社会资本对生育意愿的影响研究

边 恕，纪晓晨

（辽宁大学公共管理学院，辽宁 沈阳 110036）

一、问题的提出

进入21 世纪，中国人口问题已经从解决人口过快增长转变为进一步优化人口结构。人口老龄化、少子化已然成为现阶段中国社会经济发展的“灰犀牛”。党的二十大报告指出，优化人口发展战略，建立生育支持政策体系。中共中央、国务院印发的《关于优化生育政策促进人口长期均衡发展的决定》提出，促进生育政策与相关经济社会政策同向发力，有利于满足更多家庭的生育意愿。由此可见，从经济、社会多维度政策出发，合力提升生育意愿是科学应对人口老龄化的有效手段。从已有研究来看，社会资本作为一种对生育的非正式保障机制，对传统生育政策和保障机制可以起到有效补充作用。一方面，社会资本有帮助适龄群体承担生育成本的作用［1］；另一方面，社会资本有风险分担功能，可以分担生育给适龄群体就业、家庭稳定带来的风险。从老龄化进程较早的欧洲来看，Balbo 等［2］认为，通过政策举措提升家庭的社会资本对适龄群体生育意愿有积极影响，但个人对社会资本的获取和动员往往受其社会经济地位的影响。不同社会经济地位下个体的社会网络广度和层级不同，所能获取和动员的社会资本数量也不同。那么，从社会政策角度来看，社会资本对适龄群体生育意愿的影响是怎样的？不同社会经济地位条件下，社会资本对适龄群体生育意愿的影响是否存在异质性效应？

与本文相关的已有研究成果可归纳为两类：第一类是从非正式保障机制探讨社会资本对适龄群体生育意愿的影响。徐萌娜和王明琳［1］认为，通过亲属等强关系获取的社会资本对女性的生育意愿有显著正向影响，社会资本预期更高的女性有更强的生育意愿。Balbo等［2］发现，在法国和德国等国家，如果没有社会资本充当非正式保障，适龄群体的生育意愿会降低。第二类是探讨社会经济地位对适龄群体生育意愿的影响。Clark 和Cummins［3］认为，社会经济地位对生育意愿的影响是正向的，高社会经济地位的个体拥有高生育率。Yong 等［4］则通过新加坡的样本数据研究发现，个体对高社会经济地位的预期将带来高生育意愿。方长春和陈友华［5］基于中国的相关调查数据研究发现，社会经济地位对适龄群体生育意愿的影响可能呈U型关系，社会经济地位较高者和较低者有较高的生育意愿。已有研究从非正式保障视角初步分析了社会资本对生育意愿的影响，但尚未关注不同社会经济地位下社会资本对生育意愿的影响。

本文基于中国综合社会调查（CGSS）2017 年数据，采用泊松模型研究社会资本对适龄群体生育意愿的影响。本文的边际贡献主要有：其一，将社会经济地位引入社会资本对生育意愿的影响中，分析不同社会经济地位下社会资本对个体生育意愿的异质性效应，拓展了有关生育意愿研究的文献，并提供了经验证据。其二，在当前应对人口老龄化、建设生育友好型社会的背景下，本文的研究结论为提升适龄群体生育意愿提供了新思路，对更加精准地制定和实施不同社会经济地位下适龄群体的生育政策具有启示意义。

二、理论分析与研究假设

（一）社会资本与生育意愿

生育意愿是出于个人或家庭对子女的偏好、考虑到各种限制条件后的生育愿望表达，包括期望生育的子女数量、性别、生育时间和间隔等多个维度［6］。20 世纪60 年代开始，随着社会经济发展和“婴儿潮”的结束，主要发达国家都经历了低生育意愿、低生育率的转变期。这一时期生育意愿较低被认为是低生育率的重要原因。陈卫和靳永爱［7］认为，生育意愿虽然与实际生育率存在差异，但对其具有预测作用。郑真真［8］认为，生育意愿与实际生育率之间的差异是生育政策的机会窗口。因而，有关生育意愿的研究成为低生育率治理政策研究的重要方向之一。

