吴奇峰 苏群

摘要：基于CFPS（2010）数据，实证分析计划生育政策对城乡收入差距的影响机制，并利用Oaxaca-Blinder分解法和RIF回歸分解法测度了计划生育政策对城乡收入差距的贡献度。结果表明：（1）计划生育政策有利于子代收入的提高，且对城镇的收入边际效应大于农村；（2）政策允许家庭生育数量越多，越不利于农村家庭子代收入的提高，家庭一旦超生则会显著降低子代收入，而且相对于农村家庭子代而言，城镇家庭超生对子代收入的负向影响更大；（3）计划生育政策对城乡收入差距的拉力呈现出U型特征，对低、高收入群体的影响较大，而对中等收入人群的城乡收入差距贡献相对较小，其中政策允许生育胎数起到了决定性作用。因此，计划生育政策应统筹全局、因地制宜、奖惩兼施，以提高农村的人力资本水平和子女的教育质量，促使城乡居民生育率和人力资本水平趋同。

关键词：计划生育政策；城乡收入差距；Oaxaca-Blinder分解；RIF回归分解；子代收入

文章编号：2095-5960（2018）04-0001-11；中图分类号：F047；文献标识码：A

一、引言

计划生育政策是一项旨在控制人口增长速度和数量、提高人口质量，实现人口与经济、社会、资源和环境协调发展的人口调控政策。计划生育政策施行30余年，我国总和生育率从1980年的2.31①降到2015年的1.047②不仅提高了劳动者的人力资本积累（瞿凌云，2013）[1]，还提高了居民储蓄率（周俊山、尹银，2011）[2]，促进了我国经济增长（汪伟，2010；王金营、杨磊，2010）[3][4]。计划生育政策对宏观社会经济的作用源自于对家庭生育决策的影响，进而影响到家庭收入与消费行为，其中对家庭收入的影响主要包含父代收入和子代收入两个层面。从父代收入的影响来看，因子女数量对家庭收入有显著的负向影响（段志民，2016）[5]，计划生育对家庭子女生育数量的限制在一定程度上提高了家庭收入。就子代收入的影响而言，计划生育政策的强制执行约束了个体的生育行为，减少了家庭生育子女的数量，增加了子代人力资本投资（刘小鸽、魏建，2016）[6]，“人口数量质量替换”假说（Becker & Tomes，1986）[7]在中国也得到了很好验证。家庭生育人口的限制能够在一定程度上提高子代的收入水平，但受家庭收入的约束，计划生育带来的数量质量替代效应在低收入家庭中更大，对低收入家庭子代收入水平的提升作用更大，政策允许生育胎数越少，子代收入不平等程度越小，在一定程度上抑制了子代收入不平等的扩大（梁超，2017）。[8]

尽管已有研究表明，计划生育政策确实提高了家庭收入，但是计划生育政策实施后，城乡居民收入比从1985年的2.1上升到2015年的3.1①，城乡收入差距不仅没有缩小，反而扩大了。这不仅会影响到我国经济的可持续发展，更不利于社会的和谐稳定。为此，城乡收入差距问题不仅受到党中央的高度重视，同时也是学术界关注的焦点。当前，城乡收入差距问题的相关研究汗牛充栋，认为户籍歧视（万海远、李实，2013）[9]、城乡金融的规模和效率发展不平衡（孙君、张前程，2012）[10]、财政支出城市偏向（张义博、刘文忻，2012；雷根强、蔡翔，2012；雷根强等，2015）[11][12][13]、对外贸易（魏浩、赵春明，2012；王怀明、王子睿，2018）[14][15]等是拉大城乡收入差距的重要原因，而郭剑雄认为人力资本和生育率是众多力量中最为根本且长期持续起作用的因素，城乡收入差距的最终消除必定依赖于城乡生育率、人力资本存量及积累率的趋同（郭剑雄，2005）[16]。为此，一些学者从人口生育的视角对此做了如下解释：（1）农村地区收入较低，对子女数量的偏好抑制了子女质量的提高，使得农村长期处于高生育率和低人力资本积累的“马尔萨斯陷阱”之中，而城镇地区的低生育率和高人力资本投资推动着经济的持续增长（郭剑雄，2005；周绍东，2008）[16][17]（2）城乡不同的生育制度安排使得农村生育成本相对较小，导致农村生育子女数量相对较多，加之超生罚款制度，既损害了农村物质资本的积累，也降低了农村人力资本的投资（赖德胜，2001）。[18]由此可见，对生育率有着重要影响且具有城乡执行差异的计划生育政策必然对城乡收入差距产生一定影响。

