关于生育意愿，文献[2]最早在新古典生育分析范式主流框架内建立起家庭生育选择的微观基础理论模型，又称之为“家庭消费选择决策”模型，该标准理论模型从需求层面阐释了家庭消费效用的决策机制. 之后又有学者改进了“家庭消费选择决策”模型，从供给层面对家庭生育意愿的数量和质量进行了探讨分析^[3]. 其他关于生育意愿影响因素的研究还包括生育津贴^[4]、避孕技术和医疗水平的提升^[5]、金融工具的发展^[6]、宗教信仰^[7]等.

关于人口流动对生育意愿的影响，经济学术界曾提出四大理论模型：选择模型，即由于流动人口在生活习惯、宗教信仰、地区分布、年龄结构、收入教育等方面和非流动人口不同，从总体上说，两个群体之间的生育差距可能由固定因素造成，并没有显著的证据证明人口流动会带来生育率的下降^[8]；干预模型，即人口流动会导致适龄生育人群不适应流入地的生活习惯、地理环境、民族风俗、宗教信仰等，无法使自己始终处于安全健康的状态，从而失去生育意愿；社会化模型，即生育意愿的形成具有惯性，当第一代人口流动发生时，固有的生育思想和生育行为并不会立刻改变，随着流动人口在当地生根发芽和入乡随俗，流动人口会慢慢接受流入地的“游戏规则”，并最终达到相同的生育水平^[9]；融合模型，即随着落地生根，流动人口完全适应当地的各种制度，已经跟当地居民融为一体，生育行为趋近一致^[10]. 文献[11]使用了1970年和1980年的美国人口普查数据，研究发现对于流动适龄生育妇女，生育数量会低于本土出生的白人妇女生育水平，且流动人口融入美国的时间越长，生育行为越可能保持一致. 文献[12]在对美国流动人口研究的实践基础上，发现流动人口在流入地每增加一年，生育意愿就下降4%. 文献[13]在研究不发达农村地区人口流动对生育意愿的影响时，发现流动人口生育意愿低于农村地区的两个主要原因是流入地适应性和生育选择效应.

近年来，国内学者也一直关注着人口流动与生育意愿的关系^[14-16]，但很少有人关注农村地区的流动人口，并且已有的文献仅依据经验判断和代表区域数据展开研究，无法得到比较科学的实证结论. 随着人口老龄化的加速迫近，迫切需要从理论和实践中找到改善我国人口结构现状的实施路径，而加快提高我国适龄生育年龄阶段人群生育意愿的数量和质量是重要的落脚点和着力点.

对于一个家庭来说，微观经济活动包括两个层面：一个是需求(暨消费)层面. 这个层面包括生存消费和发展消费两个部分，生存消费主要是指日常的吃、穿、住、行等方面，通过消费产品(商品)来完成自身生产资料和生活资料的再生产，这一部分属于真实需求；发展消费主要包括生育繁衍后代、家庭劳务活动、基础教育/职业教育/高等教育/学历教育/非学历教育提升、职业层次晋升、人文素养培训、兴趣爱好培养、劳动技能拓展、出国继续深造等方面，通过消费服务(劳务)来实现自身潜在生产资料和生活资料的再生产，这一部分属于潜在需求. 另一个是供给(暨收入)层面. 这一层面跟第一个层面的发展消费有直接关系，发展潜在需求直接决定了这一层面的收入供给数量和质量. 因此，家庭时间分配决策包括两个部分，即生存消费时间分配决策和发展消费时间分配决策. 家庭消费总效用U包括生存消费效用U_sur和发展(潜在)消费效用U_Pdev，本文单独把发展消费效用中的生育(潜在)消费效用U_fer分离出来，因此，家庭消费总效用U包括生存消费效用U_sur、生育消费效用U_fer和发展消费效用U_dev.

