婚姻穩定性與生育率變動關系的理論與實證分析

□ 莫瑋俏

內容提要 本文對婚姻穩定性與生育率的影響關系進行了理論與實證研究。 在理論方面，構建生育模型，將婚姻穩定性分為與生育率相關的內生部分和不相關的外生部分，分析得到，當外生因素不變時，婚姻穩定性和生育率處于均衡水平；當不利于婚姻穩定性的外生因素增強時，生育率降低。 同時，利用CGSS 微觀調查數據檢驗婚姻穩定性對生育率的影響效應，通過區分非流動和流動人口的影響差異來識別內生和外生效應。實證結果表明，婚姻穩定性對生育率具有總體正向效應，其中，農村非流動人口的婚姻穩定性對生育率沒有顯著影響，而流動人口的婚姻穩定性對生育率具有顯著正向影響。 由于人口流動對婚姻穩定性具有負的外部沖擊，進而對生育率產生局部均衡影響，使得生育率降低。

一、引言

20 世紀六七十年代以來，西方社會的婚姻家庭發生了重大變化，社會生育率明顯下降，離婚率明顯上升， 這使得關注婚姻穩定性和生育率的文獻不斷涌現。近幾十年來，有關婚姻穩定性和生育率方面的研究已經在理論和實證方面取得了重要成果， 多數研究表明婚姻穩定性與生育率之間存在相互影響的關系。長期以來，我國執行了嚴格的計劃生育政策，社會生育率明顯下降。黨的十八屆五中全會后， 我國繼單獨二孩政策以后全面實施了一對夫婦可生育兩個孩子政策。 但“全面二孩”政策的實施， 并未完全改變全國二孩生育數量低于預期的困局， 生育率低下在很大程度上已成為一種趨勢， 持續的低生育和少子化正在成為人口發展的新常態。然而，與生育率下降形成鮮明對比的是，社會離婚率不斷上升。從已有的理論和經驗來看，這“一降一升”背后的邏輯值得關注和思考。本文在考慮生育率對婚姻穩定性具有反饋效應的基礎上， 著重分析婚姻穩定性對生育率的影響機制和效果。在理論方面，將婚姻穩定性分為受生育率影響的內生部分和不受生育率影響的外生部分，通過構建生育模型，分析婚姻穩定性影響生育率的內生效應和外生效應。 在實證方面， 采用CGSS 微觀調查數據來進行檢驗，從婚姻狀況和受訪者對待性行為的態度兩個角度衡量婚姻穩定性， 既考察了婚姻穩定性對生育率的總體影響效應， 也通過區分流動人口和非流動人口的影響差異來識別婚姻穩定性影響生育率的內生和外生兩種效應。

二、文獻回顧與評述

到目前為止， 有關婚姻穩定性與生育率的相關性研究主要集中在生育率對婚姻穩定性的影響、 婚姻穩定性對生育率的影響以及兩者之間的相互影響三個方面。 生育率對婚姻穩定性的影響機制在于，子女作為婚姻的特殊資產，通過增加當前婚姻的吸引力和提高離婚成本， 來增加婚姻穩定性（Becker，1973；Becker et al.，1977）；或者子女作為婚姻中不可傳遞的人力資本， 會對再婚產生不利影響， 因此有利于現有婚姻的穩定（Andersson，1997；Chiswick，1990）。 一些實證研究表明，生育孩子確實使得夫妻的離婚風險降低， 生育數量越多，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定性之間的關系還必須考慮理想的家庭規模， 只有當生育數量與家庭成員的理想生育數量匹配時， 婚姻關系的滿意度達到最高， 而生育率太高或太低都會使得婚姻穩定性下降。 由于早期對生育數量影響婚姻穩定性的實證分析大多采用OLS 回歸的方法，這種方法并不能真正識別因果效應。為此，一些研究采用工具變量（IVs）法去識別家庭規模對婚姻的影響（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據進行回歸得到， 在短期由于第一胎生育雙胞胎導致的生育率上升對離婚率沒有影響，但從長期來看，卻會導致離婚率升高。 Silles（2014）也發現在計劃內增加的生育數量有助于降低離婚率， 而在非計劃內增加的生育數量則使得離婚升高。 這些研究表明生育率對婚姻穩定性的影響并非是線性的， 并且與家庭理想規模有關。

