中國二元戶籍制度的人口風險效應研究

嚴士清 鹽城師范學院城市與資源環(huán)境學院

中國二元戶籍制度的人口風險效應研究

嚴士清 鹽城師范學院城市與資源環(huán)境學院

中國二元戶籍制度同特定的福利與社會保障制度、計劃生育政策等相結合，影響城鄉(xiāng)居民的生育水平、出生人口性別比，從而影響城鄉(xiāng)人口數量風險和結構風險。綁定在二元戶籍制度上的福利與社會保障水平的城鄉(xiāng)差異，一方面影響鄉(xiāng)城遷移人口的數量與結構，進而影響人口數量風險與結構風險及其城鄉(xiāng)差異。另一方面，導致外來人口遭遇社會排斥，進而影響外來人口社會排斥的風險。二元戶籍制度還對人口風險的代際傳遞性和空間互補性產生重要影響。

二元戶籍制度 人口風險 城鄉(xiāng)差異

一、引言

我國人口總和生育率業(yè)已低于世代更替水平［1-3］，一孩生育觀成為城鄉(xiāng)居民的主流生育觀［4］；且出生人口性別比持續(xù)偏高［5］。加之，人口城市化不斷加快，其城鄉(xiāng)差別化效應對人口流入地和流出地的人口結構產生重要影響［6］。這些導致特定區(qū)域人地矛盾尖銳、全國或區(qū)域人口結構失衡，對區(qū)域經濟發(fā)展和社會穩(wěn)定等產生嚴重威脅，即所謂人口風險。

人口風險可分為人口數量風險與人口結構風險［7］。人口數量風險可分為兩種情況，一是因區(qū)域人口數量太少，對人口繁衍產生負面影響的風險，這一人口數量風險是人口系統(tǒng)的系統(tǒng)內風險。二是區(qū)域人口數量太大，人口與自然、經濟和社會系統(tǒng)間的矛盾日益尖銳，環(huán)境條件制約人類的生存和發(fā)展，這一人口數量風險屬于人口系統(tǒng)同環(huán)境系統(tǒng)之間的系統(tǒng)間風險。人口結構風險皆為人口系統(tǒng)內風險，它可分為四類，一是人口年齡結構風險，以及由此引起的養(yǎng)老風險。二是人口性別結構風險，以及由此引起的婚姻擠壓風險、留守婦女遭受侵害的風險。三是胎次結構風險，以及由此導致的獨生子女家庭的“失獨”風險。四是外來人口受到社會排斥的風險等。

中國二元戶籍制度除了具有一般戶籍制度的人口信息統(tǒng)計功能，還具有居民身份定格功能，以及二元戶籍制度同特定的政治、經濟和社會條件相結合而產生的多個派生功能，如限制人口流動的功能、政治斗爭輔助工具的功能、思想政治教育輔助工具的功能促進區(qū)域經濟發(fā)展輔助工具的功能等［8］。這些功能的發(fā)揮使得中國二元戶籍制度對全國或特定區(qū)域的人口數量和人口結構產生影響，進而影響區(qū)域人口風險；并使人口風險具有時間上的繼承性和空間上的關聯性。本文將借助于中國二元戶籍制度對系統(tǒng)間人口風險和人口結構風險的影響討論二元戶籍制度的人口風險效應。為此，下文述及的人口數量風險就是指人口數量增加所導致的人口系統(tǒng)同自然、經濟和社會系統(tǒng)間的不協調的風險。

二、中國二元戶籍制度對區(qū)域人口數量風險的影響

中國二元戶籍制度同特定的福利和社會保障制度、計劃生育政策等相結合，影響生育水平和人口遷移數量，進而影響人口系統(tǒng)與自然、經濟和社會系統(tǒng)之間關系，從而對人口數量風險及其城鄉(xiāng)差異產生影響。

