地区代际流动对居民生育意愿的影响

□魏瑾瑞 赵汉林

内容提要 基于中国家庭追踪调查数据（CFPS2014）和中国综合社会调查数据（CGSS2015）探究地区代际流动对生育意愿的影响，研究发现：（1）地区代际流动对居民生育意愿存在显著的倒U 型影响，较高的地区代际流动有利于提高个体的生育意愿，但是过高的地区代际流动反而会抑制个体的生育意愿。（2）地区代际流动对居民生育意愿的倒U 型影响也表现在区域和收入两个维度：在中西部地区是正向的，而在东部地区则是负向的；在中低收入群体是正向的，而在高收入群体则是负向的。（3）较高的地区代际流动通过降低教育投资成本和教育回报率分别起到提高和抑制居民生育意愿的作用。

一、引言

近年来生育政策几经调整放宽，从“一对夫妻生育一个孩子”到“单独二孩”，又从“单独二孩”放宽到“全面二孩”，然而居民的生育意愿仍略显冷淡，特别是高学历、高收入和高代际流动地区。代际流动性对个体的生育意愿究竟是否存在显著影响，以及这种影响是正向的还是负向的？当前关于代际流动对生育意愿影响的研究相对较少，且主要集中于从微观层面探究个体本身相对于父代的流动性对生育意愿的影响。然而，代际流动之于个体而言常常是一种概括性的乐观或悲观预期，所以从宏观层面探究地区代际流动对生育意愿的影响更具现实意义。事实上，社会阶层的划分是相对的，较高的地区代际流动意味着子代有公平竞争的机会，但不能保证每个个体都能实现向上的阶层跃迁。此外，在社会各阶层分布不变的情况下，有多少个体实现了向上流动，就会有多少个体向下流动，因而从微观层面干预个体代际流动并不具有现实及政策意义，本文从宏观层面探究地区代际流动对生育意愿的影响。

本文可能的边际贡献在于：一是从宏观层面实证了地区代际流动与居民生育意愿的关系，为进一步探究居民生育意愿的影响因素提供了更具可操作性的参照。二是研究不同区域、城乡、不同收入水平条件下的代际流动与生育意愿的关系，为政策制定者针对具体情况出台相关政策提供微观依据。三是从家庭教育投资决策的角度分析地区代际流动对居民生育意愿的作用机制，为调控地区代际流动和提高居民生育意愿提供了切入点。

后文结构安排如下：第二部分回顾总结相关文献和理论，第三部分是模型设定、指标构建与数据描述；第四部分是对实证结果的分析；第五部分提出关于地区代际流动对居民生育意愿影响机制的假设，并进行实证检验；第六部分是结论。

二、文献回顾

（一）生育意愿

生育意愿是指人们对于生育行为的态度以及看法，包括生育目的、生育间隔、意愿生育子女数量和意愿生育性别四个维度（姚从容等，2010），本文主要是从意愿生育子女数量的层面，探讨地区代际流动对个体生育意愿的影响。鉴于发达国家的低生育率，国外学者很早就对生育意愿及其影响因素展开了研究，例如边际子女合理选择理论将子女类比为一种特殊商品，进而认为子女能够带给理性个体的成本和收益是决定个体对子女需求大小的决定性因素。子女数量－质量替代理论（Becker&Lewis，1973）则认为，在权衡子女的数量和质量时，父母会越来越倾向于选择提高子女的质量而降低子女的数量。此外，国外学者还提出了决定生育率的供给－需求理论（Easterlin&Crimmins，1986）和生育率的收入影响理论（Simon，1969）等。在实证研究方面，诸多学者探讨了受教育程度、宗教信仰、女性社会地位以及人们在群体中的关系模式等因素对生育决策的影响。例如，教育能够提高女性的自主权，进而会负向影响生育率水平（Kravdal&Rindfuss，2008）；受教育程度的提升会伴随着生育子女机会成本的增加进而降低个体的生育意愿（Jain，1981）。此外，社会地位的获得与生育水平是负相关的，因为减少生育子女的数量也有利于提高自身的社会地位。人们物质欲望的增强、个性化的提高和性别角色的改变导致的社会文化转型以及女性劳动参与率提高也会降低生育水平，并且相对于低阶层群体，这种效应在高阶层群体中的作用尤为显著（Matysiak&Vignoli，2008），而宗教信仰较高的人群通常会倾向于生育更多的子女（Caldwell，2004）。

