周曉蒙，裴星童

(遼寧大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 沈陽(yáng) 110136)

1 引言

盡管我國(guó)生育政策一再放開(kāi)，但結(jié)果卻收效甚微。育齡人群生育意愿低與生育行為不積極普遍存在，對(duì)于具有高等教育學(xué)歷的女性群體尤為明顯。現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從經(jīng)濟(jì)發(fā)展(周長(zhǎng)洪，2015)、社會(huì)保障(王天宇和彭曉博，2015)、人口流動(dòng)與城鎮(zhèn)化(梁同貴，2017；侯慧麗，2017)、社會(huì)性別角色與婚育觀念(陳秀紅，2017；陳佳鞠、翟振武，2016)等宏觀視角，以及家庭經(jīng)濟(jì)收入(李子聯(lián)，2016；靳永愛(ài)等，2015)、生育成本(楊華磊、胡浩鈺，2019；靳永愛(ài)等，2016)、勞動(dòng)參與(顧和軍、呂林杰，2015)、代際傳遞(曹立斌、石智雷，2017)等微觀視角來(lái)闡述這種現(xiàn)象。

而教育作為影響個(gè)體生育行為的重要因素在國(guó)內(nèi)外的研究中受到較多關(guān)注，默丁(Murtin)等(2013)通過(guò)GMM估計(jì)發(fā)現(xiàn)小學(xué)教育對(duì)生育率有顯著負(fù)向影響；斯波勞雷和瓦齊亞格(Spolaore and Wacziarg)等(2019)在研究1830-1970年歐洲生育率下降中高等教育發(fā)揮了決定性因素；戈?duì)柖?Goldin，2016)和黃格(Hwang，2016)指出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和傳統(tǒng)性別觀念轉(zhuǎn)變不協(xié)調(diào)是造成亞洲發(fā)達(dá)國(guó)家高學(xué)歷女性生育率低的主要原因。福特等(Fort et al.,2016)利用英國(guó)和歐洲大陸在1936-1975年實(shí)施的義務(wù)教育改革來(lái)研究教育和生育率之間的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)在英國(guó)教育與生育率之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，而在歐洲大陸這一結(jié)果確沒(méi)有得到證實(shí)。

國(guó)內(nèi)的研究文獻(xiàn)普遍得出教育對(duì)生育的影響是負(fù)向的，如張抗私和谷晶雙(2020)、周曉蒙(2018)、田立法等(2017)、王良健等(2015)、侯佳偉等(2014)。最近也有研究發(fā)現(xiàn)教育與生育意愿存在正相關(guān)，如梁土坤(2018)指出受教育水平提高會(huì)顯著提高流動(dòng)人口的生育意愿，趙夢(mèng)晗(2019)發(fā)現(xiàn)受教育程度較高的女性以及夫妻雙方受教育程度都較高的家庭二孩生育意愿更強(qiáng)烈；而張樨樨和崔玉倩(2020)的研究表明，盡管受教育程度對(duì)女性的二孩生育意愿具有顯著的正向影響，但其也會(huì)阻礙女性生育意愿的轉(zhuǎn)化。

鮮有文獻(xiàn)探討為什么接受教育會(huì)使生育數(shù)量減少，僅劉章生等(2018)論證教育主要通過(guò)“收入-成本”和“文化-認(rèn)知”兩條渠道對(duì)作用于二孩生育意愿，并使用CGSS(2013)數(shù)據(jù)證明后者是二孩生育意愿下降主要原因；楊振宇和張程(2018)將偏好效應(yīng)和機(jī)會(huì)成本效應(yīng)納入效用函數(shù)模型，闡述教育對(duì)婚育的影響機(jī)制，并利用第二輪中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)證明教育將顯著延長(zhǎng)個(gè)體初婚等待時(shí)間，同時(shí)降低生育數(shù)量。由此可見(jiàn)，當(dāng)前文獻(xiàn)缺乏關(guān)于教育(尤其是高等教育)對(duì)女性生育水平的影響機(jī)制研究，也鮮見(jiàn)于衡量影響路徑的貢獻(xiàn)度。那么，接受高等教育的女性究竟是出于主觀意愿的不想生？還是迫于生育成本太高而不能生？抑或二者兼而有之？在少子老齡化以及勞動(dòng)力供給短缺背景下，研究教育是以何種機(jī)制和途徑影響女性的生育水平，以及哪種機(jī)制發(fā)揮更大作用，有助于更好地安排生育政策和社會(huì)制度，具有重大現(xiàn)實(shí)意義。

對(duì)此，本文利用2012-2017年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)四次調(diào)研數(shù)據(jù)，實(shí)證研究教育對(duì)生育的影響機(jī)制。主要從以下幾方面進(jìn)行拓展：一是從理論上闡述教育對(duì)生育水平的影響機(jī)制和作用途徑；二是從整體、區(qū)域、戶籍類(lèi)型和工作性質(zhì)四個(gè)維度實(shí)證檢驗(yàn)教育對(duì)生育水平的異質(zhì)性影響；三是采用中介效應(yīng)模型實(shí)證檢驗(yàn)了教育對(duì)生育水平的影響路徑，測(cè)算并分析比較各類(lèi)影響路徑中介效應(yīng)的大小。研究目的在于剖析具有高等教育學(xué)歷的女性生育水平低的成因，從而為相關(guān)政策和制度的制定提供數(shù)理依據(jù)。