尽管已有研究从人口生育的视角对城乡收入差距给出了一定的解释，但仅利用宏观统计数据考察子女数量对城乡家庭人均收入差距的影响，并未将计划生育政策纳入分析。抑或是讨论了计划生育政策对城乡收入差距的影响，却未通过可靠的数据进行实证检验。那么，计划生育政策在逐步扩大的城乡收入差距中起着怎样的作用，到底是扩大了城乡收入差距，还是缩小了城乡收入差距，抑或没有影响，如果有影响，它是如何影响的，对城乡收入差距的贡献有多大，对不同收入群体的城乡收入差距贡献有何差别？这些问题在现有研究中并没有作出回答。为此，本文将利用CFPS（2010）微观调查数据，从家庭子代的视角探讨计划生育政策对城乡收入的影响，以期准确得出上述问题的答案，并为国家制定相关政策提供理论支撑。

二、计划生育政策影响城乡收入差距的理论分析

劳动经济学认为，个人收入水平是其教育程度和生产技能的函数（Schultz，1961；Becker & Gary，1962）[19][20]，有些人的收入高于其他人是由于在这些要素方面占有相对优势。在完全竞争的劳动力市场中，收入取决于个体的劳动生产率，而教育投资被认为是提升个体劳动生产率的最重要途径之一。Becker & Tomes（Becker & Tomes，1986；Becker & Tomes，1979）[7][21]研究代际收入流动性时，将父代一生的收入分为两部分：自己消费和子代人力资本投资，其最终目标是实现个人效用最大化。本文在此基础上引入计划生育这一政策因素，具体的模型为：

从（12）中可以得到以下推论：①yt-1越大，投资越高，表明收入越高的父代对子代人力资本投资越高；②α越大，投资越高，表明父代越不自私，越偏好对子代的人力资本投资；③θρ越大，投资越高，表明对子代人力资本投资的回报率越高，父代的投资意愿也就越高；④n越大，即计划生育政策允许生育胎数越多，子代获得的人力资本投资越少；⑤f（n，λ，X）越大，即家庭超生成本越高，子代获得的人力资本投资也就越低。

通过上述数量推导发现，计划生育政策允许家庭生育胎数和家庭超生子女数量均会对子代收入产生负向影响。尽管计划生育政策是我国的一项基本国策，在全国范围施行，但由于社会经济发展的城乡差异，导致计划生育政策对城乡家庭生育行为的影响也不尽相同。一是计划生育政策允许生育胎数的城乡差异。计划生育政策在城镇地区施行比较严格，绝大多数都施行一胎政策，而在农村地区比较宽松，绝大多数允许生育1.5胎，少数边远地区甚至允许生育3胎。二是超生成本的城乡差异。为保证计划生育政策得到切实贯彻执行，很多地方制定了超生处罚制度。虽然缴纳超生人口社会抚养费是城乡均存在的一种处罚制度，但城镇国有部门就业人员一旦超生将会面临行政处罚，甚至被辞退，城镇家庭超生成本要远高于农村，使得农村家庭超生的概率要大于城镇。三是性别偏好的城乡差异。包括中国在内的东亚国家男权思想相对比较严重，普遍偏好男孩。但随着我国改革开放的不断深化，城镇地区受西方思想影响较多，对男孩的偏好在一定程度上有所减弱，而在我国计划生育政策相对宽松的农村地区信息化程度相对较低，对男孩的偏好仍然较为普遍，没有生育男孩的家庭往往选择多生子女，直至生育男孩传承”香火”（Qian，2009）[23]，这也在很大程度上导致农村家庭超生的可能性要高于城镇。由此可见，无论是政策允许生育胎数，还是家庭超生的可能性，农村地区均大于城镇地区，这将在很大程度上拉大城乡子代的收入差距。

