促進(jìn)還是抑制？受教育水平對生育意愿的影響及內(nèi)在機(jī)制分析

王一帆，羅淳

(云南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，云南 昆明 650504)

1 引言

自上個世紀(jì)80年代以來，中國實行了嚴(yán)格的控制人口數(shù)量的計劃生育政策。在過去40年里，這一政策有效釋放了人口紅利，同時也帶來了生育率低迷、老齡化加速、勞動力短缺、性別比失衡等一系列人口問題[1]。1995年以來，中國總和生育率一直維持在1.7以下(1)來源于世界銀行中國總生育率https://data.worldbank.org.cn/indicator/SP.DYN.TFRT.IN?locations=CN，顯著低于2.1的生育“更替水平”。2014年以來二孩政策全面實施，中國進(jìn)入“后計生”時代，然而生育政策的轉(zhuǎn)變并沒有改善生育率持續(xù)下滑的狀況。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，歷經(jīng)2016年1786萬的“出生高漲”后，新出生人口已連續(xù)三年縮減(2)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2017年中國全年出生人口1723萬，較2016年減少約63萬，2018年出生人口1523萬，較上年減少約200萬，2019全年出生人口1465萬，較2018年減少約58萬。。中國面臨著陷入“低生育率陷阱”的極高風(fēng)險[2]。鑒于此，在“后計生”時代探究低生育困境背后的成因及作用機(jī)制，為中國人口與經(jīng)濟(jì)社會的可持續(xù)發(fā)展謀求新的政策支持具有重要意義[3]。

生育意愿作為預(yù)判生育行為的重要參考指標(biāo)，在影響生育意愿的眾多因素中，受教育水平被視為重要因素之一。2016年中國義務(wù)教育階段已基本消除性別差異，高中階段性別差距縮小，女性接受高等教育比重進(jìn)一步提高，普通本專科女性占比和研究生女性占比均已超過男性(3)來源于2016年《中國婦女發(fā)展綱要(2011-2020年)》統(tǒng)計監(jiān)測報告，普通本?？婆?2.5%，高等教育在校生中女研究生占50.6%(http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201710/t20171026_1546608.html)。女性受教育水平提高已經(jīng)成為國內(nèi)過去十幾年引人注目的一個人口特征。女性是生育意愿與生育行為決定的最直接承擔(dān)者[4]，為此，本文利用中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)CGSS，旨在回答兩個問題，一是女性教育水平提高對其生育意愿會產(chǎn)生何種影響？二是受教育水平提高影響生育意愿的內(nèi)在機(jī)制是什么？探尋生育率變動的相關(guān)傳導(dǎo)機(jī)制。據(jù)此，本文采用Poisson模型檢驗女性受教育水平對生育意愿的影響，并使用傾向得分匹配對內(nèi)生性偏差予以糾正，識別教育水平對生育意愿的因果效應(yīng)。同時，根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)歸納受教育水平影響生育意愿的可能渠道，逐一利用中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗，旨在深入探討受教育水平對生育意愿的影響。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文在研究內(nèi)容和研究方法上有所創(chuàng)新。在研究內(nèi)容上，國內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)多數(shù)將受教育水平作為控制變量納入分析，關(guān)于受教育水平與生育意愿之間內(nèi)在理論機(jī)制的探討集中于理論層面，從實證角度考察教育水平對生育意愿的作用機(jī)制比較少見。本文將受教育水平對生育意愿的影響分為勞動收入效應(yīng)、性別平等效應(yīng)、偏好效應(yīng)和推遲效應(yīng)四個方面，從實證層面給出經(jīng)驗證據(jù)，采用中介效應(yīng)模型對四個間接傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行檢驗和分析。在研究方法上，國內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)鮮有解決內(nèi)生性問題。本文采用傾向得分匹配，更為有效地克服估計偏差，從而識別受教育水平對生育意愿的因果效應(yīng)。

2 文獻(xiàn)回顧：受教育水平如何影響生育意愿

國內(nèi)一些實證研究表明教育水平提高對生育意愿有顯著抑制作用[5-6]，也有研究表明教育水平提高會促進(jìn)女性二孩生育意愿[7]，同時還有研究認(rèn)為女性受教育水平與二孩生育意愿呈“U型”曲線關(guān)系[8]。受教育水平與生育意愿間作用的理論機(jī)制是復(fù)雜的。本文著重梳理受教育水平通過勞動力市場、性別觀念、個人偏好以及初婚年齡對生育意愿產(chǎn)生的影響。

