李長安 李艷

摘要：教育一直是備受關(guān)注的影響生育的因素，但相關(guān)文獻往往忽視了對男性教育與生育關(guān)系的研究，而男性在生育中同樣扮演著重要的角色。那么兩性間教育與生育意愿的關(guān)系是否存在區(qū)別？利用CGSS2015、2017、2018與2021年數(shù)據(jù)，使用Oprobit模型、工具變量法等探索教育對生育意愿的影響及其中的性別差異。研究發(fā)現(xiàn)，教育顯著負向影響個體生育意愿，且對女性生育意愿的負向影響程度大于男性。邊際效應(yīng)分析表明，在每個意愿生育子女?dāng)?shù)上，男性樣本中教育的邊際效應(yīng)均比女性樣本中低，其中，教育在愿意生育兩個孩子處的邊際效應(yīng)在兩性間差異最大。機制分析表明，教育回報、性別觀念與養(yǎng)兒防老觀念是教育與生育意愿的關(guān)系存在性別差異的重要原因。此外，在農(nóng)業(yè)戶口組，低、中家庭收入水平組與低、中社會階層認同組，教育對女性生育意愿的影響程度大于男性，在城鎮(zhèn)戶口組、高家庭收入水平組與高社會階層認同組，這種性別差異則不顯著。最后，基于研究結(jié)論，探討其對現(xiàn)實的啟示意義，并就兩性間教育與生育意愿關(guān)系的差異提出了針對性意見。

關(guān)鍵詞：生育意愿；教育；性別差異；機制

中圖分類號：C92-05文獻標識碼：A文章編號：1000-4149（2024）03-0001-18

DOI：10-3969/j-issn-1000-4149-2024-00-020

一、引言

人口的數(shù)量和質(zhì)量對生產(chǎn)發(fā)展與社會進步具有重要作用，人口數(shù)量衰減意味著我國面臨著勞動年齡人口下降的風(fēng)險，進一步地，勞動力供給的減少及由人口總量萎縮引致的消費和投資需求的下降，將制約經(jīng)濟增長［1］。從出現(xiàn)人口現(xiàn)象，到引發(fā)人口問題，需要一定的時間。因此要時刻關(guān)注人口現(xiàn)象，提前意識到可能由此引致的問題，并及時制定相應(yīng)的解決方案［2］。為此，自2011年起，為提振生育率，國家相繼出臺了“雙獨二孩”、“單獨二孩”、“全面二孩”政策，2021年7月《中共中央國務(wù)院關(guān)于優(yōu)化生育政策促進人口長期均衡發(fā)展的決定》正式發(fā)布，進一步作出實施三孩生育政策及配套支持措施的重大決策。

盡管如此，我國的總和生育率依然在不斷下降，已由2011年的1-668下降到2021年的1-164數(shù)據(jù)來源：世界銀行，https：//data.worldbank.org/indicator/SP.DYN.TFRT.IN？end=2021&locations=CN&name_desc=false&start=1960&view=chart。當(dāng)總和生育率降至1-5以下后，低生育率會自我強化，扭轉(zhuǎn)生育率的下降趨勢將變得很困難，有很大概率掉入“低生育率陷阱”［3］。2019年我國總和生育率首次降至1-5以下。根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)，2022年我國已出現(xiàn)人口負增長。造成這一現(xiàn)象的根本原因是我國的生育率長期低于更替水平生育更替水平指使人口數(shù)量保持穩(wěn)定的生育率水平，普遍認為總和生育率為2-1即達到了生育更替水平。［4］。因此，提高生育水平是應(yīng)對人口問題的關(guān)鍵。一般認為生育行為是由人們的生育意愿轉(zhuǎn)化而來［5］，生育意愿一定程度上可以預(yù)示生育率的發(fā)展趨勢。因此，研究生育意愿對提高生育水平具有重要意義，而教育是影響生育意愿的重要因素之一，其與生育的關(guān)系一直備受關(guān)注。

在教育對我國居民生育意愿的影響方面的研究已有許多，得出的結(jié)論大部分認為提高教育水平對我國生育或生育意愿具有顯著負向影響［6-8］，也有少數(shù)認為受教育程度與生育意愿呈“U”型關(guān)系［9］。但相關(guān)研究多從女性受教育程度或不區(qū)分性別的育齡人群整體受教育程度展開，在教育對我國不同性別育齡人群的生育意愿影響差異方面研究尚不充分。受國家歷史文化與男女生理特征的影響，人們對男性與女性應(yīng)扮演的社會角色、享受的權(quán)利、承擔(dān)的責(zé)任等方面的態(tài)度有所區(qū)別，因此男性與女性的生育意愿不盡相同。絕大部分情況下生育是一種家庭行為，其不僅由女性或男性一方?jīng)Q定，而是受夫妻雙方甚至更多家庭成員的影響。所以，研究教育對男性與女性生育意愿影響的區(qū)別，能夠加深對生育意愿影響體系的認識，并能從包括夫妻雙方在內(nèi)的家庭角度出發(fā)，指導(dǎo)如何通過教育與其他相關(guān)措施提高育齡人群的生育意愿，進而提高我國的生育水平。因此，本文從教育對生育意愿影響的性別差異視角展開研究，邊際貢獻在于：

第一，探索教育影響我國居民生育意愿的性別差異，進而針對不同性別人群制定適宜的生育政策，會更有利于促進我國生育水平的提高，具有一定的現(xiàn)實意義；

第二，從教育影響我國居民生育意愿的性別差異方面展開探索，發(fā)現(xiàn)教育對我國女性生育意愿的負向影響顯著高于男性，豐富了有關(guān)教育與生育意愿關(guān)系的研究，也加深了對生育意愿影響體系的認識；

第三，通過機制檢驗發(fā)現(xiàn)，教育回報、性別觀念與養(yǎng)兒防老觀念是教育對生育意愿的影響產(chǎn)生性別差異的作用機制，這一發(fā)現(xiàn)加深了對這一論題的認識；第四，鑒于女性與男性的生理差異，本文選取了20—49歲的育齡女性及配偶為20—49歲育齡女性的男性作為樣本，以往的相關(guān)研究大多對男女年齡作出了相同的限定，對他們在生育方面的生理差異的考慮略有不足，因此本文對研究樣本的選取更加合理。

