經濟狀況、教育水平對城鎮家庭生育意愿的影響

摘要：基于2015年中國綜合社會調查（CGSS）數據使用有序logit模型與二元Logistic模型研究城鎮家庭的經濟狀況與教育水平對家庭生育意愿的影響，結果發現：城鎮家庭的生育意愿較低；成年父母的教育水平對其意愿生育數量具有顯著的負向影響，但該變量不會顯著影響不想生育的概率；女性工資收入占比對男性和女性的意愿生育數量具有顯著的負向影響；家庭經濟地位提高將引起其意愿生育數量增多、不愿生育的概率減小；相對于男性，女性的生育意愿對各變量的反應更加敏感。筆者認為調節收入分配和發展嬰幼兒照護與托管行業兩個方面是提高育齡人群生育意愿的關鍵。

關鍵詞：育齡人群；生育意愿；教育水平；經濟狀況

中圖分類號：C923文獻標識碼：A文章編號：1000-4149（2018）05-0031-10

DOI：103969/jissn1000-4149201805004

收稿日期：2017-10-03；修訂日期：2018-06-15

基金項目：2017年中國科協高端科技創新智庫青年項目——“全面兩孩”政策背景下老年人長期照護市場的“供求缺口”分析（DXBZKQN-2017-023）。

作者簡介：周曉蒙，經濟學博士，青島大學勞動人事研究院講師。

The Influence of the Economic Status and Education Level on Urban

Familys Fertility Willingness

ZHOU Xiaomeng

（Research Institute for Labor and Human Resources， Qingdao University， Qingdao 266071， China）

Abstract：This paper uses ordered logit model and binary Logistic model to analyze the influence of economic status and education level on the urban familys fertility intentions， based on the China General Social Survey （CGSS） data in 2015. The result shows that the urban familys fertility willingness is low； the education level of adult has a significant negative effect on their desired birth number， but this variable does not significantly affect the probability of not wanting to bear； Female wage share has significant negative effect on both mens and womens desired birth number. An increase in family economic status will lead to an increase in the desired birth number and a decrease in the probability of not wanting childbearing； Relative to men， womens fertility desire is more sensitive to each variable. Finally， the author proposes that the adjustment of income distribution and the development of infant care and child day care service industry are the two key aspects to improve urban familys fertility willingness.

Keywords：reproductive age group； fertility intentions； education level； economic situation

一、引言

新中國成立后，我國年度新增人口迅猛增加。1954年總人口規模為6億，1964年超過7億，1969年超過8億，1974年超過9億；婦女的總和生育率達到6左右，1963年高達75，創歷史最高紀錄[1]

，人口的迅速增長使我國陷入“馬爾薩斯陷阱”，成為經濟發展的羈絆。

我國于20世紀70年代末開始嚴格貫徹執行計劃生育政策，此后人口增長模式迅速轉變，總和生育率從20世紀70年代末開始急劇下降，在1992年降至更替水平以下，21世紀以來總和生育率不斷走低。據陳衛和張玲玲以及翟振武等的估計，我國在2005—2010年間總和生育率不足17[2-3]。計劃生育政策使得整個社會面臨著日益嚴重的老齡化、少子化、勞動力短缺、出生性別比失衡等一系列社會問題。在此背景下，我國自2014年開始全面實施“單獨兩孩”政策，又于2016年開始在全國范圍內實行“全面兩孩”政策。

生育意愿是預判生育行為的主要指標，能夠為預測生育水平提供重要參數，它度量的是生育政策完全放開后生育行為的上限

[4-5]。當前的實證研究文獻幾乎得出一致結論：我國的生育意愿普遍較低。例如，王軍和王廣州利用2011年中國社會狀況綜合調查和2012年中國家庭幸福感熱點問題調查原始數據，發現我國育齡人群目前的平均意愿生育水平為186[6]；石智雷和楊云彥對河北省符合“單獨二孩”政策的家庭進行了二孩生育意愿的大樣本調查，結果發現“單獨二孩”政策家庭的平均理想子女數為170，城市二孩生育意愿明顯低于農村

