互聯(lián)網(wǎng)使用、家庭消費支出對育齡人群生育意愿的影響

莫富榮 劉暢

[摘? ? 要] 我國已處于勞動人口紅利末期，將逐步進入老齡化社會。然而，近年來社會生育意愿卻持續(xù)低迷，這與我國互聯(lián)網(wǎng)的迅猛發(fā)展和網(wǎng)民規(guī)模日益擴大密切相關。一方面，互聯(lián)網(wǎng)上關于婚姻和生育的負面信息改變了育齡人群對傳統(tǒng)生育觀念的看法；另一方面，電商的迅速發(fā)展刺激了育齡人群的消費支出，進而抑制了生育意愿。為了探討互聯(lián)網(wǎng)使用及家庭消費支出對育齡人群生育意愿的影響，通過對2018年中國綜合社會調(diào)查的數(shù)據(jù)進行分析后表明：互聯(lián)網(wǎng)使用頻率越高的育齡人群，其生育意愿越低迷；在使用互聯(lián)網(wǎng)的前提下，家庭消費支出對育齡人群的生育意愿并沒有產(chǎn)生實質(zhì)性影響。異質(zhì)性分析結(jié)果表明，性別在對不同學歷育齡人群的生育意愿影響中產(chǎn)生了調(diào)節(jié)作用；受訪者學歷和配偶學歷的交互作用會促進育齡人群的生育意愿；配偶學歷在城鄉(xiāng)育齡人群的生育意愿影響中發(fā)揮了調(diào)節(jié)作用；家庭經(jīng)濟狀況的差異性會調(diào)節(jié)不同性別群體的生育意愿。

[關鍵詞] 互聯(lián)網(wǎng)使用；家庭消費支出；生育意愿；育齡人群；老齡社會；生育率

[中圖分類號] C915? [文獻標識碼] A? [文章編號] 1002-8129（2023）06-0079-12

一、引言

近幾年來，社會生育意愿低迷、人口老齡化等社會問題引起廣泛關注。2021年5月，第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，我國總生育率為1.3，已低于國際紅線1.5。同時，國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)顯示，2021年我國全年出生人口1062萬人，出生率7.52‰；死亡人口1014萬人，死亡率為7.18‰；自然增長率0.34‰①。根據(jù)第七次人口普查數(shù)據(jù)推斷，我國人口總量在未來幾年將達到頂峰，并逐漸呈現(xiàn)負增長的態(tài)勢。這也表明，我國已處于勞動人口紅利末期，將逐步進入人口老齡化社會?；诖?，中央政府于2016年實施二孩政策，鼓勵民眾生育二孩，2021年5月，三孩政策又正式推出。從當前看，二孩政策收效甚微，離預期效果尚有差距[1]，而三孩政策實施不久，很多配套支持政策還未落地，其效果也難以預測。在鼓勵生育的社會氛圍之下，提高育齡人群的生育意愿影響著整個社會的生育水平高低，也關系著整個社會經(jīng)濟發(fā)展動力水平。與此同時，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)迅猛發(fā)展，對社會發(fā)展的各方面都產(chǎn)生了深遠影響，群眾思想觀念也隨之發(fā)生了翻天覆地的變化。互聯(lián)網(wǎng)已經(jīng)成為我國居民接收各類信息的重要渠道，截至 2021年12月，我國網(wǎng)民規(guī)模達到了10.32億，互聯(lián)網(wǎng)普及率高達73.0%，手機網(wǎng)民規(guī)模高達10.29 億 ，網(wǎng)民中使用手機上網(wǎng)的比例高達99.7%，20～49歲的網(wǎng)民占比55.6%，由此可見，中國儼然已成為互聯(lián)網(wǎng)大國2。

隨著我國互聯(lián)網(wǎng)絡的迅猛發(fā)展，網(wǎng)民規(guī)模日漸龐大，中國育齡人群的婚姻觀念及相應的生育觀念、生育行為也隨之深受影響。形形色色的互聯(lián)網(wǎng)信息魚龍混雜且傳播迅速，不僅影響著育齡人群的結(jié)婚生育觀念[2]，而且對離婚風險也產(chǎn)生了微妙作用[3]。那么，互聯(lián)網(wǎng)使用是否會對育齡人群的生育意愿產(chǎn)生影響？產(chǎn)生影響的作用機制又是怎樣的？

