生育意愿存在同群效应吗？

【摘 要】 在人口出生率持续低迷的背景下，研究居民生育意愿的影响因素具有重要的现实意义。现有研究对生育意愿的各种影响因素展开了大量讨论并取得了丰硕的成果，但关于生育意愿的研究大多假设个体为一个“独立”的决策者，并未充分考虑周围群体的行为决策对个体产生的影响。而在“心理效应”以及“学习效应”的作用下，个体的生育意愿也可能会受到他人行为决策的影响，呈现出一定的同群效应。本文基于研究假说，使用中国家庭追踪调查（CFPS）2018年的微观数据对生育意愿的同群效应进行实证分析。实证结果显示社区平均生育水平会对个体的生育意愿产生显著的正向影响，即个体的生育意愿确实存在着明显的同群效应。在稳健性检验中，采用工具变量法、替换被解释变量、缩减样本范围以及更换模型的方式对实证结果进行重新估计后，核心解释变量的系数方向及显著性与基础模型基本一致，表明实证结论具有较强的稳健性。异质性分析结果表明生育意愿的同群效应在城乡归属、年龄阶段以及婚姻状态不同的群体之间存在显著差异。首先，从城乡差异来看，由于乡村地区的社区居住形式以及传统观念等方面的不同，使同群效应对乡村个体的生育意愿所带来的边际影响要明显高于城镇个体；其次，从年龄差异来看，受到性格特点以及所处人生阶段不同等方面的影响，年轻个体的生育意愿所表现出的同群效应要弱于年龄较大的个体；再次，从婚姻状态的差异来看，由于在婚个体考虑生育的可能性更高并且可能会面临更多的关于生育决策的社会舆论压力，因此其生育意愿所表现出来的同群效应也要明显强于未婚等其他婚姻状态的个体；最后，调节效应的分析结果表明个体的认知水平以及对信息获取渠道的倾向会对其生育意愿的同群效应产生明显的调节效应，即当个体的认知水平较高或者个体将互联网作为主要的信息获取渠道时，其生育意愿所表现出的同群效应会相对减弱。为提高居民的生育意愿，社区可以尝试建立社区内部的生育信息交流平台，同时政府也应建立关于生育的舆情追踪监测机制，及时把握和干预社会中有关婚育的舆情动态，充分发挥同群效应对生育意愿的正向影响作用。

【关键词】 生育意愿；同群效应；社区

【中图分类号】 C924.24 【文献标志码】 A doi：10.16405/j.cnki.1004-129X.2024.01.007

【文章编号】 1004-129X（2024）01-0067-14

一、引言

改革开放以来中国经济发展所取得的耀眼成就很大一部分来源于人口红利的贡献。［1］但随着人口出生率下降以及人口老龄化问题的凸显，中国经济健康可持续发展所面临的压力也在不断增加。第七次全国人口普查数据显示2020年中国新出生人口约为1 200万，育龄妇女总和生育率约为1.3，已低于国际社会公认的1.5警戒线，人口结构面临着巨大的挑战。为应对生育率低迷所带来的负面影响，中国政府于2013年出台了“单独二孩”生育政策，并陆续在2016年、2021年出台了“全面两孩”“全面三孩”的生育政策。但相关政策的作用效果较为有限，［2-3］人口出生率在2016年后依然表现出了逐年下降的趋势，表明现阶段中国的生育政策已不再是影响居民生育决策的首要因素，人口出生率的下降更多的是由于居民生育意愿由高到低的快速转变。因此，在人口出生率持续下降的背景下，深入研究居民生育意愿的影响因素具有重要的现实意义。

人的社会属性决定了个人不能离群索居，个人无时无刻不处于某一暂时或者长久的群体之中，［4］而群体的环境往往也会对个人的行为决策产生潜移默化的影响。在一定的社会关系中，个体的行为决策受到周围人群行为决策影响的现象被称为同群效应（Peer Effect），［5］中国古典文化中“近朱者赤，近墨者黑”的经典描述也正是反映的这一现象。目前同群效应的理论已在教育学、组织行为学、公共经济学等领域得到了广泛的应用。而就生育问题来讲，生育一般是个人非隐私性的可视决策，因此个体会更加容易地知晓周围人群的生育决策，进而个体的生育意愿也可能会受到周围人群生育决策的影响并表现出一定的同群效应。但目前针对居民生育意愿影响因素的研究大多聚焦收入、受教育程度等个体自身的经济利益因素，而鲜有研究讨论周围人群的行为决策对个体生育意愿的影响。因此，本文将基于中国家庭追踪调查（CFPS）2018年的微观调查数据，实证分析同群效应对个体生育意愿的影响，以期为生育意愿影响因素的讨论提供另一种视角。

