全面三孩背景下中國(guó)農(nóng)村二孩和一孩身體健康狀況的比較*

付明衛(wèi)，崔磊強(qiáng)，李瑞瑩

(1.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院 經(jīng)濟(jì)研究所，北京 100836；2.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 102488)

一、引言

中國(guó)的人口老齡化形勢(shì)愈來(lái)愈嚴(yán)峻。中國(guó)65歲及以上人口的比重在2001年達(dá)到7.10%，按照國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)，表示中國(guó)已經(jīng)進(jìn)入老齡化社會(huì)。之后，這一比重逐年增加(如圖1所示)，至2020年時(shí)已達(dá)13.50%。為應(yīng)對(duì)老齡化帶來(lái)的挑戰(zhàn)，中國(guó)政府改革了原來(lái)的計(jì)劃生育政策，分別于2013年末和2015年末實(shí)施了“單獨(dú)二孩”和“全面二孩”政策。然而，如圖1所示，鼓勵(lì)生育政策只是帶來(lái)人口出生率在2014年和2016年的短暫回升，并沒(méi)有扭轉(zhuǎn)人口出生率不斷走低的趨勢(shì)。為進(jìn)一步鼓勵(lì)生育，中共中央政治局于2021年5月31日召開(kāi)會(huì)議，決定實(shí)施一對(duì)夫妻可以生育三個(gè)子女政策及配套支持措施(下文簡(jiǎn)稱“全面三孩政策”)。但是，局部調(diào)查研究表明，二孩家庭生育三孩的意愿并不高。譬如，2021 年 8 月被調(diào)研的湖北省125個(gè)區(qū)縣的5 131個(gè)城鄉(xiāng)的二孩家庭，僅有141個(gè)家庭(占2.75%)有生育三孩的意愿。[1]1-18

圖1 中國(guó)的老齡化率和出生率注：老齡化率的單位為%，人口出生率的單位為‰。數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫(kù)：https://data.stats.gov.cn。

本文通過(guò)比較農(nóng)村家庭中二孩和一孩的身體健康狀況，試圖為較低的三孩生育意愿提供一個(gè)解釋。中國(guó)農(nóng)村地區(qū)在2013年人口政策調(diào)整之際施行的是“一孩半”政策。1982年初發(fā)布的“中共中央、國(guó)務(wù)院關(guān)于進(jìn)一步做好計(jì)劃生育工作的指示”(中發(fā)[1982]1號(hào))規(guī)定，農(nóng)村普遍提倡一對(duì)夫婦只生育一個(gè)孩子；某些群眾確有實(shí)際困難要求生二胎的，經(jīng)過(guò)審批可以有計(jì)劃地安排；不論哪一種情況都不能生三胎。同年2月，中共中央和國(guó)務(wù)院發(fā)布“關(guān)于進(jìn)一步做好計(jì)劃生育工作的指示”，規(guī)定了可生二胎的十種情況。但是，符合這十種情況的一孩夫婦數(shù)占比低于5%。[2]47-54這種生育政策在農(nóng)村受到了巨大抵制，執(zhí)行起來(lái)困難重重。1984年4月，中共中央批轉(zhuǎn)國(guó)家計(jì)劃生育委員會(huì)黨組《關(guān)于計(jì)劃生育工作情況的匯報(bào)》，提倡一對(duì)農(nóng)村夫婦只生一個(gè)孩子，但增加了可生二胎的幾種情況，使得符合這些情況的一孩夫婦數(shù)占比接近10%。[2]47-54當(dāng)時(shí)，山東和遼寧允許一胎為女孩的農(nóng)村夫婦在一定年限后可以生二胎。其他省份迅速借鑒了山東和遼寧的這一做法，形成了農(nóng)村地區(qū)廣泛施行的“一孩半”政策。