限制个体生育的政策逐渐放宽、生育调节技术的快速发展、经济水平和物质条件的极大提高，都使得个体生育意愿这一因素在影响实际生育行为中扮演越来越重要的角色（郑真真，2014）。例如，候佳伟等（2014）系统分析了1980-2011年生育意愿的变迁。也有不少论文从中国的实际情况出发，发现下列因素会对中国居民的生育决策产生重要影响，例如，收入、受教育水平和地区差异（陈卫和史梅，2002），妇女的社会地位高低和对子女的性别偏好（周俊山等，2009），女性的受教育程度和已婚年数（吕江洪等，2013），父母生育子女的数量（陈字和邓昌荣，2007）等。同时西方社会已经出现过的生育行为与生育意愿相悖离的现象也开始在中国出现（杨菊华，2014）。此外也有研究表明，带有补贴的新农合不仅会对个体的生育意愿起到正向的收入效应，亦会表现出对子女的挤出效应，进而降低个体的生育意愿（王天宇和彭晓博，2015）。

（二）代际流动与生育意愿

代际流动刻画了子代的社会地位受到父代影响的程度。不平等的代际传递意味着子代依靠自己的努力实现社会地位跃迁的可能性降低，个体对子代进行人力资本投资的信心必然随之降低，进而会对个体的生育意愿产生负面影响。但也有学者认为，不同社会阶层之间的流动可能会导致家庭的社会不安全感增加（Blau&Duncan，1967)，即较高的代际流动可能对家庭的生育意愿存在抑制效应。Dumont（1990）认为，人们会希望更好地实现向上社会流动，但是养育子女会使流动的负担和成本增加，个体为了提高自已的社会地位就会控制生育数量。从这一层意义来讲，当地区具有较高的代际流动时，人们会更倾向于关注自我发展而减少生育子女的数量。随着社会流动理论的不断推进和发展，学界开始将社会流动分为两种：代际流动与代内流动，并分别考察其与生育之间的关系。因为社会阶层的划分是相对的，社会流动天然具有比较属性，判断社会流动的方向就需要明晰流动的起点与终点。代内流动将流动的起点定义为个体自身某一阶段所处的社会阶层，主要研究的是个体生命历程中阶层地位的变化，而代际流动则关注的是代际之间社会地位的变迁，即子代相对于父代的阶层地位变化与从父代到子代的禀赋传递。社会学家和人口学家往往从代际流动的视角出发，研究社会流动现象对个体或群体行为、观念的影响。本文想要探究代际流动对生育行为的影响，也是上述研究路径的一种尝试。Azaenert（2004）研究发现，不平等的收入分配会导致教育水平下降和人力资本减少，不利于提高生育率。而代际流动性反映的便是跨代的收入分配问题，因此代际流动性也必然对个体的生育意愿产生影响。国外学者开创了分析代际流动与生育意愿关系的研究路径，沿此路径，国内学者从中国现实场景出发或以国内数据为支撑，从以下两个方面对代际流动与生育意愿的关系展开研究。

其一，一些学者虽然没有将研究的着眼点直接放在代际流动对生育意愿的影响上，但他们研究了社会流动和机会平等对群体的健康状况、幸福程度以及行为方式的影响。具体来讲，王学龙和袁易明（2015）发现制度和机遇平等有利于改善代际流动，进而可以提升人力资本效率和个体对子女人力资本投资的信心。江求川等（2014）对上述研究结论做出进一步的阐释，他们认为机会不平等不仅会造成阶层分化，扩大阶层矛盾，还会导致群体进行人力资本投资的积极性降低。人力资本投资积极性的降低必然会影响到人们生育子女的意愿，而代际流动测度了子代社会地位对父代社会地位的依赖程度，反映了子代在个体竞争上的平等程度，从这一角度讲，代际流动与生育意愿存在关联的可能性。以上学者的发现丰富了我们对代际流动的认识，为研究代际流动和生育意愿的影响奠定了基础，但是对代际流动与生育意愿之间关系的直接研究和深入探讨还较为缺乏。