2 理論機(jī)制與研究假設(shè)

2.1 高等教育對(duì)生育水平的直接影響

首先，女性接受高等教育會(huì)增加其擇偶匹配難度。在傳統(tǒng)擇偶觀念中，女性?xún)A向于選擇與更加優(yōu)秀的男性結(jié)婚，在婚姻市場(chǎng)中，高學(xué)歷女性往往選擇與不低于自己學(xué)歷水平的男性相匹配(沈新鳳，2011)。然而，教育水平越高的群體人口規(guī)模越小，這就使得高學(xué)歷女性擇偶的范圍愈加縮小，因而，具有高等教育學(xué)歷的女性在婚姻市場(chǎng)中搜尋時(shí)間更長(zhǎng)、匹配難度也更大。

其次，接受高等教育會(huì)擠占擇偶和生育時(shí)間(Black et al.,2008)。根據(jù)中國(guó)的學(xué)制狀況，個(gè)體完成高等教育通常是在法定婚齡年齡之后。為了完成學(xué)業(yè)，接受高等教育的女性在讀期間通常不會(huì)在婚姻市場(chǎng)上投入與未接受高等教育者相同的時(shí)間和精力，她們會(huì)推遲婚育年齡(宋健、范文婷，2017)，故與同齡人相比，具有高等教育學(xué)歷的女性生育時(shí)間更遲。而囿于先天的身體和生理因素，女性存在著最佳生育年齡(一般認(rèn)為是在23-30周歲)，年齡越大生育的困難和風(fēng)險(xiǎn)也越大，因此，為了自身和子女的身心健康，具有高等教育學(xué)歷的女性往往會(huì)在畢業(yè)后選擇盡快生育。是故，本文推斷，隨著年齡的增長(zhǎng)，其與初、中學(xué)歷層次的生育水平差異會(huì)有所減少。也就是說(shuō)，高等教育對(duì)女性生育水平的影響將隨其年齡的增長(zhǎng)而有所減弱。

綜上，本文提出研究假設(shè)1和2。

假設(shè)1：女性接受高等教育能夠直接抑制其生育水平。

假設(shè)2：高等教育與中等及以下學(xué)歷的女性相比，生育水平的差異會(huì)隨著年齡的增長(zhǎng)而減少。

2.2 高等教育對(duì)生育水平的間接影響

高等教育除了直接對(duì)生育水平發(fā)揮抑制作用，還通過(guò)提高機(jī)會(huì)成本和促進(jìn)性別認(rèn)同觀念現(xiàn)代化的途徑對(duì)生育水平產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。

2.2.1 機(jī)會(huì)成本效應(yīng)

高等教育能夠提高人力資本水平，在勞動(dòng)力市場(chǎng)中，接受高等教育的女性由于具備較好的文化素質(zhì)和專(zhuān)業(yè)技能更有可能獲得較好的工作機(jī)會(huì)和較高的勞動(dòng)報(bào)酬。而生育和撫育需要花費(fèi)大量的時(shí)間和精力，女性的生理結(jié)構(gòu)與性格特征決定其在這一過(guò)程中要分擔(dān)得更多，進(jìn)而擠占其在工作上的投入，造成薪酬收入、職位晉升等方面的損失，甚至導(dǎo)致失業(yè)(劉金菊，2020)。這意味著接受高等教育的女性生育面臨著更高的機(jī)會(huì)成本，因此會(huì)減少生育數(shù)量。

2.2.2 性別認(rèn)同效應(yīng)

性別認(rèn)同觀念的形成依賴(lài)后天的學(xué)習(xí)和生活經(jīng)歷，接受高等教育的女性擁有獨(dú)立思考判斷的能力、自我發(fā)展的意識(shí)和自主的人生目標(biāo)(劉愛(ài)玉、佟新，2014)，渴望在社會(huì)中實(shí)現(xiàn)人生價(jià)值，這顛覆了傳統(tǒng)的性別認(rèn)同觀念。在現(xiàn)代性別認(rèn)同觀念影響下，高學(xué)歷女性更愿意投入到事業(yè)中，追求更豐富的生活，而不愿在生育上花費(fèi)過(guò)多的時(shí)間和精力(張品，2009)；同時(shí)，高學(xué)歷女性的獨(dú)立意識(shí)也使得她們不再認(rèn)為個(gè)人需要依靠家庭和生育來(lái)生存和實(shí)現(xiàn)價(jià)值，擺脫了傳統(tǒng)的婚育觀念影響(劉章生等，2018)。因此，高學(xué)歷女性為了追求自身價(jià)值而主動(dòng)減少生育數(shù)量。