婚姻穩定性對生育率影響的作用機制表明，婚姻關系不穩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）； 或者因為考慮到孩子使得離婚成本升高， 因而婚姻越不穩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， 導致生育率下降（Amato&Keith，1991 等）。 而在研究婚姻穩定性和生育率之間相互影響的關系時，Waite&Lillard（1991）認為兩者之間存在多重反饋機制。婚姻穩定性下降，一方面導致生育率降低， 另一方面由于家庭成員預期到孩子能夠降低離婚風險，鞏固婚姻關系，因而容易導致早孕，使得生育率回升（Friedman et al.，1994）。婚姻穩定性增強為增加孩子提供有利環境， 而婚姻穩定性降低也可以通過生育孩子來進行修復和改善（Rijken&Liefbroer，2009）。因此婚姻穩定性與生育率之間存在非線性關系， 即當婚姻處于某種穩定程度時， 生育數量達到最大（Rijken&Thomson，2011）。

相比國外， 國內鮮有研究關注婚姻穩定性與生育率的關系。 許琪等（2013）考察了生育對婚姻關系的影響，發現婚前生育不利于婚姻的穩定，生育子女數量多對婚姻穩定有利但邊際效應遞減。然而該研究沒有考慮婚姻穩定性對生育的反向作用， 因而無法準確得到生育率與婚姻穩定性的關系。另一方面，目前還沒有文獻具體討論過婚姻穩定性對生育率的影響。本文基于現有研究的不足，在考慮生育率對婚姻穩定性影響的基礎上， 從理論和實證兩個方面分析婚姻穩定性對生育率的作用機制和影響效應。

三、理論分析

1.模型的假設條件

本文構建的生育模型包含以下幾個基本假設：

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

（2）代表性家庭共有兩期經歷，第一期處于結婚狀態并決定生育數量， 第二期維持婚姻的概率為p（0≤p≤1），離婚風險為（1-p）；

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

（4） 生育率還取決于家庭成員的理想生育數量，因此是非線性函數；

（5） 第二期離婚家庭撫養孩子的單位時間成本高于在婚家庭；

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

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

設定第二期離婚家庭（p=0）女性的理想生育數量為q0/j0，消費數量為c0/j0；男性的理想生育數量為q0/m0，消費數量為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費用，假定雙方通過談判， 采取合作的方式實現生育孩子數量和消費分配的帕雷托最優結果， 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，撫養的單位時間成本為τ'，τ'〉τ。

由于本文假定婚姻穩定性p 由受生育數量影響的內生部分和不受生育數量影響的外生部分組成， 且生育數量與家庭成員的理想生育數量匹配時， 婚姻關系的滿意度達到最高（Christensen&Philbrick，1952；Udry，1981；Jacobsen et al.，2001；Silles，2014）。 設定p 關于Q 的反映函數如下：

由公式（1）可得：

2.基本模型

家庭中夫妻雙方的目標是最大化兩期效用之和：

構造拉格朗日函數：

方程（3）左邊第一項表示多生育一個孩子對婚姻穩定概率的邊際影響所帶來的邊際效用，左邊第二項表示婚姻穩定概率不變條件下多生育一個孩子帶來的直接邊際效用， 方程右邊表示多生育一個孩子帶來邊際成本， 當生育孩子的邊際效用等于邊際成本時，即是最優生育數量。

