地區(qū)代際流動對居民生育意愿的影響

□魏瑾瑞 趙漢林

內(nèi)容提要 基于中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)（CFPS2014）和中國綜合社會調查數(shù)據(jù)（CGSS2015）探究地區(qū)代際流動對生育意愿的影響，研究發(fā)現(xiàn)：（1）地區(qū)代際流動對居民生育意愿存在顯著的倒U 型影響，較高的地區(qū)代際流動有利于提高個體的生育意愿，但是過高的地區(qū)代際流動反而會抑制個體的生育意愿。（2）地區(qū)代際流動對居民生育意愿的倒U 型影響也表現(xiàn)在區(qū)域和收入兩個維度：在中西部地區(qū)是正向的，而在東部地區(qū)則是負向的；在中低收入群體是正向的，而在高收入群體則是負向的。（3）較高的地區(qū)代際流動通過降低教育投資成本和教育回報率分別起到提高和抑制居民生育意愿的作用。

一、引言

近年來生育政策幾經(jīng)調整放寬，從“一對夫妻生育一個孩子”到“單獨二孩”，又從“單獨二孩”放寬到“全面二孩”，然而居民的生育意愿仍略顯冷淡，特別是高學歷、高收入和高代際流動地區(qū)。代際流動性對個體的生育意愿究竟是否存在顯著影響，以及這種影響是正向的還是負向的？當前關于代際流動對生育意愿影響的研究相對較少，且主要集中于從微觀層面探究個體本身相對于父代的流動性對生育意愿的影響。然而，代際流動之于個體而言常常是一種概括性的樂觀或悲觀預期，所以從宏觀層面探究地區(qū)代際流動對生育意愿的影響更具現(xiàn)實意義。事實上，社會階層的劃分是相對的，較高的地區(qū)代際流動意味著子代有公平競爭的機會，但不能保證每個個體都能實現(xiàn)向上的階層躍遷。此外，在社會各階層分布不變的情況下，有多少個體實現(xiàn)了向上流動，就會有多少個體向下流動，因而從微觀層面干預個體代際流動并不具有現(xiàn)實及政策意義，本文從宏觀層面探究地區(qū)代際流動對生育意愿的影響。

本文可能的邊際貢獻在于：一是從宏觀層面實證了地區(qū)代際流動與居民生育意愿的關系，為進一步探究居民生育意愿的影響因素提供了更具可操作性的參照。二是研究不同區(qū)域、城鄉(xiāng)、不同收入水平條件下的代際流動與生育意愿的關系，為政策制定者針對具體情況出臺相關政策提供微觀依據(jù)。三是從家庭教育投資決策的角度分析地區(qū)代際流動對居民生育意愿的作用機制，為調控地區(qū)代際流動和提高居民生育意愿提供了切入點。

后文結構安排如下：第二部分回顧總結相關文獻和理論，第三部分是模型設定、指標構建與數(shù)據(jù)描述；第四部分是對實證結果的分析；第五部分提出關于地區(qū)代際流動對居民生育意愿影響機制的假設，并進行實證檢驗；第六部分是結論。

二、文獻回顧

（一）生育意愿

生育意愿是指人們對于生育行為的態(tài)度以及看法，包括生育目的、生育間隔、意愿生育子女數(shù)量和意愿生育性別四個維度（姚從容等，2010），本文主要是從意愿生育子女數(shù)量的層面，探討地區(qū)代際流動對個體生育意愿的影響。鑒于發(fā)達國家的低生育率，國外學者很早就對生育意愿及其影響因素展開了研究，例如邊際子女合理選擇理論將子女類比為一種特殊商品，進而認為子女能夠帶給理性個體的成本和收益是決定個體對子女需求大小的決定性因素。子女數(shù)量－質量替代理論（Becker&Lewis，1973）則認為，在權衡子女的數(shù)量和質量時，父母會越來越傾向于選擇提高子女的質量而降低子女的數(shù)量。此外，國外學者還提出了決定生育率的供給－需求理論（Easterlin&Crimmins，1986）和生育率的收入影響理論（Simon，1969）等。在實證研究方面，諸多學者探討了受教育程度、宗教信仰、女性社會地位以及人們在群體中的關系模式等因素對生育決策的影響。例如，教育能夠提高女性的自主權，進而會負向影響生育率水平（Kravdal&Rindfuss，2008）；受教育程度的提升會伴隨著生育子女機會成本的增加進而降低個體的生育意愿（Jain，1981）。此外，社會地位的獲得與生育水平是負相關的，因為減少生育子女的數(shù)量也有利于提高自身的社會地位。人們物質欲望的增強、個性化的提高和性別角色的改變導致的社會文化轉型以及女性勞動參與率提高也會降低生育水平，并且相對于低階層群體，這種效應在高階層群體中的作用尤為顯著（Matysiak&Vignoli，2008），而宗教信仰較高的人群通常會傾向于生育更多的子女（Caldwell，2004）。

