張書維 胡鑫雅 王 宇

一、問題提出

人是推動經(jīng)濟與社會發(fā)展的基礎(chǔ)要素，人口問題具有全局性、長期性和戰(zhàn)略性。世界范圍內(nèi)的持續(xù)低生育率已經(jīng)引起了各國的廣泛重視；中國也面臨著生育危機的風(fēng)險(吳帆、李建民，2022)。近10年來，中國政府亦在因時因人地對生育政策進行調(diào)整：從“雙獨二孩”到“單獨二孩”“全面二孩”。然而，在不斷松綁的政策形勢下，收效卻不及預(yù)期。國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)顯示：與2010年第六次全國人口普查相比，第七次全國人口普查時0—14歲人口的比重僅上升了1.35個百分點；2020年人口出生率為8.52‰，首次跌破10‰，2021年則進一步下滑到7.52‰(1)人口比重數(shù)據(jù)出自《第七次全國人口普查公報(第五號)》，2020年人口出生率來自《中國統(tǒng)計年鑒2021》，2021年人口出生率來自《中華人民共和國2021年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。。國家衛(wèi)健委的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，2021年育齡婦女平均打算生育子女?dāng)?shù)為1.64個，低于2017年的1.76個和2019年的1.73個，作為生育主體的“90后”“00后”，其打算生育子女?dāng)?shù)僅為1.54個和1.48個，生育意愿繼續(xù)走低(中共國家衛(wèi)生健康委黨組，2022)。2021年7月，《中共中央國務(wù)院關(guān)于優(yōu)化生育政策促進人口長期均衡發(fā)展的決定》(后文簡稱《決定》)公布，三孩政策正式落地。此后，鼓勵生育成為各級政府的重點工作，并且已經(jīng)進入到密集實行期。毫無疑問，欲生“三孩”，必先有“二孩”，現(xiàn)實卻是“該生”的媽媽連二孩都不愿生(陳緯、羅敏敏，2022)；從“70后”到“90后”，城市人的生育觀已經(jīng)由“生育成本約束”轉(zhuǎn)向“幸福價值導(dǎo)向”，對于二孩的選擇從被迫放棄變?yōu)橹鲃臃艞?楊寶琰、吳霜，2021)。三孩政策欲見效須有兩個重要前提：育有二孩的婦女或家庭的基數(shù)，二孩到三孩之間的孩次遞進比(陳友華、孫永健，2021)。這兩個前提都表明了二孩基礎(chǔ)對生育三孩的重要性，由于不同孩次之間的遞進比是邊際遞減的，因此只有三孩政策的二孩家庭或婦女基數(shù)夠大，才能支撐三孩生育規(guī)模。提振二孩生育率是三孩生育政策實施的前提和保障(風(fēng)笑天，2022)，“擴大二孩”成為構(gòu)建金字塔形良性生育孩次結(jié)構(gòu)的重中之重(聶建亮、董子越，2021)。三孩政策及配套支持措施最主要的作用可能是促進二孩生育率的小幅回升(陳友華、孫永健，2022)。

自上而下的國家生育政策需要自下而上的個人生育行為來響應(yīng)，二者共同形塑生育現(xiàn)實。從微觀角度講，生育意愿支配生育行為，進而影響生育率，最終決定一個社會的生育水平。因此，生育意愿是預(yù)測生育行為及生育率的重要依據(jù)，是銜接生育政策到生育水平的關(guān)鍵指標(biāo)(Bongaarts，2001；張書維等，2021)。顯而易見，制約生育意愿的因素是多方面的，包含結(jié)構(gòu)性因素(如社會經(jīng)濟、制度、文化和宗教信仰)、家庭因素(父母經(jīng)濟、社會地位和家庭規(guī)模)、心理因素(如生育動機和期望)、生理因素(如基因)和人口學(xué)因素(如年齡、受教育程度、收入)等(吳帆，2020；陳友華、孫永健，2021)。要扭轉(zhuǎn)宏觀或客觀因素，絕非朝夕之功。相較之下，如果能利用心理的可塑性和易受暗示性，或可找到一種便捷、低成本的方式來鼓勵生育。而在精準(zhǔn)把握政策對象心理的基礎(chǔ)上，行為公共政策使用助推(Nudge)作為干預(yù)工具，創(chuàng)設(shè)特定情境、改變特定條件，讓人們做出更好的決策(張書維等，2019a)。過去十余年，以助推為首的政策工具創(chuàng)新研究及實踐已經(jīng)滲透進公共政策的各領(lǐng)域，影響遍及全球(Sunstein，2017；付春野等，2022)。

具體到生育政策領(lǐng)域，張書維等(2021)的前期研究發(fā)現(xiàn)，信息框架(包括政策框架與新聞框架)的助推手段行之有效，“落袋為安”的政策框架效應(yīng)輔以“家庭導(dǎo)向”的新聞框架作用能夠顯著增強個體的生育意愿。框架效應(yīng)和默認(rèn)選項(Default Option)均屬于助推的轉(zhuǎn)換策略，最能體現(xiàn)助推所追求的隱蔽而巧妙(張書維等，2019b)。默認(rèn)選項設(shè)置是最常用的助推手段之一(Bonini et al.，2018)，其效用易與傳統(tǒng)的強制性工具在特定政策情境下的效用進行對比(Treger，2021)。作為通過設(shè)置初始值以增加人們選擇該選項可能性的助推方法，默認(rèn)選項近年來被越來越多地被運用于促進公眾的積極行為上，也在許多領(lǐng)域中得到了不同程度的支持(趙寧等，2022)。“助推”生育意愿的適用性在于：盡管國家在宏觀層面上制定政策，但生育行為的決定權(quán)依然保有在(女性)個人手中，政府更多地扮演著說服者的角色。既然單一的政策手段難以在短期內(nèi)扭轉(zhuǎn)生育局面，如何利用微觀工具進行成本低、見效快的生育助推成為本研究的出發(fā)點?；诖?，本文聚焦生育意愿助推的默認(rèn)選項機制，針對人們?nèi)狈r間、能力以及不愿費心研究公共項目中各類選項的差別與特點，通過改變默認(rèn)選項的設(shè)置來引導(dǎo)個體的選擇。綜上，本文的研究問題是：能否運用默認(rèn)選項對生育意愿產(chǎn)生積極影響？運用時需要考慮什么邊界條件？

二、研究假設(shè)

(一)默認(rèn)選項與生育意愿：主效應(yīng)

