夫妻生育分歧對家庭生育行為的影響研究
——解釋生育意愿和生育行為偏離的新視角

樂 菡，楊 昕

（上海社會科學(xué)院 信息研究所，上海 200235）

一、引言

改革開放以來我國生育政策發(fā)生了幾次調(diào)整：1978 年國家提倡和推行計劃生育首次被寫入憲法；同年10 月，中央《關(guān)于國務(wù)院計劃生育領(lǐng)導(dǎo)小組第一次會議的報告》中明確提出“提倡一對夫婦生育子女?dāng)?shù)最好一個，最多兩個”；1980年中共中央《關(guān)于控制我國人口增長問題致全體共產(chǎn)黨員、共青團(tuán)員的公開信》進(jìn)一步收緊了生育政策。在嚴(yán)格的生育政策指導(dǎo)和要求下，夫妻間的生育分歧主要集中在生育時機(jī)上，即早生還是晚生的矛盾。2002 年至今，生育政策逐步放開，2013 年“單獨二孩”的政策正式實施；2015 年十八屆五中全會對《人口與計劃生育法》中的部分條例進(jìn)行了修訂，“全面兩孩”政策正式推出，是否生育二孩逐漸成為夫妻間的生育分歧。［1-2］2021 年中共中央、國務(wù)院《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》出臺了“三孩”生育政策，盡管生育政策逐步放開，但總和生育率仍然持續(xù)下降，第七次人口普查數(shù)據(jù)顯示總和生育率已經(jīng)低至1.3，進(jìn)入了低生育率陷阱。國外大量實證研究表明隨著已有子女?dāng)?shù)量的增加，夫妻間關(guān)于生育數(shù)量的分歧逐漸加大，生育率持續(xù)降低。［3-4］因此，在我國生育政策逐步放開的背景下，研究夫妻生育分歧對于破解低生育率陷阱具有重要現(xiàn)實意義。

生育分歧（Disagreement of fertility）是指男女在關(guān)于生育的時間、生育子女的數(shù)量等生育意愿上存在的意見不一致，包含了生育時機(jī)（Disagreement about timing of fertility）和生育數(shù)量（Disagreement about total number of fertility）兩方面的分歧，即夫妻間“什么時候生育”的意見不一致以及圍繞生育幾個孩子、是否（再）生育存在分歧。［5］生育數(shù)量分歧的類型包括兩種：一種是妻子否決，即丈夫愿意（再）生育，但妻子不愿意；另一種是丈夫否決，即妻子愿意（再）生育，但丈夫不愿意。［6］生育分歧一詞最早出現(xiàn)在西方學(xué)者的文獻(xiàn)中，歐洲學(xué)者最先傾聽到男性在生育決策中的聲音，隨后發(fā)展中國家（地區(qū)）開始圍繞男女生育意愿、生育目標(biāo)差異展開大量的調(diào)查研究。研究發(fā)現(xiàn)：盡管從性別上來看，男性和女性的生育目標(biāo)相近，但從家庭層面來看，配偶間的生育目標(biāo)存在較大差異。［7］在“三孩”生育政策的背景下，本文重點討論生育數(shù)量的分歧。

國內(nèi)關(guān)于生育分歧的研究較少，卿石松和丁金宏最早關(guān)注國內(nèi)夫妻間生育意愿的不一致，［1］并從夫妻聯(lián)合視角出發(fā)探討了生育偏好變化及其相互影響，［8］為生育意愿研究提供了一個新的視角——夫妻生育分歧。隨后國內(nèi)學(xué)者圍繞夫妻生育分歧的影響因素展開了較多討論，有學(xué)者從夫妻婚姻匹配度、［9］夫妻獨生屬性差異、［10］夫妻性別偏好差異、［2］［11］父母支持力度［12］等家庭內(nèi)部視角分析了夫妻間產(chǎn)生生育分歧的內(nèi)因。在生育意愿與生育行為的研究中，發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）和發(fā)展中國家（地區(qū)）都發(fā)現(xiàn)了兩者偏離的常態(tài)現(xiàn)象，國內(nèi)學(xué)者從外部視角探討了生育意愿和生育行為偏離的因素，發(fā)現(xiàn)生育政策、生育價值等外部因素是造成生育意愿和生育行為偏離的重要因素。［13］