限制個體生育的政策逐漸放寬、生育調節(jié)技術的快速發(fā)展、經(jīng)濟水平和物質條件的極大提高，都使得個體生育意愿這一因素在影響實際生育行為中扮演越來越重要的角色（鄭真真，2014）。例如，候佳偉等（2014）系統(tǒng)分析了1980-2011年生育意愿的變遷。也有不少論文從中國的實際情況出發(fā)，發(fā)現(xiàn)下列因素會對中國居民的生育決策產(chǎn)生重要影響，例如，收入、受教育水平和地區(qū)差異（陳衛(wèi)和史梅，2002），婦女的社會地位高低和對子女的性別偏好（周俊山等，2009），女性的受教育程度和已婚年數(shù)（呂江洪等，2013），父母生育子女的數(shù)量（陳字和鄧昌榮，2007）等。同時西方社會已經(jīng)出現(xiàn)過的生育行為與生育意愿相悖離的現(xiàn)象也開始在中國出現(xiàn)（楊菊華，2014）。此外也有研究表明，帶有補貼的新農(nóng)合不僅會對個體的生育意愿起到正向的收入效應，亦會表現(xiàn)出對子女的擠出效應，進而降低個體的生育意愿（王天宇和彭曉博，2015）。

（二）代際流動與生育意愿

代際流動刻畫了子代的社會地位受到父代影響的程度。不平等的代際傳遞意味著子代依靠自己的努力實現(xiàn)社會地位躍遷的可能性降低，個體對子代進行人力資本投資的信心必然隨之降低，進而會對個體的生育意愿產(chǎn)生負面影響。但也有學者認為，不同社會階層之間的流動可能會導致家庭的社會不安全感增加（Blau&Duncan，1967)，即較高的代際流動可能對家庭的生育意愿存在抑制效應。Dumont（1990）認為，人們會希望更好地實現(xiàn)向上社會流動，但是養(yǎng)育子女會使流動的負擔和成本增加，個體為了提高自已的社會地位就會控制生育數(shù)量。從這一層意義來講，當?shù)貐^(qū)具有較高的代際流動時，人們會更傾向于關注自我發(fā)展而減少生育子女的數(shù)量。隨著社會流動理論的不斷推進和發(fā)展，學界開始將社會流動分為兩種：代際流動與代內(nèi)流動，并分別考察其與生育之間的關系。因為社會階層的劃分是相對的，社會流動天然具有比較屬性，判斷社會流動的方向就需要明晰流動的起點與終點。代內(nèi)流動將流動的起點定義為個體自身某一階段所處的社會階層，主要研究的是個體生命歷程中階層地位的變化，而代際流動則關注的是代際之間社會地位的變遷，即子代相對于父代的階層地位變化與從父代到子代的稟賦傳遞。社會學家和人口學家往往從代際流動的視角出發(fā)，研究社會流動現(xiàn)象對個體或群體行為、觀念的影響。本文想要探究代際流動對生育行為的影響，也是上述研究路徑的一種嘗試。Azaenert（2004）研究發(fā)現(xiàn)，不平等的收入分配會導致教育水平下降和人力資本減少，不利于提高生育率。而代際流動性反映的便是跨代的收入分配問題，因此代際流動性也必然對個體的生育意愿產(chǎn)生影響。國外學者開創(chuàng)了分析代際流動與生育意愿關系的研究路徑，沿此路徑，國內(nèi)學者從中國現(xiàn)實場景出發(fā)或以國內(nèi)數(shù)據(jù)為支撐，從以下兩個方面對代際流動與生育意愿的關系展開研究。

