互聯(lián)網(wǎng)使用、家庭消費(fèi)支出對(duì)育齡人群生育意愿的影響

莫富榮 劉暢

[摘? ? 要] 我國(guó)已處于勞動(dòng)人口紅利末期，將逐步進(jìn)入老齡化社會(huì)。然而，近年來(lái)社會(huì)生育意愿卻持續(xù)低迷，這與我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)的迅猛發(fā)展和網(wǎng)民規(guī)模日益擴(kuò)大密切相關(guān)。一方面，互聯(lián)網(wǎng)上關(guān)于婚姻和生育的負(fù)面信息改變了育齡人群對(duì)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(fèi)支出，進(jìn)而抑制了生育意愿。為了探討互聯(lián)網(wǎng)使用及家庭消費(fèi)支出對(duì)育齡人群生育意愿的影響，通過對(duì)2018年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查的數(shù)據(jù)進(jìn)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(fèi)支出對(duì)育齡人群的生育意愿并沒有產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響。異質(zhì)性分析結(jié)果表明，性別在對(duì)不同學(xué)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(xué)歷和配偶學(xué)歷的交互作用會(huì)促進(jìn)育齡人群的生育意愿；配偶學(xué)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(jì)狀況的差異性會(huì)調(diào)節(jié)不同性別群體的生育意愿。

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

[中圖分類號(hào)] C915? [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A? [文章編號(hào)] 1002-8129（2023）06-0079-12

一、引言

近幾年來(lái)，社會(huì)生育意愿低迷、人口老齡化等社會(huì)問題引起廣泛關(guān)注。2021年5月，第七次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)總生育率為1.3，已低于國(guó)際紅線1.5。同時(shí)，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)顯示，2021年我國(guó)全年出生人口1062萬(wàn)人，出生率7.52‰；死亡人口1014萬(wàn)人，死亡率為7.18‰；自然增長(zhǎng)率0.34‰①。根據(jù)第七次人口普查數(shù)據(jù)推斷，我國(guó)人口總量在未來(lái)幾年將達(dá)到頂峰，并逐漸呈現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。這也表明，我國(guó)已處于勞動(dòng)人口紅利末期，將逐步進(jìn)入人口老齡化社會(huì)?；诖?，中央政府于2016年實(shí)施二孩政策，鼓勵(lì)民眾生育二孩，2021年5月，三孩政策又正式推出。從當(dāng)前看，二孩政策收效甚微，離預(yù)期效果尚有差距[1]，而三孩政策實(shí)施不久，很多配套支持政策還未落地，其效果也難以預(yù)測(cè)。在鼓勵(lì)生育的社會(huì)氛圍之下，提高育齡人群的生育意愿影響著整個(gè)社會(huì)的生育水平高低，也關(guān)系著整個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力水平。與此同時(shí)，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)迅猛發(fā)展，對(duì)社會(huì)發(fā)展的各方面都產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響，群眾思想觀念也隨之發(fā)生了翻天覆地的變化?；ヂ?lián)網(wǎng)已經(jīng)成為我國(guó)居民接收各類信息的重要渠道，截至 2021年12月，我國(guó)網(wǎng)民規(guī)模達(dá)到了10.32億，互聯(lián)網(wǎng)普及率高達(dá)73.0%，手機(jī)網(wǎng)民規(guī)模高達(dá)10.29 億 ，網(wǎng)民中使用手機(jī)上網(wǎng)的比例高達(dá)99.7%，20～49歲的網(wǎng)民占比55.6%，由此可見，中國(guó)儼然已成為互聯(lián)網(wǎng)大國(guó)2。

隨著我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)的迅猛發(fā)展，網(wǎng)民規(guī)模日漸龐大，中國(guó)育齡人群的婚姻觀念及相應(yīng)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(duì)離婚風(fēng)險(xiǎn)也產(chǎn)生了微妙作用[3]。那么，互聯(lián)網(wǎng)使用是否會(huì)對(duì)育齡人群的生育意愿產(chǎn)生影響？產(chǎn)生影響的作用機(jī)制又是怎樣的？

