姻穩(wěn)定性p=0 的家庭最優(yōu)生育率解為：

3.模型結(jié)論

基于以上分析，本文可以得到如下結(jié)論：

結(jié)論一：當(dāng)其他外生因素不變時(shí)，婚姻穩(wěn)定性和生育率會(huì)自動(dòng)調(diào)節(jié)到一個(gè)穩(wěn)定的均衡狀態(tài)而不發(fā)生改變。

結(jié)論二：如果男女在婚時(shí)的理想生育數(shù)量大于離婚時(shí)的理想生育數(shù)量， 當(dāng)有利于婚姻穩(wěn)定性的外生因素減弱或不利于婚姻穩(wěn)定性的外生因素增強(qiáng)時(shí)，生育率下降。

推論：如果男女在婚時(shí)的理想生育數(shù)量大于離婚時(shí)的理想生育數(shù)量， 在婚家庭的生育率總是大于離婚家庭的生育率。

四、計(jì)量模型和數(shù)據(jù)分析

1.數(shù)據(jù)來源和變量選取

本文使用的數(shù)據(jù)來源于2010 和2013年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS），選取15-60 歲農(nóng)業(yè)戶籍曾婚育齡人口作為研究樣本③。為了檢驗(yàn)婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率的影響， 需要找到測(cè)量婚姻穩(wěn)定性的變量。 已有的文獻(xiàn)將婚姻狀況或夫妻對(duì)婚姻質(zhì)量的看法作為衡量婚姻穩(wěn)定性的變量 （Koo and Janowitz, 1983; Lillard and Waite, 1993； Myers,1997; Rijkenand Liefbroer, 2009）。 本文使用的調(diào)查數(shù)據(jù)中包含受訪者婚姻狀況， 可以作為衡量婚姻穩(wěn)定性的變量之一。 由于調(diào)查沒有問及受訪者對(duì)婚姻質(zhì)量的看法，嘗試尋找其他變量。首先該調(diào)查詢問了受訪者關(guān)于“兩性關(guān)系過度開放導(dǎo)致婚姻不穩(wěn)定” 嚴(yán)重程度的看法，2.04%認(rèn)為該問題非常不嚴(yán)重，19.83%認(rèn)為比較不嚴(yán)重，43.68%認(rèn)為嚴(yán)重程度一般，27.42%認(rèn)為比較嚴(yán)重，7.03%認(rèn)為非常嚴(yán)重。 可見公眾普遍認(rèn)為兩性關(guān)系過度開放是影響婚姻穩(wěn)定性的不利因素。那么對(duì)待性行為（特別是婚外性行為）的態(tài)度會(huì)影響婚姻穩(wěn)定性，受訪者對(duì)婚外性行為越認(rèn)同，其婚姻穩(wěn)定性可能越低，離婚的可能性越大。 該調(diào)查詢問了受訪者對(duì)于婚前性行為和婚外性行為的認(rèn)可程度， 將婚外性行為和婚前性行為的認(rèn)可程度分為5 類，“認(rèn)為總是不對(duì)的”記為1，“認(rèn)為多數(shù)情況下是不對(duì)的”記為2，“認(rèn)為說不上對(duì)不對(duì)”的記為3，“認(rèn)為有時(shí)是對(duì)的”的記為4，“認(rèn)為總是對(duì)的”記為5。為了說明對(duì)待性行為的態(tài)度確實(shí)影響婚姻穩(wěn)定性， 可以先采用計(jì)量回歸方法檢驗(yàn)婚前性行為和婚外性行為態(tài)度對(duì)離婚概率的影響，假設(shè)離婚方程為：

Divorcei表示受訪者i 的婚姻狀況，Divorcei=1代表離婚，Divorcei=0 代表未離婚（包括初婚和分居未離婚）；S1,i表示i 對(duì)婚外性行為的認(rèn)可程度，S2,i表示i 對(duì)婚前性行為的認(rèn)可程度；xi表示其他影響離婚率的因素；εi是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)α0、α1、α2、α3是待估參數(shù)。 則離婚的概率方程可表示為：

若婚外性行為（或婚前性行為）的認(rèn)同程度與離婚概率存在顯著正向關(guān)系，則可以認(rèn)為，越認(rèn)同婚外性行為（或婚前性行為）的受訪者婚姻穩(wěn)定性越低。

2.計(jì)量模型設(shè)定和數(shù)據(jù)描述統(tǒng)計(jì)