二、文献综述

近年来居民生育意愿持续降低的问题已得到学术界的高度关注，现有关于生育意愿影响因素的研究主要集中于收入、教育、住房、传统观念等多个方面。在收入对生育意愿的影响方面，当个体的收入增加时，承担生育成本的能力也会提高，进而会增强个体的生意意愿，如风笑天在研究中指出家庭收入的提高对育龄人群的二孩生育意愿具有显著的正向影响。［6］但收入增加同样会带来生育的机会成本增加，因此也有部分学者提出了不同的观点，认为家庭人均收入水平和生育意愿之间呈“U”型关系，当家庭人均收入提高时，生育意愿会表现出先下降后上升的趋势。［7］在受教育程度的影响方面，现有文献大多认为受教育程度的提高会降低人们的生育意愿。教育作为人力资本积累的重要方式，［8］接受过高水平教育的个体往往会获得稳定、正规以及收入较高的工作，［9］进而增加个体生育的机会成本，并最终降低个体的生育意愿。在住房的影响方面，由于住房是家庭生活的必需品，因此是否拥有房产将会在很大程度上影响个体的生活成本支出，进而影响个体的生育选择。如李宝礼和邵帅认为有房青年的生育意愿会显著高于没有房产的青年，同时也指出房价的上涨会给无房和仅有1套住房青年的生育意愿带来“挤出效应”，但会给拥有2套以上住房青年的生育意愿带来“财富效应”。［10］与此同时，中国的“孝文化”源远流长，［11］而其中以“不孝有三，无后为大”等为代表的传统观念更是深刻影响着人们对生育后代的看法，因此学者们也从传统观念及文化等视角对生育意愿的变化进行了讨论。如徐笑在研究中指出传统文化观念对生育行为与理想子女的数量具有显著影响，个体对“传续子嗣”的认可度越高，其生育子女的数量也可能会越多。［12］但也有学者指出随着改革开放的实行与社会经济的发展，人们传统生育观念存在的基础逐渐发生动摇，［13］相对减弱了传统文化观念对人们生育决策的影响。

综上所述，现阶段学者们对生育意愿的影响因素已展开大量研究并取得了丰硕成果，但是也存在一定的不足之处。现有研究大多假设个体是一个“独立”的决策者，其生育选择或者偏好是基于经济、文化等特定条件所独立做出的自身利益最大化决策。但个体不仅拥有“理性人”的属性，同样也具有“社会人”的特征，［14］同时中国作为一个传统的“关系型社会”国家，［15］居民个体的行为选择也往往会更容易受到周围群体的影响，因此若忽略了周围群体对个体的影响，则可能无法充分解释个体生育选择及偏好的变化。

个体行为决策不仅受到个体自身经济利益的影响，同时也会受到周围相同或者相似地位的其他人影响的现象被称为同群效应。［5］其作为一种重要的经济和社会现象，近年来逐渐成为经济学研究的热点方向，部分研究指出个体在教育支出、［16］消费、［17］创业［18］以及外出劳动［19］等方面均表现出了明显的同群效应。而目前关于生育领域的类似研究则比较有限，较为接近的成果有Balbo和Barban利用美国青少年健康数据所进行的研究，其认为朋友的生育行为会显著提升个体生育的风险，同时也指出朋友出现生育行为之后，个体生育的风险随时间呈现出倒“U”型的趋势，并在大概2年之后达到顶峰；［20］与之类似，Lois和Becker利用面板数据分析了社会网络对个体生育选择的影响，指出生育孩子的社会网络成员数量增加会对个体的生育产生积极的影响；［21］而Nie等学者则利用中国劳动力动态调查数据（CLDS）讨论了同群效应对女性生育偏好的影响，指出当同群的生育水平提升时，会增加个体生育三孩甚至四孩及以上的意愿，同时也会降低个体不生育或者仅生育一孩的可能性。［22］

目前关于生育意愿同群效应的研究虽取得了一定的进展，但仍存在一些问题。一是由于可能存在的双向因果以及遗漏变量等问题，同群效应的识别模型可能会具有一定的内生性问题，而相关研究大都缺乏对其中可能存在的内生性问题的考量，因此其所得结论可能无法反映出群体对个体的真实影响。二是个体之间往往会具有不同特征，其生育意愿所表现出的同群效应也可能会有所不同，但现阶段鲜有研究对其异质性进行系统讨论。综上，个体的生育意愿是否真的会存在同群效应？生育意愿的同群效应在不同特征的个体之间是否存在异质性？上述问题仍缺乏可靠的实证检验进行解答。因此，本文将基于中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS）2018年的微观调查数据，进一步实证检验生育意愿的同群效应，以期为生育意愿的相关研究做出一些边际上的贡献。

