女性身份认同与生育意愿——兼论受教育程度的调节效应

刘咏芳，管烨萱

(西北工业大学 公共政策与管理学院，陕西 西安 710072)

第七次全国人口普查数据显示，全国人口年平均增长率仅为0.53%，为新中国成立以来最低。与此同时，我国妇女总和生育率趋近1.3，低于国际警戒水平。虽然新生人口数的减少缓解了人口过度增长对资源和环境的压力，但是当代中国正处在人口老龄化程度加剧、“人口红利”逐渐消退的关键时节，新生人口减少制约了经济社会的发展。2021年5月31日，中共中央政治局召开会议，决定实施“三孩”政策，然而，生育政策的放开并没有带来生育率的显著上升，生育意愿与生育行为的关系引起学界重视。宏观层面的生育水平由微观层面众多个体的生育行为共同决定[1-2]。生育行为是一种符合“成本—效益”的家庭经济行为，根据经济学中“意愿—行为”模式假定，个体的经济行为受个体意愿与个体所在环境共同影响。因此，对生育意愿的研究可以解释个体的生育行为，预测生育水平，进而为政策制定提供支持。从现有研究结论来看，影响生育意愿的因素主要有三个：宏观的社会因素、中观的家庭因素以及微观的个体因素[3]。宏观的社会因素包括房价[4]、地区教育质量[5]等；中观的家庭因素包括代际流动性[6]、家庭人均收入[7]等；微观的个体因素包括收入[8]、受教育程度[9]等。尽管已有不少关于女性生育意愿的研究文献，但是这些研究大多基于外部客观因素来研究女性生育意愿，虽然揭示了影响女性生育意愿的外部约束条件，却很少关注女性心理变化对生育意愿的影响。身份认同是行为主体对自身的一种认知和描述，反映了主体对自身在社会体系中所扮演角色以及所处地位的认知，影响着个体的行为与决策[10-11]。鉴于此，本文选取中国综合社会调查(CGSS)2017年的数据，从心理学的身份认同这一视角实证研究女性身份认同对其生育意愿的影响，并进行异质性分析和调节效应检验，探求提升女性生育意愿的对策，以期在弥补现有研究空白的同时，为后续相关研究提供参考。

一、文献综述与研究假设

(一) 生育行为与生育意愿

有关生育最早的经济学研究始于Becker，他将生育视为一种经济决策行为，生育的子女被视为可以为父母带来收益的商品，父母的生育决策取决于生育成本与子女所带来收益的比较[12]。学者们早期偏好在固定分析框架下，从需求角度研究生育行为[13]，或者从供给侧角度进行探讨[14]，也有学者建立了决定生育率的“供给—需求”模型[15]。

生育意愿可以部分解释个体生育行为，预测生育水平，一直都是学界研究的热点。现有研究大体可分为以下几类：一是利用经济学、人口学、社会学等相关理论从宏观角度分析人口生育意愿的变化趋势；二是探讨生育政策对生育意愿的影响；三是研究生育现象中意愿和行为之间的差异；四是对影响生育意愿的不同因素进行实证分析，本文属于第四类。

影响生育意愿的因素又可分为三类。其一是社会因素。如梁城城探讨了公共服务满意度对生育意愿的影响，指出公共服务满意度越高，公众生育意愿越强；公共服务满意度通过提高居民幸福感进而影响居民的生育意愿[16]。李金锴从城市集聚的视角探究了城市的集聚度对生育意愿的影响，发现城市集聚度高抑制了人们的生育意愿，另外房价上涨与交通拥堵作为中介效应作用于生育意愿[17]。王天宇则通过新型农村合作医疗的范例研究了社会保障水平对生育意愿的影响，研究表明，新型农村合作医疗政策的实施对生育意愿具有挤出效应，显著降低了居民的生育意愿[18]。其二是家庭因素。高璐探讨了家庭经济条件、住房条件与生育意愿的关系，发现较好的家庭经济条件对居民的生育意愿具有负向影响，家庭住房条件较好则对居民的生育意愿有显著正向影响，但是具有城乡异质性[19]。何秀玲研究了家庭人均收入对女性二孩生育意愿的影响，得出家庭人均收入与女性二孩生育意愿呈“U型”关系，且家庭人均收入的影响效应具有城乡差异的结论[9]。其三是个体因素。如国外学者Shin和Silva通过实证研究发现，经济收入和生育意愿呈负相关关系[20-21]。张樨樨从女性人力资本角度切入，探究了高人力资本女性是否更愿意生育二孩，认为女性的受教育程度、薪酬、身心健康水平和幸福感对其生育意愿具有显著影响[22]。