假設(shè)生育率方程如下：

Qi表示受訪者i 的子女?dāng)?shù)量，Hi表示婚姻狀況，S1,i表示對(duì)婚外性行為的認(rèn)可程度，S2,i表示對(duì)婚前性行為的認(rèn)可程度，νi是隨機(jī)誤差項(xiàng)。Xi表示影響生育的一系列控制變量， 分為外生控制變量和可能內(nèi)生的控制變量?jī)深悺?外生控制變量主要有受訪戶主的年齡、性別等，可能內(nèi)生的控制變量主要有受訪戶主的教育水平、健康狀況等，這些因素可能同時(shí)影響生育率和婚姻穩(wěn)定性， 從而影響估計(jì)結(jié)果，比如初婚年齡越早，生育率應(yīng)該越高，且初婚年齡越早， 可能意味著婚姻的搜尋時(shí)間過短，信息不對(duì)稱越嚴(yán)重，離婚率越高。在回歸中，通過依次加入外生控制變量和可能內(nèi)生的控制變量，可以檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

表1 給出了樣本主要變量的統(tǒng)計(jì)值， 觀測(cè)樣本的平均子女?dāng)?shù)量為1.65 個(gè)，平均理想生育數(shù)量為1.99 個(gè)，對(duì)婚外性行為的平均認(rèn)可程度為1.26分， 對(duì)婚前性行為的平均認(rèn)可程度為1.84 分；分居未離婚人口占0.4%，離婚人口占1.4%，再婚人口占1.8%， 剩下的為初婚人口； 男性人口占47.5%， 少數(shù)民族人口占11.2%， 不信教人口占87.8%， 平均初婚年齡為22.8 歲， 平均年齡為41.36 歲，平均受教育程度為7.7年，平均個(gè)人年收入為1.58 萬元，平均健康程度為3.78 分。

表1 主要變量的統(tǒng)計(jì)值

3.數(shù)據(jù)分析

表2 反映了不同婚姻狀況下的受訪者的理想生育數(shù)量，總樣本中初婚者、分居未離婚者、離婚者和再婚者的平均理想生育數(shù)量分別為2.03、1.97、1.69 和2.16 個(gè)。 與初婚者相比，分居未離婚者的理想生育數(shù)量略下降； 離婚者的理想生育數(shù)量下降了0.34 個(gè)，且在1%水平上顯著；再婚者的理想生育數(shù)量上升了0.13 個(gè)，且在10%水平上顯著。 女性初婚者、分居未離婚者、離婚者和再婚者的平均理想生育數(shù)量分別為1.99、2.27、1.66 和2.08 個(gè)，男性初婚者、分居未離婚者、離婚者和再婚者的平均理想生育數(shù)量分別為2.08、1.79、1.72和2.24 個(gè)。 與女性初婚者相比，女性離婚者的理想生育數(shù)量下降了0.33 個(gè)，且在1%水平上顯著；女性再婚者的理想生育數(shù)量上升了0.09 個(gè)。 與男性初婚者相比， 男性離婚者的理想生育數(shù)量下降了0.36 個(gè)，且在1%水平上顯著；男性再婚者的理想生育數(shù)量上升了0.16 個(gè)。 總之，不管男性還是女性，離婚者的理想生育數(shù)量都顯著低于初婚者。

表3 反映了不同婚姻狀況下的受訪者子女?dāng)?shù)量，總樣本中初婚者、分居未離婚者、離婚者和再婚者的平均子女?dāng)?shù)量分別為1.82、1.92、1.18 和2.31 個(gè)。與初婚者相比，分居未離婚者的子女?dāng)?shù)量變化不顯著； 離婚者的子女?dāng)?shù)量減少了0.64 個(gè)，且在1%水平上顯著； 再婚者的子女?dāng)?shù)量增加了0.49 個(gè)，且在1%水平上顯著。女性初婚者、分居未離婚者、 離婚者和再婚者的平均子女?dāng)?shù)量分別為1.80、2.17、1.29 和2.5 個(gè)，男性初婚者、分居未離婚者、 離婚者和再婚者的平均子女?dāng)?shù)量分別為1.83、1.80、1.08 和2.12 個(gè)。 與女性初婚者相比，女性離婚者的子女?dāng)?shù)量下降了0.51 個(gè)， 且在1%水平上顯著；女性再婚者的子女?dāng)?shù)量增加了0.7 個(gè)。與男性初婚者相比， 男性離婚者的子女?dāng)?shù)量下降了0.75 個(gè)，且在1%水平上顯著；男性再婚者的子女?dāng)?shù)量增加了0.29 個(gè)④。 總之， 不管男性還是女性，離婚者的生育數(shù)量顯著低于初婚者。