（一）通過影響生育水平來影響人口數量風險

自1980年起，我國實施嚴格“一胎化”計劃生育政策，其執(zhí)行的效果是城市好于農村，城市人口生育率明顯低于農村。1981年我國城市婦女總和生育率為1.39，農村為2.91。城市一胎率為87.9%，二胎率10.4%，三胎率1.3%，四胎及以上占0.4%。而農村一胎率為42.0%，二胎率27.0%，三胎率14.3%，四胎率7.5%，五胎及五胎以上的占9.2%［9］。人口城市化對生育率的影響方面，對1980-2010年的面板數據分析發(fā)現，“戶籍人口城鎮(zhèn)化”對抑制生育率的直接效應和間接效應分別是“常住人口城鎮(zhèn)化”的1.8倍和0.8倍［10］?？梢姡寝r業(yè)人口和農業(yè)人口生育率的差異是人口數量變動特征和人口數量風險城鄉(xiāng)差異的形成重要影響因素。其作用機理為，非農業(yè)戶口比農業(yè)戶口承載更為豐厚的福利與社會保障，非農業(yè)人口違反計劃生育將付出更高的成本。于是，戶籍制度影響非農業(yè)人口和農業(yè)人口的生育行為，進而對城市和鄉(xiāng)村的人口數量風險狀況產生不同的影響。

（二）通過影響人口遷移來影響人口數量風險

新二元中國戶籍制度之所以具有二元性，因其給城市居民和農村居民分別“貼上”非農業(yè)戶口和農業(yè)戶口的標簽，根據戶口性質給予相應的福利待遇，從而直接或間接地對遷移人口的數量產生影響，導致非農業(yè)人口和農業(yè)人口一定程度上的隔離。由此，中國二元戶籍制度具有一定的人口風險效應。中國二元戶籍制度經歷了“隔離式”二元戶籍制度和“滲透式”二元戶籍制度兩個演變階段性，其人口風險效應、形成機制等也各具特色。

一是“隔離式”二元戶籍制度階段。二元戶籍制度同福利與社會保障制度相結合，通過行政措施和“福利排斥”兩個途徑限制鄉(xiāng)城人口遷移，進而影響區(qū)域人口數量的變動。由于戶籍制度在限制鄉(xiāng)城人口流動，中國城市人口增長緩慢，甚至出現過多年的負增長階段。1958年中國城鎮(zhèn)人口為10721萬人，城市化水平達16.2%；1959年城鎮(zhèn)人口增加到12371萬人，人口城市化率為18.4%；1960年城鎮(zhèn)人口為13073萬人，城市化率達19.7%。1961年開始公民經濟調整、精簡城市職工，城鎮(zhèn)人口迅速下降，到1963年全國城鎮(zhèn)人口僅為11646萬人，比1960年減少1427萬人，城市化水平下降至16.8%。盡管1964年之后城市人口有所增加，城市化水平提高到18.4%?？墒?，1966-1978年的13年間，中國城市化率始終沒有超過1965年的18.0%，1972年甚至降低至17.1%。顯然，中國二元戶籍制度嚴格限制了人口的鄉(xiāng)城流動，有效的規(guī)避了城市人口大量增加所致的人口數量風險。同時，在特定區(qū)域的農村，因人口急劇增長、人地矛盾加劇并向社會領域擴展，產生一系列社會風險。

二是“滲透式”二元戶籍制度階段。戶籍制度通過“福利排斥”來緩解城市人口數量風險。二元戶籍制度所綁定的教育、醫(yī)療、住房、最低保障等福利與社會保障制度影響外來人口的“帶眷”遷移數量。2005 年7月《閔行區(qū)流動人口狀況與服務需求》課題組調查顯示，剛來滬半年以下的流動人口帶動少兒遷移的概率僅為21.0%，在滬十年以上的流動人口則達到56.2%。對于全體流動人口，不論來滬時間長短，其帶動老人遷移的發(fā)生概率都不高，在10-16%間波動［11］。顯然，二元戶籍制度通過綁定的福利與社會保障制度對外來人口的“帶眷遷移”產生一定的影響，進而影響區(qū)域人口數量風險。

在城市“福利排斥”中“居住排斥”更為引人注目。因住房消費占工資的比重大，且住房消費的一次性投入很大，故“居住排斥”的效果很明顯。如2009年上海市推出“四位一體”的保障體系，為戶籍人口和“引進人才”提供“廉租住房、共有產權保障住房（經濟適用房）、公共租賃房、征收安置住房（動遷安置房）”四種保障住房。其前提是擁有上海市戶口，或者是上海市引進人才。因此，“城市就像一個城堡，救助體系也像一個城堡，外面的人要靠戶口、經濟手段才能進來”。若非“城市引進人才”，外來人口因沒有城市戶口無法享受住房保障，而難以在此立足。陳映芳教授認為，“如今‘居住排斥’可能正在成為政府減輕人口壓力的一個主要手段”［12］。顯然，戶籍制度是“住房排斥”發(fā)揮作用的前提和基礎，在減輕城市人口壓力、規(guī)避城市人口數量風險中發(fā)揮了積極作用。