[7]；靳永愛等利用2016年全國6省12市生育調查數據，發現城市家庭已婚已育一孩的婦女中僅有244%的人計劃生育二孩并且有明確的時間安排，有51%的人計劃生育二孩但沒有時間安排[4]。

究竟是什么原因導致我國育齡人群的生育意愿較低呢？弄清這一問題將有利于政府

制定相應的政策提高育齡人群的生育水平，但相關研究

甚少，近年來僅李子聯[8]和周皓[9]等人有所涉獵。本文基于2015年中國綜合社會調查（CGSS）的原始數據，采用有序logit模型與二元Logistic模型分析城鎮家庭意愿生育數量的影響因素，借鑒沃爾（Vogl）的模型設定[10]，選取年齡和地區作為控制變量，考察家庭經濟狀況（家庭經濟地位、女性工資收入占比）、教育水平對育齡人群生育意愿的作用機制，本文的研究結論有利于為提高生育水平的政策提供經驗證據。

二、文獻回顧與研究假設

自人力資本理論出現以來，教育作為人力資本積累的重要途徑及其所產生的經濟學與人口學效果便一直是學術界關注的重點，貝克爾（Becker）、盧卡斯（Lucas）等人的研究是該領域的經典之作[11-12]。

加洛爾和韋爾（Galor and Weil）

及

加洛爾和莫阿夫（Moav）構建了內生聯合增長模型，論證教育通過人力資本積累途徑而作用于生育率的影響機制。他們將技術進步設定為關于子女教育水平與人口規模的函數gt+1=g（et；Lm），而家庭教育投資反過來也取決于技術進步et+1=e（gt+1），在經濟發展的早期，人口規模較小，技術水平較低，人力資本的投資回報也較小，家庭更加注重生育數量而忽視教育（即質量），推動人口規模不斷增加。當人口規模達到一定規模誘導技術進步超過某一臨界值時，家庭教育投資的回報增加，使其減少生育數量轉而增加子女教育，以質量代替數量，而人力資本水平的提高反過來又進一步促進了技術進步，于是技術進步和家庭教育投資之間的良性循環使得經濟發展中技術進步率與人力資本水平不斷提高的同時生育率出現下降。該模型指出經濟增長過程中對人力資本需求的增加引致家庭更加注重后代的教育投資而數量投入減少[13-15]。米爾坦（Murtin）使用1870—2000年的跨國面板數據發現在控制了死亡率和人均收入水平的情況下，教育是生育率下降的主要驅動力量[16]；墨菲（Murphy）使用法國1876—1896年數據以及貝克爾等使用19世紀普魯士的數據也得到了類似結論[17-18]。

加洛爾進一步通過構建模型研究教育對個體不想生育的作用機制，假設成年個體的效用函數為u（c，n，e）=lnc+γMax{lnn+βlnh（e），κi}，面臨的預算約束為yn（q+ee）+c≤y，該效用函數允許個體生育孩子的數量為0，選擇不生育孩子的個體獲得的效用為V0（y，γ，κi）=lny+γκi，并證明如果個體對孩子質量的偏好β增大或數量成本q和教育成本e下降將使得不想生育的比例下降[19]。阿倫森（Aaronson）等基于加洛爾的理論框架，使用南美的歷史數據發現，羅森沃爾德農村學校項目使得教育成本

e下降以及教育投資回報增加，從而使得受該項政策惠及的女性的生育數量分布區間變窄，在生育率下降的同時不想生育的比例也下降[20]。

實際上教育對生育率的影響機制是復雜的，除通過作用于人力資本與技術進步影響人口轉變外，教育本身，特別是女性接受教育還能夠通過改變傳統生育觀念、推遲婚育年齡等渠道降低生育

率[10，21-22]。黛西卡和克拉申斯基（DeCicca and Krashinsky）使用1981年和1991年加拿大兩次人口普查的面板數據并采用工具變量法研究教育對女性終身生育率的影響，結果發現教育水平的提高主要通過提高結婚率與增加其收入水平兩種渠道壓縮了生育率分布區間，女性更傾向于生育1—2個孩子[21]。沃爾使用人口與調查數據（DHS）中48個發展中國家的微觀數據，發現家庭成年父母教育水平的提高使得其對后代數量與質量的偏好發生改變，從而更傾向于對子女進行教育投資而減少生育數量[10]。拉維和扎布洛茨基

