全面三孩背景下中国农村二孩和一孩身体健康状况的比较*

付明卫，崔磊强，李瑞莹

(1.中国社会科学院 经济研究所，北京 100836；2.中国社会科学院大学 经济学院，北京 102488)

一、引言

中国的人口老龄化形势愈来愈严峻。中国65岁及以上人口的比重在2001年达到7.10%，按照国际标准，表示中国已经进入老龄化社会。之后，这一比重逐年增加(如图1所示)，至2020年时已达13.50%。为应对老龄化带来的挑战，中国政府改革了原来的计划生育政策，分别于2013年末和2015年末实施了“单独二孩”和“全面二孩”政策。然而，如图1所示，鼓励生育政策只是带来人口出生率在2014年和2016年的短暂回升，并没有扭转人口出生率不断走低的趋势。为进一步鼓励生育，中共中央政治局于2021年5月31日召开会议，决定实施一对夫妻可以生育三个子女政策及配套支持措施(下文简称“全面三孩政策”)。但是，局部调查研究表明，二孩家庭生育三孩的意愿并不高。譬如，2021 年 8 月被调研的湖北省125个区县的5 131个城乡的二孩家庭，仅有141个家庭(占2.75%)有生育三孩的意愿。[1]1-18

图1 中国的老龄化率和出生率注：老龄化率的单位为%，人口出生率的单位为‰。数据来自国家统计局数据库：https://data.stats.gov.cn。

本文通过比较农村家庭中二孩和一孩的身体健康状况，试图为较低的三孩生育意愿提供一个解释。中国农村地区在2013年人口政策调整之际施行的是“一孩半”政策。1982年初发布的“中共中央、国务院关于进一步做好计划生育工作的指示”(中发[1982]1号)规定，农村普遍提倡一对夫妇只生育一个孩子；某些群众确有实际困难要求生二胎的，经过审批可以有计划地安排；不论哪一种情况都不能生三胎。同年2月，中共中央和国务院发布“关于进一步做好计划生育工作的指示”，规定了可生二胎的十种情况。但是，符合这十种情况的一孩夫妇数占比低于5%。[2]47-54这种生育政策在农村受到了巨大抵制，执行起来困难重重。1984年4月，中共中央批转国家计划生育委员会党组《关于计划生育工作情况的汇报》，提倡一对农村夫妇只生一个孩子，但增加了可生二胎的几种情况，使得符合这些情况的一孩夫妇数占比接近10%。[2]47-54当时，山东和辽宁允许一胎为女孩的农村夫妇在一定年限后可以生二胎。其他省份迅速借鉴了山东和辽宁的这一做法，形成了农村地区广泛施行的“一孩半”政策。

我们使用中国家庭动态调查(China Family Panel Survey，CFPS)2010年、2012年、2014年和2016年的数据，发现中国农村养育两个孩子的家庭，由于缺乏抚育好孩子的资金和时间，其二孩的身体健康状况明显不如一孩。具体而言，我们得到如下结论：首先，在控制了性别、年龄和家庭背景等一系列因素后，二孩在过去一年生病住院的概率平均而言要比一孩高8个百分点；其次，二孩出生时体重不比一孩轻、胎龄不比一孩少、满一岁之前的生病次数和看病次数不比一孩多，表明二孩过去一年生病住院概率高并不是先天性因素导致的，而是后天因素导致的；最后，二孩无论是男性还是女性，其身体健康状况都比一孩差。研究表明，农村家庭缺乏足够的资金和时间来保障二孩的身体健康状况和一孩一样好。这意味着，在“优生优育”观念深入人心的背景下，农村二孩家庭今后生育三孩的可能性不大。

目前国内有关出生顺序影响身体健康的研究[3]28-31、[4]447-450、[5]56-59、[6]70-72、[7]704-707都发表在医学期刊上，它们使用某几家医院、某个县或某个地级市的数据，分析时没有控制影响健康的其他因素。而本文使用的样本覆盖我国25个省(市、自治区)(1)不含香港、澳门、台湾、新疆、西藏、青海、内蒙古、宁夏和海南。的调查数据，利用回归分析控制了其他因素的影响，代表性更强，结论更科学。