二、文獻綜述與機制分析

關(guān)于教育與生育關(guān)系的研究已經(jīng)比較豐富，大部分研究認為教育與生育呈負向關(guān)系［10-12］，也有研究發(fā)現(xiàn)受教育程度更高的人群有更高的生育意愿［13-15］、教育與生育率沒有直接關(guān)系［16-17］或是教育對高生育率的負面影響已經(jīng)消失［18］。在女性受教育程度與教育的關(guān)系上，學(xué)者們有的發(fā)現(xiàn)延長義務(wù)教育使婦女生育數(shù)量減少［11］，有的發(fā)現(xiàn)女性接受初中教育是加速生育率下降的關(guān)鍵［19］，有的則認為上大學(xué)會降低總體生育率，但完成大學(xué)學(xué)業(yè)對生育率沒有顯著影響［20］，有的研究則表明受過高等教育的婦女比例與婦女的終生生育意愿呈正相關(guān)［15］。而在男性受教育程度與生育的關(guān)系上，由于數(shù)據(jù)的局限性，盡管男性的受教育程度更高、更有自主權(quán)，并且在生育中同樣扮演著重要角色，但是在文獻中對男性生育率的研究往往被忽視了［18］。一般來說，男性受教育程度與家庭規(guī)模之間存在強有力的正相關(guān)關(guān)系［21-22］。

同樣出于以上原因，同時對男女的教育與生育的關(guān)系進行探索的研究也比較稀缺，且相關(guān)研究大多是基于歐洲國家的數(shù)據(jù)進行的。尼森（Nisn）等人認為，男女受教育程度與生育率之間的關(guān)系都是非線性的，且受教育程度最低的男性和受教育程度較高的女性在一生中生育子女的可能性最低，即兩性間教育與生育的關(guān)系相反［23］。賈洛瓦拉（Jalovaara）等人研究發(fā)現(xiàn)，在北歐不同性別的教育與生育的關(guān)系在不同隊列中發(fā)生了一些變化：男性隊列中教育與生育率的關(guān)系沒有發(fā)生重大變化，通常表現(xiàn)為中高教育水平的男性生育率更高；女性教育與生育率的關(guān)系則發(fā)生了實質(zhì)性變化，在年齡較大的女性隊列中教育與生育的負向關(guān)系已經(jīng)消失［24］。拉科米（Lakom）使用歐洲數(shù)據(jù)研究表明，教育與生育率間通常呈負相關(guān)關(guān)系，但是男性比女性的這種關(guān)系弱許多，且在男性樣本中，受過中等教育的人和受過高等教育的人的生育率沒有顯著差異［25］?？偟膩砜?，當(dāng)前雖然對教育與生育的關(guān)系在兩性間的區(qū)別尚無一致結(jié)論，但相關(guān)研究大多表現(xiàn)出教育與生育的負相關(guān)關(guān)系在女性中比在男性中更強。那么，對于男性與女性為何呈現(xiàn)出這種差異，我們擬從教育影響生育意愿的機制入手來分析可能的原因?？偟膩碚f，已往的相關(guān)文獻表明，教育會通過以下幾種機制影響人們的生育決定：第一，父母接受更高的教育有利于嬰兒的健康［26］，較高的兒童存活率降低了父母生育更多孩子的渴望；第二，受教育程度更高的人接受的避孕知識更多，更善于使用避孕藥具［27］，研究顯示已婚夫婦避孕比例與生育率高度相關(guān)［16］，而受教育程度更高的人群避孕率更高［28］；第三，受教育程度更高的父母更注重孩子的質(zhì)量而非數(shù)量，在孩子的健康和教育方面將給予更多的經(jīng)濟投入與時間投入，養(yǎng)育孩子的經(jīng)濟成本和機會成本顯著降低了人們的生育意愿［29］。

除了以上三種機制外，本文認為教育回報、性別觀念與養(yǎng)兒防老觀念也是教育影響生育意愿的重要作用機制。一是教育回報機制。研究發(fā)現(xiàn)，受教育程度較高的人比受教育程度較低的人賺得的工資更高，失業(yè)率更低，從事的職業(yè)也更有聲望［30］，而生育可能需要女性暫停工作甚至終止工作，生育后養(yǎng)育孩子也需要父母雙方付出更多時間，因此受教育程度更高的人生養(yǎng)孩子的機會成本更高，這使人們生育孩子的需求減少。二是性別觀念機制。本研究的性別觀念指個人在男女的社會角色、權(quán)利、責(zé)任上的價值觀念和態(tài)度［31］。中國幾千年的傳統(tǒng)社會，形成了“男主外，女主內(nèi)”的傳統(tǒng)性別觀念。伴隨著受教育程度的提高，人們的性別觀念會更加趨向平等［9，32］，而研究表明，性別觀念趨向平等會對生育意愿產(chǎn)生負向影響［33］。三是養(yǎng)兒防老觀念機制。研究發(fā)現(xiàn)，教育提升能夠弱化人們的養(yǎng)兒防老觀念，而養(yǎng)兒防老觀念能夠提高人們的生育意愿［34］，故而教育提升會通過弱化養(yǎng)兒防老觀念來降低生育意愿。圖1總結(jié)了教育影響生育意愿的作用機制。

