【学术争鸣】“生不起”还是“没空生”：人民公社解散何以降低生育率？

本研究探讨了20世纪80年代初人民公社解体对农村生育率的影响。在农业去集体化的交替实施过程中，本研究发现，在排除计划生育的影响之后，去集体化导致农村生育率显著下降。公社时期平均化程度较高的县在去集体化后相应降幅更大，这表明生育率下降背后的关键机制是收入分配平均化的消失。并且，本研究没有发现证据支持另一种假设，即去集体化后农业生产率提高，导致生育机会成本增加，最终使得生育率显著下降。

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20世纪50年代末到20世纪80年代初，中国农村实行人民公社制度，平等和集体主义是其突出特征。公社成员的收入分配高度平均化，生育成本从家庭被转移到集体，这实际上补贴了农民的生育行为。在人民公社存在的这二十年里，农村人口显著增加。20世纪60年代和70年代，农村平均出生率为3.0%，明显高于80年代的2.0%。以往关于中国自20世纪70年代以来生育率下降的研究主要集中在计划生育政策的影响上，而探讨生育率趋势与人民公社制度兴衰的实证研究则相对有限。

本研究对人民公社制度的解体之于生育率的影响进行了实证分析，认为收入分配平均化的消失是去集体化后生育率下降的关键机制。从1979年开始，家庭联产承包责任制取代了人民公社制度。本研究利用去集体化在各县的逐步推广，使用1971年至1989年的县级面板数据，采用交错双重差分法（staggered DiD）估计去集体化对农村生育率的影响。结果表明，去集体化导致农村生育率下降了约4%。排除同期计划生育政策和其他潜在因素的影响后，去集体化对生育率的影响仍然非常稳健。

为了支持平行趋势假设，研究采用了事件研究法来估计动态处理效应。估计结果表明，在去集体化之前，各县的生育率并没有表现出不同的趋势；而在去集体化之后的年份，生育率效应为负，并且随时间推移，效应不断凸显。鉴于双向固定效应（TWFE）估计方法在交错DiD设计中可能存在偏差，研究使用替代DiD估计方法，其结果与TWFE一致。为了评估结果对处理定义的敏感性，本研究将不同年份去集体化的比例作为连续处理变量放入DiD模型，估计结果与预测保持一致。此外，本研究的结果在不同生育指标下均稳健，并不受死亡率选择或性别选择的干扰。为了进一步消除同期政策等无关变量的影响，本研究以城市的生育率变动作为安慰剂，发现去集体化对城市生育率没有显著影响。

本研究认为，去集体化后生育率下降的关键机制是收入分配平均化的消失。在人民公社体制下，由于较均等的收入结构，农民的生育成本主要由集体承担。改革将这些成本转回农民家庭，从而抑制了生育。为了检验这一机制，本研究根据公社时期的平均化程度来研究各县的异质性处理效应。由于平均化程度较高的公社本承担了更多的生育成本，因此，这些公社的农民在去集体化后面临更大的生育成本增幅，因此，在收入平均化程度较高的县，去集体化所带来的处理效应会更加明显。

由于缺乏乡镇数据，本研究从政治激进程度和集体规模这两个角度构建了当地收入平均化水平的代理变量。首先，政治更激进的地区倾向于采用更平等的收入分配。研究使用公社时期省级领导的职业激励和县城到省会的距离来衡量当地的政治激进程度。其次，由于监督成本较高，规模较大的集体倾向于更平均地分配收入。本研究将每个公社和每个生产队的人口数量作为集体规模的代理变量。与本文预测一致，在政治激进程度较高或集体规模较大的县，去集体化的生育效应更为明显。

去集体化对生育率影响的另一种解释是，农业生产效率的提高增加了生育机会成本。如果该解释成立，则在去集体化之后，农业生产效率或潜在收入较高的县的生育率下降幅度会更大。为检验这一点，本研究分析了各县潜在收入的异质性处理效应。其中包含两个衡量潜在收入的指标：单位土地最高作物产量和人均潜在产出。异质性分析表明，非集体化的生育效应并不随作物潜在产量或人均潜在产出的变化而变化，因此解释不成立。