（Lavy and Zablotsky）以1963年以色列軍政府撤銷放寬對阿拉伯婦女受教育限制為研究背景，發現當時4—8歲阿拉伯女孩兒的受教育年限每增加1年其終身生育率減少068[23]。

綜合以上分析，筆者提出如下假設。

假設1：家庭成年父母的意愿生育數量將隨自身教育水平的提高而減少。

假設2：家庭成年父母不想生育的比例將隨自身教育水平提高而減小。

工業革命以后家庭收入穩步增長而與此同時生育率出現明顯下降，使得家庭收入與子女數量的關系備受重視。貝克爾率先將家庭生育行為引入經濟分析，他通過構建單父母模型，提出家庭收入的提高將造成生育率下降。家庭收入提高能夠放寬家庭預算約束帶來收入效應，同時也使得生育孩子的機會成本提高產生替代效應，他將孩子看做家庭的耐用消費品，因此，家庭收入增長所帶來的收入效應小于替代效應從而造成生育率下降[24]。他的理論觀點一經提出即受到業界的廣泛關注，加洛爾認為他的理論假設過于苛刻，如果家庭的效用函數是位似的，即u=γlnn+（1-γ）lnc，那么家庭的收入效應與替代效應相互抵消，最優生育數量為n=γ/貝克爾1960年模型中家庭面臨的預算約束為wn+c≤w，為家庭生養每個孩子需投入的時間，w為工資收入。

與收入水平無關。該理論也遭到一些國家經驗數據的質疑，加洛爾指出19世紀70年代西歐的收入增加對生育率的抑制作用十分有限[19]，墨菲發現在1876—1896年的法國人均收入增長對生育率具有顯著的正向影響[17]，米爾坦使用1870—2000年的跨國面板數據也發現人均收入增長能夠促進生育率上升[16]。

由于貝克爾的理論觀點受到諸多質疑且被一些經驗研究證偽，筆者猜想這可能是因為工業革命后生育率下降相伴隨的家庭收入穩步增加主要源于家庭人力資本水平提高所引起的，在控制教育等其他變量的情況下，家庭收入增加對意愿生育孩子數量的收入效應大于替代效應，據此提出研究假設3。

假設3：家庭收入水平提高將促使其意愿生育數量增加。

雖然實證結果表明家庭收入水平提高對生育率的抑制作用并不明顯，但學者認為家庭性別收入差距縮小是導致人口轉型的重要原因，在發達國家和一些發展中國家女性相對工資增加與生育率下降往往同時出現，在1800—1940年的美國尤其明顯[19]。加洛爾和韋爾構建雙父母家庭模型來闡述家庭性別工資差距縮小對生育率的影響機制，同樣假設家庭的效用函數來自于消費和孩子數量，男性的工資為wM、女性的工資為wF，且孩子由女性生養，每個孩子花費的時間為，由此家庭的預算約束變成wFn+c≤wF+wM。女性工資wF的增加會帶來收入效應和替代效應，工業革命后的技術進步與資本積累促進產業結構優化升級，腦力密集型工作增加使得女性在勞動力市場上的比較優勢明顯，女性勞動需求增加帶動工資的提高，從而使得撫養孩子的機會成本增加幅度比家庭收入的增長幅度更大[25]。因此，替代效應占主導地位，造成生育率下降與女性勞動參與率提高。該理論得到諸多驗證，其中舒爾茨發現女性相對工資增加在瑞典的人口轉變中起到重要作用[26]，墨菲使用法國1876—1896年面板數據發現在人口轉變期間性別文化差異對生育率具有負向影響[17]。希斯和賈亞揚德蘭（Heath and Jayachandran）研究發現，隨著發展中國家產業結構優化升級，女性在勞動力市場中的比較優勢明顯，其勞動參與率大大提高，促使家庭對子女教育的性別歧視下降，使得女性受教育水平有所提高，而這些女性出于對自由的追求與生養子女機會成本較高等方面的考慮其生育意愿相對較低[22]。

