李京鴻 魏薇 解恩澤

（北京大學 國家發(fā)展研究院，北京 100871）

1 引言

自計劃生育政策執(zhí)行以來，人口紅利逐漸減退，勞動力成本上漲及人口老齡化等問題日趨凸顯。為促進人口長期均衡發(fā)展，我國先后實施了“雙獨”、“單獨”和全面二孩政策，生育政策逐步放開。為進一步改善人口結構，保持人力資源的稟賦優(yōu)勢，平緩總和生育率下降的趨勢，2021年5月31日，中共中央政治局審議《關于優(yōu)化生育政策促進人口長期均衡發(fā)展的決定》（下稱《決定》）并指出，要實施一對夫妻可以生育三個子女政策及配套支持措施，簡稱“三孩”政策。

然而，生育本質上是家庭決策，無論是二孩還是三孩政策，政策放松只是放開了“準入門檻”，并不必然提高生育率。國家統(tǒng)計局數據顯示，2016年二孩政策全面放開后，中國人口出生率卻仍在持續(xù)下降，由2017年的14.43%降至2020年的8.52%?！笆奈濉币?guī)劃強調為促進人口長期均衡發(fā)展，要降低生育、養(yǎng)育、教育成本[1]，隱含著真正制約生育決策的因素之一是撫育成本?！稕Q定》羅列了若干社會政策，旨在降低整個家庭面臨的撫育成本，本文則將分析的視角放到家庭內部，以二孩生育決策為例，討論家庭內丈夫參與育兒對生育率的影響。這是因為：第一，撫育成本最終由家庭成員內部分擔，鑒于妻子主要承擔育兒任務的社會現實，本文更為直接地關注妻子個人的撫育成本下降對家庭生育決策的影響；第二，大量文獻指出，家庭特征是影響生育水平的核心因素[2]-[9]，本文指出家庭內部的撫育成本結構也會影響生育決策，表明為適當提高生育水平，家庭是除社會宏觀層面外潛在可改善的微觀主體。成本的總和重要，成本的結構也很重要。因此，本文旨在論證在生育政策“準入門檻”之外，撫育成本如何影響生育決策，為與生育政策改革相適應的配套性制度改革提供實證參考。

據世界勞工組織2019年統(tǒng)計，中國女性勞動參與率超過60%，許多家庭不再符合傳統(tǒng)的“男主外、女主內”模式，但育兒任務仍主要由女性承擔。研究發(fā)現家中有3歲及以下嬰幼兒會降低女性勞動參與率[10]，且家中子女數越多，女性參與勞動的可能性越低[11]。此外，基于多源微觀調查數據的研究表明，我國存在兒童照料的公共服務供給嚴重不足，家庭內部夫妻雙方照料分工極度不平衡[12]。這揭示出生育成本存在性別分化的現象：男性直接參與育兒較少，只需要承擔育兒開銷等直接經濟成本，而女性則需要承擔生育和撫養(yǎng)孩子的時間和機會成本，如減少甚至放棄工作、人力資本貶值等間接生育成本。特別地，經歷過一次生育后，女性對生育決策有更多權衡和審慎[13]，因而夫妻之間的育兒分工可能影響家庭的二孩生育決策。基于此，本文的邏輯是：家庭內部更加平等的育兒分工通過降低女性的撫育成本，使得女性更容易平衡職業(yè)女性和母親兩種身份，從而提高女性生育二孩的可能性。

一系列國外研究表明，第一個孩子出生后，家務、育兒分配的性別平等會影響夫妻的二孩決策：男性承擔的比例越高，家庭生育二孩的概率越大，目前已有來自OECD等國家的實證證據[14-20]。但基于文化、社會結構等差異，這些結論并不必然適用于中國，最顯著的差異是中國家庭的育兒通常并不僅由夫妻二人分擔，祖輩也會較多地參與對孫輩的撫育[12]。因此，本文在考慮以上特點的情況下，探討第一個孩子出生后丈夫育兒參與情況與生育二孩概率之間的直接聯系，旨在提供中國的實證證據。

本文使用中國家庭追蹤調查（China Family Panel Studies, CFPS）2010-2018年的數據，構建已生育第一個孩子的夫婦的截面數據，被解釋變量為是否生育二孩，核心解釋變量為丈夫是否參與育兒。本文使用Logit模型，在控制一系列家庭和個人特征后，發(fā)現丈夫育兒對生育二孩的概率有顯著的提升作用，且對高學歷女性、有工作女性和城市女性更為明顯。

