女性身份認同與生育意愿
——兼論受教育程度的調節效應

劉詠芳，管燁萱

(西北工業大學 公共政策與管理學院，陜西 西安 710072)

第七次全國人口普查數據顯示，全國人口年平均增長率僅為0.53%，為新中國成立以來最低。與此同時，我國婦女總和生育率趨近1.3，低于國際警戒水平。雖然新生人口數的減少緩解了人口過度增長對資源和環境的壓力，但是當代中國正處在人口老齡化程度加劇、“人口紅利”逐漸消退的關鍵時節，新生人口減少制約了經濟社會的發展。2021年5月31日，中共中央政治局召開會議，決定實施“三孩”政策，然而，生育政策的放開并沒有帶來生育率的顯著上升，生育意愿與生育行為的關系引起學界重視。宏觀層面的生育水平由微觀層面眾多個體的生育行為共同決定[1-2]。生育行為是一種符合“成本—效益”的家庭經濟行為，根據經濟學中“意愿—行為”模式假定，個體的經濟行為受個體意愿與個體所在環境共同影響。因此，對生育意愿的研究可以解釋個體的生育行為，預測生育水平，進而為政策制定提供支持。從現有研究結論來看，影響生育意愿的因素主要有三個：宏觀的社會因素、中觀的家庭因素以及微觀的個體因素[3]。宏觀的社會因素包括房價[4]、地區教育質量[5]等；中觀的家庭因素包括代際流動性[6]、家庭人均收入[7]等；微觀的個體因素包括收入[8]、受教育程度[9]等。盡管已有不少關于女性生育意愿的研究文獻，但是這些研究大多基于外部客觀因素來研究女性生育意愿，雖然揭示了影響女性生育意愿的外部約束條件，卻很少關注女性心理變化對生育意愿的影響。身份認同是行為主體對自身的一種認知和描述，反映了主體對自身在社會體系中所扮演角色以及所處地位的認知，影響著個體的行為與決策[10-11]。鑒于此，本文選取中國綜合社會調查(CGSS)2017年的數據，從心理學的身份認同這一視角實證研究女性身份認同對其生育意愿的影響，并進行異質性分析和調節效應檢驗，探求提升女性生育意愿的對策，以期在彌補現有研究空白的同時，為后續相關研究提供參考。

一、文獻綜述與研究假設

(一) 生育行為與生育意愿

有關生育最早的經濟學研究始于Becker，他將生育視為一種經濟決策行為，生育的子女被視為可以為父母帶來收益的商品，父母的生育決策取決于生育成本與子女所帶來收益的比較[12]。學者們早期偏好在固定分析框架下，從需求角度研究生育行為[13]，或者從供給側角度進行探討[14]，也有學者建立了決定生育率的“供給—需求”模型[15]。

生育意愿可以部分解釋個體生育行為，預測生育水平，一直都是學界研究的熱點。現有研究大體可分為以下幾類：一是利用經濟學、人口學、社會學等相關理論從宏觀角度分析人口生育意愿的變化趨勢；二是探討生育政策對生育意愿的影響；三是研究生育現象中意愿和行為之間的差異；四是對影響生育意愿的不同因素進行實證分析，本文屬于第四類。

影響生育意愿的因素又可分為三類。其一是社會因素。如梁城城探討了公共服務滿意度對生育意愿的影響，指出公共服務滿意度越高，公眾生育意愿越強；公共服務滿意度通過提高居民幸福感進而影響居民的生育意愿[16]。李金鍇從城市集聚的視角探究了城市的集聚度對生育意愿的影響，發現城市集聚度高抑制了人們的生育意愿，另外房價上漲與交通擁堵作為中介效應作用于生育意愿[17]。王天宇則通過新型農村合作醫療的范例研究了社會保障水平對生育意愿的影響，研究表明，新型農村合作醫療政策的實施對生育意愿具有擠出效應，顯著降低了居民的生育意愿[18]。其二是家庭因素。高璐探討了家庭經濟條件、住房條件與生育意愿的關系，發現較好的家庭經濟條件對居民的生育意愿具有負向影響，家庭住房條件較好則對居民的生育意愿有顯著正向影響，但是具有城鄉異質性[19]。何秀玲研究了家庭人均收入對女性二孩生育意愿的影響，得出家庭人均收入與女性二孩生育意愿呈“U型”關系，且家庭人均收入的影響效應具有城鄉差異的結論[9]。其三是個體因素。如國外學者Shin和Silva通過實證研究發現，經濟收入和生育意愿呈負相關關系[20-21]。張樨樨從女性人力資本角度切入，探究了高人力資本女性是否更愿意生育二孩，認為女性的受教育程度、薪酬、身心健康水平和幸福感對其生育意愿具有顯著影響[22]。