加洛爾和韋爾的理論模型為簡化起見僅探討了家庭性別工資收入差距縮小對生育率的影響機制，

是為了說明女性工資收入在家庭總收入中的重要性對家庭生育成本和生育數量的影響[25]。而實際上家庭收入中除成年父母的工資收入外，還包括遺產繼承、贈予、轉移支付等非工資性收入，因此，考慮女性工資收入與家庭總收入的差距對生育率的影響更為合理。如果女性工資收入占家庭總收入的比重越大說明家庭各項經濟支出對女性職業勞動依賴性越大，家庭生育成本也越高，反之亦然。據此提出研究假設。

假設4：女性工資收入占家庭總收入的比重越大，家庭的意愿生育水平越低。

三、數據、模型與變量

1.數據

本研究的數據來源于2015年中國綜合社會調查（CGSS）的原始數據。

調查主要內容涵蓋家庭、就業、社會生活與社會態度等方面。筆者使用調查中在社會態度部分的問題A37——“如果沒有政策限制的話，您希望有幾個孩子？”作為家庭生育意愿的測量。

由于本研究關注的是城鎮家庭的經濟狀況與受教育水平對其生育意愿的影響

，故選取的研究樣本為：樣本類型為城市，婚姻狀況為同居、初婚有配偶以及再婚有配偶，且家庭中女性處于育齡階段（20—49周歲）。根據樣本的最高教育程度及完成情況，將樣本教育水平重新劃

分為6個等級，即“1為小學及以下”、“2為初中”、“3為高中”、“4為專科”、“5為本科”、“6為研究生及以上”。圖1繪制了城鎮家庭受教育水平與生育意愿隨年齡的變化情況。

圖1城鎮家庭居民的教育水平與生育意愿

由圖1可以看出，我國城鎮居民的教育水平不斷提高，年齡小于39歲城鎮居民的教育水平基本在高中及以上，整體上男性的學歷層次明顯高于女性，近年來二者差距有縮小趨勢；家庭意愿生育率曲線的變動趨勢與學歷層次的反向變動關系十分明顯，尤其在26—30歲學歷水平最高的年齡段上意愿生育率處于最低水平，其中女性的意愿生育率降至18以下。

2.模型與變量

本文借鑒沃爾的分析框架[10]

研究家庭經濟狀況、成年父母的教育水平對其意愿生育數量的影響。家庭經濟狀況從家庭經濟地位和女性職業收入占比兩個方面考察，其中，家庭經濟地位衡量了家庭總收入水平與當地平均水平相比所處的位置；女性職業勞動收入占比等于家庭總收入中女性職業勞動收入所占比重，該變量能夠反映出家庭收入對女性職業勞動的依賴程度與家庭生育成本。由于2015年CGSS調查樣本分布在全國各地，而各地區的經濟發展水平、產業結構與文化觀念差異較大，因此選取地區變量作為控制變量。

選取有序logit模型與二元Logistic模型刻畫家庭經濟狀況與受教育水平對生育意愿的影響。首先，將家庭的生育意愿分為3個有序定性變量，分別為：“至多1個”，“2個”，“至少3個”。有序logit模型構建如（1）—（3）式所示。

P（SRH=1）=G（α1+βe×edui+βf×FFi+λc*Xi）（1）

P（SRH=2）=G（α2+βe×edui+βf×FFi+λc*Xi）-P（SRH=1）（2）

P（SRH=3）=1-P（SRH=1）-P（SRH=2）（3）

其中，α1和α2是模型的門限參數（threshold parameter），edui為個體i的受教育水平，FFi為個體i家庭的經濟狀況向量，包括家庭經濟地位FFS和女性職業收入占比FIF兩個變量，Xi為控制向量，包括個體i的年齡age和生活地區A兩個變量。采用極大似然估計法對門限參數和回歸系數進行估計。