根据文献[12]的家庭时间分配理论，假定家庭总时间为

设家庭总效用函数为：

其中，总成本CT是时间t、时间机会成本Ct_op、其他单位成本C_oth的函数，即

总体来看，人口流动主要从经济欠发达地区(农村)流向经济较发达地区(城市)，通常是为了获取更高的收入、就业机会以及更好的教育、养老、医疗等社会保障福利，实现美好生活需求. 基于文献[12]的家庭时间分配和家庭消费决策理论分析表明，人口流动会产生两种效应：一方面，人口流动会导致收入增加，产生对预算约束的放松，进而增加适龄生育人群生育意愿(即收入效应)，但现阶段人口流动的收入效应尚不明显，可能是由于流动人口无法真正融入到流入地，无法享受到流入地该享有的社会福利；另一方面，收入增加也会导致机会成本(包括时间机会成本和其他机会成本)增加，即因相对价格而改变生育意愿的挤出效应增加. 因此，本文认为现阶段挤出效应大于收入效应，以下理论分析都是以此为基点，而实证分析的结构恰恰印证了本文的推断. 可以用单位时间工资(工资率wt)衡量时间机会成本Ct_op，并且工资率是关于人口流动概率γ的增函数：

其他单位成本C_oth也是关于人口流动概率γ的增函数：

生育的成本CT_fer包括生育时间t_fer、因生育造成的时间机会成本Ct_fur以及因生育而产生的交通、住院、医疗、康复等其他单位成本C_oth：

经济较发达地区拥有更优质的医疗资源，但成本也更加昂贵. 因此，

其中：U_fer为生育消费效用，x_fer为表示生育消费的所有产品，t_fer为生育整个过程持续的时间，w(γ_mig)为机会成本，C(γ_mig)为其他成本.

生育意愿对人口流动概率的一阶偏导函数为：

因为

所以

这表明生育意愿与人口流动概率成反向变动关系，即：

命题   生育意愿数量(效用)随着人口流动(概率)的增加而下降.

加入不同的控制变量以后，本文设计了以下几个研究假设：

假设Ⅰ：相较于城市地区，农村地区流动人口生育意愿下降的程度更为明显.

假设Ⅱ：与非农业家庭相比(登记状态)，农业家庭流动人口的生育意愿下降的程度更为明显.

假设Ⅲ：随着个人收入的增加，流动人口生育意愿下降的程度趋于缓和.

假设Ⅳ：随着教育程度的增加，流动人口生育意愿下降的程度趋于缓和.

假设Ⅴ：相较于无性别偏好的流动人口，拥有男孩性别偏好的流动人口生育意愿下降的程度更为明显.

假设Ⅵ：相较于没有参加养老保险的流动人口，已经参加养老保险的流动人口生育意愿降低的程度更为明显.

根据农村地区流动人口和生育意愿的特征，结合目前已经向社会公开的调查数据，本文选取2013年、2015年、2017年的CGSS截面调查数据做成混合面板调查数据进行研究.

CGSS调查基本上涵盖了农村和城市地区的注册人口，采访了受访者本人及其家庭的实际情况，其中自身层面人口学基本特征包含受访者生育意愿数量、人口流动、户口、年收入、受教育年限、性别偏好、参加社会保障状况、婚姻状态、工作现状、性质、年龄、宗教信仰等情况，家庭层面包含了家庭整体收入、实际生育子女等情况. 这些微观调查数据与本文研究内容高度相关.

随着我国进入老龄化社会的进程加快，迫切需要从理论和实践中找到改善我国人口结构现状的实施路径，加快提高我国适龄生育年龄阶段人群生育意愿的数量和质量，是现阶段社会经济研究的重要研究内容之一. 本文采用CGSS调查问卷中“如果没有政策限制的话，您希望有几个孩子？”这一理想子女数来衡量生育意愿数量fertiexp. “如果没有政策限制的话”这句话说的政策指的是计划生育政策，该政策1970年开始执行，本文采用的是在计划生育政策松动之后的CGSS(2013-2017年度)数据，因此基本不会受到“两孩”政策实施的影响，再加上生育意愿是理想子女的生育数量，跟实际子女的生育数量之间存在着一定的差距，综合来看，生育政策的调整对本文数据所带来的影响可以忽略不计. 因此，适龄生育人口是指：年龄介于18~55岁，有能力和需要生育的男性和女性；婚姻状况是已婚(第一次婚和再婚).