二、文献综述

学界在二十世纪六十年代就开始研究出生顺序的影响，研究主题包括出生顺序对教育、性格、亲子关系、酗酒和犯罪行为等方面的影响。Adams详细地综述了这些研究成果[8]411-439。下面，笔者首先根据已有文献概括出生顺序影响身体健康的机制，然后介绍出生顺序影响身体健康的经验研究。

(一)出生顺序影响身体健康的理论机制

出生顺序影响孩子健康的机制可归为先天因素和后天因素两类。基于先天因素的分析认为，出生顺序越早的孩子出生时的身体越不健康。基于后天因素的分析认为，出生顺序晚的孩子，身体健康状况既可能好些，也可能差些。

1.先天因素。先天因素包括四点：首先，母亲生育孩子数量越多，其生殖系统由于反复运作从而越成熟，因此越晚出生的孩子其体重越稳定，身体越健康。[9]158-162其次，在母亲首次怀孕期间，子宫螺旋动脉会发生结构性变化，导致血流增快，这对胎儿成长十分有益。由于这个变化在怀孕之后不会消失，之后怀上的孩子从一开始就能享受到子宫里血流阻力减少、营养供给更充足的天然优势，由此发育得更好。[10]348-353再次，母亲在首次怀孕期间可能焦虑、保留抽烟等不良行为，更易感染妊娠并发症，这都会影响出生顺序早的孩子的健康。[11]363-395最后，母亲生育孩子越多，免疫系统越完善，因而出生顺序晚的孩子在母亲子宫内能获得更全面的营养供应，[12]27-45更全面的营养能保障孩子大脑和中枢神经系统的正常发育。[13]81-128

2.后天因素。后天因素主要指父母在抚养孩子上的资源配置，包括家庭财产资源、家庭智力环境、父母陪伴时间和母乳喂养时长等。资源配置分为客观和主观两个方面。

客观资源配置指随着同胞数量的增多，每个孩子分配到的资源不可避免被稀释。Becker and Lewis提出的“数量-质量”模型指出，孩子数量越多，能够分配到的家庭内部各种资源就越少，因此不利于孩子发展。[14]279-288Zajonc and Markus提出的“汇合模型”认为，个体智力水平受父母和兄弟姐妹的智力的影响，不同的智力环境与出生顺序相结合会产生累积效应，进而影响不同位序子女的智力水平。[15]74-88Blake提出的“资源消耗假说”认为，晚生的子女由于要与其他同胞分享资源，因此家庭资源被稀释，导致他们的学业和智力表现不如其哥哥和姐姐。[16]421-442然而，也有学者指出，孩子出生越晚，父母育儿经验越充足，故晚生的孩子更健康。还有学者提出，出生顺序与资源分配可能存在U形规律，即出生最早和最晚的孩子分配到的资源最多，而出生在中间的孩子分配到的资源最少。譬如，老大和老幺分别在刚出生和最后离开家的时候有一段时期作为家里的“独生子女”而存在，因此获得父母陪伴和照顾的时间更多。[17]722-737

主观资源配置指因父母有目的地进行资源配置。关于父母主观行为如何影响孩子们的资源配置，有学者认为父母主观行为会扩大孩子之间的资源禀赋差距[18]143-162，有的认为会缩小这个差距[19]37-64。对于父母主观行为会扩大这个差距的观点，其逻辑是，因为孩子们总福利越大、父母养老时就能从孩子们那里得到更多回报，所以父母关注的是增加孩子们的总福利。由于投资高禀赋孩子会带来更高的边际回报，父母会对高禀赋孩子进行更多投资，导致孩子间的差距扩大。对父母行为会缩小孩子间资源禀赋差距的观点，其逻辑是，父母出于公平性的考虑，会对出生条件差的孩子进行更多投资，以弥补他们资源禀赋上的先天不足。学者们发现，IQ对学习成绩的影响在不同家庭的孩子间较大，但在同一家庭的不同孩子间较小，说明父母对家中IQ低的孩子采取了补偿性措施。[19]37-64

