社会保障与流动人口二孩生育意愿——来自基本医疗保险的经验证据

黄秀女 徐 鹏

一、引言

提高生育意愿，促进人口长期均衡发展已成为我国的重要目标。但当前二孩政策效果不显著，二孩生育意愿低于预期，特别是流动人口群体，2014年国家卫计委数据显示不足15%，低于全国平均水平，甚至低于更替水平(杨菊华，2015[1])，“低生育率陷阱”风险凸现。城镇化发展起来的社会保障制度具有再分配效应，与生育意愿密切相关，二者关系已引起学界的关注。观点主要分为两方面，一部分学者认为社会保障具有弱化“生儿防老”的功能，因此社会保障能降低生育意愿(王天宇和彭晓博，2015[2]；Cigno等，2003[3])；另一部分学者认为社会保障的不完善是二孩生育率低的一个重要障碍，特别是社保缴费负担过高挤出了当期消费，从医疗保障等方面完善社会保障能提高二孩生育意愿。以上观点莫衷一是。学界比较认可养育二孩的经济成本是生育的障碍，当前我国的社会保障正值调整窗口期，那么，社会保障对流动人口二孩生育意愿将会产生怎样的影响？进一步地，能否通过社会保障的“靶向”调整来提高生育意愿，进而促进生育？

当前我国流动人口育龄期妇女占比超过全国育龄期妇女的20%，与固定人群所不同，流动人口这一群体具有以下特征：首先，这一群体的社会保障普遍缺失，2014年覆盖率不到60%，低于全国平均95%的水平，且群体内部社会保障水平差距较大。其次，流动人口在流动过程中生育观念可能发生了从传统的“多子多福”“儿女双全”到与城市趋同的转变。最后，流动人口的生活成本高于一般的农村与城市固定人群，由于社会保障的属地原因其得到的保障水平低于固定人群。我国流动人口大部分来自于农村，农村的社会保障特别是医疗保险60%的筹资来源于财政补贴，它带来的也许不仅是放松了低收入家庭的预算限制，还有分散风险、降低预防性储蓄和促进消费的作用，这一群体消费以生存型消费为主，在面临二孩生育决策时可能具有促进的作用；而对于就业群体为主的城镇职工的社会保障，则强调以个人与企业为筹资主体，具有自我储蓄性质，这一群体以发展型或享受型消费为主，社会保障过高的征收力度可能挤占了当期消费，对二孩生育决策产生了替代作用。因此，由于筹资模式、补贴强度的差异，社会保障对流动人口二孩生育意愿的影响可能不是单一方向的线性效应。

由于流动人口群体的特殊性，现有研究仍未能做出系统性的回答。因此，理清社会保障与流动人口二孩生育意愿之间的关系，极具社会现实性和研究的迫切性。结合国内外的最新进展，文章尝试在以下方面做出突破：(1)理论研究方面，借鉴家庭生育决策的效用最大化理论，考虑到流动人口的特征，考虑生命周期内社会保障水平的变化，在中国特有二孩生育政策背景下，理清以基本医疗保险为代表的社会保障对二孩生育意愿影响的理论机制。(2)实证研究方面，不同于以往研究，文章首先使用Logit模型对2014年卫计委流动人口动态调查数据进行实证分析，其次还使用了Probit模型及OLS模型进行稳健性检验，使用的大样本克服了普遍存在的样本代表性不足的问题。文章结果不仅丰富了生育政策的理论，有助于正确理解和认识社会保障政策在生育意愿中的影响，也能为社会保障水平调整与鼓励二孩生育政策的权衡管理提供更全面的参考依据，还能为大城市控制人口背景下的人口政策实施提供一个新的方向。