三、中國二元戶籍制度對區(qū)域人口結構風險的影響

中國二元戶籍制度同特定的福利與社會保障制度、計劃生育政策等相結合，在影響人口數量風險的同時，對改變區(qū)域人口結構產生重要影響，從而成為影響我國人口結構風險及其城鄉(xiāng)差異的重要因素。

（一）通過影響生育狀況影響人口結構風險

1980年代初，我國計劃生育政策由“晚、稀、少”收緊到“一胎化”。中國二元戶籍制度賦予城市戶口和農村戶口以不同的福利與社會保障水平，城市居民與農村居民計劃外生育的動力和成本不同，使得城市與鄉(xiāng)村在出生率、出生性別比、獨生子女數等方面存在顯著差別，進而對我國人口結構風險及其城鄉(xiāng)差異產生影響。

首先，戶籍制度通過影響人口出生率來影響戶籍人口的年齡結構風險。在二元戶籍制度的影響下，計劃生育政策在城市執(zhí)行效果遠好于農村，使得農村人口出生率高于城市；因城市戶口綁定的福利好于農村戶口，成為農村死亡率高于城市的一個重要影響因素。于是，農村人口出生率、死亡率和自然增長率方面皆高于城市。以1998年為例，城市人口的出生率為13.67‰，死亡率為5.31‰，自然增長率為8.36‰，農村人口的出生率為17.05‰，死亡率為7.01‰，自然增長率為10.04‰，三項指標均為農村高于城市［13］。這必然導致戶籍人口年齡結構的城鄉(xiāng)差異，以及由此引起的養(yǎng)老風險的城鄉(xiāng)差異。顯然，按戶籍人口計，城市老年撫養(yǎng)比重高于農村，城市養(yǎng)老風險更大。

其次，戶籍制度通過影響出生人口性別比來影響人口性別結構風險。第一，“一胎化”計劃生育政策實施過程中出生性別比不斷提高。1980-1987年出生性別比分別為107.3、107.0、107.2、107.8、108.3、112.2、112.2和110.9，自1985年出生性別比迅速提高［14］。第二，出生性別比隨著孩次的增加和時間的推移而提高。從孩次來看，1980-1988年間二、三、四、五孩的出生性別比分別比一孩平均高出4.706、8.009、10.560和10.628。從時間看，1980年后三孩、四孩（除1981年和1.983年）和五孩的出生性別比均高于正常水平；1984年以后，二孩出生性別比也明顯升高；且每推遲一年，各胎次平均出生性別比升高1.2［15］。第三，出生性別比的提高由農村出生性別比的升高所致。1980-1987年，城市出生性別比分為107.7、107.6、110.2、103.4、105.4、104.2、107.8和103.8，而農村分別為106.3、106.7、105.8、107.4、108.5、112.7、110.5和112.4［14］。城市出生性別比出現波動，但未上升；而農村出生性別比，在政策實施后逐步升高。第四，農村出生性別比的提高歸因于計劃外生育出生性別比的升高。1980-1987年農村計劃內出生性別比分別為104.63、105.25、102.76、106.46、102.41、109.14、104.34和108.75，出生性別比無明顯提高；同時期農村計劃外出生性別比分別為107.64、107.81、108.30、108.21、114.48、116.35、117.49和116.56，農村計劃外出生性別比提高很快［14］。第五，有無男孩對農村婦女后續(xù)胎次出生性別比產生重要影響。以1989年為例，農業(yè)戶口生育婦女中，原沒有男孩的，二孩性別比為138、三孩為188、四孩為182、五孩則為204。已有一個男孩的，二孩性別比為101、三孩為108、四孩和五孩均為128?？梢姡瑹o男孩的農村育齡婦女中，二孩及多孩生育想要男孩之迫切［15］。