默認(rèn)選項是指個體未能做出決策時所要接受的選項(Johnson & Goldstein，2003；Sunstein & Thaler，2003)，它的存在會對個體決策帶來顯著影響(Brown & Krishna，2004)，能夠隱蔽地增加個體選擇該選項的可能性(Thaler & Sunstein，2008)。究其原因，其一是默認(rèn)選項降低了個體在認(rèn)知過程中所耗費的精力(Johnson et al.，2002)，即利用人們在選擇時的惰性；其二是默認(rèn)選項的設(shè)定并不會干預(yù)個體自主的抉擇，即不會剝奪人們展現(xiàn)喜愛的機會(Dinner et al.，2011；Goswami & Urminsky，2016)。在對各國民眾對助推的支持態(tài)度調(diào)查中，中國人對默認(rèn)選項的支持度最高(Sunstein et al.，2018；黃湛冰、劉磊，2020)，而中國人的生育意愿在過去40年里受到“計劃生育”政策的約束，默認(rèn)“生育一孩”成為長期的主流。因此，當(dāng)生育政策發(fā)生變化時，有必要探索新的默認(rèn)選項與生育意愿的關(guān)系。

來自認(rèn)知心理學(xué)的系統(tǒng)研究已表明，個體對信息的加工處理存在兩個相對獨立的過程：外顯過程和內(nèi)隱過程。幾乎所有可觀察的反應(yīng)都是外顯和內(nèi)隱過程的結(jié)果(Bargh et al.，1994)。在外顯/內(nèi)隱的分類框架下，發(fā)展出外顯/內(nèi)隱記憶、外顯/內(nèi)隱學(xué)習(xí)、外顯/內(nèi)隱態(tài)度、外顯/內(nèi)隱自尊等概念(李莉，2011)。遵循這一邏輯內(nèi)涵，本文將默認(rèn)選項劃分為外顯默認(rèn)選項(Explicit Default Option)和隱含默認(rèn)選項(Implicit Default Option)。前者指提前勾選的直接方式，使得個體在沒有明確要求其他選項時所要接受的客觀選項；后者指呈現(xiàn)情境的間接方式，使得個體在沒有明確要求其他選項時所要接受的主觀選項。兩者均在不限制個體選擇自由度的同時，提供或明或暗的信息影響個體選擇偏好。表1展示了兩者的異同。相比之下，外顯默認(rèn)選項可視為傳統(tǒng)的默認(rèn)選項，隱含默認(rèn)選項可視為新型的默認(rèn)選項。傳統(tǒng)默認(rèn)效應(yīng)的弊端主要是逆反心理導(dǎo)致的默認(rèn)效應(yīng)的反作用。如在消費領(lǐng)域，當(dāng)商家將默認(rèn)選項設(shè)為高配置時，消費者會認(rèn)為商家謀取私利、坑騙消費者，從而拒絕購買(Brown & Krishna，2004)；網(wǎng)絡(luò)公益平臺上，高金額的默認(rèn)選項會使個體產(chǎn)生被操控感，從而削弱其捐贈意愿(樊亞鳳等，2019)；在健康領(lǐng)域，使用默認(rèn)政策并不能增加父母對孩子接種HPV疫苗的同意度(Reiter et al.，2012)。隱含默認(rèn)選項的提出，或可規(guī)避這一反作用，進而增強默認(rèn)效應(yīng)。

表1 外顯默認(rèn)選項與隱含默認(rèn)選項的異同

精細(xì)加工可能性模型(Elaboration Likelihood Model，ELM)揭示出人們態(tài)度改變的信息處理機制，即存在兩種說服表達路徑：一是態(tài)度改變的中樞路徑，認(rèn)為觀點的強度會改變?nèi)藗兊膽B(tài)度；二是態(tài)度改變的外周路徑，考慮信息發(fā)出者的吸引力、信息的情感色彩等各種邊緣性因素，以此左右態(tài)度選擇(Petty & Cacioppo，1986)。二者的區(qū)別為：中樞路徑關(guān)注改變態(tài)度的過程，個體更在意接收到的信息內(nèi)容質(zhì)量，會重新思考既有的知識和經(jīng)驗；如果態(tài)度改變者被與信息相關(guān)聯(lián)的、具有啟發(fā)式的線索吸引，則屬于外周路徑。當(dāng)精細(xì)加工的可能性高時，中樞路徑起效；當(dāng)精細(xì)加工的可能性低時，外周路徑起效。根據(jù)ELM，設(shè)置外顯默認(rèn)選項屬于態(tài)度改變的中樞路徑；設(shè)置隱含默認(rèn)選項符合態(tài)度改變的外周路徑。

總之，默認(rèn)效應(yīng)源于人們選擇保留默認(rèn)選項而不進行改變的行為偏好。無論是外顯默認(rèn)選項，還是隱含默認(rèn)選項，其存在的意義就是為了讓人不做另外的選擇。因此，默認(rèn)選項作為一種決策的目的性策略，默認(rèn)“生”時能夠?qū)ι庠府a(chǎn)生促進作用，外顯默認(rèn)選項和隱含默認(rèn)選項均能提升個體的生育意愿。據(jù)此，本研究提出第一組假設(shè)：

H1：默認(rèn)選項促進生育意愿。

H1a: 外顯默認(rèn)選項對生育意愿的提升顯著高于無默認(rèn)選項；

H1b: 隱含默認(rèn)選項對生育意愿的提升顯著高于無默認(rèn)選項。

必須指出，雖然外顯與隱含兩種分類均預(yù)先將目標(biāo)選項設(shè)為默認(rèn)選項，但決策者始終擁有選擇退出(Opt-out)、免受其“擾”的權(quán)利(Van Gestel et al.，2020)。因此，針對默認(rèn)選項效果的分析，必須考慮來自個體和環(huán)境兩方面的制約。首先，生育意愿是個人層面的主觀態(tài)度，自然會受到個體因素的影響。盡管生育是人生大事，但生與否、何時生主要取決于自己。生育問題對每個人的重要程度不同，涉及生育的說服性信息與自身的關(guān)聯(lián)程度(即卷入度)也因人而異。其次，人類的生育活動也具有社會性。育齡人群的理想家庭規(guī)模是通過縱橫兩個方向的社會化過程習(xí)得的：縱向社會化來源于育齡人群父母的子女?dāng)?shù)量，橫向社會化來源于同輩人的常見子女?dāng)?shù)量和其所處的計生政策環(huán)境(曹立斌、石智雷，2017)。橫向社會化反映了社會規(guī)范在生育意愿上的影響。其中，同輩人的子女?dāng)?shù)量這一他人生育信息正是描述性規(guī)范，計生政策環(huán)境則更像是指令性規(guī)范。描述性規(guī)范亦是一種常見的助推手段(Thaler & Sunstein，2008)，在環(huán)保節(jié)能、公益慈善、醫(yī)療衛(wèi)生等領(lǐng)域應(yīng)用廣泛(如Jachimowicz et al.，2018；謝鎧杰等，2019；Belle & Cantarelli，2021)。

