第二次人口轉(zhuǎn)變視域下生育意愿的同儕效應(yīng)
——社會互動對生育意愿的影響

高韶峰

（北京大學(xué) 社會學(xué)系，北京 100871）

一、引言

新時代要求對人口問題做更加深入的研究，總結(jié)以往的過失和經(jīng)驗，以實現(xiàn)人口戰(zhàn)略目標(biāo)。2013年11月15日，中央決定實施“單獨二孩”政策，2016年全面二孩政策落地。然而這些政策并沒有收到預(yù)期效果，2017 年我國出生人口數(shù)僅為1723 萬，遠(yuǎn)低于此前有關(guān)方面估計的2000萬。時至今日，人們對人口現(xiàn)象的認(rèn)識已經(jīng)發(fā)生了根本性變化。20 世紀(jì)80 年代，國家強(qiáng)制推行了獨生子女政策，那時人口被看作負(fù)擔(dān)，人口的“分母效應(yīng)”稀釋了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果。而今我國生育水平長期在低位徘徊，即將進(jìn)入人口負(fù)增長階段，老齡化程度加深，社會與家庭承受著巨大的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)。第七次全國人口普查的結(jié)果顯示，2020 年中國的出生人數(shù)僅為1200 萬，是1960 年以來的最低點。2020 年全國出生率首次跌破1%，拉響了人口警報。2021年5月31日，中央審議了《關(guān)于優(yōu)化生育政策促進(jìn)人口長期均衡發(fā)展的決定》，宣布實施三孩政策。會議要求，完善生育休假與生育保險制度，配合稅收、住房上的優(yōu)惠，以降低撫育子女的成本。然而生育水平在降至低水平后有相當(dāng)大的惰性，西方發(fā)達(dá)國家即使制定了多種激勵措施生育率依舊無法回升便是明證。因此有必要深入研究生育問題，把它放在人口轉(zhuǎn)變的宏觀背景下，以應(yīng)對少子化帶來的挑戰(zhàn)。

二、理論綜述與研究假設(shè)

持續(xù)的低生育率預(yù)示著我國可能進(jìn)入了人口轉(zhuǎn)變的下一階段。蘭德里提出了人口發(fā)展的三個階段，即原始階段、過渡階段和現(xiàn)代階段。其后，科爾進(jìn)一步把它劃分為四個階段：第一階段以傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)低收入經(jīng)濟(jì)為主，出生率和死亡率都很高；第二階段，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和醫(yī)療衛(wèi)生條件改善，死亡率開始下降，生育率的下降緊隨其后；第三階段，經(jīng)濟(jì)繼續(xù)發(fā)展，出生率下降速度加快，靠近已經(jīng)完成轉(zhuǎn)變的死亡率；第四階段，工業(yè)發(fā)達(dá)，出生率和死亡率均維持在低水平。這種線性發(fā)展的思想與進(jìn)化論類似，它認(rèn)為某些國家的今天就是另外一些國家的明天[1]。

近幾十年發(fā)達(dá)國家呈現(xiàn)出一些新特征，譬如同居增多，從以子女為中心轉(zhuǎn)向以夫妻或伴侶為中心，主動避孕行為變得普遍，單人戶等多元化的家庭戶形式涌現(xiàn)。人們愈發(fā)地追求非物質(zhì)需求和精神滿足，婦女社會地位上升，主張獨立的生育權(quán)利。繁衍后代成為個人的選擇，社會力量難以介入，其結(jié)果是生育水平持續(xù)下降并維持在低位，有學(xué)者把它叫作第二次人口轉(zhuǎn)變[2]。一些跡象表明，我國也發(fā)生了類似的變化。以孩子為整個家庭重心的運作模式逐漸退出主流，育齡婦女生育上的從眾心理大大減弱，人們的生育決策更富理性和自主決策色彩。老一代不再對生育進(jìn)行干涉，生育行為多是夫妻獨立選擇、理性抉擇的結(jié)果[3]。本文的問題是：個體化在生育領(lǐng)域進(jìn)展到了哪一步？它是如何影響生育的？