上述事實說明兩個問題：其一，“一胎化”政策實施之后，農村出生性別比的提高是全國出生性別比不斷提高、城鄉(xiāng)出生性別比差距逐步增大，以及由此導致的人口性別結構風險及其城鄉(xiāng)差異不斷增大的根本原因。其二，戶籍制度在其中發(fā)揮了重要的作用：農村戶口所綁定的福利與社會保障遠少于城市戶口。一方面，使農民只能靠養(yǎng)兒防老，他們要求生育男孩的動力遠大于城市居民。另一方面，農民計劃外生育的成本遠低于城市居民。

再次，戶籍制度通過影響總和生育率導致“失獨”風險及其城鄉(xiāng)差異。受二元戶籍制度的影響，“一胎化”計劃生育政策實施效果具有城鄉(xiāng)差異，進而引起“失獨”風險的城鄉(xiāng)差異。綜合1990年和2010年人口普查數據，從較寬的統(tǒng)計口徑看，2010年全國累計獨生子女死亡或“失獨”家庭達到100.3萬戶。從較嚴的統(tǒng)計口徑看，2010年全國累計獨生子女死亡或“失獨”家庭達到64.45萬戶［16］。然而，城鄉(xiāng)總和生育率不同、獨生子女家庭占所有家庭的比重存在城鄉(xiāng)差異。以1998年為例，全國總和生育率為1.8 左右，估計農村為2.1 左右，城市為1.2 左右，農村總和生育率遠高于城市［13］。據估算，當年5-30歲的獨生子女中，農業(yè)戶口約6381.31萬人，占全國總量的53.3%；非農業(yè)戶口的約5586.25萬人，占全國總量的46.68%［16］，農村“失獨”家庭的絕對數略大于城市。若按“失獨”家庭占全部家庭的百分比計算，城市家庭“失獨”風險則遠高于農村家庭。

（二）通過影響遷移人口特征影響人口結構風險

從就業(yè)遷移來看，“滲透式”二元戶籍制度階段，鄉(xiāng)城人口流動強度不斷增加。二元戶籍制度因同福利與社會保障制度想綁定，強化了就業(yè)遷移的人口結構特征。福利制度制約男性“帶眷遷移”的能力［11］，故就業(yè)遷移中青壯年男性的優(yōu)勢更加明顯?！拔迤铡睌祿@示，就業(yè)遷移人口的性別比為134.8，20萬人以上的大股遷移流都為男性［17］，鄉(xiāng)城遷移使得城市常住人口性別比提高，農村常住人口性別比降低。在人口性別比不斷提高的背景下，增加了城市的人口性別結構風險。另外，以農民工為主體的城市外來人口，年輕人的比重明顯高于城市戶籍人口［6］。在我國人口快速老年化的背景下，青壯年人口的流入對緩解城市養(yǎng)老風險具有積極意義，卻加劇了農村的老年化進程和老年化程度。

從婚姻遷移看，其主要特征是女性由福利與社會保障水平低的地方遷往高的地方。大城市戶籍附帶較多的城市公共福利，因而“為戶口而婚”的現象非常普遍。對上海市黃浦區(qū)“六普”數據分析表明，上海市內婚姻遷移中農業(yè)戶占67.9%，省際城鄉(xiāng)遷移中農業(yè)戶占68.2%［18］。從城市戶籍到農業(yè)戶籍，福利梯度顯著。城市內部雖存在體制內外的福利差異，但與鄉(xiāng)村相比，戶口附帶公共福利仍有一定的優(yōu)勢?；檫w者為獲取城市公共福利，便將婚姻作為一種交換工具，以此來獲得城市人的身份［18］。在出生人口性別比居高不下的背景下，女性人口通過婚姻遷移由農村流向城市，緩解了城市性別結構風險和婚姻擠壓的風險，卻增加了農村地區(qū)下班結構風險和婚姻擠壓的風險，尤其是欠發(fā)達地區(qū)的農村。

（三）戶口利承載量的差別導致外來人口社會排斥的風險

“滲透式”二元戶籍制度階段，農村勞動力大量進入城市。在制度上形成對沒有當地城市戶口的農民工的社會排斥，形成了阻礙農民工融入城市社會的強大制度性力量。這種制度性力量直接導致或間接影響了農民工在經濟、政治、社會網絡、文化、社會保障與教育等各個方面遭受的社會排斥［19］。以此為基礎，農民工因其就業(yè)領域、收入水平、生活習慣等原因，遭到城市居民的群體排斥。城市居民的偏見與歧視根源于城鄉(xiāng)分割的二元戶籍制度及相關福利與社會保障制度，心理上的偏見一旦產生便具有一定的穩(wěn)定性，它能夠以一定的慣性來維持城市居民在文化、網絡等方面對農民工的排斥［19］。故中國二元戶籍制度成為農民工在城市受到社會排斥及其社會風險的制度根源。