綜上，本研究在探尋默認(rèn)選項對生育意愿的主效應(yīng)之外，將進一步考察其涉及自我與他人的內(nèi)外邊界。

(二)卷入度與描述性規(guī)范：調(diào)節(jié)效應(yīng)

1.默認(rèn)選項與生育意愿的卷入度邊界

卷入度(Involvement)是指在某種特定情境的影響下，個體由于內(nèi)在需要、興趣等對當(dāng)前目標(biāo)或事件結(jié)果產(chǎn)生的與自身的關(guān)聯(lián)性(Zaichkowsky，1985)。卷入度水平表明說服性信息對個體的重要程度，是影響信息加工最重要的因素之一(Riet et al.，2012)。高卷入度下，人們思考關(guān)聯(lián)信息的動機增強，這促使個體在對刺激的精細(xì)加工上投入更多的精力，此時就會受觀點的強度和性質(zhì)影響而采用中樞路徑，高卷入的個體可能更難以接受與自己觀念相反的意見(Eagly，1967；Rhine & Severance，1970)；低卷入度下，個人思考相關(guān)信息的動機下降，不愿花費太多精力去處理刺激，此時一般采用外周路徑，選擇周邊線索進行反應(yīng)，如信息發(fā)出者的吸引力、信息的規(guī)模等(Craig，2002)。聚焦到生育情境，卷入度可操作化為人們感知到的生育價值和生育行為與自身的關(guān)聯(lián)程度。一個有關(guān)臺灣成年子女價值與生育意愿的最新研究發(fā)現(xiàn)，生育孩子的價值是父母生育意愿的關(guān)鍵因素，其重要性在不同的出生群體中持續(xù)存在。想要生下一個孩子的意愿與不同的生育價值觀有關(guān)：對二孩的生育意愿，實現(xiàn)父母自我價值這一因素起到了重要作用；刺激和樂趣則是預(yù)測三孩生育意愿的重要因素(Hu & Chiang，2021)。個體感受到的生育重要性反映了在生育問題上的卷入度，而“多子多福”“養(yǎng)兒防老”的中華文化及傳統(tǒng)觀念亦在強調(diào)生育的價值。因此，卷入度與生育意愿之間的作用關(guān)系是可以預(yù)期的。個體決策時動機上的差別會對信息處理路徑的選擇產(chǎn)生影響。據(jù)此推斷，生育卷入度水平高的個體，更有可能投入較多精力進行生育決策，從而弱化默認(rèn)選項對生育意愿的促進作用。

進一步看，在外顯、隱含默認(rèn)選項分別以各自的信息呈現(xiàn)方式作用于個體時，高、低卷入度會采用不同的加工信息路徑。具體而言，當(dāng)卷入度水平較高時，個體關(guān)注與信息相關(guān)的內(nèi)容質(zhì)量，對相關(guān)論據(jù)進行仔細(xì)思考全面評估，此時外顯和隱含默認(rèn)選項對生育意愿的提升都會被弱化。由于前者提供的是中樞路徑的信息，啟動個體對既有信息進行更大程度的認(rèn)知加工，所以前者對生育意愿提升的弱化相對較輕；而后者提供外周路徑的信息，在個體高思考動機的主導(dǎo)下，啟發(fā)式線索難以作用于個體，故會更加弱化生育意愿的提升效果。當(dāng)卷入度水平較低時，個體決策多依賴于與信息的性質(zhì)及內(nèi)容無關(guān)的周邊線索。此時，相對于無默認(rèn)選項組，外顯和隱含默認(rèn)選項對生育意愿的提升都將更顯著。且后者作為外周路徑的信息，能夠說服個體更多地通過情感啟發(fā)式改變態(tài)度，因此隱含默認(rèn)選項對生育意愿的提升最大。

據(jù)此，本研究的第二組假設(shè)如下：

H2：卷入度(負(fù)向)調(diào)節(jié)默認(rèn)選項與生育意愿的關(guān)系。

H2a：當(dāng)卷入度高時，外顯默認(rèn)選項組對于生育意愿的提升最大，隱含默認(rèn)選項組次之，無默認(rèn)選項組最末；

H2b：當(dāng)卷入度低時，隱含默認(rèn)選項對于生育意愿的提升最大，外顯默認(rèn)選項組次之，無默認(rèn)選項組最末。

2.默認(rèn)選項與生育意愿的描述性規(guī)范邊界

社會規(guī)范是指由社會群體建立的并且適用于社會群體本身的普遍行為標(biāo)準(zhǔn)，其目的在于保證群體目標(biāo)的完成和群體活動的統(tǒng)一(Cialdini & Trost，1998)。當(dāng)人們處于復(fù)雜、不確定乃至危險的狀態(tài)時，社會規(guī)范可以對行為產(chǎn)生指導(dǎo)(Pillutla & Chen，1999)。社會規(guī)范按其形式劃分為描述性規(guī)范(Descriptive Norms)與指令性規(guī)范(Injunctive Norms)。前者要求做群體中大多數(shù)人正在做的事，是社會規(guī)范的“實然”層面；后者要求做大多數(shù)人認(rèn)為正確的事，是社會規(guī)范的“應(yīng)然”層面(Cialdini et al.，1990；韋慶旺、孫健敏，2013)。描述性規(guī)范提供了關(guān)于他人典型行為的社會信息(Paryavi et al.，2019)。在個體行為自由度大、沒有形成指令性規(guī)范的領(lǐng)域，或描述性規(guī)范與指令性規(guī)范不一致的情況下，描述性規(guī)范會變得更加重要(韋慶旺、孫健敏，2013；郭夢茜、張寧，2022)。個體對“什么是應(yīng)該做的行為”比較清楚，而對“什么是正常行為”的知覺卻相對模糊或不準(zhǔn)確(Rimal et al.，2005)。故相比于指令性規(guī)范，描述性規(guī)范的研究空間和價值更大。一方面，生育行為由個體自主決定；另一方面，當(dāng)下的低生育率也在一定程度上反映出該生卻不愿生的矛盾(陳緯、羅敏敏，2022)。因此，不能忽視描述性規(guī)范對生育意愿的影響。