其二，部分学者将重点放在了个体本身相对于父代的流动情况与生育意愿的关系。何明帅和于淼（2017）基于中国综合社会调查数据发现，生育意愿与代际社会流动呈显著的正相关关系，即实现了社会阶层代际向上流动的个体相对于其他人具有更高的生育意愿。而王殿玺（2018）则以代际职业流动视角考察代际流动对生育意愿的影响，研究发现，流动起点效应（母亲职业类型）显著影响子代的意愿生育子女数，而同样代表流动起点效应的父亲职业类型与代表流动终点效应的子代当前职业类型对意愿生育子女数的影响并不显著。以上研究考量的都是个人代际流动的实现情况对个人生育意愿的影响，实际上是把代际流动当做一个表征个体特征的变量，这样的做法难以排除个体差异对代际流动情况的影响，且缺乏政策指导意义，因而本文试图从宏观层面探讨地区代际流动对当地居民的生育意愿的影响。

总结上述研究，地区代际流动对生育意愿可能存在多方面的影响：地区代际流动较高，意味着个体面临更多的机会和更加公平的竞争环境，个体更容易实现阶层的跃迁，而子女的生育成本和抚养成本可能会阻碍父代向上流动，因此个体为了达到自我实现的目的会减少生育子女的数量；但同时父代不仅会关注自身的发展，子女的未来同样也是重要的，因此较高的地区代际流动会增加父代生育子女的意愿和对子女进行人力投资的信心。从这一角度讲，地区代际流动对生育意愿起到正面影响，但过高的地区代际流动在为子代提供更多平等竞争机会的同时，也可能导致社会竞争更为激烈，不利于个体心理状态的健康发展，过高的心理和竞争压力会抑制群体的生育行为。

三、模型与数据

（一）模型设定

我们希望研究的是剔除政策影响后的个人生育意愿，因而采用中国综合社会调查（CGSS）中“如果没有政策限制，您希望有几个孩子”这个问题的答案作为衡量生育意愿的指标。生育意愿指标是一个取值大于等于0的计数数据，为此，采用文献中广泛使用的有序Probit模型进行估计，模型设定如下：

式（1）中，被解释变量yi为生育意愿，核心解释变量Igmi为地区代际流动，地区代际流动指标的具体构建方法见下文。Xi为一系列控制变量，反映个体和家庭特征，而Zi则包括一系列省级层面的控制变量。非线性函数的具体形式为式（2）：

以往的文献表明，个体性别、年龄、民族、宗教、学历、是否为城镇户口、婚姻状况等特征对生育意愿具有重要影响，因此将以上因素加入到控制变量中；此外，影响生育意愿的经济因素得到了中外大量生育调查的确认，因此模型中控制了个体层面的收入状况（取对数）和地区层面的经济状况，后者用省级的人均GDP、GDP 指数和基尼系数来衡量。基尼系数衡量一个地区的贫富差距，基尼系数和代际流动性分别从财富代内分配和财富代际传承的角度测度社会的公平程度，因而基尼系数可能是与代际流动性相关的且能影响到个体生育意愿的变量，将其加入到模型中，可以减小模型的内生性偏误。

代际流动性分析主要有三条技术路线：代际收入弹性分析、社会流动表分析和姓氏分析，当前多数研究使用代际收入弹性分析。代际收入弹性分析基于Becker＆Tomes（1979）的经典模型，如式（3）所示，其中y0和y1分别代表父代和子代永久收入的对数，父代永久收入对子代永久收入的回归系数即为代际收入弹性。

对此模型的估计存在两个主要困难，其一是永久收入无法观测，其二是“生命周期偏误”。为了克服代际收入弹性分析对永久收入的依赖，本文参考（刘晓鸽等，2018）的做法：分别使用子代和父代的受教育年限代替子代和父代的永久收入。一方面，个体的受教育程度与永久收入高度相关，并且受教育程度是一个相对稳定的个体特征。另一方面，教育是影响代际社会地位继承的重要中介变量，因而在一定程度上能够体现社会地位特征。具体的回归方程如下：

式（4）中，sedui和fedui分别代表子代和父代当前最高受教育程度，中国家庭追踪调查（CFPS）对受访者的受教育程度划分成1-8个等级，分别代表了从文盲到博士八个等级的受教育水平。proij是省份的虚拟变量，当第i个体所属省份为第j省时，proij赋值为1，否则为0。为个体i的年龄，fagei为个体i父亲的年龄。通过方程得到的回归系数βj即为j 省的代际教育弹性，1-βj则为该省份的代际流动。

