第二次人口轉(zhuǎn)變視域下生育意愿的同儕效應(yīng)
——社會(huì)互動(dòng)對生育意愿的影響

高韶峰

（北京大學(xué) 社會(huì)學(xué)系，北京 100871）

一、引言

新時(shí)代要求對人口問題做更加深入的研究，總結(jié)以往的過失和經(jīng)驗(yàn)，以實(shí)現(xiàn)人口戰(zhàn)略目標(biāo)。2013年11月15日，中央決定實(shí)施“單獨(dú)二孩”政策，2016年全面二孩政策落地。然而這些政策并沒有收到預(yù)期效果，2017 年我國出生人口數(shù)僅為1723 萬，遠(yuǎn)低于此前有關(guān)方面估計(jì)的2000萬。時(shí)至今日，人們對人口現(xiàn)象的認(rèn)識(shí)已經(jīng)發(fā)生了根本性變化。20 世紀(jì)80 年代，國家強(qiáng)制推行了獨(dú)生子女政策，那時(shí)人口被看作負(fù)擔(dān)，人口的“分母效應(yīng)”稀釋了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果。而今我國生育水平長期在低位徘徊，即將進(jìn)入人口負(fù)增長階段，老齡化程度加深，社會(huì)與家庭承受著巨大的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)。第七次全國人口普查的結(jié)果顯示，2020 年中國的出生人數(shù)僅為1200 萬，是1960 年以來的最低點(diǎn)。2020 年全國出生率首次跌破1%，拉響了人口警報(bào)。2021年5月31日，中央審議了《關(guān)于優(yōu)化生育政策促進(jìn)人口長期均衡發(fā)展的決定》，宣布實(shí)施三孩政策。會(huì)議要求，完善生育休假與生育保險(xiǎn)制度，配合稅收、住房上的優(yōu)惠，以降低撫育子女的成本。然而生育水平在降至低水平后有相當(dāng)大的惰性，西方發(fā)達(dá)國家即使制定了多種激勵(lì)措施生育率依舊無法回升便是明證。因此有必要深入研究生育問題，把它放在人口轉(zhuǎn)變的宏觀背景下，以應(yīng)對少子化帶來的挑戰(zhàn)。

二、理論綜述與研究假設(shè)

持續(xù)的低生育率預(yù)示著我國可能進(jìn)入了人口轉(zhuǎn)變的下一階段。蘭德里提出了人口發(fā)展的三個(gè)階段，即原始階段、過渡階段和現(xiàn)代階段。其后，科爾進(jìn)一步把它劃分為四個(gè)階段：第一階段以傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)低收入經(jīng)濟(jì)為主，出生率和死亡率都很高；第二階段，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和醫(yī)療衛(wèi)生條件改善，死亡率開始下降，生育率的下降緊隨其后；第三階段，經(jīng)濟(jì)繼續(xù)發(fā)展，出生率下降速度加快，靠近已經(jīng)完成轉(zhuǎn)變的死亡率；第四階段，工業(yè)發(fā)達(dá)，出生率和死亡率均維持在低水平。這種線性發(fā)展的思想與進(jìn)化論類似，它認(rèn)為某些國家的今天就是另外一些國家的明天[1]。

近幾十年發(fā)達(dá)國家呈現(xiàn)出一些新特征，譬如同居增多，從以子女為中心轉(zhuǎn)向以夫妻或伴侶為中心，主動(dòng)避孕行為變得普遍，單人戶等多元化的家庭戶形式涌現(xiàn)。人們愈發(fā)地追求非物質(zhì)需求和精神滿足，婦女社會(huì)地位上升，主張獨(dú)立的生育權(quán)利。繁衍后代成為個(gè)人的選擇，社會(huì)力量難以介入，其結(jié)果是生育水平持續(xù)下降并維持在低位，有學(xué)者把它叫作第二次人口轉(zhuǎn)變[2]。一些跡象表明，我國也發(fā)生了類似的變化。以孩子為整個(gè)家庭重心的運(yùn)作模式逐漸退出主流，育齡婦女生育上的從眾心理大大減弱，人們的生育決策更富理性和自主決策色彩。老一代不再對生育進(jìn)行干涉，生育行為多是夫妻獨(dú)立選擇、理性抉擇的結(jié)果[3]。本文的問題是：個(gè)體化在生育領(lǐng)域進(jìn)展到了哪一步？它是如何影響生育的？