我們使用中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)調(diào)查(China Family Panel Survey，CFPS)2010年、2012年、2014年和2016年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國(guó)農(nóng)村養(yǎng)育兩個(gè)孩子的家庭，由于缺乏撫育好孩子的資金和時(shí)間，其二孩的身體健康狀況明顯不如一孩。具體而言，我們得到如下結(jié)論：首先，在控制了性別、年齡和家庭背景等一系列因素后，二孩在過(guò)去一年生病住院的概率平均而言要比一孩高8個(gè)百分點(diǎn)；其次，二孩出生時(shí)體重不比一孩輕、胎齡不比一孩少、滿一歲之前的生病次數(shù)和看病次數(shù)不比一孩多，表明二孩過(guò)去一年生病住院概率高并不是先天性因素導(dǎo)致的，而是后天因素導(dǎo)致的；最后，二孩無(wú)論是男性還是女性，其身體健康狀況都比一孩差。研究表明，農(nóng)村家庭缺乏足夠的資金和時(shí)間來(lái)保障二孩的身體健康狀況和一孩一樣好。這意味著，在“優(yōu)生優(yōu)育”觀念深入人心的背景下，農(nóng)村二孩家庭今后生育三孩的可能性不大。

目前國(guó)內(nèi)有關(guān)出生順序影響身體健康的研究[3]28-31、[4]447-450、[5]56-59、[6]70-72、[7]704-707都發(fā)表在醫(yī)學(xué)期刊上，它們使用某幾家醫(yī)院、某個(gè)縣或某個(gè)地級(jí)市的數(shù)據(jù)，分析時(shí)沒(méi)有控制影響健康的其他因素。而本文使用的樣本覆蓋我國(guó)25個(gè)省(市、自治區(qū))(1)不含香港、澳門、臺(tái)灣、新疆、西藏、青海、內(nèi)蒙古、寧夏和海南。的調(diào)查數(shù)據(jù)，利用回歸分析控制了其他因素的影響，代表性更強(qiáng)，結(jié)論更科學(xué)。

二、文獻(xiàn)綜述

學(xué)界在二十世紀(jì)六十年代就開(kāi)始研究出生順序的影響，研究主題包括出生順序?qū)逃?、性格、親子關(guān)系、酗酒和犯罪行為等方面的影響。Adams詳細(xì)地綜述了這些研究成果[8]411-439。下面，筆者首先根據(jù)已有文獻(xiàn)概括出生順序影響身體健康的機(jī)制，然后介紹出生順序影響身體健康的經(jīng)驗(yàn)研究。

(一)出生順序影響身體健康的理論機(jī)制

出生順序影響孩子健康的機(jī)制可歸為先天因素和后天因素兩類。基于先天因素的分析認(rèn)為，出生順序越早的孩子出生時(shí)的身體越不健康?；诤筇煲蛩氐姆治稣J(rèn)為，出生順序晚的孩子，身體健康狀況既可能好些，也可能差些。

1.先天因素。先天因素包括四點(diǎn)：首先，母親生育孩子數(shù)量越多，其生殖系統(tǒng)由于反復(fù)運(yùn)作從而越成熟，因此越晚出生的孩子其體重越穩(wěn)定，身體越健康。[9]158-162其次，在母親首次懷孕期間，子宮螺旋動(dòng)脈會(huì)發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化，導(dǎo)致血流增快，這對(duì)胎兒成長(zhǎng)十分有益。由于這個(gè)變化在懷孕之后不會(huì)消失，之后懷上的孩子從一開(kāi)始就能享受到子宮里血流阻力減少、營(yíng)養(yǎng)供給更充足的天然優(yōu)勢(shì)，由此發(fā)育得更好。[10]348-353再次，母親在首次懷孕期間可能焦慮、保留抽煙等不良行為，更易感染妊娠并發(fā)癥，這都會(huì)影響出生順序早的孩子的健康。[11]363-395最后，母親生育孩子越多，免疫系統(tǒng)越完善，因而出生順序晚的孩子在母親子宮內(nèi)能獲得更全面的營(yíng)養(yǎng)供應(yīng)，[12]27-45更全面的營(yíng)養(yǎng)能保障孩子大腦和中樞神經(jīng)系統(tǒng)的正常發(fā)育。[13]81-128