接下來要確定研究對象。生育行為和生育意愿哪一個更貼近于主題呢？除此之外，當(dāng)然必須要有足夠的材料，以支持研究的開展。邦加茨于21世紀(jì)初提出了現(xiàn)代低生育率模型，將理想子女?dāng)?shù)和總和生育率關(guān)聯(lián)起來，理想子女?dāng)?shù)通過非意愿生育、替補(bǔ)效應(yīng)、性別偏好、進(jìn)度效應(yīng)、不孕效應(yīng)、競爭效應(yīng)等中介因素的調(diào)節(jié)，逐漸降低至總和生育率[4]。因此理想生育數(shù)量、生育意愿和實際生育數(shù)往往并不相等，在我國理想子女?dāng)?shù)通常大于意愿孩子數(shù)，意愿孩子數(shù)又大于實際生育數(shù)[5]。生育意愿包括了對子女?dāng)?shù)量、時間、性別、素質(zhì)等方面的期望，它是一種愿望、態(tài)度或看法，與生育行為尚有一段距離。生育打算或生育預(yù)期離現(xiàn)實更近，而生育決策則是在打算的基礎(chǔ)上做出的生育決定，生育意愿到生育打算再到生育決策在數(shù)量維度上依次遞減[6]。年齡、工作狀況等因素妨礙了生育意愿的實現(xiàn)，造成了生育意愿和生育行為的差距[7]。

一些學(xué)者如靳永愛等[8]、宋健等[9]和王金營等[10]以理想子女?dāng)?shù)度量生育意愿，把生育行為表示成現(xiàn)有子女?dāng)?shù)與計劃再要子女?dāng)?shù)之和。理想子女?dāng)?shù)對實際生育水平的變化缺乏敏感性，因而不是預(yù)測生育率變動的合適指標(biāo)。但這些缺陷無法否定理想子女?dāng)?shù)巨大的現(xiàn)實意義，理想子女?dāng)?shù)可以用來回顧生育觀念的歷史演變、比較不同地區(qū)或群體間生育文化的差異[11]。如此看來，生育意愿同生育文化密不可分，它是可能達(dá)到的最大生育數(shù)，它的變化預(yù)示著人口轉(zhuǎn)變新階段的來臨。另外，理想子女?dāng)?shù)容易獲取、應(yīng)答率高，而計劃再要子女?dāng)?shù)僅見于專門調(diào)查，理想子女?dāng)?shù)操作上的便利使接下來的研究成為可能。

經(jīng)濟(jì)分析假設(shè)，行動者一般會推測行動產(chǎn)生的結(jié)果，并在形成預(yù)期的過程中觀察他人的行動。同一群體中的人相互模仿以形成慣例，主體的行為傾向隨著群體行為變化。群體內(nèi)部具有同質(zhì)性，成員往往有相似的表現(xiàn)，制度環(huán)境也要求他們這樣做。社會互動指個體之間相互依賴，一個人的偏好、預(yù)期等直接受到其他人的影響。社會互動表明外部性的存在，從眾是這種互動的范例，他人的選擇增大了某一特定行為的效用[12]。支持性的人際關(guān)系和社會網(wǎng)絡(luò)在生育決策過程中扮演著重要角色，社會網(wǎng)絡(luò)向個體提供生育相關(guān)的信息，鼓勵他們實踐生育計劃，或是設(shè)置壁壘、阻礙目標(biāo)的達(dá)成。個人的生育意愿依賴于社會網(wǎng)絡(luò)，社會規(guī)范在互動中擴(kuò)散開來[13]。社交網(wǎng)絡(luò)傳遞價值觀并維持著價值規(guī)范，同時行為的變化也離不開社會互動。社會網(wǎng)絡(luò)對解釋個體的行為來說是不可或缺的，畢竟為了贏得認(rèn)同、避免與群體發(fā)生沖突，個人一直都在有意識地遵循著社會規(guī)范的要求[14]。