據(jù)此，本文提出研究假設(shè)3和4。

假設(shè)3：高等教育會(huì)通過(guò)提高女性的勞動(dòng)收入而使生育的機(jī)會(huì)成本增加，進(jìn)而降低生育水平。

假設(shè)4：高等教育會(huì)促進(jìn)女性性別認(rèn)同觀念的現(xiàn)代化，進(jìn)而抑制生育水平。

3 數(shù)據(jù)、變量與模型

3.1 數(shù)據(jù)與變量

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)。結(jié)合研究需要，選取2012-2017年四次調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。根據(jù)研究對(duì)象的特點(diǎn)，選取16-49周歲的育齡女性樣本，考慮到高學(xué)歷女性主要集中在城市，因此為增強(qiáng)樣本可比性與研究結(jié)論可靠性剔除生活在農(nóng)村的樣本；同時(shí)，考慮樣本的就業(yè)能力，剔除在校學(xué)習(xí)、喪失勞動(dòng)能力的樣本；此外，將受訪時(shí)回答“不知道”“不適用”或觀測(cè)值缺失的樣本加以剔除，最終得到符合要求的樣本數(shù)量為5765個(gè)。

被解釋變量生育水平，用個(gè)體生育數(shù)量衡量，根據(jù)受訪樣本對(duì)問(wèn)卷A68“您有幾個(gè)子女？”的回答得到，將生育數(shù)劃分為0個(gè)、1個(gè)、2個(gè)和3個(gè)及以上。

中介變量之一——機(jī)會(huì)成本，使用勞動(dòng)收入來(lái)衡量生育的機(jī)會(huì)成本，根據(jù)受訪者對(duì)問(wèn)卷A8b“您個(gè)人去年全年的職業(yè)/勞動(dòng)收入是多少”的回答得到，將收入劃分為“10000元以下”、“10001-50000元”、“50001-100000元”、“100000元以上”。

中介變量之二——性別認(rèn)同觀念，根據(jù)問(wèn)卷A42量表中對(duì)“男人以事業(yè)為重，女人以家庭為重”的回答來(lái)反映受訪者的性別認(rèn)同觀念，從“完全同意”到“完全不同意”分別賦值1-5，數(shù)值越大說(shuō)明個(gè)體性別觀念越現(xiàn)代、追求男女平等思想越強(qiáng)烈，數(shù)值越小說(shuō)明個(gè)體性別觀念越傳統(tǒng)、對(duì)“男主外、女主內(nèi)”思想越認(rèn)同。

解釋變量——高等教育，根據(jù)受訪者對(duì)A7a“您目前的最高教育程度是？”的回答得到，以“高中(職業(yè)高中、普通高中和中專(zhuān))及以下”作為參照變量，設(shè)置“大學(xué)專(zhuān)科(以下簡(jiǎn)稱(chēng)“大專(zhuān)”)”、“大學(xué)本科(以下簡(jiǎn)稱(chēng)“本科”)”、“研究生(碩士和博士)”3個(gè)虛擬變量。

控制變量選取人口學(xué)特征變量(年齡、民族、婚姻狀況、戶籍類(lèi)型、宗教信仰、政治面貌、自評(píng)健康)和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位變量(住房性質(zhì)、工作性質(zhì)、家庭經(jīng)濟(jì)水平)。此外，加入年份虛擬變量，由于我國(guó)分別從2013年和2016年開(kāi)始實(shí)施單獨(dú)二孩和全面二孩政策，生育政策的調(diào)整可能會(huì)釋放一部分女性的生育潛力，因此，本文以2012-2013年作為參照，分別設(shè)置2015和2017年兩個(gè)年份虛擬變量。

各變量基本情況如表1所示。由于被解釋變量、解釋變量和中介變量的類(lèi)型均為多元分類(lèi)數(shù)據(jù)，且具有可排序特征，因而本文采用有序多分類(lèi)Logit回歸模型進(jìn)行分析。

表1 變量基本情況

3.2 描述性分析

表2列示了樣本生育數(shù)量分布情況。從中可以看出，(1)不生育現(xiàn)象隨著學(xué)歷的提高而增多，其中，本科和研究生學(xué)歷群體中生育0個(gè)孩子的比例高達(dá)39.54%和48.25%，遠(yuǎn)高于高中及以下學(xué)歷群體11.24%的水平；(2)生育1個(gè)孩子的情況普遍存在，且隨學(xué)歷的提高而有所減少，其中，本科和研究生學(xué)歷群體中生育1個(gè)孩子的比例分別為53.33%和45.45%，低于高中及以下學(xué)歷群體56.03%的水平；(3)生育2個(gè)孩子的情況隨學(xué)歷的提高而明顯減少，其中，本科和研究生群體中生育2個(gè)孩子的比例僅為6.65%和5.59%，遠(yuǎn)低于高中及以下學(xué)歷群體27.28%的水平；(4)生育3個(gè)及以上的并不多見(jiàn)，僅高中及以下學(xué)歷群體中有5.44%選擇生育3孩，其他學(xué)歷群體中該比例不足1%；(5)整體上，樣本中生育1個(gè)孩子的比例最高達(dá)55.61%，生育0個(gè)和2個(gè)孩子的比例“平分秋色”分別為20.59%和20.17%，生育3個(gè)及以上比例最小僅為3.63%。