本文揭示了家庭內部夫妻之間更平等的育兒責任分擔可以提高育有一孩的夫妻的生育二孩的概率，并提供一定的政策啟示：在全面放開二孩政策和實行三孩政策的基礎上，應從性別平等和公共服務兩方面降低生育成本，即在保障女性尤其是育齡女性的就業(yè)權利、促進就業(yè)市場性別平等的同時，大力發(fā)展兒童照料服務，加大普惠托育服務體系，落實義務教育階段學校課后延時服務，完善針對二孩和三孩家庭的公共服務等，從而更好地落地二孩和三孩等生育政策調整，提高生育率，進而保證人口長期均衡發(fā)展，緩解老齡化問題。

盡管本文分析的是二孩生育，但對家庭而言，二孩政策和三孩政策均是在擴展邊際（extensive margin）上的政策變化，即是否允許家庭再額外生養(yǎng)一名子女。因此本文的結論亦可以對三孩政策提供參考。此外，生育三孩的基礎是育有二孩，本文的結論通過促進二孩政策的有效實施，進而對三孩政策的落實有一定意義。

本文的后續(xù)結構如下：第二節(jié)回顧文獻，第三節(jié)介紹本文使用的數據并對數據進行基本描述，第四節(jié)實證檢驗丈夫育兒對生育二孩的影響，第五節(jié)總結全文。

2 文獻綜述

已有文獻中學者將生育決策影響因素大致分為三類：成員個體特征，如年齡[9][21]、城鄉(xiāng)[22-23]、受教育水平[2-3][7-8]；家庭特征，如家庭收入[2-3]、女性家務勞動時長[6]、兒童照料支持[24]、家庭人口結構[4-5]；經濟社會因素，如社會保障[25]和醫(yī)療教育[26]。例如，陳字和鄧昌榮（2007）發(fā)現個體的年齡、受教育程度對生育意愿的影響是負的[22]；Paula分析澳大利亞數據發(fā)現家務工作和育兒時間的上升會降低女性的邊際生育意愿[6]；田艷芳等使用上海市育齡女性的生育意愿調查，發(fā)現育齡女性能夠從家庭內和社會中獲得更多孩子照料的時間支持時，她們有更高的二孩生育意愿，也會伴有更明確的二孩生育規(guī)劃[24]。綜合來看，在上述三類影響因素中，中短期調整空間較大的是家庭特征里的家庭內部男女分工和經濟社會因素里的社會保障等生育支持，本文正是基于此進行了相應的探討和政策建議。

對于中國女性面臨的撫育成本的討論，現有文獻發(fā)現生育會減少中國女性的工作時間或降低其勞動參與率，最終對中國女性工資率有顯著的負面影響[11][27]，特別地，白天親自照料低幼子女會使女性付出更大的生育代價[28]。因此，有學者建議完善兒童照顧政策以弱化“生育工資懲罰”[29-30]，指出了撫育成本的重要性。這些文章主要討論生育對工資和就業(yè)的影響，本文則是給定這一現實，討論撫育成本分擔對二孩生育的影響，更為直接地聯系到我國現行的人口結構困境。同時，國內已有分析二孩生育的文獻主要集中于意愿的討論[8][24][31]，而生育意愿與生育行為之間存在一定偏差，家庭分工可能是家庭決策過程中造成這一偏差的原因之一。另外，上述文獻大多基于某省市地區(qū)調查問卷，對全國范圍內生育意愿的調查十分有限，而本文基于CFPS數據對全國25個省市自治區(qū)進行了全面分析。因此，本文在提供全國范圍內家庭分工作為生育二孩行為影響因素的證據方面有著突出貢獻。

國外文獻同樣探討了本文“丈夫分擔撫育成本對生育決策影響”這一話題，但都是來自發(fā)達國家的證據，包括瑞典、德國、意大利、西班牙、日本和其它OECD國家[14-20]。這些文獻共同的研究結論是分擔家庭責任的夫妻的生育率更高。然而，多數發(fā)達國家中祖輩與后代的互動并不緊密，但基于中國計劃生育政策以來普遍存在的“4-2-1”家庭結構及中國注重家庭聯系的傳統(tǒng)文化，祖輩對于后代的照料起到不可忽視的作用[32-33]，這可能影響夫妻育兒行為和生育決策[34]，從而得到與國外研究不同的結果。在這些文獻的基礎上，結合中國的現實，本文在考慮丈夫育兒參與的同時控制了祖輩對育兒的影響，并發(fā)現祖輩的育兒參與確實顯著影響家庭的育兒行為和生育決策，從而得到更為準確的結論。此外，本文也提供了不同文化背景下家庭分工的影響，補充了相關的研究。