将CGSS问卷调查数据整理后发现，调查对象的年龄分布差异过大，本文由于需要研究农村地区人口流动对生育意愿的影响，因此仅把适龄生育年龄阶段人群生育意愿的数量和质量作为研究对象. 另外，由于问卷调查中存在若干统计缺失和录入失误的数据，因此对总样本量为34 988的混合面板调查数据进行如下处理：删除各变量异常值；删除年龄在18~55岁范围外所有的样本数据，最后可用样本数据共17 056条.

本文选择的解释变量为人口流动变量，在计量模型中定义“0/1”虚拟人口流动变量nmobreg^*，将登记地为“本乡(镇、街道)”的受访者定义为人口非流动，令nmobreg^*=0；其他的定义为人口流动，令nmobreg^*=1.

其他控制变量包括户籍类别(houregis^*)、户口登记状态(nagrireg)、个人收入对数(lpincom)、教育年限(eduyear)、性别偏好(gendpref)、养老保险参保(retirinsur)、婚姻登记现状(maristat)、工作现状(workstat)、年龄(age)、宗教信仰(relig)、家庭收入对数(lhousnetinc)、已有女儿数量(daugexi)、已有儿子数量(sonexi). 表 1汇报了各个变量的描述性统计特征.

从全样本来看，适龄生育人群的平均生育意愿数量为1.859个，流动人口的平均生育意愿数量为1.838个，非流动人口的平均生育意愿数量为1.869个，农村户籍的平均生育意愿数量为1.936个. 从样本数据可以粗略看出，流动人口的平均生育意愿数量要小于非流动人口.

为了验证“生育意愿数量(效用)随着流动人口流动概率的增加而下降”这个命题，笔者设计了3个实证回归模型，以便于回归结果的比较，从而确定最优实证模型与计量方法. 由于3种计量方法所使用的计量实证模型基本一致，故统一建模如下：

如果视生育意愿数量(fertiexp)为连续变量，则可以采用OLS线性概率模型作为工具变量法的第一对照组. 鉴于本文研究的被解释变量生育意愿数量(fertiexp)只能取非负整数，故考虑泊松回归计数模型作为工具变量法的第二对照组.

回归模型究竟该用OLS计量方法还是Ⅳ工具变量法，就必须对模型中解释变量的内生性问题做一番探讨和检验. 下面对本模型解释变量内生性问题做定性的初步探讨分析.

首先，根据理论模型生育成本(包含机会成本)会影响生育意愿数量，生育成本的度量有很多方面，而机会成本却是不可实际观测的. 本文只用了生育成本中机会成本的代理变量即人口流动变量来衡量，显然，这个代理变量不足以代替全部生育成本，可能存在遗漏变量问题.

其次，人口流动和生育意愿可能存在双向因果关系. 人口流动通过影响生育成本而影响生育意愿数量，同时，反过来，生育意愿可能也会影响人口流动，为了让后代受到高质量的教育服务，得到更美好的生活服务和社会福利，那些有生育意愿的家庭可能就会产生人口流动.

最后，人口流动还可能产生人员测量误差.

因此，人口流动虚拟变量nmobreg^*很可能是内生性变量.

在将生育意愿视为计数变量时，究竟是选择负二项回归计数模型还是泊松回归计数模型？在ZIP模型中，Vuong检验p_value=0.501 1，认为选择使用标准泊松回归计数模型更加合适. 为了达到对比对照的效果，本文特意设计了有nmobreg^*核心变量的OLS线性回归和泊松计数回归，回归结果见表 2.

虽然，得到的解释变量系数为负值，符合预期，但是，不管是有核心变量还是没有核心变量，OLS和泊松回归结果并不理想，当加入核心解释变量时，OLS和泊松回归模型并没有发生显著变化，并且nmobreg^*系数并不显著. 所以，笔者怀疑存在内生解释变量，考虑使用Ⅳ回归.