Almond等人研究了家庭承包责任制改革对性别选择的影响，发现虽然改革导致性别比率更加失衡，但对生育率没有显著影响。这似乎与本研究的结果不一致。将本研究样本与之比较后发现，这种不一致主要源于取样差异。Almond等人选取的县在公社时期总体上表现出平均化程度较低。此外，本研究的分析还表明改革后收入增长对生育率影响甚微，这与他们的结论一致。因此，两个研究非但没有矛盾，反而为中国农业去集体化对人口的影响提供了一个不同视角。

本研究的结果也为探讨生育补贴对生育率影响做出了贡献。Ebenstein等人基于以色列集体农庄的研究表明，私有化导致其成员的生育率显著下降。尽管在一些领域和以色列集体农庄相似，但人民公社涵盖超过5亿人口，这增强了研究结果的普适性。由于农村家庭必须加入人民公社且不得选择退出，本研究在自我选择偏差上得以无后顾之忧。

1.人民公社制度

为提高农业产量，汲取资源推动工业发展，1952年，中国正式启动农业集体化进程。截至1958年11月，全国共建立了26576个人民公社，覆盖了99.1%的农村人口。人民公社是建立在乡镇一级的行政和经济组织，一般规模在4000至5000户。一个公社由村级组织的几个生产大队组成。每个生产大队下辖几个生产队，生产队是200人以下的集体生产基本单位。公社拥有土地、农具和耕畜等生产资料。农民从公社领取集体劳动的收入。

人民公社的收入分配由平均口粮和劳动绩效两部分构成，当然其中存在一些时空差异。平均口粮主要是满足公社成员的基本需求，份额相对固定。而劳动绩效的重要性和比重均不及前者。期间为了应对三年自然灾害，中央曾做出调整，将生产队作为基本核算单位，增加劳动报酬占比，并允许家庭保留少量自留地。但后期一系列政治运动推动了人民公社朝日益激进的平均化方向发展，私人土地被没收，家庭副业被禁止。一些公社恢复了大队甚至公社一级的会计制度，以平衡各生产队的收入。

除政治因素外，由于监督集体劳动的成本高昂，劳动绩效本身也倾向于平均化，因此公社成员获得的工分往往与他们的实际贡献相差无几。规模越大，监督成本的问题越突出。此外，为了确保所有成员的基本生活水平，总收成的大部分属于根据家庭人口分配的口粮，而奖励性收入所占份额相对较小。通常的做法是将收成的70%作为口粮，30%作为劳动绩效。

人民公社制度的收入分配结构未能为农民提供足够的激励，导致农业生产力停滞不前。20世纪70年代末，家庭联产承包责任制逐步取代人民公社的改革。到1983年，人民公社制度在全国范围内的基本不复存在，集体所有的土地被承包给农户，农户可以保留公粮外的剩余产出作为激励。

2. 公社时期的农村人口生育率

1962年至1978年，中国农村人口从5.56亿猛增至7.9亿。期间的农村平均出生率达到3.0%，明显高于1979年至1989年期间的2.0%（图1a）。这一比率也明显高于同期2.1%的城市出生率。虽然随着时间的推移，城乡出生率都在稳步下降，但差距仍然很大，直到70年代末期才有所缩小。

根据历史记载和前人田野调查，本文认为收入的平均化制度导致了人民公社时期的高生育率。首先，口粮制度直接补贴公社社员新生儿的口粮，减轻了养育子女的经济负担。其次，收入分配的平均化使农民缺乏将更多精力投入生产劳动的积极性，因为更多的劳动无法带来相应回报，从而降低了生育的机会成本。一项田野调查指出，在20世纪70年代初，农民有强烈的动机多生孩子，因为新生儿的口粮超过了其基本需求，多余部分可用于其他家庭成员。

图1：中国的生育率趋势

公社解体后，农村生产、消费和分配的责任重新归属个人。这也意味着生育成本完全由农民家庭承担，从而对生育意愿产生了消极影响。图1b展现了去集体化前后的生育趋势。虽然在此期间农村出生率（rural birth rate）没有出现明显下降，但这主要是由于20世纪60年代的生育高峰导致20世纪80年代育龄妇女的人口比例大幅上升。人口结构的变化促成了出生率的自然增长。相比之下，农村生育率（rural fertility rate），即15岁-49岁妇女人均生育数量，呈明显下降趋势。1977年-1979年的平均生育率为0.102，而1984年-1986年为0.084，下降了16%。

