徐萌娜，王明琳

(1.杭州師范大學經(jīng)濟學院，浙江 杭州 311121；2.杭州蕭山民營企業(yè)傳承與創(chuàng)新研究院，浙江 杭州 311202)

一、引 言

我國人口紅利消失的拐點已出現(xiàn)。2012年，15—59歲勞動年齡人口首次出現(xiàn)絕對下降，比上一年減少345萬人[1]。自2015年“全面二孩”政策出臺，2016年全國出生人口比2015年僅增加95萬人，比2014年也只是增加63萬人[2]。根據(jù)國家統(tǒng)計局的相關(guān)數(shù)據(jù)，2016—2019年的人口出生率分別為12.95‰、12.43‰、10.94‰和10.48‰，呈逐年下降的趨勢(如圖1所示)，要了解其背后的原因離不開對生育意愿的探究。

圖1 人口出生率、死亡率和自然增長率的統(tǒng)計結(jié)果

生育行為首先取決于生育意愿，“不同國家生育率不同的主要原因是人們想要的孩子數(shù)量不同”[3]。生育意愿受育兒成本的影響，隨著教育回報率的上升，密集型教養(yǎng)方式(時常插手并強烈干預(yù)孩子的生活)在許多工業(yè)化國家變得越來越流行[3]，使育兒成本大大增加。夏志強和楊再蘋(2019)的研究指出目前我國生育成本分擔普遍呈現(xiàn)非均衡狀態(tài)，家庭承擔了大量的生育成本，導致生育意愿下降等社會問題[4]。從生理特點和社會分工的角度看，大量育兒成本由女性承擔。相關(guān)調(diào)查顯示，女性作為生育主體擁有高于男性的生育決策權(quán)[5]，女性的生育意愿開始受到越來越多的關(guān)注[6]。2019年，國務(wù)院辦公廳發(fā)布《關(guān)于促進3歲以下嬰幼兒照護服務(wù)發(fā)展的指導意見》，這是家庭育兒成本向社會化育兒成本轉(zhuǎn)移的重要舉措。社會保障制度的完善對生育意愿的影響是國內(nèi)外學者在對正式制度影響的研究中除生育政策外最關(guān)注的話題[7]，而目前對社會非正式保障影響的關(guān)注和研究則相對匱乏，其中典型的非正式保障就是社會資本，因此本文擬就社會資本對女性生育意愿的影響展開實證分析。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

Bourdieu(1986)開拓了微觀層次的社會資本分析，強調(diào)社會資本是個人通過社交網(wǎng)絡(luò)可獲取的資源[8]。從資源獲取的角度看，社會資本可被視為非正式保障。在微觀層面上，相比于個人實際獲取的社會資本，對生育意愿產(chǎn)生影響的其實是個人認為可獲取的社會資本，社會資本通過個體認知和決策作用于生育意愿。個人的社會資本通過社會信任和社交網(wǎng)絡(luò)兩個方面來衡量[9][10]。首先，個人社會資本往往被認為與其社交網(wǎng)絡(luò)密切相關(guān)[11][12]，社會資本的資本屬性被視為個體通過網(wǎng)絡(luò)成員獲得稀缺資源的一種特征[13]。擁有廣泛的社交網(wǎng)絡(luò)往往意味著個人豐富的社會資源，以避免風險和解決問題，促使個人對社會資本形成較高的預(yù)期。其次，普適性的社會信任往往使人對從他人(即使是陌生人)那里能獲得的資源和幫助等具有更高的期待，而沒有將信任局限在親緣關(guān)系等較小的范圍內(nèi)[14][15]。信任本質(zhì)上是個體的一種主觀預(yù)期[16]，即使擁有相同的社交網(wǎng)絡(luò)，社會信任也使不同個體對可獲取的社會資本的認知產(chǎn)生差異。近年來，普適性的社會信任開始被用于我國相關(guān)研究中社會資本的代理變量[17][18]，但很少出現(xiàn)在生育意愿的相關(guān)實證研究中。