进一步构建基尼系数，假定有n个家庭，ui，vi，wi分别是第i个家庭收入占总收入的份额、家庭人均收入、家庭人口占总人口的份额，对全部样本按由小到大排序，基尼系数可由式（5）给出：

（二）数据描述

中国家庭追踪调查数据（CFPS2014）覆盖了29个省/市/自治区，样本量大且数据质量较高，因此选择CFPS 构建地区代际流动指标和各省基尼系数。考虑到年纪较小的个体可能仍然处于受教育阶段或将来可能选择进修提高学历，因此将数据中子代年龄在25周岁以下的样本剔除。如果子代年龄过高，样本可能不具有代表性和时效性，因此同时剔除子代年龄在55周岁以上的样本。进一步筛选掉严重空缺变量的样本后，发现宁夏、新疆、海南、内蒙古四省份的样本数量不足10份，对这四个省份的代际流动指标无法有效估计，故将其剔除，最终得到16757个样本，以此计算剩余25个省份的代际流动指标和基尼系数。

进一步从中国综合社会调查数据（CGSS2015）中筛选出反映个人特征的控制变量及被解释变量，并做如下处理：（1）样本中有部分个体的理想子女个数达到10个以上，甚至最多的达到29个。从实际情况来看，这部分群体回答的可靠性和代表性都较低，因此我们将这些样本（289个）剔除。（2）将户口类型、婚姻情况、性别、宗教信仰状况等变量处理成虚拟变量的形式。（3）将以上的地区代际流动和基尼系数等省级层面的变量根据省份代码匹配到CGSS 数据中，即得到最终的样本数据。

全部样本中理想子女个数平均值为2.01，而30岁及以下群体的平均理想子女个数为1.63，25岁及以下群体的平均理想子女个数为1.44，可以看出育龄人群的生育意愿在持续走低。与生育意愿降低相伴随的是生育率的不断下降，《中国2010年人口普查资料》显示，2010年全国总和生育率仅为1.18，此外，在样本构成上，农业户口占比63.5%，男性占比46.7%，样本的代表性较好。

四、实证分析

（一）回归结果

地区代际流动对当地居民生育意愿影响的实证结果如表1所示。模型（1）是地区代际流动和一系列控制变量对生育意愿的有序probit回归，地区代际流动的系数为正，这表明地区代际流动对居民的生育意愿存在正向影响，但是在10%的水平上不显著。考虑到地区代际流动对居民生育意愿的影响可能是非线性的，因此我们在模型中加入地区代际流动的平方项，得到模型（2）。结果如表1第3列所示，地区代际流动的一次项（Igm）系数在1%水平上显著为正，而二次项（Igm2）系数显著为负，其他控制变量的系数和显著性没有明显变化。由此可知：地区代际流动与居民的生育意愿存在倒U型的关系，在倒U型的拐点之前，提高代际流动性会正向影响居民的生育意愿，而在拐点之后，代际流动性的提高会抑制居民的生育意愿，拐点则代表能促进居民生育意愿的最优地区代际流动点。由于有序probit模型的系数代表的并非边际效应，所以这里不涉及计算拐点的位置。

上述模型可能存在内生性。一方面，地区代际流动不仅可能会影响当地居民的生育意愿，居民的生育意愿也可能是地区代际流动的影响因素。其中前者是本文想要研究的因果关系。但考虑到子女的个数可能会影响到家庭对子女的投资教育决策，因此生育意愿可能会通过影响当地家庭子女的个数来对代际流动产生影响。另一方面，由于人们的生育意愿是由多因素共同决定的结果，因而一些没有观测到的省级层面的变量可能与居民生育意愿以及当地代际流动有关。为了尽量减小内生性导致的估计结果偏差，采用两步法进行工具变量有序probit回归。工具变量的选取参考（刘小鸽等，2018）的做法，使用相邻省份代际流动的平均值作为内生解释变量的工具变量。对于直辖市，则使用其他直辖市的代际流动平均值作为工具变量。这是因为相邻省份的社会经济来往会使他们之间的代际流动具有相关性。

工具变量两阶段估计中第一阶段回归的F值为195.84，符合一般经验中大于10的准则，排除了弱工具变量存在的可能性。表1模型（3）报告了第二阶段估计的结果。控制了内生性后的模型显示，地区代际流动对居民生育意愿的倒U型影响并没有发生改变，从模型（2）中得到的结论仍然成立。

