吳 帆 陳 玲

一、引言

自21世紀(jì)以來，生育意愿再次進(jìn)入學(xué)者和決策者的研究視域并持續(xù)至今，既緣于現(xiàn)代社會(huì)個(gè)人的生育意愿對(duì)生育行為及結(jié)果具有更強(qiáng)的預(yù)測(cè)性，也緣于這一時(shí)期許多國(guó)家已長(zhǎng)期處于低生育率水平，及時(shí)破解低生育意愿的形成機(jī)制是制定有效生育支持政策的關(guān)鍵。已有研究主要從社會(huì)經(jīng)濟(jì)、制度、文化和宗教信仰等結(jié)構(gòu)性因素(Lesthaeghe，1983；Muchomba et al.，2020；Vitali et al.，2009)，父母經(jīng)濟(jì)地位和家庭規(guī)模、兄弟姐妹生育數(shù)量、家庭親密度與出生順序(Axinn et al.，1994；Hendershot，1969 ；Thornton，1980；黃靜、李春麗，2022；王晶、楊小科，2017)等家庭因素，以及年齡、受教育水平(Bracher & Santow，1991；Liefbroer，2009)等個(gè)體因素層面探討生育意愿的形成過程，并構(gòu)建了若干邏輯自洽的解釋框架。其中，父母的生育觀念及行為既反映了一個(gè)國(guó)家或地區(qū)在一定時(shí)期內(nèi)較為穩(wěn)定的生育文化，也體現(xiàn)了作為重要社會(huì)化場(chǎng)域的家庭對(duì)個(gè)人的深刻影響，因此常被視為形塑子代生育意愿的重要變量。已有研究普遍認(rèn)為，生育意愿和行為是代代相傳的，父母的生育意愿和行為會(huì)傳遞給子女(Kotte & Ludwig，2011)，父母的生育率越高，兄弟姐妹數(shù)量越多，子代的生育意愿就越高(Booth & Kee，2009；Murphy & Wang，2001；Thornton，1980)，而且通過家庭傳遞的生育意愿和行為也符合主流社會(huì)的行為傾向(Anderton et al.，1987)。進(jìn)入后人口轉(zhuǎn)變時(shí)期，在低生育文化的長(zhǎng)期影響下，目睹了父輩擁有較少孩子的子代，則傾向于延續(xù)這種意愿和行為(Goldstein et al.，2003)。換言之，當(dāng)下年輕人的低生育意愿是其在兒童數(shù)量不斷減少的環(huán)境中的社會(huì)化結(jié)果(Sobotka，2009)。這種存在于父輩與子代之間在生育領(lǐng)域里的邏輯聯(lián)系被稱為“生育文化代際傳遞假說”(intergenerational transmission of fertility norms)(Booth & Kee，2009)。該假說認(rèn)為，父母的生育觀念及行為與子女的生育意愿之間存在正向關(guān)系，理想家庭規(guī)模在代際之間也具有較為一致的關(guān)聯(lián)性。中國(guó)學(xué)者也常以生育文化代際傳遞假說詮釋年輕人生育意愿的形成機(jī)制，并將其視為導(dǎo)致“低生育率陷阱”的重要機(jī)制之一(王軍、王廣州，2022；吳帆，2020)。中國(guó)具有與西方完全不同的文化情境和制度導(dǎo)向，父母的生育觀念及行為對(duì)子女生育意愿的影響機(jī)制更為復(fù)雜。自2013年以來，政府不斷放寬限制性政策，從約束到激勵(lì)的生育政策轉(zhuǎn)變進(jìn)一步強(qiáng)化了中國(guó)情境下生育文化代際傳遞的復(fù)雜性。因此，在中國(guó)特殊的政策背景下，父輩的生育觀念及行為對(duì)子代生育意愿的影響表現(xiàn)出更為多元的影響路徑：其一，父母生育子女?dāng)?shù)越多，子代的生育意愿越強(qiáng)(張超、周國(guó)紅，2022；許皓瑋，2018；于瀟、梁嘉寧，2021)；其二，父母的生育觀念對(duì)子代的性別偏好有影響，對(duì)生育數(shù)量無影響(宋健等，2018)；其三，父母和子代之間的生育觀念存在雙向的影響機(jī)制。父代向子代施加壓力以維持其在生育場(chǎng)域中的地位，而子代會(huì)加以反抗，且一般男性會(huì)動(dòng)用經(jīng)濟(jì)資本抗衡，女性會(huì)動(dòng)用身體資本抗衡，進(jìn)而重塑父代的生育觀念(吳帆、馮麗琴，2020)。