2.后天因素。后天因素主要指父母在撫養(yǎng)孩子上的資源配置，包括家庭財(cái)產(chǎn)資源、家庭智力環(huán)境、父母陪伴時(shí)間和母乳喂養(yǎng)時(shí)長(zhǎng)等。資源配置分為客觀和主觀兩個(gè)方面。

客觀資源配置指隨著同胞數(shù)量的增多，每個(gè)孩子分配到的資源不可避免被稀釋。Becker and Lewis提出的“數(shù)量-質(zhì)量”模型指出，孩子數(shù)量越多，能夠分配到的家庭內(nèi)部各種資源就越少，因此不利于孩子發(fā)展。[14]279-288Zajonc and Markus提出的“匯合模型”認(rèn)為，個(gè)體智力水平受父母和兄弟姐妹的智力的影響，不同的智力環(huán)境與出生順序相結(jié)合會(huì)產(chǎn)生累積效應(yīng)，進(jìn)而影響不同位序子女的智力水平。[15]74-88Blake提出的“資源消耗假說(shuō)”認(rèn)為，晚生的子女由于要與其他同胞分享資源，因此家庭資源被稀釋，導(dǎo)致他們的學(xué)業(yè)和智力表現(xiàn)不如其哥哥和姐姐。[16]421-442然而，也有學(xué)者指出，孩子出生越晚，父母育兒經(jīng)驗(yàn)越充足，故晚生的孩子更健康。還有學(xué)者提出，出生順序與資源分配可能存在U形規(guī)律，即出生最早和最晚的孩子分配到的資源最多，而出生在中間的孩子分配到的資源最少。譬如，老大和老幺分別在剛出生和最后離開(kāi)家的時(shí)候有一段時(shí)期作為家里的“獨(dú)生子女”而存在，因此獲得父母陪伴和照顧的時(shí)間更多。[17]722-737

主觀資源配置指因父母有目的地進(jìn)行資源配置。關(guān)于父母主觀行為如何影響孩子們的資源配置，有學(xué)者認(rèn)為父母主觀行為會(huì)擴(kuò)大孩子之間的資源稟賦差距[18]143-162，有的認(rèn)為會(huì)縮小這個(gè)差距[19]37-64。對(duì)于父母主觀行為會(huì)擴(kuò)大這個(gè)差距的觀點(diǎn)，其邏輯是，因?yàn)楹⒆觽兛偢＠酱?、父母養(yǎng)老時(shí)就能從孩子們那里得到更多回報(bào)，所以父母關(guān)注的是增加孩子們的總福利。由于投資高稟賦孩子會(huì)帶來(lái)更高的邊際回報(bào)，父母會(huì)對(duì)高稟賦孩子進(jìn)行更多投資，導(dǎo)致孩子間的差距擴(kuò)大。對(duì)父母行為會(huì)縮小孩子間資源稟賦差距的觀點(diǎn)，其邏輯是，父母出于公平性的考慮，會(huì)對(duì)出生條件差的孩子進(jìn)行更多投資，以彌補(bǔ)他們資源稟賦上的先天不足。學(xué)者們發(fā)現(xiàn)，IQ對(duì)學(xué)習(xí)成績(jī)的影響在不同家庭的孩子間較大，但在同一家庭的不同孩子間較小，說(shuō)明父母對(duì)家中IQ低的孩子采取了補(bǔ)償性措施。[19]37-64

(二)出生順序影響身體健康的經(jīng)驗(yàn)研究

有關(guān)出生順序影響身體健康的經(jīng)驗(yàn)研究，一類關(guān)注出生體重，另一類關(guān)注患病率。出生體重是嬰兒健康狀況的重要衡量指標(biāo)，在死亡率、身高、認(rèn)知水平、教育程度和收入狀況等方面會(huì)對(duì)孩子產(chǎn)生長(zhǎng)遠(yuǎn)和持久的影響。