從邏輯層面來看，一方面，互聯(lián)網(wǎng)上關于婚姻和生育的負面信息迅速傳播，可能會改變育齡人群關于傳統(tǒng)生育觀念的看法，從而對其生育意愿產(chǎn)生負面影響[1]。另一方面，互聯(lián)網(wǎng)的便捷性刺激了育齡人群的消費欲望，使得育齡人群的消費支出增加，擠占用于生育后代的經(jīng)濟預算，進而抑制其生育意愿，但關于這方面的實證研究還較少[4]。截至2021年12月，我國網(wǎng)絡購物用戶達到了8.42億，“80后”“90后”網(wǎng)民群體網(wǎng)購使用率最高，高達93%；“95后”群體網(wǎng)購消費潛力最大，數(shù)據(jù)顯示41.9% 的“95后”網(wǎng)上消費額占日常消費總額的30%以上，網(wǎng)絡購物消費占比高于其他年齡群體3。這無疑說明了互聯(lián)網(wǎng)的廣泛使用促進了育齡人群的消費支出。那么，互聯(lián)網(wǎng)的使用對育齡人群的生育意愿產(chǎn)生了怎樣的影響？互聯(lián)網(wǎng)的使用是否會通過家庭消費支出進而影響育齡人群的生育意愿？在當前我國互聯(lián)網(wǎng)科技、網(wǎng)絡購物迅速發(fā)展以及社會生育意愿低迷的時代背景下，對于上述問題的回答與研究，不僅對于我國人口學研究具有重要的理論意義，而且對于我國人口公共政策的制定以及社會經(jīng)濟的發(fā)展更具有迫切的現(xiàn)實意義。

二、理論分析與研究假設

國內(nèi)關于生育意愿的研究，在2010年隨著人口政策逐步提上政府議程，關于生育意愿的研究逐漸成為學術(shù)界關注的重點[5]。生育意愿通常是指出于個人或家庭對子女的偏好、考慮到各種限制條件后的生育愿望表達，包括期望生育的子女數(shù)量、性別、生育時間和間隔[6]。也有學者認為生育意愿是指家庭或者個人對于生育行為的主觀態(tài)度及看法，持這種觀點的學者主要從數(shù)量、子女性別偏好、生育時間安排和素質(zhì)四個維度來反映人們的生育期望[7]。無論哪種觀點，子女數(shù)量都是衡量人們生育意愿的重要維度。而關于子女數(shù)量層面的生育意愿概念的測量可采用理想子女數(shù)、期望子女數(shù)、計劃子女數(shù)等指標進行測量[8]。

在互聯(lián)網(wǎng)科技迅猛發(fā)展的時代背景下，人們接受的信息內(nèi)容及渠道變得廣泛且不可控，其中關于婚育的新觀念、新思潮會對“多子多?！薄梆B(yǎng)兒防老”等傳統(tǒng)生育觀念產(chǎn)生劇烈沖擊，并降低育齡人群的生育意愿。由此可見，互聯(lián)網(wǎng)的使用在一定程度上會抑制人們的生育意愿[1]?；ヂ?lián)網(wǎng)的迅猛發(fā)展還帶動了網(wǎng)絡購物的興起，來自中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告的數(shù)據(jù)顯示，截至2021年12月，我國網(wǎng)絡購物用戶規(guī)模達到了8.42億，占我國網(wǎng)民總體的81.6%。近年來消費主義盛行，“天貓雙11”“京東618”等網(wǎng)絡購物更是掀起了網(wǎng)購狂潮。數(shù)據(jù)顯示，2021 年我國網(wǎng)上零售額高達13.1萬億元4。網(wǎng)絡購物的便捷性刺激了人們消費欲，促使人們的消費支出大幅上漲，從而擠占人們用于撫育子女的經(jīng)濟預算，進而可能抑制育齡人群的生育意愿[4]?；谏鲜隼碚摲治觯狙芯繕?gòu)建“互聯(lián)網(wǎng)使用——家庭消費支出——生育意愿”的理論框架（圖1），并提出以下研究假設：