本研究收集了1971年-1989年间1774个县的数据，构建起县级面板数据集。关于县域层面的农村生育率指标，研究将1990年中国人口普查的1%微观样本数据按县域、出生年份和户口进行了汇总。这样就可以得到1971年至1989年各年份各县的出生人数、育龄女性人口（15岁至49岁）以及农村和城镇户口的总人口。本文核心指标是农村年生育率，通过农村年出生人数除以农村15岁-49岁女性数量得出。作为生育率的替代指标，农村出生率指农村出生人数除以农村总人口。本研究还计算了年度城市生育率和出生率作为安慰剂，还从县志中补充收集了部分县的年度出生率数据。

表1：变量概述

本文将一个县的去集体化年份定义为该县半数以上生产队实行家庭联产承包责任制的年份。1980年-1983年，每年分别有24%、34%、28%和14%的县相继去集体化。另外，研究收集了各县对应年份实行家庭联产承包责任制的生产队所占的比例，构建了去集体化的连续变量。

为了构建衡量平均化水平的代理变量，本研究首先从《中国共产党历届中央委员大辞典：1921-2003》中收集了公社时期每年省党委第一书记在中共中央的级别（正式委员、候补委员或非委员）。本文使用1963年-1966年间省级领导担任中共中央候补委员的年限来衡量省级领导的职业激励。各县到省会的距离，作为当地政治激进程度的另一个替代指标。为了衡量集体规模，研究从县志中收集了各县公社和生产队的数量，之后根据各县1979年的农村人口得出各县公社和生产队的平均人口。

为研究潜在收入增加对生育率的影响，本文利用作物潜在产量数据构建了改革后县级农业生产率的外生衡量指标。从联合国粮农组织的全球农业生态区数据库中，本研究得到了各县在该时期的平均气候条件下，进行灌溉并投入中等水平的管理条件，单位耕地上主要粮食作物（小麦、水稻和玉米）当中的最高产量。在作物产量潜力的基础上，研究进一步利用1979年的县耕地面积和农村人口计算人均潜在粮食产量。

为解释计划生育政策对生育率的影响，本研究从县志中收集了各县实施独生子女政策和省计生委成立的年份。对于额外的控制变量，研究计算了每个县到最近河道、最近贸易港口以及 四个经济特区的距离。省一级的年净迁移率来自1990年的《中国人口普查年鉴》。研究还从《中国近五百年旱涝分布图集》中收集了各县每年的旱涝情况。

1.基准DiD估计

利用各县去集体化的不同时间，研究采用交错双重差分（DiD）策略对标准双向固定效应（TWFE）模型进行了如下估计：

其中，Y_it是t年i县农村生育率的自然对数。D_it是表示i县在t年去集体化的二元变量。φ_i和φ_t表示县和年的固定效应。X_it是一组协变量，包括计划生育政策的实施情况、特定县的线性时间趋势和其他控制变量。在此模型中，β₁表示去集体化对生育率的影响。

表2：基准估计之去集体化和农村生育率

表2列出了公式（1）回归模型的OLS估计值和标准误。第1列仅包含县和年份固定效应，没有额外的控制变量。β₁的估计值表明去集体化后农村生育率下降了4.2%。为了考虑计划生育政策对生育率的影响，第2列控制了各县实施独生子女政策和省级计划生育委员会建立的时间。虽然生育政策和计生委都对生育率产生了显著的负面影响，但去集体化对生育率的作用依旧显著。第3列加入了各县生育率的线性时间趋势。为考虑贸易准入、开放度和气候条件的潜在影响，第4列进一步控制了去集体化虚拟变量与该县距离最近的主要河流、港口和四个经济特区的距离、旱涝发生率以及年度省级净移民率的交互项。第3列和第4列的估计处理效应分别为0.040和0.041，与第2列高度一致。这一基准模型的结果表明，去集体化导致农村生育率平均下降了约4%，这大约是这一时期独生子女政策净效应的三分之二到五分之四。

2.事件研究估计

为了获得可信的因果推论，DiD估计的关键假设要求各县城市生育率在没有干预的情况下，与农村生育率应呈现平行趋势。为了从经验上支持平行趋势假设，本文采用事件研究法验证下面的回归：