(二)女性家庭身份認同、自我身份認同與生育意愿

行為主體的身份認同不僅與心理因素有關，也與所處的環境有關。女性身份認同的建構起源于啟蒙運動，它代表了女性主體意識的覺醒[23]，女性渴望得到社會和家庭的認可，更注重自我身份地位的提升。當代女性在社會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認同。因此，本文從家庭身份認同和自我身份認同兩個維度研究女性生育意愿。

首先是家庭身份認同維度。家庭是社會的基本單元，家庭身份認同表明了個體認可自身在家庭中扮演的角色。在中國家庭身份認同的建構中，傳統價值觀念起到了非常重要的作用，“相夫教子”等觀念依舊存在[24]。在核心家庭中，女性具有“妻子”和“母親”的雙重角色，承擔起了養育未成年子女的重要任務，因此女性擁有越強的家庭身份認同感，會越重視家庭的共同發展，更有利于家庭凝聚力的形成。其次是自我身份認同維度。符號互動論的代表人物Mead將自我身份認同分為三個階段，分別是準備階段、模仿階段和扮演階段[25]。在準備階段與模仿階段，行為主體缺乏自我身份認同，更多地依賴與模仿他人，生育意愿和生育決策很容易受他人影響；而在扮演階段，行為主體具有較強的自我身份認同感，更注重自我感受以及自身價值的實現，會考慮生育對其未來發展的影響。綜上所述，提出如下研究假設：

H1a：女性較強的家庭身份認同感會顯著提升其生育意愿。

H1b：女性較強的自我身份認同感會顯著降低其生育意愿。

(三)城鄉、工作狀況的異質性

城市與農村具有不同的文化風貌，城市文化更具有現代性和開放性，農村文化則表現出保守性和封閉性[26]。城市女性的職業選擇更加多元，而農村女性大多在務農。受到傳統觀念的影響，農村女性更依賴夫家給予的經濟照顧，家庭觀念很深[27]。為了得到丈夫和公婆的認可，有的農村女性希望通過生育提升自己在家庭中的地位。城市女性通常擁有穩定的收入，具有更強的家庭議價能力，更注重保障自我權益[28]，因此生育對提升其家庭地位的作用較小。

在新時代，積極自信、經濟獨立的職業女性身份成為主流。職業女性相比無業女性具有更強的自我賦權意識，受家庭束縛較小，更注重自我價值的實現[29]，在進行生育決策時，不易被他人左右，會權衡個人發展與生兒育女的關系。無業女性由于沒有收入來源，依賴丈夫與父母的支持，自主決策受到限制，更傾向于聽從他人的意見。綜上所述，提出如下研究假設：

H2a：家庭身份認同對城市女性和農村女性生育意愿的影響具有異質性。

H2b：自我身份認同對職業女性和無業女性生育意愿的影響具有異質性。

(四)受教育程度的調節效應

眾多研究表明，女性生育意愿具有代際傳遞效應，會受到父輩生育觀念的影響[30]。在本文中，考慮到女性的家庭身份認同和生育意愿均有可能具有代際傳遞效應，因此，為了檢驗代際傳遞的調節效應，將女性父母的受教育程度作為檢驗家庭身份認同對生育意愿影響的調節變量。父母的受教育程度越高，女性受傳統觀念的影響越小，更不愿拘泥于傳統家庭角色，可能具有更弱的生育意愿。