人口流动变量很可能是内生性变量，需要运用工具变量法来解决. 为了验证笔者的推断，也为了回归模型设定和使用计量方法的正确性，必须进行解释变量内生性检验. 传统的豪斯曼检验假定扰动项同方差，但是，实践中截面数据很有可能存在大量扰动项异方差问题，所以本文用改进的在异方差的情况下也同样适用的“杜宾-吴-豪斯曼检验”(DWH检验).

检验结果表示DWH检验的p_value=0.000 0＜0.05，故可认为nmobreg^*为内生变量. 本文笔者引入变量spousedu(配偶的教育年限)和famemb(现有家庭成员数量)作为nmobreg^*的工具变量Ⅳ.

假设1：工具变量Ⅳ中配偶的教育年限spousedu和现有家庭成员数量famemb都是外生变量.

假设2：工具变量Ⅳ中配偶的教育年限spousedu和现有家庭成员数量famemb都是内生变量，与人口流动变量nmobreg^*正相关.

对于假设1，可通过过度识别检验来判定，但其成立必须有一个大前提，即模型是恰好识别的. 因此，下面重点讨论一下现有家庭成员数量famemb的外生性问题，对于农村家庭来讲，一开始都是这个家族住在一起，现有家庭成员数量会对人口流动产生影响，即部分家庭成员为了改善现有生存环境而选择分家，流动到环境、机会更好的地方独立发展，从而对生育意愿产生间接影响，而现有家庭成员数量不大可能对生育意愿产生直接影响，这就保证了现有家庭成员数量famemb这个工具变量的外生性. 在此前提下，对模型进行2SLS回归，使用稳健标准误，对工具变量spousedu和famemb进行变量外生性过度识别检验. 其检验结果p_value=0.489 8＞0.05，故接受假设1，认为工具变量Ⅳ中的spousedu和famemb都是外生的，与扰动项不相关.

对于假设2，从2SLS第一阶段的回归结果可知，工具变量spousedu和famemb对人口流动内生变量nmobreg^*有较好解释力，p值都小于0.05. 结果F_statistic=11.640 2＞10，p_value=0.000 0＜0.05，故不满足弱工具变量假设，可认为工具变量与内生变量存在相关性.

故本文应当采用Ⅳ(变量spousedu和famemb作为nmobreg^*的工具变量)计量方法来分析农村地区人口流动对生育意愿的影响.

通过不同方法的回归估计(回归结果见表 3)，笔者发现TSLS、LIML、GMM、IGMM这4种方法回归结果大体相当，人口流动核心变量nmobreg^*的估计系数均在1%的差异有统计学意义，但考虑到实际过程中截面数据容易产生异方差现象，而存在异方差的情况下，GMM比TSLS回归更有效率. 相较于两步法GMM回归，实际操作中，更常使用迭代法GMM来进行回归估计推断. 故本文以最优IGMM回归的结果作为判断标准.

从表 3第(4)列的结果可以看出，核心解释变量nmobreg^*估计系数为-1.563，即人口流动会使适龄生育人群的生育意愿数量平均减少1.563个，且在1%的统计水平上显著，这说明此方法估计结果较为有效，同时，也印证了本文第二部分提出的命题：生育意愿数量(效用)随着人口流动(概率)的增加而下降.

再看其他控制变量，养老保险参保变量估计系数在10%统计水平上显著；受教育年限变量、工作状态变量、家庭收入对数变量估计系数在5%统计水平上显著；剩余所有控制变量均在1%统计水平上显著，这说明模型整体拟合较好.

为了检验模型回归的稳健性，本文选取不同问卷年份的截面数据分别进行回归. 以适龄生育人群的生育意愿数量为被解释变量进行IGMM回归，表 4展示了2013年、2015年、2017年的分样本Ⅳ_GMM回归结果. 从结果来看，除了2015年nmobreg^*的系数在10%的差异有统计学意义外，另外两年均在1%的差异有统计学意义，且回归系数分别达到-1.788、-1.617和-1.218，从中发现流动人口生育意愿下降的程度随着时间的变化在慢慢趋于缓和.