模型（3）显示，性别变量（gender）的回归系数显著为负，表明我国女性的生育意愿更高。年龄（age）的结果表明，年龄高的群体拥有更高的生育意愿。户籍类型变量（urban）的系数显著为正，说明城市居民的生育意愿更低。代表个人经济状况的个人收入（log(inc_p)）和代表城市经济发展状况的人均GDP（agdp）对个人生育意愿都具有显著的负面影响。

（二）稳健性检验

1.去除40岁以上的样本

基准模型的回归结果显示，年龄是影响生育意愿的重要因素，其中一部分原因是不同年龄群体对生育子女抱有的态度和看法不同。“养儿防老”的观念更多地存在于中老年群体。随着社会发展，家庭储蓄大大增加，公共养老也分担了子女养老的一部分责任，人们的生育态度已逐渐从“养儿防老”转变为“望子成龙，望女成凤”，中青年一代希望子女实现阶层跃迁的愿望更加迫切。因此，代际流动对居民生育意愿的影响在不同年龄群体中的表现可能是不同的。从实际意义上讲，本文研究最终的落脚点是如何从代际流动的角度来提高居民的生育意愿，而中青年群体才是生育的主力军。基于以上考虑，我们将样本限制在40 周岁以下，然后重新估计，结果如表2模型（1）所示。

表1 回归结果

2.更换代际流动指标

由于CFPS 每两年调查一次，所以我们只能使用2014年CFPS 数据来计算各省的代际流动，用2014年代际流动指标替代2015年代际流动指标。我们用子代和父代的受教育程度来计算代际流动，因此受教育程度的相对稳定性决定了地区代际流动在一年内不会发生很大的变化。为了进一步保证结果的稳健性，我们用同样的方法计算2016年各省的代际流动，然后用2014年和2016年代际流动的平均值替代基准模型中的解释变量，回归结果见表2模型（2）。

3.改善代际流动指标

子代和父代处在不同的年代，并且各省平均受教育程度也是不同的，这些因素可能会降低子代和父代受教育程度的可比性。具体来说，父代受教育程度对子代受教育程度的回归系数更大，可能并不是因为父代学历在更大程度上决定了子代学历，而是因为子代和父代所处的年代相距更远，或者他们所在的地区平均受教育程度提升得更快。为了解决这一问题，我们将子代和父代的受教育程度在各自的年龄群组中标准化后再计算代际流动，然后重新拟合模型，回归结果见表2模型（3）。上述三种稳健性检验的回归结果均与基准模型的回归结果基本一致。

表2 稳健性检验

（三）异质性分析

我国东中西部区域的经济水平和人文观念等差异明显，并且不同收入人群也具有不同的特点。因此，对于不用区域、不同收入的居民来说，地区代际流动对他们生育意愿的影响可能是不同的，需要从区域、城乡和收入水平对样本进行分组回归。

1.按区域分组

按照东部和中西部地区进行分组，对于东部地区，有序probit 估计的结果显示，地区代际流动与居民生育意愿呈显著负相关关系。对于西部地区，地区代际流动的系数显著为正，说明在西部地区，地区代际流动产生明显的生育意愿提升效应。

根据地区代际流动对居民生育意愿的倒U 型效应，我们有理由猜测，地区代际流动在东部地区和中西部地区表现出相反的效应是东中西部区域的代际流动水平不同造成的。具体而言东部省份的代际流动水平处在倒U 型曲线“拐点”的右侧，而中西部省份则处在“拐点”的左侧。为了验证这一猜测，分组计算全国、东部和中西部的代际流动，结果显示，全国的总体代际流动为0.57，中西部地区为0.55，东部地区为0.60。中西部地区相对于东部地区，经济发展水平和代际流动水平都较低，中西部地区的居民希望通过子代实现阶层跃迁的愿望更加迫切。东部地区经济活力更强，子代对父代的背景依赖较弱，东部地区的居民相对比较看重自己及子代社会地位的稳定性。另外，代际流动水平高的地区，社会竞争也会更加激烈，激烈的社会竞争会增加个人的不稳定感进而降低个人生育子女的意愿。