表2 樣本生育數(shù)量的分布(%)

表3列示了不同年齡段和學(xué)歷層次上樣本的生育數(shù)量。從中可以看出：(1)總體上，隨著年齡的增長(zhǎng)，平均生育數(shù)量會(huì)增大，在15-29歲、30-39歲、40-49歲年齡段上，總體樣本的生育數(shù)量分別為0.35個(gè)、1.03個(gè)、1.14個(gè)；(2)個(gè)體的生育數(shù)量隨學(xué)歷水平的提高而明顯降低，高中及以下、大專(zhuān)、本科、研究生學(xué)歷群體的平均生育數(shù)量分別為1.27個(gè)、0.79個(gè)、0.68個(gè)和0.59個(gè)；(3)各學(xué)歷群體之間生育數(shù)量的差異隨年齡的增長(zhǎng)而有所減小，其中，對(duì)于具有本科和研究生學(xué)歷的女性與高中及以下群體的這種差異尤為明顯。在40-49歲具有本科和研究生學(xué)歷的女性的生育數(shù)量比高中及以下學(xué)歷群體分別少0.34個(gè)和0.42個(gè)，而在15-29歲和30-39歲這兩個(gè)年齡段上，生育數(shù)量差異分別為0.47個(gè)和0.53個(gè)、0.45個(gè)和0.58個(gè)。

表3 不同年齡段和學(xué)歷層次上樣本的生育數(shù)量(個(gè))

圖1顯示了學(xué)歷與勞動(dòng)收入、性別認(rèn)同具有較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。平均而言，隨著學(xué)歷水平的提高，勞動(dòng)收入與性別認(rèn)同觀念總體上呈上升趨勢(shì)。其中，具有高等教育(大專(zhuān)及以上)學(xué)歷的女性勞動(dòng)收入和現(xiàn)代化性別認(rèn)同觀念要高于高中及以下學(xué)歷群體；研究生學(xué)歷群體的勞動(dòng)收入和現(xiàn)代性別認(rèn)同觀念明顯高于其他學(xué)歷群體。

圖1 學(xué)歷與勞動(dòng)收入、性別認(rèn)同的關(guān)系

圖2顯示了生育數(shù)量與勞動(dòng)收入、性別認(rèn)同之間存在較強(qiáng)的負(fù)相關(guān)關(guān)系。平均而言，隨著勞動(dòng)收入與現(xiàn)代化性別認(rèn)同觀念的增長(zhǎng)，生育數(shù)量總體上呈下降趨勢(shì)。其中，未生育的女性群體勞動(dòng)收入和現(xiàn)代性別認(rèn)同觀念遠(yuǎn)高于已生育女性群體；相對(duì)而言，在已生育女性群體中，勞動(dòng)收入和性別認(rèn)同觀念的變動(dòng)幅度較小。

圖2 生育數(shù)量與勞動(dòng)收入、性別認(rèn)同的關(guān)系

3.3 模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證高等教育對(duì)女性生育數(shù)量的影響，本文建立如下基準(zhǔn)回歸方程：

feri=α0+α1edui+∑αkcontrolsi+∑αjyeari+∑αlproi+εi

(1)

其中，被解釋變量feri為生育數(shù)量，解釋變量edui為高等教育，controlsi為控制變量，同時(shí)，引入年份和省份變量(yeari、proi)以控制時(shí)間效應(yīng)和地區(qū)特征。

為了判斷高等教育對(duì)女性生育數(shù)量的影響是否會(huì)隨其年齡的增長(zhǎng)而有所減弱，本文在模型(1)的基礎(chǔ)上構(gòu)建高等教育與年齡的交互項(xiàng)，具體如模型(2)所示：

feri=η0+η1edui+η2edui*agei+∑ηkcontrolsi+∑ηjyeari+∑ηlproi+ξi

(2)

為了檢驗(yàn)勞動(dòng)收入和性別認(rèn)同觀念是否在高等教育和生育數(shù)量之間起到了中介傳導(dǎo)效應(yīng)，本文在模型(1)的基礎(chǔ)上使用中介效應(yīng)的方法構(gòu)建遞歸方程，具體形式如模型(3)和(4)所示：

medi=β0+β1edui+∑βkcontrolsi+∑αjyeari+∑αlproi+μi

(3)

feri=γ0+γ1edui+γ2medi+∑γkcontrolsi+∑γjyeari+∑γlproi+ωi

(4)

其中，被解釋變量和解釋變量仍為生育數(shù)量feri和高等教育edui，中介變量medi為勞動(dòng)收入和性別認(rèn)同觀念，同時(shí)，加入控制變量controlsi和年份和省份變量(yeari、proi)虛擬變量。