首先，受教育水平對個體勞動收入具有積極的顯著影響，而勞動收入被公認(rèn)為影響生育意愿的一個關(guān)鍵因素。受教育水平會直接影響勞動市場收入，從而對個體生育意愿產(chǎn)生間接影響。有研究指出，勞動收入增加會釋放收入效應(yīng)，增加孩子數(shù)量，激勵生育。根據(jù)婚姻同類匹配理論，人們傾向于選擇與自己各方面條件相似的配偶[9]。基于此，受教育水平較高的個體其配偶的受教育水平也會較高，帶來家庭收入增加，預(yù)期的家庭經(jīng)濟(jì)風(fēng)險降低，生育率會提高[10]。但是數(shù)量收入彈性通常比質(zhì)量收入彈性小，收入較高的夫妻在孩子質(zhì)量與數(shù)量的權(quán)衡中會更偏好孩子素質(zhì)的培養(yǎng)，從而增加每個孩子的人力資本投資費用，減少孩子數(shù)量[11-12]，削弱收入效應(yīng)帶來的生育率提高。同時，勞動收入增加也會產(chǎn)生消極的替代效應(yīng)。根據(jù)貝克爾時間分配理論，受教育水平提高帶來的收入增加，意味著閑暇時間減少，女性生育的時間成本也會增加[13]，從而生育的經(jīng)濟(jì)成本和時間成本的累積可能會降低女性生育意愿。一項韓國的實證研究發(fā)現(xiàn)更可觀的勞動收入是造成韓國高等教育對生育率產(chǎn)生抑制作用的重要機(jī)制，使生育可能性平均下降23個百分點[14]。

其次，受教育水平通過影響家庭性別觀念，進(jìn)而影響生育意愿。在家庭性別價值觀念形成的過程中，受教育水平起到非常重要的作用。有研究表明，與受教育程度較低的女性相比，受教育程度較高女性的勞動參與率提高往往轉(zhuǎn)化為家庭中討價還價能力的提升，有利于促進(jìn)家庭內(nèi)部更平等分工[15]。當(dāng)丈夫承擔(dān)家庭成員照料與家務(wù)勞動的時間增加，女性面臨的工作與家庭間的沖突會減少，可能正向激勵生育意愿[16]。與之相反，當(dāng)家庭性別分工不平等時，會對女性生育意愿起到負(fù)向抑制作用。還有研究認(rèn)為家庭性別關(guān)系與生育率呈U型關(guān)系，在性別角色傳統(tǒng)和性別角色平等的家庭中生育率更高[17]。

其三，受教育水平通過影響個人偏好進(jìn)而影響生育意愿。隨著社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和現(xiàn)代化進(jìn)程的推進(jìn)，婚育行為經(jīng)歷了家庭集體決策到個體自主選擇的過程，越來越強(qiáng)調(diào)個人主義的彰顯，而追求個人價值實現(xiàn)的偏好會使個體結(jié)婚時間推遲并使生育意愿降低，對生育行為具有負(fù)向抑制效應(yīng)[18]。教育水平往往與自由平等的價值觀相關(guān)，教育水平較高的女性提高更可能追求個人事業(yè)發(fā)展從而推遲結(jié)婚和生育，使得生育意愿下降。

此外，受教育水平還會通過影響初婚年齡進(jìn)而影響生育意愿。由于教育的禁閉效應(yīng)(incarnation effect)，關(guān)于受教育水平與初婚年齡的研究中，不少研究均表明受教育水平對初婚推遲具有顯著的正向影響[19-20]。在中國，受傳統(tǒng)婚育倫理觀念的影響，非婚同居和婚外生育是與倫理道德相背離的，初婚推遲，意味著生育時間延遲，女性生育期縮短[21]。女性錯過最佳育齡時期，可能導(dǎo)致女性主動下調(diào)生育意愿。同時，初婚年齡的早晚可反映女性對傳統(tǒng)婚育觀念的認(rèn)可程度。初婚推遲，說明女性的傳統(tǒng)觀念較淡，更有可能持有自主選擇生育的現(xiàn)代生育觀念，會對生育意愿造成負(fù)面影響[22]。基于中國的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，女性初婚年齡越大，其意愿生育的孩子數(shù)量越少，初婚推遲對生育意愿具有顯著的消極作用[22-23]。