對家庭是否想生育進行二元劃分，采用二元Logistic模型研究家庭生育意愿為0的影響因素，從而進一步剖析教育與經濟狀況對家庭生育意愿的影響機制：“收入效應”還是“替代效應”？將“生育意愿為0”賦值為1、“生育意愿至少1個”賦值為0，P1表示一個家庭不想生育發生的概率，二元Logistic模型構建形式如（4）式：

lnP11-P1=γ+κe×edui+κf×FFi+ηc*Xi（4）

模型中各變量來源與設定如下：①

生育意愿wcq變量根據2015CGSS問卷（以下簡稱“問卷”）中問題A37為“如果沒有政策限制的話，您希望有幾個孩子？”得到，并根據樣本數據將其劃分并賦值為：1為“至多1個”、2為“2個”、3為“3個及以上”三類；②不想生育wnq變量根據同樣問卷中問題A37得到，將希望有0個孩子的樣本賦值為1，將希望有1個及以上的樣本賦值為0；③

教育水平變量edu根據問卷中問題A7a和A7b樣本的最高教育程度及其完成情況，將樣本的教育水平重新劃分為6個等級，分別為：1為“小學及以下”、2為“初中”、3為“高中”、4為“專科”、5為“本科”、6為“研究生及以上”；④

女性工資收入占比FIF變量綜合問卷中4個問題計算得到：A2為“性別”、A8b為“您個人去年（2014）全年的職業/勞動收入是多少？”、A62為“您家2014年全年家庭總收入是多少？”、A75b為“您配偶或同居伴侶去年（2014）全年的職業/勞動收入是多少？”，如果調查樣本為女性則FIF=A8b/A62，如果調查樣本為男性，則FIF=A75b/A62；⑤

家庭經濟地位FFS變量衡量家庭的收入水平，根據問題A64為“您家的家庭經濟狀況在所在地屬于哪一檔？”得到，并將其重新劃分并賦值為3個等級：1為“低于當地平均水平”、2為“等于當地平均水平”、3為“高于當地平均水平”。該變量衡量了家庭總收入的相對水平，克服了各地區物價因素的影響，與家庭總收入的絕對數值相比更加科學。⑥

地區A變量按采訪地點與經濟發展水平劃分為3個“0—1”變量，并代入模型中：直轄市與非直轄市、東南沿海與非東南沿海、西部地區與非西部地區。

四、模型參數估計結果分析

1.家庭經濟狀況、女性的教育水平及其生育意愿

從表2可以看出：兩個門限參數之間存在嚴格的統計學差異，說明本文對家庭意愿生育數量的劃分合理，不宜再簡化歸并；女性的受教育水平及其家庭經濟狀況對生育意愿的影響顯著。

家庭中女性的受教育水平對其生育意愿具有顯著的負向影響，在控制了年齡和地區因素后，教育水平的優勢比為exp（-02071）=08129，顯著性水平為1%，即女性的學歷層次每提高1個等級，其意愿生育數量將減少近19%。筆者認為家庭中女性的教育水平提高會增加其人力資本水平及對生

活質量的追求，進而使得時間價值增加，造成生育成本提高，意愿生育率減少，假設1得到驗證。

家庭總收入中女性的工資收入占比能夠明顯影響女性的生育意愿。在控制了年齡和地區因素后，女性工資收入占比對生育意愿存在顯著的負向影響，優勢比為exp（-01397）=08696，這意味著女性的工資收入占家庭總收入的比重每提高10%，其意愿生育數量將減少130%左右。女性的工資收入占家庭的比重越高說明家庭的經濟收入對女性就業的依賴越大，導致其生育的家庭成本越高，從而造成女性的意愿生育數量較少，假設4得到驗證。

家庭經濟地位對女性的生育意愿具有顯著的正向影響。與家庭總收入高于當地平均水平的情況相比，家庭總收入在當地處于平均水平的優勢比為exp（-02881）=07497，家庭總收入低于平均水平的優勢比為exp（-02971）=07430，即相對于家庭總收入高于當地平均水平，等于和低于當地平均水平的家庭中女性的意愿生育數量將分別減少2503%和2570%。家庭的收入水平對女性生育意愿的收入效應明顯，主要源于比較優越的家庭條件使得女性的預算約束放寬，從而造成女性意愿生育孩子數量增加，假設3得到驗證。