(二)女性家庭身份认同、自我身份认同与生育意愿

行为主体的身份认同不仅与心理因素有关，也与所处的环境有关。女性身份认同的建构起源于启蒙运动，它代表了女性主体意识的觉醒[23]，女性渴望得到社会和家庭的认可，更注重自我身份地位的提升。当代女性在社会和家庭中扮演了不同的角色，形成了基于自身和家庭角色的身份认同。因此，本文从家庭身份认同和自我身份认同两个维度研究女性生育意愿。

首先是家庭身份认同维度。家庭是社会的基本单元，家庭身份认同表明了个体认可自身在家庭中扮演的角色。在中国家庭身份认同的建构中，传统价值观念起到了非常重要的作用，“相夫教子”等观念依旧存在[24]。在核心家庭中，女性具有“妻子”和“母亲”的双重角色，承担起了养育未成年子女的重要任务，因此女性拥有越强的家庭身份认同感，会越重视家庭的共同发展，更有利于家庭凝聚力的形成。其次是自我身份认同维度。符号互动论的代表人物Mead将自我身份认同分为三个阶段，分别是准备阶段、模仿阶段和扮演阶段[25]。在准备阶段与模仿阶段，行为主体缺乏自我身份认同，更多地依赖与模仿他人，生育意愿和生育决策很容易受他人影响；而在扮演阶段，行为主体具有较强的自我身份认同感，更注重自我感受以及自身价值的实现，会考虑生育对其未来发展的影响。综上所述，提出如下研究假设：

H1a：女性较强的家庭身份认同感会显著提升其生育意愿。

H1b：女性较强的自我身份认同感会显著降低其生育意愿。

(三)城乡、工作状况的异质性

城市与农村具有不同的文化风貌，城市文化更具有现代性和开放性，农村文化则表现出保守性和封闭性[26]。城市女性的职业选择更加多元，而农村女性大多在务农。受到传统观念的影响，农村女性更依赖夫家给予的经济照顾，家庭观念很深[27]。为了得到丈夫和公婆的认可，有的农村女性希望通过生育提升自己在家庭中的地位。城市女性通常拥有稳定的收入，具有更强的家庭议价能力，更注重保障自我权益[28]，因此生育对提升其家庭地位的作用较小。

在新时代，积极自信、经济独立的职业女性身份成为主流。职业女性相比无业女性具有更强的自我赋权意识，受家庭束缚较小，更注重自我价值的实现[29]，在进行生育决策时，不易被他人左右，会权衡个人发展与生儿育女的关系。无业女性由于没有收入来源，依赖丈夫与父母的支持，自主决策受到限制，更倾向于听从他人的意见。综上所述，提出如下研究假设：

H2a：家庭身份认同对城市女性和农村女性生育意愿的影响具有异质性。

H2b：自我身份认同对职业女性和无业女性生育意愿的影响具有异质性。

(四)受教育程度的调节效应

众多研究表明，女性生育意愿具有代际传递效应，会受到父辈生育观念的影响[30]。在本文中，考虑到女性的家庭身份认同和生育意愿均有可能具有代际传递效应，因此，为了检验代际传递的调节效应，将女性父母的受教育程度作为检验家庭身份认同对生育意愿影响的调节变量。父母的受教育程度越高，女性受传统观念的影响越小，更不愿拘泥于传统家庭角色，可能具有更弱的生育意愿。