其中，I^pre_n和I^post_m是二元变量，分别表示t年是去集体化前的第n年和去集体化后的第m年。在这一模型中，γ_n检测的是处理组和对照组的生育率是否在政策前存在不同的趋势。如果平行趋势假设成立，γ_n的估计值在统计上不会偏离0，而λ_m则可以揭示去集体化在不同年份对农村生育率的动态影响。为了检验TWFE估计值的稳健性，研究还采用了Borusyak等人开发的DiD估算方法来估计动态处理效应。

图2：事件研究之去集体化与农村生育率

图2显示了事件研究估计在95%的置信区间内的估计值。TWFE和Borusyak等人的估计结果一致，表明政策前几年的系数在统计上不会偏离0。另一方面，政策发生后年份的估计值显著为负，且随着时间的推移幅度不断增大，反映去集体化后生育率持续负增长。

3. 稳健性检验

去集体化的定义

本文对去集体化的定义门槛是家庭承包责任制占比超50%。为了检验估计值对阈值选择的敏感性，研究使用其他家庭承包责任制推广的比例定义去集体化，并对模型进行了重新估计。表3第1列和第2列将去集体化的年份分别定义为实行承包责任制的比例超过75%和87.5%的年份。相应的估计值分别为-0.042和-0.035，与基准估计值非常接近。

表3：稳健性检验之处理变量的其他形式

还可采用另一种方法，本文使用691个连续多年记录了家庭承包责任制推广比例的县作为样本，以每年的去集体化比例作为连续自变量来估计式（1）的DID模型。表3第3列中处理效应为-0.058，表明当去集体化份额从0%增加到100%时，生育率下降了5.8%，略大于基于二元变量的估计。这种方法是合理的，因为二元变量假定去集体化当年从0%急剧跃升至100%，导致夸大改革速度。第4列定义了连续处理的另一种形式，将去集体化的比例四等分。估计系数-0.016表明，当去集体化份额从第1个四分位数增加到第4个四分位数时，生育率下降了4.8%。第5、6列估算了其余县的去集体化份额，利用全样本估计了连续处理（份额和四分位数）模型。尽管系数略有变化，但结果基本一致。这些基于连续处理变量的估计值证实了研究结果的稳健性。

生育率指数

研究使用生育率的自然对数作为因变量。为了评估结果对其他生育率指标的稳健性，本文使用不同替代指标作为因变量来估计基准模型，包括生育率、大致出生率水平及其对数形式、新出生人数的对数。表4显示，无论使用哪种指标，估计值均显著为负，其绝对值也基本一致。

表4：稳健性检验之生育率的其他指标

由于本研究的主要生育率指标，是根据1990年人口普查的微观样本回溯构建的，因此新生儿选择性死亡的比率和依据性别进行选择性流产可能会影响研究结果。为了解决选择性死亡率的问题，研究使用县志中的年出生率进行回归估计。该数据为非追溯性的，因此不会受到选择性死亡率的影响。表5第1列报告了使用县志的出生率对数作为因变量的估计值。虽然该变量涵盖的县和年份较少，但估计的处理效应为-0.034且显著，与基准模型结果一致。这表明选择性死亡率不太可能对研究结果产生重大影响。此外，在第2列中，本研究使用县志中的年死亡率作为因变量，来估计去集体化对死亡率的影响。如果是选择性死亡率改变了研究结果，去集体化后死亡率应上升。事实正相反，对死亡率的估计影响为负值，且不显著。

表5：稳健性检验之选择性死亡率与性别选择

为了消除基于性别进行选择性堕胎的隐患，本文分别使用男性和女性生育率（男性或女性新生儿除以15-49岁女性人数）作为因变量，计算估计结果。表5第3列和第4列显示，男性和女性的估计系数分别为-0.035和-0.051。去集体化的处理效应对女性而言更大，表明确实存在性别选择。但这两个系数均显著为负，这表明去集体化后男性和女性的出生率都有所下降。因此去集体化对生育率的影响不能完全归因于性别选择。

4. 安慰剂检验

为消除其他政策等无关变量的影响，本研究进行以下安慰剂测试，以城市生育率作为因变量，对公式（1）的回归模型进行估计。若无其他因素导致农村生育率下降，城市生育率预计也不会受到显著影响，因为农村去集体化应该不会影响城市居民的生育率。