（1）模型的均衡解

聯合方程（1）、（2）、（3）、（4）、（5）可以解得均衡時的生育數量Q*和婚姻穩定概率p*，最優生育數量是關于一系列外生變量的函數，

當生育率偏離均衡，例如生育率低于均衡時，增加生育數量會提高婚姻穩定性， 婚姻穩定性增強又提高生育數量， 生育率和婚姻穩定性都將上升直至達到均衡水平。

（2）比較靜態分析

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

（3）p=0 和1 時的生育率比較

對第二期在婚家庭和離婚家庭生育率進行比較，以進一步驗證上述結論。當第二期婚姻穩定性p=1 時， 家庭決策的目標是在聯合約束下最大化經過加權的集體效用：

構造拉格朗日函數：

將（6）式代入（7）式得到：

同理可以得到， 婚姻穩定性p=0 的家庭最優生育率解為：

3.模型結論

基于以上分析，本文可以得到如下結論：

結論一：當其他外生因素不變時，婚姻穩定性和生育率會自動調節到一個穩定的均衡狀態而不發生改變。

結論二：如果男女在婚時的理想生育數量大于離婚時的理想生育數量， 當有利于婚姻穩定性的外生因素減弱或不利于婚姻穩定性的外生因素增強時，生育率下降。

推論：如果男女在婚時的理想生育數量大于離婚時的理想生育數量， 在婚家庭的生育率總是大于離婚家庭的生育率。

四、計量模型和數據分析

1.數據來源和變量選取

本文使用的數據來源于2010 和2013年中國綜合社會調查（CGSS），選取15-60 歲農業戶籍曾婚育齡人口作為研究樣本③。為了檢驗婚姻穩定性對生育率的影響， 需要找到測量婚姻穩定性的變量。 已有的文獻將婚姻狀況或夫妻對婚姻質量的看法作為衡量婚姻穩定性的變量 （Koo and Janowitz, 1983; Lillard and Waite, 1993； Myers,1997; Rijkenand Liefbroer, 2009）。 本文使用的調查數據中包含受訪者婚姻狀況， 可以作為衡量婚姻穩定性的變量之一。 由于調查沒有問及受訪者對婚姻質量的看法，嘗試尋找其他變量。首先該調查詢問了受訪者關于“兩性關系過度開放導致婚姻不穩定” 嚴重程度的看法，2.04%認為該問題非常不嚴重，19.83%認為比較不嚴重，43.68%認為嚴重程度一般，27.42%認為比較嚴重，7.03%認為非常嚴重。 可見公眾普遍認為兩性關系過度開放是影響婚姻穩定性的不利因素。那么對待性行為（特別是婚外性行為）的態度會影響婚姻穩定性，受訪者對婚外性行為越認同，其婚姻穩定性可能越低，離婚的可能性越大。 該調查詢問了受訪者對于婚前性行為和婚外性行為的認可程度， 將婚外性行為和婚前性行為的認可程度分為5 類，“認為總是不對的”記為1，“認為多數情況下是不對的”記為2，“認為說不上對不對”的記為3，“認為有時是對的”的記為4，“認為總是對的”記為5。為了說明對待性行為的態度確實影響婚姻穩定性， 可以先采用計量回歸方法檢驗婚前性行為和婚外性行為態度對離婚概率的影響，假設離婚方程為：

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 對婚外性行為的認可程度，S2,i表示i 對婚前性行為的認可程度；xi表示其他影響離婚率的因素；εi是隨機擾動項α0、α1、α2、α3是待估參數。 則離婚的概率方程可表示為：

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

2.計量模型設定和數據描述統計

假設生育率方程如下：

Qi表示受訪者i 的子女數量，Hi表示婚姻狀況，S1,i表示對婚外性行為的認可程度，S2,i表示對婚前性行為的認可程度，νi是隨機誤差項。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生的控制變量兩類。 外生控制變量主要有受訪戶主的年齡、性別等，可能內生的控制變量主要有受訪戶主的教育水平、健康狀況等，這些因素可能同時影響生育率和婚姻穩定性， 從而影響估計結果，比如初婚年齡越早，生育率應該越高，且初婚年齡越早， 可能意味著婚姻的搜尋時間過短，信息不對稱越嚴重，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生的控制變量，可以檢驗估計結果的穩健性。

表1 給出了樣本主要變量的統計值， 觀測樣本的平均子女數量為1.65 個，平均理想生育數量為1.99 個，對婚外性行為的平均認可程度為1.26分， 對婚前性行為的平均認可程度為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 主要變量的統計值