現(xiàn)有研究為本文奠定了堅實的基礎(chǔ)，同時也存在局限，主要表現(xiàn)在：一是學(xué)者們已經(jīng)關(guān)注夫妻生育分歧的前因，但對于生育分歧產(chǎn)生的實際后果缺乏討論。二是由于缺乏實際生育行為的數(shù)據(jù)，學(xué)者們往往選取生育意愿而非最終生育行為展開研究，最終導(dǎo)致高估生育率。三是以往研究關(guān)注夫妻生育偏好不一致對二孩決策的影響，但缺乏對夫妻生育決策內(nèi)部影響機(jī)理的深度解讀?，F(xiàn)有研究的不足為本研究的開展提供了進(jìn)一步研究的空間。基于此，本文從家庭內(nèi)部視角切入，利用2014年和2018 年兩輪的中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，通過收集丈夫和妻子的生育意愿、生育行為信息，解決數(shù)據(jù)缺失的問題，突破現(xiàn)有研究的局限性，分析夫妻關(guān)于生育數(shù)量存在的生育分歧及其對生育行為的影響機(jī)理，為低生育率陷阱提供了新的對策，同時為生育意愿和生育行為偏離的現(xiàn)象提供了新的理論依據(jù)。

二、理論機(jī)制與研究假設(shè)

一個國家或地區(qū)的總和生育率是由個體的生育行為集合而成，新古典家庭經(jīng)濟(jì)學(xué)將家庭視為一個單位進(jìn)行決策，假設(shè)家庭成員間沒有利益沖突且不存在任何分歧，追求的目標(biāo)是家庭單一效用函數(shù)最大化。然而現(xiàn)實生活難以滿足以上嚴(yán)苛的假設(shè)，家庭作為沖突與合作并存的地方，家庭成員之間往往具有不同的偏好和效用，［14］最終在決策上產(chǎn)生分歧。在單一生育決策模型受到現(xiàn)實條件的挑戰(zhàn)后，國外學(xué)者提出了一個開創(chuàng)性的新概念——討價還價，來描述家庭決策的互動過程，在個體不同偏好的框架下進(jìn)行新家庭經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究，應(yīng)用在生育行為上，假設(shè)個體間的生育偏好不同，家庭成員為實現(xiàn)各自效用的帕累托改進(jìn)而進(jìn)入談判，最終做出家庭成員間的最優(yōu)決策。［15］近年來，國內(nèi)學(xué)者也注意到生育行為不是女性個體的獨立行為，［16］男性對于生育同樣具有獨立決策權(quán)。當(dāng)夫妻任何一方否決（再）生育決策時，夫妻雙方生育決策的合作被打破，家庭將面臨內(nèi)部資源博弈再分配，生育決策進(jìn)入重新談判階段，導(dǎo)致生育行為暫時延遲或一方妥協(xié)?；诖耍狙芯刻岢觯?/p>

假設(shè)1：生育分歧對家庭生育行為具有顯著負(fù)向作用。

長期以來“男主外、女主內(nèi)”的傳統(tǒng)分工導(dǎo)致家庭內(nèi)部分工往往被女性化、無酬化取代。［7］隨著“她時代”的到來，女性在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域、教育領(lǐng)域及政治領(lǐng)域都發(fā)揮了重要作用，［17］過去的婚育模式也發(fā)生了變化，［18］女性在家庭中的話語權(quán)、決策權(quán)逐漸提高。在家庭與工作無法兼顧時，女性通常選擇推遲婚育年齡、反對（再）生育等途徑來平衡沖突，最終對國家的人口再生產(chǎn)產(chǎn)生重大影響。［19］發(fā)達(dá)國家（地區(qū)）的數(shù)據(jù)顯示當(dāng)夫妻間存在生育分歧時，夫妻生育的可能性較小，且男性和女性在生育過程中的否決權(quán)大小幾乎一致，而在發(fā)展中國家（地區(qū)），幾乎沒有否決權(quán)的實踐證明，即夫妻雙方只有一方想（再）生育一個孩子的實際生育行為要顯著高于雙方都不想（再）生育的夫妻。［20］基于此，本研究提出：