二、文献综述

一直以来，经济成本无疑被认为是影响二孩生育意愿的最重要因素。主要观点和经验证据认为：生育二孩的经济成本越高，生育意愿越低。从生计角度来考虑，流动人口的经济成本主要涵盖收入、就业和住房。个人的收入阶层越高，二孩生育意愿越高，反之阶层越低，生育二孩的可能性越低(葛佳，2017[4])；就业的相对机会成本越高，二孩生育意愿越低(周宇香和宋健，2017[5]；李芬和风笑天，2016[6]；於嘉和谢宇，2014[7]；国云丹，2009[8]；郑美琴和王雅鹏，2006[9])，特别地，配偶随迁下双方的职业发展更是弱化了流动人口二孩生育意愿(刘厚莲，2017[10])；房价上涨越快，二孩生育意愿越低(宋德勇等，2017[11])。除此之外，经济成本还包括教育和照料成本，教育成本越低(王淑娉，2017[12])，特别是来自于祖父母的照料支持越有保障，二孩生育意愿越高(王晶和杨小科，2017[13]；吕碧君，2018[14])。另一方面，社会福利如公共服务的“商品化”越强(陈秀红，2017[15])，政府和社会对生育成本分担越少，二孩的生育意愿越低(王志章和刘天元，2017[16])，可见，生育成本的分担机制缺失已经成为一个重要负向因素。

然而，上述研究针对的是当期生育面临的成本，如果把生育决策看作生命周期的理性选择，那么社会保障将是经济成本、预期收益权衡中不可忽视的部分，社会保障有可能缓解或加重育儿的经济成本。学界普遍认为社会保障能降低理想生育意愿，而这些研究主要针对的是社会保障体系已经较为完备的德国等发达国家。这类国家社会保障水平的提高能缓解养老压力，进而降低生育率(Boldrin等，2015[17])，如对意大利1931—1984年的研究表明，人均养老金额每增加10%，总和生育率下降0.02(Cigno等，1992[18])。国内以新农合为代表的社会保障对理想生育意愿的影响也以替代效应为主(王天宇和彭晓博，2015[2])，在不同地区其对生育意愿的影响有所差异，特别是当老人通过社保再分配仅能获得较低退休收入维持晚年生活，但从子女处获得养老支持越高，社会保障对生育率的正影响越强(Yakita，2001[19])。因此，上述研究结果差异的原因可能在于：(1)研究对象所处环境生育政策的不同。国外已有文献中所处生育环境实行的主要是自由生育政策，如果把我国在实施30年的计划生育政策之后再放开二孩生育的背景考虑进去，再考虑未来社会保障水平提高的趋势，以及未来各个不同群体社会保障水平变化幅度的差异，那么社会保障对家庭二孩生育决策的影响也许会有所差异。(2)国家所处发展水平的不同。与发达国家较为均衡的社会保障水平相比，我国的社会保障体系较为复杂，不同的险种其筹资主体有所差异，并且各险种之间保障水平相差较大，城乡之间保障水平差异也较大。(3)研究群体类型的不同。已有研究针对的群体主要为固定人群，当前我国的人口、经济状况与已有研究中的发达国家有所不同，城市化进程下的流动人口与欧洲主流国家的固定人群研究也有所差异。

尽管以上文献加深了我们关于社会保障对流动人口二孩生育意愿影响的理解，但也存在一些不足。首先，虽然社会保障这一因素已受到关注(王良健和蒋书云，2017[20])，但已有的实证研究是基于国内局部地区或国外固定人群的调研分析，而流动人口来自于全国各地，由于各流出地与流入地社会保障体系完善程度、经济发展水平的差异，局部调研的实证结论不一定适用于流动人口整体，也一直缺乏代表性微观调研数据的实证支持和系统性的评估。其次，以上研究区域以城市为主，对于城市职工来说，虽然社会保障水平较高，但以个人与企业共担为主，社会保障的当期经济成本较大，有可能成为二孩生育的负向影响因素，而对于多数为农村户口的流动人口，其收入水平较低，相对于自身收入与要支付的生活成本而言，带有财政补助的社会保障水平相对较高。最后，考虑到自身未来社会保障水平提高的可能性较低，在低收入的适育家庭中，社会保障可能成为家庭外部的补贴，起到缓解育儿成本的作用，特别是在长辈同住享受到其照料时缓解程度更大，更加有利于二孩生育意愿的提高。因此，不同体系下社会保障带来的影响也许会更为复杂，社会保障将会对流动人口二孩生育意愿带来何种效应，值得进行深入的探讨和研究。

三、理论模型

(1)

s.t.ct+s+μ1(1-α)M(I，p1)+f1(m，n)

+Ø(n)-φt(n)-g1(m，n)=y1

(2)

ct+1+μ2(1-α)M(I，p2)

=y2+(1+r)s+f2(n，M)-φt+1(n)