社会资本最早由Hanifan［9］提出，他将社会资本运用于乡村学校社区中心的研究，解释了社区参与对提高学校教育水平的重要性。Coleman［10］从社会功能角度认为，社会资本为社会结构内的个体提供行动便利。Putnam［11］从宏观视角认为，社会资本指社会组织的某种特征可以通过促进合作而提高社会效率，如信任、规范和网络。林南［12］从微观视角认为，社会资本是行动者获取和使用的嵌入在社会网络中的资源。本文研究的社会资本侧重于微观视角，因而采用林南［12］关于社会资本的定义。社会资本代表嵌入社会关系中的资源，是无形的，只能通过相应特征进行表征。根据Stone［13］的研究，本文将社会资本分为以主观信任表征的认知型社会资本和以客观社会网络表征的结构型社会资本。其中，信任是个体之间建立社会关系乃至构建社会网络、获取社会资源的主观前提。个体越信任他人，就越愿意建立社会关系获取社会资本；社会网络则决定了个体获取社会资源的多少，个体社会网络规模越大，获取社会资本的机会和数量就越多。

基于社会网络个体之间的互惠机制，社会资本对生育意愿产生影响。个体通过社会网络获取社会资本，通过社会资本的工具性和情感性支持分担其生育成本，对自身生育意愿产生正向影响。认知型社会资本主要通过对社会的信任来衡量。认知型社会资本增加，有助于提高个体对社会行为准则和道德的认知度，推动社会关系形成，增加对嵌入社会网络的社会资源的获取能力和意愿。认知型社会资本越多，个体利用间接的社会关系和社会资源的能力就越强，更便于获取这些资源分担生育成本，提升生育意愿。结构型社会资本通过社会关系来衡量。结构型社会资本较多，意味着个体调动社会网络中的社会资源渠道较广、能力较强，能够为适龄群体生育提供互惠支持，分担生育成本，进而有利于提升生育意愿。来源于亲属强关系的结构型社会资本对女性尤为重要，有助于分担女性的养育成本，促进女性的劳动参与，对其生育意愿产生积极影响。

（二）社会经济地位与生育意愿

社会经济地位是指绝大多数人对某个人或群体的社会、经济等综合性价值评价［14］。个体通过社会资本分担生育成本，影响其生育意愿。而个体社会经济地位对其使用社会资本的能力和意愿形成限制，进而影响社会资本对生育意愿的影响。一方面，社会经济地位会影响个体的社会认知观念，进而影响其认知型社会资本。Dribe等［15］认为，生育观念的改变往往随着社会经济地位从高到低不断扩散，当足以影响生育意愿的观念出现时，高社会经济地位个体往往首先接受并改变自己的生育意愿和决策，随后是中社会经济地位个体，最后是低社会经济地位个体。2013 年以来，中国经历从“单独二孩”到“全面二孩”的政策调整，社会群体对此会产生提升生育意愿的政策预期和生育观念认知。而这种认知随着社会经济地位不同，其扩散速度也不同。另一方面，社会经济地位会影响个体社会网络中的资源，进而影响个体的结构型社会资本。

社会经济地位具体通过地位效应和结构相依效应影响社会资本对个体生育意愿的影响。地位效应主要表现在社会经济地位较高的个体获取社会资本的可能性更强。一方面，存在结构优势，社会经济地位较高的个体有能力利用地位优势建立更多的社会关系，进而获取社会资本的可能性更强；反之，亦反。另一方面，存在同质优势，社会经济地位相似的个体往往具有趋同的社会认知，因而相同社会经济地位的个体之间更可能建立社会关系。

结构相依效应基于林南［12］提出的结构相依理论，对于社会层级结构顶部和底部的个体而言，他们通过社会网络获取和使用社会资本的能力和意愿受到结构限制。高社会经济地位的个体受社会结构顶部限制，无法向上延伸社会关系，获取社会资本的范围受到抑制，且其很少有意愿向下延伸社会关系使用社会资本。相对地，低社会经济地位的个体受社会结构底部限制，无法向下延伸社会关系，其向上获取社会资本的可能性也受到限制。而中社会经济地位的个体不受社会结构限制，可以向上和向下获取社会资本，也有意愿和激励向上和向下延伸社会关系。