受教育程度越高的女性，自我身份認同感越強。女性的自我身份認同與個體因素息息相關，自我身份認同感越強的女性越注重自我感受與自身價值的實現，可能具有更弱的生育意愿。綜上所述，提出如下研究假設：

H3a：父母受教育程度對女性家庭身份認同與生育意愿的關系具有調節效應。

H3b：自身受教育程度對女性自我身份認同與生育意愿的關系具有調節效應。

二、數據、變量與模型選擇

(一)數據來源

本文所使用的數據來源于中國人民大學主持的中國綜合社會調查(CGSS)。該調查2017年的數據樣本觀察值為12 582個，在剔除男性樣本和無效樣本后，有效樣本為5 740個。在研究女性家庭身份認同時，由于問卷中對應問題的未回答樣本較多，在剔除未回答樣本后，共獲得有效樣本量1 953個。

(二)變量選擇

1.被解釋變量

根據已有研究，用理想子女數來代表生育意愿[31]。使用CGSS 2017問卷中的問題“如果沒有政策限制的話，您希望有幾個孩子？”的回答來反映女性的生育意愿(Desire)。考慮到意愿生育子女數大于4的情況較少，故將4個以上的意愿生育子女數并入4個(代表4個及4個以上)。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為身份認同(Identity)。根據前文的分析思路，將身份認同分為兩個維度，分別是家庭身份認同(Identity_a)和自我身份認同(Identity_b)。家庭身份認同選用問卷D部分第18題前3小問回答的均值作為衡量標準，問題分別為“妻子幫助丈夫的事業比追求自己的事業更重要”“丈夫的責任就是賺錢，妻子的責任就是照顧家庭”“孩子上學之前母親最好不要出去工作”。處理后的變量為排序變量，數值越大，表示越贊同問卷中的觀點，也就是說女性的家庭身份認同感越強(克隆巴赫α系數為0.7783，kmo系數為0.6481，表明該問題的回答的信度和效度是可接受的)。自我身份認同選用問卷A部分第42題的第2～4小問回答的均值作為判斷依據，問題分別為“男性能力天生比女性強”“干得好不如嫁得好”“在經濟不景氣時，應該先解雇女性員工”。處理后的變量為排序變量，數值越大，表示越否定問卷中的觀點，也就是說女性自我身份認同感越強(克隆巴赫α系數為0.6306，kmo系數為0.6344，表明該問題的回答的信度和效度是可接受的)。

3.控制變量

除了被解釋變量與核心解釋變量外，本文借鑒已有研究加入了控制變量，主要用來反映女性個體和家庭層面的情況。包括年收入(Income)、受教育程度(Education，排序變量，最小值為0，最大值為5，數值越大，受教育程度越高)、身體健康程度(Health，排序變量，最小值為1，最大值為5，數值越大，身體越健康)、戶籍所在地(Residence，虛擬變量，城市為1，農村為0)、當前工作狀況(Job，虛擬變量，有工作為1，無工作為0)、是否有養老保險(Insurance，虛擬變量，有為1，沒有為0)、幸福感(Happiness，排序變量，最小值為1，最大值為5，數值越大，幸福感越強)、家庭常住人口(Population)。

4.調節變量

本文的調節變量是女性父母的受教育程度與自身受教育程度。將父母當中至少有一方接受過高等教育的樣本定義為1，父母雙方均未接受過高等教育的樣本定義為0；女性自身接受過高等教育的樣本定義為1，未接受過高等教育的樣本定義為0。

(三)模型選擇

1.基準模型

為了檢驗身份認同對女性生育意愿的影響，建立式(1)的回歸方程。其中Desire為反映女性生育意愿的被解釋變量，Identity為核心解釋變量——女性身份認同，Control為控制變量，ε為服從獨立同分布的隨機擾動項，α0為回歸常數，α1和α2為回歸系數。

Desirei=α0+α1Identityi+∑α2Controli+εi

(1)