嬰兒存活率上升、有效避孕率提高與更重視孩子質(zhì)量是對整個家庭而言的，而教育回報、性別觀念與養(yǎng)兒防老觀念則可能因其在兩性間表現(xiàn)的不同，引起教育與生育關(guān)系的性別差異。首先，教育回報在兩性間存在差異。由于女性獲得教育的機會比男性低［35］，導(dǎo)致女性的收入水平一直低于男性，因此女性提高受教育程度的教育回報會比男性更高，女性生育的機會成本相較于男性便提高的更多。其次，由于傳統(tǒng)性別觀念對女性的約束比男性大，因此理論上提高受教育程度對女性性別觀念的影響較男性會更迅速，換言之，在我國性別觀念仍在向平等演變的當(dāng)下，教育對女性性別觀念的影響比對男性更大，進一步地對女性生育意愿的負向影響也更大。最后，在養(yǎng)兒防老觀念方面，受傳統(tǒng)性別觀念影響，女性在照顧家庭方面付出的更多，而在獲取收入的能力上低于男性，因此養(yǎng)兒防老對女性而言更加重要。也因此，由提高受教育程度帶來的教育回報等對女性養(yǎng)兒防老觀念的弱化作用更大，對女性生育意愿的削減作用隨之更大?；诖耍疚脑谔剿鹘逃龑ι庠赣绊懙男詣e差異的同時，還分析了造成這種性別差異的作用機制。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

1.數(shù)據(jù)與樣本

本文的數(shù)據(jù)來源于中國綜合社會調(diào)查（ChineseGeneralSocialSurvey，CGSS）數(shù)據(jù)庫，使用2015、2017、2018、2021年四期數(shù)據(jù)進行研究。選取這四期數(shù)據(jù)的原因有以下兩點：

第一，擴大樣本量。

第二，我國的生育政策雖是從2011年起逐漸放開的，但初期的“雙獨二孩”與“單獨二孩”政策所覆蓋人群依然比較局限，而自2015年宣布即將施行“全面二孩”政策后，有更大范圍的育齡人群可能因此調(diào)整生育意愿，人們在意愿生育子女?dāng)?shù)上的選擇空間也更大雖然2016年才開始全面放開二孩，但由于在2015年人們便可能已得到消息，并據(jù)此調(diào)整了生育意愿，因此文章也選取了2015年的數(shù)據(jù)樣本。，因此研究2015年后生育意愿的影響因素更有意義。育齡女性一般指年齡處于15—49歲的女性，結(jié)合我國的法定結(jié)婚年齡，當(dāng)樣本性別為女時，保留年齡為20—49歲的樣本；當(dāng)樣本性別為男時，保留其配偶年齡為20—49歲的樣本。在剔除極端值、異常值以及缺失值后，最終得到有效樣本13525個。

2.變量說明

被解釋變量為生育意愿。參照以往研究，將生育意愿定義為理想子女?dāng)?shù)［6，36-37］。在CGSS2015、2017、2018與2021年的調(diào)查問卷中均設(shè)置了相同的問題：“如果沒有政策限制的話，您希望有幾個孩子？”，取各樣本回答的具體數(shù)值作為各樣本的理想子女?dāng)?shù)，并進行縮尾處理以剔除極端值和異常值，將愿意生育4個及以上孩子樣本的理想子女?dāng)?shù)統(tǒng)一歸類為4。

如圖2所示，不愿意生育孩子、只愿意生育1個孩子及愿意生育3個孩子的比例呈上升趨勢，愿意生育2個孩子的比例呈下降趨勢，2021年愿意生育4個及以上孩子的比例較前幾年出現(xiàn)下降。

解釋變量為受教育程度，以受教育年限來衡量，文盲賦值為0，小學(xué)賦值為6，初中賦值為9，高中、中專、職高、技校賦值為12，大專賦值為15，本科賦值為16，研究生及以上賦值為19。此外，本文有三個關(guān)鍵的機制變量：個人收入水平、性別觀念與養(yǎng)兒防老觀念。個人收入水平使用個人年收入來衡量，并取對數(shù)。性別觀念借鑒其他文獻的做法［38］，使用主成分分析法，選擇問卷中與男女性別觀念相關(guān)的四個問題來構(gòu)造性別觀念變量，這四個問題分別是：“男人以事業(yè)為重，女人以家庭為重”、“男性能力天生比女性強”、“干得好不如嫁得好”、“在經(jīng)濟不景氣時，應(yīng)該先解雇女性員工”，并對問卷中的評分進行了處理，對“完全同意”、“比較同意”、“無所謂同意不同意”、“比較不同意”、“完全不同意”分別賦值1—5，分數(shù)越高表示對該問題所代表的性別觀念越趨向現(xiàn)代與平等Bartlett球形檢驗與KMO檢驗表明該方面適合作因子分析，各年均提取出了一個公因子，并將這一公因子作為性別觀念的代理變量。。養(yǎng)兒防老觀念使用問卷中對“您認為有子女的老人的養(yǎng)老主要應(yīng)該由誰負責(zé)”的回答來衡量，將回答“應(yīng)主要由子女負責(zé)”的設(shè)置為1，否則為0。

此外，文章還控制了一系列可能影響生育意愿的變量，包括年齡、性別、戶口、是否工作、健康狀況、家庭總收入（取對數(shù)）、兄弟姐妹數(shù)量、是否與父母同住、家庭住房面積、養(yǎng)老保險、社會階層認同、地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平以及省份與時間固定效應(yīng)。

3.模型選擇

本研究的因變量為離散變量，相較于線性模型，非線性模型的估計效果更好［39］。由于被解釋變量生育意愿為有序分類變量，參照以往研究［37］，使用Oprobit模型來探索教育對生育意愿的影響。據(jù)此，本文設(shè)定的基準回歸模型如下：

lnPj（ferwillipt）1-Pj（ferwillipt）=αEduipt+βControlsipt+Rp+Tt+εipt（1）

其中，ferwillipt表示t年p省i個體的生育意愿，Eduipt表示t年p省i個體的受教育年限，Controlsipt表示t年p省i個體的控制變量，Rp為省份固定效應(yīng)，Tt為時間固定效應(yīng)，εipt為隨機擾動項。Pj（ferwillipt）表示ferwillipt取到前j個值的累積概率，根據(jù)本研究的數(shù)據(jù)分布，j=0、1、2、3、4。本文關(guān)注的核心參數(shù)為α，表示受教育年限對生育意愿的影響情況。不過，由于Oprobit模型的系數(shù)大小沒有實際意義，還需要通過計算邊際效應(yīng)來分析教育對生育意愿的影響情況。