綜上所述，受教育水平可以通過勞動力市場、性別觀念、個人偏好以及初婚年齡對生育意愿釋放出雙重效應(yīng)，由此可能導(dǎo)致使用不同樣本或不同方法得出的教育水平對生育意愿的影響方向不確定。本文將這四條機(jī)制分別總結(jié)為勞動收入效應(yīng)、性別平等效應(yīng)、偏好效應(yīng)和推遲效應(yīng)，并以此實證檢驗教育水平對生育意愿的影響機(jī)制。

3 數(shù)據(jù)與方法

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)主要來自中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)(CGSS)。結(jié)合本文研究需要，本文選擇2015年的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究(4)鑒于后續(xù)機(jī)制效應(yīng)分析中的主要變量家務(wù)勞動時間僅CGSS2015包含，故主要以CGSS2015為主進(jìn)行分析。，并結(jié)合CGSS2013和2017年數(shù)據(jù)做穩(wěn)健性分析。CGSS2015調(diào)查數(shù)據(jù)覆蓋了全國28個省級行政區(qū)的478個村居，共獲得樣本量10968個。借鑒已有文獻(xiàn)，考慮到再婚家庭生育意愿的復(fù)雜性，只保留初婚有配偶的家庭[24]，并剔除初婚年齡在18歲以下的異常值樣本[25]，將研究對象限定為年齡在20-49歲育齡女性。進(jìn)一步，由于本文關(guān)注的核心變量生育意愿存在缺失值和異常值，本文借鑒何明帥和于淼(2017)的做法[26]，將該問題回答為“拒絕回答”、“不知道”和“無所謂”等非數(shù)值型的樣本剔除(5)雖然有研究表明非數(shù)值型的生育意愿多與低受教育水平、經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)有關(guān)，剔除“拒絕回答”、“不知道”和“無所謂”可能造成樣本選擇偏差(Endale Kebede et al.,2021)[28]。但，本文保留初婚有配偶、在18歲以后結(jié)婚且年齡在20-49歲的樣本后，涉及生育意愿的問題中，非數(shù)值型的回答有“拒絕回答”、“不知道”和“無所謂”三類(回答“超過兩位數(shù)”的樣本年齡均超過50歲)，僅占總樣本的0.82%，占比較小，剔除后不會影響本文結(jié)論。考慮到多數(shù)研究會剔除此類樣本，故本文選擇剔除。，并借鑒朱明寶和楊云彥(2017)[27]對生育意愿進(jìn)行99%分位的縮尾處理(6)縮尾處理前，生育意愿的取值為0-8，分別占比為0.73%，20.45%，70.99%，6.00%，1.45%，0.24%，0.05%，0.05%和0.05%；縮尾處理后，生育意愿的取值為0-4，各占比0.73%，20.45%，70.99%，6.00%和1.84%。。最終得到樣本規(guī)模2068個。

圖1 不同出生隊列女性受教育水平的變化

3.2 變量定義

關(guān)于生育意愿，根據(jù)問卷中“如果沒有政策限制的話，您希望有幾個孩子？”進(jìn)行變量設(shè)置。本文直接按照受訪者回答的數(shù)目來取值，在0-4之間分布。20-49歲的育齡女性絕大多數(shù)女性意愿生二孩，達(dá)到所分析樣本的71%，“想生一個孩子”的女性占20.45%，“意愿生三個孩子及以上”的女性占比不及10%，“不想生孩子”的僅占了0.73%。

關(guān)于教育水平，根據(jù)CGSS2015中“您目前的最高教育程度(包括目前在讀的)”，并按教育年限賦值衡量，文盲、小學(xué)、初中、高中及同等學(xué)歷、大學(xué)?？?、大學(xué)本科和研究生及以上依次賦值0、6、9、12、15、16和19。從圖1看出，80和90后只受過小學(xué)及以下教育的女性比例相較于70和60后明顯大幅降低，而80和90后受過初高中教育的女性比例超過了一半以上，相較70和60后大幅增加。同時，80和90后受過大專以上教育的女性比例超過了30%，比70后和60后分別高14%和23%左右。(7)由于篩選后的樣本中90后的樣本量較少，所以將其與1980-1989年的出生隊列合并。下同。