雖然“多子多?！钡纳幕谥袊?guó)社會(huì)盛行了幾千年，但卻被實(shí)行了30余年的嚴(yán)格的計(jì)劃生育政策所瓦解。計(jì)劃生育政策和現(xiàn)代化重新建構(gòu)了當(dāng)代中國(guó)的低生育文化。年輕人的父母親身經(jīng)歷了計(jì)劃生育時(shí)代，其生育水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于他們的父母一輩。進(jìn)入21世紀(jì)，在家庭場(chǎng)域?qū)δ贻p人生育意愿的影響力進(jìn)一步減弱的情況下，政策環(huán)境對(duì)年輕人生育意愿的影響越來越深遠(yuǎn)。有研究指出，育齡人群的理想家庭規(guī)模會(huì)受到其所處計(jì)生政策環(huán)境的影響(曹立斌、石智雷，2017)，并且政策能夠直接提升人們的生育意愿，但不同政策框架的效果有所不同(張書維等，2021)，而三孩政策的出臺(tái)則意味著新生育文化的社會(huì)建構(gòu)進(jìn)一步得到加強(qiáng)。在此背景下，生育意愿代際傳遞的家庭場(chǎng)域也發(fā)生了根本性的改變。在計(jì)劃生育政策影響了整整兩代人的背景下，以及在現(xiàn)代化快速發(fā)展的社會(huì)環(huán)境中，生育意愿是否仍具有代際傳遞性？是否存在改變低生育意愿政策介入的可能性？生育支持政策如何介入其中，才能形塑更為友好的政策環(huán)境？2022年8月16日，國(guó)家衛(wèi)生健康委等17部門印發(fā)的《關(guān)于進(jìn)一步完善和落實(shí)積極生育支持措施的指導(dǎo)意見》進(jìn)一步完善了三孩政策的配套支持措施。但是，對(duì)于普遍流行的超低生育意愿(平均生育意愿低于更替水平)的當(dāng)代中國(guó)而言，上述問題仍值得政策制定者深入研究和思考。在三孩政策放開的當(dāng)下，深入解析中國(guó)年輕一代低生育意愿的系統(tǒng)研究迫在眉睫。尤其是在新的人口發(fā)展階段，厘清哪些因素對(duì)年輕一代的生育意愿具有更實(shí)質(zhì)性的影響，不僅有助于把握驅(qū)動(dòng)生育意愿變化的核心要素，也有利于研判三孩生育支持政策的有效性。為此，本研究重點(diǎn)考察父輩生育率與子代生育意愿的關(guān)聯(lián)，解讀年輕人生育意愿影響因素是否存在轉(zhuǎn)向及其政策意涵，以明確哪些具體的生育支持政策對(duì)扭轉(zhuǎn)年輕人的低生育意愿更具效果。

二、生育意愿的社會(huì)構(gòu)建和家庭場(chǎng)域

人們的生育意愿和生育行為深受生育文化社會(huì)建構(gòu)和家庭場(chǎng)域的影響。生育意愿的社會(huì)建構(gòu)是指植根于社會(huì)經(jīng)濟(jì)和文化結(jié)構(gòu)、制度和政策安排的生育意愿社會(huì)規(guī)范，在中國(guó)嚴(yán)格控制生育的計(jì)劃生育時(shí)代，生育意愿的社會(huì)建構(gòu)在本質(zhì)上就是政策建構(gòu)。生育意愿的家庭場(chǎng)域是家庭內(nèi)部的生育文化和生育偏好，這種生育文化和生育偏好具有代際傳遞性。社會(huì)建構(gòu)是家庭場(chǎng)域的基礎(chǔ)，家庭場(chǎng)域是政策建構(gòu)影響的重要路徑。但是，這并不意味著社會(huì)建構(gòu)與家庭場(chǎng)域具有完全一致性。因?yàn)樯幕纳鐣?huì)建構(gòu)對(duì)不同家庭或個(gè)人的影響存在著差異，并且，生育文化的社會(huì)建構(gòu)和家庭場(chǎng)域?qū)Σ煌瑐€(gè)體的生育意愿和生育行為的影響程度也存在著差異。在傳統(tǒng)社會(huì)，人們的社會(huì)化基本上是在家庭場(chǎng)域中完成的，并且因?yàn)榛顒?dòng)空間和社交范圍非常狹小，很少受到外部因素的影響。因此，傳統(tǒng)社會(huì)的家庭場(chǎng)域與社會(huì)建構(gòu)能夠保持高度一致性，并且使家庭場(chǎng)域表現(xiàn)出更強(qiáng)的約束力。一方面，不同于傳統(tǒng)社會(huì)的結(jié)構(gòu)剛性，現(xiàn)代社會(huì)體現(xiàn)為一種彈性結(jié)構(gòu)，個(gè)體具有更大的獨(dú)立性、自主性和自由空間，這意味著社會(huì)文化結(jié)構(gòu)的彈性越大，人們的觀念及行為差異就越顯著。另一方面，年輕人更容易受新文化社會(huì)建構(gòu)的影響，而滯后于新文化社會(huì)建構(gòu)的家庭文化場(chǎng)域?qū)δ贻p人的影響則會(huì)被削弱。基于美國(guó)、法國(guó)等不同國(guó)家的實(shí)證研究表明，家庭因素雖然對(duì)生育具有正向的影響，但這種關(guān)系已經(jīng)非常微弱(Johnson & Stokes，1976；Murphy & Wang，2001；Beaujouan & Solaz，2019)，而教育水平等社會(huì)因素對(duì)年輕人生育的影響更加明顯。相比于小學(xué)以下教育程度，受過高中教育且有工作經(jīng)驗(yàn)的中國(guó)臺(tái)灣育齡女性平均理想子女?dāng)?shù)下降0.7個(gè)(Speare et al.，1973)，而高等教育使得女性的生育數(shù)量顯著下降30%左右(朱州、趙國(guó)昌，2022)，生育養(yǎng)育成本和文化觀念已經(jīng)成為影響生育水平的重要因素(劉卓、王學(xué)義，2021)。Fernndez和Fogli(2006)運(yùn)用美國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(GSS)數(shù)據(jù)，結(jié)果顯示，相較于家庭因素，文化因素對(duì)育齡婦女生育數(shù)量的影響更大。因此，在現(xiàn)代社會(huì)和后現(xiàn)代社會(huì)，生育文化的社會(huì)建構(gòu)對(duì)年輕人生育意愿和生育行為的影響力要大于家庭場(chǎng)域的影響力。