但这一影响出现的前提是社会经济地位的分层。具体到中国的社会经济地位分层情况，李强［16］认为，由于城乡二元结构差异十分突出，中国城镇和农村的社会经济地位分布形成了两种截然不同的结构。城镇的结构趋向层级人数较为均衡的“橄榄型”社会层级，分层较为明显；而农村的结构趋向于“倒丁字型”社会层级，底层个体数量占绝大多数，中层和顶层人数极少，分层并不明显。因此，一方面，社会资本对生育意愿的影响可能会因城乡差异而产生异质性效应；另一方面，社会资本对生育意愿的影响可能会因城镇不同社会经济地位差异而产生异质性效应。

综上所述，认知型社会资本和结构型社会资本通过分担生育成本对生育意愿产生积极影响。由此，笔者提出如下假设：

H1：认知型社会资本对个体生育意愿有显著提升作用。

H2：结构型社会资本对个体生育意愿有显著提升作用。

三、研究设计

（一）数据来源

本文数据主要来源于中国综合社会调查（CGSS）2017 年数据。中国综合社会调查遵照国际标准，自2003 年起，每年对全国各地10 000 多户家庭进行抽样调查。2017 年共完成有效样本12 582 份。本文根据研究需要，选取年龄大于等于18 岁，小于等于50 岁的样本作为适龄样本，并删除自评社会经济地位或职业等指标缺失的样本，最终得到的样本观测值为7 483。

（二）变量选取与定义

1.被解释变量：生育意愿（childnum）

选取预期生育孩子数量来衡量，具体根据CGSS2017 年数据中“如果没有政策限制的话，您希望有几个孩子”问题的答案来衡量。

2.解释变量：社会资本（scapital）

本文参照Stone［13］与崔巍［17］的做法，将社会资本分为认知型社会资本（cogcap）和结构型社会资本（strcap）。本文参照崔巍［17］与高虹和陆铭［18］的做法，选取对他人的信任程度作为认知型社会资本的表征，具体根据CGSS2017 年数据中“总的来说，您同不同意在这个社会上，绝大多数人都是可以信任的？”问题的答案来衡量。该问题答案依次序为1—5：1 为“非常不同意”，5 为“非常同意”。本文根据徐萌娜和王明琳［1］的做法，将“非常不同意”“比较不同意”“说不上同意不同意”赋值为0，“比较同意”“非常同意”赋值为1。由于社交频率决定了社会网络的规模，本文参考胡荣和黄倩雯［19］的做法，选取社交频繁程度作为结构型社会资本的表征，具体根据CGSS2017 年数据中“过去的一年中，您是否经常在您的空闲时间做下面的事情（社交/串门）？”问题的答案来衡量，该问题答案依次为1—5：1为“从不”，5为“非常频繁”。

3.控制变量

个体层面的因素包括：性别（gen），男性取值为1，女性取值为0；年龄（age），以观测年份与出生年份的差值衡量；受教育程度（edu），没有受过任何教育取值为0，小学取值为1，初中取值为2，高中取值为3，大专取值为4，本科取值为5，研究生以上取值为6；健康（health），以个体自评健康状况衡量，很不健康取值为1，比较不健康取值为2，一般取值为3，比较健康取值为4，很健康取值为5；婚姻（mar），未婚取值为0，其他取值为1；户口（hukou），农业户口取值为1，非农业户口取值为0；父亲受教育程度（fa_edu），父亲没受过任何教育取值为0，小学取值为1，初中取值为2，高中取值为3，大专取值为4，本科取值为5，研究生以上取值为6；母亲受教育程度（mo_edu），母亲没受过任何教育取值为0，小学取值为1，初中取值为2，高中取值为3，大专取值为4，本科取值为5，研究生以上取值为6。家庭层面的因素包括：家庭年收入（lninc），以个体全年家庭总收入的自然对数衡量，并进行1%的Winsorize 处理；住房面积（house），以个体住房套内建筑面积衡量，并进行1%的Winsorize 处理；家庭人口规模（size），以个体家庭住在一起的人数衡量。社会层面的因素包括：养老保险状况（oldins），参与养老保险取值为1，否则取值为0；医疗保险状况（medins），参与医疗保险取值为1，否则取值为0。变量的描述性统计结果如表1所示。