假設(shè)2：當(dāng)夫妻存在生育分歧時，女性否決對生育決策的影響更大。

生育支持政策的有效性關(guān)鍵在于它多大程度上促進(jìn)了勞動力市場上的性別平等。［21］在育兒負(fù)擔(dān)主要由母親承擔(dān)的社會中，女性更傾向于反對（再）生育，在其他條件不變的情況下，與育兒負(fù)擔(dān)分配更加公平的社會相比較，母親承擔(dān)主要育兒負(fù)擔(dān)的社會總和生育率要更低。［20］因此，歐洲生育率較高的國家?guī)缀醵疾捎昧溯^為慷慨的公共兒童保育服務(wù)來降低母親的育兒時間成本，從而降低母親反對（再）生育的意愿。［22-23］相關(guān)的實證研究顯示相比針對父親的補(bǔ)貼政策，專門降低女性育兒負(fù)擔(dān)的補(bǔ)貼政策將生育率水平提高了3 倍。［20］從國內(nèi)的生育支持政策來看，主要采取延長產(chǎn)假、提高生育津貼等政策工具，看似維護(hù)了女性的權(quán)益，實則更多地強(qiáng)調(diào)了女性的責(zé)任和義務(wù)，加劇了生育成本在家庭內(nèi)部的分配不均衡，最終影響整個社會的生育水平。綜上所述，本研究提出第三個假設(shè)：

假設(shè)3：家庭內(nèi)部的育兒分工是生育分歧對生育行為的影響機(jī)理。

三、研究樣本與數(shù)據(jù)

（一）數(shù)據(jù)來源

2013-2015 年是我國二孩政策逐步放開的窗口期，以此為政策背景研究家庭內(nèi)部的生育分歧對生育行為的影響具有一定的啟示作用。本研究選取2014 年為基線年份，以2018 年為第二輪跟蹤調(diào)查年份。利用北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心的中國家庭追蹤調(diào)查2014年、2018年數(shù)據(jù)（以下簡稱CFPS2014、CFPS2018）進(jìn)行實證分析，該調(diào)查采用分層、多階段抽樣方法。根據(jù)研究目的，本文在CFPS2014 年數(shù)據(jù)庫中選取了20-49 歲已婚女性家庭，剔除了少數(shù)未滿22 歲法定結(jié)婚年齡的男性家庭，從中提取了夫妻雙方的人口學(xué)特征以及生育意愿信息，并通過家庭識別號和個人識別號信息匹配到2018年該夫妻的實際生育行為。

（二）變量定義

1.被解釋變量

被解釋變量為家庭的實際生育行為，分別用2014-2018 年間家庭的實際生育數(shù)量和2014-2018年間家庭是否（再）生育兩個指進(jìn)行衡量。在第一個指標(biāo)中，6 723 個育齡家庭在2014-2018 年間平均生育的孩子數(shù)量為0.18，標(biāo)準(zhǔn)差為0.43。針對第二個指標(biāo)，本文構(gòu)建一個是否（再）生育的二元分類變量，取值為1 表示2014 年的理想子女?dāng)?shù)量大于現(xiàn)有子女?dāng)?shù)量，反之取值為0。16%的家庭在2014-2018年間有（再）生育行為。

2.核心解釋變量

核心解釋變量為夫妻間生育分歧，參考Doepke和Kindermann以及歐洲代際和性別項目（Generations and Gender Programme）問卷處理方法，［20］使用夫妻各自理想子女?dāng)?shù)量指標(biāo)的差值的絕對值來衡量夫妻間關(guān)于生育數(shù)量的分歧。本研究選取了2014 年的生育分歧，其絕對值最大值為3，最小值為0，夫妻間的平均生育分歧為0.24個子女，反映了夫妻之間對于生育幾個孩子存在一定的分歧。為了進(jìn)一步分析生育分歧對生育行為的影響機(jī)理，將生育分歧劃分為兩種類型，一種是妻子否決丈夫同意（后文簡稱妻子否決），另一種是丈夫否決妻子同意（后文簡稱丈夫否決），分別將夫妻的理想子女?dāng)?shù)量減去2014 年現(xiàn)有子女?dāng)?shù)量，差值大于0 則認(rèn)為有意愿（再）生育，反之則認(rèn)為否決（再）生育。11.71%的家庭是丈夫否決，7.87%是妻子否決，余下55.11%的家庭夫妻均否決，25.32%的夫妻均存在（再）生育意愿。