從邏輯層面來(lái)看，一方面，互聯(lián)網(wǎng)上關(guān)于婚姻和生育的負(fù)面信息迅速傳播，可能會(huì)改變育齡人群關(guān)于傳統(tǒng)生育觀念的看法，從而對(duì)其生育意愿產(chǎn)生負(fù)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(fèi)欲望，使得育齡人群的消費(fèi)支出增加，擠占用于生育后代的經(jīng)濟(jì)預(yù)算，進(jìn)而抑制其生育意愿，但關(guān)于這方面的實(shí)證研究還較少[4]。截至2021年12月，我國(guó)網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物用戶達(dá)到了8.42億，“80后”“90后”網(wǎng)民群體網(wǎng)購(gòu)使用率最高，高達(dá)93%；“95后”群體網(wǎng)購(gòu)消費(fèi)潛力最大，數(shù)據(jù)顯示41.9% 的“95后”網(wǎng)上消費(fèi)額占日常消費(fèi)總額的30%以上，網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物消費(fèi)占比高于其他年齡群體3。這無(wú)疑說(shuō)明了互聯(lián)網(wǎng)的廣泛使用促進(jìn)了育齡人群的消費(fèi)支出。那么，互聯(lián)網(wǎng)的使用對(duì)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(huì)通過家庭消費(fèi)支出進(jìn)而影響育齡人群的生育意愿？在當(dāng)前我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)科技、網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物迅速發(fā)展以及社會(huì)生育意愿低迷的時(shí)代背景下，對(duì)于上述問題的回答與研究，不僅對(duì)于我國(guó)人口學(xué)研究具有重要的理論意義，而且對(duì)于我國(guó)人口公共政策的制定以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展更具有迫切的現(xiàn)實(shí)意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

國(guó)內(nèi)關(guān)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(guān)于生育意愿的研究逐漸成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的重點(diǎn)[5]。生育意愿通常是指出于個(gè)人或家庭對(duì)子女的偏好、考慮到各種限制條件后的生育愿望表達(dá)，包括期望生育的子女?dāng)?shù)量、性別、生育時(shí)間和間隔[6]。也有學(xué)者認(rèn)為生育意愿是指家庭或者個(gè)人對(duì)于生育行為的主觀態(tài)度及看法，持這種觀點(diǎn)的學(xué)者主要從數(shù)量、子女性別偏好、生育時(shí)間安排和素質(zhì)四個(gè)維度來(lái)反映人們的生育期望[7]。無(wú)論哪種觀點(diǎn)，子女?dāng)?shù)量都是衡量人們生育意愿的重要維度。而關(guān)于子女?dāng)?shù)量層面的生育意愿概念的測(cè)量可采用理想子女?dāng)?shù)、期望子女?dāng)?shù)、計(jì)劃子女?dāng)?shù)等指標(biāo)進(jìn)行測(cè)量[8]。

在互聯(lián)網(wǎng)科技迅猛發(fā)展的時(shí)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(guān)于婚育的新觀念、新思潮會(huì)對(duì)“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(huì)抑制人們的生育意愿[1]?；ヂ?lián)網(wǎng)的迅猛發(fā)展還帶動(dòng)了網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物的興起，來(lái)自中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告的數(shù)據(jù)顯示，截至2021年12月，我國(guó)網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物用戶規(guī)模達(dá)到了8.42億，占我國(guó)網(wǎng)民總體的81.6%。近年來(lái)消費(fèi)主義盛行，“天貓雙11”“京東618”等網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物更是掀起了網(wǎng)購(gòu)狂潮。數(shù)據(jù)顯示，2021 年我國(guó)網(wǎng)上零售額高達(dá)13.1萬(wàn)億元4。網(wǎng)絡(luò)購(gòu)物的便捷性刺激了人們消費(fèi)欲，促使人們的消費(fèi)支出大幅上漲，從而擠占人們用于撫育子女的經(jīng)濟(jì)預(yù)算，進(jìn)而可能抑制育齡人群的生育意愿[4]?；谏鲜隼碚摲治?，本研究構(gòu)建“互聯(lián)網(wǎng)使用——家庭消費(fèi)支出——生育意愿”的理論框架（圖1），并提出以下研究假設(shè)：