從社會資本對生育意愿影響的相關(guān)實證研究看，Balbo和Mills(2011)在法國、德國和保加利亞等國家的研究發(fā)現(xiàn)，社會資本對生育意愿具有積極的影響，與特定資源(情感、資金、照料支持)提供者的數(shù)量成比例[19]。姚丹(2017)基于四川省成都市80后、90后已婚人群的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，該群體的生育意愿受到社交網(wǎng)絡(luò)中以血緣、親緣為基礎(chǔ)的強關(guān)系和以業(yè)緣、友緣為基礎(chǔ)的弱關(guān)系的影響[20]。但總體上，目前將社會資本與育齡人群的生育意愿聯(lián)系起來進行實證分析的文獻還是比較薄弱。

就社會資本對生育意愿影響的方向而言，一方面，社會資本可能使“養(yǎng)兒防老”的重要性降低，即隨著可獲取的社會資本增加，育齡女性認為養(yǎng)老已有一定程度的保障而沒有多生育的意愿，Holmqvist(2011)發(fā)現(xiàn)在養(yǎng)老系統(tǒng)覆蓋率高的撒哈拉以南的非洲地區(qū)育齡女性的生育率明顯降低[21]；另一方面，社會資本通過育兒成本社會化提升女性的生育意愿，Aassve等(2016)的研究認為普適性的社會信任有利于通過撫養(yǎng)子女活動的外包來提高生育率[22]。因此，社會資本的非正式保障作用可體現(xiàn)在兩個方面：一是對養(yǎng)老的保障；二是對育兒的保障。二者對生育意愿的影響是相反的，目前哪一個占據(jù)優(yōu)勢地位尚未可知。因此，本文提出研究假設(shè)1a：社會資本與女性的生育意愿呈顯著負相關(guān)；研究假設(shè)1b：社會資本與女性的生育意愿呈顯著正相關(guān)。

進一步地，根據(jù)社會資本的相關(guān)文獻，我們將親朋關(guān)系加入到社會資本的測量中[9][17][18]。在對研究假設(shè)1進行驗證的同時，社交網(wǎng)絡(luò)中的不同關(guān)系對女性生育意愿的影響可能不是完全相同的。相關(guān)研究已發(fā)現(xiàn)，不同類型的關(guān)系可產(chǎn)生不同的影響，大多通過區(qū)分關(guān)系強度加以探討。Granovetter(1973)首次提出關(guān)系強度的概念，認為代表異質(zhì)性的弱關(guān)系具有“關(guān)系橋”的作用而更有力度[23]。而Bian(1997)則認為在中國情境下個人工作更多的是通過強關(guān)系而非弱關(guān)系獲得[24]。前者常常被稱為“弱關(guān)系(力量)假設(shè)”，后者則被稱為“強關(guān)系(力量)假設(shè)”，這兩個假設(shè)的運用并沒有局限于職業(yè)流動領(lǐng)域的研究，對社會互動影響個體行為和決策的其他議題亦具有重要的推動作用[25][26]。

就關(guān)系強度的具體區(qū)分而言，王毅杰和童星(2004)在探討流動農(nóng)民的社會支持網(wǎng)時將親屬關(guān)系作為強關(guān)系、朋友關(guān)系作為“中間性關(guān)系”[27]。熊艾倫等(2016)將與普通朋友的交流和聚會的頻率作為弱關(guān)系連接，而將與不住在一起的親戚的互動頻率作為強關(guān)系連接，認為強關(guān)系和弱關(guān)系對城市和農(nóng)村居民的健康水平具有不同的影響[28]。楊明婉和張樂柱(2019)劃分親緣類社會資本和友緣類社會資本，認為前者屬于強關(guān)系社會資本，后者屬于弱關(guān)系社會資本[29]。參照已有文獻，相比較而言，我們可將親戚關(guān)系作為較強的關(guān)系、朋友關(guān)系作為較弱的關(guān)系。這兩者對生育意愿的影響也許是相似的，但也可能是不同的，更加符合“弱關(guān)系(力量)假設(shè)”還是“強關(guān)系(力量)假設(shè)”亦未可知。因此，本文提出研究假設(shè)2a：親戚關(guān)系和朋友關(guān)系對女性生育意愿的影響是相似的；研究假設(shè)2b：親戚關(guān)系和朋友關(guān)系對女性生育意愿的影響是不同的。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源和樣本選擇