2.按收入分组

收入水平按高、中、低收入分为三组。从回归结果来看，代际流动对低收入群体生育意愿的影响是正向的，而对高收入群体则相反。全部样本的回归结果表明，地区代际流动性与生育意愿的影响呈倒U 型，说明地区代际流动对生育意愿存在正负两方面的效应。地区代际流动之所以能够显著提升中低收入群体的生育意愿，是因为在中低收入群体中，代际流动的正面效应起到了主导作用。较高的代际流动下，中低收入人群感知到生育子女会有较高的收益，子女个数越多，家族藉由子女实现阶层跃迁的可能性越大。高收入群体在较高的代际流动下，其子女虽然超越父辈的可能性也在增大，但也存在被低收入子代超越的可能。为实现自己阶层稳固，高收入群体会更加倾向于提高子女的教育质量，加大对单个子女的投资。人力资本投资成本的提高，会使生育意愿降低。

五、影响机制分析

人力资本理论认为，父代对子女的人力资本代际投资中教育投资占比最高，教育支出形成的教育资本在人力资本中居于首位。马良（2016）通过交互分析，发现教育支出对居民二胎意愿具有抑制作用，并且在年龄越大的群体中这种抑制效应表现得越显著。因此，本文试图从教育投资的角度探讨代际流动对生育意愿的影响。

适度合理的代际流动能够增强社会的活力，增加个体改变命运的机会，提高群体的社会信心，保证代际投资的稳定和人力资本的累积（Maoz&Moav，1999）。陈琳和袁志刚（2012）运用CHIPS 数据分析表明，社会资本在我国代际收入传递中的解释力呈现出明显的上升趋势，社会资本的回报率也在提高，以房屋资产和金融资产为代表的家庭财富对子代未来的发展表现出更加重要的作用。父代禀赋传递的重要影响和家庭初始资本的高回报率，将会挤出普通家庭的教育投资回报率，降低社会大众对教育投资的信心。

机会不均等程度的加剧，不仅会扭曲以往的教育投资模式和教育回报率，而且使获得优质教育资源的成本也在增加。近些年中小学择校等热点问题频出，天价学区房现象越来越普遍，子女能否受到好的教育越来越依赖于父母的社会地位和支付能力。事实上已有研究表明，地方公共供给品出现较大的差异化必然会降低公共教育供给的普惠性和公平性。

基于以上分析，我们假设地区代际流动能够影响教育投资的成本和收益，进而影响到父代的教育投资决策和生育决策，具体而言：

假设1：较高的地区代际流动通过降低家庭对子女的教育成本提高居民生育意愿。

假设2：较高的地区代际流动会通过提高当地的教育回报率来提高居民生育意愿。

（一）地区代际流动与教育成本

使用以下模型来验证地区代际流动对家庭子女教育成本的影响：

式（6）中，yi是第i个家庭2015年用于子女教育的全年支出，Xi是一系列反映个体特征和家庭特征的控制指标，包括父母年龄（fmage，取父母年龄的平均值为代理指标）、父母受教育程度（fmedu，父母受教育程度的最高值为代理指标）、家庭子女个数（childnum）、家庭年收入的对数（log_inc）、是否为城市户口（urban）等。而Zi是一系列省级层面的控制指标，同基准模型相同。Igmi是第i个家庭所在省份的代际流动性。此部分检验所用的数据来自于CGSS2015调查数据，以家庭为基本单位，去掉缺省值和异常值后共有1191个样本。

使用OLS模型估计地区代际流动对家庭教育支出的回归系数，估计结果汇报在表3模型（1）。为了减少核心解释变量的内生性，我们同样使用周围省份代际流动平均值为工具变量，进行2SLS回归，估计结果汇报在表3模型（2）。模型（3）的结果是在生育意愿基准回归模型中加入了子女教育年支出的对数。

表3 地区代际流动与教育成本

OLS回归结果表明，提高代际流动会显著降低家庭的教育支出。在控制了家庭收入水平等家庭特征变量和Gini系数等省级层面相关变量之后，地区代际流动每提高0.1，家庭对子女的平均教育支出下降约2.11%。进一步检验OLS回归的统计假设，拟合效果比较理想，基本符合线性假设、残差正态性和同方差性，并且未观测到离群点、高杠杆值点和强影响点。