圖2 不同出生隊列和受教育水平下平均生育意愿數(shù)量的變化 資料來源：圖1和圖2均為作者根據(jù)CGSS2015計算繪制

為了觀察不同受教育程度的女性生育意愿的差異，本文繪制圖2。可以看出，隨著受教育水平提高，育齡女性平均的生育意愿呈下降態(tài)勢，這一特征在1970年以后出生的女性群體中更為明顯。同時，隨著出生隊列推移，20-49歲已婚女性平均的生育意愿數(shù)量在降低，從60后的1.92下降到80和90后的1.85。受過大專和本科及以上教育的女性平均意愿生育數(shù)量從70后的1.81和1.77分別下降到80、90后的1.71和1.75。

此外，為了減少遺漏變量偏差，本文還控制了其他影響生育意愿的因素，包括個人特征變量和家庭特征變量，主要有年齡、民族、戶口類型、黨員、宗教信仰、居住地類型(城市或農(nóng)村)、丈夫受教育水平、丈夫就業(yè)狀況、家庭經(jīng)濟(jì)收入水平、家庭房產(chǎn)狀況。本文還加入了調(diào)查地區(qū)類型(東部、中部或西部)和出生隊列的分類變量以控制調(diào)查地區(qū)類型以及出生隊列的異質(zhì)性。表1列出了本文分析中主要使用的變量及其統(tǒng)計性描述。

3.3 計量模型設(shè)定

由于本文因變量生育意愿是計數(shù)型變量，“意愿的生育數(shù)量”，適用于泊松模型和負(fù)二項模型。當(dāng)被解釋變量的方差大于期望時，一般采用負(fù)二項回歸模型。本文因變量的方差小于期望，依據(jù)最大似然比檢驗判定選用泊松模型(8)最大似然比檢驗(LR檢驗)，顯示Prob>=chibar2=1.000，接受不存在過度分散的原假設(shè)，使用泊松回歸。。考慮到生育意愿數(shù)據(jù)中零值占比較少，僅0.73%，不考慮零膨脹泊松和零膨脹負(fù)二項回歸。泊松模型的具體設(shè)定分別如下：

(1)

λi=E(fdesirei│edui,xi=exp(Xi′β)

(2)

表1 主要變量定義及描述性統(tǒng)計

其中，fdesirei是生育意愿(取值0-4)，Xi指各解釋變量，包含核心解釋變量edui和其他控制變量xi，λi>0為泊松到達(dá)率，表示事件發(fā)生的平均次數(shù)，由各解釋變量所決定。

4 實證結(jié)果與討論

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2匯報了使用泊松模型估計女性受教育程度對生育意愿的影響結(jié)果。根據(jù)表2最后兩行的Pearson擬合優(yōu)度檢驗，發(fā)現(xiàn)不具有統(tǒng)計顯著性，說明泊松模型擬合較好。表2第(1)列僅加入了個體特征變量和家庭特征變量，發(fā)現(xiàn)隨著女性受教育水平提高，意愿生育數(shù)量隨之減少。為便于系數(shù)解釋，第(2)列列出發(fā)生率比，其他變量保持不變的情況下，女性受教育水平增加1單位，平均生育意愿變成原來的0.989倍。即女性受教育年限每增加1年，平均意愿的生育數(shù)量降低1.1%。第(3)列在此基礎(chǔ)上加入出生隊列變量和調(diào)查地區(qū)特征變量，本文關(guān)注的核心，女性受教育程度對生育意愿的負(fù)面影響依然顯著存在。第(4)列顯示，給定其他變量下，女性受教育水平增加1單位，平均生育意愿變成原來的0.991倍。即女性受教育年限每增加1年，平均意愿的生育數(shù)量降低了0.9%。當(dāng)女性受教育水平從初中提高到本科，平均意愿的生育數(shù)量降低6.1%(9)也可根據(jù)下文圖3中各教育程度的生育意愿數(shù)量預(yù)測值計算，等于1.766/1.882-1。。同時，從個體特征看，農(nóng)村戶籍、信仰宗教和居住在城市的女性意愿子女?dāng)?shù)量顯著更多；從家庭特征方面看，家庭經(jīng)濟(jì)狀況高于平均水平家庭的女性生育意愿顯著增加，并且家中擁有兩套及以上房產(chǎn)會顯著提高女性生育意愿。從配偶特征看，丈夫有工作會顯著提高已婚女性生育意愿。從出生隊列和地區(qū)看，與出生于上世紀(jì)60年代的女性相比，70后、80后和90后的生育意愿下降，不過在統(tǒng)計上不具有顯著性。與東部地區(qū)女性相比，中西部地區(qū)的女性生育意愿數(shù)量顯著增加。