接下來要確定研究對象。生育行為和生育意愿哪一個(gè)更貼近于主題呢？除此之外，當(dāng)然必須要有足夠的材料，以支持研究的開展。邦加茨于21世紀(jì)初提出了現(xiàn)代低生育率模型，將理想子女?dāng)?shù)和總和生育率關(guān)聯(lián)起來，理想子女?dāng)?shù)通過非意愿生育、替補(bǔ)效應(yīng)、性別偏好、進(jìn)度效應(yīng)、不孕效應(yīng)、競爭效應(yīng)等中介因素的調(diào)節(jié)，逐漸降低至總和生育率[4]。因此理想生育數(shù)量、生育意愿和實(shí)際生育數(shù)往往并不相等，在我國理想子女?dāng)?shù)通常大于意愿孩子數(shù)，意愿孩子數(shù)又大于實(shí)際生育數(shù)[5]。生育意愿包括了對子女?dāng)?shù)量、時(shí)間、性別、素質(zhì)等方面的期望，它是一種愿望、態(tài)度或看法，與生育行為尚有一段距離。生育打算或生育預(yù)期離現(xiàn)實(shí)更近，而生育決策則是在打算的基礎(chǔ)上做出的生育決定，生育意愿到生育打算再到生育決策在數(shù)量維度上依次遞減[6]。年齡、工作狀況等因素妨礙了生育意愿的實(shí)現(xiàn)，造成了生育意愿和生育行為的差距[7]。

一些學(xué)者如靳永愛等[8]、宋健等[9]和王金營等[10]以理想子女?dāng)?shù)度量生育意愿，把生育行為表示成現(xiàn)有子女?dāng)?shù)與計(jì)劃再要子女?dāng)?shù)之和。理想子女?dāng)?shù)對實(shí)際生育水平的變化缺乏敏感性，因而不是預(yù)測生育率變動(dòng)的合適指標(biāo)。但這些缺陷無法否定理想子女?dāng)?shù)巨大的現(xiàn)實(shí)意義，理想子女?dāng)?shù)可以用來回顧生育觀念的歷史演變、比較不同地區(qū)或群體間生育文化的差異[11]。如此看來，生育意愿同生育文化密不可分，它是可能達(dá)到的最大生育數(shù)，它的變化預(yù)示著人口轉(zhuǎn)變新階段的來臨。另外，理想子女?dāng)?shù)容易獲取、應(yīng)答率高，而計(jì)劃再要子女?dāng)?shù)僅見于專門調(diào)查，理想子女?dāng)?shù)操作上的便利使接下來的研究成為可能。

經(jīng)濟(jì)分析假設(shè)，行動(dòng)者一般會(huì)推測行動(dòng)產(chǎn)生的結(jié)果，并在形成預(yù)期的過程中觀察他人的行動(dòng)。同一群體中的人相互模仿以形成慣例，主體的行為傾向隨著群體行為變化。群體內(nèi)部具有同質(zhì)性，成員往往有相似的表現(xiàn)，制度環(huán)境也要求他們這樣做。社會(huì)互動(dòng)指個(gè)體之間相互依賴，一個(gè)人的偏好、預(yù)期等直接受到其他人的影響。社會(huì)互動(dòng)表明外部性的存在，從眾是這種互動(dòng)的范例，他人的選擇增大了某一特定行為的效用[12]。支持性的人際關(guān)系和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在生育決策過程中扮演著重要角色，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)向個(gè)體提供生育相關(guān)的信息，鼓勵(lì)他們實(shí)踐生育計(jì)劃，或是設(shè)置壁壘、阻礙目標(biāo)的達(dá)成。個(gè)人的生育意愿依賴于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，社會(huì)規(guī)范在互動(dòng)中擴(kuò)散開來[13]。社交網(wǎng)絡(luò)傳遞價(jià)值觀并維持著價(jià)值規(guī)范，同時(shí)行為的變化也離不開社會(huì)互動(dòng)。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對解釋個(gè)體的行為來說是不可或缺的，畢竟為了贏得認(rèn)同、避免與群體發(fā)生沖突，個(gè)人一直都在有意識(shí)地遵循著社會(huì)規(guī)范的要求[14]。