H1：互聯(lián)網(wǎng)使用會影響育齡人群的生育意愿；

H2：家庭消費支出在互聯(lián)網(wǎng)使用對育齡人群生育意愿的影響中具有中介效應。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于2018年中國綜合社會調(diào)查項目（Chinese General Social Survey，CGSS），是中國人民大學聯(lián)合多家學術(shù)機構(gòu)展開的一項旨在系統(tǒng)、全面地收集社會、社區(qū)、家庭、個人多個層面的數(shù)據(jù)，刻畫社會變遷趨勢的全國性、綜合性、連續(xù)性的學術(shù)調(diào)查項目。由于本文研究的是育齡人群的互聯(lián)網(wǎng)使用對其生育意愿的影響，并且探討家庭消費支出在其中的中介效應機制，因此，本文從2018年的12787個樣本中篩選已婚且年齡在15～49歲的育齡人群作為研究對象[9]。CGSS2018數(shù)據(jù)中關于婚姻狀況的調(diào)查選項中包括未婚、同居、初婚有配偶、再婚有配偶、分居未離婚、離婚、喪偶7個選項，本文研究的婚姻狀況是法律意義上的已婚，因此篩選出初婚有配偶、再婚有配偶、分居未離婚的受訪者作為本文的研究對象。經(jīng)過篩選及數(shù)據(jù)清洗處理之后，最終得到3829個有效樣本。

（二）變量設置及描述性統(tǒng)計

1. 被解釋變量。本研究的被解釋變量是育齡人群的生育意愿，采用受訪對象希望生育的孩子數(shù)量來衡量。選取CGSS2018中受訪者對“如果沒有政策限制，您希望有幾個孩子？”問題的回答數(shù)據(jù)來具體測量。在數(shù)據(jù)清洗階段，發(fā)現(xiàn)這一數(shù)據(jù)存在異常值，為避免異常值對實證結(jié)果產(chǎn)生影響，采用了1%的縮尾處理（Winsorization）方式。

2. 核心解釋變量。本文的核心解釋變量是互聯(lián)網(wǎng)使用，CGSS2018的問卷中采用“過去一年，您對互聯(lián)網(wǎng)（包括手機上網(wǎng)）的使用情況是：”來測量互聯(lián)網(wǎng)使用情況，選項包括從不、很少、有時、經(jīng)常、非常頻繁5個選項，并依次賦值“1，2，3，4，5”。由表1可知，七成多的人表示經(jīng)?；蚍浅ｎl繁的使用互聯(lián)網(wǎng)，但也有近兩成的人表示自己從不或很少使用互聯(lián)網(wǎng)。從數(shù)據(jù)來看，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率越高，個人生育意愿越低迷，兩者呈現(xiàn)出負相關關系。

3. 中介變量。本文的中介變量是家庭消費支出。CGSS2018問卷中設置了“2017年您全家的家庭總支出”的題項來測量家庭消費支出。在數(shù)據(jù)清洗階段發(fā)現(xiàn)，這一數(shù)據(jù)存在缺失值，為了減少樣本量的流失，本研究采用均值插補的方法將缺失數(shù)據(jù)補齊。

4. 控制變量。本研究的控制變量分為個人層面和家庭層面。個人層面的控制變量包括性別，將“男性”賦值為1，“女性”賦值為2；年齡；宗教信仰，不信仰宗教賦值為1，信仰佛教賦值為11，信仰道教賦值為12，民間信仰（拜媽祖、關公等）賦值為13，回教/伊斯蘭教賦值為14，天主教賦值為15，基督教賦值為16，東正教賦值為17，其他基督教賦值為18，猶太教賦值為19，印度教賦值為20，其他信仰賦值為21；教育程度，對教育程度的選項進行賦值處理：將“沒有受過任何教育”賦值為1，“私塾、掃盲班”賦值為2，“小學”賦值為3，“初中”賦值為4，“職業(yè)高中”賦值為5，“普通高中”賦值為6，“中?！辟x值為7，“技?！辟x值為8，“大學?？疲ǔ扇烁叩冉逃辟x值為9，“大學?？疲ㄕ?guī)高等教育）”賦值為10，“大學本科（成人高等教育）”賦值為11，“大學本科（正規(guī)高等教育）”賦值為12，將“研究生及以上”賦值為13，“其他”賦值為14；政治面貌，“群眾”賦值為1，“共青團員”賦值為2，“民主黨派”賦值為3，“共產(chǎn)黨黨員”賦值為4；家庭層面的控制變量包括家庭成員數(shù)、家庭擁有房產(chǎn)數(shù)；配偶受教育程度，賦值方式與前文相同。