中介效應(yīng)檢驗(yàn)分為三個(gè)步驟：第一步，對(duì)模型(1)進(jìn)行回歸，研究在不包含中介變量的情況下，受教育程度對(duì)女性生育數(shù)影響的總體效應(yīng)α1；第二步，對(duì)模型(3)進(jìn)行回歸，研究受教育程度對(duì)中介變量的影響β1；第三步，對(duì)在模型(1)的基礎(chǔ)上引入中介變量的模型(4)進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)教育對(duì)女性生育數(shù)量的直接效應(yīng)(γ1)和通過(guò)中介變量傳導(dǎo)的間接效應(yīng)(γ2)。如果回歸結(jié)果顯示α1顯著，說(shuō)明教育對(duì)女性生育數(shù)量的總體效應(yīng)存在；如果β1和γ2都顯著表明存在中介效應(yīng)，在此基礎(chǔ)上，如果γ1顯著，說(shuō)明存在部分中介效應(yīng)，如果γ1不顯著則說(shuō)明存在完全中介效應(yīng)，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重為(1-γ1/α1)。

由于模型(1)-(4)中被解釋變量均為有序多分類(lèi)變量，因此，本文使用有序logit模型進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)，使用的統(tǒng)計(jì)分析軟件為stata14.0。

4 模型回歸結(jié)果

4.1 回歸結(jié)果分析

表4列示了模型(1)和(2)的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。列(1)-(2)考察了核心解釋變量高等教育對(duì)女性生育數(shù)量的影響，結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平上，大專(zhuān)、本科和研究生學(xué)歷對(duì)生育數(shù)量的影響均為負(fù)，同時(shí)，系數(shù)的絕對(duì)值依次增大。加入人口學(xué)特征變量和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位變量后，估計(jì)系數(shù)的符號(hào)及顯著性水平未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，說(shuō)明回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。由此可見(jiàn)，高等教育顯著抑制了女性的生育水平，且這種抑制作用隨學(xué)歷層次的提高而增強(qiáng)，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

列(3)-(4)考察了在引入學(xué)歷與年齡交互項(xiàng)后，高等教育對(duì)女性生育數(shù)量的影響。結(jié)果顯示，大專(zhuān)、本科和研究生學(xué)歷對(duì)生育數(shù)量的影響仍在1%的顯著性水平上均為負(fù)；同時(shí)，交互項(xiàng)的系數(shù)為正值，說(shuō)明隨著女性年齡的增長(zhǎng)，高等教育對(duì)其生育數(shù)量的抑制作用逐漸減弱。在引入控制變量后，本科和研究生學(xué)歷與年齡的交互項(xiàng)均在1%顯著水平上為正，且后者的影響系數(shù)更大，這表明本科及以上學(xué)歷的女性生育數(shù)量與高中及以下學(xué)歷的女性的差異隨年齡的增長(zhǎng)而顯著減小，且隨學(xué)歷層次的提高這種差異減小的幅度增大，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

在控制變量中，在1%的顯著性水平上，年齡系數(shù)為0.989，年齡平方的系數(shù)為-0.012，峰值出現(xiàn)在41歲，說(shuō)明女性在42歲以后生育的可能性極低。此外，婚姻狀況、戶籍類(lèi)型和宗教信仰的估計(jì)系數(shù)均在1%水平上顯著為正，2017年的年份虛擬變量的估計(jì)系數(shù)也在1%水平上顯著為正，說(shuō)明人口政策的放寬使女性的生育潛力得到有效釋放。

4.2 異質(zhì)性分析

中國(guó)地域廣袤，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和地區(qū)文化存在較大差異；同時(shí)，不同戶籍類(lèi)型和工作性質(zhì)也存在明顯的二元分割。由于總體樣本檢驗(yàn)可能掩蓋區(qū)域、戶籍類(lèi)型和工作性質(zhì)等方面的特征，因此本文針對(duì)工作性質(zhì)、區(qū)域和戶籍類(lèi)型進(jìn)一步考察高等教育對(duì)女性生育數(shù)量的異質(zhì)性影響。

由于我國(guó)分別于2013年和2016年開(kāi)始實(shí)施單獨(dú)二孩和全面二孩政策，考慮到生育政策的放寬所釋放的部分女性的生育潛力也可能存在異質(zhì)性，又因?yàn)樵谇懊婊鶞?zhǔn)回歸的結(jié)果顯示，人口政策調(diào)整的效果僅在2017年才有所顯現(xiàn)，因此，本文在實(shí)證分析中進(jìn)一步引入高等教育與2017年的交互項(xiàng)。