四、實證結(jié)果

1.基準回歸結(jié)果

表2匯報了基于Oprobit模型的基準回歸結(jié)果。無論是第（1）列的全樣本檢驗，還是第（2）、（3）列的分性別檢驗，受教育年限的系數(shù)均顯著為負，表明受教育年限顯著負向影響個體的生育意愿。為了檢驗教育對生育意愿的影響是否存在性別差異，第（4）列中加入受教育年限與性別的交互項，其系數(shù)顯著為正，表明受教育年限對女性生育意愿的負向影響程度比男性更大。此外，為了結(jié)果的穩(wěn)健性，參考其他學(xué)者的做法［40］，進一步使用費舍爾組合檢驗法對第（2）、（3）列進行了受教育年限的組間系數(shù)差異檢驗，結(jié)果顯示受教育年限的組間差異顯著。綜上，由基準回歸結(jié)果可得，受教育年限顯著負向影響個體的生育意愿，且這種負向影響在女性群體中更大?？刂谱兞康幕貧w結(jié)果與經(jīng)驗較為一致。年齡越大，經(jīng)濟能力越強，生育意愿越高。農(nóng)村居民相比城市居民的生育意愿更高。住房面積越大的個體，面臨的由生育孩子增加的住房壓力越小，生育意愿越高。男性相比女性的生育意愿更高。個體社會階層認同越高，意味著個體的經(jīng)濟水平等方面越高，生養(yǎng)孩子的壓力越小，生育意愿也隨之上升。

2.邊際效應(yīng)分析

基準回歸中報告的教育對生育意愿的影響是基于Oprobit模型估計得出的，而基于Oprobit模型得出的參數(shù)估計值僅可以提供受教育年限對生育意愿影響的方向及顯著性水平的有限信息，不能對其數(shù)值進行直接分析。因此，若要分析受教育年限對生育意愿的具體影響情況，需要計算受教育年限對生育意愿影響的邊際效應(yīng)。傳統(tǒng)上，常常計算樣本均值處的邊際效應(yīng)，但是對于非線性模型而言，樣本均值處的個體行為無法代表整個樣本中個體的平均行為，因此，使用平均邊際效應(yīng)更有意義。表3匯報了全樣本與不同性別下，基于Oprobit模型計算的教育對生育意愿影響的平均邊際效應(yīng)，同時為了結(jié)果的穩(wěn)健性，也基于ologit模型進行了計算。首先，觀察使用Oprobit模型計算的邊際效應(yīng)，結(jié)果顯示對于全樣本而言，受教育年限每增加1年，不愿意生育孩子的概率上升5-56%，只愿意生育1個孩子的概率上升2-71%，愿意生育2個孩子的概率下降0-42%，愿意生育3個孩子的概率下降3-48%，愿意生育4個及以上孩子的概率下降5-09%。根據(jù)男女樣本邊際效應(yīng)計算得出的邊際效應(yīng)性別差異（（女性的邊際效應(yīng)-男性的邊際效應(yīng)）/女性的邊際效應(yīng)）顯示，在每個意愿生育子女?dāng)?shù)上，男性樣本中教育的邊際效應(yīng)均比女性樣本中低40%左右，其中，教育在愿意生育2個孩子處的邊際效應(yīng)在兩性間差異最大。其次，比較基于ologit模型與基于Oprobit模型的邊際效應(yīng)計算結(jié)果，發(fā)現(xiàn)符號一致、大小接近，且邊際效應(yīng)的性別差異類似，證明計算結(jié)果具有穩(wěn)健性。

3.內(nèi)生性處理

影響生育意愿的因素眾多，模型設(shè)定不可避免地存在遺漏變量，導(dǎo)致模型具有內(nèi)生性問題。本文參考其他文獻的做法［41］，將生育意愿近似看為連續(xù)型變量，選取受義務(wù)教育法暴露程度與高校擴招作為受教育年限的工具變量，采用工具變量法以解決模型的內(nèi)生性問題。參照其他學(xué)者的做法［42］，構(gòu)建受義務(wù)教育法暴露程度變量，公式如下：

Expipt=0，if（biryeaript

biryeaript-firstipt+110，if（firstipt

（birmonthipt≥9）

1，if（biryeaript≥fullipt）（2）

其中，Expipt表示t年p省i個體的受義務(wù)教育法暴露程度，取值范圍為0—1；biryeaript表示t年p省i個體的出生年份；birmonthipt表示t年p省i個體的出生月份；firstipt表示t年i個體所在的p省中，初始受到義務(wù)教育法影響的年齡組的出生年份；fullipt表示t年i個體所在的p省中，最開始完全受到義務(wù)教育法影響的年齡組的出生年份。各省份開始實施義務(wù)教育法的年份不同，如果個體i在所在省份義務(wù)教育法開始實施時年齡已經(jīng)大于15歲，或等于15歲但出生月份在9月之前，則不會受到義務(wù)教育法影響，受義務(wù)教育法暴露程度為0；如果個體i在義務(wù)教育法開始實施時的年齡小于等于6歲，則會完全受到義務(wù)教育法影響，受義務(wù)教育法暴露程度為1；其他出生時間的個體受義務(wù)教育法暴露程度見公式（2）。各省份義務(wù)教育法實施年份的數(shù)據(jù)來源于已有學(xué)者的研究［43］。理論上，首先，個體受義務(wù)教育法暴露程度越大，對其受教育程度的促進作用越強，滿足相關(guān)性要求；其次，個體受義務(wù)教育法暴露程度不會直接影響個人的生育意愿，滿足外生性要求。

除此之外，參考其他學(xué)者的做法［44］，以高校擴招作為受教育年限的另一個工具變量，進行2SLS估計。高校擴招源于1998年底我國出臺的《面向21世紀教育振興行動計劃》，結(jié)合義務(wù)教育法規(guī)定的兒童入學(xué)時間，計算出1981年出生的人群為高校擴招的初始影響隊列。具體而言，當(dāng)出生年份大于1981年時設(shè)置為1，當(dāng)出生年份小于1981年時設(shè)置為0；當(dāng)出生年份為1981年時，若出生月份大于8月，則設(shè)置為1，否則設(shè)置為0。理論上，首先，高校擴招與個體受教育程度提升至?？?、本科及研究生水平呈正向關(guān)系，滿足相關(guān)性要求；其次，高校擴招不會直接影響個人的生育意愿，滿足外生性要求。