表2 受教育水平對生育意愿影響的泊松回歸結(jié)果

為了更直觀地觀察女性受教育水平對生育意愿的影響，根據(jù)表2第(3)列泊松模型繪制不同受教育程度下女性平均意愿生育數(shù)量，如圖3。可以看出，女性受教育程度的提高會導(dǎo)致意愿生育的子女?dāng)?shù)量下降。在其他所有控制變量均取均值并保持不變的情況下，沒有受過教育的女性意愿生育數(shù)量的預(yù)測值為2.043；小學(xué)女性平均意愿的生育數(shù)量已經(jīng)跌破2，為1.934；初中女性意愿的生育數(shù)量預(yù)測值下降到1.882，大專及以上女性意愿的生育數(shù)量已經(jīng)跌破1.8，最高教育程度為本科的女性意愿生育數(shù)量的預(yù)測值下降到1.766，受過研究生及以上教育的女性意愿生育數(shù)量預(yù)測值又在此基礎(chǔ)上下降到1.718。

4.2 穩(wěn)健性分析

圖3 受教育水平對女性平均生育意愿的影響差異

本文從縮小樣本范圍、更換模型估計和更換調(diào)查數(shù)據(jù)三個方面做穩(wěn)健性檢驗，見表3。第一，加強(qiáng)對育齡女性的年齡限制，刪除60年代出生的女性，只保留年齡在20-40歲處于生育高峰期的女性，采用泊松模型估計的結(jié)果發(fā)現(xiàn)女性教育年限增加對生育意愿的抑制作用依然顯著存在。第二，由于樣本中回答的生育意愿是離散變量，現(xiàn)研究有將其視為計數(shù)變量，如前文所設(shè)運用Poisson模型，也有將其視為有次序的分類變量[29][30]。本文接下來對被解釋變量生育意愿重新設(shè)定(1代表“不想生育”，2代表“想生一個孩子”，3代表“想生兩個孩子及以上”)，并根據(jù)被解釋變量是有序分類變量，采用Ordered Logit模型分析。發(fā)現(xiàn)，女性受教育水平仍顯著降低了生育意愿。第三，本文將數(shù)據(jù)拓展為CGSS2013、2015和2017年三期混合截面數(shù)據(jù)，使用泊松模型分析?？刂颇攴菪?yīng)后，三期調(diào)查數(shù)據(jù)仍顯示受教育程度會抑制女性生育意愿。綜上，女性受教育水平提高對其生育意愿有顯著負(fù)面影響，進(jìn)一步論證了結(jié)論的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

4.3 內(nèi)生性

鑒于一些不可觀測因素的存在，有可能同時影響到個體生育意愿和教育水平，導(dǎo)致基準(zhǔn)模型回歸中發(fā)現(xiàn)的不同教育水平間的生育意愿差異可能并非由教育水平的不同而產(chǎn)生，而是歸因于其他影響教育水平的不可觀測的特征因素，造成樣本自選擇偏誤。

為此，本文使用Rosenbaum & Rubin(1984)提出的匹配方法[31]，進(jìn)一步“剝離”出基準(zhǔn)回歸中個體受教育水平同生育意愿的因果效應(yīng)。根據(jù)個體是否接受過高等教育區(qū)別處理組(受過大專及以上教育)和控制組(未受過大專及以上教育)，通過采用近鄰匹配(nearest-neighbor matching)建立配對樣本使處理組和控制組可觀測到的特征變量盡可能相似，保證處理組和控制組之間的生育意愿差異可以歸因于是否接受過高等教育，從而估計出高等教育對女性生育意愿的處理效應(yīng)。本文選取年齡、民族、戶口、黨員、宗教信仰、是否住在城市、母親教育水平、父親教育水平、家庭收入自評等級、是否有工作、個人去年年收入的對數(shù)作為匹配協(xié)變量，采用一對一、一對二、一對三和一對四近鄰匹配識別高等教育同生育意愿的因果關(guān)系。一對一近鄰匹配下協(xié)變量平衡性檢驗結(jié)果表明，匹配后80%的協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差都較匹配前大幅減小，且減小到10%以內(nèi)，大多數(shù)的t檢驗結(jié)果均顯示匹配后處理組和控制組的協(xié)變量無明顯差異，說明二者的可比性在匹配后明顯提高。本文最關(guān)心的是接受過高等教育個體的平均處理效應(yīng)，即ATT(average treatment effect on the treated)。表5顯示，在四種匹配比例下，女性受過高等教育對其生育意愿的平均處理效應(yīng)至少在5%統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)，進(jìn)一步證實了女性受教育水平對生育意愿的抑制作用。在解決了基礎(chǔ)回歸模型中的內(nèi)生性問題后，女性受教育水平對生育意愿的負(fù)面因果效應(yīng)依然成立。