此外，有文獻指出基于人口紅利消退的大背景，延遲退休和放開二孩的生育政策互相矛盾[35-36]，機制在于祖輩不能參與撫育很大程度上阻礙父母輩的生育決策。本文則揭示，除公共政策外，家庭內部父親的“在位”與“缺位”同樣影響生育決策，從家庭角度提供了提高生育率的可能視角。

3 數據與方法

3.1 數據來源

本文采用北京大學中國社會科學調查中心發(fā)布的中國家庭追蹤調查數據（CFPS）進行研究。CFPS樣本覆蓋25個省/市/自治區(qū)，調查對象包含樣本家戶中的全部家庭成員，主要涉及個體、家庭、社區(qū)三個層次的數據，反映中國社會、經濟、人口、教育和健康的變遷。本文研究生育決策相關問題需用到家庭結構、教育、收入、健康等調查數據在不同年份的情況，CFPS數據能夠充分滿足需要且與本文研究方向十分契合。

3.2 數據清理

本文以2010、2012、2014、2016、2018各年的家庭關系庫為基礎，利用家庭編碼、社區(qū)編碼、個人編碼等編碼匹配個人特征和家戶特征變量，具體變量選取見描述性統(tǒng)計。

本文希望研究生育一孩后丈夫育兒對二孩決策的影響，因此僅保留育有一孩，且妻子在18歲之后生育一孩的家戶。此外，為避免反向因果問題，本文進行時間上的滯后處理。假設家戶在t時刻生育二孩，本文選取t-1時刻甚至更早的解釋變量，構建截面數據。具體來說，本文取生育一孩之后，最靠近二孩出生年月，且與二孩出生年月至少間隔12個月（留出受孕時間）的采訪數據作為解釋變量取值，如某家戶在2010年1月生育一孩，2015年1月生育二孩，由于2014年采訪時間距生育二孩不足12個月，本文將2012年采訪數據作為解釋變量取值。對于一直未生育二孩的家戶，本文取倒數第二次采訪的數據作為解釋變量取值，如某家戶最后一次采訪時間為2016年且一直未生育二孩，則將2014年采訪數據作為解釋變量取值。若有二孩的家戶無法取得同時滿足“晚于一孩出生年份、早于二孩出生年份至少一年”的采訪年份，則該家戶被不進入樣本框。

本文的核心解釋變量構建如下：若丈夫在“是否接送孩子上幼兒園”、“是否輔導功課”、“孩子白天是否主要由他照顧”、“孩子晚上是否主要由他照顧”四個變量中至少有一個變量取1，則“丈夫育兒參與”記為1，否則記為0。祖輩和母親的育兒參與變量構建方法同上?？紤]到當孩子年齡大于等于16歲時填寫成人問卷，育兒問題不再適用，本文僅保留第一個孩子在15歲及以下的樣本，另外考慮到適育年齡，僅保留丈夫出生在1960年之后的樣本。

具體技術細節(jié)，如不隨時變的變量若有缺失，使用沒有缺失的年份的信息填充；不同年份變量口徑調整至相同，不在此處一一羅列，如有需要，可向作者索取。

本文對核心解釋變量的構成變量進行描述性統(tǒng)計，結果如表1所示。對每個子變量而言，妻子在育兒活動中承擔了最多的責任這一現象都是穩(wěn)健存在的，丈夫在照顧孩子以及接送孩子上幼兒園上，承擔了最少的育兒責任，僅僅在輔導功課方面表現強于祖輩。①特別地，本文對學齡前兒童所在家庭的育兒變量的構成變量也進行了描述行統(tǒng)計分析，結果依然呈現出相同的特征。即：妻子和祖輩承擔了較多的育兒責任，丈夫承擔了最少的育兒責任。而且相對于全樣本而言，學齡前兒童所在家庭的分工更加向祖輩和母親傾斜。這初步揭示了家庭中夫妻雙方在承擔育兒責任上的不平等，同時在我國，祖輩在育兒活動中扮演了非常重要的角色。