表4匯報了2SLS回歸結(jié)果。第（1）列為基于全樣本的第一階段回歸結(jié)果，受義務(wù)教育法暴露程度與高校擴招的系數(shù)均顯著為正，第（2）—（5）列的KleibergenPaaprkWaldF值也證明模型不存在弱工具變量問題。第（2）—（5）列過度識別檢驗的p值均大于0-1，證明工具變量滿足外生性要求，KleibergenPaaprkLM統(tǒng)計量的p值均小于0-01，顯著拒絕了工具變量識別不足的原假設(shè)，因此本文選取的工具變量較為合適。結(jié)果表明，受教育年限顯著負向影響個體的生育意愿，且由第（5）列受教育年限與性別交互項的系數(shù)符號可知，教育對女性生育意愿的負向影響大于男性，與基準回歸的結(jié)論一致。

4.穩(wěn)健性檢驗

為驗證實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文通過更換計量方法、更換工具變量法等進行了一系列的穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果見表5。第一，更換計量方法。由于被解釋變量生育意愿為計數(shù)變量，樣本的方差與均值不相等，不適合使用泊松模型，且0值較少，在樣本中占比不到2%，因此，本研究使用負二項模型再次對生育意愿進行回歸，結(jié)果見PanelA。此外，參照其他學(xué)者的做法［45］，使用ologit模型重新進行了實證檢驗，回歸結(jié)果見PanelB。第二，更換工具變量法。受教育年限為連續(xù)型變量，適用于線性模型進行回歸，生育意愿為離散型變量，適用于非線性模型進行回歸，故參照其他學(xué)者的做法［46］，使用條件混合過程（CMP）估計法重新進行檢驗，第一階段的回歸基于OLS模型，第二階段的回歸基于Oprobit模型，回歸結(jié)果見PanelC。可以看出，各檢驗結(jié)果與上面的實證結(jié)果基本一致，證明本文的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

五、機制檢驗

由前面的實證結(jié)果可知，教育對生育意愿的影響存在性別差異，而在前面理論機制分析中指出，教育回報、性別觀念與養(yǎng)兒防老觀念可能是促使這種性別差異產(chǎn)生的原因，因此，本部分進一步對這三條作用路徑進行機制檢驗。

1.教育回報

當(dāng)前有關(guān)教育回報的研究已經(jīng)十分豐富，相關(guān)研究普遍顯示，教育水平提高對人們的收入具有正向影響［47］。在我國由于先前女性接受教育的機會比男性小，因此教育回報在兩性間可能存在差異，換言之，由受教育程度提高引起的生育機會成本的增加幅度在兩性間可能不同，進一步地，對兩性生育意愿的影響也會不同。表6第（1）列的結(jié)果表明，個人年收入提高對生育意愿的確具有顯著負向影響，也就是生育的機會成本上升會降低生育意愿。表6第（2）—（4）列的回歸結(jié)果顯示，受教育年限增加會顯著提升個體的收入水平，且第（4）列受教育年限與性別交互項的系數(shù)顯著為負，意味著教育對女性收入水平的提升作用比男性更高。也就是說，由于生育的機會成本上升會降低人們的生育意愿，而女性由提高受教育程度帶來的生育機會成本增加幅度大于男性，便形成了受教育程度提高對女性生育意愿的負向影響超過男性。

2.性別觀念

教育促進了人們的性別觀念向平等演變，女性越來越渴望外出工作，實現(xiàn)自我價值，與丈夫共同賺錢養(yǎng)家。且由于傳統(tǒng)性別觀念對女性的約束比男性大，理論上提高受教育程度對女性性別觀念的影響較男性會更迅速。而進一步地，性別觀念會對人們的生育決策產(chǎn)生影響［33］。表7第（1）列的結(jié)果顯示，性別觀念趨于平等會顯著降低人們的生育意愿。表7第（2）—（4）列的結(jié)果表明，受教育年限增加會顯著促進人們的性別觀念趨向平等，且第（4）列受教育年限與性別交互項的系數(shù)顯著為負，這意味著教育對女性性別觀念向平等演變的促進作用超過男性。也就是說，由于性別觀念趨于平等會降低人們的生育意愿，而受教育程度提高對女性性別觀念趨向平等的促進作用大于男性，這使得受教育程度提高對女性生育意愿的負向影響超過男性。

3.養(yǎng)兒防老觀念

受教育程度提高能夠通過提升人們的收入水平和提升社會保障參保率等，弱化人們的養(yǎng)兒防老觀念［34］。且由于受傳統(tǒng)性別觀念影響，女性在照顧家庭上付出的更多，獲得教育的機會比男性低［35］，賺取收入的能力也不如男性，因此理論上由提高受教育程度帶來的教育回報、性別觀念向平等演變等，對女性養(yǎng)兒防老觀念的弱化作用更大。而研究表明，養(yǎng)兒防老觀念會提高人們的生育意愿［34］。表8第（1）列的結(jié)果顯示，持養(yǎng)兒防老觀念者的生育意愿顯著更高。表8第（2）—（4）列的結(jié)果表明，增加受教育年限能夠弱化人們的養(yǎng)兒防老觀念，且第（4）列受教育年限與性別交互項的系數(shù)顯著為正，這意味著教育對女性養(yǎng)兒防老觀念的弱化作用超過男性。也就是說，由于持養(yǎng)兒防老觀念能夠增加生育意愿，而提高受教育程度對女性養(yǎng)兒防老觀念的弱化程度更大，總體上便會促使受教育程度提高對女性生育意愿的負向影響程度超過男性。

六、進一步研究

不同人群之間教育對生育意愿的影響情況不盡相同，比如農(nóng)業(yè)戶口居民與非農(nóng)業(yè)戶口居民之間，不同家庭收入水平的居民之間，不同社會階層認同的居民之間等。