如果說卷入度的調(diào)節(jié)體現(xiàn)了心理因素的作用，那么描述性規(guī)范可視為影響生育意愿的環(huán)境因素。一項有關(guān)都市女性白領(lǐng)生育意愿的研究發(fā)現(xiàn)，女性白領(lǐng)的生育意愿表現(xiàn)出群體效應(yīng)，受到周圍人影響的同伴一般會選擇相同的生育方式，從而形成從眾現(xiàn)象(易懷山，2015)。是否受到他人影響與生育意愿顯著相關(guān)(邱幼云，2022)。作為一種情境因素，當(dāng)個體感知到較強的描述性規(guī)范時，更有可能將其作為自身行為的準(zhǔn)則，從而弱化默認(rèn)選項對生育意愿的促進作用。具體而言，人們會放棄對外顯默認(rèn)選項信息內(nèi)容的思考，轉(zhuǎn)而接受隱含默認(rèn)選項提供的情感暗示。當(dāng)個體面臨的描述性規(guī)范較弱時，外顯與隱含默認(rèn)選項對生育意愿的提升效果得以保留。

據(jù)此提出本文的第三組假設(shè)：

H3：描述性規(guī)范(負(fù)向)調(diào)節(jié)默認(rèn)選項與生育意愿的關(guān)系。

H3a：當(dāng)個體受到強描述性規(guī)范制約時，隱含默認(rèn)選項對生育意愿的提升最大，外顯默認(rèn)選項組次之，無默認(rèn)選項組最末；

H3b：當(dāng)受到弱描述性規(guī)范制約時，外顯、隱含默認(rèn)選項對生育意愿的提升均高于無默認(rèn)選項組。

綜上，研究框架及變量間關(guān)系如圖1所示。本研究于2021年2—3月開展，通過兩個調(diào)查實驗(Survey Experiment)來檢驗上述三組假設(shè)，以探索默認(rèn)選項對生育意愿的助推機制。

三、研究1：默認(rèn)選項與生育意愿——卷入度的調(diào)節(jié)

(一)方法

1.被試

在聯(lián)合國的人口統(tǒng)計中，女性的生育年齡為15— 49歲。鑒于生育決策通常是男女雙方共同做出的，所以實驗被試不局限于育齡婦女，而是拓展到了整個育齡人群。研究1采用問卷星的網(wǎng)上問卷形式，面向15— 49歲的育齡人群發(fā)放問卷350 份，剔除檢驗題回答錯誤、極端值、非育齡群體及已育二胎的無效樣本47份，獲得有效問卷303份(2)研究所需的樣本量使用G*Power軟件進行計算：設(shè)定顯著性水平α為0.05，統(tǒng)計檢驗力1-β為0.8時，若達到中等效應(yīng)量(f為0.25)，每個條件下的有效樣本量約為27人，共計至少需要162名被試。研究2同。，有效回收率為86.6%。其中，男性102名，女性201名；年齡在15—24歲的103名，25—29歲的102名，30—39歲的73名，40— 49歲的25名。

2.實驗設(shè)計及程序

研究1采用3(默認(rèn)選項：外顯、隱含、無)×2(卷入度：高、低)的組間設(shè)計。實驗材料為6個版本的不同問卷。除去一開始的指導(dǎo)語和背景簡介，問卷共分四大主體部分，施測程序如下：第一部分是生育態(tài)度的測量，用于啟動被試的育齡人群身份，強化控制及情境代入感；第二部分為自變量(默認(rèn)選項)的主體操縱材料(見后文)；第三部分為調(diào)節(jié)變量(卷入度)的主體操縱材料(見后文)；第四部分是被試的個人信息收集以及因變量(生育意愿)的測量。閱讀第二、三部分的材料后，被試需回答用于變量操縱檢驗和情境理解的題項，以確保被試有效接受了干預(yù)。

3.變量操縱與測量

調(diào)查實驗的核心在于，被試在閱讀完操縱材料后，其原有的生育意愿發(fā)生了一定變化。不同的操縱材料引起的變化也是不同的，研究者對其生育意愿變化的差異性進行分析。

首先是自變量默認(rèn)選項的操縱。在表達意義不變的基礎(chǔ)上，通過改變關(guān)鍵信息實現(xiàn)外顯、隱含和無默認(rèn)選項的分組。為保證默認(rèn)選項的統(tǒng)一性，將外顯默認(rèn)選項和隱含默認(rèn)選項的默認(rèn)項設(shè)置為“2個”。外顯默認(rèn)選項組主要包括六道詢問生育意愿的題目(3)包括“家庭理想子女?dāng)?shù)”“期望子女?dāng)?shù)”“生育意向”“生育計劃”“性別偏好”和“生育重要性”六個指標(biāo)。，其中“家庭理想子女?dāng)?shù)”和“假設(shè)子女?dāng)?shù)”兩個指標(biāo)的選項“2個”被提前勾選，被試可以更改；“生育計劃”指標(biāo)中提前勾選“肯定會要二胎”選項，“生育重要性”指標(biāo)中提前勾選“生兩個孩子對您來說非常重要”，也都可以更改。外加一道自變量操縱檢驗題目(4)“您自己希望生幾個孩子中，被提前勾中的選項是 ”中，若被試回答的是非“2個”，則判定問卷無效。。隱含默認(rèn)選項組包括一段由新婚宣誓誓詞修訂的情境材料，通過對“文中加橫線部分為第一次修訂的新增內(nèi)容，您認(rèn)為新增內(nèi)容是否合適？”“如果讓您來修改，您認(rèn)為應(yīng)該增加(刪改)哪些內(nèi)容？” 兩個問題的回答來測量。考慮到對隱含默認(rèn)選項組的被試進行直接的操縱檢驗存在的將隱含默認(rèn)選項外顯化的風(fēng)險，因此通過增加詢問和自我填答的方式強化被試的感知，避免操縱檢驗對實驗進程的潛在干擾(衛(wèi)旭華等，2022)。具體材料如下：

結(jié)婚是人生中的一件大事，留住那美好的時刻是每一對新人共同的愿望。目前，在我們國家多地民政局，包括上海、湖南等地推行新人結(jié)婚登記時進行宣誓的環(huán)節(jié)，且為進一步規(guī)范和推廣結(jié)婚登記頒證服務(wù)工作，上海市民政局還制定了《上海市結(jié)婚登記頒證工作規(guī)范》，其中第十九條第四款規(guī)定，在頒證獲得程序中，新婚當(dāng)事人必須在國徽、國旗下公開宣誓。上海民政部門提出：根據(jù)關(guān)于修改婚姻法的決定和婚姻法修正案內(nèi)容，強化新婚夫婦依法保持婚姻穩(wěn)定和維護家庭幸福的觀念。同時，新婚宣誓誓詞正在根據(jù)我國婚姻法修正案進行修訂，力求做到法與德相統(tǒng)一、情與愛相結(jié)合。目前，針對新婚宣誓誓詞的第二次修訂正在進行中，希望能夠得到您的支持，您只需要反映您的真實想法，沒有對錯之分。

以下是新婚宣誓誓詞的第一次修改稿，請您閱讀后回答問題：

我們自愿結(jié)為夫妻，從今天開始，我們將共同肩負(fù)起婚姻賦予我們的責(zé)任和義務(wù)：上孝父母，下教子女，互敬互愛，互信互勉，互諒互讓，相濡以沫，鐘愛一生!今后，無論順境還是逆境，無論富有還是貧窮，無論健康還是疾病，無論青春還是年老，我們都風(fēng)雨同舟，患難與共，同甘共苦，成為終生伴侶，生兒育女，努力雙全，共享天倫!我們一定能夠堅守今天的誓言!