表6：安慰剂

表6列出了安慰剂测试的结果。第1列和第2列的因变量是城市生育率和城市出生率，与表2的第4列形成对比。结果显示，处理效应约为0，与改革前的状况基本吻合。该结果证实去集体化对城市生育率没有造成实质性影响。

结合历史资料和经济理论，去集体化后生育率下降的关键机制在于收入平均化的分配消失。人民公社为新生儿分配口粮，而农民收入与实际劳动投入没有直接挂钩，因此生育的机会成本较低。随着公社解体，去集体化将生育成本重新转移给家庭个人，从而降低了生育率。

为了从经验上证明该机制，本文根据不同地区的平均化程度对异质性的处理效应进行分析。如果这一假设成立，在公社时期平等化程度较高的县，生育率下降更为明显。因为平均化程度更高意味着农民获得了更多的生育补贴。因此，去集体化使得他们的生育成本上升更多，从而更强烈地抑制了生育。根据经验，本文构建了以下三重差分回归模型：

在公式（1）的基础上，该模型进一步加入了D_it和H_i的交互项，其中H_i是公社时期i县的平均化程度指标。假设H_i的值越大，说明平均化程度越高，β₂的估计值预计显著为负。这表明在平均程度较高的县中，去集体化的生育效应更强。由于缺乏人民公社时期收入分配的详细数据，H_i无法直接获得。研究通过探究人民公社的政治和制度特征，从政治激进程度和集体规模来构建收入分配平均化水平的代理变量。

1. 政治激进程度的异质性

地方政治激进程度在很大程度上影响着公社的收入分配。更积极地配合上级激进政治路线的公社往往采取更平等的收入分配。为衡量政治激进程度，本文首先使用省级领导的职业激励作为替代指标。20世纪60年代，担任中共中央候补委员的省级领导人有更强的晋升动机，因此会更激进地执行中央政策，对应该省人民公社的平均化程度越高。第二个替代变量是县城到省会的距离。有实证研究发现，离省会较远的县在政治上更为激进，因此平均化水平越高。基于上述两个代理变量，文章提出了以下假设：

假设1：去集体化后，领导更有可能成为中共候补委员的省所辖县的生育率下降幅度更大。

假设2：去集体化后，距离省会较远的县生育率下降幅度更大 。

表7：机制分析之平均化程度的异质性

表7第1列和第2列呈现了关于两个假设的检验结果。在第1列中，平均化程度的替代变量（H_i）是1963年至1966年间省级领导担任中共候补委员的年限。去集体化虚拟变量与省级领导人职业激励的交互项的估计系数显著为负，与假设1的预测相一致。系数表明，所在省的领导在整个时期均为中共候补委员的县，去集体化后生育率下降了6%。而在所在省的领导从未担任过候补委员的县，生育率效应为-0.014且不显著。使用到省会的距离的标准化形式作为H_i，交互项的系数也显著为负，这证实了假设2的预测。为了展现平均化水平的异质性动态处理效应，研究进一步估计了公式（2）模型的变体，根据代理变量的值将各县分为高于中位数和低于中位数两组，并分别估计了处理后几年的动态效果。图3a和图3b显示了职业激励和与省会距离的异质性动态处理效应。这两张图都显示，中位数以上组的效应要比中位数以下的组显著，而且差异随时间的推移而延续。

图3：事件研究之平均化水平的异质性

2.集体规模的异质性

规模较大的集体倾向于在成员之间更均匀地分配工分，因为监督劳动投入和评估个人贡献的成本更高。此外，较大集体中的成员面临的社会压力较小，更有可能通过多生育“搭便车”。

用生产队的规模衡量集体规模更为理想，因为在1962年后的公社制度中，生产队通常是基本的核算单位。然而统计生产队的数量比较困难，只有略超一半的县拥有数据。鉴于公社规模与生产队规模之间的高度相关性，研究统计了公社数量作为替代指标。本文据此提出下列假设：

假设3：去集体化后，拥有规模较大的人民公社或生产队的县生育率下降幅度更大。

表7第3列和第4列列出了对这一假设的实证检验结果。在第3列和第4列中，H_i变量分别是全县各公社和生产队平均人口的标准化形式。去集体化虚拟变量与集体规模交互项的估计系数显著为负，证明集体规模较大的县的生育率效应更明显。本研究还估计了集体规模的异质性动态处理效应。与集体规模低于中位数的县相比，集体规模高于中位数的县在去集体化后的几年里经历了更明显且持续的生育率下降。