受教育程度越高的女性，自我身份认同感越强。女性的自我身份认同与个体因素息息相关，自我身份认同感越强的女性越注重自我感受与自身价值的实现，可能具有更弱的生育意愿。综上所述，提出如下研究假设：

H3a：父母受教育程度对女性家庭身份认同与生育意愿的关系具有调节效应。

H3b：自身受教育程度对女性自我身份认同与生育意愿的关系具有调节效应。

二、数据、变量与模型选择

(一)数据来源

本文所使用的数据来源于中国人民大学主持的中国综合社会调查(CGSS)。该调查2017年的数据样本观察值为12 582个，在剔除男性样本和无效样本后，有效样本为5 740个。在研究女性家庭身份认同时，由于问卷中对应问题的未回答样本较多，在剔除未回答样本后，共获得有效样本量1 953个。

(二)变量选择

1.被解释变量

根据已有研究，用理想子女数来代表生育意愿[31]。使用CGSS 2017问卷中的问题“如果没有政策限制的话，您希望有几个孩子？”的回答来反映女性的生育意愿(Desire)。考虑到意愿生育子女数大于4的情况较少，故将4个以上的意愿生育子女数并入4个(代表4个及4个以上)。

2.核心解释变量

本文的核心解释变量为身份认同(Identity)。根据前文的分析思路，将身份认同分为两个维度，分别是家庭身份认同(Identity_a)和自我身份认同(Identity_b)。家庭身份认同选用问卷D部分第18题前3小问回答的均值作为衡量标准，问题分别为“妻子帮助丈夫的事业比追求自己的事业更重要”“丈夫的责任就是赚钱，妻子的责任就是照顾家庭”“孩子上学之前母亲最好不要出去工作”。处理后的变量为排序变量，数值越大，表示越赞同问卷中的观点，也就是说女性的家庭身份认同感越强(克隆巴赫α系数为0.7783，kmo系数为0.6481，表明该问题的回答的信度和效度是可接受的)。自我身份认同选用问卷A部分第42题的第2～4小问回答的均值作为判断依据，问题分别为“男性能力天生比女性强”“干得好不如嫁得好”“在经济不景气时，应该先解雇女性员工”。处理后的变量为排序变量，数值越大，表示越否定问卷中的观点，也就是说女性自我身份认同感越强(克隆巴赫α系数为0.6306，kmo系数为0.6344，表明该问题的回答的信度和效度是可接受的)。

3.控制变量

除了被解释变量与核心解释变量外，本文借鉴已有研究加入了控制变量，主要用来反映女性个体和家庭层面的情况。包括年收入(Income)、受教育程度(Education，排序变量，最小值为0，最大值为5，数值越大，受教育程度越高)、身体健康程度(Health，排序变量，最小值为1，最大值为5，数值越大，身体越健康)、户籍所在地(Residence，虚拟变量，城市为1，农村为0)、当前工作状况(Job，虚拟变量，有工作为1，无工作为0)、是否有养老保险(Insurance，虚拟变量，有为1，没有为0)、幸福感(Happiness，排序变量，最小值为1，最大值为5，数值越大，幸福感越强)、家庭常住人口(Population)。

4.调节变量

本文的调节变量是女性父母的受教育程度与自身受教育程度。将父母当中至少有一方接受过高等教育的样本定义为1，父母双方均未接受过高等教育的样本定义为0；女性自身接受过高等教育的样本定义为1，未接受过高等教育的样本定义为0。

(三)模型选择

1.基准模型

为了检验身份认同对女性生育意愿的影响，建立式(1)的回归方程。其中Desire为反映女性生育意愿的被解释变量，Identity为核心解释变量——女性身份认同，Control为控制变量，ε为服从独立同分布的随机扰动项，α0为回归常数，α1和α2为回归系数。

Desirei=α0+α1Identityi+∑α2Controli+εi

(1)