H1：互聯(lián)網(wǎng)使用會(huì)影響育齡人群的生育意愿；

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

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究數(shù)據(jù)來(lái)源于2018年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查項(xiàng)目（Chinese General Social Survey，CGSS），是中國(guó)人民大學(xué)聯(lián)合多家學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)展開的一項(xiàng)旨在系統(tǒng)、全面地收集社會(huì)、社區(qū)、家庭、個(gè)人多個(gè)層面的數(shù)據(jù)，刻畫社會(huì)變遷趨勢(shì)的全國(guó)性、綜合性、連續(xù)性的學(xué)術(shù)調(diào)查項(xiàng)目。由于本文研究的是育齡人群的互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)其生育意愿的影響，并且探討家庭消費(fèi)支出在其中的中介效應(yīng)機(jī)制，因此，本文從2018年的12787個(gè)樣本中篩選已婚且年齡在15～49歲的育齡人群作為研究對(duì)象[9]。CGSS2018數(shù)據(jù)中關(guān)于婚姻狀況的調(diào)查選項(xiàng)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(gè)選項(xiàng)，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(duì)象。經(jīng)過篩選及數(shù)據(jù)清洗處理之后，最終得到3829個(gè)有效樣本。

（二）變量設(shè)置及描述性統(tǒng)計(jì)

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(duì)象希望生育的孩子數(shù)量來(lái)衡量。選取CGSS2018中受訪者對(duì)“如果沒有政策限制，您希望有幾個(gè)孩子？”問題的回答數(shù)據(jù)來(lái)具體測(cè)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(duì)實(shí)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(duì)互聯(lián)網(wǎng)（包括手機(jī)上網(wǎng)）的使用情況是：”來(lái)測(cè)量互聯(lián)網(wǎng)使用情況，選項(xiàng)包括從不、很少、有時(shí)、經(jīng)常、非常頻繁5個(gè)選項(xiàng)，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(lái)看，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率越高，個(gè)人生育意愿越低迷，兩者呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系。

3. 中介變量。本文的中介變量是家庭消費(fèi)支出。CGSS2018問卷中設(shè)置了“2017年您全家的家庭總支出”的題項(xiàng)來(lái)測(cè)量家庭消費(fèi)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(bǔ)的方法將缺失數(shù)據(jù)補(bǔ)齊。

4. 控制變量。本研究的控制變量分為個(gè)人層面和家庭層面。個(gè)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(guān)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(duì)教育程度的選項(xiàng)進(jìn)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(xué)”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，“技校”賦值為8，“大學(xué)專科（成人高等教育）”賦值為9，“大學(xué)專科（正規(guī)高等教育）”賦值為10，“大學(xué)本科（成人高等教育）”賦值為11，“大學(xué)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(tuán)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(jì)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(shí)上網(wǎng)與經(jīng)常上網(wǎng)之間。受訪對(duì)象的生育意愿均值為1.876，遠(yuǎn)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(fèi)支出均值為21472，而我國(guó)2017年公布的人均消費(fèi)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(xué)歷是初中畢業(yè)，34.73%的受訪者的配偶學(xué)歷也是初中畢業(yè)。

（三）模型設(shè)定

本研究的實(shí)證分析包括兩部分：一是分析互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)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(fù)計(jì)數(shù)型變量，因此采用泊松（Poisson）模型，假定育齡人群個(gè)體的生育意愿數(shù)量為[Yi]，假設(shè)[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(shè)定形式如下

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

其中，[β0]是常數(shù)項(xiàng)，[interneti]為育齡人群個(gè)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(xiàng)。