以社會網(wǎng)絡(luò)和社會互動的視角研究生育問題，把它認(rèn)定為一種社會行為，這擴(kuò)大了經(jīng)濟(jì)學(xué)“理性人”的分析框架，將一些重要的非經(jīng)濟(jì)因素納入模型之中。同時，它展示了個人觀念的社會來源，即社會學(xué)習(xí)、行為規(guī)范與風(fēng)俗習(xí)慣，彰顯了社會的在場。還應(yīng)當(dāng)特別注意，社會網(wǎng)絡(luò)的效能隨著時間變化，告訴我們生育文化已然革新，昔日可能引發(fā)生育反彈的潛在因素可能不復(fù)存在[15]。人類的社會屬性要求我們關(guān)注人際互動在生育決策形成中的作用，現(xiàn)代社會日益原子化，朋友、鄰里可能與家庭成員同等重要。原因有二：首先，生育率下降導(dǎo)致家庭規(guī)模縮小，親屬數(shù)量減少，兄弟姐妹的位置可能已經(jīng)被朋友和鄰里取代；其次，朋友、鄰里是個人自由選擇的結(jié)果，在第二次人口轉(zhuǎn)變中自愿關(guān)系比家庭關(guān)系更重要，這樣撇開家庭單獨討論鄰里關(guān)系就有了現(xiàn)實意義[16]。

相較而言，國內(nèi)很少有學(xué)者注意到社會互動在生育意愿、生育行為中的作用。社會資本理論指出，人際網(wǎng)絡(luò)密集的地方能夠有效地執(zhí)行社會規(guī)范，對個體施加強(qiáng)制力。彭玉生據(jù)此推斷，宗族網(wǎng)絡(luò)越強(qiáng)，生育率就越高，并把最大族戶數(shù)比、是否有祠堂、是否有族譜作為測量宗族網(wǎng)絡(luò)強(qiáng)度的指標(biāo)[17]。宗法制度源遠(yuǎn)流長，即使近代以來多次遭到重創(chuàng)，也還是保存著深厚的根基，該假設(shè)有其合理性。但宗族網(wǎng)絡(luò)并不等同于社會網(wǎng)絡(luò)，城市地區(qū)、移民社區(qū)難道就不存在社會互動了嗎？這啟示我們，需要還原出社會互動的本意，因為將之特殊化為宗族網(wǎng)絡(luò)、家庭關(guān)系無益于形成全局性認(rèn)識。另外，社會網(wǎng)絡(luò)和生育文化不是一成不變的，為何在“全面二孩”“三孩”政策推行后生育水平?jīng)]有如預(yù)期般回升，先前迫使農(nóng)村居民不惜瞞報、漏報也要超指標(biāo)生育的那股力量現(xiàn)在到什么地方去了？若生育文化保持不變，也就是說現(xiàn)行生育政策與非正式規(guī)范相合，那么政府旨在提升生育率的舉措理應(yīng)取得巨大成效。這樣質(zhì)疑社會網(wǎng)絡(luò)對生育有正向影響的成見就非常自然了，本文提出以下假設(shè)：

社會互動對生育意愿的影響趨于減弱。

生育文化、社會互動在過去幾十年支配著人們的生育行為，本文把它當(dāng)作客觀事實予以接受。證明一個效應(yīng)不存在是比較困難的，本文退而求其次，把核心自變量的系數(shù)不顯著作為實證檢驗的目標(biāo)。我國的生育水平低于部分發(fā)達(dá)國家，很可能正在經(jīng)歷著第二次人口轉(zhuǎn)變。參考發(fā)達(dá)國家的經(jīng)驗，育齡婦女?dāng)U大了生育方面的話語權(quán)，從而更少地受到家庭和社會力量的影響。社會網(wǎng)絡(luò)對生育意愿的影響趨于消失，個人能夠自主決定所持有的生育觀念。社會屬性和個體屬性都是人之為人不可或缺的因素，僅考察教育、職業(yè)等個體特征的做法遺漏了重要環(huán)節(jié)。社會是人際互動的結(jié)果，形成之后就有了相對獨立性，對其中的成員施加約束，因而社會互動不能被對象化為個體特征。如此一來，就有必要在模型中反映出社會網(wǎng)絡(luò)的作用，以探明我國人口轉(zhuǎn)變的進(jìn)度。用核心自變量測量社會互動，其系數(shù)統(tǒng)計上的不顯著對應(yīng)著個體化和第二次人口轉(zhuǎn)變。