生育意愿的代際傳遞假說是建立在家庭場(chǎng)域基礎(chǔ)之上的，相對(duì)忽略生育文化的社會(huì)建構(gòu)對(duì)年輕人的直接影響。隨著現(xiàn)代化進(jìn)程的推進(jìn)和個(gè)體主義的盛行，父母價(jià)值觀對(duì)子代的影響力逐漸減弱，而且隨著子女的成長(zhǎng)，子代也更容易形成獨(dú)立于父母價(jià)值觀且契合個(gè)人偏好的生育意愿。隨著孩子年齡的增長(zhǎng)，父代生育行為對(duì)子代生育意愿的影響強(qiáng)度可能會(huì)下降(Steenhof & Liefbroer，2008)，因?yàn)閭€(gè)體生命早期形成的生育意愿受原生家庭影響較大，但隨后會(huì)被生命過程中的重要事件所改變(Udry，1983)。如有學(xué)者分別測(cè)量了父母生育率對(duì)子女18歲和23歲時(shí)家庭規(guī)模偏好的影響，其中同胞數(shù)量每增加1個(gè)，18歲時(shí)子女的理想子女?dāng)?shù)增加0.36個(gè)，而到23歲時(shí)僅增加0.15個(gè)(Axinn et al.，1994)。孩子年齡越大就越可能在身體和精神上獨(dú)立于父母，尤其在他們離開原生家庭之后(Aasve et al.，2002)。

不僅如此，無論是面對(duì)生育意愿的社會(huì)建構(gòu)，還是置身于生育意愿的家庭場(chǎng)域，現(xiàn)代社會(huì)和后現(xiàn)代社會(huì)的年輕人都具有更加獨(dú)立和自主的理性決策能力。教育水平作為反映一個(gè)國(guó)家或地區(qū)現(xiàn)代化水平的重要指標(biāo)，對(duì)個(gè)體生育意愿的影響受到了不少學(xué)者的關(guān)注。一些研究表明，與受教育程度較低的女性相比，受過高等教育的女性子女?dāng)?shù)量更少(Rnsen，2004)。一項(xiàng)基于124個(gè)國(guó)家1997—2010年的跨國(guó)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，女性社會(huì)地位與生育率呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系(于淼、丁孟宇，2015)，教育通過收入-成本、文化-認(rèn)知兩條路徑對(duì)二孩生育意愿產(chǎn)生負(fù)向作用(劉章生等，2018)，教育水平對(duì)城鎮(zhèn)家庭的意愿生育數(shù)量具有顯著的負(fù)向影響(周曉蒙，2018)，女性受教育水平對(duì)其生育意愿具有更加顯著的抑制作用(何秀玲、林麗梅，2021)，而且女性受教育水平會(huì)通過提高勞動(dòng)收入、增強(qiáng)個(gè)人事業(yè)發(fā)展偏好和推遲初婚年齡進(jìn)而抑制生育意愿(王一帆、羅淳，2021)。家庭生活和職業(yè)生涯造成的雙向時(shí)間緊張，意味著那些受過高等教育的女性需要更多努力和精力來處理這種平衡，因此，受過良好教育的女性會(huì)比受教育程度較低的女性承擔(dān)更高的機(jī)會(huì)成本(Lan，2021)。但也有研究發(fā)現(xiàn)，教育水平對(duì)生育意愿具有積極影響(Testa et al.，2016)。擁有更多經(jīng)濟(jì)、家庭或社會(huì)資源的女性更有可能想要第二個(gè)孩子(Bao，2017)，受過高等教育的女性通常能夠獲得更好的工作和更高的收入，因而她們認(rèn)為自己可以克服育兒成本(Tanskanen & Rotkirch，2014)。而對(duì)挪威、奧地利、意大利和保加利亞的一項(xiàng)實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)，受過高等教育的女性比受教育程度較低的同齡人更有可能選擇生育數(shù)量更多的孩子(Testa，2016)。既有研究存在較大差異的原因可能是，較高的受教育水平往往意味著較高的勞動(dòng)力市場(chǎng)參與率，而對(duì)于那些擁有完善社會(huì)福利體制和政策支持的國(guó)家和地區(qū)，能夠有效協(xié)助女性更好地平衡工作與家庭。當(dāng)然，樣本的不同或者潛在控制變量的選擇差異，也是導(dǎo)致結(jié)論不一致的可能原因。但是在中國(guó)，家庭支持政策仍處于起步階段，普遍的雙薪家庭導(dǎo)致受教育水平高的女性會(huì)更多地面臨家庭和職場(chǎng)角色之間的沖突，教育水平與生育意愿之間的關(guān)系值得進(jìn)一步地挖掘。