其一，一些學者雖然沒有將研究的著眼點直接放在代際流動對生育意愿的影響上，但他們研究了社會流動和機會平等對群體的健康狀況、幸福程度以及行為方式的影響。具體來講，王學龍和袁易明（2015）發(fā)現(xiàn)制度和機遇平等有利于改善代際流動，進而可以提升人力資本效率和個體對子女人力資本投資的信心。江求川等（2014）對上述研究結論做出進一步的闡釋，他們認為機會不平等不僅會造成階層分化，擴大階層矛盾，還會導致群體進行人力資本投資的積極性降低。人力資本投資積極性的降低必然會影響到人們生育子女的意愿，而代際流動測度了子代社會地位對父代社會地位的依賴程度，反映了子代在個體競爭上的平等程度，從這一角度講，代際流動與生育意愿存在關聯(lián)的可能性。以上學者的發(fā)現(xiàn)豐富了我們對代際流動的認識，為研究代際流動和生育意愿的影響奠定了基礎，但是對代際流動與生育意愿之間關系的直接研究和深入探討還較為缺乏。

其二，部分學者將重點放在了個體本身相對于父代的流動情況與生育意愿的關系。何明帥和于淼（2017）基于中國綜合社會調查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，生育意愿與代際社會流動呈顯著的正相關關系，即實現(xiàn)了社會階層代際向上流動的個體相對于其他人具有更高的生育意愿。而王殿璽（2018）則以代際職業(yè)流動視角考察代際流動對生育意愿的影響，研究發(fā)現(xiàn)，流動起點效應（母親職業(yè)類型）顯著影響子代的意愿生育子女數(shù)，而同樣代表流動起點效應的父親職業(yè)類型與代表流動終點效應的子代當前職業(yè)類型對意愿生育子女數(shù)的影響并不顯著。以上研究考量的都是個人代際流動的實現(xiàn)情況對個人生育意愿的影響，實際上是把代際流動當做一個表征個體特征的變量，這樣的做法難以排除個體差異對代際流動情況的影響，且缺乏政策指導意義，因而本文試圖從宏觀層面探討地區(qū)代際流動對當?shù)鼐用竦纳庠傅挠绊憽?/p>

總結上述研究，地區(qū)代際流動對生育意愿可能存在多方面的影響：地區(qū)代際流動較高，意味著個體面臨更多的機會和更加公平的競爭環(huán)境，個體更容易實現(xiàn)階層的躍遷，而子女的生育成本和撫養(yǎng)成本可能會阻礙父代向上流動，因此個體為了達到自我實現(xiàn)的目的會減少生育子女的數(shù)量；但同時父代不僅會關注自身的發(fā)展，子女的未來同樣也是重要的，因此較高的地區(qū)代際流動會增加父代生育子女的意愿和對子女進行人力投資的信心。從這一角度講，地區(qū)代際流動對生育意愿起到正面影響，但過高的地區(qū)代際流動在為子代提供更多平等競爭機會的同時，也可能導致社會競爭更為激烈，不利于個體心理狀態(tài)的健康發(fā)展，過高的心理和競爭壓力會抑制群體的生育行為。

三、模型與數(shù)據(jù)

（一）模型設定

我們希望研究的是剔除政策影響后的個人生育意愿，因而采用中國綜合社會調查（CGSS）中“如果沒有政策限制，您希望有幾個孩子”這個問題的答案作為衡量生育意愿的指標。生育意愿指標是一個取值大于等于0的計數(shù)數(shù)據(jù)，為此，采用文獻中廣泛使用的有序Probit模型進行估計，模型設定如下：

式（1）中，被解釋變量yi為生育意愿，核心解釋變量Igmi為地區(qū)代際流動，地區(qū)代際流動指標的具體構建方法見下文。Xi為一系列控制變量，反映個體和家庭特征，而Zi則包括一系列省級層面的控制變量。非線性函數(shù)的具體形式為式（2）：

以往的文獻表明，個體性別、年齡、民族、宗教、學歷、是否為城鎮(zhèn)戶口、婚姻狀況等特征對生育意愿具有重要影響，因此將以上因素加入到控制變量中；此外，影響生育意愿的經(jīng)濟因素得到了中外大量生育調查的確認，因此模型中控制了個體層面的收入狀況（取對數(shù)）和地區(qū)層面的經(jīng)濟狀況，后者用省級的人均GDP、GDP 指數(shù)和基尼系數(shù)來衡量?；嵯禂?shù)衡量一個地區(qū)的貧富差距，基尼系數(shù)和代際流動性分別從財富代內(nèi)分配和財富代際傳承的角度測度社會的公平程度，因而基尼系數(shù)可能是與代際流動性相關的且能影響到個體生育意愿的變量，將其加入到模型中，可以減小模型的內(nèi)生性偏誤。