三、理论分析及研究假设

关于同群效应的产生机制，已有大量文献对其进行了深入的讨论，总体来看，其产生机制主要可以分为两类。一类是“心理效应”的影响。个体对和周围人群保持一致行动有着天然的偏好，［23］表现为“从众心理”，因此个体的行为决策不仅会受到自身的偏好影响，同样还取决于自身行为和周围群体行为的偏离程度的影响，［24］进而当个体的行为与周围群体的行为差异过大时，会在“从众心理”的作用下主动向群体行为的平均水平靠拢；另一类是“学习效应”的影响。个体在做出行为决策之前可能会缺乏足够的信息来源，在此情形下，个体往往会认为他人所偏好的选择或者意见更加正确，［25］为降低独立判断所带来的不确定性，［26］个体可能会倾向于采取与周围人群交流甚至是直接模仿的方式做出最终的行为决策，进而表现出一定的同群效应。

个体的生育意愿同样可能会在“心理效应”以及“学习效应”这两条路径的影响下产生同群效应。在“心理效应”方面，孩子在某种程度上可以看作为一种强可视化的“耐用消费品”，［27］当个体周围人群孩子数量的平均“消费”水平较高时，会形成显著的消费示范效应，［28］若个体的生育意愿及偏好与周围人群所展示出的平均水平偏离较大，则可能会对个体产生一定的心理压力，并对自身原来的行为决策产生疑虑，进而会促使个体倾向于使自身的生育意愿与周围人群保持同步。与此同时，中国有“多子多福”的传统文化，同时也是一个社会关系网络紧密的“关系社会”，当人们的生育意愿与周围人群出现差异时，通常会受到来自亲朋邻里的社会舆论压力，因此人们的生育意愿更容易在“心理效应”的作用下趋同于周围人群。在“学习效应”方面，生育作为人一生中最关键的决策之一，个体在做出生育决策之前也会尽力做好充分的信息准备。但随着社会经济的不断发展，生育所要考虑的工作、住房、子女教育等问题日益复杂，因此个体在独立搜寻信息时可能会显得力不从心，而此时周围人群所做出的生育决策将会成为个体重要信息来源。同时社区作为个体生活起居以及社会交往的重要区域，［29］通过与社区周围人的交流，个体可以了解到其他人的生育权衡以及育儿消费成本等相关信息，进而可以为个体的生育决策行为提供一定的信息参考。例如，当社区中个体周围的人生育意愿较强或者选择生育的人数较多时，可以为个体的生育决策提供更多的信息，减少个体在向“父母”身份转型时所面临的不确定性，［20］从而提升个体的生育意愿。基于此，本文提出研究假说H1：

H1：个体的生育意愿存在同群效应，个体的生育意愿会随着社区平均生育水平的提高而提高。

不同特征的个体之间所表现出的生育意愿同群效应也可能会存在一定的异质性。分城乡来看，由于城镇与农村的社区居住方式和空间分布形态存在差异，因此两类社区居民的邻里关系可能存在不同，进而使城乡社区之间的生育意愿同群效应也可能会有所区别；从年龄阶段来看，年轻的个体与年龄较大的个体由于性格特点、成长环境以及所处人生阶段等方面的不同，其生育观念也会不同，从而导致两类人群的生育意愿所表现出的同群效应也会呈现出一定差异；从婚姻状态来看，在婚与否会影响个体的生育决策，同时也会影响周围人群对个体生育决策的看法，进而导致个体面临的社会舆论压力可能会有所差异，因此婚姻状态的不同也会在一定程度上对个体生育意愿的同群效应产生影响。基于此，本文提出研究假说H2：