總之，關(guān)于父代生育率對(duì)年輕群體生育意愿和行為的影響程度，存在著兩種截然不同的觀點(diǎn)。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，父母對(duì)年輕子女生育意愿和行為的影響程度在增加。因?yàn)樵谄毡楣蚕硪?guī)范缺位的情況下，個(gè)體不得不依賴于其個(gè)人網(wǎng)絡(luò)。因此在現(xiàn)代個(gè)體主義社會(huì)中，父母的價(jià)值觀和家庭規(guī)范可能比過去更有影響力，結(jié)果可能會(huì)增加代際傳遞(Steenhof & Liefbroer，2008)。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，父代生育率和子代生育意愿及行為之間的聯(lián)系在年輕群體中較弱。因?yàn)樵谶^去幾十年里，個(gè)體成就越來越重要，而且由于現(xiàn)代化和個(gè)性化的發(fā)展，個(gè)體自主權(quán)增加，父母對(duì)子女生活決定的影響力不斷下降(Heiland et al.，2008)?；谏鲜鑫墨I(xiàn)回顧，我們進(jìn)一步建立了本文的分析邏輯，即從生育意愿代際傳遞的家庭場(chǎng)域與社會(huì)構(gòu)建的視角出發(fā)，探討代際傳遞與個(gè)體教育水平對(duì)青年生育意愿和生育行為的影響過程，并進(jìn)一步解讀年輕人生育意愿影響因素變化的政策意涵。

三、數(shù)據(jù)、樣本與方法

數(shù)據(jù)來源于2019年中國(guó)社會(huì)狀況綜合調(diào)查(Chinese Social Survey，CSS)。CSS是由中國(guó)社會(huì)科學(xué)院開展的一項(xiàng)雙年度長(zhǎng)期連續(xù)性的縱貫調(diào)查，在全國(guó)31個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)149個(gè)市(縣、區(qū))的596個(gè)村(居)采用PPS概率抽樣展開調(diào)查，調(diào)查對(duì)象為18-69周歲的住戶人口，調(diào)查內(nèi)容涵蓋家庭、勞動(dòng)就業(yè)、社會(huì)價(jià)值觀、政治參與和志愿服務(wù)等多個(gè)方面。其中，2019年共訪問了11000余個(gè)城鄉(xiāng)家庭，回收有效問卷10283份?；诒狙芯康哪繕?biāo)，我們將樣本限定為生于1985—1999年之間，年齡分布于20-34歲的年輕人。在刪除缺失值樣本后，共提取滿足條件的樣本1958人。我們認(rèn)為這一年齡群體的生育意愿更能代表當(dāng)下年輕人的生育意愿狀況。