關(guān)于出生順序與出生體重的關(guān)系，學(xué)界沒(méi)有形成定論?；趪?guó)外孩子的研究發(fā)現(xiàn)，嬰兒出生體重隨著出生順序的增加而增加[9]158-162。然而，也有研究發(fā)現(xiàn)，一孩和六孩(及七孩、八孩等)出現(xiàn)低出生體重的比例最高，三孩的比例最低。[20]501-509計(jì)德永和王君研究發(fā)現(xiàn)在中國(guó)某市婦幼保健院2013年分娩的6 151名單胎活產(chǎn)兒中，出生順序晚的嬰兒體重不達(dá)標(biāo)的概率更高。[7]704-707國(guó)內(nèi)外研究的差異可能與文化傳統(tǒng)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和生育政策有關(guān)。

患病率方面的研究結(jié)論因病種而異。這些研究發(fā)現(xiàn)，出生順序早，慢性疲勞綜合征[21]615-620、肝癌[3]28-31和青光眼[5]56-59的發(fā)生率高，但鼻咽癌[6]70-72的發(fā)生率低。然而，這四項(xiàng)研究都只使用來(lái)自少數(shù)幾家醫(yī)院或某個(gè)市的患者樣本，分析時(shí)也沒(méi)有控制其他因素的影響。Barclay et al.使用瑞典170多萬(wàn)的人口普查數(shù)據(jù)，控制其他因素的影響后發(fā)現(xiàn)，出生順序越晚死亡率越高，尤其是因呼吸系統(tǒng)癌癥和外部原因?qū)е碌乃劳雎试礁?，并且這一效應(yīng)在女性群體中更明顯。[22]613-619他們認(rèn)為，出現(xiàn)這些結(jié)果的原因是，越晚出生的孩子由于資源獲得不足，因此智商水平越低，教育程度也越低，從而成年時(shí)期的死亡率高。

三、數(shù)據(jù)、模型和描述統(tǒng)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)

本文使用的是CFPS 2010年、2012年、2014年和2016年的數(shù)據(jù)(2)本文經(jīng)驗(yàn)分析要控制受訪人住址到其最近醫(yī)療點(diǎn)的距離。CFPS只在2010年和2012年時(shí)包含此信息。由于調(diào)查時(shí)的樣本輪換，我們通過(guò)家庭編號(hào)只能給極少數(shù)2018年受訪的家庭匹配上此信息。因此，我們未使用2018年的數(shù)據(jù)。。CFPS是一項(xiàng)全國(guó)性、綜合性的社會(huì)追蹤調(diào)查項(xiàng)目，樣本覆蓋我國(guó)25個(gè)省、市和自治區(qū)，代表性很強(qiáng)。CFPS的問(wèn)卷包括村居、家庭成員、家庭、成人和少兒五類。本文使用數(shù)據(jù)以少兒?jiǎn)柧頌橹鳎⑤o以成人問(wèn)卷、家庭問(wèn)卷和村居問(wèn)卷的部分信息。我們?cè)谏賰簡(jiǎn)柧碇幸罁?jù)父母編號(hào)、家庭編號(hào)和村居編號(hào)分別從成人問(wèn)卷中匹配進(jìn)父母信息、從家庭問(wèn)卷中匹配進(jìn)家庭信息、從村居問(wèn)卷中匹配進(jìn)村居信息。本文所用樣本為每個(gè)調(diào)查年度只有兩個(gè)年齡不超過(guò)6歲的孩子且母親年齡不超過(guò)40歲的農(nóng)村家庭。這樣做是基于如下幾點(diǎn)考慮：首先，全面三孩政策直接放開(kāi)二孩家庭的生育約束、對(duì)一孩家庭的生育決策影響很小，因此我們只研究二孩家庭。其次，將母親年齡限定為不超過(guò)40歲，一是因?yàn)槌^(guò)40歲的婦女可能喪失了生育能力，不能對(duì)全面三孩政策做出反應(yīng)；二是因?yàn)槌^(guò)40歲的女性，自己沒(méi)有生育能力的話，很可能收養(yǎng)孩子，收養(yǎng)孩子的家庭和生育孩子的家庭不可比。Wei and Zhang(2011)研究中國(guó)性別比對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響時(shí)，也把樣本限于母親年齡不超過(guò)40歲的家庭。再次，中國(guó)政府規(guī)定，小學(xué)入學(xué)的最低年齡為6周歲。為了排除小學(xué)教育對(duì)孩子健康的影響，我們將樣本限定為孩子年齡不超過(guò)6歲的樣本。這樣共得到1 440個(gè)二孩家庭，2 880個(gè)孩子。最后，由于每個(gè)城市家庭的孩子數(shù)較少，我們進(jìn)一步將樣本限定在農(nóng)村家庭。1 440個(gè)二孩家庭中，我們首先刪除兩個(gè)孩子戶口類型不相同的168個(gè)家庭，在余下的1 272個(gè)兩個(gè)孩子戶口類型相同的家庭中，我們進(jìn)一步刪除125個(gè)城市家庭和40個(gè)戶口類型不明的家庭，得到1 107個(gè)農(nóng)村二孩家庭的2 214個(gè)孩子。1 107個(gè)家庭來(lái)自25個(gè)省的168個(gè)區(qū)縣，其中被調(diào)查一次、兩次、三次和四次的家庭數(shù)分別為695戶、352戶、60戶和0戶。168個(gè)區(qū)縣中有1戶、2戶、3戶受訪家庭的區(qū)縣數(shù)分別為49個(gè)、18個(gè)、10個(gè)。