代際流動性分析主要有三條技術路線：代際收入彈性分析、社會流動表分析和姓氏分析，當前多數(shù)研究使用代際收入彈性分析。代際收入彈性分析基于Becker＆Tomes（1979）的經(jīng)典模型，如式（3）所示，其中y0和y1分別代表父代和子代永久收入的對數(shù)，父代永久收入對子代永久收入的回歸系數(shù)即為代際收入彈性。

對此模型的估計存在兩個主要困難，其一是永久收入無法觀測，其二是“生命周期偏誤”。為了克服代際收入彈性分析對永久收入的依賴，本文參考（劉曉鴿等，2018）的做法：分別使用子代和父代的受教育年限代替子代和父代的永久收入。一方面，個體的受教育程度與永久收入高度相關，并且受教育程度是一個相對穩(wěn)定的個體特征。另一方面，教育是影響代際社會地位繼承的重要中介變量，因而在一定程度上能夠體現(xiàn)社會地位特征。具體的回歸方程如下：

式（4）中，sedui和fedui分別代表子代和父代當前最高受教育程度，中國家庭追蹤調查（CFPS）對受訪者的受教育程度劃分成1-8個等級，分別代表了從文盲到博士八個等級的受教育水平。proij是省份的虛擬變量，當?shù)趇個體所屬省份為第j省時，proij賦值為1，否則為0。為個體i的年齡，fagei為個體i父親的年齡。通過方程得到的回歸系數(shù)βj即為j 省的代際教育彈性，1-βj則為該省份的代際流動。

進一步構建基尼系數(shù)，假定有n個家庭，ui，vi，wi分別是第i個家庭收入占總收入的份額、家庭人均收入、家庭人口占總人口的份額，對全部樣本按由小到大排序，基尼系數(shù)可由式（5）給出：

（二）數(shù)據(jù)描述

中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)（CFPS2014）覆蓋了29個省/市/自治區(qū)，樣本量大且數(shù)據(jù)質量較高，因此選擇CFPS 構建地區(qū)代際流動指標和各省基尼系數(shù)。考慮到年紀較小的個體可能仍然處于受教育階段或將來可能選擇進修提高學歷，因此將數(shù)據(jù)中子代年齡在25周歲以下的樣本剔除。如果子代年齡過高，樣本可能不具有代表性和時效性，因此同時剔除子代年齡在55周歲以上的樣本。進一步篩選掉嚴重空缺變量的樣本后，發(fā)現(xiàn)寧夏、新疆、海南、內(nèi)蒙古四省份的樣本數(shù)量不足10份，對這四個省份的代際流動指標無法有效估計，故將其剔除，最終得到16757個樣本，以此計算剩余25個省份的代際流動指標和基尼系數(shù)。

進一步從中國綜合社會調查數(shù)據(jù)（CGSS2015）中篩選出反映個人特征的控制變量及被解釋變量，并做如下處理：（1）樣本中有部分個體的理想子女個數(shù)達到10個以上，甚至最多的達到29個。從實際情況來看，這部分群體回答的可靠性和代表性都較低，因此我們將這些樣本（289個）剔除。（2）將戶口類型、婚姻情況、性別、宗教信仰狀況等變量處理成虛擬變量的形式。（3）將以上的地區(qū)代際流動和基尼系數(shù)等省級層面的變量根據(jù)省份代碼匹配到CGSS 數(shù)據(jù)中，即得到最終的樣本數(shù)據(jù)。

全部樣本中理想子女個數(shù)平均值為2.01，而30歲及以下群體的平均理想子女個數(shù)為1.63，25歲及以下群體的平均理想子女個數(shù)為1.44，可以看出育齡人群的生育意愿在持續(xù)走低。與生育意愿降低相伴隨的是生育率的不斷下降，《中國2010年人口普查資料》顯示，2010年全國總和生育率僅為1.18，此外，在樣本構成上，農(nóng)業(yè)戶口占比63.5%，男性占比46.7%，樣本的代表性較好。