以社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)互動(dòng)的視角研究生育問題，把它認(rèn)定為一種社會(huì)行為，這擴(kuò)大了經(jīng)濟(jì)學(xué)“理性人”的分析框架，將一些重要的非經(jīng)濟(jì)因素納入模型之中。同時(shí)，它展示了個(gè)人觀念的社會(huì)來源，即社會(huì)學(xué)習(xí)、行為規(guī)范與風(fēng)俗習(xí)慣，彰顯了社會(huì)的在場。還應(yīng)當(dāng)特別注意，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的效能隨著時(shí)間變化，告訴我們生育文化已然革新，昔日可能引發(fā)生育反彈的潛在因素可能不復(fù)存在[15]。人類的社會(huì)屬性要求我們關(guān)注人際互動(dòng)在生育決策形成中的作用，現(xiàn)代社會(huì)日益原子化，朋友、鄰里可能與家庭成員同等重要。原因有二：首先，生育率下降導(dǎo)致家庭規(guī)?？s小，親屬數(shù)量減少，兄弟姐妹的位置可能已經(jīng)被朋友和鄰里取代；其次，朋友、鄰里是個(gè)人自由選擇的結(jié)果，在第二次人口轉(zhuǎn)變中自愿關(guān)系比家庭關(guān)系更重要，這樣撇開家庭單獨(dú)討論鄰里關(guān)系就有了現(xiàn)實(shí)意義[16]。

相較而言，國內(nèi)很少有學(xué)者注意到社會(huì)互動(dòng)在生育意愿、生育行為中的作用。社會(huì)資本理論指出，人際網(wǎng)絡(luò)密集的地方能夠有效地執(zhí)行社會(huì)規(guī)范，對個(gè)體施加強(qiáng)制力。彭玉生據(jù)此推斷，宗族網(wǎng)絡(luò)越強(qiáng)，生育率就越高，并把最大族戶數(shù)比、是否有祠堂、是否有族譜作為測量宗族網(wǎng)絡(luò)強(qiáng)度的指標(biāo)[17]。宗法制度源遠(yuǎn)流長，即使近代以來多次遭到重創(chuàng)，也還是保存著深厚的根基，該假設(shè)有其合理性。但宗族網(wǎng)絡(luò)并不等同于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，城市地區(qū)、移民社區(qū)難道就不存在社會(huì)互動(dòng)了嗎？這啟示我們，需要還原出社會(huì)互動(dòng)的本意，因?yàn)閷⒅厥饣癁樽谧寰W(wǎng)絡(luò)、家庭關(guān)系無益于形成全局性認(rèn)識(shí)。另外，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和生育文化不是一成不變的，為何在“全面二孩”“三孩”政策推行后生育水平?jīng)]有如預(yù)期般回升，先前迫使農(nóng)村居民不惜瞞報(bào)、漏報(bào)也要超指標(biāo)生育的那股力量現(xiàn)在到什么地方去了？若生育文化保持不變，也就是說現(xiàn)行生育政策與非正式規(guī)范相合，那么政府旨在提升生育率的舉措理應(yīng)取得巨大成效。這樣質(zhì)疑社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對生育有正向影響的成見就非常自然了，本文提出以下假設(shè)：