Becker等将子女视为一种耐用消费品，其数量和质量均会随着家庭收入的增加而提高，但由于家庭对子女质量的偏好强于数量偏好，子女数量会随着家庭收入的增加而减少，出现数量与质量之间的替代（Becker，1960）。[24]然而，李子联通过对中国数据的研究发现，低收入群体和高收入群体的生育率比中等收入群体的生育率要高，收入對生育率的影响具有U型曲线的阶段性特征（李子联，2016）。[25]这就意味着，计划生育政策对不同收入群体的影响也会有所不同。由于中等收入群体的生育率较低，受计划生育影响较小，而低收入群体和高收入群体生育率较高，受计划生育影响较大，导致计划生育政策对低收入群体和高收入群体的贡献较大，而对中等收入群体的影响相对较小，使得计划生育政策对城乡收入差距的影响呈现出U型曲线特征。

三、数据来源与统计分析

（一）数据来源与样本选择

本文的数据来源于中国家庭追踪调查（CFPS2010）。CFPS是一项综合性的社会跟踪调查项目，问卷涉及个体、家庭和社区三个层面，重点关注中国居民的经济和非经济福利。该项目采用内隐分层方法进行多阶段等概率抽取样本，共调查了635个村/居、33600个成人，调查对象覆盖了全国（不含港、澳、台以及新疆、西藏、青海、内蒙古、宁夏、海南）25个省/市/自治区，涵盖了全国95%的人口，具有很强的可靠性和代表性。由于本文旨在探讨计划生育政策对城乡收入差距的影响，必须保证劳动者在调查期内从事过有收入的劳动。因此，首先将社区和成人个体两个层面的数据进行对接，并进一步做如下处理：（1）剔除在调查期内没有参与收入劳动的个体样本；（2）剔除男性年龄大于60周岁和女性年龄大于55周岁的样本①；（3）剔除被访者年总收入、兄弟姐妹数、计划生育允许生育数量等为不知道、拒绝回答或缺失的样本；（4）剔除其他异常值，最终得到7441个有效样本。

（二）变量选取与统计分析

1.变量选取

本文旨在分析计划生育政策对城乡收入差距的影响，这必须建立在个体收入决定方程基础之上。第二部分的理论模型已经证实家庭子女数量和质量存在替代效应，计划生育政策可能通过影响家庭子女数量和社会抚养费来影响到子女的人力资本投资，进而影响子女收入。加之，随着工资性收入在总收入中的占比越来越大，个人性别、受教育年限、工作经验、职业和所在地区对收入的影响也越来越大。为此，本文的变量选取如下：

（1）被解释量。个体收入，利用个体年总收入进行衡量，主要包括工资性收入和个体经营收入等。

（2）关键解释变量。①政策允许生育胎数（family_planning），由于我国区域经济发展不平衡，不同地区的社会文化具有较大差异，不同地区计划生育政策执行力度也存在一定差异。我们通过问卷中“您村的计划生育政策是一个家庭允许生几胎？”来进行衡量；②超生胎数，是指家庭生育子女数量超出当地政策允许生育胎数的数量，超生胎数=兄弟姐妹数量-政策允许生育胎数；③受教育年限（education），教育是人力资本最重要的体现，根据我国各教育阶段正常的学习年限对劳动者的受教育年限进行估算：文盲/半文盲=0，小学=6，初中=9，高中/中专/技校/职高=12，大专=15，本科=16，硕士=19，博士=22，受教育年限越长，人力资本积累越多，收入也就越高；④是否受计划生育影响（plan）。20世纪70年代，我国只是提倡“少生、优生”，而真正将计划生育作为基本国策在全国范围实施是在1980年以后。为此，我们将家庭生育决策受计划生育影响的时间节点定为1980年。通过对妇女生育第一胎和生育最后一胎的年龄和密度分布图来看，妇女生育最后一胎的年龄大约为48岁（如图1），这也同国家统计年鉴显示女性最大生育年龄为49岁基本吻合。因此，当母亲年龄大于78岁（1980年年龄大于48岁）时，家庭生育决策将不受计划生育影响，取值为0；当母亲年龄小于78岁（1980年年龄小于或等于48岁）时，家庭生育决策将受计划生育影响，取值为1。