(3)

ct，ct+1≥0，n≥1

采用可分离的效用函数形式：u(ct，ct+1，n)=ln(ct+ρn)+βln (ct+1)。其中，ρ是孩子数量相对于消费的权重，0<ρ<1；β为主观折现因子。

联立式(2)和式(3)消去s得到约束条件如下：

(1+r)[μ1(1-α)M(I，p1)+f1(m，n)+ct

+Ø(n)-φt(n)-g1(m，n)]+ct+1+φt+1(n)

+μ2(1-α)M(I，p2)-f2(n，M)

=(1+r)y1+y2

(4)

考虑最优解为内点解的情况，拉格朗日方程为：

L=ln(ct+ρn)+βln(ct+1)+λ{(1+r)y1+y2

-[(1+r)[μ1(1-α)M(I，p1)+f1(m，n)

+ct+Ø(n)-φt(n)-g1(m，n)]+ct+1

+φt+1(n)+μ2(1-α)M(I，p2)-f2(n，M)]}

(5)

一阶条件如下式(6)、(7)、(8)所示：

(6)

(7)

-λ{(1+r)[(μ1(1-α)M′(I，p1)

-f2′(n，M)}=0

(8)

继而得到式(9)：

(9)

将各具体函数代入式(9)，联立式(6)和式(9)得到：

(10)

最后变形得到：

(11)

则生育二孩的决策模型为：

(12)

从式(12)可知当家庭购买医疗保险之后，其对生育二孩的影响效应分为两部分：补贴效应和挤出效应。当政府给予家庭一定的购买医疗保险的补贴时，医疗保险具有分散风险、对意外风险支出补贴的功能，以上可称之为补贴效应，补贴效应程度还与抚养成本c相关，可称之为相对补贴强度；值得注意的是，老人同住可协调帮助照料子女，降低二孩养育的经济成本，可看作家庭内部的补贴。医疗保险购买成本与抚养子女的成本在资源上具有竞争关系，可称为医疗保险的挤出效应。补贴效应与政府补贴水平g1、老人照料价值τ1正相关，二者越高，补贴效应越大。挤出效应与医疗保险的报销水平α、购买成本k1正相关，二者越高，则对当期二孩生育决策的挤出效应越大。再者未来医疗服务价格可能会上涨，那么考虑到未来的通货膨胀趋势，未来医疗服务价格p2越高，则当期生育二孩的意愿B(0，1)越高，反之，如若未来医疗保险的报销水平α越高，则当期生育二孩的意愿B(0，1)越低。

四、样本选择、数据和变量定义

(一)样本选择

文章使用国家卫计委组织实施的“2014年流动人口卫生计生动态监测”数据，探讨医疗保险对流动人口二孩生育意愿的影响。为使调查样本对全国和各省份均有较好的代表性，该调查按照随机原则在全国流动人口较为集中的流入地抽取样本点，以2013年全员流动人口年报数据为基本抽样框，使用分层多阶段、与规模成比例的PPS方法进行抽样。调查对象为在流入地居住一个月以上，非本区(县、市)户口的15～59周岁流入人口，样本总量为200 937个。

此次调査始于2014年5月，即在单独二孩政策公布半年之后，可能与全面二孩政策放开之后情形存在一定的偏差，但笔者推测其影响应该不大。原因有三：第一，2016年流动人口调查中缺乏关于生育意愿的数据，这样一来2014年数据仍是目前所能获得的流动人口较具代表性公开数据库；第二，全面二孩政策主要的影响对象为国有单位工作人员，流动人口一直是政策之外的边缘群体，受其影响较小，且全面二孩放开之后流动人口二孩生育意愿低的现象并未得到明显缓解；第三，该调查较为全面，不仅涵盖了流动人口基本医疗服务及婚育情况、流动与就业特征等，还详细询问了受访者二孩生育意愿(是否打算再要一个孩子)、参与社会保障(医疗保险、养老保险、商业医疗保险等)情况，以及个人家庭与人口基本情况(包括家庭总收入、是否独生子女家庭、子女数量等)，与本研究所需较为契合。因此，基于本数据来进行研究仍具有一定的参考价值。