社會(huì)互動(dòng)對生育意愿的影響趨于減弱。

生育文化、社會(huì)互動(dòng)在過去幾十年支配著人們的生育行為，本文把它當(dāng)作客觀事實(shí)予以接受。證明一個(gè)效應(yīng)不存在是比較困難的，本文退而求其次，把核心自變量的系數(shù)不顯著作為實(shí)證檢驗(yàn)的目標(biāo)。我國的生育水平低于部分發(fā)達(dá)國家，很可能正在經(jīng)歷著第二次人口轉(zhuǎn)變。參考發(fā)達(dá)國家的經(jīng)驗(yàn)，育齡婦女?dāng)U大了生育方面的話語權(quán)，從而更少地受到家庭和社會(huì)力量的影響。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對生育意愿的影響趨于消失，個(gè)人能夠自主決定所持有的生育觀念。社會(huì)屬性和個(gè)體屬性都是人之為人不可或缺的因素，僅考察教育、職業(yè)等個(gè)體特征的做法遺漏了重要環(huán)節(jié)。社會(huì)是人際互動(dòng)的結(jié)果，形成之后就有了相對獨(dú)立性，對其中的成員施加約束，因而社會(huì)互動(dòng)不能被對象化為個(gè)體特征。如此一來，就有必要在模型中反映出社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的作用，以探明我國人口轉(zhuǎn)變的進(jìn)度。用核心自變量測量社會(huì)互動(dòng)，其系數(shù)統(tǒng)計(jì)上的不顯著對應(yīng)著個(gè)體化和第二次人口轉(zhuǎn)變。

三、數(shù)據(jù)與方法

（一）數(shù)據(jù)來源和變量處理

本文采用2018 年中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）的數(shù)據(jù)，這是一項(xiàng)全國性調(diào)查，收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)。CFPS 的目標(biāo)樣本規(guī)模為16000 戶，調(diào)查對象為中國25個(gè)省、自治區(qū)、直轄市（不含港澳臺(tái)地區(qū)以及新疆維吾爾自治區(qū)、西藏自治區(qū)、青海省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、海南?。┲械募彝艉蜆颖炯彝糁械乃屑彝コ蓡T。抽樣采用內(nèi)隱分層、多階段、多層次、與人口規(guī)模成比例的概率抽樣方式（PPS），以行政區(qū)劃和社會(huì)經(jīng)濟(jì)水平為主要分層變量。CFPS采集了個(gè)人多方面的信息，很好地滿足了本文的需求。

以理想子女個(gè)數(shù)為被解釋變量及解釋變量，控制變量有最高學(xué)歷、當(dāng)前婚姻狀態(tài)、戶口、雇主性質(zhì)、自評收入等級和自評健康狀況等?？臻g計(jì)量模型對數(shù)據(jù)質(zhì)量有較高的要求，所以本文選擇了有較少缺失值的變量，將存在缺失值的樣本整個(gè)刪除，最終得到20 歲以上樣本10332 個(gè)。為了反映第二次人口轉(zhuǎn)變的新形勢，對樣本進(jìn)行分割，以20—49歲女性為實(shí)證檢驗(yàn)的重點(diǎn)，共有3558名。這么操作的原因是：第一，方便掌握育齡婦女的情況，如果樣本設(shè)定為育齡女性，表現(xiàn)社會(huì)互動(dòng)的核心自變量系數(shù)顯著，就告訴我們婦女在生育上還是受到了社區(qū)與家庭的影響，沒有完全的自主權(quán)。第二，操作上的考量，很多空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的應(yīng)用研究以地區(qū)為基本單位，個(gè)數(shù)不過幾百。而這里如果同時(shí)考慮男性和女性，就需要生成一個(gè)10332*10332 的空間權(quán)重矩陣，從而大大超出了Stata處理能力的上限。