根据前文分析，可以得到基本结论：生育意愿数量(效用)随着人口流动(概率)的增加而下降，但这只是针对全样本的，要想进一步探究不同控制变量的加入会使人口流动对生育意愿产生怎样的异质性影响和再次验证Ⅳ实证方法回归模型的稳健性，还需要进行不同控制条件下流动人口对生育意愿的分样本Ⅳ_GMM回归. 对这种异质性和稳健性的深入分析，将更加有利于验证本文提出的1个命题和6个假设，以便于精准进行政策干预. 下文将通过对不同户籍类别、不同户口登记状态、不同收入水平、不同教育程度、不同性别偏好、不同养老保险参与度6个层面的对比分析来检验人口流动对生育意愿影响的异质性.

城市地区基本社会保障福利比较全面，生活便利程度和幸福程度都比农村地区要高，对于流动人口来说，城市地区可以提供流动人口更大的生育安全保障. 因此，笔者认为，假设I可能会成立. 为了验证该假设，进行了按户籍(农村/城市)分布分样本Ⅳ_GMM回归，结果如表 5.

从结果来看，人口流动对不同户籍类别适龄生育人群的生育意愿均有不同程度的影响. 虽然不同户籍类别流动人口生育意愿都有所下降，但生育意愿下降的程度不同. 农村户籍的流动人口生育意愿平均下降了2.188个单位，城市户籍的流动人口生育意愿平均下降了1.406个单位，而且这两个系数均在1%的差异有统计学意义. 这就验证了本文提出的假设Ⅰ：相较于城市地区，农村地区流动人口生育意愿下降的程度更为明显.

农业户口流动人口由于受到户口登记限制^[17]，无法融入到流入地，也无法享受流入地的各项待遇福利，而且需要承担流入地的高额成本开支. 农业户口人员收入基本来自于打工和农业收入，农业属于靠天吃饭的产业，从而影响收入，同时，传统农业是需要大量人力劳动的产业，可能会减少流动人员的可支配时间. 为了进一步研究假设Ⅱ，笔者进行分样本Ⅳ_GMM回归检验，结果如表 6.

从结果来看，人口流动对不同户口登记状态适龄生育人群的生育意愿均有不同程度的影响. 虽然不同户口登记状态流动人口生育意愿都有所下降，但生育意愿下降的程度不同. 农业户口的流动人口生育意愿平均下降了1.788个单位，非农户口的流动人口生育意愿平均下降了1.214个单位，而且这两个系数均在1%的差异有统计学意义. 这就验证了本文提出的假设Ⅱ：相较于非农户口，农业户口流动人口生育意愿下降的程度更为明显.

从理论模型和实证分析可以看出，收入水平通过制约生育预算(生育成本)的宽松程度影响适龄生育人群生育决策.

按照个人收入(收人已经按照国家统计局发布的CPI折算指数统一折算为2017年收入水平)排序进行收入水平的划分，将其分为高、中、低3档，其中高档为个人收入大于4万元，中档为大于2万元小于等于4万，低档为小于等于2万元. 对其分别进行分样本Ⅳ_GMM回归，具体结果见表 7.

从结果来看，人口流动对不同收入水平适龄生育人群的生育意愿均有不同程度的影响. 虽然不同收入水平流动人口生育意愿都有所下降，但生育意愿下降的程度不同. 低收入的流动人口生育意愿平均下降了2.247个单位，中收入的流动人口生育意愿平均下降了1.318个单位，高收入的流动人口生育意愿平均下降了1.683个单位，而且这3个系数均在5%的差异有统计学意义. 这就验证了本文提出的假设Ⅲ：随着个人收入的增加，流动人口生育意愿下降的程度趋于缓和.