同時，女性的意愿生育數量受其年齡和生活地區的影響。在10%的顯著性水平上，女性的意愿生育數量隨年齡的增長而增加。筆者認為這主要因為較為年輕的女性正處于事業的上升期與對美好生活的追求和探索階段，相對于年長女性，她們的時間價值更大從而使得生育成本更高，因此意愿生育數量較小；在5%的顯著性水平上，生活在經濟發展水平較高的東南沿海和直轄市的女性其意愿生育數量明顯較少。筆者猜想導致這種現象產生的原因主要有二：一是由于在經濟發展水平較高的地區具有十分優化的產業結構，第三產業尤其是現代服務業發達，使得女性的勞動參與率較高，同時輔之以較高的物價水平和較高的生活成本，因此，生活在直轄市女性的生育成本較高，故其意愿生育率較低。二是在經濟發展水平較高的地區存在人力資本溢價且教育產業發達，使得人們有動機也有條件更加重視孩子的教育，造成孩子“質量”對“數量”的替代，導致意愿生育率較低。

表3模型（1）—（4）均顯示教育水平的系數為正，說明女性的受教育水平提高能夠增加其不想生育的概率，但除模型（2）的顯著性水平為10%以外，其他模型均是統計不顯著的，因此，假設2沒有得到驗證。另外，女性勞動收入占比變量對其不想生育的影響也不顯著。

家庭經濟地位的系數為負且是統計顯著的，說明家庭經濟地位的提高能夠使女性不想生育的概率明顯降低。在控制了年齡和地區因素后，在5%的顯著性水平上，該變量的系數值為-11329，意味著家庭經濟地位在當地每提高一個檔次將使得女性不想生育的概率降低6779%，家庭經濟地位提高的收入效應明顯，假設3再次得到驗證。

控制變量中，僅生活在直轄市的女性不想生育的概率明顯較高，是非直轄市地區的198倍，顯著性水平為5%。該結果證實了本文對于“生活在直轄市的女性生育意愿較低”這一現象形成原因的兩個猜想中至少前一個原因占主導，而后者次之。因為如果后者是主要原因，生活在直轄市的女性由于人力資本溢價和教育產業豐富而用孩子質量對數量進行替換，那么直轄市女性的不想生育孩子的概率應至少不高于其他地區，然而這一結果與表3的回歸結果相左。

2.家庭經濟狀況、男性的教育水平及其生育意愿

表4列示了家庭中男性生育意愿的有序logit模型參數回歸結果，兩個門限參數之間存在嚴格的統計學差異，說明本文對家庭意愿生育數量的劃分合理，不宜再簡化歸并。

男性的受教育水平對其生育意愿具有顯著的負向影響，在已經控制了年齡和地區因素后，在10%的顯著性水平上，男性教育水平的優勢比為exp（-01299）=08782，即學歷層次每提高1個等級，其意愿生育數量將減少1219%，假設1得到驗證。無論從顯著性水平還是影響程度來看，男性自身的教育水平對其生育意愿的負向作用遠小于女性，說明與中國“男主外、女主內”的傳統文化相符，家庭生育成本中女性分擔的部分更大一些。

模型（1）—（4）的參數估計結果表明，盡管家庭總收入中女性工資收入占比的系數值是負的，但并不顯著，說明家庭中男性的意愿生育數量不受其配偶是否就業及其工資高低的影響。

家庭總收入中女性的工資收入占比也能夠明顯影響男性的生育意愿。在控制了年齡和地區因素后，在1%的顯著性水平上，家庭中女性工資收入占比對男性的生育意愿存在顯著的負向影響，優勢比為exp（-06879）=05026，這意味著女性的工資收入占家庭總收入的比重每提高10%，男性意愿生育數量將減少498%左右。由此可見，如果家庭的經濟收入對女性就業的依賴越大，男性的意愿生育數量越小，假設4得到驗證。

男性的生育意愿也隨家庭經濟地位的提高而增強，假設3得到驗證。在控制年齡和地區因素后，在10%的顯著性水平上，與家庭總收入高于當地平均水平的情況相比，家庭總收入在當地處于平均水平和低于平均水平的優勢比分別為exp（-01302）=08779和exp（-04016）=06692，與家庭總收入高于當地平均水平的情況相比，等于和低于當地平均水平的家庭男性的意愿生育數量將分別減少1221%和3308%。