(二)模型

本文比較二孩和一孩身體健康狀況的模型如下：

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

(1)

其中，yijdt代表t年調(diào)查的d地區(qū)j家庭i小孩的身體健康狀況，包括“孩子過(guò)去一個(gè)月的生病次數(shù)”( 簡(jiǎn)稱“上個(gè)月生病次數(shù)”)、“孩子過(guò)去一個(gè)月的就診次數(shù)” ( 簡(jiǎn)稱“上個(gè)月看病次數(shù)”)、“孩子過(guò)去一年看病次數(shù)”(簡(jiǎn)稱“去年看病次數(shù)”)、“孩子過(guò)去一年是否住院”(簡(jiǎn)稱“去年是否住院”)、“孩子出生體重是否達(dá)標(biāo)”、“孩子胎齡是否足月”、“孩子1歲前生病次數(shù)”和“孩子1歲前看病次數(shù)”共8個(gè)變量。我們根據(jù)醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)，將2 500克、9個(gè)月分別作為出生體重是否達(dá)標(biāo)、胎齡是否足月的判斷標(biāo)準(zhǔn)。在控制了家庭收入、就醫(yī)便捷程度等一系列因素后，生病或看病次數(shù)越多，表示身體越不健康。

Second表示是否為二孩，“是”取值為1、“不是”取值為0。Boy是“男孩”時(shí)取值為1、是“女孩”時(shí)取值為0。Xi代表個(gè)體控制變量，包括孩子性別、出生體重是否達(dá)標(biāo)、胎齡是否足月、母乳喂養(yǎng)時(shí)間、年齡、是否有醫(yī)療保險(xiǎn)以及平時(shí)是否由父母照顧(3)比較二孩和一孩出生時(shí)健康狀況時(shí)不包括這些控制變量。。Xjt為父母、家庭和村居層面的控制變量，包括父母雙方在孩子出生時(shí)的年齡和文化水平、孩子生病時(shí)的處理方式、調(diào)查年份的家庭人均純收入、家離最近醫(yī)療點(diǎn)需要的時(shí)間、家離最近的市(鎮(zhèn))商業(yè)中心需要時(shí)間、家里做飯用水是否干凈、從村委會(huì)到本縣縣城所需時(shí)間以及村居方圓5公里內(nèi)是否有重污染工廠。Districtd和Yeart分別代表現(xiàn)居住區(qū)縣的固定效應(yīng)和被訪年份的固定效應(yīng)。εijdt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(三)描述統(tǒng)計(jì)