3.數據分析

表2 反映了不同婚姻狀況下的受訪者的理想生育數量，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量分別為2.03、1.97、1.69 和2.16 個。 與初婚者相比，分居未離婚者的理想生育數量略下降； 離婚者的理想生育數量下降了0.34 個，且在1%水平上顯著；再婚者的理想生育數量上升了0.13 個，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量分別為1.99、2.27、1.66 和2.08 個，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量分別為2.08、1.79、1.72和2.24 個。 與女性初婚者相比，女性離婚者的理想生育數量下降了0.33 個，且在1%水平上顯著；女性再婚者的理想生育數量上升了0.09 個。 與男性初婚者相比， 男性離婚者的理想生育數量下降了0.36 個，且在1%水平上顯著；男性再婚者的理想生育數量上升了0.16 個。 總之，不管男性還是女性，離婚者的理想生育數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數量，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數量分別為1.82、1.92、1.18 和2.31 個。與初婚者相比，分居未離婚者的子女數量變化不顯著； 離婚者的子女數量減少了0.64 個，且在1%水平上顯著； 再婚者的子女數量增加了0.49 個，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數量分別為1.80、2.17、1.29 和2.5 個，男性初婚者、分居未離婚者、 離婚者和再婚者的平均子女數量分別為1.83、1.80、1.08 和2.12 個。 與女性初婚者相比，女性離婚者的子女數量下降了0.51 個， 且在1%水平上顯著；女性再婚者的子女數量增加了0.7 個。與男性初婚者相比， 男性離婚者的子女數量下降了0.75 個，且在1%水平上顯著；男性再婚者的子女數量增加了0.29 個④。 總之， 不管男性還是女性，離婚者的生育數量顯著低于初婚者。

表2 和表3 的統計結果表明， 離婚男女的理想生育率低于在婚男女性， 離婚男女性的實際生育率也低于在婚男女性，從而驗證了3.3 的推論。

五、實證分析

1.對待性行為的態度對離婚率影響的回歸結果

首先采用probit 模型對離婚概率方程進行回歸，以檢驗對待性行為的態度對離婚率的影響。表4 第1 列只考察受訪者婚外性行為和婚前性行為認同程度對離婚率的影響， 第2 列控制了受訪者年齡、初婚年齡、性別、民族、宗教和調查年份，第3 和4 列進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 列是基于所有觀測對象的回歸結果， 第4列是基于15-60 歲農業戶籍曾婚育齡人口的回歸結果。 第1 列回歸結果顯示，S1 項系數為0.0036，在1%水平上顯著，表明受訪者對婚外性行為的認同程度每增加1 單位，離婚概率將上升0.0036。第2 列和第3 列回歸結果顯示， 在逐步控制住其他變量后，S1 項依然顯著為正， 第4 列針對15-60歲農業戶籍曾婚育齡人口的回歸結果也顯示S1項系數顯著為正，表明回歸結果較為穩健，對婚外性行為的認同程度與離婚率存在顯著正向關系。第1-4 列回歸結果顯示，S2（對婚前性行為的認同程度）項系數均不顯著為正，表明受訪者對婚前性行為的認同程度對離婚概率的影響是正向的，但不顯著。 根據表4 的回歸結果，可以得到，個人對婚外性行為的認同程度在一定程度上測量了婚姻的穩定程度。越認同婚外性行為，說明發生婚外情的概率越大，對婚姻的沖擊越大，婚姻穩定性越低。

表2 婚姻狀況與理想生育數量的關系

表3 婚姻狀況與子女數量的關系

表4 對待性行為的態度對離婚率的影響

2.婚姻穩定性對生育率影響的回歸結果

首先根據圖1 反映的婚外性行為認同感與子女數量關系來初步分析婚姻穩定性對生育率的影響。 圖1-（1）中，縱坐標表示受訪者對婚外性行為認同值， 橫坐標表示與相應認同值對應的平均子女數量。 S1=5 組的平均子女數量為1.08 個，S1=4組的平均子女數量為1.11 個，S1=3 組的平均子女數量為1.23 個，S1=2 組的平均子女數量為1.3個，S1=1 組的平均子女數量為1.79 個。 該圖說明對婚外性行為的認同程度越高， 平均生育子女數量越少，意味著婚姻穩定性越低，生育率越低。 但是， 對婚外性行為持有不同態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， 而不一定是婚姻穩定性差異所致。 圖1-(2)反映了受訪者對婚外性行為認同程度與生育數量缺口⑤之間的關系，S1=1 組的平均子女數量比理想生育數量少0.29 個，S1=2 組的平均子女數量比理想生育數量少0.63 個，S1=3 組的平均子女數量比理想生育數量少0.68 個，S1=4 組的平均子女數量比理想生育數量少0.93 個，S1=5 組的平均子女數量比理想生育數量少1.31 個。 該圖表明隨著個體對婚外性行為的認同程度增加， 生育數量缺口增大，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量的差異造成的， 個體對婚外性行為的認同程度增加意味著婚姻穩定性降低，生育率隨之下降。