H2：不同群体的生育意愿所表现出的同群效应具有异质性，需要结合个体的城乡归属、年龄及婚姻状态等特征属性来具体分析。

除此之外，同群效应本质上表现为个体对他人行为决策的主观反应，因此生育意愿的同群效应也可能会受到个体的认知水平以及对信息获取渠道的倾向影响。具体而言，高认知水平的个体往往会具有较高的收入以及社会地位，因此当个体的认知水平较高时，社区周围人群的舆论给个体的心理压力带来的影响会较小；与此同时，认知水平往往也会与个体的学习能力以及信息搜寻能力等方面密切相关，高认知水平的个体可能会更倾向于独立搜集支撑其决策的参考信息而不是盲目地信从周围人群的决策选择，因此其将周围人群的行为决策作为主要信息参考的可能性也会降低，进而导致社区的平均生育水平对高认知水平个体生育意愿的影响减小，也即减弱了其生育意愿所表现出来的同群效应。此外，从个体对信息获取渠道的倾向来看，随着信息技术的发展，互联网也逐渐成为人们获取信息的重要渠道之一，而当个体将互联网等作为主要的信息获取渠道时，个体在进行行为决策时可能会主要参考网络上所提供的信息，并降低对周围人群行为决策所提供的参考信息的重视程度。此时对个体而言，周围人群行为决策所提供的参考信息的价值也会下降，进而使社区生育意愿的平均水平对个体生育意愿所带来的边际影响减小，最终导致个体生育意愿的同群效应表现的相对不明显。基于此，本文提出研究假说H3与H4：

H3：生育意愿的同群效应会受个体认知水平的影响，当个体的认知水平较高时，其生育意愿所表现出的同群效应会较弱，反之则会较强。

H4：生育意愿的同群效应会受个体信息获取渠道的影响，当个体将互联网等作为信息的主要获取渠道时，其生育意愿所表现出的同群效应会较弱，反之则会较强。

四、研究设计

（一）数据来源

本文使用的数据来源于2018年中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，简称CFPS）的微观调查数据。CFPS数据是由北京大学中国社会科学调查中心发起的，内容包括中国居民的经济活动、教育成果、家庭关系与家庭动态、人口迁移、健康等多项主题，覆盖了个体、家庭、社区三个层次的微观数据，样本量充足，具有良好的全国代表性。

（二）变量描述

被解释变量：个体的生育意愿。本文使用CFPS数据所统计的个体期望的孩子数量来衡量个体的生育意愿，在调查问卷中的问题表述为“你/您认为自己有几个孩子比较理想”。同时考虑适宜生育的年龄问题，本文参考贾志科等学者的研究，［30］进一步选取了18-35岁的适龄生育人群的样本进行研究。

核心解释变量：社区平均生育水平。本文以社区中16岁及以下孩子的户均数量来衡量社区平均生育水平。在处理的过程中，本文首先将CFPS数据中的个人库与少儿家长代答库进行匹配以得到个体家庭中16岁及以下的孩子数量，并基于CFPS数据中的村居编码对个体所属的社区进行识别，从而结合个体所处社区中的16岁及以下的孩子总量与家庭总户数来最终计算出社区的户均孩子数量。此外，由于个体变量与群组变量之间可能会产生相互影响，［18］因此本文在计算社区的户均孩子数量时剔除了个体所在家庭的孩子数量，也即本文所计算的社区户均孩子数量是指除个体家庭之外社区其他所有家庭的户均孩子数量。同时为确保社区中其他人群的平均生育水平具有代表性，本文进一步选取了社区家庭数量大于等于10个的样本进行回归分析。

控制变量：结合现有关于生育意愿影响因素的研究，本文从个体层面及家庭层面对相关变量进行了控制。在个体层面，本文控制了个体的年龄、性别（男性赋值为1，女性赋值为0）、民族（汉族赋值为1，少数民族赋值为0）、党员身份（是党员赋值为1，否则赋值为0）、收入（个体为自己收入在本地位置的自评打分，1-5，1表示很低，5表示很高）、传统观念（个体认为“传宗接代”的重要程度，不重要赋值为1，比较不重要赋值为2，一般赋值为3，比较重要赋值为4，非常重要赋值为5）、健康状况（个体对自身健康状况的评价，不健康赋值为1，一般赋值为2，比较健康赋值为3，很健康赋值为4，非常健康赋值为5）的特征变量。在家庭层面，本文控制了接受调查时个体居住房屋的住房产权情况（家庭成员拥有完全产权的赋值为1，其他情况赋值为0）以及家庭净资产水平（使用个体家庭净资产在其所处社区中的相对位置来衡量，最低20%赋值为1，次低20%赋值为2，中等20%赋值为3，次高20%赋值为4，最高20%赋值为5）的特征变量。同时考虑地区经济发展水平及生育文化的差异，本文在回归模型中进一步控制了省份固定效应，用以缓解地区层面的控制变量遗漏问题。

剔除相关变量存在缺失值及异常值等情况的样本后，本文获得了实证分析所使用的4 299个样本，样本覆盖了全国20余个省/市/自治区，具有一定的全国代表性。变量描述性统计如表1所示。