表2 和表3 的統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明， 離婚男女的理想生育率低于在婚男女性， 離婚男女性的實(shí)際生育率也低于在婚男女性，從而驗(yàn)證了3.3 的推論。

五、實(shí)證分析

1.對(duì)待性行為的態(tài)度對(duì)離婚率影響的回歸結(jié)果

首先采用probit 模型對(duì)離婚概率方程進(jìn)行回歸，以檢驗(yàn)對(duì)待性行為的態(tài)度對(duì)離婚率的影響。表4 第1 列只考察受訪者婚外性行為和婚前性行為認(rèn)同程度對(duì)離婚率的影響， 第2 列控制了受訪者年齡、初婚年齡、性別、民族、宗教和調(diào)查年份，第3 和4 列進(jìn)一步控制了受訪者教育程度、 健康狀況、工作狀況、收入、居住地類型和省份虛擬變量。第1-3 列是基于所有觀測(cè)對(duì)象的回歸結(jié)果， 第4列是基于15-60 歲農(nóng)業(yè)戶籍曾婚育齡人口的回歸結(jié)果。 第1 列回歸結(jié)果顯示，S1 項(xiàng)系數(shù)為0.0036，在1%水平上顯著，表明受訪者對(duì)婚外性行為的認(rèn)同程度每增加1 單位，離婚概率將上升0.0036。第2 列和第3 列回歸結(jié)果顯示， 在逐步控制住其他變量后，S1 項(xiàng)依然顯著為正， 第4 列針對(duì)15-60歲農(nóng)業(yè)戶籍曾婚育齡人口的回歸結(jié)果也顯示S1項(xiàng)系數(shù)顯著為正，表明回歸結(jié)果較為穩(wěn)健，對(duì)婚外性行為的認(rèn)同程度與離婚率存在顯著正向關(guān)系。第1-4 列回歸結(jié)果顯示，S2（對(duì)婚前性行為的認(rèn)同程度）項(xiàng)系數(shù)均不顯著為正，表明受訪者對(duì)婚前性行為的認(rèn)同程度對(duì)離婚概率的影響是正向的，但不顯著。 根據(jù)表4 的回歸結(jié)果，可以得到，個(gè)人對(duì)婚外性行為的認(rèn)同程度在一定程度上測(cè)量了婚姻的穩(wěn)定程度。越認(rèn)同婚外性行為，說明發(fā)生婚外情的概率越大，對(duì)婚姻的沖擊越大，婚姻穩(wěn)定性越低。

表2 婚姻狀況與理想生育數(shù)量的關(guān)系

表3 婚姻狀況與子女?dāng)?shù)量的關(guān)系

表4 對(duì)待性行為的態(tài)度對(duì)離婚率的影響

2.婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率影響的回歸結(jié)果

首先根據(jù)圖1 反映的婚外性行為認(rèn)同感與子女?dāng)?shù)量關(guān)系來初步分析婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率的影響。 圖1-（1）中，縱坐標(biāo)表示受訪者對(duì)婚外性行為認(rèn)同值， 橫坐標(biāo)表示與相應(yīng)認(rèn)同值對(duì)應(yīng)的平均子女?dāng)?shù)量。 S1=5 組的平均子女?dāng)?shù)量為1.08 個(gè)，S1=4組的平均子女?dāng)?shù)量為1.11 個(gè)，S1=3 組的平均子女?dāng)?shù)量為1.23 個(gè)，S1=2 組的平均子女?dāng)?shù)量為1.3個(gè)，S1=1 組的平均子女?dāng)?shù)量為1.79 個(gè)。 該圖說明對(duì)婚外性行為的認(rèn)同程度越高， 平均生育子女?dāng)?shù)量越少，意味著婚姻穩(wěn)定性越低，生育率越低。 但是， 對(duì)婚外性行為持有不同態(tài)度的群體之間本身若存在生育意愿上的差異， 生育意愿又影響生育率， 那么各組生育率差異就有可能是生育意愿不同造成的， 而不一定是婚姻穩(wěn)定性差異所致。 圖1-(2)反映了受訪者對(duì)婚外性行為認(rèn)同程度與生育數(shù)量缺口⑤之間的關(guān)系，S1=1 組的平均子女?dāng)?shù)量比理想生育數(shù)量少0.29 個(gè)，S1=2 組的平均子女?dāng)?shù)量比理想生育數(shù)量少0.63 個(gè)，S1=3 組的平均子女?dāng)?shù)量比理想生育數(shù)量少0.68 個(gè)，S1=4 組的平均子女?dāng)?shù)量比理想生育數(shù)量少0.93 個(gè)，S1=5 組的平均子女?dāng)?shù)量比理想生育數(shù)量少1.31 個(gè)。 該圖表明隨著個(gè)體對(duì)婚外性行為的認(rèn)同程度增加， 生育數(shù)量缺口增大，由此可以說明圖1-（1）中各組生育率差距并不是理想生育數(shù)量的差異造成的， 個(gè)體對(duì)婚外性行為的認(rèn)同程度增加意味著婚姻穩(wěn)定性降低，生育率隨之下降。