圖1 婚外性行為認同感與子女數量的關系

下面利用15-60 歲農業戶籍曾婚育齡人口樣本對生育率方程進行回歸， 檢驗婚姻穩定性對生育率的影響。 表5 第1-3 列采用異方差穩健標準差的OLS 回歸方法，第4 列采用聚類穩健標準差的OLS 回歸方法。 第1 列只考察受訪者婚姻狀況和對待性行為的態度的影響， 第2 列控制了受訪者年齡、初婚年齡、性別、民族、宗教和調查年份，第3 和4 列進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、理想生育數量和省份虛擬變量。 第1 列回歸結果顯示，H2 項系數為-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。 H3 項系數為0.277，在5%水平上顯著，表明再婚者相比初婚者的子女數量增加了0.277 個⑥。 S2 項系數為-0.109，在1%水平上顯著，表明對婚前性行為的認同程度每增加1 單位，子女數量將減少0.109 個。S1 項系數為-0.0307，在10%水平上顯著，表明對婚外性行為的認同程度每增加1 單位， 子女數量將減少0.0307 個。 第2-4 列回歸結果顯示，在控制住其他影響生育率的因素后，H2 項系數依然顯著為負， 即離婚者的生育率低于初婚者；S1 項系數依然顯著為負， 即對婚外性行為的認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 的回歸系數沒有發生顯著變化，說明回歸結果較為穩健，表明隨著婚姻穩定性下降，家庭生育率降低。

3.婚姻穩定性影響生育率的內生效應和外生效應

盡管表5 的回歸結果表明婚姻穩定性對生育率存在總體的正向效應， 但這種效應可能是生育率的反向影響導致的。下面，本文考慮將人口流動作為婚姻穩定性的外生沖擊， 通過比較農村流動人口和非流動人口婚姻穩定性與生育率的變動關系來試圖識別婚姻穩定性影響生育率的內生效應和外生效應。

首先對回歸樣本進行重新篩選， 分析調查數據發現，40-60 歲農業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 歲農業流動人口的子女出生較早， 雖然當前處于流動狀態， 但在其子女出生前或出生期間并不一定處于流動狀態， 其流動與否對生育率的影響并不明顯， 因此本文利用15-39 歲農業戶籍曾婚人口樣本進行研究。根據理論分析，當其他外生因素不變時， 由于婚姻穩定性與生育率之間相互影響，兩者達到一個均衡的穩定狀態。當影響婚姻穩定性的不利外生因素增加時， 生育率是下降的。已有的研究發現，人口流動對婚姻穩定性具有負的外生沖擊（風笑天，2006；杜鳳蓮，2010；高夢滔，2011 等），預期這種沖擊會對生育率產生局部均衡影響。

表5 婚姻穩定性對生育率的影響

在生育率方程中分別加入流動和S1 的交互項、流動和S2 的交互項進行回歸。 表6 第1-3 列顯示了流動與S1 的交互效應。 第1 列只考察S1項與交互項L*S1，結果顯示S1 項系數不顯著，交叉項L*S1 系數均顯著為負。這表明農業非流動人口對婚外性行為的認同程度不會影響生育率，農業流動人口對婚外性行為的認同程度對生育率具有顯著負效應。 第2 列在第1 列的基礎上加入受訪者年齡、初婚年齡、性別、民族等相對外生的控制變量， 第3 列在第2 列的基礎上加入了受訪者教育水平、 健康狀況等可能內生的控制變量和省份虛擬變量，結果都顯示S1 項系數不顯著，交叉項系數依然顯著為，說明回歸結果比較穩健。農業非流動人口對婚外性行為的認同程度不會影響生育率，這是因為在其他外生因素不變的情況下，婚姻穩定性與生育率之間的多重反饋機制使得兩者處于一個穩定的均衡狀態。具體分析過程如下：農村非流動人口對婚外性行為的認同程度增加，一方面可能導致婚姻穩定性降低進而不利于生育數量增加， 另一方面生育數量增加反過來有利于提高婚姻穩定性從而有利于生育率上升， 因而非流動人口的生育率均衡在沒有外生因素作用下將保持不變。 農業流動人口對婚外性行為的認同程度增加會使得生育率顯著降低，這是因為，人口流動對婚姻穩定性具有負的外生影響， 當影響婚姻穩定性的不利外生因素增強時， 生育率就會下降到一個更低的均衡水平。