樣本基本情況如表1所示。本文的核心自變量為父母的生育率，用樣本的同胞數(shù)量即兄弟姐妹數(shù)作為代理變量。CSS(2019)通過詢問“除您以外，您還有幾個(gè)同父同母的親兄弟姐妹？”來反映，處理為連續(xù)變量。樣本的兄弟姐妹數(shù)平均1.22個(gè)，其中分別為0個(gè)、1個(gè)、2個(gè)和3個(gè)及以上的比例為28.08%、41.56%、18.48%和11.88%。本文的因變量為年輕人的生育意愿，具體用題項(xiàng)“您認(rèn)為一個(gè)家庭通常有幾個(gè)孩子最理想？”來測(cè)量，選項(xiàng)分別從0個(gè)到10個(gè)不等，處理為連續(xù)變量。樣本的平均理想子女?dāng)?shù)為1.93個(gè)，標(biāo)準(zhǔn)差為0.59個(gè)，其中理想子女?dāng)?shù)分別為0個(gè)、1個(gè)、2個(gè)和3個(gè)及以上的樣本比例為1.69%、12.82%、78.55%和6.94%?？梢姡瑑蓚€(gè)子女是大多數(shù)樣本的理想生育規(guī)模，這與陳建新和王莉君(2021)關(guān)于生育意愿的研究結(jié)論較為一致。具體看群體差異，男性樣本的平均理想子女?dāng)?shù)(1.95個(gè))略高于女性(1.91個(gè))，農(nóng)村樣本的平均理想子女?dāng)?shù)(1.97個(gè))高于城鎮(zhèn)(1.83個(gè))；分年齡組看，30-34歲年齡組平均理想子女?dāng)?shù)略高(1.94個(gè))，其次分別為20-24歲年齡組(1.92個(gè))和25-29歲年齡組(1.92個(gè))。

表1 樣本的人口社會(huì)學(xué)特征(N=1958)

借鑒既有研究，本研究將影響年輕人生育意愿的主要社會(huì)和人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量作為控制變量(尹勤等，2005；李榮彬，2017)，具體包括：(1)年齡。樣本平均年齡27.39歲，其中20-24歲、25-29歲、30-34歲分別占比30.23%、31.15%和38.62%。(2)性別。樣本的男女比例分別為39.63%和60.37%。(3)婚姻狀況。在婚狀態(tài)和不在婚狀態(tài)的樣本分別占比58.17%和41.83%。(4)戶籍狀況。樣本68.90%為農(nóng)村戶籍，31.10%為城鎮(zhèn)戶籍。(5)個(gè)人收入。生育意愿與個(gè)體經(jīng)濟(jì)狀況具有密切關(guān)系(潘云華、陳勃，2011)，樣本的平均年收入為98047.07元。本研究對(duì)收入取對(duì)數(shù)納入分析。(6)教育程度。女性受教育程度越高，理想子女?dāng)?shù)越低(Zheng et al.，2016)。樣本的受教育程度為小學(xué)及以下、中學(xué)、大學(xué)及以上的占比分別為6.13%、45.51%和48.36%。為便于后續(xù)作用機(jī)制的分析，本文將教育程度處理為連續(xù)變量。

我們將理想子女?dāng)?shù)(生育意愿)作為因變量，同胞數(shù)量(父母生育率)作為自變量，樣本的年齡、性別、婚姻狀況、戶籍、個(gè)人收入對(duì)數(shù)、教育程度作為控制變量。由于理想子女?dāng)?shù)為連續(xù)變量，因此本研究采用最小二乘法(OLS模型)來考察父母生育率與年輕人生育意愿之間的邏輯關(guān)聯(lián)。異方差檢驗(yàn)顯示模型不存在異方差問題，共線性檢驗(yàn)結(jié)果顯示所有變量VIF值均小于10，模型不存在多重共線性問題。

教育水平是現(xiàn)代化進(jìn)程在個(gè)體層面的重要體現(xiàn)?；谖墨I(xiàn)回顧，一個(gè)人的受教育程度對(duì)其生育意愿可能存在明顯的負(fù)向影響。因此本文在重點(diǎn)考察家庭場(chǎng)域中生育文化代際傳遞功能的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步討論社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素(教育程度)可能在其中發(fā)揮的作用。教育水平的作用機(jī)制可能存在兩個(gè)邏輯鏈條，分別為中介效應(yīng)或調(diào)節(jié)效應(yīng)。在實(shí)證分析部分，我們將分別對(duì)這兩種效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，以厘清教育水平在其中具體的作用機(jī)制。

四、父代生育率與子代生育意愿關(guān)系的實(shí)證分析

(一)父代生育率對(duì)子代生育意愿的影響

表2顯示了父輩生育率與子代生育意愿的一般線性回歸分析結(jié)果。其中，模型1僅納入自變量與因變量，模型2在模型1的基礎(chǔ)上納入樣本的年齡、性別、婚姻狀況、戶籍、個(gè)人收入對(duì)數(shù)變量，模型3在模型2的基礎(chǔ)上進(jìn)一步納入個(gè)體教育程度變量，模型4在模型3的基礎(chǔ)上加入了同胞數(shù)量與教育程度的交互項(xiàng)。結(jié)果表明，父母的生育率與子代的生育意愿顯著正相關(guān)，且在4個(gè)統(tǒng)計(jì)模型中都表現(xiàn)出較強(qiáng)的穩(wěn)定性。在控制其他變量的前提下，兄弟姐妹越多的個(gè)體，理想子女?dāng)?shù)越多，且同胞數(shù)量每增加1個(gè)，理想子女?dāng)?shù)增加0.086個(gè)。但是，回歸系數(shù)已經(jīng)顯示出父母的生育率對(duì)子代生育意愿的影響式微。從社會(huì)化理論角度看，較近期出生的人群中父代生育率的代際傳遞程度較弱，其原因可能是傳統(tǒng)規(guī)范教導(dǎo)孩子注重紀(jì)律和習(xí)俗，而如今的社會(huì)環(huán)境和文化氛圍則更注重鼓勵(lì)孩子追求自己的生活(Arnett，2000)，進(jìn)而削弱了原生家庭中父母的生育觀念和子女偏好對(duì)年輕人的傳遞作用。此外，年輕人也會(huì)基于一般性的社會(huì)規(guī)范來形塑個(gè)人的生育意愿，而我國(guó)實(shí)施了30余年的限制性生育政策，也減弱了父母與子代之間在生育意愿方面的正向傳遞作用。