表1 育兒參與變量的構成變量的描述性統(tǒng)計

3.3 變量描述性統(tǒng)計

表2列舉出了實證模型所使用的變量的基本描述性統(tǒng)計以及實驗組和控制組的平衡性檢驗結果。在有二孩家庭和沒有二孩家庭兩個子樣本內部，比較丈夫、妻子和祖輩的育兒參與，結果皆表明妻子承擔了最多的育兒責任，其次是祖輩，丈夫則承擔了最少的育兒責任，這既反映出家庭中夫妻雙方在承擔育兒責任上的不平等，也表明在探究丈夫育兒參與對家庭二孩生育概率的影響時，必須考慮祖輩育兒參與的影響。此外可以看到，有二孩家庭的丈夫育兒參與和妻子育兒參與的均值低于沒有二孩的家庭，但其祖輩育兒參與均值高于沒有高于二孩的家庭。有二孩家庭的丈夫和妻子的受教育水平均值低于沒有二孩的家庭中丈夫和妻子的受教育水平均值，這與文獻中受教育水平提高會降低生育率結論相一致。此外，有二孩家庭的丈夫和妻子的對“生養(yǎng)子女就是為了延續(xù)香火”和“男人以事業(yè)為主，女人以家庭為主”觀念的支持程度”強于沒有二孩的家庭，表明生育動機和家庭分工態(tài)度會影響二孩生育行為。從一孩性別來看，生育二孩的家庭一孩有更高的概率為女孩，這反映了我國普遍存在的重男輕女現象。另外，有二孩的家庭祖父母的同住情況多于沒有二孩的家庭，這可能是祖父母承擔育兒責任造成的。最后，農村有二孩的家庭的比例高于城市中有二孩家庭的比例。

表2 變量的描述性統(tǒng)計分析

4 實證結果

其中，i指第i個家戶，被解釋變量second child為家戶i是否生育二孩，核心解釋變量childcare為家戶i的丈夫是否參與育兒，z為一系列控制變量。由于被解釋變量為二元變量，除特殊說明，本文均采用Logit回歸。

4.1 基準回歸與異質性分析

表3匯報了丈夫參與育兒對家庭生育二孩行為的影響。結合前述文獻中提及的重要影響因素，第1列回歸中控制了核心家庭的特征，包括丈夫和妻子的受教育水平、工作時長、健康狀況、家庭人均純收入的對數（與2010年可比）、家庭資產、丈夫和妻子的傳宗接代態(tài)度及對家庭內部分工的態(tài)度和一孩的年齡、性別及健康狀況。結果表明，丈夫參與育兒可以提升家庭生育二孩的概率，但這一結果并不顯著?？紤]到在現實中，祖輩會承擔一定的育兒責任，或者家中的祖輩由于健康等原因需要年輕人予以照管或與年輕人同住，增加年輕人的養(yǎng)老壓力，進而影響家庭的育兒分工和生育行為，因此可認為第1列的回歸有遺漏變量偏差。

表3 丈夫參與育兒對二孩生育的影響（基準回歸）

基于此判斷，本文在第2列回歸中加入祖輩是否與子女同住和健康狀況④由于原始數據的質量問題，本文無法控制外祖父母的健康狀況。，結果表明，在控制祖父母和外祖父母的影響后，丈夫參與育兒會顯著提高家庭生育二孩的概率。更直接地，本文在第3列回歸中加入祖輩育兒參與變量⑤由于父親、母親、祖輩三方育兒存在較高程度的替代性，為避免多重共線性，不再加入母親育兒參與變量。。結果表明，丈夫的育兒參與依然會顯著提升家庭生育二孩的概率。最后，本文在第4列回歸中加入了城鄉(xiāng)變量，結論依然是穩(wěn)健的。

有工作的女性相比沒有工作的女性而言，撫育孩子的機會成本更高。因此對有工作的女性而言，丈夫參與育兒的責任分擔效果應更顯著。本文根據家庭中妻子是否有工作進行分類并進行分樣本回歸，但由于樣本量較少，在加入較多的控制變量后樣本量不足，無法進行妻子沒有工作的家庭的分樣本回歸，因此本文采用將分樣本回歸與全樣本回歸（即表3第4列）相對比的辦法進行異質性分析⑥高學歷女性、城市家庭的分樣本回歸也面臨著加入控制變量后樣本不足無法回歸的問題，本文依然采用將低學歷女性的分樣本回歸和農村家庭的分樣本回歸與全樣本回歸進行對比的方法進行異質性分析。。表4第1列匯報了有工作的妻子所在家庭的回歸結果，結果表明，相對于全樣本而言，妻子有工作的家庭里丈夫參與育兒對二孩生育概率的提升效果更強。