三、數(shù)據(jù)與方法

（一）數(shù)據(jù)來源和變量處理

本文采用2018 年中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）的數(shù)據(jù)，這是一項全國性調(diào)查，收集個體、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)。CFPS 的目標(biāo)樣本規(guī)模為16000 戶，調(diào)查對象為中國25個省、自治區(qū)、直轄市（不含港澳臺地區(qū)以及新疆維吾爾自治區(qū)、西藏自治區(qū)、青海省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、海南省）中的家庭戶和樣本家庭戶中的所有家庭成員。抽樣采用內(nèi)隱分層、多階段、多層次、與人口規(guī)模成比例的概率抽樣方式（PPS），以行政區(qū)劃和社會經(jīng)濟(jì)水平為主要分層變量。CFPS采集了個人多方面的信息，很好地滿足了本文的需求。

以理想子女個數(shù)為被解釋變量及解釋變量，控制變量有最高學(xué)歷、當(dāng)前婚姻狀態(tài)、戶口、雇主性質(zhì)、自評收入等級和自評健康狀況等。空間計量模型對數(shù)據(jù)質(zhì)量有較高的要求，所以本文選擇了有較少缺失值的變量，將存在缺失值的樣本整個刪除，最終得到20 歲以上樣本10332 個。為了反映第二次人口轉(zhuǎn)變的新形勢，對樣本進(jìn)行分割，以20—49歲女性為實證檢驗的重點，共有3558名。這么操作的原因是：第一，方便掌握育齡婦女的情況，如果樣本設(shè)定為育齡女性，表現(xiàn)社會互動的核心自變量系數(shù)顯著，就告訴我們婦女在生育上還是受到了社區(qū)與家庭的影響，沒有完全的自主權(quán)。第二，操作上的考量，很多空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的應(yīng)用研究以地區(qū)為基本單位，個數(shù)不過幾百。而這里如果同時考慮男性和女性，就需要生成一個10332*10332 的空間權(quán)重矩陣，從而大大超出了Stata處理能力的上限。

對選定的定類變量做類別合并。小學(xué)及以下合為一類，本科及以上合為一類；離婚、喪偶合為一類。外資、其他類型企業(yè)合為一類，黨政機(jī)關(guān)/人民團(tuán)體、事業(yè)單位合為一類，私營企業(yè)/個體工商戶、個人/家庭、民辦非企業(yè)組織/協(xié)會/行會/基金會/村居委合為一類。非常健康、很健康合并；自評收入等級的1、2合并為低收入，4、5合并為高收入。通過分類的改動，減少虛擬變量的個數(shù)，以求簡化模型的形式。各變量情況如表1所示。

表1 變量描述統(tǒng)計

20—49 歲女性各指標(biāo)分布情況與20 歲以上樣本接近。育齡女性最高學(xué)歷占比最大的為初中，其次是高中、大專和本科。大部分育齡女性處于在婚狀態(tài)，其比例為81.12%。私營企業(yè)、個體工商戶集中了70.04%的育齡女性，大約一半的受訪者在評價自己的收入等級和健康狀況時選擇了中間狀態(tài)。65.85%的育齡婦女認(rèn)為兩個孩子是最理想的，理想孩子個數(shù)為1和2的受訪者占比超過了90%。

（二）模型構(gòu)建

一些研究[18]用社區(qū)生育水平描摹社會網(wǎng)絡(luò)對個人的作用，但這種方法存在統(tǒng)計上的缺陷。CFPS提供了社區(qū)/村居編碼，每個社區(qū)抽取的育齡婦女不超過20個，最少的只有1個。計算社區(qū)生育水平需要將這有限的幾個樣本匯總，生成的新變量同時與因變量及殘差項相關(guān)。也就是說存在內(nèi)生性問題，參數(shù)估計是有偏的，所以必須采用其他方法。近年興起的空間計量模型可以較好地完成這一任務(wù)。空間計量模型是進(jìn)行區(qū)域研究的有力工具，在環(huán)境、金融、經(jīng)濟(jì)發(fā)展等領(lǐng)域有廣泛應(yīng)用。例如，一個地方與周邊地區(qū)的聯(lián)動，經(jīng)濟(jì)增長成果溢出、惠及鄰近區(qū)域，當(dāng)然距離越遠(yuǎn)這種效能越弱。現(xiàn)代社會一體化程度加深，公共設(shè)施為多個行政區(qū)共享，要素的串聯(lián)就容易理解了。空間計量模型的結(jié)構(gòu)與社會互動相仿，兩者的結(jié)合突破了傳統(tǒng)方法的局限，形成了一種新的研究思路[19]。