根據(jù)控制變量的檢驗(yàn)結(jié)果，子代生育意愿具有明顯的性別差異，且在不同模型中都保持了穩(wěn)定性，即相比于女性，男性的理想子女?dāng)?shù)明顯更多。從教育程度來看，教育程度與理想子女?dāng)?shù)呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，這與王一帆和羅淳(2021)的研究結(jié)論一致。從樣本的經(jīng)濟(jì)特征來看，個(gè)人收入與理想子女?dāng)?shù)顯著負(fù)相關(guān)，這可能源于收入提高使得個(gè)體更加關(guān)注自身生活質(zhì)量，進(jìn)而對(duì)孩子的質(zhì)量偏好增強(qiáng)而數(shù)量偏好削弱，養(yǎng)育子女的成本上漲而預(yù)期效用下降，從而導(dǎo)致對(duì)子女的需求下降(潘云華、陳勃，2011)。但是，城鄉(xiāng)差異僅在模型2中顯著，即相比于城鎮(zhèn)戶籍，同胞數(shù)量可以顯著增強(qiáng)農(nóng)村年輕人的生育意愿。從模型4來看，在模型中納入同胞數(shù)量與教育程度的交互項(xiàng)后，交互項(xiàng)回歸系數(shù)并不顯著，說明教育程度在同胞數(shù)量與理想子女?dāng)?shù)之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)未得到證實(shí)。

表2 父代生育率對(duì)子代生育意愿的OLS回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)和異質(zhì)性檢驗(yàn)

本研究選擇更換變量類型的方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。通過將理想子女?dāng)?shù)再次處理為分類變量，即理想子女?dāng)?shù)為0個(gè)、1個(gè)、2個(gè)分別賦值為0、1、2，理想子女?dāng)?shù)為3個(gè)及以上賦值為3，分別運(yùn)用有序Probit模型和有序Logit模型進(jìn)行回歸分析。從表3回歸分析結(jié)果可以看出，父代生育率對(duì)子代生育意愿具有顯著正向影響，且這種影響在不同模型中保持了穩(wěn)定性，再次驗(yàn)證了上述一般線性回歸模型的分析結(jié)果。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

生育意愿與個(gè)人的個(gè)體特征和社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征具有較大聯(lián)系，為了進(jìn)一步探討父輩生育率對(duì)子代生育意愿影響的內(nèi)部差異，本研究基于年齡、性別和城鄉(xiāng)視角進(jìn)行異質(zhì)性分析(見表4、表5)。

表4的結(jié)果顯示，同胞數(shù)量對(duì)不同年齡組年輕人生育意愿的正向影響，均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著意義，但影響程度隨著年齡的增大而削弱。與前述文獻(xiàn)綜述的結(jié)論基本一致。個(gè)體早期生育意愿的形成更可能受到原生家庭規(guī)模的影響，子女既可能通過原生家庭的學(xué)習(xí)機(jī)制自主形成與父母相近的生育觀念，也可能由于父母生育態(tài)度的持續(xù)表達(dá)而被動(dòng)內(nèi)化父母的生育偏好。然而，這一時(shí)期個(gè)體的生育意愿并不穩(wěn)定，而是會(huì)隨著年齡的增長(zhǎng)以及更加深入地融入復(fù)雜且真實(shí)的社會(huì)生活得以改變。年輕人就業(yè)、組建家庭以及擁有第一個(gè)孩子，甚至因婚姻失敗和單獨(dú)撫育子女等生命歷程中生活事件的發(fā)生及其所帶來的社會(huì)閱歷的累積，會(huì)進(jìn)一步塑造子女較為獨(dú)立的生育價(jià)值觀，因而受原生家庭生育規(guī)范的影響程度就會(huì)越來越弱。