四、實證分析

（一）回歸結果

地區(qū)代際流動對當?shù)鼐用裆庠赣绊懙膶嵶C結果如表1所示。模型（1）是地區(qū)代際流動和一系列控制變量對生育意愿的有序probit回歸，地區(qū)代際流動的系數(shù)為正，這表明地區(qū)代際流動對居民的生育意愿存在正向影響，但是在10%的水平上不顯著?？紤]到地區(qū)代際流動對居民生育意愿的影響可能是非線性的，因此我們在模型中加入地區(qū)代際流動的平方項，得到模型（2）。結果如表1第3列所示，地區(qū)代際流動的一次項（Igm）系數(shù)在1%水平上顯著為正，而二次項（Igm2）系數(shù)顯著為負，其他控制變量的系數(shù)和顯著性沒有明顯變化。由此可知：地區(qū)代際流動與居民的生育意愿存在倒U型的關系，在倒U型的拐點之前，提高代際流動性會正向影響居民的生育意愿，而在拐點之后，代際流動性的提高會抑制居民的生育意愿，拐點則代表能促進居民生育意愿的最優(yōu)地區(qū)代際流動點。由于有序probit模型的系數(shù)代表的并非邊際效應，所以這里不涉及計算拐點的位置。

上述模型可能存在內(nèi)生性。一方面，地區(qū)代際流動不僅可能會影響當?shù)鼐用竦纳庠?，居民的生育意愿也可能是地區(qū)代際流動的影響因素。其中前者是本文想要研究的因果關系。但考慮到子女的個數(shù)可能會影響到家庭對子女的投資教育決策，因此生育意愿可能會通過影響當?shù)丶彝プ优膫€數(shù)來對代際流動產(chǎn)生影響。另一方面，由于人們的生育意愿是由多因素共同決定的結果，因而一些沒有觀測到的省級層面的變量可能與居民生育意愿以及當?shù)卮H流動有關。為了盡量減小內(nèi)生性導致的估計結果偏差，采用兩步法進行工具變量有序probit回歸。工具變量的選取參考（劉小鴿等，2018）的做法，使用相鄰省份代際流動的平均值作為內(nèi)生解釋變量的工具變量。對于直轄市，則使用其他直轄市的代際流動平均值作為工具變量。這是因為相鄰省份的社會經(jīng)濟來往會使他們之間的代際流動具有相關性。

工具變量兩階段估計中第一階段回歸的F值為195.84，符合一般經(jīng)驗中大于10的準則，排除了弱工具變量存在的可能性。表1模型（3）報告了第二階段估計的結果?？刂屏藘?nèi)生性后的模型顯示，地區(qū)代際流動對居民生育意愿的倒U型影響并沒有發(fā)生改變，從模型（2）中得到的結論仍然成立。

模型（3）顯示，性別變量（gender）的回歸系數(shù)顯著為負，表明我國女性的生育意愿更高。年齡（age）的結果表明，年齡高的群體擁有更高的生育意愿。戶籍類型變量（urban）的系數(shù)顯著為正，說明城市居民的生育意愿更低。代表個人經(jīng)濟狀況的個人收入（log(inc_p)）和代表城市經(jīng)濟發(fā)展狀況的人均GDP（agdp）對個人生育意愿都具有顯著的負面影響。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.去除40歲以上的樣本

基準模型的回歸結果顯示，年齡是影響生育意愿的重要因素，其中一部分原因是不同年齡群體對生育子女抱有的態(tài)度和看法不同。“養(yǎng)兒防老”的觀念更多地存在于中老年群體。隨著社會發(fā)展，家庭儲蓄大大增加，公共養(yǎng)老也分擔了子女養(yǎng)老的一部分責任，人們的生育態(tài)度已逐漸從“養(yǎng)兒防老”轉變?yōu)椤巴映升?，望女成鳳”，中青年一代希望子女實現(xiàn)階層躍遷的愿望更加迫切。因此，代際流動對居民生育意愿的影響在不同年齡群體中的表現(xiàn)可能是不同的。從實際意義上講，本文研究最終的落腳點是如何從代際流動的角度來提高居民的生育意愿，而中青年群體才是生育的主力軍。基于以上考慮，我們將樣本限制在40 周歲以下，然后重新估計，結果如表2模型（1）所示。

表1 回歸結果

2.更換代際流動指標

由于CFPS 每兩年調查一次，所以我們只能使用2014年CFPS 數(shù)據(jù)來計算各省的代際流動，用2014年代際流動指標替代2015年代際流動指標。我們用子代和父代的受教育程度來計算代際流動，因此受教育程度的相對穩(wěn)定性決定了地區(qū)代際流動在一年內(nèi)不會發(fā)生很大的變化。為了進一步保證結果的穩(wěn)健性，我們用同樣的方法計算2016年各省的代際流動，然后用2014年和2016年代際流動的平均值替代基準模型中的解釋變量，回歸結果見表2模型（2）。