表6 人口流動對生育率的局部均衡影響

表6 第4-6 列顯示了流動與S2 的交互效應。第4 列只考察S2 項與交互項L*S2，第5 列在第4 列的基礎上加入受訪者年齡、 初婚年齡、性別、 民族等相對外生的控制變量， 第6 列在第5列的基礎上加入了受訪者教育水平、健康狀況等可能內生的控制變量和省份虛擬變量，結果都顯示交叉項系數顯著為負，表明當不利于婚姻穩定性的外生因素增強時，生育率下降。 表6 的回歸結果在一定程度上驗證了本文3.3 的結論， 表明婚姻穩定性對生育率的影響存在內生效應和外生效應。

六、結論

據2015年全國1%人口抽樣調查顯示， 我國2015年的總和生育率僅為1.05， 遠遠低于2.2 的更替水平。 實施全面二孩政策以后，2016年全國出生人口總量為1618 萬，低于2015年的1655 萬和2014年的1687 萬， 我國的低生育率現象依然突出。造成生育率低下的原因有很多，其中婚姻穩定性是一個不可忽略的重要因素。 目前國內在這方面的研究還很缺乏， 本文在考慮生育率與婚姻穩定性相互影響的基礎上， 分析了婚姻穩定性與生育率變動的關系。在理論方面，將婚姻穩定性分為受生育率影響的內生部分和不受生育率影響的外生部分，構建生育模型分析得到：在其他外生條件不變的情況下，婚姻穩定性和生育率處于一個穩定的均衡狀態而不發生改變；若男女在婚時的理想生育數量大于離婚時的理想生育數量，當影響婚姻穩定性的不利外生因素增強時，生育率下降。

在實證方面， 采用CGSS 微觀調查數據檢驗婚姻穩定性對生育率的影響效應， 其中婚姻穩定性變量從受訪者的婚姻狀況和對待性行為的態度兩個角度衡量。 回歸結果表明婚姻穩定性對生育率具有總體正向效應， 具體則表現為農村非流動人口婚姻穩定性對生育率沒有顯著影響， 而流動人口婚姻穩定性對生育率具有顯著正向影響。 這是因為非流動人口沒有受到外生因素沖擊， 生育率和婚姻穩定性都處于均衡水平而不發生變化；流動人口則受到不利于婚姻穩定性的外生因素影響，使得均衡的生育率和婚姻穩定性水平都降低。本文得出的政策啟示是， 應當增強有利于婚姻穩定性的外生因素， 使得社會生育率和婚姻穩定性都提升到一個較高均衡水平。

需要說明的是，由于數據的限制，本文的實證分析只是初步識別了婚姻穩定性影響生育率的內生效應和外生效應， 實證的數據和方法都有待改進。 未來，在獲取適當數據的基礎上，還需要作進一步嚴格的分析。

注釋：

①下標f 表示女性，m 表示男性；A、K 為大于0 的 常數，Fi（Q）是關于的倒“U”型函數，Q 與越接近，Fi（Q）越大， 即實際生育數量越接近理想生育數量時效用越大；表明生育數量和消費數量均滿足邊際效用遞減性質。

③曾婚人口包括初婚者、分居未離婚者、離婚者、再婚者。

④對于初婚者和離婚者而言，子女數量基本上等同于實際生育數量；對于再婚者而言，由于包含了繼子和繼女，子女數量可能大于實際生育數量。

⑤生育數量缺口指的是實際子女數量與理想生育數量之差的絕對值。

⑥再婚者子女數量增加的原因可能有兩個，一是生育行為導致，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成聯合承諾（Vikat et al.，1999；Buber&Prskawetz，2000；Prskawetz et al.，2002 等），二是繼子女數量增加導致。