结合研究目标，本文选择的分析对象如下：(1)当前仅有一个孩子，且样本的婚姻状况为已婚(包括初婚和再婚)；(2)年龄介于15～55岁，但实际上99.98%的样本年龄集中于18～50岁(育龄期)之间，此外本文将二孩生育决策看作一个家庭的决策，因此男性也选择相同年龄段；(3)剔除同时参加新农村合作医疗和城镇职工医疗保险的样本1 746人，剔除同时参加城镇职工与城镇居民保险的样本212人。在这样的限定标准下，文章还将“还没想好”看作不打算生育，把“已经怀孕”的剔除在外，剔除有缺失变量的个体，共筛选出符合条件的有效样本数量为61 528，其中打算生育二孩的为6 989人。

(二)变量定义及描述性统计

文章的被解释变量为“被访者是否打算再生育一个孩子”，采取虚拟变量形式，回答“是”取1，把“已经怀孕”的剔除在外，回答“没想好”和“否”则取0。主要自变量为参与医疗保险状况，调査问题为：“您目前是否有以下医疗保险？”回答“新农村合作医疗”取1，回答“城乡居民合作医疗保险”取2，回答“城镇居民医疗保险”取3，回答“城镇职工医疗保险”取4，回答“否”则取0。除此之外，控制变量如下：一是受访者的个人特征，如性别、年龄、学历、是否为独生子女、是否购买商业医疗保险以及参与其他社会保障情况等。二是家庭特征，如流入当地的时间、家庭收入、是否有长期居住打算、家庭老人是否同住、配偶是否同迁等。三是流入地特征，如流入城市所属经济带、分布区域等。其中“家庭收入”是指被访者家庭平均每月总收入。

表1列出了被解释变量、解释变量及控制变量的描述性统计。总样本中确定“有二孩生育意愿”的家庭为6 989个。按照“有无基本医疗保险”将样本分为两组，其中，新农合样本数量为37 620，占比61.14%；城镇职工的样本数量为11 409个，占比18.54%。53 492个具有基本医疗保险，7 586个无基本医疗保险。有基本医疗保险的比率为87.67%，低于全国覆盖率95%，这也说明了流动人口群体社会保障缺失仍未完全解决。在总样本中，6 989个样本有二孩生育打算；54 539个家庭无二孩生育打算，707个家庭有二孩生育意愿但无医疗保险，而有医疗保险和二孩生育意愿的为6 282。关于二孩生育意愿，样本均值为0.113 6，无医疗保险的家庭均值为0.096 1，有医疗保险的家庭均值为0.129 6，有医疗保险家庭二孩生育意愿较无医疗保险家庭增加了约34.86%。

在年龄结构中，有无基本医疗保险的群体相近。在有基本医疗保险的群体中，小于25岁的组占比不到6.34%，25～35岁的占54.14%，35～45岁的占32.84%，45～50岁的占6.68%；在无医疗保险的群体中，小于25岁的组占比6.26%，25～35岁的占50.49%，35～45岁的占35.47%，45～50岁的占7.78%。

在有无医疗保险的样本中，在相同年龄层级下，有医疗保险的家庭二孩生育意愿更高。在有医疗保险的群体中，有二孩生育意愿的小于25岁的占12.69%，25～35岁的占74.51%，35～45岁的占12.18%；小于35岁的占83.49%，大于35岁的占16.51%。在无医疗保险的群体中，有二孩生育意愿的小于25岁的占13.30%，25～35岁的占70.86%，35～45岁的占15.23%；小于35岁的占80.20%，大于35岁的占19.80%。从描述性统计可看出，作为新生代35岁以下有二孩生育意愿的比例占到80%～85%之间，其中有医疗保险且有二孩生育意愿的家庭占比高了3个百分点以上。控制变量中，年龄、家庭规模和流动时间取绝对值，家庭收入取对数，其余变量均处理成虚拟变量0-1。变量详细的描述性统计如表1所示。

表1 主要变量的描述性统计

续前表

五、实证方法与结果分析

(一)实证模型设定

结合式(12)的理论模型，为检验基本医疗保险对家庭二孩生育意愿的影响，文章建立二元选择Logit模型如下：

SecondBirthIntentioni=α+β1healthinsurance

+β2Xi+εi

(13)

其中:被解释变量SecondBirthIntention是受访者是否打算再生育二孩。主要解释变量healthinsurance是受访者的医疗保险状况，衡量的是有无基本医疗险，其主要分为四大类，按照保障水平由低到高：新农合、城乡居民医疗保险、城镇居民医疗保险与城镇职工医疗保险；X代表其他影响二孩生育意愿的控制变量，包括家庭规模、子女特征、配偶随迁情况、流动时间等家庭变量，受访者的年龄、收入、性别、受教育程度、是否有长居打算等个体特征变量，以及流入地区特征变量。结合主要变量的属性，文章使用最大似然估计法(MLE)估计式(13)。