本文采用的數(shù)據(jù)來源于中國綜合社會調(diào)查(CGSS)。2015年，CGSS項目覆蓋全國28個省/市/自治區(qū)，共完成有效問卷10968份。由于一般認為15—49歲的女性具有生育能力，我們根據(jù)受訪者的年齡篩選樣本，剔除“無法回答”等無效樣本后，最終樣本的年齡段為18—49歲。

(二)變量定義及其描述性統(tǒng)計

1.被解釋變量。基于原始問卷中對“如果沒有政策限制的話，您希望有幾個孩子？”的回答，本文設(shè)立被解釋變量m-child，并將回答為0個、1個、2個及以上的分別賦值為0、1和2。

2.解釋變量。根據(jù)原始問卷并參照已有文獻[9][17][18]，本文從社會信任和社交網(wǎng)絡(luò)兩個方面衡量個人社會資本。

(1)社會信任trust。具體問題是“總的來說，您同不同意在這個社會上，絕大多數(shù)人都是可以信任的”，由于答案選項“說不上同意不同意”并沒有體現(xiàn)普適性的信任傾向，我們將其與回答為“非常不同意”和“比較不同意”的一起賦值為0、“比較同意”和“非常同意”的賦值為1。

(2)社交網(wǎng)絡(luò)network。具體問題是“在過去的一年中，您是否經(jīng)常在空閑時間進行社交/串門活動”，該問題的回答可測量個體總體社交狀況[30]，原始問卷中使用的是五級量表，我們將回答為“從不”和“很少”的賦值為0、“有時”的賦值為1、“經(jīng)?！焙汀胺浅ｎl繁”的賦值為2。同時，本文使用“與不住在一起的親戚聚會的頻次”來反映與親戚之間的關(guān)系，使用“與朋友聚會的頻次”來反映與朋友之間的關(guān)系，分別設(shè)立變量為relative和friend，將回答為“從不”和“一年數(shù)次或更少”的賦值為0、“一月數(shù)次”的賦值為1、“一周數(shù)次”和“每天”的賦值為2。

3.控制變量。本文控制社會正式保障變量和家庭保障變量?；谠紗柧碇猩鐣Ｕ享椖康膮⑴c情況，本文圍繞“城市基本醫(yī)療保險/新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險/公費醫(yī)療”和“城市/農(nóng)村基本養(yǎng)老保險”分別設(shè)立變量medi-insurance和aged-insurance，將回答為“沒有參加”的賦值為0、“參加了”的賦值為1。一方面，社會保障制度可能降低了人們“養(yǎng)兒防老”的意愿；另一方面，家庭收入既要分配給育兒成本，又要分配給醫(yī)療等相關(guān)費用，社會保障支出中長期而言有助于減少對育兒成本的“擠出”，使未來的預(yù)算相對寬松，也可能間接提升育齡女性的生育意愿。

家庭保障變量包括：(1)年家庭總收入(income)，具體問題是“您家2014年全年家庭總收入是多少？”，為避免數(shù)據(jù)異常值的影響，我們對回答的數(shù)值取自然對數(shù)并在5%的水平下縮尾處理，考慮到收入對生育意愿的影響可能是非線性的，年家庭總收入的平方項income_squared亦加入回歸；(2)家庭人口規(guī)模(family)，具體問題是“您家目前住在一起的通常有幾個人？(包括本人)”，從增加養(yǎng)老成本的角度看，家里老人較多時可能產(chǎn)生對育兒成本的“擠出”，而家庭人口較多意味著可能有帶孩子的幫手，這又提升了育齡女性的生育意愿。

此外，本文還控制個體特征變量和省份效應(yīng)。在個體特征變量中，年齡變量(age)根據(jù)受訪者的出生年月和調(diào)查時間計算得到，教育程度變量(education)將未接受過教育、小學私塾、初中畢業(yè)、職業(yè)高中(普通高中、中專技校)、大學?？?本科、研究生及以上學歷分別賦值為0、1、2、3、4和5，城鄉(xiāng)變量(rural)是按樣本類型設(shè)立的虛擬變量并將農(nóng)村賦值為1，健康狀況變量(health)將自我評價從“很不健康”到“很健康”分別賦值為1—5。對于婚姻狀況變量(couple)，就影響生育意愿而言，由于與另一半的實質(zhì)性陪伴和互動顯得更為重要，而不局限于法定的夫妻關(guān)系[31]，因此將“同居、初婚有配偶、再婚有配偶”賦值為1，“未婚、分居未離婚、離婚和喪偶”四種情況一并賦值為0。