二是檢驗(yàn)家庭消費(fèi)支出在互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)育齡人群生育意愿影響中的中介效應(yīng)。參照溫忠麟等人的做法[10]，將逐步檢驗(yàn)法與系數(shù)乘積檢驗(yàn)法中的Bootstrap檢驗(yàn)相結(jié)合進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，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(gè)體[i]的生育意愿，[interneti]是核心解釋變量，表示個(gè)體[i]的互聯(lián)網(wǎng)使用頻率，[Spendingi]表示個(gè)體[i]的家庭消費(fèi)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(duì)其生育意愿（因變量）的總效應(yīng)；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(duì)家庭消費(fèi)支出（中介變量）的效應(yīng)；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(fèi)支出對(duì)生育意愿的效應(yīng)；而系數(shù)[c']是在控制了家庭消費(fèi)支出的影響后，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率對(duì)育齡人群生育意愿的直接效應(yīng)；而[e1]、[e2]、[e3]則是回歸殘差。在中介效應(yīng)檢驗(yàn)中，系數(shù)乘積檢驗(yàn)法犯錯(cuò)的概率要低于差異系數(shù)檢驗(yàn)方法，因此系數(shù)乘積檢驗(yàn)法更為可靠[11]。

本研究的因變量生育意愿具有典型的計(jì)數(shù)特征，因此在進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)的逐步檢驗(yàn)時(shí)將主要采用泊松模型進(jìn)行估計(jì)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)育齡人群生育意愿影響的實(shí)證分析

1. 基準(zhǔn)回歸。本文運(yùn)用STATA15.0輔助完成整個(gè)定量分析過程。在進(jìn)行回歸分析之前，本文進(jìn)行了各變量的多重共線性檢驗(yàn)，得出方差膨脹因子（VIF）均值為1.44，遠(yuǎn)遠(yuǎn)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(lái)的內(nèi)生性問題，本文從個(gè)人層面（性別、年齡、宗教信仰、學(xué)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(xué)歷）兩方面考慮控制變量，并且基準(zhǔn)估計(jì)采用了逐步回歸的估計(jì)方法。同時(shí)為了避免異方差的問題，因此在進(jìn)行回歸時(shí)選擇了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤?；貧w結(jié)果如表3所示。

第（1）列是未加入控制變量時(shí)的結(jié)果，結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)使用頻率對(duì)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(gè)單位，育齡人群的生育意愿便降低0.025個(gè)單位。第（2）列加入了性別、年齡、宗教信仰、學(xué)歷、政治面貌等個(gè)人層面的控制變量后，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率對(duì)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(duì)生育意愿的影響卻依然十分顯著，為5%。性別、學(xué)歷對(duì)育齡人群生育意愿的影響顯著為負(fù)，年齡和政治面貌對(duì)生育意愿沒有顯著影響，而宗教信仰對(duì)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(xué)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(duì)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(gè)單位，生育意愿便降低0.017個(gè)單位，家庭成員數(shù)對(duì)生育意愿的影響是顯著為正的，家庭房產(chǎn)數(shù)對(duì)生育意愿沒有顯著影響，配偶學(xué)歷對(duì)育齡人群生育意愿的影響是顯著為負(fù)的。第（4）列將個(gè)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(gè)單位，生育意愿便顯著降低0.011個(gè)單位。在控制變量方面，性別、配偶學(xué)歷對(duì)生育意愿的影響是顯著為負(fù)的；年齡、宗教信仰、家庭成員數(shù)對(duì)生育意愿的影響是顯著為正的；而學(xué)歷、政治面貌、家庭房產(chǎn)數(shù)對(duì)育齡人群的生育意愿沒有顯著影響。

從整體結(jié)果來(lái)看，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)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(shè)H1得到驗(yàn)證，互聯(lián)網(wǎng)使用會(huì)顯著降低育齡人群的生育意愿。

2. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本研究的基準(zhǔn)回歸所用的被解釋變量生育意愿測(cè)量數(shù)據(jù)存在異常值，因此采用了縮尾處理。據(jù)此，基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性檢驗(yàn)將從數(shù)據(jù)本身和計(jì)量方法角度出發(fā)，采用未經(jīng)過縮尾處理的生育意愿測(cè)量數(shù)據(jù)運(yùn)用2SLS回歸估計(jì)方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，控制變量納入回歸的方式與基準(zhǔn)回歸納入方式相同，結(jié)果如表4所示，檢驗(yàn)結(jié)果表明四種回歸方式下互聯(lián)網(wǎng)使用頻率對(duì)生育意愿的影響顯著性與基準(zhǔn)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(fèi)支出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

對(duì)方程式（3）、（4）、（5）結(jié)合溫忠麟等人提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)五步法[10]進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。由中介效應(yīng)檢驗(yàn)五步法可知，系數(shù)c顯著，因此家庭消費(fèi)支出在互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)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(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn)系數(shù)a、b是否等于零，如果顯著，則證明間接效應(yīng)顯著，因考慮到中介變量家庭消費(fèi)支出數(shù)據(jù)存在異常值，因此在檢驗(yàn)前對(duì)其進(jìn)行了取對(duì)數(shù)處理。在檢驗(yàn)時(shí)重復(fù)樣本抽取數(shù)選為1000次，選擇95%置信區(qū)間。檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率對(duì)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。基于此，中介效應(yīng)可能存在。而在進(jìn)一步的檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)，家庭消費(fèi)支出對(duì)育齡人群生育意愿間接影響（中介效應(yīng)）的95%置信區(qū)間為[-0.0115， 0.0046]，包括0。因此認(rèn)為，家庭消費(fèi)支出在互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)育齡人群生育意愿的影響中并不存在中介效應(yīng)。本文的假設(shè)H2并未得到驗(yàn)證，基于此本文將著重探討互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)育齡人群生育意愿的直接效應(yīng)。