對選定的定類變量做類別合并。小學(xué)及以下合為一類，本科及以上合為一類；離婚、喪偶合為一類。外資、其他類型企業(yè)合為一類，黨政機(jī)關(guān)/人民團(tuán)體、事業(yè)單位合為一類，私營企業(yè)/個(gè)體工商戶、個(gè)人/家庭、民辦非企業(yè)組織/協(xié)會(huì)/行會(huì)/基金會(huì)/村居委合為一類。非常健康、很健康合并；自評收入等級的1、2合并為低收入，4、5合并為高收入。通過分類的改動(dòng)，減少虛擬變量的個(gè)數(shù)，以求簡化模型的形式。各變量情況如表1所示。

表1 變量描述統(tǒng)計(jì)

20—49 歲女性各指標(biāo)分布情況與20 歲以上樣本接近。育齡女性最高學(xué)歷占比最大的為初中，其次是高中、大專和本科。大部分育齡女性處于在婚狀態(tài)，其比例為81.12%。私營企業(yè)、個(gè)體工商戶集中了70.04%的育齡女性，大約一半的受訪者在評價(jià)自己的收入等級和健康狀況時(shí)選擇了中間狀態(tài)。65.85%的育齡婦女認(rèn)為兩個(gè)孩子是最理想的，理想孩子個(gè)數(shù)為1和2的受訪者占比超過了90%。

（二）模型構(gòu)建

一些研究[18]用社區(qū)生育水平描摹社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對個(gè)人的作用，但這種方法存在統(tǒng)計(jì)上的缺陷。CFPS提供了社區(qū)/村居編碼，每個(gè)社區(qū)抽取的育齡婦女不超過20個(gè)，最少的只有1個(gè)。計(jì)算社區(qū)生育水平需要將這有限的幾個(gè)樣本匯總，生成的新變量同時(shí)與因變量及殘差項(xiàng)相關(guān)。也就是說存在內(nèi)生性問題，參數(shù)估計(jì)是有偏的，所以必須采用其他方法。近年興起的空間計(jì)量模型可以較好地完成這一任務(wù)?？臻g計(jì)量模型是進(jìn)行區(qū)域研究的有力工具，在環(huán)境、金融、經(jīng)濟(jì)發(fā)展等領(lǐng)域有廣泛應(yīng)用。例如，一個(gè)地方與周邊地區(qū)的聯(lián)動(dòng)，經(jīng)濟(jì)增長成果溢出、惠及鄰近區(qū)域，當(dāng)然距離越遠(yuǎn)這種效能越弱。現(xiàn)代社會(huì)一體化程度加深，公共設(shè)施為多個(gè)行政區(qū)共享，要素的串聯(lián)就容易理解了?？臻g計(jì)量模型的結(jié)構(gòu)與社會(huì)互動(dòng)相仿，兩者的結(jié)合突破了傳統(tǒng)方法的局限，形成了一種新的研究思路[19]。

空間滯后模型形如：

該式與動(dòng)態(tài)面板基本方程非常接近，只是動(dòng)態(tài)面板等式右邊是自變量時(shí)間上的滯后項(xiàng)，僅有一個(gè)方向，而空間滯后模型是不定向的，任何一個(gè)相鄰個(gè)體都能作用于研究對象。這個(gè)公式表明，別人的生育意愿影響了我的生育意愿，我的理想子女?dāng)?shù)不能完全由自身或所在區(qū)域、群體的屬性解釋。對比動(dòng)態(tài)面板，空間滯后模型的估計(jì)一般采用極大似然法或構(gòu)造工具變量。