2.Ordered Logit模型

被解釋變量生育意愿是排序變量，有5種取值結果，故選用Ordered Logit模型進行分析以獲得更好的估計結果。

(四)變量描述性統計

表1為核心解釋變量“自我身份認同”的描述性統計結果，表2為核心解釋變量“家庭身份認同”的描述性統計結果(由于有關女性家庭身份認同的未回答樣本較多，因此樣本量為1 953)。從表1和表2可以看出，女性生育意愿的平均值分別為2.003和2，這表明多數中國女性具有二孩生育意愿，二孩政策的遇冷則表明中國女性的生育意愿與實際生育水平產生了偏離。控制變量“受教育程度”的均值都接近2，這表明中國女性整體受教育程度偏低，接受過高等教育的女性較少；“戶籍所在地”的均值分別為0.374和0.368，這表明雖然中國城鎮化水平持續提升，但農村女性的人數仍多于城市女性；“當前工作狀況”的均值分別為0.497和0.373，這反映了當前女性的勞動參與率并沒有達到理想水平；“養老保險”的均值分別為0.725與0.737，這表明城鄉養老保險的覆蓋面較為廣泛；“家庭常住人口”的均值都接近3，這反映了核心家庭依舊是中國典型的家庭結構。樣本數據較好地反映了中國女性的現實狀況，并未產生較大偏差。

表1 變量描述性統計結果(N=5740)

表2 變量描述性統計結果(N=1953)

三、實證結果分析

(一)模型回歸結果

身份認同對女性生育意愿影響的實證結果如表3所示。由表3可知，女性的家庭身份認同與其生育意愿呈正相關關系，并在1%的水平上顯著；女性的自我身份認同與其生育意愿呈負相關關系，并在1%的水平上顯著。多個控制變量也均在1%或5%的水平上對女性生育意愿產生顯著影響。從收入來看，女性收入越低，生育意愿越強，正如陳建新認為的，低收入的女性為了提高其在家庭中的地位可能會傾向于多生孩子[32]。從幸福感來看，女性主觀幸福感和生育意愿正相關，正如向栩研究發現，父母會將生育子女當作長期投資，幸福感強的家庭的長期穩定投資比例更高，因此傾向于生育更多子女[33]。從受教育程度來看，女性受教育程度越高，生育意愿越低，王英認為，受教育程度高的女性更認同“社會化養老”等現代養老觀念，不依賴“養兒防老”，因此生育意愿較低[34]。從戶籍所在地來看，城市女性相比農村女性具有更低的生育意愿，這主要由于城市女性的受教育程度普遍高于農村女性，且城市忙碌的生活節奏也會降低女性生育意愿[35]。從身體健康程度來看，越健康的女性的生育意愿越低，身體狀況不好的女性的生育意愿反而較高[2]。

表3 身份認同對女性生育意愿影響的回歸結果

(二)穩健性檢驗

1.更換模型

為了更好地檢驗身份認同對女性生育意愿的影響，首先變更計量經濟模型，穩健性檢驗所選模型為適用于離散變量的Poisson模型，表4中列(1)和列(2)分別為家庭身份認同和自我身份認同的回歸結果。

表4 Poisson模型回歸結果

從表4的回歸結果可知，在更換模型且加入控制變量后，雖然核心解釋變量的回歸系數較Ordered Logit模型有所下降，但是依舊在1%水平上顯著，且系數符號未變，這表明分析結果穩健。

2.剔除部分樣本

考慮到部分25歲以下的女性尚未成家或未參加工作以及60歲以上的老人受傳統價值觀影響較大，且不處于生育期，存在“自選擇”問題，可能會影響估計結果，因此在穩健性檢驗中將這兩部分樣本予以剔除。剔除后的估計結果如表5所示。