5 影響機(jī)制分析

前文一系列分析顯示女性受教育水平提高對其生育意愿有抑制作用，但是女性受教育水平影響生育意愿的中間傳導(dǎo)機(jī)制如何起作用仍不甚明了。為此，本文基于對受教育水平與生育意愿間的理論機(jī)制梳理，建構(gòu)中介效應(yīng)模型，分別從勞動收入效應(yīng)、性別平等效應(yīng)、偏好效應(yīng)和推遲效應(yīng)四個不同視角探究女性受教育水平影響其生育意愿的具體機(jī)制。構(gòu)建如下三個方程進(jìn)行檢驗：

fertilitydesirei=β1edui+β2controli+β3cohort2i+β4westi+β5centrali+μi

(3)

Mi=α1edui+α2controli+α3cohort2i+α4westi+α5centrali+μi

(4)

fertilitydesirei=φ1edui+φ2Mi+φ3controli+φ4cohort2i+φ5westi+φ6centrali+μi

(5)

表4 協(xié)變量平衡性檢驗

表5 近鄰匹配結(jié)果

其中，M為中介變量，分別表示女性年收入的對數(shù)、家務(wù)勞動分工、發(fā)展偏好和初婚年齡。β1為受教育水平對生育意愿的總效應(yīng)，前文中顯示女性受教育水平會顯著降低生育意愿，β1顯著為負(fù)。如果方程(4)中α1和方程(5)中φ2同時顯著，則說明中介效應(yīng)顯著存在，中介變量M可以作為受教育水平影響生育意愿的渠道。在此基礎(chǔ)上，如果方程(5)中φ1也顯著，則表示部分中介效應(yīng)顯著；如果φ1不顯著，則表示完全中介效應(yīng)顯著。

5.1 勞動收入效應(yīng)

勞動收入效應(yīng)指的是受教育程度提高會產(chǎn)生教育回報，使個體勞動收入增加，一方面意味著女性進(jìn)行家庭生產(chǎn)的收入有所增加，另一方面意味著女性放棄社會生產(chǎn)從事家庭生產(chǎn)的機(jī)會成本增加，從而可能會正向或負(fù)向影響到個體生育意愿。CGSS2015中提供了“您個人去年全年的總收入”，本文剔除了異常值和缺失值，保留了去年個人年收入在0-1000000內(nèi)的樣本。為了檢驗勞動收入效應(yīng)是否存在，本文用女性去年年收入的對數(shù)作為中介變量。表6發(fā)現(xiàn)女性受教育水平對其年收入增加具有顯著的正向作用。加入中介變量后，女性受教育水平對其生育意愿的影響效應(yīng)依然顯著為負(fù)并有所減弱(10)實際加入女性年收入的中介變量后，受教育程度對女性生育意愿的影響效應(yīng)為0.00897，較0.0091減小。而本文輸出結(jié)果時僅保留了小數(shù)點后三位，故在回歸結(jié)果表里顯示第(1)列和(3)列回歸系數(shù)一樣。。同時，女性年收入對生育意愿的影響在10%水平上顯著為負(fù)，勞動收入的中介效應(yīng)顯著。這表明受教育水平提高帶來的勞動收入增加對生育意愿產(chǎn)生了替代作用：生育機(jī)會成本的增加使生育意愿降低。受教育水平通過提升勞動收入影響女性生育意愿的間接效應(yīng)為-0.000275(=-0.00370*0.07445)，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的3.03%(=-0.000275/-0.00910)。