表4 年齡差異下父代生育率對(duì)子代生育意愿的影響

表5的結(jié)果顯示，在性別差異方面，同胞數(shù)量對(duì)不同性別的個(gè)體理想子女?dāng)?shù)均具有顯著正向影響，但對(duì)男性生育意愿的影響程度大于女性。究其原因，同胞數(shù)量越多的男性，在兄弟姐妹眾多的環(huán)境中成長(zhǎng)，體驗(yàn)過較多兄弟姐妹帶來的陪伴、支持等心理福利，更傾向于延續(xù)這種家庭模式。但對(duì)于年輕女性而言，由于勞動(dòng)力市場(chǎng)參與率較高，生育需要承擔(dān)更多的身體、經(jīng)濟(jì)和時(shí)間成本等，因而削弱了兄弟姐妹較多的成長(zhǎng)環(huán)境可能對(duì)其生育意愿的正向影響。同時(shí)，由于傳統(tǒng)“男主外，女主內(nèi)”的性別分工模式和家庭規(guī)范的影響，在多數(shù)家庭中女性往往承擔(dān)著更重的家庭照料和兒童撫育責(zé)任，這也進(jìn)一步導(dǎo)致女性面臨著相較于男性更為嚴(yán)峻的親職身份和職場(chǎng)角色的沖突。在城鄉(xiāng)差異上，同胞數(shù)量對(duì)城鄉(xiāng)年輕人生育意愿均具有顯著的正向影響，但相比城鎮(zhèn)年輕人，同胞數(shù)量對(duì)農(nóng)村年輕人的影響程度更大。其原因可能是相比于農(nóng)村年輕人，城鎮(zhèn)年輕人面臨著住房、生活消費(fèi)等更大的經(jīng)濟(jì)壓力，生育的顯性成本和隱性成本也更高。

表5 性別和城鄉(xiāng)差異下父代生育率對(duì)子代生育意愿的影響

(三)機(jī)制分析：受教育水平的中介效應(yīng)

我們分別對(duì)受教育水平可能產(chǎn)生的中介效應(yīng)或調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，受教育水平在父代生育率和子代生育意愿之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)不成立(見表2)。因而，研究采用逐步檢驗(yàn)回歸系數(shù)法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)(見表6)。由于逐步回歸系數(shù)法可能存在抑制或遮掩效應(yīng)，影響因變量和自變量之間的整體關(guān)系，因此研究再進(jìn)一步運(yùn)用Bootstrap方法展開中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

表6 教育程度的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)表6中模型1和模型2的結(jié)果可知，自變量對(duì)中介變量和因變量的影響顯著。模型3在同時(shí)納入自變量、因變量和中介變量后，中介變量的系數(shù)顯著，可以認(rèn)為存在部分中介效應(yīng)。進(jìn)一步運(yùn)用Bootstrap方法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，抽樣次數(shù)為500次，結(jié)果顯示間接效應(yīng)的置信區(qū)間為[0.0591，0.1138]，不包括0，可以進(jìn)一步證明教育程度在同胞數(shù)量與理想子女?dāng)?shù)之間發(fā)揮了中介作用。從具體結(jié)果看，模型1中的自變量同胞數(shù)量與作為中介變量的教育程度呈顯著負(fù)相關(guān)，表明同胞數(shù)量多會(huì)降低個(gè)體的受教育程度；反之，即個(gè)體同胞數(shù)量越少，受教育程度更高的可能性越大。這一結(jié)論與張?jiān)略坪椭x宇(2015)的研究發(fā)現(xiàn)一致，一個(gè)人的兄弟姐妹數(shù)與其受教育成就之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。在模型3中，控制了自變量的影響之后，中介變量(教育程度)對(duì)因變量(理想子女?dāng)?shù))的影響依舊顯著，表明由同胞數(shù)量減少所帶來的受教育程度增加會(huì)進(jìn)一步降低個(gè)體的生育意愿，教育程度在父代生育率與子代生育意愿的影響渠道中起到部分中介作用。一方面，在家庭資源有限的約束下，同胞數(shù)量更少的家庭，資源更為集中，子女獲得更高教育水平的概率更大。而更高的教育水平往往意味著更高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的獲得和更加多元開放價(jià)值觀念的形成，因此個(gè)體對(duì)少育、甚至不育的接受程度也更高，進(jìn)而可能降低對(duì)生育子女?dāng)?shù)量的期待。另一方面，受教育程度高的個(gè)體，生育養(yǎng)育孩子的時(shí)間成本和機(jī)會(huì)成本往往也更高，因而可能更傾向于擁有數(shù)量更少的子女?？梢姡诩彝ド幕瘜?duì)個(gè)體生育意愿的影響結(jié)果中，社會(huì)文化和社會(huì)規(guī)范的建構(gòu)作用也不容忽視。