4.2.1 工作性質(zhì)異質(zhì)性

將樣本根據(jù)工作單位性質(zhì)劃分為體制內(nèi)和體制外分別進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表5所示。體制外樣本中的大專(zhuān)、本科和研究生學(xué)歷對(duì)其生育數(shù)量的影響均存在1%顯著水平為負(fù)，而在體制內(nèi)樣本中，在5%的顯著性水平上，各層次高等教育對(duì)生育數(shù)量均不存在顯著影響。說(shuō)明在體制內(nèi)就業(yè)的女性生育水平不存在明顯的學(xué)歷差異；而對(duì)于體制外的女性而言，接受高等教育會(huì)抑制生育。這可能是因?yàn)?，體制內(nèi)的工作環(huán)境更加友好，不僅具有良好的工作穩(wěn)定性，還擁有完整的法定休假、托幼服務(wù)等優(yōu)厚的福利待遇，因而相較于體制外，體制內(nèi)就業(yè)的女性生育成本較低。

表5 工作性質(zhì)與戶籍類(lèi)型異質(zhì)性回歸結(jié)果

學(xué)歷與年齡交互項(xiàng)中，在5%的顯著性水平上，體制內(nèi)樣本的參與估計(jì)結(jié)果同樣不顯著，而在體制外樣本中，各層次高等教育與年齡交互項(xiàng)均對(duì)生育數(shù)量存在顯著正向影響。說(shuō)明在體制內(nèi)，具有高等教育學(xué)歷女性與初中等學(xué)歷的女性的生育水平差異不會(huì)隨著年齡的增加而有所減??；而對(duì)于體制外的女性而言，情況則相反。

在學(xué)歷與年份虛擬變量交互項(xiàng)中,無(wú)論體制內(nèi)還是體制外樣本，參數(shù)估計(jì)結(jié)果均不顯著，這說(shuō)明人口政策放寬對(duì)于體制外和體制內(nèi)的女性而言，其生育水平均不存在明顯學(xué)歷差異。

在控制變量中，年齡、年齡的平方、婚姻狀況均在1%顯著水平上影響生育數(shù)量；戶籍類(lèi)型和宗教信仰對(duì)體制外樣本生育數(shù)量的影響均在1%水平上顯著為正，但對(duì)體制內(nèi)樣本無(wú)顯著影響；黨員對(duì)體制內(nèi)樣本生育數(shù)量的影響顯著為負(fù)。

4.2.2 戶籍類(lèi)型異質(zhì)性

將樣本劃分為農(nóng)村戶籍和城市戶籍分別進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表5所示。各學(xué)歷層次中，僅具有本科教育對(duì)農(nóng)業(yè)戶籍樣本的生育數(shù)量存在1%顯著水平的負(fù)向影響，但各層次高等教育對(duì)非農(nóng)戶籍女性的生育水平存在顯著的負(fù)向影響。在學(xué)歷與年齡交互項(xiàng)中，對(duì)于農(nóng)業(yè)戶籍樣本，僅本科與年齡交互項(xiàng)的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，而在城市戶籍樣本中，本科和研究生與年齡交互項(xiàng)的系數(shù)均在1%水平上顯著為正。

在學(xué)歷與年份虛擬變量交互項(xiàng)中，對(duì)于農(nóng)村戶籍樣本，大專(zhuān)與2017年交互項(xiàng)和本科與2017年交互項(xiàng)的系數(shù)分別在10%和5%水平上顯著為負(fù)。而城市戶籍的樣本中，各學(xué)歷層次與年份交互項(xiàng)的系數(shù)均不顯著。這說(shuō)明人口政策的放寬，對(duì)農(nóng)村戶籍的女性存在顯著的學(xué)歷差異，其中，相較于初中等學(xué)歷群體，人口政策調(diào)整大專(zhuān)和本科學(xué)歷女性生育潛力的釋放作用更?。欢鴮?duì)城市戶籍的女性，人口政策調(diào)整對(duì)女性生育潛力的釋放不存在顯著的學(xué)歷差異。

在控制變量中，年齡、年齡的平方、婚姻狀況依舊顯著影響生育數(shù)量；民族對(duì)農(nóng)村戶籍樣本的生育數(shù)量具有顯著促進(jìn)作用，但對(duì)非農(nóng)戶籍具有顯著抑制作用；宗教信仰對(duì)農(nóng)村戶籍樣本生育數(shù)量的促進(jìn)作用均在1%水平上顯著，但對(duì)非農(nóng)戶籍無(wú)顯著影響。

4.2.3 區(qū)域異質(zhì)性

將樣本劃分為東部、中部和西部區(qū)域進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表6所示。三大區(qū)域中高等教育對(duì)女性生育數(shù)量也表現(xiàn)為顯著的負(fù)向影響且隨學(xué)歷層次提高而增大的特征。從橫向比較來(lái)看，相對(duì)于東部而言，中部和西部地區(qū)高等教育對(duì)女性的生育水平基本上具有更大的抑制作用。本文猜想出現(xiàn)這種情況的原因可能在于：(1)東部地區(qū)勞動(dòng)力市場(chǎng)中對(duì)女性生育保障制度更完善，使得女性生育的機(jī)會(huì)成本較低；(2)東部地區(qū)社會(huì)性別觀念更加開(kāi)放，相對(duì)于中西部地區(qū)，男性承擔(dān)了較多的家務(wù)勞動(dòng)，從而減輕了女性生育后的家庭負(fù)擔(dān)。