表1 变量的描述性统计

（三）模型设定

本文被解释变量生育意愿由“如果没有政策限制的话，您希望有几个孩子”来衡量。这是一个非负的离散型随机变量，不符合正态分布。因此，需要选择采用泊松回归或负二项回归方法进行估计。若样本数据条件方差不存在过度分散，采用泊松回归；否则采用负二项回归。本文对样本数据条件方差是否存在过度分散进行似然比检验，原假设为不存在过度分散。结果似然比检验P值等于1.000，无法拒绝原假设。因此，本文设定泊松模型如下：

其中，i 表示个体；childnum 表示生育意愿；scapital 表示社会资本，包括认知型社会资本（cogcap）和结构型社会资本（strcap）；X 表示上述一系列控制变量；c 表示省份固定效应；ξ 表示随机扰动项。考虑到同一省份个体随机扰动项可能潜在相关，标准误聚类到省份层面。

四、实证结果分析

（一）基准回归结果

表2是本文的基准回归结果，列（1）和列（2）仅控制省份效应，列（3）和列（4）加入控制变量进行回归。从列（3）和列（4）的结果可以看出，认知型社会资本和结构型社会资本均对适龄群体生育意愿有显著提升作用。给定其他条件，信任他人的适龄群体生育意愿是不信任他人的适龄群体的1.049 倍；给定其他条件，结构型社会资本每增加1 个单位，适龄群体生育意愿将提升1.012 倍。这说明适龄群体越信任他人，越愿意建立社会关系来获取社会资本，从而提升其生育意愿；与他人的互动越频繁，社会关系越广泛，越能提升其生育意愿。该结果与Di Giulio等［20］与徐萌娜和王明琳［1］的分析结果基本一致，H1和H2得以验证。

表2 基准回归结果

（二）内生性问题

首先，认知型社会资本对生育意愿的影响会产生内生性。本文以个体对社会上大多数人的信任来代表认知型社会资本，但个体对大多数人的信任有可能不能完全反映对社会网络中所有个体的信任程度，进而存在测量误差，产生内生性。因此，本文在进行基准回归估计后，采用工具变量法对模型重新进行估计。基于现有研究，本文选取工具性利益评估作为信任的工具变量。Coleman［10］认为，基于对他人工具性利益评估可以产生信任。当信任者从被信任者身上得益可能性与损失可能性之比较高，信任者就会产生信任行为。而这种工具性利益评估与生育孩子数量关系不大，本文以CGSS2017 年问卷中“您认为，如果有机会别人就会占您便宜，还是尽量做到公平”的回答衡量工具性利益评估（benass）。该问题回答依次序为1—4：1为“总想占您便宜”，2为“大多数时候总想占便宜”，3为“大多数时候尽量做到公平”，4为“总是尽量做到公平”。本文设定工具性利益评估二值变量作为工具变量，0 为“总想占便宜”“大多数时候总想占便宜”，1为“大多数时候尽量做到公平”“总是尽量做到公平”。

其次，本文以社交频繁程度衡量结构型社会资本，但具有生育意愿的女性可能由于生育共识结识到相同备孕期的女性而进行社交，拓展社会网络，影响社会资本，带来反向因果。基于此，本文选择2016—2017 年各省份年均降水量增长率（rainfr）作为工具变量对结构型社会资本进行估计。笔者认为，CGSS2017年问卷中有关数据的搜集期间是2016—2017年，而年均降水量增长率反映了该时段该省份的天气变化，它在一定程度上对外出社交频繁程度产生影响，但又对个体生育意愿几乎没有影响。各省份年均降水量增长率数据来源于2017—2018 年《中国环境统计年鉴》及作者计算。

最后，母亲或父亲的背景变量也可能影响子女的社会资本和生育意愿。基于此，本文选择父亲和母亲的受教育程度作为控制变量，但限于所掌握的数据缺少父母收入等背景情况，可能仍无法完全排除遗漏变量产生的偏误。

为了避免弱工具变量对研究结果的影响，本文采用对弱工具变量不敏感的控制函数法对模型进行估计。工具变量的回归结果显示，认知型社会资本和结构型社会资本均仍对生育意愿具有显著提升作用，说明本文的基准回归结果是稳健的，具体如表3所示。