五、進(jìn)一步的討論：生育意愿主要影響因素轉(zhuǎn)向的政策意涵

本研究結(jié)果顯示，在中國(guó)，父代生育率對(duì)年輕人生育意愿和行為的正向影響已成微弱之勢(shì)，其中一個(gè)重要原因是教育稀釋了父代生育率與子代生育意愿之間的聯(lián)系。這與一些研究的結(jié)論相一致，如Beaujouan 和 Solaz(2019)基于法國(guó)1922—1966年出生隊(duì)列的實(shí)證分析，驗(yàn)證了0.12-0.15的父代生育率與子代生育率微弱但顯著的正相關(guān)性，且無論是否控制社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素，各出生隊(duì)列(1922—1966年出生隊(duì)列)都觀察到代際傳遞程度的弱化，表明原生家庭規(guī)模對(duì)生育行為的選擇已逐漸失去顯性或隱性的影響。在家庭場(chǎng)域?qū)δ贻p人生育意愿的作用力大為減弱的情況下，支持生育的社會(huì)建構(gòu)可能是提升年輕人生育意愿和生育水平的主要途徑。

三孩政策的出臺(tái)意味著中國(guó)政府開始破除計(jì)劃生育時(shí)代的社會(huì)建構(gòu)，啟動(dòng)了新生育文化的社會(huì)建構(gòu)。這場(chǎng)社會(huì)建構(gòu)能否扭轉(zhuǎn)目前的超低生育意愿局面，在很大程度上取決于生育支持政策的豐度和力度。目前已出臺(tái)的措施主要涉及兩個(gè)方面：一是為個(gè)人和家庭提供了更為慷慨的時(shí)間支持，涵蓋延長(zhǎng)產(chǎn)假、陪產(chǎn)假，設(shè)立育兒假，等等；二是有些地方加大了發(fā)放津貼和生育補(bǔ)貼的力度。這些政策不僅有利于緩解和減輕家庭的生育與養(yǎng)育責(zé)任，也能夠助推整個(gè)社會(huì)性別友好文化的構(gòu)建。但是，政策設(shè)計(jì)應(yīng)該充分考慮兩個(gè)現(xiàn)實(shí)：其一，家庭場(chǎng)域的生育意愿代際傳遞效應(yīng)的弱化；其二，社會(huì)建構(gòu)對(duì)年輕人生育意愿具有越來越強(qiáng)的影響力。而且，單一延長(zhǎng)產(chǎn)假進(jìn)一步強(qiáng)化了女性的母職角色，在女性受教育程度增加、勞動(dòng)參與率比較高的情況下，產(chǎn)假政策的效果可能會(huì)比較有限。因?yàn)楫a(chǎn)假時(shí)間越長(zhǎng)，越有可能引發(fā)女性在勞動(dòng)力市場(chǎng)的劣勢(shì)積累，形成相應(yīng)的母職懲罰，進(jìn)而降低職業(yè)女性的生育意愿。因此，生育支持政策應(yīng)該在以下三個(gè)方面進(jìn)一步拓展：第一，在經(jīng)濟(jì)支持政策方面，應(yīng)該從生育的現(xiàn)金補(bǔ)貼拓展到就業(yè)支持和保障收入的穩(wěn)定性，尤其在疫情常態(tài)化的背景下，經(jīng)濟(jì)支持更應(yīng)該考慮年輕人面臨的經(jīng)濟(jì)壓力；第二，在時(shí)間支持政策上，應(yīng)從產(chǎn)假和父母假拓展到鼓勵(lì)父親分擔(dān)撫幼責(zé)任，為雙薪家庭尤其是女性提供更具彈性的工作制度安排；第三，在育兒-工作平衡政策上，進(jìn)一步豐富包括托育服務(wù)、工作場(chǎng)所的母親哺乳時(shí)間和空間安排、喘息服務(wù)、接送服務(wù)等在內(nèi)的多樣化和高質(zhì)量公共服務(wù)產(chǎn)品。此外，目前生育支持政策主要指向積極的生育文化，這是對(duì)以往限制性生育政策的顛覆，需要一定的時(shí)間讓大眾接受新生育文化的社會(huì)構(gòu)建。而且，政策設(shè)計(jì)者應(yīng)注意緩解因生育與養(yǎng)育壓力導(dǎo)致年輕人形成的生育焦慮，這種群體焦慮極易營(yíng)造出一種負(fù)面的生育文化氛圍。

本文存在不足之處，由于生育意愿的變化存在一些復(fù)雜且不可觀測(cè)的影響因素，進(jìn)而會(huì)導(dǎo)致模型R平方值較小(伍德里奇，2015)。但是，由于R平方值只影響模型的精確度，而不影響正確性(周治富、郭梅亮，2011)，故模型的研究結(jié)果仍具有一定的參考價(jià)值。本文的貢獻(xiàn)則是探討了年輕人生育意愿影響因素的轉(zhuǎn)向，并進(jìn)一步明確了生育支持政策的作用方向及核心內(nèi)容。