（三）異質(zhì)性分析

互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)育齡人群生育意愿呈總體顯著負(fù)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(gè)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(xiàng)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(gè)控制變量，分別是受訪對(duì)象的戶口性質(zhì)和家庭經(jīng)濟(jì)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(jì)狀況，“遠(yuǎn)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(yuǎn)高于平均水平”賦值為5，家庭經(jīng)濟(jì)狀況均值為2.643。為了進(jìn)一步探討互聯(lián)網(wǎng)使用和家庭消費(fèi)支出對(duì)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(fèi)支出、性別*學(xué)歷、學(xué)歷*配偶學(xué)歷、配偶學(xué)歷*戶口、性別*家庭經(jīng)濟(jì)狀況的交互項(xiàng)，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(fèi)支出的交互項(xiàng)，旨在檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)育齡人群生育意愿的影響是否存在不同家庭消費(fèi)支出層面的差異。結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)使用主效應(yīng)顯著，而家庭消費(fèi)支出主效應(yīng)并不顯著，且互聯(lián)網(wǎng)使用與家庭消費(fèi)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(duì)育齡人群生育意愿產(chǎn)生影響時(shí)不會(huì)與家庭消費(fèi)支出這一因素協(xié)同發(fā)揮作用。這也說(shuō)明在使用互聯(lián)網(wǎng)的前提下，家庭消費(fèi)支出對(duì)育齡人群生育意愿并沒有產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的影響。第（14）列納入了性別和學(xué)歷的交互項(xiàng)，結(jié)果顯示，性別主效應(yīng)不顯著，但學(xué)歷主效應(yīng)顯著，且性別和學(xué)歷的交互項(xiàng)顯著，這說(shuō)明在控制其他條件的情況下，性別在學(xué)歷對(duì)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(xué)歷和配偶學(xué)歷的交互項(xiàng)，結(jié)果顯示受訪者學(xué)歷主效應(yīng)顯著，配偶學(xué)歷主效應(yīng)也顯著，并且受訪者學(xué)歷及配偶學(xué)歷對(duì)其生育意愿產(chǎn)生負(fù)向影響。而受訪者學(xué)歷和配偶學(xué)歷交互作用正向顯著，這說(shuō)明配偶學(xué)歷的提高會(huì)影響受訪者學(xué)歷對(duì)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(xué)歷和戶口性質(zhì)的交互項(xiàng)，結(jié)果顯示配偶學(xué)歷主效應(yīng)并不顯著，戶口主效應(yīng)顯著且對(duì)育齡人群生育意愿產(chǎn)生正向影響，并且配偶學(xué)歷和戶口的交互作用也顯著，這說(shuō)明在控制其他條件的情況下，配偶學(xué)歷的提升會(huì)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(jì)狀況的交互項(xiàng)，回歸結(jié)果顯示性別主效應(yīng)不顯著，而家庭經(jīng)濟(jì)狀況主效應(yīng)顯著，說(shuō)明家庭經(jīng)濟(jì)狀況的改善會(huì)提升育齡人群的生育意愿。性別與家庭經(jīng)濟(jì)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(jì)狀況會(huì)調(diào)節(jié)不同性別群體的生育意愿，相對(duì)男性育齡群體而言，女性育齡人群的家庭經(jīng)濟(jì)狀況的改善會(huì)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(guó)綜合社會(huì)調(diào)查項(xiàng)目（CGSS2018），系統(tǒng)研究了15～49歲的育齡人群個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用、家庭消費(fèi)支出對(duì)生育意愿的影響及其作用機(jī)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(fèi)支出在互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)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(fèi)支出并沒有對(duì)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(xué)歷在受訪者學(xué)歷對(duì)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(xué)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(jì)狀況的改善對(duì)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?cè)谘芯恐邪l(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(gè)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(lái)，我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)突飛猛進(jìn)，極大促進(jìn)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(guó)網(wǎng)民規(guī)模高達(dá)10.32億，互聯(lián)網(wǎng)普及率達(dá)到73.0%。互聯(lián)網(wǎng)改變了社會(huì)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(shí)也改變了人們傳統(tǒng)的婚姻觀念及相應(yīng)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(duì)人們生育觀念的影響[12]。本研究豐富了對(duì)互聯(lián)網(wǎng)的普及帶來(lái)的社會(huì)效應(yīng)的理解，也為我國(guó)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(qiáng)監(jiān)管網(wǎng)絡(luò)信息傳播，營(yíng)造良好的社會(huì)生育氛圍。由于互聯(lián)網(wǎng)的迅速普及，性別對(duì)立、恐婚恐育的社會(huì)焦慮信息更容易在互聯(lián)網(wǎng)上傳播，進(jìn)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(huì)，降低家庭暴力、性別對(duì)立等男女沖突事件的發(fā)生及相關(guān)報(bào)道在網(wǎng)絡(luò)上大肆傳播。應(yīng)在網(wǎng)絡(luò)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(huì)生育氛圍。

第二，落實(shí)生育支持政策，改善育齡人群的家庭經(jīng)濟(jì)狀況。研究發(fā)現(xiàn)，家庭經(jīng)濟(jì)狀況的改善會(huì)顯著促進(jìn)育齡人群的生育意愿。因此，政府相關(guān)部門應(yīng)針對(duì)育齡人群的需求，轉(zhuǎn)變只有現(xiàn)金補(bǔ)貼[13]等單一支持政策，應(yīng)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(bǔ)貼支持政策，讓育齡人群無(wú)后顧之憂。同時(shí)也應(yīng)該認(rèn)識(shí)到主客觀公共利益的差異推動(dòng)政策變遷的特性[14]，使生育支持政策具備科學(xué)的預(yù)測(cè)性，使之成為未來(lái)社會(huì)良好生育水平的規(guī)劃與指南。除此之外，應(yīng)促進(jìn)就業(yè)市場(chǎng)的男女平等。讓育齡女性能平等參與勞動(dòng)市場(chǎng)，從而獲得就業(yè)機(jī)會(huì)，進(jìn)一步提升育齡女性在勞動(dòng)市場(chǎng)上參與率，增加其收入，進(jìn)而改善其家庭經(jīng)濟(jì)狀況。

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

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[責(zé)任編輯：甘小梅]