（三）模型设定

结合上述讨论，本文实证研究模型的基础形式设定如式（1）所示：

[FIis=α+β1FI-is+β2Xis+Pi+μis] （1）

[FIis]表示[s]社区的个体[i]的生育意愿，[FI-is]表示[s]社区中除个体[i]之外其他人群的平均生育水平；[Xis]表示影响个体生育意愿的控制变量矩阵，包括年龄、性别、民族、党员身份、收入、传统观念、健康状况、住房产权情况以及家庭净资产水平；[Pi]表示模型中所控制的省份固定效应，[α]与[μis]分别表示模型的常数项以及随机扰动项；[β1]与[β2]分别表示核心解释变量与控制变量的回归系数，其中系数[β1]反映了生育意愿的同群效应，是本文重点关注的核心回归系数。

五、实证分析

（一）基础模型

表2为基础模型的回归结果，报告了生育意愿的同群效应。其中（1）列显示了未加入控制变量的OLS模型回归结果，（2）列为加入了控制变量后的OLS模型回归结果。结果显示两者核心解释变量的回归系数均在1%的水平上显著为正。表明社区平均生育水平对个体的生育意愿产生了显著的正向影响，即在其他条件不变的情况下，社区平均生育水平每提高1个单位，个体的生育意愿将会提高0.438个单位。这反映出个体的生育意愿存在显著的同群效应，个体的生育意愿会随着社区平均生育水平的增长而增长。其可能的解释是随着社区平均生育水平的提高，在“心理效应”的作用下，会给个体带来一定的社会舆论压力，同时社区平均生育水平的提升也可以给个体带来更加丰富的信息参考，从而最终促进个体生育意愿的提升。至此，本文的研究假说H1得证。

（二）稳健性检验

1. 工具变量法

在模型的内生性方面，本文的核心解释变量是社区的平均生育水平，也即社区的户均孩子数量，由于个体的生育决策是在问卷调查之前就已经做出的，因此属于滞后变量，而个体的生育意愿是调查时的想法，则属于即期变量。进而从因果关系来看，周围人群之前所做出的生育决策可能会对个体目前的生育意愿产生影响，但个体目前的生育意愿并不会对周围人群之前所做出的生育决策产生影响，因此在本文的模型中并不存在双向因果的内生性问题。但在考察生育意愿的同群效应时，本文在模型中虽然尽可能地控制了一系列可能影响个体生育意愿的因素，但影响个体生育意愿的因素可能仍有部分未被纳入模型当中，所以本文的回归模型仍可能会存在遗漏变量所造成的内生性问题。基于此，本文进一步采用工具变量法予以解决。在变量的选取中，本文将社区中一孩为女孩的家庭占比作为社区平均生育水平的工具变量，并进一步通过两阶段回归来进行估计。与上文的社区平均生育水平变量类似，本文选用的工具变量是指除个体家庭之外社区中其他一孩为女孩的家庭数量占社区其他家庭总数量的比例。变量的描述性统计见表1。受“传宗接代”“养儿防老”等传统观念的影响，一孩为女孩的家庭的二孩生育焦虑会高于一孩为男孩的家庭，［31］因此仅有女孩的家庭继续生育的可能性也会更高，［32］而当社区中一孩为女孩的家庭占比较高时，社区的平均生育水平也可能会相对较高，因此该工具变量可以较好地满足相关性要求。此外，一孩的出生性别在一般情况下属于自然选择，是一种外生的随机变量，不会受到不可观测的群体特性的影响。与此同时，一孩的出生性别属于家庭内部因素，不具有外溢性，因此其仅会影响家庭内部的生育意愿，但不会对其他家庭的生育意愿产生影响，进而除个体家庭之外社区其他一孩为女孩的家庭数量占比不会对个体的生育意愿产生影响，所以该变量也可以较好地满足工具变量的外生性条件。

表3的（1）列为工具变量模型的估计结果，其中一阶段[F]统计量为136.874，大于10的经验统计量，说明不存在弱工具变量问题。同时模型核心解释变量的回归系数为正并通过了1%水平的显著性检验，与基础模型的回归结果一致，表明在考虑内生性问题后，个体的生育意愿同样表现出了显著的同群效应。

2. 替换被解释变量

本文将被解释变量替换为“个体生育二孩及以上的意愿”，即当个体期望的孩子数大于1时，将其赋值为1，当个体期望的孩子数量小于或等于1时，则赋值为0，变量的描述性统计见表1。与此同时，由于被解释变量变更为0-1变量，因此本文进一步使用Probit模型进行回归分析。表3的（2）列为Probit模型的估计结果，结果显示核心解释变量的回归系数显著为正，表明社区平均生育水平的上升会显著提高个体生育二孩及以上的意愿，说明个体的生育意愿存在显著的同群效应。