圖1 婚外性行為認(rèn)同感與子女?dāng)?shù)量的關(guān)系

下面利用15-60 歲農(nóng)業(yè)戶籍曾婚育齡人口樣本對(duì)生育率方程進(jìn)行回歸， 檢驗(yàn)婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率的影響。 表5 第1-3 列采用異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差的OLS 回歸方法，第4 列采用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差的OLS 回歸方法。 第1 列只考察受訪者婚姻狀況和對(duì)待性行為的態(tài)度的影響， 第2 列控制了受訪者年齡、初婚年齡、性別、民族、宗教和調(diào)查年份，第3 和4 列進(jìn)一步控制了受訪者教育程度、 健康狀況、工作狀況、收入、居住地類型、理想生育數(shù)量和省份虛擬變量。 第1 列回歸結(jié)果顯示，H2 項(xiàng)系數(shù)為-0.646，在1%水平上顯著，表明相比初婚者，離婚者的生育率下降了0.646 個(gè)。 H3 項(xiàng)系數(shù)為0.277，在5%水平上顯著，表明再婚者相比初婚者的子女?dāng)?shù)量增加了0.277 個(gè)⑥。 S2 項(xiàng)系數(shù)為-0.109，在1%水平上顯著，表明對(duì)婚前性行為的認(rèn)同程度每增加1 單位，子女?dāng)?shù)量將減少0.109 個(gè)。S1 項(xiàng)系數(shù)為-0.0307，在10%水平上顯著，表明對(duì)婚外性行為的認(rèn)同程度每增加1 單位， 子女?dāng)?shù)量將減少0.0307 個(gè)。 第2-4 列回歸結(jié)果顯示，在控制住其他影響生育率的因素后，H2 項(xiàng)系數(shù)依然顯著為負(fù)， 即離婚者的生育率低于初婚者；S1 項(xiàng)系數(shù)依然顯著為負(fù)， 即對(duì)婚外性行為的認(rèn)同程度增加使得生育率降低。 在逐漸增加控制變量后，H2和S1 的回歸系數(shù)沒有發(fā)生顯著變化，說明回歸結(jié)果較為穩(wěn)健，表明隨著婚姻穩(wěn)定性下降，家庭生育率降低。

3.婚姻穩(wěn)定性影響生育率的內(nèi)生效應(yīng)和外生效應(yīng)

盡管表5 的回歸結(jié)果表明婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率存在總體的正向效應(yīng)， 但這種效應(yīng)可能是生育率的反向影響導(dǎo)致的。下面，本文考慮將人口流動(dòng)作為婚姻穩(wěn)定性的外生沖擊， 通過比較農(nóng)村流動(dòng)人口和非流動(dòng)人口婚姻穩(wěn)定性與生育率的變動(dòng)關(guān)系來試圖識(shí)別婚姻穩(wěn)定性影響生育率的內(nèi)生效應(yīng)和外生效應(yīng)。

