外來人口與我國城市低生育率論文
1背景
最近，梁秋生（0042005)和郭志剛(2005)就京津滬大城市超低生育率中外來人口的分母效應進行了深入分析和討論。毫無疑問，京津滬1990年代的超低生育率的二個重要原因應該是生育年齡的推遲和外來人口的增長。對于很多城市，恐怕都是如此。生育年齡推遲對生育率的抑制作用，近年來受到很多關注（BongaartsandFeeney,1998;丁峻峰，2003;郭志剛，2000，2004a，2004b)但是對于我國城市地區超低生育率中外來人口的作用，才剛剛得以關注和實證研究。梁秋生(2004)認為，京津滬的超低生育率的最主要原因是外來人口的分母效應，排除這種分母效應，京津滬的總和生育率將由大大低于1的水平，上升到略高于1。按照他的推算京津滬三大城市在剔除外來婦女、高校在校學生人口、戶籍待定和出國學習工作的人口以后，總和生育率(TFR)將分別從原來的0.67、0.88和0.68提高到1.08、1.12和1.04。郭志剛(2005)質疑了這一結論，并通過2000年人口普查千分之一抽樣原始數據檢驗了外來人口的分母效應，得出了與梁秋生不同的結論。
郭志剛按照二種口徑計算了京津滬本市人口和外來人口的生育率。按照口徑，這三大城市中出生在本鄉鎮街道而五普還在本鄉鎮街道的本市戶籍的家庭戶中的育齡婦女的TFR為0.70，而不屬于此類的育齡婦女的TFR為0.78。按這種口徑對三大城市的匯總結果表明，這三大城市中幾十年居住于同一鄉鎮街道不變的育齡婦女生育水平不但比其他有過遷移的育齡婦女略低，而且所區分的兩類婦女的生育水平都遠遠低于TFR=1.0的水平。按照口徑2居住本鄉鎮街道土生土長的育齡婦女，加上五普五年前已經遷入本鄉鎮街道、且五普時擁有本市戶籍的家庭戶中的育齡婦女的TFR僅為0.57，而不屬于此類的育齡婦女的TFR為0.95。郭志剛的結果表明，京津滬超低生育率的外來人口的分母效應并不存在。從計算的這二類人口的生育率看，外來人口的生育率還略高于本市人口。為了進一步檢驗和分析低生育率中的外來人口分母效應，我們利用同樣的思路與方法，分解了全國城市地區和廣東省2000年的生育率，發現外來人口的分母效應與外來人口的規模和生育水平都有重要關系。
2外來人口與低生育率
我們只用一種口徑進行計算即使用郭志剛的第二種口徑。但是與郭志剛的第二種口徑稍有不同，我們按照如下界定進行計算:本地人口=戶口在本地（61=1或r62<8)+出生地在本地（81<3)或1995年10月31日以前遷來（9=2)，其余視為外來人口。前二項是嚴格的本地人口，第三項加上5年前遷來的外來人口。這種口徑排除了外地來本地就學的高校學生(一般他們戶口在本地但是出生在外地)和戶口不在本地的外來人口（無論他們在本地住了多久)。表1顯示了按照這一口徑，從2000年人口普查千分之一原始數據計算的京津滬合計、全國城市和廣東省的本地人口和外來人口的總和生育率。
京津滬合計的TFR為0.76本地人口為0.75，外來人口為0.79，外來人口與本地人口沒有什么差別;全國城市TFR為0.88，其中本地人口為0.92外來人口為0.75，外來人口略低于本地人口；而廣東省TFR為0.97，本地人口為1.24外來人口為0.62,外來人口的生育率只有本地人口的一半。這三種情況反映了外來人口分母效應的三種類型。雖然京津滬的育齡婦女中外來人口占了20%,但是京津滬的外來人口分母效應并不存在，主要是由于外來人口與本地人口的生育率沒有差別。全國城市地區存在外來人口的分母效應，但是其效應不大，主要原因是外來人口規模并沒有達到足夠大（占11%)而對總體生育水平產生明顯影響;而廣東省的外來人口分母效應非常大，是外來人口生育率顯著低于本地人口和外來人口規模較大（占28%)二個原因共同導致的。圖1~3分別顯示了三個地區本地人口和外來人口的分年齡生育率，更清晰地展示了三個地區不同的本地人口與外來人口生育率差異特征。由于樣本量較小，京津滬的生育率曲線有較大波動，全國城市和廣東省的生育率曲線在高年齡組有較大波動。但是趨勢和差異特征是很明顯的。京津滬的二條生育率曲線基本上沒有差別，亦即在各年齡組上外來人口與本地人口的生育率沒有什么差別。全國城市和廣東省有著類似的差異模式，即大致在20~30歲年齡組上，外來人口的生育率明顯低于本地人口，廣東省尤為明顯。
為了進一步檢驗本地人口與外來人口的生育率差異，我們對在普查前一年是否生育了孩子加以考察，使用logistic回歸在有統計控制的條件下，檢驗外來人口與本地人口的生育差異。在模型中，因變量就是在普查刖一年是否生育了孩子是二分類變量自變量為是否外來人口,以本地人口作為參