3.改善代際流動指標

子代和父代處在不同的年代，并且各省平均受教育程度也是不同的，這些因素可能會降低子代和父代受教育程度的可比性。具體來說，父代受教育程度對子代受教育程度的回歸系數(shù)更大，可能并不是因為父代學歷在更大程度上決定了子代學歷，而是因為子代和父代所處的年代相距更遠，或者他們所在的地區(qū)平均受教育程度提升得更快。為了解決這一問題，我們將子代和父代的受教育程度在各自的年齡群組中標準化后再計算代際流動，然后重新擬合模型，回歸結果見表2模型（3）。上述三種穩(wěn)健性檢驗的回歸結果均與基準模型的回歸結果基本一致。

表2 穩(wěn)健性檢驗

（三）異質性分析

我國東中西部區(qū)域的經(jīng)濟水平和人文觀念等差異明顯，并且不同收入人群也具有不同的特點。因此，對于不用區(qū)域、不同收入的居民來說，地區(qū)代際流動對他們生育意愿的影響可能是不同的，需要從區(qū)域、城鄉(xiāng)和收入水平對樣本進行分組回歸。

1.按區(qū)域分組

按照東部和中西部地區(qū)進行分組，對于東部地區(qū)，有序probit 估計的結果顯示，地區(qū)代際流動與居民生育意愿呈顯著負相關關系。對于西部地區(qū)，地區(qū)代際流動的系數(shù)顯著為正，說明在西部地區(qū)，地區(qū)代際流動產(chǎn)生明顯的生育意愿提升效應。

根據(jù)地區(qū)代際流動對居民生育意愿的倒U 型效應，我們有理由猜測，地區(qū)代際流動在東部地區(qū)和中西部地區(qū)表現(xiàn)出相反的效應是東中西部區(qū)域的代際流動水平不同造成的。具體而言東部省份的代際流動水平處在倒U 型曲線“拐點”的右側，而中西部省份則處在“拐點”的左側。為了驗證這一猜測，分組計算全國、東部和中西部的代際流動，結果顯示，全國的總體代際流動為0.57，中西部地區(qū)為0.55，東部地區(qū)為0.60。中西部地區(qū)相對于東部地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展水平和代際流動水平都較低，中西部地區(qū)的居民希望通過子代實現(xiàn)階層躍遷的愿望更加迫切。東部地區(qū)經(jīng)濟活力更強，子代對父代的背景依賴較弱，東部地區(qū)的居民相對比較看重自己及子代社會地位的穩(wěn)定性。另外，代際流動水平高的地區(qū)，社會競爭也會更加激烈，激烈的社會競爭會增加個人的不穩(wěn)定感進而降低個人生育子女的意愿。

2.按收入分組

收入水平按高、中、低收入分為三組。從回歸結果來看，代際流動對低收入群體生育意愿的影響是正向的，而對高收入群體則相反。全部樣本的回歸結果表明，地區(qū)代際流動性與生育意愿的影響呈倒U 型，說明地區(qū)代際流動對生育意愿存在正負兩方面的效應。地區(qū)代際流動之所以能夠顯著提升中低收入群體的生育意愿，是因為在中低收入群體中，代際流動的正面效應起到了主導作用。較高的代際流動下，中低收入人群感知到生育子女會有較高的收益，子女個數(shù)越多，家族藉由子女實現(xiàn)階層躍遷的可能性越大。高收入群體在較高的代際流動下，其子女雖然超越父輩的可能性也在增大，但也存在被低收入子代超越的可能。為實現(xiàn)自己階層穩(wěn)固，高收入群體會更加傾向于提高子女的教育質量，加大對單個子女的投資。人力資本投資成本的提高，會使生育意愿降低。

五、影響機制分析

人力資本理論認為，父代對子女的人力資本代際投資中教育投資占比最高，教育支出形成的教育資本在人力資本中居于首位。馬良（2016）通過交互分析，發(fā)現(xiàn)教育支出對居民二胎意愿具有抑制作用，并且在年齡越大的群體中這種抑制效應表現(xiàn)得越顯著。因此，本文試圖從教育投資的角度探討代際流動對生育意愿的影響。