(插入一張一家四口在海邊攜手的背影圖片)

無默認(rèn)選項組通過同樣的6道生育意愿題項進行測量，但是不進行任何勾選。

其次是調(diào)節(jié)變量卷入度的操縱。本實驗借鑒吳水龍等(2017)利用指導(dǎo)語控制被試關(guān)注不同信息類型的方式，通過讓被試觀看不同視頻(5)為避免其他干擾因素對被試的影響，兩組指導(dǎo)語的字?jǐn)?shù)、兩段視頻的時長保持一致。的方法實現(xiàn)對卷入度的控制。高卷入度組播放一段孤獨的獨居老人公益宣傳片，配文為“在城市的萬家燈火下，總有人承受孤獨”“獨居的他們，更顯悲涼”等。要求被試看完視頻后回答兩個問題，分別為“假如您是視頻中的獨居老人，您的年紀(jì)很大，腿腳不方便，您認(rèn)為您生活中最需要的是什么？”“有一天您突然身體不適需要去醫(yī)院，這時您的選擇是什么？”低卷入度組播放一段以第三人稱講述的獨居老人病逝的新聞后回答兩個問題，分別為“您認(rèn)為獨居老人在生活中最需要的是什么？” “當(dāng)獨居老人突然生病時，您認(rèn)為最好的選擇是什么？”為判斷這一操縱是否有效，用一道題測量：“這段情境給您的代入感如何？”選項從“1非常有代入感”到“5非常沒有代入感”。

最后是因變量生育意愿的測量。選擇“假設(shè)子女?dāng)?shù)”作為生育意愿的指標(biāo)——“如果完全按照個人意愿，您希望生幾個孩子”，其內(nèi)容效度較“理想子女?dāng)?shù)”更高(侯佳偉等，2014；風(fēng)笑天，2017)，又可規(guī)避使用實際“打算生育子女?dāng)?shù)”脫離實驗情境的問題。由于人們在接受干預(yù)之前就擁有對假設(shè)子女?dāng)?shù)的態(tài)度和想法，因此本文將因變量定義為“假設(shè)子女?dāng)?shù)差值”，即用被試閱讀材料后的假設(shè)子女?dāng)?shù)減去閱讀材料前的假設(shè)子女?dāng)?shù)?？刂谱兞繛樾詣e、年齡、婚育情況、政治面貌、受教育程度、職業(yè)、家庭收入、工作年限、社會層次、戶籍地、政治面貌、生育態(tài)度等人口學(xué)變量。

(二)結(jié)果與分析

1.數(shù)據(jù)檢查

由于被試的人口學(xué)特征可能會影響到實驗結(jié)果，因此需要確認(rèn)不同組別的被試在人口學(xué)變量上是否存在顯著差異(孟天廣等，2015)。本研究在數(shù)據(jù)收集階段依靠問卷星網(wǎng)站自帶的隨機發(fā)放問卷版本功能進行了隨機化干預(yù)，為檢驗是否實現(xiàn)了隨機化分組，使用單因素方差分析對不同框架組別的被試人口學(xué)變量進行同質(zhì)性檢驗。結(jié)果顯示，6組被試僅在性別一項上存在顯著差異(p=0.023)，將在后續(xù)的分析中控制性別的影響。

確認(rèn)干預(yù)的有效性。首先，剔除外顯默認(rèn)選項的操縱檢驗回答中未選擇“2個”的樣本；其次，對高、低兩組卷入度的評價得分均值進行獨立樣本 T 檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高卷入度組的分?jǐn)?shù)(均值M=4.07，標(biāo)準(zhǔn)差SD=0.984)顯著高于低卷入度組的分?jǐn)?shù)(均值M=2.65，標(biāo)準(zhǔn)差SD=1.235)，t(303)=10.625，p<0.001，表明對卷入度的操縱有效。

2.描述統(tǒng)計與變量間相關(guān)

因變量假設(shè)子女?dāng)?shù)差值與默認(rèn)選項(r=-0.226，p< 0.01)、卷入度(r=-0.296，p< 0.01)顯著負(fù)相關(guān)，同時與被試性別(r=0.180，p< 0.01)顯著正相關(guān)，將其作為控制變量納入分析，見表2。

表2 研究1描述統(tǒng)計結(jié)果和變量間相關(guān)

3.默認(rèn)選項對生育意愿的作用

為驗證H1，采用單因素方差分析(One-way ANOVA)檢驗外顯默認(rèn)選項、隱含默認(rèn)選項、無默認(rèn)選項3組的被試在假設(shè)子女?dāng)?shù)差值上是否存在顯著差異。結(jié)果表明，外顯默認(rèn)選項組(M=0.43，SD=0.628；N=97)高于無默認(rèn)選項組(M=0.13，SD=0.342；N=112)，兩者差異顯著(p<0.001)，置信區(qū)間為[0.114，0.484]。因此，H1a得到驗證。隱含默認(rèn)選項組(M=0.35，SD=0.634；N=94)亦高于無默認(rèn)選項組，兩者差異顯著(p=0.004)，置信區(qū)間為[0.031，0.404]。因此，H1b得到驗證。另外，外顯默認(rèn)選項組假設(shè)子女?dāng)?shù)差值的均值高于隱含默認(rèn)選項組，但兩者間差異并不顯著。

4.卷入度對默認(rèn)選項與生育意愿關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

為驗證H2，并控制性別的影響，通過多因素方差分析(MANOVA)探討默認(rèn)選項(外顯/隱含/無)×卷入度(高/低)實驗條件的作用。表3顯示，默認(rèn)選項對假設(shè)子女?dāng)?shù)差值的影響顯著(p<0.001)，卷入度對假設(shè)子女?dāng)?shù)差值的影響顯著(p=0.001)，兩者的交互項也顯著(p=0.027)。在納入多個交互項后，性別對生育意愿的影響在5%的水平上不顯著，僅有性別與自變量的二階交互項顯著(p=0.045)，這可能意味著在生育意愿問題上，男性與女性對默認(rèn)選項的接受度不同。