如前所述，我們篩選出1 107個(gè)農(nóng)村二孩家庭2 214個(gè)孩子。但是，在這2 214個(gè)觀測(cè)值中，家到最近醫(yī)療點(diǎn)時(shí)間、家到最近商業(yè)中心時(shí)間、到本縣縣城時(shí)間和孩子母乳喂養(yǎng)時(shí)間四個(gè)變量中未缺失的觀測(cè)值數(shù)分別為1 536個(gè)、1 536個(gè)、1 669個(gè)和1 719個(gè)。四個(gè)變量取值都未缺失的觀測(cè)值數(shù)進(jìn)一步下降到1 072個(gè)。由于其他變量的取值也有少部分缺失，并且只有所有變量取值都未缺失的觀測(cè)值才參與估計(jì)，最終我們估計(jì)模型(1)的樣本僅有868個(gè)。

由表1可知，樣本中孩子在接受調(diào)查時(shí)的過(guò)去一個(gè)月平均生病0.69次、平均看病0.55次，接受調(diào)查時(shí)的過(guò)去一年平均看病2.24次、住過(guò)院的占比為10.4%。孩子們的平均出生體重為6.42斤，胎齡足月的占95.3%。孩子們?cè)跐M1歲之前的平均生病次數(shù)和看病次數(shù)分別為3.73次和3.00次。由于某些孩子在某些變量上的取值缺失，樣本中二孩的占比是40.1%，低于50%。樣本中孩子的平均年齡為3.67歲，平均母乳喂養(yǎng)時(shí)間為8.99個(gè)月，64.6%的孩子平時(shí)由父母照看，69.8%的孩子有醫(yī)療保險(xiǎn)。孩子生小病時(shí)，76.0%的監(jiān)護(hù)人會(huì)立刻去看醫(yī)生，而24.0%的監(jiān)護(hù)人會(huì)自己去找藥喂孩子。

表1 變量描述統(tǒng)計(jì)

四、經(jīng)驗(yàn)分析結(jié)果

(一)基準(zhǔn)分析

表2報(bào)告了二孩和一孩接受調(diào)查時(shí)健康狀況的對(duì)比結(jié)果。在控制了孩子性別、孩子年齡、家庭收入和家庭所在地就醫(yī)便捷程度等一系列因素之后，二孩的系數(shù)估計(jì)值在列(1)、列(2)和列(3)都不顯著，表明二孩生病和看病的次數(shù)都與一孩無(wú)差別。然而，根據(jù)列(4)，二孩去年因病住院的概率比一孩高8個(gè)百分點(diǎn)。由于生大病才住院，這些結(jié)果表明，與一孩相比，二孩生病的概率不高，但更容易生大病。既然在控制了出生體重是否達(dá)標(biāo)和胎齡是否足月這兩個(gè)孩子先天健康狀況的重要指標(biāo)后，我們?nèi)匀坏玫蕉⒁虿∽≡旱母怕室哌@一結(jié)論，那么導(dǎo)致這一結(jié)論的原因必然是孩子后天的因素。在控制了家庭收入、家庭所在地就醫(yī)便捷程度、母乳喂養(yǎng)時(shí)間、平時(shí)是否由父母照管和是否有醫(yī)療保險(xiǎn)這些后天因素的前提下，二孩健康狀況差的原因可能是，父母因?yàn)閾狃B(yǎng)孩子的經(jīng)濟(jì)壓力增大，照看二孩的時(shí)間減少，與二孩的互動(dòng)頻率降低，等等。遺憾的是，CFPS提供的這方面數(shù)據(jù)質(zhì)量可疑(4)CFPS調(diào)查中有“過(guò)去一年孩子與父親同住多久(變量wb401)”“過(guò)去一年孩子與母親同住多久(變量wb402)”這兩個(gè)問(wèn)題。然而，數(shù)據(jù)中把受訪者回答 “選項(xiàng)7 幾乎沒(méi)有”當(dāng)成了7個(gè)月，導(dǎo)致數(shù)據(jù)不可用。，導(dǎo)致我們不能驗(yàn)證這個(gè)解釋。表2另外值得注意的一個(gè)結(jié)果是，二孩與男孩的交互項(xiàng)在四列中都不顯著，表明男性二孩和女性二孩的健康狀況無(wú)差別，意味著父母養(yǎng)育二孩時(shí)沒(méi)有重男輕女。