表3 工具变量的回归结果

（三）稳健性检验① 稳健性检验结果未在正文中列出，留存备索。

1.替换解释变量

为了避免社会资本指标衡量不精准，本文选用社会关系、社会信任和是否加入社会组织等指标，采用因子分析法计算出主要因子衡量总体社会资本（gencap），KMO检验值为0.761，说明因子分析结果较好。以主要因子代替认知型社会资本和结构型社会资本作为解释变量，并采用泊松模型进行回归作为稳健性检验。替换解释变量后的回归结果显示，社会资本对生育意愿的影响依然显著为正，表明本文基准回归结果是稳健的。

2.替换被解释变量和估计模型

本文以是否愿意生育孩子作为被解释变量，分别以认知型社会资本、结构型社会资本和总体社会资本为解释变量进行Probit 估计作为稳健性检验。以CGSS2017 年中“如果没有政策限制的话，您希望有几个孩子”问题的答案数据构造二值变量生育意愿（borntent）。若答案为0，则认为受访人不愿意生育，生育意愿取值为0；若答案大于0，则认为受访人愿意生育，生育意愿取值为1。替换被解释变量和估计模型后的回归结果显示，社会资本对生育意愿的影响依然显著为正，表明本文的基准回归结果是稳健的。

（四）异质性分析

1.城乡差异

根据上文分析，不同社会经济地位的个体获取社会资本状况不同，而基于城镇和农村社会经济地位分布不同的事实，对于处于城镇和农村的个体而言，其社会资本对生育意愿的提升作用有可能存在异质性效应。本文将总样本划分为城镇样本和农村样本，进行分组回归，并采用似不相关回归方式检验组间效应，结果如表4所示。

表4 城乡的异质性分析

表4列（1）和列（2）反映了认知型社会资本对城乡适龄群体生育意愿影响的差异，组间效应检验的经验P 值在5%的水平上显著。认知型社会资本对城乡适龄群体生育意愿均有显著提升作用，城镇样本中信任他人的适龄群体的生育意愿是不信任他人的适龄群体的1.068 倍，农村样本中信任他人的适龄群体的生育意愿是不信任他人的适龄群体的1.015 倍。这说明认知型社会资本对城乡适龄群体生育意愿的影响有异质性效应，相较农村适龄群体，认知型社会资本对城镇适龄群体生育意愿的提升作用更明显。

表4列（3）和列（4）反映了结构型社会资本对城乡适龄群体生育意愿影响的差异，组间效应检验P 值在5%的水平上显著。结构型社会资本对城乡适龄群体生育意愿均有显著提升作用，城镇适龄群体结构型社会资本每增加1 单位，其生育意愿提升为原来的1.016 倍；农村适龄群体结构型社会资本每增加1 单位，其生育意愿提升为原来的1.008 倍。这说明结构型社会资本对城乡适龄群体生育意愿的影响具有异质性效应，相较农村适龄群体，结构型社会资本对城镇适龄群体生育意愿的提升作用更明显。

城镇和农村社会经济地位分布不同，决定了个体获取和动员社会资本的状况不同，进而社会资本对生育意愿的提升作用也有差异。城镇社会经济地位分布趋向层级人数较为均衡的“橄榄型”社会层级，分层较为明显，城镇个体有意愿和能力获取相对优质和差异化的社会资本，相对有效地提升其生育意愿。而农村社会经济地位分布趋向“倒丁字型”社会层级，农村个体的社会认知和社会关系较为趋同，相对而言难以获取相对优质和差异化的社会资本。

2.城镇样本下不同社会经济地位差异

由于农村样本的社会经济地位差异不大，不同社会经济地位条件下社会资本对生育意愿影响的异质性不明显。本文针对城镇样本下社会资本对不同社会经济地位群体生育意愿的影响进行研究。本文参考李强［16］的做法，选取被访者的社会经济地位指数衡量社会经济地位。CGSS2017年提供了被访者的职业信息ISCO2008编码，本文根据Choi［21］的方法，将被访者职业信息编码转换为社会经济地位指数。本文基于城镇样本社会经济地位指数的三分位数进行分组，将样本分为低社会经济地位、中社会经济地位和高社会经济地位组。然后分别对各组进行估计，并采用似不相关回归方式检验各组的组间效应差异是否显著，其中相关的T检验选项选择分别单独检验每个假设形式，结果如表5所示。