(二)出生顺序影响身体健康的经验研究

有关出生顺序影响身体健康的经验研究，一类关注出生体重，另一类关注患病率。出生体重是婴儿健康状况的重要衡量指标，在死亡率、身高、认知水平、教育程度和收入状况等方面会对孩子产生长远和持久的影响。

关于出生顺序与出生体重的关系，学界没有形成定论。基于国外孩子的研究发现，婴儿出生体重随着出生顺序的增加而增加[9]158-162。然而，也有研究发现，一孩和六孩(及七孩、八孩等)出现低出生体重的比例最高，三孩的比例最低。[20]501-509计德永和王君研究发现在中国某市妇幼保健院2013年分娩的6 151名单胎活产儿中，出生顺序晚的婴儿体重不达标的概率更高。[7]704-707国内外研究的差异可能与文化传统、经济发展水平和生育政策有关。

患病率方面的研究结论因病种而异。这些研究发现，出生顺序早，慢性疲劳综合征[21]615-620、肝癌[3]28-31和青光眼[5]56-59的发生率高，但鼻咽癌[6]70-72的发生率低。然而，这四项研究都只使用来自少数几家医院或某个市的患者样本，分析时也没有控制其他因素的影响。Barclay et al.使用瑞典170多万的人口普查数据，控制其他因素的影响后发现，出生顺序越晚死亡率越高，尤其是因呼吸系统癌症和外部原因导致的死亡率越高，并且这一效应在女性群体中更明显。[22]613-619他们认为，出现这些结果的原因是，越晚出生的孩子由于资源获得不足，因此智商水平越低，教育程度也越低，从而成年时期的死亡率高。

三、数据、模型和描述统计

(一)数据

本文使用的是CFPS 2010年、2012年、2014年和2016年的数据(2)本文经验分析要控制受访人住址到其最近医疗点的距离。CFPS只在2010年和2012年时包含此信息。由于调查时的样本轮换，我们通过家庭编号只能给极少数2018年受访的家庭匹配上此信息。因此，我们未使用2018年的数据。。CFPS是一项全国性、综合性的社会追踪调查项目，样本覆盖我国25个省、市和自治区，代表性很强。CFPS的问卷包括村居、家庭成员、家庭、成人和少儿五类。本文使用数据以少儿问卷为主，并辅以成人问卷、家庭问卷和村居问卷的部分信息。我们在少儿问卷中依据父母编号、家庭编号和村居编号分别从成人问卷中匹配进父母信息、从家庭问卷中匹配进家庭信息、从村居问卷中匹配进村居信息。本文所用样本为每个调查年度只有两个年龄不超过6岁的孩子且母亲年龄不超过40岁的农村家庭。这样做是基于如下几点考虑：首先，全面三孩政策直接放开二孩家庭的生育约束、对一孩家庭的生育决策影响很小，因此我们只研究二孩家庭。其次，将母亲年龄限定为不超过40岁，一是因为超过40岁的妇女可能丧失了生育能力，不能对全面三孩政策做出反应；二是因为超过40岁的女性，自己没有生育能力的话，很可能收养孩子，收养孩子的家庭和生育孩子的家庭不可比。Wei and Zhang(2011)研究中国性别比对储蓄率的影响时，也把样本限于母亲年龄不超过40岁的家庭。再次，中国政府规定，小学入学的最低年龄为6周岁。为了排除小学教育对孩子健康的影响，我们将样本限定为孩子年龄不超过6岁的样本。这样共得到1 440个二孩家庭，2 880个孩子。最后，由于每个城市家庭的孩子数较少，我们进一步将样本限定在农村家庭。1 440个二孩家庭中，我们首先删除两个孩子户口类型不相同的168个家庭，在余下的1 272个两个孩子户口类型相同的家庭中，我们进一步删除125个城市家庭和40个户口类型不明的家庭，得到1 107个农村二孩家庭的2 214个孩子。1 107个家庭来自25个省的168个区县，其中被调查一次、两次、三次和四次的家庭数分别为695户、352户、60户和0户。168个区县中有1户、2户、3户受访家庭的区县数分别为49个、18个、10个。