（3）控制变量。以往大量研究表明，个体收入会受到性别（男=1；女=0）、工作经验（工作经验=年龄-受教育年限）及平方项、企业所有制（国有企业=1；非国有企业=0）、职业（国有企事业单位负责人=7；专业技术人员=6；办事员和相关人员=5；商业服务业人员=4；农林牧渔水利业从业人员=2；其他从业人员=1）、地区（东部地区=1；中西部地区=0）等因素的影响，本文将这些变量作为控制变量。

2.描述性统计

在7441个有效样本中，东部地区占54.9%，有69.3%的个体在成长过程中受到计划生育政策的影响。个体平均年总收入为2.36万元，平均受教育年限为10.3年，平均拥有3.34个兄弟姐妹，而政策允许生育的胎数平均为1.15胎，政策开放度最大的村/居也只允许生育3胎，平均每超生一胎的罚款金额为12370元。其他变量描述性统计情况详见表1。

为进一步了解计划生育政策在城乡实施效果的差异，我们将样本分为不受计划生育影响和受计划生育影响两组，统计分析结果如表2所示。从计划生育政策开放度的城乡差异来看，城镇最多允许生育2胎，且平均值接近于1，而农村最多允许生育3胎，平均值为1.2；从违反计划生育政策的惩罚力度来看，城镇每超生1胎的平均处罚金额为1.77万元，比农村高5500元左右。不受计划生育政策影响的城乡家庭平均生育子女数量分别为3.7个和4.4个，而受计划生育政策影响的城乡家庭平均生育子女数量分别为2.4个和3.2个。从个体受教育年限来看，无论城镇，还是农村，受计划生育政策影响的个体平均受教育年限均高于不受计划生育政策影响的个体。

四、计划生育政策对个体收入的影响

计划生育政策对生育率的负向影响以及“数量质量替代”假说在本文也得到了验证，但以往研究已经做了详细深入的探讨，在此将不再赘述。我们将直接讨论计划生育政策对城乡收入的影响。Mincer认为人力资本中的教育和工作经验是影响个人收入的重要影响因素（Mincer，1974）[26]，后续学者在明瑟方程的基础上加以改进，在工资方程中加入了其他影响工资的因素。为考察计划生育政策对个体收入是否产生影响及其政策效果的城乡差异，本文构建以下个体收入方程：

方程（1）和（2）分别用于考察是否受计划生育影响和具体计划生育政策对城乡个体收入的影响，其中i=1，2，3…，n；j=1，2，j=1表示农村收入方程，j=2表示城镇个体收入方程；lny表示个体年总收入对数，X为控制变量，包括性别、工作经验、工作经验平方、职业、企业所有制以及地区。由于问卷中个体年总收入的取值范围设定为0—1000万元，导致部分收入小于或等于0的个体实际上全部归并到0这一个点上。为此，本文采用Tobit模型对个体收入方程进行估计，估计结果见表3。

由于计划生育政策主要是通过“少生，优生”来增加家庭子代人力资本，进而提高子代收入水平[5]，家庭对子女的人力资本投资是计划生育政策影响子代收入的一座桥梁。为此，将计划生育和受教育年限的交互项纳入模型（1）中，得到回归方程1和方程2，估计结果显示计划生育政策对城乡家庭子代收入均存在显著影响，且存在明显差异。城镇家庭子代收入受计划生育和教育年限交互作用的影响要大于农村家庭，这也就意味着，在受计划生育影响的家庭中，城镇家庭子代教育投资的边际效应要大于农村。受计划生育的影響，劳动力市场的人力资本积累得到极大提高，如果某一个体人力资本投资低于某一水平，计划生育政策对其收入将产生负向影响，就城镇居民而言，子代受教育年限大于12.34年时，计划生育将有利于个体收入水平的提高。就农村居民而言，子代受教育年限大于7.91年时，计划生育将有利于个体收入水平的提高。