为回避核心解释变量的内生性，我们同样使用周围省份代际流动平均值作为工具变量进行2SLS回归，结果表明，在消除了内生性后，地区代际流动对家庭教育支出的弹性仍然显著为负，地区代际流动每提高0.1，家庭对子女的平均教育支出下降约31.78%。如何解释2SLS估计值大于OLS估计值呢？一个可能的解释是，OLS模型中的遗漏变量和地区代际流动的相关关系同遗漏变量和家庭教育支出的相关关系呈相反方向。

（二）地区代际流动与教育回报率

如果较高的地区代际流动会提高当地的教育回报率，那么具有相同受教育年限的个体在具有更高代际流动的地区将得到更高的回报，因此，可以设计如下模型来验证假设2。

式（7）中，Inc是个体的年收入，edu是个体的受教育水平，Igm是样本所在省份的代际流动性。Xi是一系列反映个体特征的控制指标，包括个体年龄及平方（age及age2）、子女数量（childnum）、工作经验及平方（从第一份非农工作开始算起，exp及exp2）、性别（gender）、民族（nation）、户籍（urban）。Zi是一系列省级层面的控制指标，同基准模型相同。β是个体受教育程度对年收入的回归系数，λ则是受教育程度与地区代际流动的交叉项对年收入的回归系数。如果β和γ的符号相同，则说明相同的受教育年限在代际流动更高的地区可以得到更高的回报。

全样本回归模型结果见表4模型（1），受教育程度和地区代际流动对个体收入的回归系数都显著为正，二者交叉项的系数为负但并不显著。进一步将样本限制在30岁以下（表4模型（2））和28岁以下（表4模型（3））分别回归，可以看到随着样本的年轻化，交叉项的系数越来越小，且显著性越来越强，说明较高的代际流动反而会降低教育回报率，这一结论与假设相反。一种可能的解释是，提高地区代际流动会改善公共教育普及率，降低教育回报率，进而抑制居民生育意愿。例如，高等教育的盲目普及与扩招导致学历贬值。导致这一现象的原因也可能是较高的代际流动减弱了父代背景对子代的影响，提高了个体自身禀赋能力在社会竞争中的作用，但同时也面临更多的不确定性。过高的代际流动可能会促使年轻人产生强烈的竞争意识和焦虑感，过高的目标与现实之间的差距会降低个体的自我认同感，进而会抑制居民的生育意愿。另一方面，我国人力资本投资主要通过教育投资来实现，对于社会整体而言，过高的地区代际流动与他们通过人力资本投资来实现社会地位稳固传递的愿望是违背的。这在一定程度上解释了地区代际流动对居民生育意愿的负面效应。将各省份的教育回报率作为地区特征变量加入到基准模型中，以考察教育回报率对个体生育意愿的影响，结果见表4模型（3），表明理想子女个数对教育回报率的弹性显著为正。因此，提高地区代际流动会通过降低教育回报率来抑制个体的生育意愿。

表4 地区代际流动与教育回报率

六、结论

地区代际流动对生育意愿的影响呈倒U型。当地区代际流动较低时，较高的代际流动有利于提高个体的生育意愿；而当地区代际流动跨越拐点之后，反而会抑制个体的生育意愿。事实上，代际流动过高的社会虽然为个体提供了更多的发展机会，但也会带来更强的不安定感，使得预期与现实的差距更加难以弥合。同时年轻人更迫切希望在短时间内实现个人的理想和抱负，产生强烈的竞争意识，或设立过高的目标使自我认同感受挫，容易产生浮躁和焦虑情绪，进而降低生育意愿。因此，从提高生育意愿的角度来看，需要保持适度合理的代际流动，以提高人们生育子女并对子女进行人力资本投资的信心。

地区代际流动对生育意愿的影响具有异质性。在代际流动较高的东部地区，代际流动对提高居民生育意愿具有抑制作用，而在代际流动较低的中西部地区则相反，这也可以看作是地区代际流动对生育意愿倒U型影响在空间维度的表现。此外，不同收入的人群也展现出不同的特点，中低收入群体中更高的代际流动能够提高居民的生育意愿，而在高收入群体中则相反。

从教育投资决策的角度进一步探究地区代际流动对生育意愿的影响机制发现，提高地区代际流动性会降低家庭对子女的教育投资成本和教育回报率，从而分别起到提高和抑制居民生育意愿的作用。因此，政策导向可以考虑降低家庭在子女教育方面的负担，引导社会重视人才，提高教育回报率，缓解代际流动对生育意愿的负面影响。