表3 研究1多因素方差分析

既然默認(rèn)選項與卷入度間存在交互效應(yīng)，故需進行簡單效應(yīng)檢驗。結(jié)果顯示，外顯默認(rèn)選項組，卷入度高的被試平均假設(shè)子女?dāng)?shù)差值比卷入度低的被試顯著小0.287(p=0.003)，置信區(qū)間為[-0. 045，0. 619]；隱含默認(rèn)選項組，卷入度高的被試平均假設(shè)子女?dāng)?shù)差值比卷入度低的被試顯著小0.631(p< 0.001)，置信區(qū)間為[0.412，0.851]；無默認(rèn)選項組，卷入度對生育意愿無顯著影響。

具體而言：高卷入度下，外顯默認(rèn)選項組被試的假設(shè)子女?dāng)?shù)差值最高，比隱含默認(rèn)選項組顯著高了0.221(p=0.043)，置信區(qū)間為[-0.005，0.446]，比無默認(rèn)選項組顯著高了0.333(p=0.001)，置信區(qū)間為[0.137，0.529]；隱含默認(rèn)選項組的假設(shè)子女?dāng)?shù)差值次之，但與無默認(rèn)選項組之間并無顯著差異。低卷入度下，隱含默認(rèn)選項組的假設(shè)子女?dāng)?shù)差值最高，比無默認(rèn)選項組顯著高了0.569(p<0.001)，置信區(qū)間為[0.385，0.753]；外顯默認(rèn)選項組的假設(shè)子女?dāng)?shù)差值次之，比無默認(rèn)選項組顯著高了0.446(p<0.001)，置信區(qū)間為[-0.032，0.924]，但與隱含組并無顯著差異。因此，如圖2所示，H2卷入度的調(diào)節(jié)作用成立。

圖2 卷入度對默認(rèn)選項和假設(shè)子女?dāng)?shù)差值的調(diào)節(jié)作用

綜上，默認(rèn)選項促進生育意愿的主效應(yīng)得到了驗證，卷入度的調(diào)節(jié)效應(yīng)也得到了驗證。接下來，研究2將繼續(xù)探討另一個調(diào)節(jié)變量——描述性規(guī)范對默認(rèn)選項與生育意愿關(guān)系的影響。

四、研究2：默認(rèn)選項與生育意愿——描述性規(guī)范的調(diào)節(jié)

(一)方法

1.被試

研究2面向15— 49歲的育齡人群，采用相同方式發(fā)放問卷330份。同研究1，剔除無效樣本67份，獲得有效問卷263份，有效回收率為79.7%。其中，男性90名，女性173名；年齡在15—24歲的87名，25—29歲的97名，30—39歲的66名，40— 49歲的13名。

2.實驗設(shè)計及程序

研究2采用3(默認(rèn)選項：外顯、隱含、無)×2(描述性規(guī)范：強、弱)的組間設(shè)計?？傮w采取與研究1相同的設(shè)計，只將卷入度的部分替換為描述性規(guī)范。

3.變量操縱與測量

自變量、因變量、控制變量等操縱與測量與研究1相同，而調(diào)節(jié)變量描述性規(guī)范的程度則設(shè)置為參照群體的行為比例：超過半數(shù)的比例為強規(guī)范，反之為弱規(guī)范(Belle & Cantarelli，2021)。相較于描述性規(guī)范的強弱均在半數(shù)之上或之下(Kormos et al.，2014)，這一操作更能凸顯生育氛圍的濃厚與否。

強描述性規(guī)范組將告知被試：“根據(jù)某權(quán)威機構(gòu)最新調(diào)查結(jié)果顯示，‘80后’群體普遍認(rèn)同孩子是愛情的結(jié)晶，九成以上的人贊同結(jié)婚后應(yīng)該生育；其中，絕大部分的人有生育二胎的意愿，并且希望在兩年以內(nèi)實現(xiàn)。”

弱描述性規(guī)范組將告知被試：“根據(jù)某權(quán)威機構(gòu)最新調(diào)查結(jié)果顯示，不到半數(shù)的‘80后’群體認(rèn)為孩子是愛情的結(jié)晶，三成贊同結(jié)婚后應(yīng)該生育；其中，極少數(shù)人有生育二胎的意愿，即使有也希望在兩年以后實現(xiàn)。”

為判斷這一操縱是否有效，用一道題測量：“您認(rèn)為大多數(shù)人的生育意愿如何？”選項從“1非常愿意”到“5非常不愿意”。

(二)結(jié)果與分析

1.數(shù)據(jù)檢查

同研究1，為檢驗是否實現(xiàn)了隨機化分組，使用單因素方差分析對不同框架組別的被試人口學(xué)變量進行同質(zhì)性檢驗。結(jié)果顯示，研究2的被試在各分組條件下，人口學(xué)特征均未出現(xiàn)顯著差異，為下文的分析打下了良好基礎(chǔ)。研究2中，外顯和隱含默認(rèn)選項的操縱處理與研究1相同。描述性規(guī)范的操縱檢驗對強弱兩組的得分均值進行獨立樣本t檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，強描述性規(guī)范組被試的得分均值為3.72，顯著高于弱描述性規(guī)范組的2.15(t=12.635，p<0.001)，表明調(diào)節(jié)變量的操縱有效。

2.描述統(tǒng)計與變量間關(guān)系

因變量假設(shè)子女?dāng)?shù)差值與默認(rèn)選項(r=-0.356，p< 0.001)、描述性規(guī)范(r=-0.296，p< 0.001)顯著負(fù)相關(guān)，而與其他變量不相關(guān)。見表4。

表4 研究2描述統(tǒng)計結(jié)果和變量間相關(guān)

3.默認(rèn)選項對生育意愿的作用

為驗證H1，采用單因素方差分析分別檢驗三類默認(rèn)選項組的被試在假設(shè)子女?dāng)?shù)的差值上是否存在顯著差異。結(jié)果顯示，外顯默認(rèn)選項組(M=0.87，SD=0.974；N=90)要高于無默認(rèn)選項組(M=0.01，SD=0.720；N=84)，兩者差異顯著(p<0.001)，置信區(qū)間為[0.536，1.173]。因此，H1a得到驗證。隱含默認(rèn)選項組(M=0.88，SD=0.837；N=89)高于無默認(rèn)選項組，兩者差異顯著(p<0.001)，置信區(qū)間為[0.545，1.184]。因此，H1b得到驗證。此外，隱含默認(rèn)選項組假設(shè)子女?dāng)?shù)差值的均值略高于外顯默認(rèn)選項組，但兩者間不存在顯著差異。

4.描述性規(guī)范對默認(rèn)選項與生育意愿關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

為驗證H3，通過雙因素方差分析(Two-way ANOVA)探討默認(rèn)選項(外顯/隱含/無)×描述性規(guī)范(強/弱)實驗條件的作用。表5顯示，默認(rèn)選項對假設(shè)子女?dāng)?shù)差值的影響顯著(p<0.001)，描述性規(guī)范對假設(shè)子女?dāng)?shù)差值的影響顯著(p<0.001)，描述性規(guī)范與默認(rèn)選項的交互項也顯著(p=0.025)。