3. 缩减样本范围

考虑正在上学个体可能会长时间在校学习，进而使其与社区周围人的联系相对减弱，因此本文在稳健性检验中进一步剔除了仍在上学的样本。如表3的（3）列所示，剔除正在上学的样本之后，核心解释变量的回归系数依然显著为正，表明个体的生育意愿依然表现出了同群效应。

4. 更换计量模型

考虑个体期望的孩子数量为非负离散型的变量，所以可能无法满足正态分布的要求，［33］因此本文进一步使用Poisson模型来进行稳健性检验。如表3的（4）列所示，核心解释变量的回归系数同样显著为正，本文结论依然稳健。

以上结果与基础模型的回归结果基本一致，证明了本文的实证结果具有较强的稳健性。

（三）异质性分析

表4报告了生育意愿同群效应的异质性分析结果。分析组间系数差异时，若仅基于组间系数的大小以及显著水平来进行分析，则可能缺乏统计检验的支持，进而造成分析结果的失真。因此为提高组间系数比较的可信度，本文进一步采用费舍尔组合检验法来验证组间系数差异的显著性。

1. 城乡异质性

为考察生育意愿同群效应的城乡异质性，本文按照城镇/乡村的标准对样本进行了分类，如表4的（1）列至（2）列所示。城镇样本与乡村样本的核心回归系数虽均通过了统计显著性检验，但乡村样本的核心回归系数要明显大于城镇样本。其原因可能由于社区空间分布形态和居住方式的不同，与城镇社区相比，乡村社区的邻里关系往往会比较紧密，居民之间的联系也会更加频繁，因此乡村社区个体的生育意愿更容易受到社区周围人群的影响。此外，乡村的传统观念较为浓厚，当乡村个体的生育意愿与社区平均生育水平的偏差值较大时，也会在社会舆论带来的心理压力下使自己的行为决策不断趋同于周围人群，进而导致乡村个体的生育意愿呈现出更加明显的同群效应。

2. 年龄异质性

为分析生育意愿的同群效应在不同年龄段所表现出的异质性，本文按照年龄将样本划分为18-29岁以及30-35岁的样本。回归结果如表4的（3）列至（4）列所示。其中18-29岁样本的核心回归系数小于30-35岁的样本，表明与年龄较大的个体相比，年轻个体的生育意愿所表现出的同群效应要相对较弱。可能由于年轻个体大多处于寻找工作或者初入职场的阶段，处于人生中的收入不稳定时期，此时年轻个体的生育意愿较低，因此当周围人群的平均生育水平提升时，年轻个体生育意愿的变化也会相对较小。与此同时，年轻个体思想较为前卫，独立意识较强，进而其生育意愿受他人的影响也会进一步减弱。而与之相对，年龄较高的个体则逐步进入人生中的收入稳定阶段，其考虑生育的可能性较高，同时年龄较高的个体在生育决策方面也更容易受到亲朋邻里的社会舆论影响，因此当周围人的平均生育水平提高时，年龄较高的个体的生育意愿也会提高得更为明显。

3. 婚姻状态异质性

本文按照在婚状态与其他状态（如未婚、离婚状态等）的标准对样本进行了分组，并进一步讨论了生育意愿同群效应的婚姻状态异质性。如表4的（5）列至（6）列所示，在婚状态样本与其他状态样本的核心回归系数均显著为正，但在婚状态样本的核心回归系数要高于未婚等其他状态的样本，表明社区平均生育水平对在婚个体所产生的边际影响更大。可能由于在婚个体考虑生育的可能性更高，其在进行生育决策时也可能会更多地参考学习社区中周围人群所做出的行为决策。与此同时，受“早生贵子”“多子多福”等传统文化的影响，在婚个体可能会面临更多的社会舆论压力，因此在“心理效应”的叠加下，在婚个体的生育意愿也会更容易受到社区平均生育水平的影响。

以上三类分组中核心解释变量的组间系数差异的经验[P]值分别为0.000、0.020与0.001，均通过5%的统计显著性检验，证实了以上组间系数差异在统计上的显著性。综上所述，本文的研究假说H2得证。