一般来说，受教育程度越高，就业前景和机会越好，意味着收入水平和各项福利待遇可能越高. 因此，笔者认为，受教育程度的不同会对流动人口生育意愿产生影响，究竟影响程度如何，需要进一步验证. 按照受教育年限的多少将样本分为基础义务教育、中等职业教育和高等学历教育3个层次，分别进行受教育程度分样本Ⅳ_GMM回归，结果如表 8.

从结果来看，人口流动对不同受教育程度适龄生育人群的生育意愿均有不同程度的影响. 虽然不同受教育程度流动人口生育意愿都有所下降，但生育意愿下降的程度不同. 基础义务教育层次的流动人口生育意愿平均下降了2.208个单位，中等职业教育层次的流动人口生育意愿平均下降了1.540个单位，高等学历教育层次的流动人口生育意愿平均下降了0.703个单位，而且这3个系数均在5%的差异有统计学意义. 这就验证了本文提出的假设Ⅳ：随着教育程度的增加，流动人口生育意愿下降的程度趋于缓和.

一直以来，农村地区存在严重的重男轻女现象，每家每户都希望生育男孩，即具有男孩偏好. 这种风气是否会对流动人口生育意愿产生影响？为了回答这个问题，本文提出了性别偏好假设Ⅴ，将样本分为男孩偏好和无偏好两个类别，设计了验证该假设的按性别偏好分样本Ⅳ_GMM回归检验，结果如表 9.

从结果来看，人口流动对不同性别偏好适龄生育人群的生育意愿均有不同程度的影响. 虽然不同性别偏好流动人口生育意愿都有所下降，但生育意愿下降的程度不同. 男孩偏好的流动人口生育意愿平均下降了4.026个单位，该系数在10%的差异有统计学意义；无性别偏好的流动人口生育意愿平均下降了1.213个单位，该系数在1%的差异有统计学意义. 这就验证了本文提出的假设Ⅴ：相较于无性别偏好的流动人口，拥有男孩性别偏好的流动人口生育意愿下降的程度更为明显.

一直以来，农村地区都有养儿防老的说法，抚养子女的功能之一就是养老，那么，全面普及养老保险是否会对流动人口生育意愿产生影响？为了回答这个问题，本文提出了假设Ⅵ，设计了验证该假设的按是否参加养老保险分样本Ⅳ_GMM回归，回归结果如表 10.

从结果来看，人口流动对不同养老保险参与度适龄生育人群的生育意愿均有不同程度的影响. 虽然不同养老保险参与度流动人口生育意愿都有所下降，但生育意愿下降的程度不同. 已经参加养老保险的流动人口生育意愿平均下降了1.594个单位；没有参加养老保险的流动人口生育意愿平均下降了1.481个单位，而且这两个系数均在1%的差异有统计学意义. 这就验证了本文提出的假设Ⅵ：相较于没有参加养老保险的流动人口，已经参加养老保险的流动人口生育意愿降低的程度更为明显.

本文研究了农村地区人口流动对生育意愿的影响，基于文献[2]的家庭时间分配和家庭消费决策理论分析，实证结果显示，后一种作用占主导地位，即现阶段挤出效应大于收入效应，人口流动使得适龄生育人群生育意愿平均降低了1.563个单位，而农村地区流动人口生育意愿更是平均下降了2.188个单位，且该系数在1%的差异有统计学意义. 同时从多个角度分样本回归证明了这一结果的稳健性.

随着人口老龄化的加速到来，迫切需要从理论和实践中找到改善我国人口结构现状的实施路径，而加快提高我国适龄生育年龄阶段人群生育意愿的数量和质量是重要的落脚点和着力点，根据本文的研究结论，相较于城市地区，农村地区流动人口生育意愿下降程度更为明显(见表 5)，因此，现阶段的重点任务是如何提高流动人口(尤其是农村地区)适龄生育年龄阶段人群的生育意愿数量，笔者认为：在政策上可以全面放开户籍制度；加大对农业的补贴力度；完善收入分配机制，扩大中等收入水平；加强义务教育的宣传和普及，加大职业教育和成人教育的投入；提倡男女平等的生育理念和政策宣传；加大社会保险的覆盖层面等.