(二)基本医疗保险对二孩生育意愿的影响

以表2的模型(1)为基准模型，为检验回归结果的稳健性，文章使用了增减控制变量的方法进行回归，在模型(2)分别增加一孩年龄变量、流动时间，在模型(3)删除配偶随迁变量，在模型(4)增加一孩的年龄变量、流动时间、家庭规模等家庭特征变量，在模型(5)删除流动时间与家庭规模，在模型(6)删除了一孩年龄与家庭规模变量，实证结果较为稳健。回归结果如表2所示。

表2 基本医疗保险对二孩生育意愿的影响

续前表

续前表

注：*、**、***分别代表10%、5%、1%的显著性水平，括号中为t统计量。下同。

从表2结果可以看出，新农合对二孩生育意愿的影响在1%的水平上显著为正，城乡居民医疗保险与城镇居民医疗保险(二者统称居保)对二孩生育意愿无显著影响，而城镇职工医疗保险在5%水平上显著为负。可见，不同的基本医疗保险对二孩生育意愿的影响具有差异性。商业保险在1%水平上显著为正，这表明商业保险有助于提高二孩生育意愿。此外，养老保险对二孩生育意愿的影响均不显著，这可能是因为流动人口预期未来的养老保障水平不高，不足以胜任担当养老的替代品。

从个人特征来看，有工作在1%水平上显著为负，再一次印证了就业与生育成本之间的竞争关系。年龄可能与二孩生育意愿为非线性的关系，为此引入年龄二次项，回归结果显示，随着年龄的增加，二孩生育意愿在1%水平上显著，且为先增加后降低的倒U型关系。相对于女性来说，男性具有更强的二孩生育意愿。一孩性别为男性对二孩生育意愿在1%水平为显著负影响。与少数民族相比，汉族的二孩生育意愿更低。与初婚相比，再婚的二孩生育意愿更高且在1%水平上显著为正。与男方为独生的类型相比，双方独生与双方都不是独生的二孩生育意愿更低。与农业户口相比，非农业户口为负影响。从家庭特征来看，“父母/公婆/岳父母是否同住”在1%水平上显著为正，说明在有内部力量支持的家庭二孩生育意愿更高，老人同住发挥了家庭内部补贴的作用，可以显著提高二孩生育意愿，这也表明了回归三代同堂家庭或者社会育儿的重要性。

综上，不同类型的医疗保险对流动人口的二孩生育意愿具有差异性。实证结果表明，新农合对流动人口二孩生育意愿具有显著正影响，城镇居民医疗保险与城乡居民医疗保险对其无显著影响，而城镇职工医疗保险为显著负影响，基本医疗保险与二孩生育意愿之间为异质性的关系。这可能是因为：首先，新农合的覆盖人群主要为农村人口，与农村地区较低的生活成本相比，新农合的财政补贴占比大于60%，农村地区医疗保险的相对补贴强度较高，补贴放松了家庭预算限制，降低了家庭的预防性储蓄动机，从而提高了家庭的消费能力(周钦和袁燕，2013[22]；白重恩等，2012[23])。其次，与城镇职工医疗保险不同，新农合当年缴费才能享受当年的医疗保障，且二者之间的保障水平仍较悬殊，流动人口仍预期新农合难以达到防老的替代功能，在以农业人口为主体的群体中，基于生命周期所做的二孩生育决策的收益更为可靠，因此新农合的补贴效应占了主导地位。最后，与城镇房价上涨较快、生活成本渐高相比，居保的财政补贴几乎是杯水车薪，因此居保对二孩生育意愿难以起到显著正效应。