为进一步考察计划生育政策对子代收入影响的城乡差异，将家庭生育决策受计划生育政策影响的子代分为城镇和农村两组，并依据模型（2）回归得到方程4和方程5。从城镇家庭子代的收入方程来看，政策允许生育胎数对子代收入有正向影响，但不显著。家庭超生胎数对子代收入的负向影响在1%水平上显著，城镇每超生1胎，子代收入将减少6.2%左右。从农村家庭子代收入方程来看，计划生育政策允许生育胎数对子代收入的负向影响在1%水平上显著，政策允许农村家庭每多生一胎，其子代收入将减少近15%。家庭超生胎数对子代收入亦存在显著的负向影响，农村家庭每超生1胎，子代收入仅减少约3.2%。由此可见，计划生育政策对子代收入的影响效果存在着显著的城乡差异。计划生育政策作为外生变量，不受家庭影响，而且我国计划生育政策对农村相对较为宽松，这在很大程度上抑制了农村家庭子代收入的增长。与此同时，农村超生胎数所带来的子代收入负向效应要远小于城镇家庭，农村家庭可能以降低子代收入为代价生育超出政策允许的胎数，以达到家庭效用最大化，这将在一定程度上降低了农村家庭子代收入。因此，计划生育政策在一定程度上拉大了城乡收入差距。

五、计划生育政策对城乡收入差距的影响

尽管通过城乡个体收入决定方程的对比分析发现，计划生育政策对个体收入的影响存在较大差异，但收入方程系数的简单对比并不能发现计划生育政策对城乡收入差距的作用方向，更不能测度其贡献大小。为此，我们将采用均值分解方法对城乡收入差距进行分解，以测度计划生育政策对城乡平均收入差距的作用大小及方向。

（一）Oaxaca-Blinder均值分解结果

Oaxaca-Blinder是用来分解两群组之间工资均值差距的方法，将工资均值差距分解为由特征差异所带来的特征效应和由于特征回报率差异导致的结构效应（Oaxaca，1973；Blinder，1973）。[27][28]Oaxaca-Blinder存在基准问题①，参照组的选择不同，分解出的特征效应和结构效应大小也不尽相同，但每个因素的总效应（特征效应和结构效应之和）保持不变。因本文重点关注计划生育政策对城乡平均收入差距的总效应，采用何种均值分解法并无差异，故本文采用Oaxaca-Blinder分解法，并以农村居民作为参照组，分解结果见表4。

分解结果显示，政策允许生育胎数拉大了城乡收入差距，其中由于政策允许生育数量的城乡差异导致城镇平均收入比农村高2.9%，而允许生育胎数对收入影响的城乡差异导致城镇平均收入比农村高44.2%，其特征效应占比高达142.35%。超生数量的城乡差异扩大了城乡平均收入差距，其贡献率约为5.8%，但由于农村超生降低收入作用小于城镇，使得结构效应为正，且作用大于特征效应，最终使得超生缩小了城乡收入差距，其总效应占比为-7.7%左右。总的来看，城镇平均收入比农村高出31%，这其中有143.88%来源于计划生育政策了，其作用大小仅次于受教育年限。

（二）RIF回归分解结果

上一部分通过Oaxaca-Blinder分解法对不同城乡收入差距进行了分解，测度了计划生育政策对城乡平均收入差距的作用方向及大小。Oaxaca-Blinder分解利用的是样本的平均信息，并不能窥探收入分布的局部特征和信息。然而收入分布的不同位置上群体特征和特征回报率存在一定差异，可能导致计划生育政策对城乡收入差距的影响在不同分位点上的大小也存在一定差异。因此，有必要通过分位数分解法在收入分布不同位置上展开估计，从而更加全面细致的揭示计划生育政策对城乡收入差距的影响。