同樣，二元戶籍制度同農村土地承辦制等制度相結合，在農村沒有當地戶口的城市居民也受到一定的社會排斥。這一排斥主要表現為經濟排斥，外來人口被排斥在農村土地承包、宅基地福利、農村集體經濟組織等福利體系之外。在發(fā)達地區(qū)的城市近郊，因宅基地價值高、集體經濟組織分紅更多，外來人口在農村受到的社會排斥表現得較為明顯。

四、中國二元戶籍制度對人口風險時空關聯性的影響

區(qū)域的人口風險可能跨越時間傳遞給下一代，也可能突破空間對相關區(qū)域的人口風險產生影響。中國二元戶籍制度中子女戶口性質的確定方法，戶口性質對子女成長的影響、戶籍制度對鄉(xiāng)城遷移人口的數量和結構特征的影響等，影響人口風險的時空關聯性。

（一）對人口風險代際傳遞性的影響

中國二元戶籍制度具有公民身份定格功能，子女戶口性質通常由母親的戶口性質所決定，戶口性質一旦確定往往難以改變。因城鄉(xiāng)戶口承載不同的福利和社會保障水平，父母的戶口性質往往成為影響子女發(fā)展與社會流動的重要因素。非農業(yè)戶口擁有更好的福利與社會保障水平，對青少年的成長更為有利，城市青少年往往比農村青少年具有更好的發(fā)展機會。研究表明戶口性質是影響入黨、經濟收入水平、職業(yè)等的重要因素［21］。由此，中國二元戶籍制度在人口風險代傳遞性的形成中發(fā)揮了一定的作用。

（二）對人口風險空間互補性的影響

中國二元戶籍制度與福利與社會保障制度相結合影響遷移人口的特征，從而使得人口遷出地和遷入地在人口數量和結構方面密切關聯，對人口風險所具有的空間互補性產生重要影響。比如，中國二元戶籍制度削弱就業(yè)遷移人口的“帶眷”遷移能力，增加了青壯年男性在就業(yè)遷移人口中比重，能夠更好地緩解流入地城市人口老年化程度和養(yǎng)老風險，卻加劇了人口流出地的農村老年化進程和老年化深度、加劇了農村養(yǎng)老風險。再如，以青年女性為主體的婚姻遷移能夠緩解城市婚姻擠壓的風險，卻增加了農村婚姻擠壓的風險。

五、結論與啟示

1.中國二元戶籍制度具有人口風險效應。研究中國二元戶籍制度及其一元化改革，必須準確把握中國二元戶籍制度的人口風險效應及其變化趨勢，為制定科學合理的戶籍制度改革政策服務。

2.中國二元戶籍制度的人口風險效應不是戶籍制度單獨作用所顯現的“個體功能”，而是戶籍制度同相關的福利與社會保障制度、特定的計劃生育政策相結合而形成的“群體功能”。研究二元戶籍制度的人口風險效應，必須綜合研究相關制度、政策等在人口風險效應形成中的作用。

3.中國二元戶籍制度的人口風險效應具有多方面特征，研究中國人口風險及其演變趨勢，必須全面深入地研究中國二元戶籍制度人口風險效應的各個特征，以全面把握人口風險的特征及其演變趨勢。

4.中國二元戶籍制度是我國人口風險形成與演變的重要影響因素。研究中國人口風險特征及其演變趨勢，必須深入研究中國二元戶籍制度及其演變特征對人口風險的影響機理，為制定科學合理的人口政策奠定理論基礎。

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嚴士清（1966-），男，江蘇淮安人，副教授，博士，主要從事人文地理學的教學與研究。

本文為江蘇省社科基金項目“江蘇省人口風險的空間差異研究（11SHD014）”和江蘇省高校哲學社會科學基金項目“城市化水平的區(qū)域差異對江蘇省統(tǒng)一城鄉(xiāng)戶口的影響研究（2010SJD970036）”的階段性成果。