(二)模型

本文比较二孩和一孩身体健康状况的模型如下：

yijdt=α0+α1Secondi+α2Secondi*Boyi+ΓXit+ΛXjt+Districtd+Yeart+εijdt

(1)

其中，yijdt代表t年调查的d地区j家庭i小孩的身体健康状况，包括“孩子过去一个月的生病次数”( 简称“上个月生病次数”)、“孩子过去一个月的就诊次数” ( 简称“上个月看病次数”)、“孩子过去一年看病次数”(简称“去年看病次数”)、“孩子过去一年是否住院”(简称“去年是否住院”)、“孩子出生体重是否达标”、“孩子胎龄是否足月”、“孩子1岁前生病次数”和“孩子1岁前看病次数”共8个变量。我们根据医学文献，将2 500克、9个月分别作为出生体重是否达标、胎龄是否足月的判断标准。在控制了家庭收入、就医便捷程度等一系列因素后，生病或看病次数越多，表示身体越不健康。

Second表示是否为二孩，“是”取值为1、“不是”取值为0。Boy是“男孩”时取值为1、是“女孩”时取值为0。Xi代表个体控制变量，包括孩子性别、出生体重是否达标、胎龄是否足月、母乳喂养时间、年龄、是否有医疗保险以及平时是否由父母照顾(3)比较二孩和一孩出生时健康状况时不包括这些控制变量。。Xjt为父母、家庭和村居层面的控制变量，包括父母双方在孩子出生时的年龄和文化水平、孩子生病时的处理方式、调查年份的家庭人均纯收入、家离最近医疗点需要的时间、家离最近的市(镇)商业中心需要时间、家里做饭用水是否干净、从村委会到本县县城所需时间以及村居方圆5公里内是否有重污染工厂。Districtd和Yeart分别代表现居住区县的固定效应和被访年份的固定效应。εijdt是随机扰动项。

(三)描述统计

如前所述，我们筛选出1 107个农村二孩家庭2 214个孩子。但是，在这2 214个观测值中，家到最近医疗点时间、家到最近商业中心时间、到本县县城时间和孩子母乳喂养时间四个变量中未缺失的观测值数分别为1 536个、1 536个、1 669个和1 719个。四个变量取值都未缺失的观测值数进一步下降到1 072个。由于其他变量的取值也有少部分缺失，并且只有所有变量取值都未缺失的观测值才参与估计，最终我们估计模型(1)的样本仅有868个。

由表1可知，样本中孩子在接受调查时的过去一个月平均生病0.69次、平均看病0.55次，接受调查时的过去一年平均看病2.24次、住过院的占比为10.4%。孩子们的平均出生体重为6.42斤，胎龄足月的占95.3%。孩子们在满1岁之前的平均生病次数和看病次数分别为3.73次和3.00次。由于某些孩子在某些变量上的取值缺失，样本中二孩的占比是40.1%，低于50%。样本中孩子的平均年龄为3.67岁，平均母乳喂养时间为8.99个月，64.6%的孩子平时由父母照看，69.8%的孩子有医疗保险。孩子生小病时，76.0%的监护人会立刻去看医生，而24.0%的监护人会自己去找药喂孩子。