首先對(duì)回歸樣本進(jìn)行重新篩選， 分析調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，40-60 歲農(nóng)業(yè)戶籍人口的子女平均年齡較大，且不與子女居住在一起的比例較高。這說明40-60 歲農(nóng)業(yè)流動(dòng)人口的子女出生較早， 雖然當(dāng)前處于流動(dòng)狀態(tài)， 但在其子女出生前或出生期間并不一定處于流動(dòng)狀態(tài)， 其流動(dòng)與否對(duì)生育率的影響并不明顯， 因此本文利用15-39 歲農(nóng)業(yè)戶籍曾婚人口樣本進(jìn)行研究。根據(jù)理論分析，當(dāng)其他外生因素不變時(shí)， 由于婚姻穩(wěn)定性與生育率之間相互影響，兩者達(dá)到一個(gè)均衡的穩(wěn)定狀態(tài)。當(dāng)影響婚姻穩(wěn)定性的不利外生因素增加時(shí)， 生育率是下降的。已有的研究發(fā)現(xiàn)，人口流動(dòng)對(duì)婚姻穩(wěn)定性具有負(fù)的外生沖擊（風(fēng)笑天，2006；杜鳳蓮，2010；高夢(mèng)滔，2011 等），預(yù)期這種沖擊會(huì)對(duì)生育率產(chǎn)生局部均衡影響。

表5 婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率的影響

在生育率方程中分別加入流動(dòng)和S1 的交互項(xiàng)、流動(dòng)和S2 的交互項(xiàng)進(jìn)行回歸。 表6 第1-3 列顯示了流動(dòng)與S1 的交互效應(yīng)。 第1 列只考察S1項(xiàng)與交互項(xiàng)L*S1，結(jié)果顯示S1 項(xiàng)系數(shù)不顯著，交叉項(xiàng)L*S1 系數(shù)均顯著為負(fù)。這表明農(nóng)業(yè)非流動(dòng)人口對(duì)婚外性行為的認(rèn)同程度不會(huì)影響生育率，農(nóng)業(yè)流動(dòng)人口對(duì)婚外性行為的認(rèn)同程度對(duì)生育率具有顯著負(fù)效應(yīng)。 第2 列在第1 列的基礎(chǔ)上加入受訪者年齡、初婚年齡、性別、民族等相對(duì)外生的控制變量， 第3 列在第2 列的基礎(chǔ)上加入了受訪者教育水平、 健康狀況等可能內(nèi)生的控制變量和省份虛擬變量，結(jié)果都顯示S1 項(xiàng)系數(shù)不顯著，交叉項(xiàng)系數(shù)依然顯著為，說明回歸結(jié)果比較穩(wěn)健。農(nóng)業(yè)非流動(dòng)人口對(duì)婚外性行為的認(rèn)同程度不會(huì)影響生育率，這是因?yàn)樵谄渌馍蛩夭蛔兊那闆r下，婚姻穩(wěn)定性與生育率之間的多重反饋機(jī)制使得兩者處于一個(gè)穩(wěn)定的均衡狀態(tài)。具體分析過程如下：農(nóng)村非流動(dòng)人口對(duì)婚外性行為的認(rèn)同程度增加，一方面可能導(dǎo)致婚姻穩(wěn)定性降低進(jìn)而不利于生育數(shù)量增加， 另一方面生育數(shù)量增加反過來有利于提高婚姻穩(wěn)定性從而有利于生育率上升， 因而非流動(dòng)人口的生育率均衡在沒有外生因素作用下將保持不變。 農(nóng)業(yè)流動(dòng)人口對(duì)婚外性行為的認(rèn)同程度增加會(huì)使得生育率顯著降低，這是因?yàn)?，人口流?dòng)對(duì)婚姻穩(wěn)定性具有負(fù)的外生影響， 當(dāng)影響婚姻穩(wěn)定性的不利外生因素增強(qiáng)時(shí)， 生育率就會(huì)下降到一個(gè)更低的均衡水平。

表6 人口流動(dòng)對(duì)生育率的局部均衡影響

表6 第4-6 列顯示了流動(dòng)與S2 的交互效應(yīng)。第4 列只考察S2 項(xiàng)與交互項(xiàng)L*S2，第5 列在第4 列的基礎(chǔ)上加入受訪者年齡、 初婚年齡、性別、 民族等相對(duì)外生的控制變量， 第6 列在第5列的基礎(chǔ)上加入了受訪者教育水平、健康狀況等可能內(nèi)生的控制變量和省份虛擬變量，結(jié)果都顯示交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，表明當(dāng)不利于婚姻穩(wěn)定性的外生因素增強(qiáng)時(shí)，生育率下降。 表6 的回歸結(jié)果在一定程度上驗(yàn)證了本文3.3 的結(jié)論， 表明婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率的影響存在內(nèi)生效應(yīng)和外生效應(yīng)。