所有變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。所選樣本的互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的均值為3.876，介于有時上網(wǎng)與經(jīng)常上網(wǎng)之間。受訪對象的生育意愿均值為1.876，遠低于生育更替水平。男性樣本量為1653，占比43.17%；女性樣本量為2176，占比56.83%。受訪者的2017年家庭消費支出均值為21472，而我國2017年公布的人均消費支出為18322元。受訪者平均年齡為38.62，9.77%的受訪者表示自己有宗教信仰，33.04%的受訪者學歷是初中畢業(yè)，34.73%的受訪者的配偶學歷也是初中畢業(yè)。

（三）模型設定

本研究的實證分析包括兩部分：一是分析互聯(lián)網(wǎng)使用對育齡人群的生育意愿的影響。本研究的被解釋變量生育意愿是典型非負計數(shù)型變量，因此采用泊松（Poisson）模型，假定育齡人群個體的生育意愿數(shù)量為[Yi]，假設[Yi=yi]的概率分布服從泊松分布，于是[Yi]的概率密度函數(shù)為

[P（Yi=yixi）=exp（-λi）λyiiyi！]? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）

方程中[λ=E（Yi=yi|x1，x2，……，xn），xi（i=1，2，3，……，n）]表示影響育齡人群生育意愿的影響因素。具體設定形式如下

[E（Yi|xi）=exp（β0+β1interneti+β2XI+μi）]? （2）

其中，[β0]是常數(shù)項，[interneti]為育齡人群個體[i]的互聯(lián)網(wǎng)使用頻率，[XI]是其他控制變量，[μi]為誤差項。

二是檢驗家庭消費支出在互聯(lián)網(wǎng)使用對育齡人群生育意愿影響中的中介效應。參照溫忠麟等人的做法[10]，將逐步檢驗法與系數(shù)乘積檢驗法中的Bootstrap檢驗相結(jié)合進行中介效應檢驗，并構(gòu)建如下方程式：

[Fertilityi=c interneti+e1]? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（3）

[Spendingi=a interneti+e2]? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（4）

[Fertilityi=c' interneti+b Spendingi+e3]? ? ?（5）

其中，[Fertilityi]是被解釋變量，表示個體[i]的生育意愿，[interneti]是核心解釋變量，表示個體[i]的互聯(lián)網(wǎng)使用頻率，[Spendingi]表示個體[i]的家庭消費支出，式（3）中的系數(shù)[c]是育齡人群的互聯(lián)網(wǎng)使用頻率（自變量）對其生育意愿（因變量）的總效應；式（4）中的系數(shù)[a]是育齡人群的互聯(lián)網(wǎng)使用頻率（自變量）對家庭消費支出（中介變量）的效應；式（5）中的系數(shù)[b]是在控制了互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的影響后，家庭消費支出對生育意愿的效應；而系數(shù)[c']是在控制了家庭消費支出的影響后，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率對育齡人群生育意愿的直接效應；而[e1]、[e2]、[e3]則是回歸殘差。在中介效應檢驗中，系數(shù)乘積檢驗法犯錯的概率要低于差異系數(shù)檢驗方法，因此系數(shù)乘積檢驗法更為可靠[11]。

本研究的因變量生育意愿具有典型的計數(shù)特征，因此在進行中介效應檢驗的逐步檢驗時將主要采用泊松模型進行估計。

四、實證結(jié)果分析

（一）互聯(lián)網(wǎng)使用對育齡人群生育意愿影響的實證分析

1. 基準回歸。本文運用STATA15.0輔助完成整個定量分析過程。在進行回歸分析之前，本文進行了各變量的多重共線性檢驗，得出方差膨脹因子（VIF）均值為1.44，遠遠小于10，據(jù)此可判定納入回歸的各變量之間不存在多重共線性問題。為了盡可能解決因遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題，本文從個人層面（性別、年齡、宗教信仰、學歷、政治面貌）和家庭層面（家庭成員數(shù)、家庭擁有房產(chǎn)數(shù)、配偶學歷）兩方面考慮控制變量，并且基準估計采用了逐步回歸的估計方法。同時為了避免異方差的問題，因此在進行回歸時選擇了穩(wěn)健標準誤?；貧w結(jié)果如表3所示。