表5 研究2的雙因素分析

同樣，本研究中默認(rèn)選項與描述性規(guī)范間存在交互效應(yīng)，需進行簡單效應(yīng)檢驗。結(jié)果顯示，外顯默認(rèn)選項組受強描述性規(guī)范刺激的被試的假設(shè)子女?dāng)?shù)差值平均比受弱描述性規(guī)范刺激的被試低0.997(p<0.001)，置信區(qū)間為[0.661，1.334]；隱含默認(rèn)選項組受強描述性規(guī)范刺激的被試的假設(shè)子女?dāng)?shù)差值平均比受弱描述性規(guī)范刺激的被試低0.381(p=0.029)，置信區(qū)間為[0.040，0.723]；無默認(rèn)選項組受強描述性規(guī)范刺激的被試的假設(shè)子女?dāng)?shù)差值平均比受弱描述性規(guī)范刺激的被試低0.474(p=0.008)，置信區(qū)間為[0.124，0.823]，甚至跌至負(fù)值。

具體而言：在強描述性規(guī)范下，外顯默認(rèn)選項組被試的假設(shè)子女?dāng)?shù)差值比無默認(rèn)選項組顯著高了0.538(p=0.017)，置信區(qū)間為[0.074，1.003]，隱含默認(rèn)選項組被試的假設(shè)子女?dāng)?shù)差值比無默認(rèn)選項組高了0.918(p<0.001)，置信區(qū)間為[0.447，1.389]；但外顯、隱含默認(rèn)選項組間無顯著差異。弱描述性規(guī)范下，外顯默認(rèn)選項組被試的假設(shè)子女?dāng)?shù)差值比無默認(rèn)選項組高了1.062(p<0.001)，置信區(qū)間為[0.695，1.429]，隱含默認(rèn)選項組被試的假設(shè)子女?dāng)?shù)差值比無默認(rèn)選項組高了0.826(p<0.001)，置信區(qū)間為[0.460，1.191]；但同樣，外顯、隱含默認(rèn)選項組間無顯著差異。因此，如圖3所示，H3描述性規(guī)范的調(diào)節(jié)作用成立。

圖3 描述性規(guī)范對默認(rèn)選項和假設(shè)子女?dāng)?shù)差值的調(diào)節(jié)作用

綜上，研究2中，默認(rèn)選項促進生育意愿的主效應(yīng)得到了驗證，描述性規(guī)范的調(diào)節(jié)效應(yīng)也得到了驗證。

五、討論與啟示

(一)默認(rèn)選項主效應(yīng)：分類應(yīng)用與審慎看待

研究1和2都印證了默認(rèn)選項對生育意愿的積極影響，外顯和隱含默認(rèn)選項對生育意愿的提升均顯著高于無默認(rèn)選項，這預(yù)示著助推理論在生育政策領(lǐng)域的應(yīng)用前景。政府可以通過基于行為的政策設(shè)計，“助推”全社會生育意愿的提升。制定生育政策時，需根據(jù)兩類默認(rèn)選項的特征與功能分類應(yīng)用：創(chuàng)設(shè)默認(rèn)生育二孩的政策環(huán)境體現(xiàn)了外顯默認(rèn)選項的作用，形成默認(rèn)生育二孩的心理氛圍體現(xiàn)了內(nèi)隱默認(rèn)選項的作用。前者是基礎(chǔ)，重在改變過去長期執(zhí)行獨生子女政策形成的一孩默認(rèn)值，普惠的配套政策要向生養(yǎng)二孩甚至三孩轉(zhuǎn)變；后者是關(guān)鍵，重在打破當(dāng)下“少生晚育”的主流思想，重塑“一孩必生，二孩要生，三孩可生”的新型生育觀(聶建亮、董子越，2021)。在涉及生育和親子主題的公共場所(如醫(yī)院、母嬰室、兒童樂園等)中，通過圖片暗示或標(biāo)語張貼等方式凸顯默認(rèn)選項，產(chǎn)生默認(rèn)效應(yīng)，在潛移默化中“促生”。誠然，針對外顯和隱含默認(rèn)選項的不同，以及被試接受度上的差異，在政策制定和宣傳時應(yīng)講求策略，注意避免引起受眾的心理阻抗(Psychological Reactance)和被操縱感而導(dǎo)致默認(rèn)選項的反效應(yīng)。

審慎看待政策情境下的默認(rèn)選項效應(yīng)。默認(rèn)選項一旦成為某種政策建議，就可能會直接引導(dǎo)個體將默認(rèn)選項保留下來(Johnson & Goldstein，2003)。這是因為政策制定者設(shè)定的默認(rèn)選項會暴露其對效果的期待，并且這些信息具有敏感性(McKenzie et al.，2006)，因此政策受眾往往會遵從政策制定者的權(quán)威而接受這種暗示。在本研究情境中，被試保留默認(rèn)選項正是受到其作為態(tài)度的暗含推薦(Implicit Commendations)(黃寶珍等，2011)。雖然研究結(jié)果表明了這種“暗薦”能夠起效，但畢竟僅在態(tài)度層面；影響實際生育行為的因素復(fù)雜，默認(rèn)選項效應(yīng)的助推效果更多的是一種輔助，必須結(jié)合優(yōu)化生育的各項政策，才能真正支持育齡人群“敢生能養(yǎng)”。

(二)卷入度的調(diào)節(jié)：以“事不關(guān)己”者為作用對象

研究1還顯示了外顯和隱含默認(rèn)選項對生育意愿的影響存在卷入度的邊界。在高卷入度下，外顯默認(rèn)選項對生育意愿的提升顯著高于無默認(rèn)選項，隱含默認(rèn)選項居中；在低卷入度下，隱含默認(rèn)選項對生育意愿的提升顯著高于無默認(rèn)選項，外顯默認(rèn)選項居中。而無論卷入度的高低，無默認(rèn)選項對生育意愿的提升都是最小的。這說明卷入度作為一種影響生育意愿的心理因素，體現(xiàn)了人的“自我性”。