3.控制變量

借鑒以往學(xué)者的研究，［2］［11-13］本文從夫妻雙方個人特征變量和地區(qū)特征變量選取了6 種控制變量：（1）受教育年限。丈夫的整體均值為8.63 年，妻子的整體均值為7.5 年；（2）年齡的平方。丈夫年齡平方的整體均值為1 632.79，妻子的整體均值為1 466.07；（3）雇主性質(zhì)。在體制內(nèi)工作為1，不在體制內(nèi)工作為0，平均12%的丈夫在體制內(nèi)工作，8%的妻子在體制內(nèi)工作；（4）年收入的對數(shù)值。丈夫年收入的對數(shù)值均值為4.58，妻子年收入的對數(shù)值均值為3.17；（5）家庭城鄉(xiāng)分類。家庭位于城鎮(zhèn)地區(qū)取值為1，家庭位于農(nóng)村地區(qū)取值為0，樣本家庭整體均值為0.44；（6）家庭所處地區(qū)人均GDP 對數(shù)值，樣本均值為10.60。

4.調(diào)節(jié)變量

為了進(jìn)一步分析生育分歧對生育行為的影響機(jī)理，本文選取妻子承擔(dān)育兒負(fù)擔(dān)程度指標(biāo)來衡量家庭內(nèi)部的育兒分工。在CFPS2014 年問卷中提取了全部關(guān)于夫妻育兒負(fù)擔(dān)的分配的四個相關(guān)問題，分別是“白天，孩子通常最主要由誰照管？”“晚上，孩子通常最主要由誰照管？”“誰輔導(dǎo)孩子的作業(yè)？”“平時最主要是誰接送孩子去‘幼兒園/學(xué)前班’？”將問題對應(yīng)的選項處理為母親、父親、其他三類?？紤]“接送幼兒園/學(xué)前班”的問題只針對擁有3-6 歲子女的家庭，因此對擁有該年齡段的家庭，妻子的育兒負(fù)擔(dān)為以上四個變量的加權(quán)平均，若調(diào)查年份家庭中沒有該年齡段的子女，妻子的育兒負(fù)擔(dān)為前三個變量的加權(quán)平均，數(shù)值越大證明妻子育兒負(fù)擔(dān)越重。各指標(biāo)描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計分析

（三）樣本特征

圖1 結(jié)果顯示2014 年有過生育史的家庭與暫未生育的家庭之間的生育分歧存在較大差異。與暫未生育子女的家庭相比，生育一孩后的家庭在2014 年關(guān)于理想子女?dāng)?shù)量的回答中，夫妻雙方都愿意生育的比重顯著下降，由78.52%下降至45.98%，夫妻都不愿意生育的比重顯著上升，由6.73%上升至20.98%，存在生育分歧的家庭也顯著增多了，由14.74%上升至33.03%，其中丈夫否決的比重從9.29%上升至20.11%，妻子否決的比重從5.45%提高至12.92%。與生育一孩的家庭相比，生育二孩及以上的家庭在2014年夫妻雙方都愿意（再）生育的意愿出現(xiàn)了急劇下滑，從45.98%下降至2.4%，夫妻都不愿意生育的比重大幅提升，從20.98%陡然升至89.31%，存在生育分歧的家庭減少，丈夫否決的比重為4.59%，妻子否決的比重為3.68%，兩者之間的差值明顯縮小。

圖1 分子女?dāng)?shù)量夫妻間生育分歧

可以看出無論家庭是否已經(jīng)有過生育行為，夫妻之間存在生育分歧都處于一個不容忽視的比重范疇內(nèi)（8.27%～33.03%之間）。相比之下，生育過一個孩子的家庭分歧程度更大，以上特征事實可以看出在“全面兩孩”政策指導(dǎo)下，生育過一個孩子的家庭比暫未生育的家庭夫妻間存在的生育分歧更大。

四、實證分析與討論

（一）模型構(gòu)建

1.基準(zhǔn)回歸模型

考慮因變量生育數(shù)量屬于計數(shù)型離散變量，其分布符合泊松分布，因此基礎(chǔ)模型選擇泊松回歸探究兩者的因果關(guān)系，設(shè)定如下模型：