2.Ordered Logit模型

被解释变量生育意愿是排序变量，有5种取值结果，故选用Ordered Logit模型进行分析以获得更好的估计结果。

(四)变量描述性统计

表1为核心解释变量“自我身份认同”的描述性统计结果，表2为核心解释变量“家庭身份认同”的描述性统计结果(由于有关女性家庭身份认同的未回答样本较多，因此样本量为1 953)。从表1和表2可以看出，女性生育意愿的平均值分别为2.003和2，这表明多数中国女性具有二孩生育意愿，二孩政策的遇冷则表明中国女性的生育意愿与实际生育水平产生了偏离。控制变量“受教育程度”的均值都接近2，这表明中国女性整体受教育程度偏低，接受过高等教育的女性较少；“户籍所在地”的均值分别为0.374和0.368，这表明虽然中国城镇化水平持续提升，但农村女性的人数仍多于城市女性；“当前工作状况”的均值分别为0.497和0.373，这反映了当前女性的劳动参与率并没有达到理想水平；“养老保险”的均值分别为0.725与0.737，这表明城乡养老保险的覆盖面较为广泛；“家庭常住人口”的均值都接近3，这反映了核心家庭依旧是中国典型的家庭结构。样本数据较好地反映了中国女性的现实状况，并未产生较大偏差。

表1 变量描述性统计结果(N=5740)

表2 变量描述性统计结果(N=1953)

三、实证结果分析

(一)模型回归结果

身份认同对女性生育意愿影响的实证结果如表3所示。由表3可知，女性的家庭身份认同与其生育意愿呈正相关关系，并在1%的水平上显著；女性的自我身份认同与其生育意愿呈负相关关系，并在1%的水平上显著。多个控制变量也均在1%或5%的水平上对女性生育意愿产生显著影响。从收入来看，女性收入越低，生育意愿越强，正如陈建新认为的，低收入的女性为了提高其在家庭中的地位可能会倾向于多生孩子[32]。从幸福感来看，女性主观幸福感和生育意愿正相关，正如向栩研究发现，父母会将生育子女当作长期投资，幸福感强的家庭的长期稳定投资比例更高，因此倾向于生育更多子女[33]。从受教育程度来看，女性受教育程度越高，生育意愿越低，王英认为，受教育程度高的女性更认同“社会化养老”等现代养老观念，不依赖“养儿防老”，因此生育意愿较低[34]。从户籍所在地来看，城市女性相比农村女性具有更低的生育意愿，这主要由于城市女性的受教育程度普遍高于农村女性，且城市忙碌的生活节奏也会降低女性生育意愿[35]。从身体健康程度来看，越健康的女性的生育意愿越低，身体状况不好的女性的生育意愿反而较高[2]。

表3 身份认同对女性生育意愿影响的回归结果

(二)稳健性检验

1.更换模型

为了更好地检验身份认同对女性生育意愿的影响，首先变更计量经济模型，稳健性检验所选模型为适用于离散变量的Poisson模型，表4中列(1)和列(2)分别为家庭身份认同和自我身份认同的回归结果。

表4 Poisson模型回归结果

从表4的回归结果可知，在更换模型且加入控制变量后，虽然核心解释变量的回归系数较Ordered Logit模型有所下降，但是依旧在1%水平上显著，且系数符号未变，这表明分析结果稳健。

2.剔除部分样本

考虑到部分25岁以下的女性尚未成家或未参加工作以及60岁以上的老人受传统价值观影响较大，且不处于生育期，存在“自选择”问题，可能会影响估计结果，因此在稳健性检验中将这两部分样本予以剔除。剔除后的估计结果如表5所示。