Firpo et al认为，当分布统计量为分位时，RIF回归模型能够直接估计出各解释变量对被解释变量的影响，提出了基于RIF（recentered inf luence function）回归的FFL分解方法，该方法通过两个步骤来实现不同群组间工资分布差异的分解（Firpo et al，2009）。[29]FFL分解法分为两个步骤：首先利用Dinardo et al的重置权重函数构造反事实工资分布（Dinardo et al，1996）[30]，将组间工资分布差异分解为特征效应和结构效应，第二步将影响函数加入到分布统计量中，形成再集中影响函数（ RIF），通过RIF回归得到类似于Oaxaca-Blinder的分解形式，进而将群组工资分布差异的特征效应和结构效应分解到各个解释变量上。为此，本文将利用FFL分解法探讨在不同收入分位点上计划生育政策对城乡收入差距的影响，具体分解结果如表5所示。

城乡收入差距在不同收入分布位置上存在一定差异，在10分点和90分位点上城镇收入比农村收入分别高近40%和39%，城乡收入差距呈现出两端高中间低的U型。从计划生育政策允许生育胎数对城乡收入差距的作用来看，特征效应远远小于结构效应，这意味着政策允许家庭生育数量的特征差异带来的城乡收入差距较小，而城乡收入差距主要来源于政策允许生育胎数对子代收入的影响存在显著差异。无论是特征效应，还是结构效应，均呈现出随着收入分位点的提高先降后升的U型，且均对城乡收入差距有着正向影响。总的来看，政策允许生育胎数对城乡收入差距的总效应均为正，在10分位点上的贡献度高达250.76%，而50分位点上的贡献度最小，约为20.71%，也呈现出U型。

家庭超生胎数对城乡收入差距的特征效应在各收入分布位置上均为正，且随着收入分位点的提高呈现U型，在50分位点上达到最低点。从家庭超生胎数的结构效应来看，它对城乡收入差距有一定的负向作用，即缩小了城乡收入差距，尤其对城乡中等收入者收入差距的效应更大。从家庭生育胎数的总效应来看，在10分位和90收入分位处为正，且高收入分位点的贡献度更大，而在10—90分位点之间为负。由此表明，家庭超生不僅会扩大城乡低收入者间的收入差距，还会扩大高收入者间的收入差距，且效用更大，但有助于缩小中等收入水平的城乡收入差距。

通过对政策允许生育胎数和超生胎数总效应的比较发现，政策允许生育胎数对城乡收入差距的贡献远远大于家庭超生的作用。从计划生育政策的综合效应来看，计划生育政策扩大了城乡收入差距，尤其是对低收入群体和高收入群体的城乡收入差距贡献巨大，其作用不亚于受教育年限。

六、结论与启示

计划生育是一项旨在控制人口增长速度和数量、提高人口质量，实现人口与经济、社会、资源和环境协调发展的人口调控政策，其直接作用客体为家庭。当前对计划生育政策的研究主要集中于经济增长、人口数量和结构预测等宏观层面的影响，而从微观层面考察政策效果的研究相对较少，尤其是从个体层面探讨的研究并不多见。收入问题是计划生育政策带来的必然结果，本文首先在理论层面论述了计划生育政策对城乡收入差距的作用机制，并利用CFPS（2010）微观调查数据对理论假说进行了充分论证，进一步丰富了计划生育政策微观层面的影响研究。