相比而言，城镇职工医疗保险的保障水平较高，在综合效应中替代效应占了主导地位。这可归因于以下三点：首先，其筹资主要来源于个人与企业，且与就业绑定在一起，具有自主责任性质，而雇主的筹资往往转嫁到了个人收入上，我国城镇职工的社保支出约占其收入的25%～30%以上，在一定程度上可能是因为缴费比例过高而降低了预算收入限制，因此城镇职工医疗保险的缴费负担对其当期消费的挤出效应更大。其次，不同于新农合与居保，城镇职工医疗保险交满25～30年或退休后即可免缴，并且退休后其保障水平较高。以2018年上海市为例，退休前住院起付线1 500元～51万元之间报销比例为85%，而退休后起付线1 200元～51万元之间报销比例为92%，退休后不仅免缴且保障水平提高，具有类似防老和储蓄的功能，其类型更偏向于自我储蓄性质的医疗保险。最后，实际上就业与二孩养育之间具有较强的竞争关系。因此，具有自主责任性质的城镇职工医疗保险由于当期缴费负担较高，在对二孩生育意愿的综合效应中挤出效应占了主导地位。

总的来说，与以往研究不同，在以农业人口为主体的流动人口群体中，不同类型的医疗保险对其二孩生育意愿的影响具有异质性。新农合作为补贴型为主的保险，对流动人口二孩生育意愿的影响以补贴效应为主，而保障水平可与发达国家相媲美的城镇职工医疗保险以个人与企业共担筹资，补贴强度较低，对流动人口二孩生育意愿的影响则以挤出效应为主。因此，在我国还没有出台生育补贴政策的条件下，一定程度上我国补贴强度较高的新农村合作医疗保险扮演了生育补贴的作用，起到了一定的缓解养育成本的作用，而自我储蓄为主的城镇职工医疗保险则由于缴费负担过高，间接增加了养育成本。

(三)不同群体中基本医疗保险对二孩生育意愿的影响差异

为找出基本医疗保险在流动人口不同群体之间影响的差异性，文章进行了群体差异比较。首先，基于代际视角，以35岁为界进行了年龄分组的差异研究，分为35岁以下的新生代与35岁以上的老一代两个子样本，沿用前述表2中的模型(1)、(2)和(3)进行实证分析，回归结果见表3。实证结果表明，新生代中新农合在1%水平上显著为正，老一代中新农合在5%水平上显著为正，但相对而言，新农合在新生代中的影响强度略低于老一代。此外，不管是新生代或是老一代，商业医疗保险在5%或10%水平上显著为正，这表明商业医疗保险覆盖面的扩大能够促进二孩生育意愿的提高。

表3 代际视角下基本医疗保险对二孩生育意愿的影响差异

其次，文章在代际群体上进一步研究收入阶层之间的差异，利用数据中已有的7等分收入层级进行分类，将1、2层级看作低收入，3、4、5层级看作中收入，6、7层级看作高收入，沿用表2中的基准模型(1)进行实证分析，回归结果见表4。回归结果表明：在低收入群体，对于新生代，新农合在1%水平上显著为正，城乡居民医疗保险在10%水平上显著为正；对于老一代，基本医疗保险无显著影响，商业医疗保险在5%水平上显著为正。在中收入群体，对于新生代，新农合在10%水平上显著为正，城镇职工医疗保险在1%水平上显著为负；对于老一代，新农合在10%水平上显著为正且强度更大。在高收入群体，对于新生代，新农合在5%水平上显著为正；而对于老一代无显著影响。相比而言，新农合对低收入的新生代人口具有更高的补贴效应，而对老一代的高收入无显著影响，这表明随着年龄与收入层级上升，生育年龄上升带来的成本也增加，新农合的相对补贴强度逐渐递减。因此，与其他层级相比，新农合对于低收入新生代阶层的边际效应(补贴强度)更为强烈。

表4 代际视角下不同收入阶层基本医疗保险对二孩生育意愿的影响差异

因此，在不同代际与收入阶层之间，虽然基本医疗保险的主导效应有所差异，但新农合的补贴效应较为显著，特别是在低收入新生代人群中最为强烈，这表明，新农合对处于适龄生育期家庭的二孩生育意愿具有显著的补贴效应。在当前农村地区对二孩政策反应有限或疲软的背景下，这一发现具有一定的正面参考价值。