表5 城镇样本下不同社会经济地位的异质性分析

表5列（1）—列（3）反映了认知型社会资本对城镇不同社会经济地位适龄群体生育意愿的影响，组间效应检验的经验P 值在5%的水平上显著，说明不同社会经济地位条件下，认知型社会资本对城镇适龄群体生育意愿的提升作用有异质性效应。相较于城镇其他群体，认知型社会资本增加更能提升中等社会经济地位适龄群体的生育意愿。信任他人的中等社会经济地位适龄群体的生育意愿是不信任他人的中等社会经济地位适龄群体的1.073 倍。这可能是由于中等社会经济地位群体受结构相依效应影响，对社会上他人信任程度越高，相较其他群体更有意愿跨阶层建立联系，获取社会资本，从而提升生育意愿。

表5列（4）—列（6）反映了结构型社会资本对城镇不同社会经济地位适龄群体生育意愿的影响，组间效应检验的经验P 值在5%的水平上显著，说明不同社会经济地位条件下，结构型社会资本对城镇适龄群体生育意愿的提升作用具有异质性效应。相较于城镇其他群体，结构型社会资本增加更能提升中等社会经济地位适龄群体的生育意愿。结构型社会资本每增加1单位，中等社会经济地位适龄群体生育意愿提升为原来的1.050 倍。这可能是由于相较其他群体，中等社会经济地位适龄群体受地位效应和结构相依效应影响，既可以由社会地位获取本层级的社会资本，又可以不受社会层级结构限制，跨阶层建立社会网络获取多样化、差异化的社会资本。因此，其通过社会资本分担生育成本和提升生育意愿的作用更明显。

五、研究结论与政策启示

本文基于CGSS2017 年数据，采用泊松模型研究社会资本对适龄群体生育意愿的影响。研究结果表明：社会资本对适龄群体生育意愿有显著提升作用；相较于农村样本，社会资本对城镇适龄群体生育意愿的提升作用更明显，而在城镇样本中，社会资本对中等社会经济地位适龄群体生育意愿的提升作用更明显。在当前应对人口老龄化、建设生育友好型社会的背景下，本文的研究结论为提升适龄群体生育意愿提供了新的思路，对更加精准地制定和实施不同社会经济地位下适龄群体的生育政策具有启示意义。

第一，应进一步重视社会资本对家庭生育意愿及生育行为的影响，发挥社会资本降低生育成本和提升生育意愿的积极作用。加强社会主义核心价值观建设，引导适龄群体社会认知趋向。完善社会治理和公共服务机制，提升社会治理体系透明度，继续提高人民群众对社会的信任度和安全感，为家庭的生育及养育行为营造适宜的社会环境。持续推进基层社会治理创新，充分重视社区建设对居民社会网络构建和社会资本获取的重要作用。努力形成“与邻为善、以邻为伴”的社区理念，鼓励社区适龄群体在生育、养育、教育事务上形成互信互惠的良好互动机制。通过搭建社区互助育儿网络、宣传生育文化等社区基层公共活动的平台，提高适龄群体的公共参与度和集体认同感，构建生育支持型社区。

第二，关注经济社会转型期适龄人口社会经济地位因素对生育意愿的影响。要推动社会经济地位总体分布向相对均衡的“橄榄型”转变，为适龄群体生育意愿提升创造良好的社会条件。完善收入分配制度，消除社会排斥，扩大中产阶层人数在总人口中的比重，缩小不同阶层实际社会经济差异，为不同阶层人口生育提供良好社会环境。发挥社会保障的“安全网”作用，消除适龄群体因生育带来的社会经济地位滑坡焦虑。

第三，针对社会经济转型期不同社会经济地位阶层的客观特征，为各阶层依托社会资本提升生育意愿创造条件，构建和谐的生育友好型社会。更加精准地制定和实施社会经济政策，妥善处理各阶层的利益关系。政府要继续推进社会经济包容性增长，加大对农村教育、职业培训方面的投入，为农村适龄群体收入提高和职业发展创造良好条件，为农村适龄群体获取社会资本提供社会支持。鼓励适龄群体尤其是城市中产阶层增强社会责任感，参与社会事务，拓宽社会网络。倡导社会融合下的生育互助文化，鼓励适龄群体通过互助互惠机制分担生育成本。通过各项社会经济改革，倡导社会公平，防止社会阶层固化，为各阶层社会经济地位向上发展提供良好条件。