Fi～P(λi)：Fi服從參數(shù)為λi泊松分布，λi為Fi的期望。

Fi為家庭i在2014-2018年間實際生育數(shù)量，服從參數(shù)為λi泊松分布。Di表示生育分歧，分別采用家庭i在2014 年基線調(diào)查中夫妻關(guān)于理想子女?dāng)?shù)量之間的差異絕對值以及不同類型的生育分歧等指標(biāo)來參照衡量，Xk為其他控制變量，分別代表夫妻各自是否在體制內(nèi)工作、年收入對數(shù)值、受教育年限以及戶口、人均GDP對數(shù)值等控制變量。

2.穩(wěn)健性檢驗?zāi)Ｐ?/p>

夫妻在生育之前很難對家庭總?cè)藬?shù)做出絕對的預(yù)判和決定，而是在每次生育前根據(jù)家庭持續(xù)變化的綜合環(huán)境來決策是否（再）生育一個孩子。因此本文在穩(wěn)定性檢驗部分對夫妻生育分歧影響夫妻是否（再）生育的決策進(jìn)行了探析?？紤]分樣本模型中的因變量如果選擇生育數(shù)量會產(chǎn)生多重共線性問題，因此分樣本模型也選擇該模型。將基礎(chǔ)模型中的因變量替換為2014-2018年間夫妻是否（再）生育的二元變量，選擇二元Logit回歸，設(shè)定如下模型：

Bi為家庭i在2014-2018 年間是否有生育行為的二元變量，如果家庭i在表明生育意愿后4 年內(nèi)生育了孩子，則取值為1，反之為0。Pi是家庭i在2014-2018 年間是否有生育行為的概率。Di、Xk與公式（1）一致。

3.調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

為了讓生育政策更加具有針對性，使其發(fā)揮更大效用，根據(jù)理論分析，本部分重點探討家庭內(nèi)部的育兒分擔(dān)對家庭生育決策的調(diào)節(jié)效應(yīng)，參考范子英等學(xué)者的做法，［24］將調(diào)節(jié)變量置于基準(zhǔn)模型中，重新設(shè)定模型對作用機(jī)制進(jìn)行識別，設(shè)定如下模型：

Mi為調(diào)節(jié)變量，代表妻子育兒負(fù)擔(dān)。其他各項定義與公式（1）相同。調(diào)節(jié)效應(yīng)模型中重點關(guān)注θ0。

（二）實證結(jié)果

1.生育分歧對于家庭實際生育行為的影響

本文首先利用泊松回歸模型從最基礎(chǔ)的視角探尋變量的影響效果。表2模型（1）的結(jié)果顯示在控制了夫妻雙方個人特征以及家庭所處地區(qū)的特征后，生育分歧對夫妻4年內(nèi)的生育行為影響系數(shù)為-0.106 5且在5%的水平下顯著，即夫妻生育分歧越大，4年內(nèi)實際生育行為發(fā)生的概率越低，假設(shè)1 在統(tǒng)計上得到了驗證，為生育意愿和生育行為的偏差提供了新的解釋因素。以上回歸結(jié)果說明了過去以育齡女性為研究對象的生育意愿和生育行為的分析，忽略了男性生育意愿對生育行為的影響，這樣的研究結(jié)論會導(dǎo)致高估總和生育率。