表4 丈夫參與育兒對家庭二孩生育決策的影響（異質性分析）

此外，受教育水平越高的女性，一方面減少工作的機會成本更高，另一方面主觀上可能更看重夫妻雙方在承擔育兒責任上的平等，因此丈夫參與育兒的作用對于高學歷女性應更加顯著。根據家庭中妻子的受教育水平進行分類，將初中及以下學歷識別為低學歷女性。低學歷女性的回歸結果如表4第2列所示。結果表明，低學歷女性所在家庭的丈夫育兒參與對二孩生育概率的提升效果相比全樣本女性所在家庭更弱，佐證了我們的觀點。

婚姻關系本質上是夫妻雙方協(xié)商、合作的博弈，因此雙方的收入對比會在很大程度上決定雙方在婚姻關系中的議價能力。妻子的收入占比越高，在婚姻關系中的議價能力就越強，就更重視或者更需要男方承擔一定的育兒責任。為此，我們在回歸中僅保留有工作且有收入的女性，結果如表4第3列所示，相對于全樣本而言，妻子有工作且有收入的家庭里，丈夫參與育兒對家庭生育二孩概率的正向影響更大。特別地，我們分析了夫妻雙方收入占比相對均衡⑦根據樣本分布，本文將丈夫收入份額在0.3到0.7之間的家庭視為夫妻雙方收入占比相對均衡，微調閥值不影響結論穩(wěn)健性。的家庭，結果如表4第4列所示，對這類家庭而言，丈夫參與育兒對家庭生育二孩概率的提高作用更加明顯，這一結果與Feyrer et al文章一致[18]。

家庭的收入狀況會影響家庭的育兒分工，例如較富裕的家庭可以請保姆參與育兒。同時，家庭的收入水平直接影響了家庭生育二孩所面臨的經濟約束，從而影響家庭的二孩決策。因此我們將家庭按收入進行劃分，將家庭人均收入在中位數以上的家庭視為高收入家庭，家庭人均收入在中位數以下的家庭視為低收入家庭?；貧w結果分別如表4第5列和第6列所示，低收入家庭中丈夫參與育兒對二孩生育概率有顯著的提高作用，高收入家庭中的丈夫參與育兒則對二孩生育概率沒有影響。最后，我們根據城鄉(xiāng)變對家庭進行分類，結果如表4第7列所示。農村家庭丈夫的育兒參與對生育二孩概率的提升作用更弱。姜甜和段志民的研究結果表明：當期及兩年前的育兒時間對城鎮(zhèn)已育女性群體的收入的水平的負面影響要高于農村已育女性[37]。這與本文表4第7列結果共同證明了城鎮(zhèn)女性生育二孩的機會成本更高，因此丈夫參與育兒的重要性更強。

4.2 穩(wěn)健性檢驗

正如前文提到的，核心家庭與祖輩的互動有兩方面作用，如果祖輩的健康狀況較好，則可以為家庭分擔育兒責任；但如果祖輩的健康狀況較差，則會增加養(yǎng)老的責任[38]。由于外祖父母的健康狀況數據質量較差，本文在表5第1列加入外祖父母的年齡作為其健康狀況的代理，進行回歸，結果表明丈夫參與育兒依然可以提升家庭生育二孩概率。

表5 丈夫參與育兒對家庭二孩生育決策的影響（穩(wěn)健性檢驗）

重組家庭⑧如果丈夫的孩子編碼和妻子的孩子編碼出現了至少一個不一致，則識別為重組家庭。往往會生育新的孩子以穩(wěn)固家庭關系，其生育行為與丈夫是否參與育兒關系不明晰，可能會對回歸結果造成干擾。我們剔除重組家庭進行回歸，結果如表5第2列所示，非重組家庭的丈夫參與育兒依然可以顯著地提升家庭生育二孩的概率。