(四)稳健性检验

为检验结果的稳健性，文章以表2中模型(1)、(2)为基准，进行了线性概率、二元Probit模型与二元选择Logit概率模型的实证结果比较，并估计了医疗保险的边际效应，估计结果见表5。首先，样本中二孩生育意愿的均值为0.113 6，回归结果显示，在二元选择Logit、OLS和二元Probit模型中新农合的边际效应约为0.019 8～0.021 0，介于17.43%～18.49%之间，系数结果相近，二者均在1%的水平上显著，城镇职工医疗保险的边际效应范围介于-0.017 9与-0.019 6之间，系数相差不大。其次，文章还添加了“已有一孩且正怀孕”的样本，扩大具有二孩生育意愿的样本量，进行了Logit、OLS与Probit模型的稳健性检验，结果显示系数几乎没有显著差异。综上，无论是将二孩生育意愿看作是二元变量还是连续变量，或者将二孩生育意愿的范围扩大，基本医疗保险对二孩生育意愿均为异质性的影响，并且系数差异不大，这也再次验证了文章结果的稳定可靠。由于篇幅所限，这里不再一一列出稳健性检验的详细结果。

表5 基本医疗保险的边际效应——基于Logit、OLS与Probit模型的估计

六、结论与政策建议

学界关于社会保障与生育意愿的研究已有涉及，但针对流动人口这一群体仍缺乏系统的研究，同时现有研究主要关注于社会保障与生育意愿之间的替代关系，忽视了社会保障对二孩生育有补贴效应的可能性。基于此，本文首先基于家庭二期决策模型，提出基本医疗保险对流动人口的二孩生育意愿具有补贴效应与挤出效应，基本医疗保险对二孩生育意愿的影响取决于占主导地位的效应类型。其次，基于国家卫计委2014年流动人口卫生计生动态监测数据，采用二元选择Logit模型对其进行了实证分析。最后，对代际影响差异程度进行了对比分析。

研究发现：(1)基本医疗保险对二孩生育意愿的影响具有异质性，主导效应因其是补贴型还是储蓄型为主的筹资模式而有差异，也随相对补贴强度有所变化。(2)在我国，补贴强度较高的新农合有助于流动人口二孩生育意愿的提高，补贴效应占了主导地位，商业保险和等同于家庭内部补贴的老人同住的居住模式也有助于二孩生育意愿的提升。(3)补贴强度较低、自我储蓄为主的城镇职工医疗保险对二孩生育意愿为负影响，挤出效应占了主导地位。(4)代际比较显示，新农合对低收入新生代流动人口二孩生育意愿的补贴效应更强。本文结果表明，社会保障的不完善很可能是二孩政策推进的重要阻力之一，为改善二孩生育效果，有必要对基本医疗保险乃至社会保障进行适度调整。

当前国家的人口战略问题已由控制人口增长转为促进人口长期均衡发展。本文厘清了社会保障对流动人口二孩生育意愿的影响，可为当前重点关注的长期人口均衡发展战略提供一定的参考，同时，该研究结果不仅为改善二孩政策效果提供了一个新的思路，也为适度调整社会保障水平提供了一个新的方向。流动人口的二孩生育意愿远低于预期，社会保障作为贯彻全面二孩政策的配套政策，通过适度的“靶向”调整，提高其补贴效应或降低挤出效应，有利于改善二孩政策效果与促进人口结构的健康发展。基于此，本文提出以下四点可能的建议：第一，对不同人群的社会保障进行差异化的适度调整，提高城乡居民医疗保险的补贴力度，或降低城镇职工医疗保险的缴费负担，鼓励适宜与普惠型商业医疗保险产品的开发并提高普及率，提高医疗保险对生育与儿童医疗健康的保障力度，以提高补贴效应或降低挤出效应，促进二孩生育意愿的提高。第二，提高公共服务水平，努力营造生育友好型社会，促进流动人口家庭三代同堂居住或者给予老者照顾儿童的补助以提高其积极性，提高补贴效应，促进二孩生育意愿的提高。第三，完善社会育儿照料体系，财政补助办公立与私立托儿机构，为老人无法参与照料的流动人口家庭提供便利，缓解养育成本，提高补贴效应，促进二孩生育意愿的提高。第四，在顺应人口结构变化的前提下，对于具有生育优势且意愿较高的低收入新生代流动人口家庭，在流入地加强生育的配套措施，让流动育龄妇女“生得起、生得出”，而且还要进行医疗、教育等公共资源的均等配置，让其“生得好、养得好”，同时针对性别偏好加以引导，防止“二孩”出生性别不均衡，达到人口结构优化、素质较高、规模适度、分布合理的目标，实现人口的长期均衡发展。