表2 生育分歧與4年內(nèi)生育行為的泊松回歸估計結(jié)果

為了進(jìn)一步分析生育否決權(quán)對于生育行為的影響，模型（2）在模型（1）的基礎(chǔ)上，以“雙方均愿意”作為參照組，將“丈夫否決妻子同意”“妻子否決丈夫同意”“雙方均否決”加入模型里作為解釋變量，本文重點關(guān)注存在生育分歧的兩種類型，即丈夫否決妻子同意、妻子否決丈夫同意。具體來看，相較于雙方均愿意生育的家庭，丈夫否決的生育分歧與家庭4 年內(nèi)的生育行為負(fù)相關(guān)，生育分歧的回歸系數(shù)為-0.413 7 且在1%的水平下顯著。妻子否決的生育分歧同樣與家庭4年內(nèi)的生育行為負(fù)相關(guān)，生育分歧的回歸系數(shù)為-0.342 5，在1%的水平下顯著。盡管從客觀事實來看，女性對于生育行為擁有獨立控制權(quán)，［16］但對比兩者的系數(shù)大小可以發(fā)現(xiàn)在生育意愿到生育決策的過程中，丈夫和妻子都擁有否決權(quán)，但妻子否決的系數(shù)絕對值小于丈夫否決的系數(shù)絕對值，可以認(rèn)為在2014-2018 年間，當(dāng)夫妻存在生育分歧時，妻子否決對家庭子女?dāng)?shù)量的影響程度要低于丈夫否決，與理論預(yù)期存在差距，假設(shè)2并不成立。造成該結(jié)果的關(guān)鍵原因是家庭中男性和女性所擁有的權(quán)力大小不一，盡管隨著時間的推移，家庭內(nèi)部的相對談判權(quán)力發(fā)生著變化，但總體來看，2014-2018 年間受夫妻相對社會經(jīng)濟(jì)資源等多方面的影響，我國家庭中男性對于生育的否決更占上風(fēng)，［2］這一情形在部分發(fā)展中國家（地區(qū)），尤其是父權(quán)文化濃重的地區(qū)得到了驗證。［25］

2.穩(wěn)健性分析

為了進(jìn)一步驗證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用置換被解釋變量的方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。將表2中模型（1）、模型（2）的被解釋變量替換為4 年內(nèi)家庭是否有（再）生育行為的二元變量進(jìn)行Logit 回歸。從表3 模型（1）、模型（2）的回歸結(jié)果可以看出生育分歧、丈夫否決、妻子否決的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，表明在更換被解釋變量后本文的研究結(jié)論依然顯著，生育分歧對家庭（再）生育行為的確具有負(fù)向影響，充分說明了夫妻生育分歧是解釋低生育率的影響因素之一，本文的假設(shè)1結(jié)論不變。

從表3模型（2）回歸系數(shù)的大小來看，丈夫否決的系數(shù)絕對值大于妻子否決的系數(shù)絕對值，代表妻子否決對家庭生育決策的影響程度要低于丈夫否決，再次證明了假設(shè)2并不成立。

3.分樣本回歸結(jié)果

表4 考察了2014 年擁有不同子女?dāng)?shù)量的家庭生育分歧與4 年內(nèi)是否（再）生育行為的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)暫未生育和已生育一孩的家庭，夫妻間生育分歧對家庭4 年內(nèi)的生育行為產(chǎn)生負(fù)面影響，而對于已生育二孩及以上家庭來說，生育分歧對生育行為的影響在統(tǒng)計上并不顯著，造成該結(jié)果的原因可能是調(diào)查年份2014 年暫未放開三孩，個人在回答理想子女?dāng)?shù)問題時受到了政策的影響。對于暫未生育的家庭而言，與夫妻雙方都愿意生育的家庭相比較，丈夫?qū)τ谏袨榈姆駴Q權(quán)在1%的水平下顯著為負(fù)，而妻子對于生育行為的否決權(quán)并不顯著。對于已經(jīng)生育一個孩子的樣本家庭，丈夫否決和妻子否決分別在1%和5%的水平下顯著為負(fù)。可以看出對于4年內(nèi)是否生育二孩，夫妻間任何一方缺乏意愿都會導(dǎo)致生育概率下降，從模型（4）的回歸系數(shù)可以看出丈夫否決對于最終生育行為的影響要大于妻子。對于已經(jīng)生育兩個孩子以上的樣本家庭，丈夫否決對于生育行為的影響并不顯著，而妻子否決對于生育行為的影響系數(shù)為-0.498 9且在5%的水平下顯著。

綜上，家庭在決策是否生育第一個孩子時，丈夫的否決權(quán)對于生育行為有影響，而妻子的否決權(quán)不影響最終的生育行為；家庭在決策是否生育第二個孩子時，丈夫否決對于生育行為的影響大于妻子；家庭在決策是否生育第三個及以上孩子時，妻子否決對于生育行為有影響，而丈夫否決不影響最終的生育行為。從妻子的否決權(quán)來看，隨著家庭中子女?dāng)?shù)量的增加，妻子否決對于生育行為的負(fù)向效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)并增強(qiáng)。