表5 剔除部分樣本后的回歸結果

(三)異質性分析

依據戶籍所在地、工作狀況對樣本進行分組，分析女性身份認同對其生育意愿影響的異質性，分組回歸結果如表6、表7所示。

表6 城鄉異質性分析

表7 工作狀況異質性分析

表6與表7的結果顯示，女性家庭身份認同對其生育意愿的影響具有顯著城鄉異質性，具體表現為，家庭身份認同并未對城市女性的生育意愿產生顯著影響，而對農村女性的生育意愿產生了顯著的正向影響。究其原因，可能是農村地區的女性受傳統價值觀影響更深，女性更愿意承擔“生兒育女”“相夫教子”的責任。自我身份認同對不同工作狀況的女性生育意愿的影響具有顯著的異質性，具體表現為自我身份認同對有工作的女性的生育意愿產生了顯著的負向影響，對無工作的女性來說，自我身份認同并未對其生育意愿產生顯著影響。這可能是因為有工作的女性相比無工作的女性會更多考慮生育可能對其工作事業帶來的影響。

(四)調節效應檢驗

為了檢驗父母受教育程度、自身受教育程度是否對女性家庭身份認同、自我身份認同與生育意愿的關系起到調節效應，構建交互項Interact1,表示父母受教育程度與家庭身份認同的乘積，交互項Interact2表示自身受教育程度與自我身份認同的乘積，調節效應檢驗結果如表8所示。

表8 調節效應檢驗結果

通過引入交互項檢驗受教育程度的調節效應，Interact1與Interact2的系數與主效應的系數分別相反和相同，且分別在5%和10%的水平上顯著。這表明父母受教育程度對家庭身份認同和女性生育意愿的關系起到負向調節作用，自身受教育程度對自我身份認同和生育意愿的關系起到正向調節作用。

綜上所述，基準回歸結果與穩健性檢驗結果表明，女性的家庭身份認同對其生育意愿具有顯著的正向影響，女性的自我身份認同對其生育意愿具有顯著的負向影響，二者的回歸結果與研究假設H1a和H1b相符。異質性分析表明，女性家庭身份認同對其生育意愿的影響具有顯著的城鄉差異性，女性自我身份認同對其生育意愿的影響具有顯著的工作狀況差異性，研究假設H2a和H2b得到證實。調節效應檢驗結果表明，父母受教育程度對家庭身份認同和女性生育意愿的關系起到負向調節作用，自身受教育程度對自我身份認同和女性生育意愿的關系起到正向調節作用，研究假設H3a和H3b得到證實。

四、結論與討論

本文使用2017年中國綜合社會調查數據，運用Ordered Logit模型從兩個維度探討了女性身份認同對其生育意愿的影響，得到以下結論：(1)女性家庭身份認同感增強會顯著提升其生育意愿，但女性家庭身份認同感對其生育意愿的影響具有顯著的城鄉異質性，城市女性的家庭身份認同對其生育意愿并未產生顯著影響；(2)女性自我身份認同感增強會顯著降低其生育意愿，對于不同工作狀況的女性，自我身份認同對其生育意愿的影響具有異質性，生育意愿并未對無業女性的生育意愿產生顯著影響；(3)父母受教育程度為女性家庭身份認同與生育意愿關系的負向調節變量，自身受教育程度為女性自我身份認同與生育意愿關系的正向調節變量。

女性的生育行為和生育意愿不僅取決于個人意志，同時也受到群體規范的影響。家庭作為社會的基本單元，是每一個家庭成員的物質支柱和精神支柱，影響著女性的生育意愿。在當今總和生育率日趨低迷的時代背景下，對于農村女性，要保證其生育自主權，從家庭層面為女性提供生育照料支持、經濟支持和情感支持，出臺與農村家庭特征相適應的生育配套政策，提升農村女性的家庭身份認同感、歸屬感和幸福感；對于城市女性，需要不斷優化公共服務資源和生育補貼政策，降低家庭生育成本，讓城市女性從“想生”變為“愿意生”。對于職業女性，需要從社會企業層面入手，減少職業女性的“過度勞動”時間，通過就業保障政策使職業女性能夠安心享受家庭生活，從而增強其家庭認同感；對于無業女性，可以通過職業技能培訓等方式提升其就業和再就業能力，在保障女性經濟收入穩定的基礎上提升其婚姻穩定性，進而增強女性的生育意愿。