各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(N=2419)

四、實證研究結(jié)果及分析

(一)社會資本對女性生育意愿的影響

本文首先采用有序Probit模型進行基準回歸，為消除可能存在的異方差問題，回歸結(jié)果都經(jīng)過Huber/White/sandwich穩(wěn)健標準誤差調(diào)整(結(jié)果如表2所示)。

表2 OPROBIT模型的回歸結(jié)果(N=2419)

從表2來看，衡量社會信任的變量trust無論單獨進入回歸還是同時處于回歸中，其系數(shù)均為正且在1%的水平下顯著。在模型(2)、(3)的回歸結(jié)果中，衡量社交網(wǎng)絡(luò)中個體總體社交狀況的變量network無論單獨進入回歸還是同時處于回歸中，其系數(shù)亦均為正且在5%的水平下顯著，從而研究假設(shè)1b得到支持。無論高收入家庭還是低收入家庭，社會資本均對生育意愿具有顯著的正向影響，表明其主要作用是降低育兒成本而不是形成一定的養(yǎng)老保障，否則其回歸系數(shù)應(yīng)為負。也就是說，隨著可獲取的社會資本增加，育齡女性認為“養(yǎng)兒防老”的重要性在下降。模型(4)—(6)的回歸結(jié)果顯示的是親戚關(guān)系和朋友關(guān)系對女性生育意愿的影響，relative的系數(shù)為正且在10%的水平下顯著，而friend的影響并不顯著。以上結(jié)果表明，隨著個人社會資本的提升，育齡女性的生育意愿確實會增強，但個人對社交網(wǎng)絡(luò)中不同關(guān)系的認知是有差異的，親戚關(guān)系作為強關(guān)系有利于增強女性的生育意愿，而朋友關(guān)系作為弱關(guān)系對女性生育意愿則沒有顯著的影響。這一結(jié)果支持了研究假設(shè)2b，較符合我國本土的“強關(guān)系(力量)假設(shè)”(1)如前所述，與Granovetter的“弱關(guān)系(力量)假設(shè)”相對應(yīng)，Bian(1997)通過對中國社會的研究后認為要找回強關(guān)系并形成“強關(guān)系(力量)假設(shè)”[24][25]。。

在控制變量方面，首先，年家庭總收入income在表2的各項回歸中的系數(shù)均顯著為負，其平方項income_squared的回歸系數(shù)均顯著為正，表明家庭收入與女性生育意愿呈非線性的U型關(guān)系，家庭收入處于高低兩端的育齡女性多生育的意愿較強。這意味著低收入家庭的孩子類似于“養(yǎng)兒防老”的投資品，父母的意圖是將未來的養(yǎng)老支出分攤到多個子女身上，關(guān)注點在于從生育多個孩子中能獲得的總收益。隨著家庭收入的增加，育兒質(zhì)量對孩子未來發(fā)展和幸福生活的影響變得難以忽視，孩子開始更多地類似于耐用消費品，父母注重從孩子身上得到心理滿足或精神慰藉。其次，family的回歸系數(shù)為正且始終在1%的水平下顯著，家庭人口規(guī)模對女性生育意愿具有顯著的正向影響，這與國內(nèi)相關(guān)文獻的研究結(jié)論相符(2)呂碧君(2018)的實證分析指出來自于祖父母家務(wù)上的支持對婦女的“二孩”生育意愿產(chǎn)生積極效應(yīng)[32]。方大春和裴夢迪(2018)發(fā)現(xiàn)家庭共居人口越多時生育“二孩”的意愿越強烈[33]。。再次，是否參加“城市基本醫(yī)療保險/新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險/公費醫(yī)療”及“城市/農(nóng)村基本養(yǎng)老保險”的影響并不顯著。目前來看，家庭層面的保障對女性生育意愿的影響相對顯著。最后，education對女性生育意愿產(chǎn)生顯著的負向影響，受教育水平越高的育齡女性越?jīng)]有多生育的意愿，可能是生育子女的機會成本提高所致；rural則具有顯著的正向影響，農(nóng)村的受訪者相對而言具有較強的生育意愿。