计划生育政策对子代收入并无显著的直接影响，而是通过子代人力资本投资间接作用于子代收入，有着显著的正向影响，且计划生育政策对城镇子代收入边际效应大于农村。计划生育政策是通过限制家庭人口生育来影响子代收入的，政策允许家庭生育数量越多，越不利于农村家庭子代收入的提高，家庭一旦超生则会显著降低子代收入，而且相对于农村家庭子代而言，城镇家庭超生对子代收入的负向影响更大。由此可见，计划生育政策对子代收入的影响存在着一定的城乡差异，这可能对城乡收入差距产生一定影响。为此，本文通过均值分解法和无条件分位数回归分解法对城乡收入差距进行了分解，结果表明：政策允许家庭生育胎数极大地拉大了城乡平均收入，其作用仅次于受教育年限，而家庭超生在一定程度上缩小了城乡平均收入差距，但总的来看，计划生育政策拉大了城乡平均收入差距。进一步分析不同收入分布位置上计划生育政策对城乡收入差距的贡献发现，计划生育政策对拉大城乡低收入群体收入差距和高收入人群收入差距的作用非常大，而对城乡中等收入人群收入差距的贡献相对较小，这其中政策允许生育胎数起到了决定性作用，家庭超生胎数所起作用较小。

当前我国人口老龄化严重，且国民素质还有待进一步提升，党中央在十八届五中全会上，做出了全面开放二孩政策的重大决定。然而，计划生育政策是一项基本国策，二孩政策并不是计划生育政策的最后决策，国家必将依据社会经济现状作出实时调整。为此，鉴于以上分析，有必要为计划生育政策的下一步调整提供如下决策参考：

一是，依据经济发展程度来决定城市或地区的生育胎数。我国地大物博，不仅地区经济发展极不平衡，而且文化程度也存在很大差异。国家在出台新的计划生育规定时，应遵循统筹全局、分地自制的原则，各地方在遵循国家规定的基础上，结合当地情况出台符合本地情况的政策，避免一刀切的现象。比如，发达城市或地区应逐步放开生育限制，而对于一些欠发达农村地区，则应施行紧缩的计划生育政策。如此一方面能够达成计划生育政策的“优生”目标，还能在一定程度上缓解城乡收入差距扩大的矛盾。

二是，奖惩兼施。尽管超生处罚制度在一定程度上降低子代质量和收入，且对城镇子代收入的负向作用大于农村，但其负向影响相对较小，其主要作用在于以增加生育成本来抑制家庭生育，是计划生育政策顺利实施的根本保证。因此，超生处罚制度的存在有一定的合理性，应根据地区的经济发展状况制定合理的处罚制度。另外，家庭之所以选择超生，很大一部分原因是养老缺乏保障，特别是农村地区尤为明显。如果对欠发达地区的少生家庭给予子代教育优惠或是一定的养老保障，则能很好地减少欠发达农村地区的超生行为，从而提高农村子代质量和收入，缩小城乡收入差距。

三是，警惕城乡计划生育執行力度差异，防止生育反弹。尽管全面二孩政策的相关规定不存在城乡差异，但城乡计划生育执行力度和难度差异仍不可忽视。为避免经济欠发达地区出现生育反弹，相关部门及基层组织应积极合理引导城乡居民进行计划生育，同时财政教育投资应合理倾向广大农村地区或欠发达地区，提高他们的人力资本水平和子女的教育质量，使得城乡居民生育率和人力资本水平趋同。

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Abstract：Using the database provided by China Family Panel Survey（CFPS）2010，this paper not only analyzed the influence of family planning policy on urban-rural income gap，but also Oaxaca-Blinder decomposition method and RIF regression decomposition method are used to measure the contribution of family planning policy to urban and rural income gap. The result shows that： （1） the family planning policy is conducive to improvement of childrens income， and the marginal effect of income on urban is greater than that of rural； （2） the policy allows for more births is not conducive to improvement of rural childrens income. It will significantly lower the income of the children if family super living， and the negative impact on urban is greater than that of rural； （3） the family planning policy presents a u-shaped thrust on urban-rural income gap， the role of low-income and high-income groups is large but relatively small for middle-income groups. Therefore， the family planning policy should coordinate the overall situation， take measures according to local conditions， reward and punish both， improve the level of human capital in rural areas and the quality of education of children， and promote the convergence of fertility rate and human capital level of urban and rural residents.

Key words：family planning policy； urban-rural income gap； oaxaca-blinder decomposition； RIF regression decomposition； offsprings income

責任编辑：萧敏娜