整體而言，卷入度低的個體更易受到“暗薦”的影響(如圖2所示)。有研究表明，默認(rèn)選項正是一種政策制定者向政策對象說的“悄悄話”，傳達制定者所認(rèn)為的最佳選項(Brown & Krishna，2004；Dinner et al.，2011)。隱含默認(rèn)選項采取這樣一種隱晦的表達方式，潤物細(xì)無聲。對于生育政策的作用對象，越感覺“事不關(guān)己”，越可能接受默認(rèn)選項的助推，在不知不覺中完成轉(zhuǎn)變。這就可以解釋卷入度為什么可以調(diào)節(jié)生育意愿與默認(rèn)選項之間的關(guān)系，為生育意愿的默認(rèn)效應(yīng)提供了新的條件。此處的“事不關(guān)己”并不意味著生育真的與己無關(guān)，更多的是內(nèi)心偏好尚未清晰或尚未進入考慮階段而產(chǎn)生的一種心理狀態(tài)。將這類“事不關(guān)己”者納入受“助”范圍，既強化了默認(rèn)選項對生育意愿的助推性，又體現(xiàn)了全社會在生育政策方面“一盤棋”的整體性。

(三)描述性規(guī)范的調(diào)節(jié)：營造政策氛圍，防止“過猶不及”

研究2還顯示了外顯和隱含默認(rèn)選項對生育意愿的影響存在描述性規(guī)范的邊界，在強描述性規(guī)范下，隱含默認(rèn)選項對生育意愿的提升顯著高于無默認(rèn)選項，外顯默認(rèn)選項居中；在弱描述性規(guī)范下，外顯默認(rèn)選項對生育意愿的提升顯著高于無默認(rèn)選項，隱含默認(rèn)選項居中。而無論描述性規(guī)范的強弱，無默認(rèn)選項對生育意愿的提升都是最小的，特別是在強描述性規(guī)范的條件下，生育意愿甚至出現(xiàn)了下降。這說明描述性規(guī)范作為一種影響生育意愿的環(huán)境因素，體現(xiàn)了人的“社會性”。

總體而言，強描述性規(guī)范下默認(rèn)選項對生育意愿的促進作用會被削弱(如圖3所示)。究其原因，可能是在向個體取向的社會轉(zhuǎn)型中，現(xiàn)代人特別是年輕人將自己視為權(quán)利與義務(wù)、責(zé)任與利益的主體，反對被干預(yù)，要求自主權(quán)(陳晶瑩、馬建青，2022)。群體中大多數(shù)人的行為非但沒有激起從眾心理，反而喚醒了“心理阻抗”，增加了個體的不順從性(劉汝萍等，2010; 邢采等，2019)。誠然，描述性規(guī)范作為一種被群體成員所廣泛認(rèn)可的行為標(biāo)準(zhǔn)，具有歷史延續(xù)性與相對穩(wěn)定性，難以被短期的或簡單的干預(yù)所改變。決策者需注意防范“過猶不及”的政策結(jié)果，使用適度、漸進的手段營造一個相對寬松的政策環(huán)境與社會氛圍，避免用力過猛，適得其反。

(四)創(chuàng)新與局限

本研究的創(chuàng)新性在于，首次嘗試將促進生育這一時代的重大議題與行為決策領(lǐng)域的默認(rèn)效應(yīng)研究相結(jié)合。一項最新的元分析顯示，默認(rèn)選項設(shè)置的助推效果集中在健康領(lǐng)域、金錢領(lǐng)域和環(huán)保領(lǐng)域，且以西方研究為主(趙寧等，2022)，尚未發(fā)現(xiàn)在生育領(lǐng)域的討論。本研究進一步區(qū)分了默認(rèn)效應(yīng)的不同類型，在此基礎(chǔ)上探索外顯和內(nèi)隱默認(rèn)選項對生育意愿的影響及其邊界，所得結(jié)果既豐富了生育意愿影響因素的既有文獻，同時也拓展了行為公共政策的研究領(lǐng)域；為“助推”的中國實踐提供了經(jīng)驗證據(jù)，亦給默認(rèn)選項的有效性增添了新的注解。

本研究的局限性在于，首先，盡管研究顯示了默認(rèn)選項對生育意愿的積極作用，但生育意愿不等于實際的生育行為。必須指出，以默認(rèn)選項為代表的助推工具不可能替代影響生育的政策手段，后者才是治本之策。其次，本研究確認(rèn)了默認(rèn)選項影響生育意愿的邊界條件，但對其中的原因并未展開分析。因此針對默認(rèn)選項在生育問題上的過程機制的研究，未來還需繼續(xù)跟進。最后，本研究對于自變量和調(diào)節(jié)變量的操縱性檢驗，以自我報告和填答為主(6)隱含默認(rèn)選項的自我填答式，嚴(yán)格來說并不屬于“事后操縱”。。這雖然是慣常做法，但今后還可以設(shè)計更多低干預(yù)形式(如外部觀察、客觀指標(biāo)等)，以加強研究的連貫性和有效性(衛(wèi)旭華等，2022)。

(五)結(jié)語

黨的第十九屆五中全會提出“增強生育政策的包容性”，首次將“包容性”與生育政策關(guān)聯(lián)起來，標(biāo)志著中國生育政策已從數(shù)量約束性策略，轉(zhuǎn)向結(jié)構(gòu)優(yōu)化性策略，再到現(xiàn)在的包容性策略(石人炳，2021)。包容性的內(nèi)涵之一是對生育全過程的關(guān)注與支持。在《決定》實施一周年之際，2022年8月16日，經(jīng)國務(wù)院同意，國家衛(wèi)健委、國家發(fā)改委等17個部門聯(lián)合印發(fā)了《關(guān)于進一步完善和落實積極生育支持措施的指導(dǎo)意見》，將婚嫁、生育、養(yǎng)育、教育綜合考慮，這正是對包容性的落實，對全過程的統(tǒng)籌。本文旨在提高民眾對生育二孩的潛在意愿或“默認(rèn)感”，將政策的提法由“允許”生兩個轉(zhuǎn)變?yōu)椤疤岢鄙鷥蓚€，營造以生兩個為基線、生三個為導(dǎo)向的政策環(huán)境。改變“默認(rèn)感”、促進育齡人口“想生”只是生育全過程的第一步，如何讓“能生”之人“敢生”，到把孩子平安順利生下，再到養(yǎng)育好教育好，才是中國生育政策包容性的整體發(fā)力點(楊菊華，2021)。建立全方位一體化的生育支持政策體系是“硬”措施，而通過創(chuàng)設(shè)默認(rèn)生育二孩的政策環(huán)境，形成默認(rèn)生育二孩、鼓勵生育三孩的心理氛圍，則屬于“軟”工具。如果“重硬輕軟”，就可能帶來生育政策的瞄準(zhǔn)偏差，進而導(dǎo)致政策效果十分有限(陳友華、孫永健，2022)。反之，軟硬兼施必將提高公眾對公共政策的支持和偏好(Banerjee et al.，2021；胡賽全等，2022)，進而助推生育友好型社會的構(gòu)建。以助推為代表的軟政策新范式，不止適用于英美國家，不僅局限于個別情境(John，2019；張寧、張書維，2020)；在未來的中國，行之有效，大有可為。