本部分探索不同人群之間教育與生育意愿的關(guān)系，以及其中性別差異的表現(xiàn)。

1.不同戶口性質(zhì)

表9匯報了基于2SLS模型分性別與戶口的異質(zhì)性檢驗結(jié)果。第（1）—（6）列檢驗了在不同性別下不同戶口性質(zhì)的人群其教育與生育意愿的關(guān)系，結(jié)果表明，受教育年限對農(nóng)業(yè)戶口居民生育意愿的影響十分顯著，對非農(nóng)業(yè)戶口居民生育意愿的影響顯著性水平較低，其中第（3）列與第（6）列中受教育年限與戶口性質(zhì)交互項的系數(shù)顯著為正，表明受教育年限對農(nóng)業(yè)戶口居民的生育意愿影響程度更大。第（7）列對農(nóng)業(yè)戶口居民進行了教育對生育意愿影響的性別差異檢驗，結(jié)果顯示，受教育年限與性別交互項的系數(shù)顯著為正，即教育對農(nóng)村女性生育意愿的負向影響程度大于農(nóng)村男性。第（2）、（5）、（8）列的檢驗結(jié)果表明，雖然整體上教育對非農(nóng)業(yè)戶口居民的生育意愿沒有顯著影響，但分樣本來看，提高受教育程度對非農(nóng)業(yè)戶口女性生育意愿的影響是顯著的。

2.家庭收入水平

家庭收入水平的高低決定著個體面臨的經(jīng)濟壓力大小，而經(jīng)濟壓力是影響生育意愿的關(guān)鍵因素，而且家庭收入水平也會對個體的受教育程度產(chǎn)生影響。因此，理論上不同家庭收入水平間教育與生育意愿的關(guān)系也會不同。

本研究將家庭全年總收入按從小到大進行排序，然后按照三分位數(shù)將樣本劃分為低、中、高家庭收入組，考察不同家庭收入水平的個體其教育與生育意愿的關(guān)系是否存在差異。

表10匯報了基于2SLS模型的家庭收入水平對教育與生育意愿關(guān)系的影響結(jié)果。第（1）—（3）列檢驗了全樣本與不同性別的家庭收入水平的調(diào)節(jié)效應(yīng)，結(jié)果表明，各組家庭收入水平越高，受教育年限對個體生育意愿的負向影響程度均越低，不過家庭收入水平的調(diào)節(jié)效應(yīng)在男性樣本中的顯著性水平較低。第（4）—（6）列檢驗了不同家庭收入水平樣本下，教育與生育意愿關(guān)系的性別差異情況。結(jié)果表明，在低、中家庭收入水平組，受教育年限對生育意愿的負向影響十分顯著，且受教育年限對女性生育意愿的負向影響大于男性。在高家庭收入水平組，受教育年限系數(shù)的顯著性水平較低，且教育對生育意愿的影響不存在性別差異。

3.社會階層認同

不同社會階層認同的人群所持有的生育觀念可能有所不同，使得教育對生育意愿的影響在不同社會階層認同群體間有所區(qū)別。以CGSS問卷中“綜合看來，在目前這個社會上，您本人處于社會的哪一層？”的評分（1—10分）作為個體社會階層認同的取值，將評分為1—4的樣本歸類為低社會階層認同，將評分為5—6的樣本歸類為中社會階層認同，將評分為7—10的樣本歸類為高社會階層認同。表11匯報了基于2SLS模型的社會階層認同對教育與生育意愿關(guān)系的影響結(jié)果。第（1）—（3）列檢驗了全樣本與不同性別的社會階層認同的調(diào)節(jié)效應(yīng)，結(jié)果表明，各組社會階層認同越高，受教育年限對個體生育意愿的負向影響程度均越低，不過社會階層認同的調(diào)節(jié)效應(yīng)在男性樣本中顯著性水平較低。第（4）—（6）列檢驗了不同社會階層認同樣本下，教育與生育意愿關(guān)系的性別差異情況。結(jié)果表明，在低、中社會階層認同組，受教育年限對生育意愿的負向影響十分顯著，且受教育年限對女性生育意愿的負向影響大于男性。在高社會階層認同組，受教育年限的系數(shù)不顯著。

七、結(jié)論與討論

本研究使用CGSS2015、2017、2018與2021年數(shù)據(jù)，探索了教育對生育意愿的影響及其中的性別差異。研究發(fā)現(xiàn)，教育顯著負向影響個體生育意愿，且對女性生育意愿的負向影響程度大于男性。邊際效應(yīng)分析表明，在每個意愿生育子女?dāng)?shù)上，男性樣本中教育的邊際效應(yīng)均比女性樣本中低40%左右，其中，教育在愿意生育2個孩子處的邊際效應(yīng)在兩性間差異最大。由于模型設(shè)定不可避免地存在內(nèi)生性，本文選取受義務(wù)教育法暴露程度與高校擴招作為受教育年限的工具變量來消除內(nèi)生性問題，2SLS回歸結(jié)果與基準回歸結(jié)果基本一致。

機制檢驗表明，教育回報、性別觀念與養(yǎng)兒防老觀念是教育對生育意愿的影響存在性別差異的重要原因。此外，研究還發(fā)現(xiàn)，提高受教育程度對農(nóng)業(yè)戶口居民與非農(nóng)業(yè)戶口女性的生育意愿具有顯著負向影響，對非農(nóng)業(yè)戶口男性的生育意愿影響并不顯著，且教育對農(nóng)業(yè)戶口女性生育意愿的影響程度大于農(nóng)業(yè)戶口男性；隨著家庭收入水平的上升與社會階層認同的提高，教育對生育意愿的影響程度逐漸減弱，其中，在低、中家庭收入水平與社會階層認同組，教育對女性生育意愿的負向影響程度大于男性?；谝陨涎芯拷Y(jié)論，本文得出以下研究啟示。