W 是空間權(quán)重矩陣，由各地之間的距離組成。如果有n個(gè)地區(qū)，則需要生成一個(gè)n*n的矩陣。a地到b地的距離就是b地到a地的距離，所以這是一個(gè)對稱矩陣；同一區(qū)域不存在距離，也就是說對角線上的元素是0。若要將空間計(jì)量模型應(yīng)用于社會(huì)互動(dòng)研究，就需要把地區(qū)置換為個(gè)體。如果兩個(gè)個(gè)體處在相同的區(qū)域，就認(rèn)為二者“接臨”，這樣便簡化了模型的估計(jì)。通常認(rèn)為“物以類聚，人以群分”，人們會(huì)選擇和自己相似的人作為交往的對象，這樣空間權(quán)重矩陣就是內(nèi)生的[20]。但個(gè)體所處的地區(qū)較少受到個(gè)人意志影響，本文假定它不存在內(nèi)生性問題。還可以對空間權(quán)重矩陣的形式作進(jìn)一步簡化，將空間距離0-1 二分，1 為接臨，0 為不接臨。假設(shè)一個(gè)同伴與另一個(gè)同伴作用大小相同，非接臨的個(gè)體彼此之間沒有影響。雖然同區(qū)域的個(gè)體可能互不認(rèn)識(shí)、不發(fā)生直接作用，但共同“好友”將他們連在一起，認(rèn)定為“接臨”并無不妥[21]。矩陣運(yùn)算將“鄰居”的生育意愿加總并做標(biāo)準(zhǔn)化，作為一個(gè)解釋變量，表示社會(huì)規(guī)范的要求。所以它不能含有個(gè)體自身的信息，為了達(dá)成這一目標(biāo)，把對角線上的元素設(shè)置為0。

空間誤差模型假定未觀測因素存在空間依賴，即殘差項(xiàng)空間自相關(guān)。模型設(shè)定為：

四、實(shí)證結(jié)果

空間權(quán)重矩陣的形式對實(shí)證結(jié)果影響巨大，有必要對此作更詳細(xì)的探討。將同一區(qū)域的個(gè)體定義為“接臨”，否則為“不接臨”，地區(qū)的大小應(yīng)該同社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的延展程度、生育文化的覆蓋范圍相匹配。社會(huì)互動(dòng)研究通常認(rèn)為社區(qū)承載了非正式規(guī)范，可以把社區(qū)當(dāng)作判斷是否“接臨”的標(biāo)準(zhǔn)。獨(dú)生子女政策的實(shí)踐說明以區(qū)（縣）為標(biāo)準(zhǔn)也有可行性，河北承德、甘肅酒泉、湖北恩施以及山西翼城曾經(jīng)是“二孩”政策試點(diǎn)，實(shí)行了“晚婚晚育加間隔”的政策，呈現(xiàn)出與周圍縣（區(qū)）不同的面貌。于是，本文分別以村居/社區(qū)、縣（區(qū)）為判斷標(biāo)準(zhǔn)，構(gòu)建了兩個(gè)空間權(quán)重矩陣，相互對照，以驗(yàn)證模型的穩(wěn)健性。CFPS2018 提供了?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）、縣（區(qū)）、村（社區(qū)）三級的編碼，使這種分析路徑成為可能。

莫蘭（Moran's I）指數(shù)是最常用的檢驗(yàn)空間自相關(guān)的統(tǒng)計(jì)量，用莫蘭指數(shù)驗(yàn)證生育意愿的空間依賴性，計(jì)算結(jié)果如表2 所示。兩種劃分方式下莫蘭指數(shù)均大于0，說明存在正的空間自相關(guān)，構(gòu)建空間計(jì)量模型是必要的。

表2 生育意愿的空間集聚

可以假定空間滯后項(xiàng)和殘差項(xiàng)空間自相關(guān)同時(shí)存在，得到的模型是空間滯后和空間誤差模型的結(jié)合，本文稱之為一般模型。采用縣（區(qū)）權(quán)重矩陣的一般模型系數(shù)λ不顯著，說明空間殘差模型可能更合適。再用社區(qū)（村）權(quán)重矩陣構(gòu)建一般模型，與前面的模型比對。空間權(quán)重矩陣的形態(tài)雖然變化了，系數(shù)的顯著性和符號(hào)沒有改變，表明模型是穩(wěn)健的。用極大似然法估計(jì)三個(gè)模型的系數(shù)，并分別做Wald 檢驗(yàn)。Wald 檢驗(yàn)、拉格朗日乘子檢驗(yàn)和似然比檢驗(yàn)是極大似然估計(jì)下常用的三個(gè)檢驗(yàn)，其目的是驗(yàn)證系數(shù)的設(shè)定。如果設(shè)定正確，約束模型和無約束模型似然函數(shù)的值應(yīng)該沒有差別，若差別很大，就有理由推翻先前的假定。三個(gè)模型Wald檢驗(yàn)的P 值都小于0.0001，支持了空間計(jì)量模型對參數(shù)的設(shè)定，具體結(jié)果如表3所示。