表6 區(qū)域異質(zhì)性回歸結(jié)果

在學(xué)歷與年齡交互項(xiàng)中，東部地區(qū)本科、研究生與年齡的交互項(xiàng)對(duì)生育數(shù)量均存在顯著正向影響；而在中部和西部地區(qū)中，僅本科與年齡交互項(xiàng)對(duì)生育數(shù)量存在顯著正向影響。在學(xué)歷與年份交互項(xiàng)中，僅東部地區(qū)本科與2017年交互項(xiàng)的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明生育政策的放寬對(duì)東部地區(qū)本科學(xué)歷女性的生育潛力釋放作用相對(duì)更小。

在控制變量中，年齡、年齡的平方、婚姻狀況、戶籍類(lèi)型均顯著影響生育數(shù)量；黨員、工作性質(zhì)對(duì)東部地區(qū)樣本數(shù)量分別存在顯著抑制和促進(jìn)作用；宗教信仰對(duì)中部地區(qū)樣本的生育數(shù)量有顯著促進(jìn)作用。

5 影響機(jī)制檢驗(yàn)

根據(jù)前文分析，高等教育可能會(huì)通過(guò)提高機(jī)會(huì)成本和促進(jìn)現(xiàn)代性別認(rèn)同觀念的渠道抑制女性生育。本部分將在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步檢驗(yàn)這兩種中介效應(yīng)是否存在。

表7列(1)結(jié)果顯示大專(zhuān)、本科和研究生學(xué)歷對(duì)勞動(dòng)收入的估計(jì)系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明學(xué)歷水平的增加能明顯促進(jìn)勞動(dòng)收入的提高。由列(2)結(jié)果可見(jiàn)，學(xué)歷層次和勞動(dòng)收入的估計(jì)系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，且各學(xué)歷層次的系數(shù)(值為-0.600、-0.806和-0.922)絕對(duì)值均小于基準(zhǔn)回歸模型(表4列(2))估計(jì)系數(shù)-0.692、-0.977和-1.185，這驗(yàn)證了機(jī)會(huì)成本中介效應(yīng)的存在。大專(zhuān)、本科和研究生的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比分別為13.29%、17.50%和22.19%，由此可見(jiàn)，隨著高等教育學(xué)歷層次的提高機(jī)會(huì)成本中介效應(yīng)也漸次增大。平均而言，高等教育的機(jī)會(huì)成本中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重為17.66%，表明高等教育可以通過(guò)促進(jìn)勞動(dòng)收入使生育的機(jī)會(huì)成本增加而抑制生育水平，假設(shè)3得到驗(yàn)證。

從表7列(3)可以看出，大專(zhuān)、本科和研究生學(xué)歷對(duì)性別認(rèn)同觀念的影響均在1%水平上顯著為正，表明教育促進(jìn)了性別認(rèn)同觀念的現(xiàn)代化。列(4)結(jié)果顯示，學(xué)歷層次和性別認(rèn)同觀念對(duì)生育數(shù)量的影響均在1%水平上顯著為負(fù)，且各學(xué)歷層次的系數(shù)(值為-0.664、-0.943和-1.156)絕對(duì)值均小于基準(zhǔn)回歸模型的估計(jì)系數(shù)(-0.692、-0.977和-1.185)，表明性別認(rèn)同觀念發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，大專(zhuān)、本科和研究生的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比分別為4.05%、3.48%和2.45%。平均而言，高等教育的性別認(rèn)同中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重為3.33%。這說(shuō)明教育可以通過(guò)促進(jìn)性別認(rèn)同觀念的現(xiàn)代化對(duì)生育水平產(chǎn)生一定抑制作用，假設(shè)4得到驗(yàn)證。

表7 高等教育對(duì)生育數(shù)量的影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

以上中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，高等教育可以通過(guò)機(jī)會(huì)成本效應(yīng)和性別認(rèn)同效應(yīng)機(jī)制抑制生育水平。通過(guò)比較兩個(gè)中介效應(yīng)的大小可以看到，機(jī)會(huì)成本效應(yīng)比性別認(rèn)同效應(yīng)起到更大的中介作用，因此，高學(xué)歷女性生育水平低主要源于被動(dòng)放棄而非主動(dòng)選擇。

6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文關(guān)鍵自變量為高等教育，為避免因測(cè)量和操作化可能造成的結(jié)果偏誤，進(jìn)一步對(duì)個(gè)體所受教育劃分為“高中及以下”和“大專(zhuān)及以上”兩類(lèi)，將后者視為接受高等教育的群體，進(jìn)而對(duì)上述結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果如表8所示。從表8列(1)的總效應(yīng)中可以看到，相比于“高中及以下”樣本，“大專(zhuān)及以上”樣本的生育數(shù)量在1%水平上顯著降低。列(2)和列(4)顯示高等教育能夠顯著提高勞動(dòng)收入和性別認(rèn)同觀念現(xiàn)代化。計(jì)算得到的機(jī)會(huì)成本效應(yīng)和性別認(rèn)同效應(yīng)占總效應(yīng)的比重分別為16.25%和3.73%，與上文的17.80%和3.37%比較接近。