男性的生育意愿同樣受年齡和生活所在地的影響。在5%的顯著性水平上，男性的生育意愿隨年齡的增長而增強，系數值為02056，遠高于女性的00424，說明隨年齡增長男性的生育意愿比女性更加強烈。男性的生育意愿并不存在明顯的地區差異。

因此，男性的意愿生育數量受自身的教育水平、家庭女性工資收入占比和家庭經濟地位的影響。通過系數比較發現，女性的生育意愿對自身的教育水平和地區經濟發展因素的變動更加敏感，主要原

因可能在于養育子女是一種時間密集型活動[27]，而家庭中女性對該項活動承擔得更多，職業女性與孩子母親的雙重角色導致女性的時間資源分配緊張；而男性的生育意愿對于家庭總收入中女性工資收入占比變量的反應更加敏感，說明男性的生育意愿中更顧及女性生育對家庭總收入的影響。

表5模型（1）—（4）均顯示教育水平的系數為正，與預期符號一致，男性的受教育水平提高使其不想生育的概率增加，但統計上不顯著，假設2沒有得到驗證。同樣地，女性勞動收入占比變量對男性不想生育的影響也不顯著。

在5%的顯著性水平上，家庭經濟地位的系數為負且是統計顯著的，說明家庭經濟地位的提高能夠使男性不想生育的概率明顯降低，假設3得到驗證。在控制了年齡和地區因素后，變量系數值為-09793，意味著家庭經濟地位在當地每提高一個檔次將使得男性不想生育的概率降低6244%，低于女性的6779%，說明家庭經濟地位提高對男性是否想生育的收入效應相對較小。

在5%的顯著性水平上，生活在東南沿海的男性不想生育的概率是其他地區的117倍。

五、結論與討論

本文基于2015年中國綜合社會調查（CGSS）數據，使用有序logit模型與二元Logistic模型研究城鎮家庭的經濟狀況與教育水平對家庭生育意愿的影響，結果發現：城鎮家庭的生育意愿較低，樣本中選擇至多生育1個孩子的占2401%，而選擇生育3個及以上的僅占992%；成年父母的教育水平對其意愿生育數量具有顯著的負向影響，但該變量不會顯著影響不想生育的概率；家庭總收入中女性工資收入占比對女性和男性的意愿生育數量具有顯著的負向影響，但該變量對家庭是否想生育的影響不顯著；家庭經濟地位提高將導致其意愿生育數量增多、不愿生育的概率減小；同時，從性別比較來看，女性的生育意愿對自身的教育水平和地區經濟發展因素的反應更加敏感。

基于家庭經濟地位較低將顯著降低其意愿生育數量并增大不愿生育的概率的實證研究結果，筆者認為應從調節收入分配著手來提高適齡人群的生育意愿。收入分配失衡、貧富差距大是改革開放以來我國經濟發展過程中的“副產品”，要素分配過程中勞動收入占比過低以及行業收入差距過大等問題

使得居民的收入相差較大，因此，我國應致力于采取措施完善初次分配制度，提高勞動收入占比、消除行業壟斷、縮小行業收入差距等手段以提高居民的生活水平將有助于提高其生育意愿。

基于家庭生育意愿隨成年父母教育水平以及女性工資收入占比的提高而減少的事實，筆者認為這主要在于生育與撫養孩子需要花費巨大的時間和精力，對于教育水平較高或女性工資收入占比較高的家庭生育孩子的機會成本更大，故而其意愿生育水平較低。因此，應從發展嬰幼兒照護與托管行業著手，出臺相應政策發展與完善嬰幼兒托管市場，以分擔家庭的子女養育負擔，緩解成年女性在工作與養育子女之間的時間和精力的緊張配置，進而提高家庭的意愿生育數量，尤其對于直轄市與東部沿海等市場經濟發達、女性勞動參與率較高的地區這一需求愈加迫切。

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[責任編輯劉愛華，方志]