空間滯后模型形如：

該式與動態(tài)面板基本方程非常接近，只是動態(tài)面板等式右邊是自變量時間上的滯后項，僅有一個方向，而空間滯后模型是不定向的，任何一個相鄰個體都能作用于研究對象。這個公式表明，別人的生育意愿影響了我的生育意愿，我的理想子女?dāng)?shù)不能完全由自身或所在區(qū)域、群體的屬性解釋。對比動態(tài)面板，空間滯后模型的估計一般采用極大似然法或構(gòu)造工具變量。

W 是空間權(quán)重矩陣，由各地之間的距離組成。如果有n個地區(qū)，則需要生成一個n*n的矩陣。a地到b地的距離就是b地到a地的距離，所以這是一個對稱矩陣；同一區(qū)域不存在距離，也就是說對角線上的元素是0。若要將空間計量模型應(yīng)用于社會互動研究，就需要把地區(qū)置換為個體。如果兩個個體處在相同的區(qū)域，就認(rèn)為二者“接臨”，這樣便簡化了模型的估計。通常認(rèn)為“物以類聚，人以群分”，人們會選擇和自己相似的人作為交往的對象，這樣空間權(quán)重矩陣就是內(nèi)生的[20]。但個體所處的地區(qū)較少受到個人意志影響，本文假定它不存在內(nèi)生性問題。還可以對空間權(quán)重矩陣的形式作進(jìn)一步簡化，將空間距離0-1 二分，1 為接臨，0 為不接臨。假設(shè)一個同伴與另一個同伴作用大小相同，非接臨的個體彼此之間沒有影響。雖然同區(qū)域的個體可能互不認(rèn)識、不發(fā)生直接作用，但共同“好友”將他們連在一起，認(rèn)定為“接臨”并無不妥[21]。矩陣運算將“鄰居”的生育意愿加總并做標(biāo)準(zhǔn)化，作為一個解釋變量，表示社會規(guī)范的要求。所以它不能含有個體自身的信息，為了達(dá)成這一目標(biāo)，把對角線上的元素設(shè)置為0。

空間誤差模型假定未觀測因素存在空間依賴，即殘差項空間自相關(guān)。模型設(shè)定為：

四、實證結(jié)果

空間權(quán)重矩陣的形式對實證結(jié)果影響巨大，有必要對此作更詳細(xì)的探討。將同一區(qū)域的個體定義為“接臨”，否則為“不接臨”，地區(qū)的大小應(yīng)該同社會網(wǎng)絡(luò)的延展程度、生育文化的覆蓋范圍相匹配。社會互動研究通常認(rèn)為社區(qū)承載了非正式規(guī)范，可以把社區(qū)當(dāng)作判斷是否“接臨”的標(biāo)準(zhǔn)。獨生子女政策的實踐說明以區(qū)（縣）為標(biāo)準(zhǔn)也有可行性，河北承德、甘肅酒泉、湖北恩施以及山西翼城曾經(jīng)是“二孩”政策試點，實行了“晚婚晚育加間隔”的政策，呈現(xiàn)出與周圍縣（區(qū)）不同的面貌。于是，本文分別以村居/社區(qū)、縣（區(qū)）為判斷標(biāo)準(zhǔn)，構(gòu)建了兩個空間權(quán)重矩陣，相互對照，以驗證模型的穩(wěn)健性。CFPS2018 提供了省（自治區(qū)、直轄市）、縣（區(qū)）、村（社區(qū)）三級的編碼，使這種分析路徑成為可能。

莫蘭（Moran's I）指數(shù)是最常用的檢驗空間自相關(guān)的統(tǒng)計量，用莫蘭指數(shù)驗證生育意愿的空間依賴性，計算結(jié)果如表2 所示。兩種劃分方式下莫蘭指數(shù)均大于0，說明存在正的空間自相關(guān)，構(gòu)建空間計量模型是必要的。