表6 勞動收入效應(yīng)和性別平等效應(yīng)的逐步回歸結(jié)果

表7 偏好效應(yīng)和推遲效應(yīng)的中介模型檢驗

5.2 性別平等效應(yīng)

性別平等效應(yīng)指的是隨著個體受教育程度的提高，對性別觀念的認(rèn)知會發(fā)生變化，受過高等教育個體的家庭兩性觀念可能更加平等，而這種平等的家庭兩性關(guān)系會對生育意愿產(chǎn)生影響。為了檢驗性別平等效應(yīng)是否存在，借鑒已有研究，本文用女性家務(wù)勞動時間占夫妻總家務(wù)時間的比例來反映家庭性別關(guān)系[17]。CGSS2015中包含被訪者及其配偶在工作日和周末做家務(wù)的時間，本文以此計算妻子一周做家務(wù)的比例。從表6逐步回歸結(jié)果看出，妻子做家務(wù)勞動的比例與生育意愿顯著正相關(guān)，反映家庭性別關(guān)系越不平等，已婚女性的生育意愿越高，這與發(fā)展中國家性別關(guān)系與生育率的發(fā)現(xiàn)一致，而與發(fā)達(dá)國家的發(fā)現(xiàn)有出入[30]，反映了以個人為導(dǎo)向和以家庭為導(dǎo)向的政策設(shè)計中對性別平等的重視度不同[31]。最重要的是，女性受教育水平提高并沒有顯著減少女性無償家庭勞動比例，受教育水平通過改善家庭性別關(guān)系進(jìn)而影響生育意愿的途徑未得到經(jīng)驗數(shù)據(jù)支持，性別平等這一中介機(jī)制不存在。為了進(jìn)一步檢驗性別平等這一中介效應(yīng)是否存在，本文采用Sobel檢驗和bootstrap迭代500次檢驗進(jìn)行佐證。結(jié)果顯示，Sobel檢驗的p值為0.651，bootstrap檢驗的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的置信區(qū)間均包含0，再次證明“受教育水平-性別平等關(guān)系-生育意愿”這一中介效應(yīng)不成立。

5.3 偏好效應(yīng)

偏好效應(yīng)是指受教育程度較高的女性在權(quán)衡社會生產(chǎn)和家庭生產(chǎn)中更偏好自身在社會生產(chǎn)中的價值發(fā)揮，特別是在家庭性別不平等的情況下，受教育程度較高的女性選擇追求個人事業(yè)發(fā)展的可能性更大，從而可能會影響生育意愿。利用CGSS2015中“您是否同意男人以事業(yè)為重，女人以家庭為重”和“您是否同意干得好不如嫁得好”這兩個問題刻畫女性對自身事業(yè)發(fā)展的偏好(其取值均在1-5，代表從完全不同意到完全同意)。本文將這兩個問題的回答加總?cè)【?，然后?-2.5賦值為1表示同意，3賦值為2表示無所謂同意不同意，4-5賦值為3表示不同意，生成衡量偏好效應(yīng)的中介變量。從表7看出，隨著女性受教育水平的提高，不同意“男人以事業(yè)為重，女人以家庭為重”和“干得好不如嫁得好”的可能性顯著提高，相比而言，受教育水平較高的女性更偏好個人事業(yè)發(fā)展；同時，偏好個人事業(yè)發(fā)展的女性生育意愿顯著更低。加入發(fā)展偏好這一中介變量后，受教育水平對生育意愿的消極影響依然顯著，說明偏好效應(yīng)是女性受教育水平影響生育意愿的部分中介效應(yīng)。偏好效應(yīng)可解釋女性受教育水平提高對生育意愿負(fù)面影響的17.88%。

5.4 推遲效應(yīng)

推遲效應(yīng)表示女性受教育程度提高會從客觀延長在校時間和主觀改變婚育觀念兩個方面逐漸晚婚，繼而可能伴隨著生育意愿的改變。根據(jù)CGSS2015中提供的“第一次結(jié)婚的時間”和“出生日期”的信息，本文得到初婚年齡這一變量。為了檢驗推遲效應(yīng)，本文將女性初婚年齡作為中介變量。表7中顯示，受教育水平提高會顯著推遲女性初婚年齡，且初婚年齡對女性生育意愿存在顯著的負(fù)面影響。表明初婚年齡推遲在受教育水平對女性生育意愿的影響中發(fā)揮部分中介效應(yīng)，可解釋其中的16.18%左右。