借助当地平均化水平的各种指标，研究发现，收入分配平均化的消除主要是去集体化后生育率下降的主要驱动因素。去集体化对生育率的影响主要集中在平均化程度较高的县，而在平均化程度较低的县则微乎其微。

除了上述实证检验外，研究还根据改革前的收入水平（以1977年至1979年间的人均粮食产量衡量）检验了异质性处理效应，历史记载表明，较贫穷的公社通常会更平均地分配收入，以保障社员口粮。而在改革前收入水平较低的县发现，生育率效应更加明显。这一点作为补充强化了本文论点。

3.排除替代性解释

中国农业去集体化提高了农业生产率和农民收入。从理论上讲，农民收入的增加会产生两种对立的力量--收入效应和替代效应--进而影响生育率。在本研究中，收入效应意味着农民收入增加后生育率的上升，这不太可能解释生育率变动的结果。另一方面，替代效应则意味着生育率下降的原因可能是子女的“影子价格”上升，因为去集体化后潜在收入的提高使得生育成本增加。因此，生育机会成本的增加可能是与本文提出的机制产生竞争的替代性假设。

表8：关于潜在收入的回归

为了检验机会成本的增加是否是生育率下降的驱动因素，本文探讨了去集体化对潜在收入不同的县的异质性影响。如果假设成立，去集体化后潜在收入较高的县的生育率下降幅度会更大。研究使用各县主要粮食作物的最大潜在产量来构建改革后时期农业生产率和潜在收入的外生衡量指标。第一个替代指标是县级农作物潜在产量，即单位土地可达到的最高产量，用于衡量农业生产率。

为了考虑人均土地的地区差异，研究使用人均潜在产出作为另一个指标。表8列出了公式（3）回归模型的结果，其中包含了去集体化虚拟指标与潜在收入替代指标之间的交互项。无论使用哪种替代变量，估计系数都很小且不显著。这些结果表明，去集体化对生育率的影响并不随潜在收入水平的变化而变化，没有证据支持这一替代假设。

4.与Almond等人研究的调和

本研究发现农业去集体化大大降低了农村生育率。该发现似乎与Almond等人的结论相矛盾，后者发现家庭承包责任制改革对生育率没有显著影响。为了解释这一分歧，研究在样本中与Almond等人所用样本比对出803个重合的县（涵盖后者样本的近8/9），重新进行回归估计。结果表明去集体化对生育率没有明显影响，与他们的结果非常吻合。相反，当本研究使用自己数据中的非重合样本以同样的方法进行估计，估计值为-0.060且显著，反映出对生育率的强烈负面影响。

表9：与Almond等人研究的调和

这表明两个研究之间的差异很可能源于样本的不同。之后对比发现，与非重合的样本县相比，重合样本的集体规模平均较前者小16%，对应的平均化水平也较低。另一个显著特点是，重合的县往往比非重合样本更早去集体化。改革前收入水平较低和产出潜力较高的县在经济上更有动力提前去集体化。除了经济动机之外，政治激进程度越高、公社规模越大的县对去集体化更不积极。这种相关性意味着，在人民公社时期比较激进的县往往对改革持比较保守的态度，从而导致它们在后期才实行去集体化。

表10：重合样本与非重合样本的比较

这些结果共同表明，重合部分的样本在人民公社时期表现出较低的整体平均化水平，这可能是其生育效应较弱的潜在原因。在这方面，本研究与Almond等人的研究结果是一致的。

表11：去集体化时间的决定因素

人民公社制度是人类历史上前所未有的大规模集体化实验。该制度的一个主要特点是收入分配高度平均化，无条件补贴农民生育。农村去集体化为研究者提供了一个观察的窗口，通过实证方法研究超大规模全民社会福利制度的解体对生育率的影响。研究发现，自20世纪80年代人民公社解体后，农村生育率大幅下降。经验证据表明，收入分配平均化的消失是导致生育率下降的主要原因。

此外，本研究还有助于进一步讨论社会政策与人口趋势之间的关系。如今的许多国家致力于应对人口挑战。公社制度等社会实验背后的历史经验，或许能为不同激励结构对生育率的潜在影响提供有价值的启示。