表3 空間計(jì)量模型結(jié)果

λ系數(shù)是本文的核心，兩種空間權(quán)重矩陣所對應(yīng)的模型λ系數(shù)都不顯著。直觀上看，其他人的生育意愿對行為主體的生育意愿沒有影響，說明育齡婦女在生育問題上不再從眾，在考慮生幾個(gè)孩子最佳時(shí)主要依據(jù)自身實(shí)際情況。非正式規(guī)范通過社會(huì)互動(dòng)傳遞，育齡婦女在日常生活中或是耳濡目染，或是懾于街坊鄰居的壓力，不得不屈從于某種生育觀念，否則就無法融入所屬的群體。λ系數(shù)是這種社會(huì)互動(dòng)和同儕效應(yīng)的表征，它的不顯著告訴我們傳統(tǒng)生育文化式微，它不是要求婦女少生孩子，而是不再起作用了，個(gè)人主義取而代之，成為一種新的文化。本文的假設(shè)得到了驗(yàn)證，個(gè)人獨(dú)立形成生育意愿，他人不能通過社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對他產(chǎn)生影響。

表3 中的三個(gè)模型都是年齡越大，理想子女個(gè)數(shù)越多。理想子女?dāng)?shù)隨著學(xué)歷水平升高而減少，這一趨勢在本科階段發(fā)生了逆轉(zhuǎn)，本科及以上的理想子女?dāng)?shù)與高中接近。在婚的理想子女?dāng)?shù)比未婚多，非農(nóng)戶口少于農(nóng)業(yè)戶口，這與經(jīng)驗(yàn)相符。一些研究認(rèn)為收入增大了生育意愿[22]，健康狀況對生育的影響不顯著[23]?？臻g計(jì)量模型表明，不同工作性質(zhì)、自評收入和自評健康狀況的人之間沒有差異，驗(yàn)證了后者，但同前者的主張相左。結(jié)果的差別可能與采用的數(shù)據(jù)、變量和方法有關(guān)，但探討其中的緣由不是本文的任務(wù)，因而擱置不論。

空間誤差模型的ρ系數(shù)顯著，證明了空間集聚的存在。下面對20—49 歲女性和20 歲以上全體樣本做回歸，與空間計(jì)量模型比對，如表4所示。男性的意愿生育數(shù)多于女性，其他絕大多數(shù)的結(jié)論與空間計(jì)量模型相同。唯一的差別是黨政機(jī)關(guān)、事業(yè)單位（雇主性質(zhì)）由不顯著變成了顯著，可以據(jù)此看出空間計(jì)量方法的必要性?；貧w模型忽視了殘差項(xiàng)的空間自相關(guān)，用錯(cuò)誤的方差得到了錯(cuò)誤的結(jié)論?？臻g計(jì)量模型對殘差做了新的假定，因而它的推斷離現(xiàn)實(shí)更近。以本文為例，沒有證據(jù)表明政府、事業(yè)單位的人有更多的理想子女?dāng)?shù)。未觀測變量存在空間自相關(guān)，說明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、人際互動(dòng)依然存在，只不過在生育意愿的傳遞上失效了。這種關(guān)系網(wǎng)絡(luò)造成了群體之間的差異，使得生育意愿的離散程度因地、因人群而變。