適度合理的代際流動能夠增強社會的活力，增加個體改變命運的機會，提高群體的社會信心，保證代際投資的穩(wěn)定和人力資本的累積（Maoz&Moav，1999）。陳琳和袁志剛（2012）運用CHIPS 數(shù)據(jù)分析表明，社會資本在我國代際收入傳遞中的解釋力呈現(xiàn)出明顯的上升趨勢，社會資本的回報率也在提高，以房屋資產(chǎn)和金融資產(chǎn)為代表的家庭財富對子代未來的發(fā)展表現(xiàn)出更加重要的作用。父代稟賦傳遞的重要影響和家庭初始資本的高回報率，將會擠出普通家庭的教育投資回報率，降低社會大眾對教育投資的信心。

機會不均等程度的加劇，不僅會扭曲以往的教育投資模式和教育回報率，而且使獲得優(yōu)質教育資源的成本也在增加。近些年中小學擇校等熱點問題頻出，天價學區(qū)房現(xiàn)象越來越普遍，子女能否受到好的教育越來越依賴于父母的社會地位和支付能力。事實上已有研究表明，地方公共供給品出現(xiàn)較大的差異化必然會降低公共教育供給的普惠性和公平性。

基于以上分析，我們假設地區(qū)代際流動能夠影響教育投資的成本和收益，進而影響到父代的教育投資決策和生育決策，具體而言：

假設1：較高的地區(qū)代際流動通過降低家庭對子女的教育成本提高居民生育意愿。

假設2：較高的地區(qū)代際流動會通過提高當?shù)氐慕逃貓舐蕘硖岣呔用裆庠浮?/p>

（一）地區(qū)代際流動與教育成本

使用以下模型來驗證地區(qū)代際流動對家庭子女教育成本的影響：

式（6）中，yi是第i個家庭2015年用于子女教育的全年支出，Xi是一系列反映個體特征和家庭特征的控制指標，包括父母年齡（fmage，取父母年齡的平均值為代理指標）、父母受教育程度（fmedu，父母受教育程度的最高值為代理指標）、家庭子女個數(shù)（childnum）、家庭年收入的對數(shù)（log_inc）、是否為城市戶口（urban）等。而Zi是一系列省級層面的控制指標，同基準模型相同。Igmi是第i個家庭所在省份的代際流動性。此部分檢驗所用的數(shù)據(jù)來自于CGSS2015調查數(shù)據(jù)，以家庭為基本單位，去掉缺省值和異常值后共有1191個樣本。

使用OLS模型估計地區(qū)代際流動對家庭教育支出的回歸系數(shù)，估計結果匯報在表3模型（1）。為了減少核心解釋變量的內(nèi)生性，我們同樣使用周圍省份代際流動平均值為工具變量，進行2SLS回歸，估計結果匯報在表3模型（2）。模型（3）的結果是在生育意愿基準回歸模型中加入了子女教育年支出的對數(shù)。

表3 地區(qū)代際流動與教育成本

OLS回歸結果表明，提高代際流動會顯著降低家庭的教育支出。在控制了家庭收入水平等家庭特征變量和Gini系數(shù)等省級層面相關變量之后，地區(qū)代際流動每提高0.1，家庭對子女的平均教育支出下降約2.11%。進一步檢驗OLS回歸的統(tǒng)計假設，擬合效果比較理想，基本符合線性假設、殘差正態(tài)性和同方差性，并且未觀測到離群點、高杠桿值點和強影響點。

為回避核心解釋變量的內(nèi)生性，我們同樣使用周圍省份代際流動平均值作為工具變量進行2SLS回歸，結果表明，在消除了內(nèi)生性后，地區(qū)代際流動對家庭教育支出的彈性仍然顯著為負，地區(qū)代際流動每提高0.1，家庭對子女的平均教育支出下降約31.78%。如何解釋2SLS估計值大于OLS估計值呢？一個可能的解釋是，OLS模型中的遺漏變量和地區(qū)代際流動的相關關系同遺漏變量和家庭教育支出的相關關系呈相反方向。

（二）地區(qū)代際流動與教育回報率

如果較高的地區(qū)代際流動會提高當?shù)氐慕逃貓舐剩敲淳哂邢嗤芙逃晗薜膫€體在具有更高代際流動的地區(qū)將得到更高的回報，因此，可以設計如下模型來驗證假設2。