表2 生育意愿的空間集聚

可以假定空間滯后項和殘差項空間自相關(guān)同時存在，得到的模型是空間滯后和空間誤差模型的結(jié)合，本文稱之為一般模型。采用縣（區(qū)）權(quán)重矩陣的一般模型系數(shù)λ不顯著，說明空間殘差模型可能更合適。再用社區(qū)（村）權(quán)重矩陣構(gòu)建一般模型，與前面的模型比對。空間權(quán)重矩陣的形態(tài)雖然變化了，系數(shù)的顯著性和符號沒有改變，表明模型是穩(wěn)健的。用極大似然法估計三個模型的系數(shù)，并分別做Wald 檢驗。Wald 檢驗、拉格朗日乘子檢驗和似然比檢驗是極大似然估計下常用的三個檢驗，其目的是驗證系數(shù)的設(shè)定。如果設(shè)定正確，約束模型和無約束模型似然函數(shù)的值應(yīng)該沒有差別，若差別很大，就有理由推翻先前的假定。三個模型Wald檢驗的P 值都小于0.0001，支持了空間計量模型對參數(shù)的設(shè)定，具體結(jié)果如表3所示。

表3 空間計量模型結(jié)果

λ系數(shù)是本文的核心，兩種空間權(quán)重矩陣所對應(yīng)的模型λ系數(shù)都不顯著。直觀上看，其他人的生育意愿對行為主體的生育意愿沒有影響，說明育齡婦女在生育問題上不再從眾，在考慮生幾個孩子最佳時主要依據(jù)自身實際情況。非正式規(guī)范通過社會互動傳遞，育齡婦女在日常生活中或是耳濡目染，或是懾于街坊鄰居的壓力，不得不屈從于某種生育觀念，否則就無法融入所屬的群體。λ系數(shù)是這種社會互動和同儕效應(yīng)的表征，它的不顯著告訴我們傳統(tǒng)生育文化式微，它不是要求婦女少生孩子，而是不再起作用了，個人主義取而代之，成為一種新的文化。本文的假設(shè)得到了驗證，個人獨立形成生育意愿，他人不能通過社會網(wǎng)絡(luò)對他產(chǎn)生影響。

表3 中的三個模型都是年齡越大，理想子女個數(shù)越多。理想子女?dāng)?shù)隨著學(xué)歷水平升高而減少，這一趨勢在本科階段發(fā)生了逆轉(zhuǎn)，本科及以上的理想子女?dāng)?shù)與高中接近。在婚的理想子女?dāng)?shù)比未婚多，非農(nóng)戶口少于農(nóng)業(yè)戶口，這與經(jīng)驗相符。一些研究認(rèn)為收入增大了生育意愿[22]，健康狀況對生育的影響不顯著[23]。空間計量模型表明，不同工作性質(zhì)、自評收入和自評健康狀況的人之間沒有差異，驗證了后者，但同前者的主張相左。結(jié)果的差別可能與采用的數(shù)據(jù)、變量和方法有關(guān)，但探討其中的緣由不是本文的任務(wù)，因而擱置不論。

空間誤差模型的ρ系數(shù)顯著，證明了空間集聚的存在。下面對20—49 歲女性和20 歲以上全體樣本做回歸，與空間計量模型比對，如表4所示。男性的意愿生育數(shù)多于女性，其他絕大多數(shù)的結(jié)論與空間計量模型相同。唯一的差別是黨政機(jī)關(guān)、事業(yè)單位（雇主性質(zhì)）由不顯著變成了顯著，可以據(jù)此看出空間計量方法的必要性。回歸模型忽視了殘差項的空間自相關(guān)，用錯誤的方差得到了錯誤的結(jié)論。空間計量模型對殘差做了新的假定，因而它的推斷離現(xiàn)實更近。以本文為例，沒有證據(jù)表明政府、事業(yè)單位的人有更多的理想子女?dāng)?shù)。未觀測變量存在空間自相關(guān)，說明社會網(wǎng)絡(luò)、人際互動依然存在，只不過在生育意愿的傳遞上失效了。這種關(guān)系網(wǎng)絡(luò)造成了群體之間的差異，使得生育意愿的離散程度因地、因人群而變。