表2 基準(zhǔn)結(jié)果

(二)穩(wěn)健性和機(jī)制分析

上文的基準(zhǔn)結(jié)果假定，影響健康狀況的不可觀測(cè)因素總體而言在不同孩子間不相關(guān)，但在同一區(qū)縣內(nèi)的孩子間相關(guān)。然而，現(xiàn)實(shí)情況可能是，這些不可觀測(cè)因素在同一省內(nèi)的孩子間都可能相關(guān)。因此，我們控制省份固定效應(yīng)，在省級(jí)層面聚類標(biāo)準(zhǔn)誤，得到的結(jié)果如表3所示。此時(shí)，與一孩相比，二孩生病和看病的次數(shù)仍然無(wú)差別，去年住院的概率仍然顯著要高。這表明本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表3 在省份層面聚類標(biāo)準(zhǔn)誤的結(jié)果

上文在控制了孩子出生時(shí)的健康狀況后發(fā)現(xiàn)二孩因病住院的概率高。此部分進(jìn)一步檢驗(yàn)孩子們?cè)诔錾鷷r(shí)和一歲以前的健康狀況是否有差距，結(jié)果如表4所示。根據(jù)列(1)和列(2)，二孩出生時(shí)體重和胎齡與一孩無(wú)差別。根據(jù)列(3)和列(4)，二孩在一歲前的生病次數(shù)和看病次數(shù)與一孩也無(wú)差異。既然二孩出生時(shí)、一歲前的身體健康狀況都不比一孩差，那么二孩長(zhǎng)大后因病住院的高概率一定是后天因素造成的。

表4 出生時(shí)和一歲前身體健康狀況的比較

五、結(jié)論和政策建議

黨的十九大報(bào)告提出，“要促進(jìn)生育政策和相關(guān)經(jīng)濟(jì)社會(huì)政策配套銜接，加強(qiáng)人口發(fā)展戰(zhàn)略研究”。結(jié)合新近實(shí)施的全面三孩政策，本文比較農(nóng)村家庭二孩和一孩的身體健康狀況。基于CFPS的經(jīng)驗(yàn)分析發(fā)現(xiàn)，中國(guó)農(nóng)村家庭二孩因病住院的概率高于一孩，表明二孩的身體健康狀況不如一孩。進(jìn)一步的分析表明，二孩較差的身體健康狀況并不是因?yàn)槠涑錾鷷r(shí)和一歲前身體就差；由于二孩身體較差這一結(jié)論不存在性別差異，表明二孩身體較差不是由農(nóng)村家庭不重視女孩導(dǎo)致的。這些結(jié)論意味著，農(nóng)村二孩身體較差，一定是因?yàn)橹袊?guó)農(nóng)村家庭缺乏足夠的時(shí)間和精力來(lái)?yè)嵊ⅰ?/p>

本文結(jié)論表明，中國(guó)農(nóng)村家庭現(xiàn)在缺乏足夠多的時(shí)間和精力來(lái)?yè)嵊枚?，因而?shí)施全面三孩政策后的生育概率不會(huì)高。要激發(fā)農(nóng)村二孩家庭生育三孩，首先要促進(jìn)農(nóng)村家庭的二孩健康。改善農(nóng)村二孩健康，長(zhǎng)期舉措是通過(guò)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)一步提高農(nóng)村居民的收入水平，讓他們能在孩子養(yǎng)育上投入更多的時(shí)間和精力。由于優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源下沉能減輕父母疏于管教對(duì)二孩健康的負(fù)面影響，短期內(nèi)應(yīng)該加大農(nóng)村地區(qū)的公共衛(wèi)生財(cái)政投入，促進(jìn)優(yōu)質(zhì)醫(yī)生扎根到農(nóng)村，增加農(nóng)村居民優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源的可及性。