（四）进一步分析：调节效应检验

为进一步分析个体的认知水平以及对信息获取渠道的倾向在生育意愿同群效应中的调节机制，本文选取了个体的受教育程度（文盲/半文盲赋值为1，小学学历赋值为2，初中学历赋值为3，高中/中专/技校/职高学历赋值为4，大专学历赋值为5，大学本科学历赋值为6，硕士学历赋值为7，博士学历赋值为8）以及个体认为互联网作为信息获取渠道的重要程度（1-5，1表示非常不重要，5表示非常重要，并剔除掉回答“不知道”的样本）作为调节变量，以衡量个体的认知水平以及对信息获取渠道的倾向。相关变量的描述性统计如表1所示。同时为避免多重共线性问题，本文在模型中将核心解释变量与两个调节变量进行了中心化处理。为验证研究假说，本文将处理之后的两个调节变量以及两个调节变量与社区生育意愿平均水平的交叉项分别加入模型中进行回归分析，若研究假说成立，则交叉项的回归系数应显著为负。模型的回归结果如表5所示。

表5的（1）列显示受教育程度的回归系数显著为负，同时受教育程度与社区生育意愿平均水平的交叉项回归系数也显著为负，表明认知水平的提高会对生育意愿的同群效应产生明显的抑制效应。与之类似，如表5的（2）列所示，互联网作为信息获取渠道的重要程度变量的回归系数显著为负，同时互联网作为信息获取渠道的重要程度与社区生育意愿平均水平的交叉项回归系数亦显著为负，表明个体对互联网作为信息获取渠道的重视也在一定程度上抑制了生育意愿同群效应的显现。以上反映出个体的认知水平以及对信息获取渠道的倾向均会对生育意愿的同群效应产生较强的调节作用。

个体认知水平的提高会对生育意愿的同群效应产生负向调节作用，其原因可能在于两个方面。一方面来自“心理效应”的作用，与认知水平较低的个体相比，认知水平较高的个体在视野、收入以及社会地位等方面通常会具有明显的优势，其心理承受能力会在这些硬实力的作用下提高，因此高认知水平的个体在进行生育决策时，受到亲朋邻里舆论压力的影响也会相对较小，进而弱化其生育意愿所表现出来的同群效应。另一方面，“学习效应”同样是生育意愿同群效应得以呈现的重要路径，而认知水平的提高往往也意味着信息搜寻等方面的能力增强，因此高认知水平的个体将周围人群的生育决策作为主要信息参考的可能性也会降低，进而导致认知水平的提高在一定程度上抑制了个体所呈现出的生育意愿同群效应。

除此之外，互联网的使用也会对生育意愿的同群效应产生抑制作用。具体来看，若个体将互联网作为主要的信息获取渠道，那么个体在进行生育决策时，身边其他人的行为决策作为参考信息的重要程度会下降，进而使社区生育意愿的平均水平对个体生育意愿的边际影响减小，也即减弱了其生育意愿的同群效应；与此同时，互联网作为一个大型的“虚拟社区”，当个体倾向于从互联网中获取信息时，个体往往也可能会从互联网中的“虚拟社区”中寻求心理共鸣，进而使现实中的人群给个体的心理压力也会减小，最终导致互联网的使用减弱了个体生育意愿所呈现出的同群效应。综上所述，本文的研究假说H3与H4得证。

六、结论与建议

本文使用中国家庭追踪调查2018年的数据实证检验了生育意愿的同群效应。实证结果显示个体的生育意愿存在显著的同群效应，并证明了本文的研究假说。随后本文通过使用工具变量法、更换被解释变量、缩减样本范围以及更换计量模型的方式对实证结论进行了稳健性检验，并得到了与之相似的结果，表明本文的研究结论具有较强的稳健性。此外，本文从城乡归属、年龄阶段以及婚姻状态等角度对生育意愿同群效应的异质性进行了分析，首先，从城乡差异来看，由于乡村地区的社区居住形式以及传统观念等方面的不同，使同群效应对乡村个体的生育意愿所带来的边际影响要明显高于城镇个体；其次，从年龄差异来看，受性格特点以及所处人生阶段不同等方面的影响，年轻个体的生育意愿所表现出的同群效应要弱于年龄较大的个体；再次，从婚姻状态的差异来看，由于在婚个体考虑生育的可能性更高并且可能会面临更多关于生育决策的社会舆论压力，因此其生育意愿所表现出来的同群效应明显强于未婚等其他婚姻状态的个体；最后，本文进一步讨论了个体认知水平以及信息获取渠道对其生育意愿的同群效应所产生的调节效应，结果显示个体的认知水平以及对信息获取渠道的倾向会对其生育意愿的同群效应产生明显的调节效应，即当个体的认知水平较高或者将互联网作为主要的信息获取渠道时，其生育意愿所表现出的同群效应会相对减弱。