6 結(jié)論及其政策涵義

本文基于CGSS2015年數(shù)據(jù)研究了女性受教育水平對生育意愿的影響及作用機(jī)制，從勞動收入效應(yīng)、性別平等效應(yīng)、偏好效應(yīng)和推遲效應(yīng)四個層面探討了女性受教育水平與生育意愿間的聯(lián)系。研究發(fā)現(xiàn)：

(1)女性受教育水平提高對生育意愿具有顯著的抑制效應(yīng)，控制不同出生隊列和調(diào)查地區(qū)的差異性后，這一結(jié)論仍然成立。小學(xué)及以下女性的平均生育意愿在1.93-2.04之間，初高中女性的平均生育意愿在1.83-1.88間，大專及以上學(xué)歷的女性平均生育意愿降至1.78以下。在通過縮小年齡范圍、替換模型和更換數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，以及使用傾向值得分匹配解決內(nèi)生性問題后，結(jié)論基本一致。

(2)中介效應(yīng)分析顯示，女性受教育水平主要通過教育的勞動收入效應(yīng)、偏好效應(yīng)和推遲效應(yīng)抑制了生育意愿，這三者均在受教育水平與女性生育意愿關(guān)系間發(fā)揮部分中介效應(yīng)，其中“受教育水平提高-個人事業(yè)發(fā)展偏好增強(qiáng)”和“受教育水平提高-初婚推遲”所發(fā)揮的降低生育意愿的間接效應(yīng)最突出。

(3)教育的性別平等效應(yīng)未獲得經(jīng)驗證據(jù)支持。一方面，女性受教育水平提高并沒有顯著推動家庭內(nèi)部性別關(guān)系趨向平等，另一方面，家庭性別平等未能如發(fā)達(dá)國家產(chǎn)生促進(jìn)生育的作用，反而顯著抑制了生育，體現(xiàn)為家庭性別分工越不平等，女性生育意愿越強(qiáng)。女性受教育程度提高、勞動參與率提高與承擔(dān)主要家務(wù)勞動并存，女性在家庭生產(chǎn)和社會勞動生產(chǎn)中投入的時間和精力難以協(xié)調(diào)，家庭內(nèi)部“男主外女主內(nèi)”的相對不平等與現(xiàn)代兩性在勞動力市場的相對平等矛盾。

本研究結(jié)論所內(nèi)涵的政策含義有幾點：

隨著社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，女性的受教育水平提高是大勢所趨。那么，如何減輕受教育水平對生育意愿的抑制作用，降低陷入“低生育率陷阱”的風(fēng)險是亟需特別關(guān)注的。女性受教育水平的提高通過提高其勞動收入增加生育機(jī)會成本、增強(qiáng)個人發(fā)展偏好和延長初婚年齡三個渠道對其生育意愿產(chǎn)生負(fù)面影響。受教育水平較高的女性越來越重視個人職業(yè)生涯的發(fā)展，而女性生育后會面臨工資下降，晉升機(jī)會減少，返回勞動力市場難度加大等，對女性個人職業(yè)發(fā)展造成了不利影響。生育和撫養(yǎng)孩子成為了影響女性事業(yè)發(fā)展的主要障礙，受教育水平較高的女性面臨的生育機(jī)會成本抑制了女性生育意愿。此外，伴隨受教育水平提高帶來的平均初婚年齡推遲，也對生育意愿造成了消極影響。那么，(1)完善生育保障體系建設(shè)，提高托幼服務(wù)質(zhì)量，降低職業(yè)女性生育和養(yǎng)育的成本，并完善對女性更為包容和平等的勞動力市場政策，創(chuàng)造有利于女性兼顧事業(yè)與家庭的制度環(huán)境；(2)從造成婚姻推遲的經(jīng)濟(jì)、社會和觀念層面因素入手，盡可能減緩女性婚齡推遲的趨勢和不婚比例的上升，保證女性能夠在最佳育齡期合理釋放其生育效應(yīng)；(3)引導(dǎo)國內(nèi)男性更多參與家庭育兒照料，分擔(dān)女性育兒和養(yǎng)老壓力，增進(jìn)家庭內(nèi)部的兩性平等，從家庭內(nèi)部層面平衡女性的工作與家庭，給予女性自由自主生育的空間。