4.機(jī)制分析

本文的理論分析中認(rèn)為家庭內(nèi)部的育兒分擔(dān)是生育分歧對生育行為的影響路徑，表5 為育兒負(fù)擔(dān)對生育分歧抑制生育的調(diào)節(jié)效應(yīng)。表5 第（1）列至第（3）列是妻子育兒負(fù)擔(dān)的調(diào)節(jié)效應(yīng)，模型（1）中妻子育兒負(fù)擔(dān)和生育分歧的交互項回歸系數(shù)為-0.002 7，通過了10%的顯著性檢驗，主效應(yīng)系數(shù)為負(fù)，說明妻子承擔(dān)的育兒負(fù)擔(dān)越重，越會強(qiáng)化夫妻生育分歧對生育行為的抑制作用。模型（2）中妻子承擔(dān)育兒負(fù)擔(dān)和丈夫否決的交互項為0.168，沒有通過顯著性檢驗。模型（3）中妻子承擔(dān)育兒負(fù)擔(dān)和妻子否決的交互項為-0.017，通過了5%的顯著性檢驗，由此可以看出當(dāng)家庭內(nèi)部育兒負(fù)擔(dān)承擔(dān)者主要是女性時，會進(jìn)一步強(qiáng)化女性的否決權(quán)，最終導(dǎo)致生育率下降。

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

五、結(jié)論與啟示

本文利用CFPS2014 年和2018 年的跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，將生育分歧劃分為丈夫否決和妻子否決兩種類型，彌補(bǔ)了傳統(tǒng)數(shù)據(jù)只了解育齡婦女信息的遺憾，摒棄了傳統(tǒng)的單一效用模型，從新家庭經(jīng)濟(jì)學(xué)討價還價的生育決策理論解釋當(dāng)下生育意愿和生育行為偏離的現(xiàn)象。研究結(jié)果表明：第一，從基礎(chǔ)模型的分析可以看出夫妻間關(guān)于生育子女?dāng)?shù)量的分歧在家庭生育決策中普遍存在，夫妻間生育分歧越大，生育行為發(fā)生的概率越低，家庭內(nèi)部視角下研究低生育率具有重要意義。第二，從分樣本模型可以看出盡管在“她時代”女性與男性同樣具有生育否決權(quán)，但從2014-2018 年家庭實際生育結(jié)果來看，丈夫?qū)τ谑欠裆缓⒑投⒌姆駴Q權(quán)要大于妻子，但隨著家庭中已有子女?dāng)?shù)量的增加，女性對于（再）生育的否決權(quán)對生育結(jié)果的影響效果逐漸增大。第三，從調(diào)節(jié)效應(yīng)模型可以看出，家庭內(nèi)部的育兒負(fù)擔(dān)轉(zhuǎn)移并不能有效緩解生育分歧對生育行為的抑制效應(yīng)，無論是丈夫育兒參與更多還是妻子育兒負(fù)擔(dān)更重，都會強(qiáng)化生育分歧對生育意愿的負(fù)面效應(yīng)。

上述研究具有重要的政策啟示：首先，在家庭決策中，男性對于生育決策的影響很重要，在未來全國范圍內(nèi)開展的生育意愿調(diào)查，不應(yīng)忽視男性的生育意愿，應(yīng)考慮家庭聯(lián)合視角，以家庭為單位展開調(diào)查。其次，全面三孩政策的前提是家庭已經(jīng)生育了二孩，而影響家庭生育二孩和三孩的生育分歧并不一致，未來生育支持政策應(yīng)采取差異化政策，在鼓勵一孩、二孩生育時，政策設(shè)置應(yīng)考慮如何緩解男性育兒壓力，降低其否決生育一孩、二孩的意愿，在鼓勵生育三孩方面，政策設(shè)置應(yīng)考慮如何緩解女性育兒壓力，降低其否決生育三孩的意愿。最后，女性的否決權(quán)可以通過轉(zhuǎn)移育兒負(fù)擔(dān)來實現(xiàn)，應(yīng)考慮通過社會化、家庭代際支持等方式減輕女性家庭內(nèi)部的育兒負(fù)擔(dān)，營造良好的社會氛圍來平衡家庭內(nèi)部的育兒負(fù)擔(dān)分配矛盾，同時在落實《家庭教育促進(jìn)法》時，應(yīng)加大對父親履行家庭教育職責(zé)的宣傳。