表4 回歸模型結(jié)果

五、總結(jié)與討論

本文用空間計(jì)量方法研究社會(huì)互動(dòng)問題，對生育意愿的同儕效應(yīng)作了分析?？嫉峦柕呢?cái)富流理論[24]描述了人口轉(zhuǎn)變過程中家庭權(quán)力結(jié)構(gòu)的變化，在高生育水平有好處的地方，宗派盛行，數(shù)量就意味著力量；子女在生命歷程早期的貢獻(xiàn)就超過了支出，家庭生產(chǎn)和消費(fèi)總體上有利于老一代。生育決策權(quán)掌握在老人手中，他們享受了子女帶來的好處，高生育率就具備了經(jīng)濟(jì)上的合理性，類似的選擇在傳統(tǒng)社會(huì)廣泛存在。當(dāng)孩子不再是經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢時(shí)，生育率開始下降，由高生育率向低生育率轉(zhuǎn)變。代際財(cái)富流的方向發(fā)生逆轉(zhuǎn)，夫婦成為家庭的核心，從而削弱了代際關(guān)系的強(qiáng)度。父母意識(shí)到教育的重要性，不再僅僅關(guān)注生育的數(shù)量[25]。本文進(jìn)一步拓展了考德威爾的結(jié)論，不但家庭中老一代人對育齡夫妻的影響被切斷，社區(qū)也逐漸在生育問題上失去了話語權(quán)，這體現(xiàn)了現(xiàn)代化的巨大威力。

我國緊跟發(fā)達(dá)國家的步伐，迎來了第二次人口轉(zhuǎn)變。生育自決、追求個(gè)人成就是新的潮流，繁衍后代不再是必然選擇。若生育妨礙了發(fā)展規(guī)劃的實(shí)施，人們便推遲甚至完全放棄它。老一代喪失權(quán)力的結(jié)果是大家庭的解體、家庭規(guī)?？s小，聯(lián)合家庭、主干家庭被核心家庭取代。社區(qū)喪失權(quán)力的結(jié)果是非正式社會(huì)規(guī)范失效，鄰里干涉不了主體的生育行為，甚至影響不了他對生育的看法。這使得直接的政策干預(yù)變得更加困難，因?yàn)閭€(gè)人很可能不是排斥某些人的影響，而是抵制一切外部力量。忽視了這一點(diǎn)，全局的把控便難以實(shí)現(xiàn)，政策誤判的風(fēng)險(xiǎn)增大。

人口轉(zhuǎn)變是一個(gè)不可逆的過程，我國低生育率的現(xiàn)狀符合人口發(fā)展基本規(guī)律。我國生育率的下降開始于獨(dú)生子女政策推行之前，20世紀(jì)70年代生育率下降了50%，1980 年總和生育率下降到2.24，較之1970 年的5.71 降幅高達(dá)60.77%。因此，獨(dú)生子女政策僅有加速這一進(jìn)程的效果，并不完全對低生育率負(fù)責(zé)。低生育率難題肇始于西方發(fā)達(dá)國家，逐步擴(kuò)散開來，與之相關(guān)的生活方式被民眾接受，造成了一種穩(wěn)定的“負(fù)慣性”。育齡人群不愿生育，是社會(huì)經(jīng)濟(jì)諸多因素共同作用的結(jié)果，應(yīng)該充分認(rèn)識(shí)到提升生育水平的艱巨性。局部變動(dòng)恐怕無濟(jì)于事，這就要求我們盡快出臺(tái)囊括整體的人口發(fā)展戰(zhàn)略，以應(yīng)對新的挑戰(zhàn)。

最后是本文的缺陷。還有相關(guān)問題尚待解決，比如說，生育行為存在人際互動(dòng)嗎？這種互動(dòng)是否協(xié)同形成了生育意愿與生育行為的差異？生育政策最終是要改變生育行為而非生育意愿，因?yàn)橐庠覆贿^是中間環(huán)節(jié)。如果證實(shí)了人們在相互仿效對方的生育行為，國家把少數(shù)人樹立成模范，便能夠通過社會(huì)網(wǎng)絡(luò)影響到每一個(gè)人，付出最少的資源、取得最大成效。CFPS沒有計(jì)劃再要子女?dāng)?shù)的信息，因而本文無法對生育行為建立模型，或許未來可以用專門調(diào)查的數(shù)據(jù)做更深入的研究。