同群效应的存在会进一步产生社会乘数效应，进而使群体对外生冲击的整体反应水平大于独立个体的反应水平。这种社会乘数效应对社会政策的实施同样具有重要意义，相同的政策调整可以在同群效应的作用下进一步放大其作用效果，从而提高政策实施的有效性。由此，基于理论和实证分析，本文提出了以下几点政策建议：首先，在目前居民生育意愿持续低迷的背景下，政府应加强对生育支持政策的宣传解读，提高居民对相关生育支持政策的理解与接受程度，同时也需继续加强相关生育政策的经济激励力度，切实降低家庭生育与养育的经济负担，为提高居民的生育意愿做好政策保障；其次，社区是居民生活起居的重要场所，因此可以尝试以居委会、村委会等为单位，搭建社区内部的生育信息交流讨论平台，并做好平台的宣传推广工作，让社区居民知晓并认可该平台，从而拓宽社区居民之间有关生育的信息交流渠道。同时社区也要以该平台为依托，积极宣传解读国家、地方的生育支持政策以及社区内部有关儿童托育的特色公共服务政策，加强社区居民对相关政策的理解，进而从社区层面缓解居民的生育焦虑；最后延伸来看，随着互联网的迅速普及，“虚拟社区”逐渐成为居民社交的重要场所之一，但在社会压力较大的背景下，网络上关于生育的负面情绪也在不断增加，［34］进而在同群效应的影响下，居民生育意愿降低的现象可能会被进一步放大。因此，政府也应针对网络上有关生育的热门讨论建立舆情追踪监测机制，及时把握互联网中有关青年婚育的舆情动态，减少负面舆情导向对居民生育意愿的影响，同时也应积极弘扬正面的生育理念与育儿观念，进而促进居民生育意愿的提高。

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［责任编辑 王晓璐］

Is There a Peer Effect on Fertility Intention？

Empirical Evidence from Communities in China

ZHOU Xing，LI Zhichen

（School of Economics，Nankai University，Tianjin，300071，China）

Abstract：Under the background of persistently low birth rate，it is of great practical significance to study the influencing factors of residents’ fertility intentions. There has been extensive discussion on various influencing factors of fertility intention in existing research，and fruitful results have been achieved. However，most of the existing studies about fertility intention assume that individuals are “independent” decision-makers，and not fully consider the impact of group behavior on individuals. But under the influence of psychological and learning effects，individuals’ fertility intentions may also be influenced by the behavior of others，which means exhibit a peer effect. Therefore，based on research hypotheses，the peer effect on fertility intention is further discussed by using the micro survey data of China Family Panel Studies（CFPS） in 2018. The empirical results show that the average fertility level in the community has a significant positive impact on individuals’ fertility intentions，that is，there is a significant peer effect on fertility intention. In the robustness testing，methods of instrumental variable，replacing the dependent variable，reducing sample range，and replacing model are used to re-estimate the empirical results，and the resulvLnvK1MawfP0vrStNihAfQ==ts are still robust. Then，the results of heterogeneity analysis indicate that there are significant differences in the peer effect on fertility intentions between groups with different urban-rural affiliations，age，and marital status. Specifically，from the perspective of urban-rural differences，due to differences in community living forms and traditional concepts in rural areas，the marginal impact of the peer effect on the fertility intentions of rural individuals are significantly higher than that of urban individuals；And from the perspective of age differences，influenced by characters and different stages of life，the peer effect on young individuals’ fertility intentions is weaker than that of older individuals；In addition，from the perspective of differences in marital status，married individuals are more likely to consider childbirth and may face more social public opinion pressure on childbirth decisions，and therefore，the peer effect on their fertility intentions is significantly stronger than that of individuals with other marital statuses such as unmarried. Furthermore，the results of the moderation effect analysis indicate that cognitive level and tendency towards information acquisition channels will have a significant moderating effect to the peer effect on fertility intention. Specifically，when individuals have high cognitive level or tend to use the Internet as the main information acquisition channel，the peer effect on their fertility intentions will also be relatively weakened. Based on the research conclusions，policy recommendations are proposed to promote residents’ fertility intentions from the perspectives of building a community fertility information exchange and discussion platform，establishing a tracking and monitoring mechanism for marriage and childbirth public opinion，and so on.

Key Words：Fertility Intention，Peer Effect，Community

【收稿日期】 2023-09-12

【基金项目】 国家社会科学基金项目：人口老龄化背景下人工智能对劳动力市场的影响研究（18BRK032）

【作者简介】 周 兴（1982-），男，河南开封人，南开大学经济学院人口与发展研究所副研究员；李芝辰（1998-），男，山东东营人，南开大学经济学院硕士研究生。