由于OPROBIT模型的回歸結(jié)果僅能從顯著性和符號方面給出有限信息，接下來需考察表2的模型(3)和(6)(包含了主要的回歸結(jié)果)中變量的邊際效應(yīng)。邊際效應(yīng)的含義為當其他變量處于其均值且保持不變時，解釋變量變化1個單位導致的被解釋變量m-child取值為0、1和2的概率變化(結(jié)果如表3所示)。m-child變量的值小于或等于1時與m-child變量的值大于1時相比，主要解釋變量的邊際效應(yīng)方向是相反的。在兩個回歸模型中，trust每增加1個單位，m-child取值為0的概率減少0.0074和0.0073，取值為1的概率減少0.0439和0.0435，取值為2的概率增加0.0513和0.0508。因此，trust越大，育齡女性愿意生育的數(shù)量為0或1個的可能性越小，2個及以上的可能性越大，其他變量同理可知。network和relative的邊際效應(yīng)顯示其影響幅度小于trust。

表3 OPROBIT模型的回歸邊際效應(yīng)(N=2419)

(二)內(nèi)生性偏差和穩(wěn)健性檢驗

為使回歸結(jié)果更加穩(wěn)健，鑒于可能有變量對社會信任和生育意愿二者都產(chǎn)生影響并導致測量誤差，我們對社會信任(trust)采用工具變量法來解決潛在的內(nèi)生性問題。由于文中的因變量是離散變量，社會信任變量是二值變量，基于連續(xù)變量的兩階段最小二乘法可能會失效。因此，本文以條件混合過程方法(ConditionalMixedProcess,CMP)對模型進行重新估計[34]，第一階段采用Probit模型，第二階段采用Oprobit模型。目前，CMP已得到學術(shù)界的認可和較為廣泛的應(yīng)用[35][36]。

考慮到文化傳統(tǒng)傾向和成長環(huán)境從不同角度影響社會信任，前者使人超越封閉的人際關(guān)系形成情感信任從而更具普適性信任[37]，后者則通過艱苦的成長經(jīng)歷使個人不易具有普適性信任，我們在原始問卷中兩個問題的基礎(chǔ)上構(gòu)建工具變量：針對“下列宗教或文化傳統(tǒng)中，您對哪個最有好感？”這一問題，本文設(shè)立變量cultural并賦值為0，將明確回答為宗教或文化傳統(tǒng)的賦值為1；針對“在我們的社會里，有些人處在社會的上層，有些人處在社會的下層，您認為在您14歲時，您的家庭處在哪個等級上？”這一問題，問卷中最高的“10分”代表最頂層、最低的“1分”代表最底層，本文設(shè)立變量bottom并賦值為0，將回答為“1分”的賦值為1，該變量經(jīng)檢驗后與income的相關(guān)性系數(shù)小于0.2。

由表4可知，第一階段的回歸結(jié)果顯示，cultural的系數(shù)為正且在5%的水平下顯著，bottom的系數(shù)為負且在1%的水平下顯著，說明工具變量存在相關(guān)性，具有明確宗教或文化傳統(tǒng)好感的受訪者傾向于認為大多數(shù)人可信任，成長過程中家庭處于底層的受訪者則相反。第二階段的回歸結(jié)果顯示，對女性生育意愿而言，trust的系數(shù)依然為正且在1%的水平下顯著，network的系數(shù)亦為正且在5%的水平下顯著，relative的系數(shù)顯著為正，而friend的影響并不顯著，這與表2的回歸結(jié)果一致，從而研究假設(shè)1b和2b仍然得到支持。內(nèi)生性檢驗參數(shù)atanhrho在1%的水平下顯著異于0，意味著trust是內(nèi)生變量，CMP方法得到的估計結(jié)果更為準確，進一步印證社會資本對女性生育意愿的正向作用及親戚關(guān)系和朋友關(guān)系的不同影響。在控制變量方面，年家庭總收入income的系數(shù)為負，其平方項的系數(shù)為正，二者均在5%的水平下顯著，說明家庭收入與生育意愿的U型關(guān)系依然成立；family、education和rural的系數(shù)的正負方向與表2的回歸結(jié)果一致，同樣都是顯著的，從而佐證了研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 CMP模型的二階段回歸結(jié)果(N=2419)