考慮到如果一孩年齡過大，育兒變量和二孩生育變量共同取零的概率較高，可能會對回歸結果造成干擾，此外，孩子在升學時，家庭對孩子的撫育行為往往會發(fā)生變化。因此我們根據一孩的年齡進行分組回歸，以12歲和6歲為分界點（分別是孩子上初中的年齡和上小學的年齡）。在表5的第3列，我們將樣本限制為一孩年齡小于等于12歲，在第4列，我們將樣本限制為一孩年齡小于等于6歲。結果顯示，丈夫參與育兒依然可以顯著提升家庭生育二孩的概率，且孩子越小，丈夫參與育兒的重要性就越高。第5列我們用Probit模型進行回歸，結果表明丈夫參與育兒依然可以顯著的提升家庭生育二孩的概率。

4.3 形成機制

綜合前文可知，丈夫參與育兒可以顯著地提高家庭生育二孩的概率，在表6中討論這一影響的機制。表6的第1列和第2列旨在驗證文獻中的女性面臨的“生育懲罰”，即生育會降低女性在勞動力市場的表現，體現為收入的下降和工作時間的減少。第1列和第2列回歸中，使用面板數據，探究一個家庭從沒有小孩到生育第一個小孩這段期間，生育對女性的收入和工作時長的影響。在控制夫妻雙方的健康狀況、祖輩的健康狀況及家庭固定效應的情況下，結果表明：“生育懲罰”現象是存在的，生育會顯著地降低女性的收入和工作時長。表6的第3列將妻子的工作狀態(tài)虛擬變量作為被解釋變量，將丈夫的育兒參與虛擬變量作為核心解釋變量進行回歸，結果顯示，丈夫參與育兒對妻子參加工作有正的影響，盡管這一結果并不顯著；本文在第4列探究丈夫育兒對妻子為了照顧家庭而不工作的影響，將樣本限定為妻子沒有工作的家庭后，根據妻子不工作的原因調查，我們發(fā)現丈夫育兒可以降低妻子因為照顧家庭而不工作的概率，這一點證明了丈夫育兒，體現為育兒責任更公平的分配，會降低妻子因為承擔了過重的家庭責任而退出勞動力市場的概率。

表6 機制討論

結合文獻和本文的描述性統(tǒng)計，本文認為我國目前仍然存在著“男主外、女主內”的家庭分工格局，女性承擔了更多的育兒責任，在生育時面臨的機會成本更大，這應當是二孩政策放開后制約生育率提升的重要阻礙。這與文獻中驗證的已育女性在勞動力市場面臨生育懲罰相一致[37][39]。更進一步的，本文在表7分析這一分工格局的形成原因。

表7 家庭內部育兒分工的形成

文獻認為收入的比較優(yōu)勢[40]、時間可用性[41]、和性別角色意識形態(tài)[42]會影響家務分擔。本文依次對此進行檢驗。表7第1列表明，丈夫的收入份額越高，丈夫參與育兒的概率就越低，這支持了收入的比較優(yōu)勢假說，即減少或放棄工作的機會成本較低的家庭成員會承擔較多的家務勞動。表7第2列和第3列分別表明丈夫的工作時長份額和“男主外女主內”的態(tài)度對其參與育兒的概率沒有影響，這表明時間可用性和性別角色意識形態(tài)假說在本文中并不成立。表7的第4列匯報的是家庭內部成員之間育兒參與的互動，妻子的育兒參與可以促進丈夫的育兒參與，而祖輩的育兒參與與丈夫的育兒參與存在替代關系而非互補關系。

5 結論

黨的十八大以來，為順應新的人口發(fā)展形勢，我國先后進行了“單獨兩孩”和“全面二孩”等重大生育政策調整。2021年5月，中共中央政治局召開會議審議了《關于優(yōu)化生育政策促進人口長期均衡發(fā)展的決定》，提出要進一步優(yōu)化生育政策，實施一對夫妻可以生育三個子女的生育政策。在此背景下，探究在生育“準入門檻”之外制約生育率提高的因素對于更好落實生育政策調整、化解生育率持續(xù)走低的風險、積極應對少子老齡化、實現人口長期可持續(xù)發(fā)展至關重要。