第（1）列是未加入控制變量時的結(jié)果，結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)使用頻率對育齡人群生育意愿的影響在1%的水平上顯著，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率每增加1個單位，育齡人群的生育意愿便降低0.025個單位。第（2）列加入了性別、年齡、宗教信仰、學歷、政治面貌等個人層面的控制變量后，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率對育齡人群生育意愿的影響系數(shù)雖然降低了，但互聯(lián)網(wǎng)使用頻率對生育意愿的影響卻依然十分顯著，為5%。性別、學歷對育齡人群生育意愿的影響顯著為負，年齡和政治面貌對生育意愿沒有顯著影響，而宗教信仰對生育意愿的影響是顯著為正的。第（3）列只加入了家庭成員數(shù)、家庭房產(chǎn)數(shù)、配偶學歷等家庭層面的控制變量，結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)使用頻率對育齡人群生育意愿的影響在1%的水平上顯著，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率每增加一個單位，生育意愿便降低0.017個單位，家庭成員數(shù)對生育意愿的影響是顯著為正的，家庭房產(chǎn)數(shù)對生育意愿沒有顯著影響，配偶學歷對育齡人群生育意愿的影響是顯著為負的。第（4）列將個人層面和家庭層面的控制變量都納入了回歸，結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)使用頻率每增加一個單位，生育意愿便顯著降低0.011個單位。在控制變量方面，性別、配偶學歷對生育意愿的影響是顯著為負的；年齡、宗教信仰、家庭成員數(shù)對生育意愿的影響是顯著為正的；而學歷、政治面貌、家庭房產(chǎn)數(shù)對育齡人群的生育意愿沒有顯著影響。

從整體結(jié)果來看，互聯(lián)網(wǎng)使用對育齡人群的生育意愿影響較小，但十分顯著，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率越高，育齡人群的生育意愿越低迷。這一結(jié)論也與已有研究得出的結(jié)論相似[1] [4]。由此，本文的假設H1得到驗證，互聯(lián)網(wǎng)使用會顯著降低育齡人群的生育意愿。

2. 穩(wěn)健性檢驗。本研究的基準回歸所用的被解釋變量生育意愿測量數(shù)據(jù)存在異常值，因此采用了縮尾處理。據(jù)此，基準回歸的穩(wěn)健性檢驗將從數(shù)據(jù)本身和計量方法角度出發(fā)，采用未經(jīng)過縮尾處理的生育意愿測量數(shù)據(jù)運用2SLS回歸估計方法進行穩(wěn)健性檢驗，控制變量納入回歸的方式與基準回歸納入方式相同，結(jié)果如表4所示，檢驗結(jié)果表明四種回歸方式下互聯(lián)網(wǎng)使用頻率對生育意愿的影響顯著性與基準回歸結(jié)果相似，據(jù)此可知回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

（二）家庭消費支出的中介效應檢驗

對方程式（3）、（4）、（5）結(jié)合溫忠麟等人提出的中介效應檢驗五步法[10]進行檢驗，結(jié)果如表5所示。由中介效應檢驗五步法可知，系數(shù)c顯著，因此家庭消費支出在互聯(lián)網(wǎng)使用對育齡人群的生育意愿的影響中發(fā)揮著中介作用。由于系數(shù)a、b顯著，因此根據(jù)五步法將進行Bootstrap檢驗系數(shù)a、b是否等于零，如果顯著，則證明間接效應顯著，因考慮到中介變量家庭消費支出數(shù)據(jù)存在異常值，因此在檢驗前對其進行了取對數(shù)處理。在檢驗時重復樣本抽取數(shù)選為1000次，選擇95%置信區(qū)間。檢驗結(jié)果如表6所示，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率對育齡人群生育意愿的直接影響的95%置信區(qū)間為[-0.0713， -0.0145]，不包括0?；诖?，中介效應可能存在。而在進一步的檢驗中發(fā)現(xiàn)，家庭消費支出對育齡人群生育意愿間接影響（中介效應）的95%置信區(qū)間為[-0.0115， 0.0046]，包括0。因此認為，家庭消費支出在互聯(lián)網(wǎng)使用對育齡人群生育意愿的影響中并不存在中介效應。本文的假設H2并未得到驗證，基于此本文將著重探討互聯(lián)網(wǎng)使用對育齡人群生育意愿的直接效應。