第一，盡管有研究表明，當(dāng)達到高人類發(fā)展水平時，教育的進一步發(fā)展可以扭轉(zhuǎn)生育率下降的趨勢，人類發(fā)展指數(shù)與生育率將變成正相關(guān)［14］，但根據(jù)本文的研究結(jié)論，在中國的教育水平與居民收入水平依然不是很高的情況下，當(dāng)前中國的教育與生育意愿依然呈負向關(guān)系。提高教育水平會降低生育意愿為一矛盾的客觀現(xiàn)實，其癥結(jié)在于中國居民的收入水平與社會保障水平尚未足夠高。因此，為扭轉(zhuǎn)這一局面，根本路徑在于提高居民收入水平與社會保障水平，進一步降低人們生養(yǎng)孩子的經(jīng)濟成本與機會成本。

第二，本文的研究表明，教育對女性生育意愿的負向影響顯著大于男性，而女性是生育行為的載體，其對是否實施生育行為的決定作用更大。這就意味著要重視教育對生育意愿影響的這一性別差異，尤其要減輕女性的生育負擔(dān)，如切實有效地減少由生育導(dǎo)致的女性就業(yè)歧視、在工作場所提供更適宜的工作—家庭平衡政策、擴大女性的生育保險覆蓋面和發(fā)展嬰幼兒照護與托管行業(yè)等。對于中低家庭收入水平與社會階層認同的女性，這一需求更加迫切。

參考文獻：

［1］蔡昉.中國經(jīng)濟改革效應(yīng)分析——勞動力重新配置的視角［J］.經(jīng)濟研究，2017（7）：4-17.

［2］原新.我國人口增長的最新趨勢與應(yīng)對方向［J］.人民論壇，2022（Z1）：68-70.

［3］LUTZW，SKIRBEKKV.Policiesaddressingthetempoeffectinlowfertilitycountries［J］.PopulationandDevelopmentReview，2005，31（4）：699-720.

［4］陳衛(wèi)，郭亞隆.中國的人口負增長與人口老齡化［J］.北京社會科學(xué)，2023（8）：101-112.

［5］顧寶昌.生育意愿、生育行為和生育水平［J］.人口研究，2011（2）：43-59.

［6］周曉蒙.經(jīng)濟狀況、教育水平對城鎮(zhèn)家庭生育意愿的影響［J］.人口與經(jīng)濟，2018（5）：31-40.

［7］劉章生，劉桂海，周建豐，范麗琴.教育如何影響中國人的“二孩”意愿？——來自CGSS（2013）的證據(jù)［J］.公共管理學(xué)報.2018（2）：104-119.

［8］王一帆，羅淳.促進還是抑制？受教育水平對生育意愿的影響及內(nèi)在機制分析［J］.人口與發(fā)展，2021（5）：72-82.

［9］趙夢晗.女性受教育程度與婚配模式對二孩生育意愿的影響［J］.人口學(xué)刊，2019（3）：16-27.

［10］BASUAM.Whydoeseducationleadtolowerfertility？acriticalreviewofsomeofthepossibilities［J］.WorldDevelopment，2002，30（10）：1779-1790.

［11］CYGANREHMK，MAEDERM.Theeffectofeducationonfertility：evidencefromacompulsoryschoolingreform［J］.LabourEconomics，2013，25（C）：35-48.

［12］BAUDINT，CROIXDDL，GOBBIPE.FertilityandchildlessnessintheUnitedStates［J］.AmericanEconomicReview，2015，105（6）：1852-1882.

［13］MILLSM，MENCARINIL，TANTURRIML，BEGALLK.GenderequityandfertilityintentionsinItalyandtheNetherlands［J］.DemographicResearch，2008，18（1）：1-26.

［14］MYRSKYLM，KOHLERHP，BILLARIFC.Advancesindevelopmentreversefertilitydeclines［J］.Nature，2009，460（7256）：741-743.

［15］TESTAMR.OnthepositivecorrelationbetweeneducationandfertilityintentionsinEurope：individual-andcountrylevelevidence［J］.AdvancesinLifeCourseResearch，2014，21：28-42.

［16］MCCLAMROCHK.Totalfertilityrate，womenseducation，andwomenswork：whataretherelationships？［J］.PopulationandEnvironment，1996，18（2）：175-186.

［17］MONSTADK，PROPPERC，SALVANESKG.Educationandfertility：evidencefromanaturalexperiment［J］.TheScandinavianJournalofEconomics，2008，110（4）：827-852.

［18］KRAVDAL，RINDFUSSRR.Changingrelationshipsbetweeneducationandfertility：astudyofwomenandmenborn1940to1964［J］.AmericanSociologicalReview，2008，73（5）：854-873.

［19］LIUDH，RAFTERYAE.Howdoeducationandfamilyplanningacceleratefertilitydecline？［J］.PopulationandDevelopmentReview，2020，46（3）：409-441.

［20］BRANDJE，DAVISD.Theimpactofcollegeeducationonfertility：evidenceforheterogeneouseffects［J］.Demography，2011，48（3）：863-887.

［21］TRIMARCHIA，BAVELJV.Educationandthetransitiontofatherhood：theroleofselectionintoUnion［J］.Demography，2017，54（1）：119-144.

［22］TRAGAKIA，BAGAVOSC.MalefertilityinGreece：trendsanddifferentialsbyeducationlevelandemploymentstatus［J］.DemographicResearch，2014，31（6）：137-160.

［23］NISNJ，MARTIKAINENP，KAPRIOJ，SILVENTOINENK.Educationaldifferencesincompletedfertility：abehavioralgeneticstudyofFinnishmaleandfemaletwins［J］.Demography，2013，50（4）：1399-1420.

［24］JALOVAARAM，NEYERG，ANDERSSONG，etal.Education，gender，andcohortfertilityintheNordiccountries［J］.EuropeanJournalofPopulation，2018，35（1）：563-586.

［25］LAKOMAY＇G1M.Theroleofvaluesandofsocioeconomicstatusintheeducationfertilitylinkamongmenandwomen［J］.ViennaYearbookofPopulationResearch，2017，15（1）：121-141.

［26］CURRIEJ，MORETTIE.Motherseducationandtheintergenerationaltransmissionofhumancapital：evidencefromcollegeopenings［J］.TheQuarterlyJournalofEconomics，2003，118（4）：1495-1532.