式（7）中，Inc是個體的年收入，edu是個體的受教育水平，Igm是樣本所在省份的代際流動性。Xi是一系列反映個體特征的控制指標，包括個體年齡及平方（age及age2）、子女數(shù)量（childnum）、工作經(jīng)驗及平方（從第一份非農(nóng)工作開始算起，exp及exp2）、性別（gender）、民族（nation）、戶籍（urban）。Zi是一系列省級層面的控制指標，同基準模型相同。β是個體受教育程度對年收入的回歸系數(shù)，λ則是受教育程度與地區(qū)代際流動的交叉項對年收入的回歸系數(shù)。如果β和γ的符號相同，則說明相同的受教育年限在代際流動更高的地區(qū)可以得到更高的回報。

全樣本回歸模型結果見表4模型（1），受教育程度和地區(qū)代際流動對個體收入的回歸系數(shù)都顯著為正，二者交叉項的系數(shù)為負但并不顯著。進一步將樣本限制在30歲以下（表4模型（2））和28歲以下（表4模型（3））分別回歸，可以看到隨著樣本的年輕化，交叉項的系數(shù)越來越小，且顯著性越來越強，說明較高的代際流動反而會降低教育回報率，這一結論與假設相反。一種可能的解釋是，提高地區(qū)代際流動會改善公共教育普及率，降低教育回報率，進而抑制居民生育意愿。例如，高等教育的盲目普及與擴招導致學歷貶值。導致這一現(xiàn)象的原因也可能是較高的代際流動減弱了父代背景對子代的影響，提高了個體自身稟賦能力在社會競爭中的作用，但同時也面臨更多的不確定性。過高的代際流動可能會促使年輕人產(chǎn)生強烈的競爭意識和焦慮感，過高的目標與現(xiàn)實之間的差距會降低個體的自我認同感，進而會抑制居民的生育意愿。另一方面，我國人力資本投資主要通過教育投資來實現(xiàn)，對于社會整體而言，過高的地區(qū)代際流動與他們通過人力資本投資來實現(xiàn)社會地位穩(wěn)固傳遞的愿望是違背的。這在一定程度上解釋了地區(qū)代際流動對居民生育意愿的負面效應。將各省份的教育回報率作為地區(qū)特征變量加入到基準模型中，以考察教育回報率對個體生育意愿的影響，結果見表4模型（3），表明理想子女個數(shù)對教育回報率的彈性顯著為正。因此，提高地區(qū)代際流動會通過降低教育回報率來抑制個體的生育意愿。

表4 地區(qū)代際流動與教育回報率

六、結論

地區(qū)代際流動對生育意愿的影響呈倒U型。當?shù)貐^(qū)代際流動較低時，較高的代際流動有利于提高個體的生育意愿；而當?shù)貐^(qū)代際流動跨越拐點之后，反而會抑制個體的生育意愿。事實上，代際流動過高的社會雖然為個體提供了更多的發(fā)展機會，但也會帶來更強的不安定感，使得預期與現(xiàn)實的差距更加難以彌合。同時年輕人更迫切希望在短時間內(nèi)實現(xiàn)個人的理想和抱負，產(chǎn)生強烈的競爭意識，或設立過高的目標使自我認同感受挫，容易產(chǎn)生浮躁和焦慮情緒，進而降低生育意愿。因此，從提高生育意愿的角度來看，需要保持適度合理的代際流動，以提高人們生育子女并對子女進行人力資本投資的信心。

地區(qū)代際流動對生育意愿的影響具有異質性。在代際流動較高的東部地區(qū)，代際流動對提高居民生育意愿具有抑制作用，而在代際流動較低的中西部地區(qū)則相反，這也可以看作是地區(qū)代際流動對生育意愿倒U型影響在空間維度的表現(xiàn)。此外，不同收入的人群也展現(xiàn)出不同的特點，中低收入群體中更高的代際流動能夠提高居民的生育意愿，而在高收入群體中則相反。

從教育投資決策的角度進一步探究地區(qū)代際流動對生育意愿的影響機制發(fā)現(xiàn)，提高地區(qū)代際流動性會降低家庭對子女的教育投資成本和教育回報率，從而分別起到提高和抑制居民生育意愿的作用。因此，政策導向可以考慮降低家庭在子女教育方面的負擔，引導社會重視人才，提高教育回報率，緩解代際流動對生育意愿的負面影響。