第二，虽然我们无法观察到有新生儿出生时的家庭耕地面积，但在我们考察的1984～2002年间，中央于1984年1月发布的第三个“一号文件”规定了土地承包期为“15年不变”，1993年又规定了“30年不变”。由此可以推断，在本文所考察的这个时间段内，大部分家庭所耕种的土地面积并不会发生非常大的变化。同时，由于1984年后严格的计划生育政策，使农村地区的人口增长速度放慢，从而也会降低各个地方人均耕地面积的变化程度，所以，我们用调查时所在村的人均耕地面积作为各个家庭有新生儿出生时家庭人均拥有的耕地面积的代理变量。

第三，用调查时所询问到的家庭房屋价值作为家庭生育时所拥有的金融资产的代理变量，理由在于：房屋是农村家庭最重要的财产之一，家庭资产的多少往往在房屋的价值上得到非常显著的反映；同时，由于房屋的使用往往可以达到几十年，很多农村青年也都是在新成立家庭后盖起新房并从父母的家庭里独立出来。我们现在所观察到的房屋往往是他们若干年前建造的，调查时询问的房屋价值也是他们当初建造房屋所花费的费用，因此用房屋价值作为这个新家庭在当时所拥有的金融资产数量的代理变量具有合理性。

第四，关于家庭成员的数量，我们也假设在1984～2002年这个时间段内不发生变化（新生儿已经包含在内）。因为在这个时间段内，中国的人口自然死亡率及非正常死亡率并不高，所以，被考察的样本家庭中因为死亡而导致的家庭成员数量减少可以忽略不计；而且，自然死亡或因疾病死亡的人口在没有死亡之前，也不会给家庭的永久性收入带来很大的影响，忽略这一部分对于永久性收入的回归结果不会有太大的影响。这里影响较大的可能是家庭的分割与合并。但是，假设年轻夫妻与父母居住在一起，当一个新生儿出生时，家庭便由二代同堂变成三代同堂，此时年龄已经较大的一代人可能已经不再对下一代家庭的重大决策产生影响；同时，年轻夫妻正处于他们生命周期中收入较高的阶段，所以，这时第二代人口的特征将是这个家庭永久性收入的最重要决定因素③。

根据表1中的回归系数及上述假设，我们还原出家庭生育时的永久性收入水平，并进而检验它对于家庭生育行为的影响。表2分别给出了OLS和Tobit模型回归结果，被解释变量为家庭生育时没有达到的计划生育政策规定的间隔年限和超生的数量。表2中两个模型的回归结果差异不大，但由于被解释变量大都取值为0，所以本文更倾向于接受Tobit模型的回归结果。

从表2中可以得出以下结论④：（1）永久性收入的一次项都显著为正，二次项都显著为负，这表明了永久性收入与我们度量的两个家庭生育行为之间成倒U形关系；（2）母亲的年龄和受教育程度与这两个生育行为之间也都成明显的倒U形关系；（3）有趣的是，父亲受教育程度与家庭超生之间的关系也成倒U形关系，但与没有达到的生育间隔年限之间却成U形关系。另外，我们还得到了一个重要结论：当母亲受教育年限达到3年以后，母亲的教育便会在边际上显著降低家庭不按政策规定的间隔年限生育和超生的概率。

（三）生育行为对义务教育的影响

由于现有研究几乎都没有考察过上述行为对于子女教育的后续影响，以及这两种行为的后果是否有所不同，本文下面就针对这些问题展开实证研究。生育间隔年限过短会需要父母进行更加密集的教育投资，而如果不同子女之间的年龄差距扩大，父母便更有可能或者更容易地采取各种措施来平滑不同子女的教育支出；同样道理，超生一方面会直接增加父母的教育投入，另一方面也会增加他们平滑教育支出的难度。发展经济学的研究普遍发现，由于正规和非正规信贷的缺乏，会导致农村居民无法利用信贷市场来平滑各种支出，而且发展中国家的农村居民利用销售财产或亲友的帮助来平滑各种支出的能力也大多非常有限（Udry，1994；Besley，1995）。因此更多更密集地生育都会增加父母对子女的教育投入，在家庭收入有限和父母平滑子女教育支出的能力有限的情况下，都应该会在边际上增加适龄子女辍学的概率。

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文章来源：中国民俗学网
【本文责编：王娜】