［27］GROSSMANM.Ontheconceptofhealthcapitalandthedemandforhealth［J］.JournalofPoliticalEconomy，1972，80（2）：223-255.

［28］MARTINTC.Womenseducationandfertility：resultsfrom26demographicandhealthsurveys［J］.StudiesinFamilyPlanning，1995，26（4）：187-202.

［29］賀達.費錢還是費力？家庭教育投入對生育意愿的抑制及調(diào)節(jié)效應(yīng)分析［J］.人口與發(fā)展，2023

（4）：59-74.

［30］CARDD.Thecausaleffectofeducationonearnings［M］//ASHENFELTERO，CARDD.HandbookofLaborEconomics，Vol.3A.Amsterdam：NorthHolland，1999：1801-1863.

［31］卿石松.中國性別角色觀念代際傳遞分析［J］.中國人口科學(xué)，2018（6）：80-91.

［32］劉愛玉，佟新.性別觀念現(xiàn)狀及其影響因素——基于第三期全國婦女地位調(diào)查［J］.中國社會科學(xué)，2014（2）：116-129.

［33］胡榮，林彬彬.性別平等觀念與女性生育意愿［J］.求索，2020（4）：142-148.

［34］何興邦，王學(xué)義，周葵.養(yǎng)兒防老觀念和農(nóng)村青年生育意愿——基于CGSS（2013）的經(jīng)驗證據(jù)［J］.西北人口，2017（2）：31-38.

［35］朱金霞，呂康銀，張麗.性別收入差異及性別歧視的變化［J］.技術(shù)經(jīng)濟與管理研究，2014（6）：83-89.

［36］王維國，付裕，劉豐.生育政策、生育意愿與初育年齡［J］.經(jīng)濟研究，2022（9）：116-136.

［37］王天宇，彭曉博.社會保障對生育意愿的影響：來自新型農(nóng)村合作醫(yī)療的證據(jù)［J］.經(jīng)濟研究，2015（2）：103-117.

［38］卿石松.性別角色觀念、家庭責(zé)任與勞動參與模式研究［J］.社會科學(xué)，2017（11）：91-100.

［39］陳字，鄧昌榮.中國婦女生育意愿影響因素分析［J］.中國人口科學(xué)，2007（6）：75-81，96.

［40］毛其淋，王玥清.ESG的就業(yè)效應(yīng)研究：來自中國上市公司的證據(jù)［J］.經(jīng)濟研究，2023（7）：86-103.

［41］李長安，楊智姣，范小海.受教育程度、收入階層與生育意愿研究［J］.教育經(jīng)濟評論，2023（2）：106-128.

［42］MAM.Doeschildrenseducationmatterforparentshealthandcognition？evidencefromChina［J］.JournalofHealthEconomics，2019，66：222-240.

［43］CUIY，LIUH，ZHAOL.Motherseducationandchilddevelopment：evidencefromthecompulsoryschoolreforminChina［J］.JournalofComparativeEconomics，2019，47（3）：669-692.

［44］方超，葉林祥.教育對城鄉(xiāng)居民主觀幸福感的影響——基于公共教育擴張政策的經(jīng)驗證據(jù)［J］.江淮論壇，2022（6）：181-188.

［45］楊曉蕾，鐘如雨.家庭收入水平、性別觀念與再生育意愿［J］.財經(jīng)科學(xué)，2023（4）：137-148.

［46］葉金珍，王勇.相親結(jié)婚真的靠譜嗎——基于CFPS2014數(shù)據(jù)的研究［J］.南開經(jīng)濟研究，2019（1）：117-136.

［47］ANGRISTJD，KRUEGERAB.Doescompulsoryschoolattendanceaffectschoolingandearnings？［J］.TheQuarterlyJournalofEconomics，1991，106（4）：979-1014.

GenderDifferencesoftheImpactofEducationonFertilityIntentionsandItsMechanisms

LIChangan，LIYan

（SchoolofGovernmentManagement，UniversityofInternationalBusinessandEconomics，Beijing100029，China）

Abstract：

Educationhasalwaysbeenafactorthathasreceivedmuchattentionforinfluencingfertility.However，therelevantliteraturehasoftenneglectedtoexaminetherelationshipbetween

educationandfertilityamongmen，whereasmenplayanequallyimportantroleinfertility.Soaretheregenderdifferencesintherelationshipbetweeneducationandfertilityintentions？ThispaperexplorestheimpactofeducationonfertilityintentionsandthegenderdifferencesthereinbyapplyingtheOprobitmodel，instrumentalvariablemethod，etc.，usingCGSSdatafor2015，2017，2018and2021.Thestudyfoundthateducationhasasignificantlynegativeimpactonfertilityintentions，andthenegativeimpactonfertilityintentionsofwomen isgreaterthanthatofmen.

Marginaleffectanalysisshowsthatforeachdesirednumberofchildren，themarginaleffectofeducationamongmenislowerthanthatamongwomen.Andthemarginaleffectofeducationdiffersmostbetweenmenandwomenatthelevelofwillingnesstohavetwochildren.Mechanismanalysisshowsthatthereturnstoeducation，genderconceptsandtheconceptofraisingchildrenforoldageareimportantreasonsforthegenderdifferencesintherelationshipbetweeneducationandfertilityintentions.Inaddition，thestudyalsofindsthateducationhasagreaterimpactonwomensfertilityintentionsthanmensinthegroupsofagriculturalhouseholdregistration，lowandmediumhouseholdincomelevelandlowandmediumsocialclassidentity.

Thisgenderdifferenceisnotsignificantinthegroupsofurbanhouseholdregistration，highhouseholdincomelevelandhighsocialclassidentity.Finally，basedonthefindings，thearticlediscussestheimplicationsforrealityandputsforwardtargetedopinionsonthegenderdifferencesintherelationshipbetweeneducationandfertilityintentions.

Keywords：fertilityintentions；education；genderdifferences；mechanisms

［責(zé)任編輯崔子涵］

（對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)政府管理學(xué)院，北京100029）