六、結(jié)論

據(jù)2015年全國(guó)1%人口抽樣調(diào)查顯示， 我國(guó)2015年的總和生育率僅為1.05， 遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于2.2 的更替水平。 實(shí)施全面二孩政策以后，2016年全國(guó)出生人口總量為1618 萬，低于2015年的1655 萬和2014年的1687 萬， 我國(guó)的低生育率現(xiàn)象依然突出。造成生育率低下的原因有很多，其中婚姻穩(wěn)定性是一個(gè)不可忽略的重要因素。 目前國(guó)內(nèi)在這方面的研究還很缺乏， 本文在考慮生育率與婚姻穩(wěn)定性相互影響的基礎(chǔ)上， 分析了婚姻穩(wěn)定性與生育率變動(dòng)的關(guān)系。在理論方面，將婚姻穩(wěn)定性分為受生育率影響的內(nèi)生部分和不受生育率影響的外生部分，構(gòu)建生育模型分析得到：在其他外生條件不變的情況下，婚姻穩(wěn)定性和生育率處于一個(gè)穩(wěn)定的均衡狀態(tài)而不發(fā)生改變；若男女在婚時(shí)的理想生育數(shù)量大于離婚時(shí)的理想生育數(shù)量，當(dāng)影響婚姻穩(wěn)定性的不利外生因素增強(qiáng)時(shí)，生育率下降。

在實(shí)證方面， 采用CGSS 微觀調(diào)查數(shù)據(jù)檢驗(yàn)婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率的影響效應(yīng)， 其中婚姻穩(wěn)定性變量從受訪者的婚姻狀況和對(duì)待性行為的態(tài)度兩個(gè)角度衡量。 回歸結(jié)果表明婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率具有總體正向效應(yīng)， 具體則表現(xiàn)為農(nóng)村非流動(dòng)人口婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率沒有顯著影響， 而流動(dòng)人口婚姻穩(wěn)定性對(duì)生育率具有顯著正向影響。 這是因?yàn)榉橇鲃?dòng)人口沒有受到外生因素沖擊， 生育率和婚姻穩(wěn)定性都處于均衡水平而不發(fā)生變化；流動(dòng)人口則受到不利于婚姻穩(wěn)定性的外生因素影響，使得均衡的生育率和婚姻穩(wěn)定性水平都降低。本文得出的政策啟示是， 應(yīng)當(dāng)增強(qiáng)有利于婚姻穩(wěn)定性的外生因素， 使得社會(huì)生育率和婚姻穩(wěn)定性都提升到一個(gè)較高均衡水平。

需要說明的是，由于數(shù)據(jù)的限制，本文的實(shí)證分析只是初步識(shí)別了婚姻穩(wěn)定性影響生育率的內(nèi)生效應(yīng)和外生效應(yīng)， 實(shí)證的數(shù)據(jù)和方法都有待改進(jìn)。 未來，在獲取適當(dāng)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，還需要作進(jìn)一步嚴(yán)格的分析。

注釋：

①下標(biāo)f 表示女性，m 表示男性；A、K 為大于0 的 常數(shù)，F(xiàn)i（Q）是關(guān)于的倒“U”型函數(shù)，Q 與越接近，F(xiàn)i（Q）越大， 即實(shí)際生育數(shù)量越接近理想生育數(shù)量時(shí)效用越大；表明生育數(shù)量和消費(fèi)數(shù)量均滿足邊際效用遞減性質(zhì)。

③曾婚人口包括初婚者、分居未離婚者、離婚者、再婚者。

④對(duì)于初婚者和離婚者而言，子女?dāng)?shù)量基本上等同于實(shí)際生育數(shù)量；對(duì)于再婚者而言，由于包含了繼子和繼女，子女?dāng)?shù)量可能大于實(shí)際生育數(shù)量。

⑤生育數(shù)量缺口指的是實(shí)際子女?dāng)?shù)量與理想生育數(shù)量之差的絕對(duì)值。

⑥再婚者子女?dāng)?shù)量增加的原因可能有兩個(gè)，一是生育行為導(dǎo)致，已有的研究表明，已有子女的再婚家庭往往希望生育共同的孩子來達(dá)成聯(lián)合承諾（Vikat et al.，1999；Buber&Prskawetz，2000；Prskawetz et al.，2002 等），二是繼子女?dāng)?shù)量增加導(dǎo)致。