生育決策是一個家庭決策，家庭中夫妻雙方的互動、生育責任的分擔對生育決策有重要的影響。本文通過中國家庭追蹤調查數據（CFPS）數據，研究已經育有一孩的家庭中丈夫的育兒參與情況對二孩生育決策的影響。與其他國家不同的是，我國0-3歲的嬰幼兒托育服務存在嚴重不足，全國人口與家庭動態(tài)監(jiān)測數據顯示，2019年我國3歲以下的嬰幼兒入托率僅為5.5%⑨洪秀敏，《發(fā)展普惠托育服務 助力實施三孩政策》，新華網，2021年6月3日。。這部分兒童主要由祖輩幫忙參與照料，且這一現象在雙職工家庭中表現尤為明顯。 Logit回歸結果顯示，在考慮我國祖輩較多地參與育兒的現實狀況下，本文在回歸中對祖輩特征變量加以控制，結果顯示，丈夫參與育兒對家庭的二孩生育行為有顯著的正向影響，即丈夫參與育兒可以顯著提高家庭生育二孩的概率。這一結論對于一孩處于不同年齡段的家庭均成立。

丈夫參與育兒對家庭生育二孩的概率的提升作用具有異質性。具體來說，高學歷女性、有工作女性和城市女性所在家庭的丈夫育兒參與對二孩生育率正向影響更大，這可能是這部分女性生育二孩對工作產生負面影響導致的機會成本更高所致；從家庭收入的角度來看，低收入家庭的丈夫育兒參與對二孩生育率有顯著正向影響，而高收入家庭的丈夫育兒參與對二孩生育率沒有顯著影響；最后，祖輩育兒參與能夠有效分擔妻子育兒任務，使妻子更多地參與到社會勞動中；丈夫育兒行為主要受丈夫收入份額和祖輩育兒行為影響：丈夫收入份額高和祖輩輔助育兒時丈夫育兒參與降低。此外，丈夫和妻子的育兒行為可以相互促進。

上述實證結果說明，雖然家庭分工中的男女平等對許多發(fā)達國家生育率有顯著影響，但由于中國具有特殊的家庭結構和家庭觀念，祖輩育兒與父母育兒之間存在替代關系，稀釋了丈夫育兒參與的影響。盡管如此，高學歷女性、有工作女性及城市女性所在家庭的丈夫育兒參與對二孩生育行為依然有顯著的促進作用。因此，考慮到當今女性教育水平和就業(yè)參與的穩(wěn)步提升，降低女性生育的機會成本，對于切實提高生育率顯得尤為重要。

為降低女性面臨的撫育成本，就家庭內部而言，正如國家衛(wèi)健委在對《決定》做相關問題解答時特別提出的那樣，應當提倡男女平等，鼓勵夫妻共擔育兒責任，構建新型婚育文化⑩《中共中央、國務院關于優(yōu)化生育政策促進人口長期均衡發(fā)展的決定》有關問題解答。。就社會整體生育環(huán)境而言，本文主要針對文章中構建變量時考慮的照料和教育問題提出以下政策建議。

第一，加快發(fā)展普惠托育服務體系。衛(wèi)健委2017年的“城市家庭3歲以下嬰幼兒托育服務需求調查”顯示，35.8%的3歲以下的嬰幼兒家長存在托育需求。特別地，在祖輩參與照看的家庭中，33.8%的家庭仍然有托育需求；在沒有祖輩參與照看的家庭中，托育需求則上升為43.1%。此外，有69.7%的家長希望將孩子送往專業(yè)的培育機構，獲取更優(yōu)質的托育服務，促進孩子健康成長。在丈夫參與育兒由于時間和金錢的因素無法實現時，社會托育應當補上這一缺口。因此，我國應當積極落實《國務院辦公廳關于促進3歲以下嬰幼兒照料服務發(fā)展的指導意見》，制定完善的托育服務相關法律法規(guī)、完善監(jiān)管標準和行業(yè)規(guī)范、明確各部門在促進3歲以下嬰幼兒照料服務發(fā)展中的職責分工、協(xié)調企事業(yè)單位、社會組織等多方力量發(fā)展普惠托育服務。一方面降低家庭育兒的負擔，另一方面提升育兒的科學性、專業(yè)性和規(guī)范性，促進人口高質量發(fā)展。

第二，落實義務教育階段學校課后延時服務，增強學校放學時間與家長下班時間的銜接性。對雙職工家庭而言，義務教育階段兒童的孩子接送以及放學后時間安排是重要的育兒責任。中國青年報社社會調查中心2021年調查顯示，92.9%的家長期待落實學生課后服務，以緩解家長下班時間和孩子放學時間沖突的問題。對此，應當增強對政府的財政補貼，保障教師的收入，科學的增加學校人員編制，從而提供優(yōu)質、多元的課后延時服務，在促進學生全面發(fā)展的同時，緩解時間沖突矛盾、減輕家庭教育負擔。