照類。我們的假設是在普查前一年里，外來人口的生育可能性要低于本地人口。控制變量有年齡、前有子女數、受教育程度、戶口性質、民族。實際上這些都是在已往的生育率研究中被證實對婦女生育率有顯著影響的變量。年齡是連續變量，從周歲計算。前有子女數也當作連續變量，在中國的計劃生育政策的條件下，前有子女數對未來生育率具有直接重大的影響，這種影響表現為前有子女數越多，未來生育的可能性就越小。受教育年限也是連續變量，是由普查中受教育程度折算而成的，其影響當然是受教育年限越高的婦女，生育的可能性越小。戶口性質對生育率的影響表現為非農戶口的婦女生育的可能性要低于農業戶口，這是二分類的變量，以農業戶口為參照類。民族對生育率也有重要影響，漢族婦女生育的可能性要低于少數民族，這也是二分類變量，以少數民族為參照類。這些在已往文獻中建立起來的關系或本文提出的假設，在表2展示的logistic回歸結果中都得到了證實。
三個模型證實外來人口在普查前一年生育的可能性要低于本地人口，這種差異在京津滬地區并不顯著，而在全國城市和廣東省是顯著的。在全國城市，外來人口在普查前一年生育的發生比比本地人口低30%;而在廣東省，外來人口生育的發生比要比本地人口低60%以上。這種差異要大于在總和生育率上反映出的`差異，這與模型中對婦女的社會經濟特征加以控制有關系。京津滬外來人口的總和生育率略高于本地人口（見表1)，但是模型中外來人口的生育發生比要比本地人口低20%,雖然這種差異在統計上并不顯著。所有控制變量除了在京津滬模型中的民族以外，對生育率的影響方向都與己往研究中確立的關系相一致，而且除了廣東省模型中的民族以夕外它們的影響都是顯著的。
3結論與討論
我國城市地區持續的低生育率，達到了世界上生育率最低國家的水平。實際上對這種低生育率原因的認識尚不充分。除了婚育年齡推遲(生育的進度效應),以青壯年為主的外來人口無疑對我國城市地區的低生育率具有增強作用。最近梁秋生和郭志剛二位教授圍繞京津滬大城市超低生育率中，外來人口的分母效應展開了討論。毫無疑問，他們的討論不是理論之爭，他們都不否認同時存在外來人口的分母效應和生育推遲效應;爭論的焦點是二種效應的相對重要性，即誰大誰小的問題。這有待于利用經驗數據進行更細致和深入的檢驗和分析。本文利用2000年人口普查千分之一抽樣原始數據，對低生育率中的外來人口分母效應作了進一步的檢驗和分析，認為外來人口的分母效應的大小，既與外來人口的規模，也與外來人口的生育水平有關。
本文將外來人口的分母效應的檢驗擴大到全國城市地區，以在更一般的意義上探討低生育率的外來人口分母效應問題;并對廣東省予以特別關注，因為廣東省的流動人口要占全國流動人口的1/3。從全國城市地區看，盡管在普查前一年里，外來人口生育的可能性要顯著地比本地人口低30%,但是外來人口的分母效應不夠明顯，主要是因為外來人口的規模并不巨大。同時應該注意到，象在京津滬這樣的大城市地區，外來人口的平均生育年齡和生育率都與本地人口相差無幾。在各年齡上，外來人口對分子和分母的貢獻與本地人口是一樣的。因此，京津滬大城市的低生育率中不存在外來人口的分母效應是可以理解的。但就全國城市地區，尤其是包括了本地農村人口的廣東省，外來人口的平均生育年齡要明顯高于本地人口，生育率要明顯低于本地人口，因而存在外來人口的分母效應。
廣東省是最強烈體現外來人口分母效應的例證。不僅外來人口的生育率只及本地人口的一半(在普查前一年外來人口生育的發生比更只有本地人口的37%)，而且育齡婦女中外來人口占近30%致使廣東省五普的總和生育率低達0.94(五普千分之一原始數據計算的結果為0.97)。如果將廣東省與全國對比的話，應該說廣東省的生育水平相當于全國的平均水平。根據筆者參與的對全國和廣東省2000年生育水平評估研究，廣東省的總和生育率為1.75~1.80，全國的總和生育率為1.70~1.80。全國五普直接得到的總和生育率為1.22與廣東省五普本地人口的生育率1.24相當。所以廣東省本地人口生育率(1.24)與其全體人口生育率(0.97)的差值，就反映了外來人口的分母效應，而對于全國而言是不存在這種分母效應的。
本文的研究可以說是對梁秋生和郭志剛二位教授的討論的一點補充。更準確和細致的檢驗與分析有待于使用更大樣本的數據和更恰當的外來人口劃分。本文應該對進一步討論與認識城市低生育率中外來人口的分母效應具有一定意義。
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