表8 兩分類(lèi)變量的影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

綜上，可認(rèn)為機(jī)制分析結(jié)果較為穩(wěn)健。

7 結(jié)論與政策建議

本文在論證教育對(duì)女性生育水平的影響機(jī)制和作用途徑的同時(shí)，構(gòu)建中介效應(yīng)模型并基于2012-2017年四次中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)使用有序logit模型進(jìn)行實(shí)證分析?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果表明：女性接受高等教育能夠顯著抑制其生育水平，這種影響隨學(xué)歷層次的提高而增大并且隨著年齡的增長(zhǎng)而減少。

異質(zhì)性分析結(jié)果表明，高等教育對(duì)女性生育的影響存在工作性質(zhì)、戶籍類(lèi)型和區(qū)域異質(zhì)性。具體表現(xiàn)為：(1)高等教育對(duì)于體制外和城市戶籍的女性的生育數(shù)量存在顯著的負(fù)向影響且隨學(xué)歷層次的提高而增大，并且隨年齡的增長(zhǎng)而有所減弱；在農(nóng)村戶籍樣本中，僅本科教育對(duì)女性的生育水平的影響表現(xiàn)出相同特征；而對(duì)于體制內(nèi)樣本而言，高等教育對(duì)女性生育的影響并不顯著。在區(qū)域比較中，相對(duì)于東部地區(qū)，在中部和西部地區(qū)高等教育對(duì)女性生育的抑制作用更大，并且僅對(duì)于本科及以上學(xué)歷群體而言，這種影響隨年齡的增長(zhǎng)而有所減弱。(2)生育調(diào)整放寬對(duì)女性生育潛力釋放作用的學(xué)歷差異并不明顯，僅對(duì)農(nóng)村戶籍和東部地區(qū)樣本中，與初、中等學(xué)歷相比，具有本科學(xué)歷的女性的生育潛力釋放作用更小。

機(jī)制分析結(jié)果表明，高等教育除了會(huì)直接影響女性生育數(shù)量外，還會(huì)通過(guò)提高機(jī)會(huì)成本和促進(jìn)性別認(rèn)同觀念現(xiàn)代化兩種途徑降低女性的生育水平，且前者的影響遠(yuǎn)大于后者。因此，本文認(rèn)為高等教育主要通過(guò)機(jī)會(huì)成本途徑影響女性生育，具有高等教育學(xué)歷的女性的生育水平低更多是出于被動(dòng)選擇。基于此，本文認(rèn)為提高具有高等教育學(xué)歷的女性的生育水平應(yīng)著眼于降低生育成本、幫助女性從生養(yǎng)和撫育勞動(dòng)中解放出來(lái)。故本文認(rèn)為應(yīng)從以下幾個(gè)方面入手：

第一，保障育齡女性的勞動(dòng)權(quán)益，政府應(yīng)采取政策傾斜引導(dǎo)用人單位建立職業(yè)配套鼓勵(lì)機(jī)制。根據(jù)實(shí)際情況建立育兒設(shè)施，推進(jìn)彈性工作制，實(shí)施育齡女性及其配偶的帶薪(陪)產(chǎn)假等制度來(lái)緩解女性在家庭與工作之間的矛盾，幫助女性在生育期和哺乳期間平穩(wěn)過(guò)渡，減輕女性生育的心理成本。

第二，政府應(yīng)完善相應(yīng)配套服務(wù)與設(shè)施使生養(yǎng)撫育“社會(huì)化”，在公共資源服務(wù)上為女性提供更多優(yōu)質(zhì)的婦幼保健資源，建立健全托幼服務(wù)體系，推動(dòng)優(yōu)化托幼服務(wù)業(yè)的發(fā)展，加快制定行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)與管理體系，培育高素質(zhì)職業(yè)服務(wù)人員，從而幫助女性在產(chǎn)后更快、更安心地返回職場(chǎng)，進(jìn)而減少女性生育的經(jīng)濟(jì)損失。

第三，以社區(qū)或家庭為單位開(kāi)展組織和宣傳，發(fā)展健康科學(xué)的婚姻關(guān)系和生養(yǎng)育觀念，在尊重個(gè)人意愿的基礎(chǔ)上改善女性對(duì)生育的認(rèn)識(shí)，鼓勵(lì)男性更多地參與養(yǎng)育子女和家務(wù)勞動(dòng)，與女性共同分擔(dān)照料子女的責(zé)任，同時(shí)也鼓勵(lì)家庭隔代照料等方式緩解女性的育兒壓力，從而降低女性生育的機(jī)會(huì)成本。