（三）異質(zhì)性分析

互聯(lián)網(wǎng)使用對育齡人群生育意愿呈總體顯著負影響，即互聯(lián)網(wǎng)使用頻率越高，育齡人群的生育意愿越低迷。但是育齡人群內(nèi)部又存在個體差異，在使用互聯(lián)網(wǎng)過程中不同的育齡人群生育意愿受影響程度可能不一致，基于此我們構(gòu)建了一系列交互項并放入回歸中，探討不同育齡人群生育意愿的異質(zhì)性。為了更全面探討，我們新增了兩個控制變量，分別是受訪對象的戶口性質(zhì)和家庭經(jīng)濟狀況。將“農(nóng)業(yè)戶口”賦值為1，“非農(nóng)業(yè)戶口”賦值為0，戶口均值為0.589；家庭經(jīng)濟狀況，“遠低于平均水平”賦值為1，“低于平均水平”賦值為2，“平均水平”賦值為3，“高于平均水平”賦值為4，“遠高于平均水平”賦值為5，家庭經(jīng)濟狀況均值為2.643。為了進一步探討互聯(lián)網(wǎng)使用和家庭消費支出對育齡人群生育意愿的影響，構(gòu)造了互聯(lián)網(wǎng)使用*家庭消費支出、性別*學歷、學歷*配偶學歷、配偶學歷*戶口、性別*家庭經(jīng)濟狀況的交互項，并分別放入回歸，回歸結(jié)果如表7所示。

表7第（13）列納入了互聯(lián)網(wǎng)使用與家庭消費支出的交互項，旨在檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用對育齡人群生育意愿的影響是否存在不同家庭消費支出層面的差異。結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)使用主效應顯著，而家庭消費支出主效應并不顯著，且互聯(lián)網(wǎng)使用與家庭消費支出的交互作用并不顯著，這表明互聯(lián)網(wǎng)使用這一因素對育齡人群生育意愿產(chǎn)生影響時不會與家庭消費支出這一因素協(xié)同發(fā)揮作用。這也說明在使用互聯(lián)網(wǎng)的前提下，家庭消費支出對育齡人群生育意愿并沒有產(chǎn)生實質(zhì)性的影響。第（14）列納入了性別和學歷的交互項，結(jié)果顯示，性別主效應不顯著，但學歷主效應顯著，且性別和學歷的交互項顯著，這說明在控制其他條件的情況下，性別在學歷對育齡人群生育意愿的影響中產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用，即相比男性群體而言，女性受教育程度越高其生育意愿越低迷。

第（15）列納入了受訪者學歷和配偶學歷的交互項，結(jié)果顯示受訪者學歷主效應顯著，配偶學歷主效應也顯著，并且受訪者學歷及配偶學歷對其生育意愿產(chǎn)生負向影響。而受訪者學歷和配偶學歷交互作用正向顯著，這說明配偶學歷的提高會影響受訪者學歷對其生育意愿的影響，并且這種影響是正向的。第（16）列納入了配偶學歷和戶口性質(zhì)的交互項，結(jié)果顯示配偶學歷主效應并不顯著，戶口主效應顯著且對育齡人群生育意愿產(chǎn)生正向影響，并且配偶學歷和戶口的交互作用也顯著，這說明在控制其他條件的情況下，配偶學歷的提升會顯著降低農(nóng)業(yè)戶口育齡人群的生育意愿。第（17）列納入了性別和家庭經(jīng)濟狀況的交互項，回歸結(jié)果顯示性別主效應不顯著，而家庭經(jīng)濟狀況主效應顯著，說明家庭經(jīng)濟狀況的改善會提升育齡人群的生育意愿。性別與家庭經(jīng)濟狀況的交互作用顯著，這表明在控制其他變量的情況下，家庭經(jīng)濟狀況會調(diào)節(jié)不同性別群體的生育意愿，相對男性育齡群體而言，女性育齡人群的家庭經(jīng)濟狀況的改善會抑制其生育意愿。