表4 回歸模型結(jié)果

五、總結(jié)與討論

本文用空間計量方法研究社會互動問題，對生育意愿的同儕效應(yīng)作了分析。考德威爾的財富流理論[24]描述了人口轉(zhuǎn)變過程中家庭權(quán)力結(jié)構(gòu)的變化，在高生育水平有好處的地方，宗派盛行，數(shù)量就意味著力量；子女在生命歷程早期的貢獻(xiàn)就超過了支出，家庭生產(chǎn)和消費總體上有利于老一代。生育決策權(quán)掌握在老人手中，他們享受了子女帶來的好處，高生育率就具備了經(jīng)濟(jì)上的合理性，類似的選擇在傳統(tǒng)社會廣泛存在。當(dāng)孩子不再是經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢時，生育率開始下降，由高生育率向低生育率轉(zhuǎn)變。代際財富流的方向發(fā)生逆轉(zhuǎn)，夫婦成為家庭的核心，從而削弱了代際關(guān)系的強(qiáng)度。父母意識到教育的重要性，不再僅僅關(guān)注生育的數(shù)量[25]。本文進(jìn)一步拓展了考德威爾的結(jié)論，不但家庭中老一代人對育齡夫妻的影響被切斷，社區(qū)也逐漸在生育問題上失去了話語權(quán)，這體現(xiàn)了現(xiàn)代化的巨大威力。

我國緊跟發(fā)達(dá)國家的步伐，迎來了第二次人口轉(zhuǎn)變。生育自決、追求個人成就是新的潮流，繁衍后代不再是必然選擇。若生育妨礙了發(fā)展規(guī)劃的實施，人們便推遲甚至完全放棄它。老一代喪失權(quán)力的結(jié)果是大家庭的解體、家庭規(guī)模縮小，聯(lián)合家庭、主干家庭被核心家庭取代。社區(qū)喪失權(quán)力的結(jié)果是非正式社會規(guī)范失效，鄰里干涉不了主體的生育行為，甚至影響不了他對生育的看法。這使得直接的政策干預(yù)變得更加困難，因為個人很可能不是排斥某些人的影響，而是抵制一切外部力量。忽視了這一點，全局的把控便難以實現(xiàn)，政策誤判的風(fēng)險增大。

人口轉(zhuǎn)變是一個不可逆的過程，我國低生育率的現(xiàn)狀符合人口發(fā)展基本規(guī)律。我國生育率的下降開始于獨生子女政策推行之前，20世紀(jì)70年代生育率下降了50%，1980 年總和生育率下降到2.24，較之1970 年的5.71 降幅高達(dá)60.77%。因此，獨生子女政策僅有加速這一進(jìn)程的效果，并不完全對低生育率負(fù)責(zé)。低生育率難題肇始于西方發(fā)達(dá)國家，逐步擴(kuò)散開來，與之相關(guān)的生活方式被民眾接受，造成了一種穩(wěn)定的“負(fù)慣性”。育齡人群不愿生育，是社會經(jīng)濟(jì)諸多因素共同作用的結(jié)果，應(yīng)該充分認(rèn)識到提升生育水平的艱巨性。局部變動恐怕無濟(jì)于事，這就要求我們盡快出臺囊括整體的人口發(fā)展戰(zhàn)略，以應(yīng)對新的挑戰(zhàn)。

最后是本文的缺陷。還有相關(guān)問題尚待解決，比如說，生育行為存在人際互動嗎？這種互動是否協(xié)同形成了生育意愿與生育行為的差異？生育政策最終是要改變生育行為而非生育意愿，因為意愿不過是中間環(huán)節(jié)。如果證實了人們在相互仿效對方的生育行為，國家把少數(shù)人樹立成模范，便能夠通過社會網(wǎng)絡(luò)影響到每一個人，付出最少的資源、取得最大成效。CFPS沒有計劃再要子女?dāng)?shù)的信息，因而本文無法對生育行為建立模型，或許未來可以用專門調(diào)查的數(shù)據(jù)做更深入的研究。