表1 变量描述统计

四、经验分析结果

(一)基准分析

表2报告了二孩和一孩接受调查时健康状况的对比结果。在控制了孩子性别、孩子年龄、家庭收入和家庭所在地就医便捷程度等一系列因素之后，二孩的系数估计值在列(1)、列(2)和列(3)都不显著，表明二孩生病和看病的次数都与一孩无差别。然而，根据列(4)，二孩去年因病住院的概率比一孩高8个百分点。由于生大病才住院，这些结果表明，与一孩相比，二孩生病的概率不高，但更容易生大病。既然在控制了出生体重是否达标和胎龄是否足月这两个孩子先天健康状况的重要指标后，我们仍然得到二孩因病住院的概率要高这一结论，那么导致这一结论的原因必然是孩子后天的因素。在控制了家庭收入、家庭所在地就医便捷程度、母乳喂养时间、平时是否由父母照管和是否有医疗保险这些后天因素的前提下，二孩健康状况差的原因可能是，父母因为抚养孩子的经济压力增大，照看二孩的时间减少，与二孩的互动频率降低，等等。遗憾的是，CFPS提供的这方面数据质量可疑(4)CFPS调查中有“过去一年孩子与父亲同住多久(变量wb401)”“过去一年孩子与母亲同住多久(变量wb402)”这两个问题。然而，数据中把受访者回答 “选项7 几乎没有”当成了7个月，导致数据不可用。，导致我们不能验证这个解释。表2另外值得注意的一个结果是，二孩与男孩的交互项在四列中都不显著，表明男性二孩和女性二孩的健康状况无差别，意味着父母养育二孩时没有重男轻女。

表2 基准结果

(二)稳健性和机制分析

上文的基准结果假定，影响健康状况的不可观测因素总体而言在不同孩子间不相关，但在同一区县内的孩子间相关。然而，现实情况可能是，这些不可观测因素在同一省内的孩子间都可能相关。因此，我们控制省份固定效应，在省级层面聚类标准误，得到的结果如表3所示。此时，与一孩相比，二孩生病和看病的次数仍然无差别，去年住院的概率仍然显著要高。这表明本文的研究结论是稳健的。

表3 在省份层面聚类标准误的结果

上文在控制了孩子出生时的健康状况后发现二孩因病住院的概率高。此部分进一步检验孩子们在出生时和一岁以前的健康状况是否有差距，结果如表4所示。根据列(1)和列(2)，二孩出生时体重和胎龄与一孩无差别。根据列(3)和列(4)，二孩在一岁前的生病次数和看病次数与一孩也无差异。既然二孩出生时、一岁前的身体健康状况都不比一孩差，那么二孩长大后因病住院的高概率一定是后天因素造成的。

表4 出生时和一岁前身体健康状况的比较

五、结论和政策建议

党的十九大报告提出，“要促进生育政策和相关经济社会政策配套衔接，加强人口发展战略研究”。结合新近实施的全面三孩政策，本文比较农村家庭二孩和一孩的身体健康状况。基于CFPS的经验分析发现，中国农村家庭二孩因病住院的概率高于一孩，表明二孩的身体健康状况不如一孩。进一步的分析表明，二孩较差的身体健康状况并不是因为其出生时和一岁前身体就差；由于二孩身体较差这一结论不存在性别差异，表明二孩身体较差不是由农村家庭不重视女孩导致的。这些结论意味着，农村二孩身体较差，一定是因为中国农村家庭缺乏足够的时间和精力来抚育二孩。

本文结论表明，中国农村家庭现在缺乏足够多的时间和精力来抚育好二孩，因而实施全面三孩政策后的生育概率不会高。要激发农村二孩家庭生育三孩，首先要促进农村家庭的二孩健康。改善农村二孩健康，长期举措是通过经济发展进一步提高农村居民的收入水平，让他们能在孩子养育上投入更多的时间和精力。由于优质医疗资源下沉能减轻父母疏于管教对二孩健康的负面影响，短期内应该加大农村地区的公共卫生财政投入，促进优质医生扎根到农村，增加农村居民优质医疗资源的可及性。