五、研究結(jié)論與啟示

本文基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)2018年中國綜合社會調(diào)查項目（CGSS2018），系統(tǒng)研究了15～49歲的育齡人群個體互聯(lián)網(wǎng)使用、家庭消費支出對生育意愿的影響及其作用機制。研究結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率越高，育齡人群的生育意愿越低迷；家庭消費支出在互聯(lián)網(wǎng)使用對育齡人群生育意愿的影響中并未發(fā)揮中介作用。異質(zhì)性分析結(jié)果表明，在使用互聯(lián)網(wǎng)的前提下，家庭消費支出并沒有對育齡人群生育意愿產(chǎn)生顯著性影響；與男性群體相比，育齡女性受教育程度越高，其生育意愿越低迷；配偶學歷在受訪者學歷對其生育意愿的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，并且這種調(diào)節(jié)作用是積極正向的；配偶學歷提升的情況下，城鄉(xiāng)育齡人群的生育意愿存在顯著差異；家庭經(jīng)濟狀況的改善對不同性別的育齡人群生育意愿影響也存在顯著差異。除此之外，我們在研究中發(fā)現(xiàn)沒有受過任何教育和受過研究生及以上教育的兩個育齡群體的生育意愿受互聯(lián)網(wǎng)使用的影響尤其顯著。

近十年來，我國互聯(lián)網(wǎng)基礎設施建設突飛猛進，極大促進了數(shù)字信息技術(shù)和互聯(lián)網(wǎng)普及。截至2021年12月，我國網(wǎng)民規(guī)模高達10.32億，互聯(lián)網(wǎng)普及率達到73.0%?；ヂ?lián)網(wǎng)改變了社會生活的方方面面，使人們足不出戶就可知天下事。但是，互聯(lián)網(wǎng)在改變?nèi)藗冃畔@取方式的同時也改變了人們傳統(tǒng)的婚姻觀念及相應的生育意愿及生育決策，人們的思想觀念從“多子多?！薄梆B(yǎng)兒防老”等傳統(tǒng)多子觀念走向少子化，甚至走向不生不育的極端。因此，需要高度重視互聯(lián)網(wǎng)對人們生育觀念的影響[12]。本研究豐富了對互聯(lián)網(wǎng)的普及帶來的社會效應的理解，也為我國解決低生育率問題，緩解人口老齡化提供了新的思路與視角。

基于上述研究結(jié)論，得到以下啟示：

第一，加強監(jiān)管網(wǎng)絡信息傳播，營造良好的社會生育氛圍。由于互聯(lián)網(wǎng)的迅速普及，性別對立、恐婚恐育的社會焦慮信息更容易在互聯(lián)網(wǎng)上傳播，進而增加育齡人群的生育焦慮。因此，必須完善家庭婚姻等方面的法律，持續(xù)構(gòu)建和諧法治社會，降低家庭暴力、性別對立等男女沖突事件的發(fā)生及相關報道在網(wǎng)絡上大肆傳播。應在網(wǎng)絡上大力宣傳男女平等、和諧家庭等信息，降低育齡人群的恐婚恐育焦慮，構(gòu)造和諧友好的社會生育氛圍。

第二，落實生育支持政策，改善育齡人群的家庭經(jīng)濟狀況。研究發(fā)現(xiàn)，家庭經(jīng)濟狀況的改善會顯著促進育齡人群的生育意愿。因此，政府相關部門應針對育齡人群的需求，轉(zhuǎn)變只有現(xiàn)金補貼[13]等單一支持政策，應從孩子的出生、教育、醫(yī)療、發(fā)展等方面全方位提供生育補貼支持政策，讓育齡人群無后顧之憂。同時也應該認識到主客觀公共利益的差異推動政策變遷的特性[14]，使生育支持政策具備科學的預測性，使之成為未來社會良好生育水平的規(guī)劃與指南。除此之外，應促進就業(yè)市場的男女平等。讓育齡女性能平等參與勞動市場，從而獲得就業(yè)機會，進一步提升育齡女性在勞動市場上參與率，增加其收入，進而改善其家庭經(jīng)濟狀況。

第三，正確引導高學歷女性的生育觀念。研究結(jié)論表明，學歷越高的女性，其生育意愿越低迷。因此，應該采取措施引導高學歷人群樹立正確的生育觀念。比如，高校應增設如何促進家庭婚姻幸福等方面的課程，激發(fā)高學歷人群對幸福家庭生活的向往。其次，從經(jīng)濟支持措施上完善對高學歷人群生育意愿的引導，加大對高學歷人群生育子女的政策支持力度。

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[責任編輯：甘小梅]