表5 剔除部分样本后的回归结果

(三)异质性分析

依据户籍所在地、工作状况对样本进行分组，分析女性身份认同对其生育意愿影响的异质性，分组回归结果如表6、表7所示。

表6 城乡异质性分析

表7 工作状况异质性分析

表6与表7的结果显示，女性家庭身份认同对其生育意愿的影响具有显著城乡异质性，具体表现为，家庭身份认同并未对城市女性的生育意愿产生显著影响，而对农村女性的生育意愿产生了显著的正向影响。究其原因，可能是农村地区的女性受传统价值观影响更深，女性更愿意承担“生儿育女”“相夫教子”的责任。自我身份认同对不同工作状况的女性生育意愿的影响具有显著的异质性，具体表现为自我身份认同对有工作的女性的生育意愿产生了显著的负向影响，对无工作的女性来说，自我身份认同并未对其生育意愿产生显著影响。这可能是因为有工作的女性相比无工作的女性会更多考虑生育可能对其工作事业带来的影响。

(四)调节效应检验

为了检验父母受教育程度、自身受教育程度是否对女性家庭身份认同、自我身份认同与生育意愿的关系起到调节效应，构建交互项Interact1,表示父母受教育程度与家庭身份认同的乘积，交互项Interact2表示自身受教育程度与自我身份认同的乘积，调节效应检验结果如表8所示。

表8 调节效应检验结果

通过引入交互项检验受教育程度的调节效应，Interact1与Interact2的系数与主效应的系数分别相反和相同，且分别在5%和10%的水平上显著。这表明父母受教育程度对家庭身份认同和女性生育意愿的关系起到负向调节作用，自身受教育程度对自我身份认同和生育意愿的关系起到正向调节作用。

综上所述，基准回归结果与稳健性检验结果表明，女性的家庭身份认同对其生育意愿具有显著的正向影响，女性的自我身份认同对其生育意愿具有显著的负向影响，二者的回归结果与研究假设H1a和H1b相符。异质性分析表明，女性家庭身份认同对其生育意愿的影响具有显著的城乡差异性，女性自我身份认同对其生育意愿的影响具有显著的工作状况差异性，研究假设H2a和H2b得到证实。调节效应检验结果表明，父母受教育程度对家庭身份认同和女性生育意愿的关系起到负向调节作用，自身受教育程度对自我身份认同和女性生育意愿的关系起到正向调节作用，研究假设H3a和H3b得到证实。

四、结论与讨论

本文使用2017年中国综合社会调查数据，运用Ordered Logit模型从两个维度探讨了女性身份认同对其生育意愿的影响，得到以下结论：(1)女性家庭身份认同感增强会显著提升其生育意愿，但女性家庭身份认同感对其生育意愿的影响具有显著的城乡异质性，城市女性的家庭身份认同对其生育意愿并未产生显著影响；(2)女性自我身份认同感增强会显著降低其生育意愿，对于不同工作状况的女性，自我身份认同对其生育意愿的影响具有异质性，生育意愿并未对无业女性的生育意愿产生显著影响；(3)父母受教育程度为女性家庭身份认同与生育意愿关系的负向调节变量，自身受教育程度为女性自我身份认同与生育意愿关系的正向调节变量。

女性的生育行为和生育意愿不仅取决于个人意志，同时也受到群体规范的影响。家庭作为社会的基本单元，是每一个家庭成员的物质支柱和精神支柱，影响着女性的生育意愿。在当今总和生育率日趋低迷的时代背景下，对于农村女性，要保证其生育自主权，从家庭层面为女性提供生育照料支持、经济支持和情感支持，出台与农村家庭特征相适应的生育配套政策，提升农村女性的家庭身份认同感、归属感和幸福感；对于城市女性，需要不断优化公共服务资源和生育补贴政策，降低家庭生育成本，让城市女性从“想生”变为“愿意生”。对于职业女性，需要从社会企业层面入手，减少职业女性的“过度劳动”时间，通过就业保障政策使职业女性能够安心享受家庭生活，从而增强其家庭认同感；对于无业女性，可以通过职业技能培训等方式提升其就业和再就业能力，在保障女性经济收入稳定的基础上提升其婚姻稳定性，进而增强女性的生育意愿。