表5列示了CMP模型的第二階段回歸中主要解釋變量的邊際效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)邊際效應(yīng)的方向與表3的結(jié)果是一致的。這里，我們將內(nèi)生解釋變量和外生解釋變量的邊際效應(yīng)分開加以討論[38]。首先，從內(nèi)生解釋變量看，當其他變量處于其均值且保持不變時，在兩個回歸模型中，trust=1的概率每增加Δ，m-child取值為0的概率減少0.0810Δ和0.0882Δ，取值為1的概率減少0.2085Δ和0.2121Δ，取值為2的概率增加0.2895Δ和0.3003Δ。其次，從外生解釋變量看，當其他變量處于其均值且保持不變時，network每增加1個單位，m-child取值為0的概率減少0.0058，取值為1的概率減少0.0150，取值為2的概率增加0.0209；relative每增加1個單位，m-child取值為0的概率減少0.0072，取值為1的概率減少0.0174，取值為2的概率增加0.0246。結(jié)果表明，本文的研究結(jié)果仍然是穩(wěn)健的。

表5 CMP模型的回歸邊際效應(yīng)(N=2419)

進一步地，我們探討社會資本與其他保障之間可能產(chǎn)生的交互效應(yīng)，并作為穩(wěn)健性檢驗的一部分(如表6所示)。加入交互項network*medi-insurance之后，第一階段的回歸中cultural的系數(shù)顯著為正，bottom的系數(shù)顯著為負，第二階段的回歸中trust和network的系數(shù)均顯著為正，回歸系數(shù)的正負方向和顯著性水平均與表4的結(jié)果一致。同時，交互項network*medi-insurance的系數(shù)為負且在10%的水平下顯著。這表明參加“城市基本醫(yī)療保險/新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險/公費醫(yī)療”使社交網(wǎng)絡(luò)層面的個人社會資本對女性生育意愿的積極作用在減小，社會資本與“城市基本醫(yī)療保險/新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險/公費醫(yī)療”之間存在一定的替代性，進一步佐證了將社會資本視為非正式保障的可行性及本文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表6 交互效應(yīng)的回歸結(jié)果(N=2419)

五、結(jié)論與啟示

本文基于2015年中國綜合社會調(diào)查(CGSS)的數(shù)據(jù)，實證分析作為非正式保障的社會資本對女性生育意愿的影響。研究結(jié)果表明，社會資本對女性的生育意愿具有顯著的正向影響，對個人社會資本預(yù)期更高的育齡女性具有更強的多生育意愿，當前社會資本的主要作用在于減少育兒成本而非形成一定的養(yǎng)老保障；社交網(wǎng)絡(luò)中的不同關(guān)系帶來的個人社會資本預(yù)期是不一樣的，親戚關(guān)系作為強關(guān)系有利于增強女性的生育意愿，朋友關(guān)系作為弱關(guān)系對其生育意愿則沒有顯著的影響，就生育意愿的影響因素而言，目前社交網(wǎng)絡(luò)中強關(guān)系的作用相對顯著，在作用方向上同樣是有助于減少育兒成本而非形成一定的養(yǎng)老保障。

從本文的研究結(jié)論看，除家庭育兒成本向社會化育兒成本轉(zhuǎn)移的各項措施外，為提升生育意愿，還可在正式保障措施的基礎(chǔ)上結(jié)合非正式保障，充分發(fā)揮社會資本的非正式保障功能。普適性信任跨越血緣、親緣的范圍界限，有利于減輕生育的阻力。因此，政府一方面可加強文化引領(lǐng)，營造普適性信任的良好社會氛圍；另一方面可通過降低家庭育兒成本等方面的更完善的制度建設(shè)，推動以制度為基礎(chǔ)的信任對提升生育意愿的積極作用，使國家鼓勵生育的各項政策得到更好的貫徹和落實。