青年群体晚婚对男女两性生育行为影响的比较研究①

姚晓兵 曹和平 王晓永

（1.云南大学 经济学院， 云南 昆明 650500；2.北京大学 经济学院，北京 100871； 3. 河南工业大学 经济贸易学院，河南 郑州 450001）

1 引言

为积极应对老龄化和少子化问题，2021年5月31日中共中央政治局审议了《关于优化生育政策促进人口长期均衡发展的决定》，并指出为优化生育政策实施一对夫妻可以生育三个子女的政策及配套支持措施。为配合“三孩”政策的执行，我国青年群体作为人口再生产的主力军扮演着重要的角色，在生育水平持续走低、“单独二孩”和“全面二孩”政策遇冷的背景下，提高青年群体生育行为成为释放“人口红利”的一个重要举措。

从生育行为低迷的经济社会因素研究来看，大多数学者都是从育龄女性的家庭-工作冲突[1][2]、教育医疗成本增加产生养不起孩子的担忧[3]进而降低了女性的生育意愿和生育行为，还有学者从房价上涨对生育行为的探讨，发现青年男女面对“养房子”还是“养孩子”的选择时会对生育行为产生挤出效应[4-5]，但以上问题若能从父辈获得育儿照料支持[6]、政府构建生育友好型工作制度[7]以及保障"住有所居"能够进一步促进生育意愿释放[8]。虽然解决以上问题为跨越"低生育率陷阱"提供了经验证据，但导致生育行为下降的另一个直接因素-青年群体初婚年龄推迟现象也是不可小觑的，由于高校扩招政策增加了人们的受教育年数[9]、职场上的晋升压力带来的生育惩罚效应[10]、高房价高教育支出带来的婚育成本提高[11]以及人们婚姻观念的转变和生育观念的淡化引致了青年男女初婚年龄推迟的现象。据《中国统计年鉴2021》显示，2013年是初婚人数的最高峰达到2385.96万人，而到2020年初婚人数为1228.6万人，7年下降48.5%接近一半[12]。另外，国家统计局数据显示从1990年至2017年，我国育龄妇女平均初婚年龄推迟4岁多，从21.4岁提高到25.7岁并有继续走高的趋势②② 国家统计局.《改革开放 40 年经济社会发展成就系列报告（2018）》。，此外还有学者预测中国女性普婚的传统或将被打破[13]。由于受传统观念的影响我国育龄人口通常是在结婚之后发生生育行为的，那么青年群体初婚年龄推迟会明显提前结束生育行为[14]，也就是说青年群体初婚年龄推迟是理解生育率下降并达到极低水平的重要因素[15]。

虽然国家针对提高生育率问题出台了一系列倾向女性的利好政策，然而是否生育、生育几个孩子是夫妻双方共同的决定，在女性生育行为下降得到广泛关注的同时男性生育行为并未引起足够重视。考虑到结婚和生育都发生在人们生命周期的青年阶段，并且现阶段青年群体婚姻推迟现象最为明显，那么青年群体婚姻推迟对男性的生育行为影响更大还是女性更大？青年男性和青年女性对生育行为的作用机制是什么？此外，本文的创新是从婚姻推迟视角研究青年男女生育问题有助于丰富我们对男女两性生育行为差异的理解，补充了现有文献对青年男性生育行为的研究，并且从男性生育行为下降角度提出相应政策建议来进一步释放人口红利具有一定的现实意义。

2 文献回顾与研究假设

初婚年龄关系结婚率、出生率以及人口结构等人口问题，是反映个体初婚特征的重要指标[16]，进入21世纪以来我国关于结婚年龄的政策保持不变，但在现代化观念、经济高速发展以及婚姻市场结构变动的影响下青年群体的婚育观念发生了巨大的改变[11]。

2.1 青年群体推迟结婚对男性生育行为的负向影响大于女性

自20世纪70年代计划生育政策执行以来，我国生育水平大幅下降[17]，由于经济社会发展带来的婚姻观念转变使新一代年轻人追求独立自由与高品质生活，从而对婚姻持开放态度最终导致晚婚现象越来越明显[11]。晚婚反映了人们对传统婚姻观念的认可程度和不受传统婚姻观念和生育观念束缚的态度，并且婚姻观念还会指导人们的行动[18]，其中有研究表明晚婚会降低人们的生育意愿[19]，并且当夫妻之间的生育意愿一致时，生育意愿与生育行为之间存在正向关系，当夫妻之间生育意愿不一致时，男性的生育意愿主导家庭的生育行为[20]。因此提出假设1:初婚年龄推迟会降低青年群体的生育行为，并且青年男性推迟结婚对生育行为的负向影响大于女性。

2.2 青年群体初婚年龄推迟会通过弱化生育观念降低生育行为

首先，从中国父权制家庭观念来看，由于父权制是以传宗接代观念和养儿防老观念为代表，并且现代社会中随着家庭受教育水平的提高，受教育程度对传统生育观念产生了冲击，人们的“传宗接代”和“养孩防老”观念正在逐渐弱化，并且社会上出现越来越多的“丁克”家庭，也就是说人们对婚后不一定要孩子的生育观念在加强。其次，从养老方式上看，目前我国主要的养老方式有个人储蓄式养老、子女赡养式养老、企业年金式养老、私人保险式养老以及社会保险（保障）式养老，这几种养老模式主要是基于对老年人经济上的支持。其中，由初婚年龄推迟带来的人力资本提升进而劳动参与率和收入的提高，增加了企业年金式养老、个人储蓄式养老和私人保险式养老的提升，从而老年人的生活质量得到了保障。此外，由于传统观点认为父母多生育子女能够确保更高水平的家庭养老保障，但随着我国社会养老保障制度的逐步完善和养老院条件的提升，社会养老降低了老人在经济来源和生活照料方面对子女的依赖程度[21]，也提高了农村参保老年人的生活质量[22]。因此无论从中国社会对父权制态度的削弱上还是养老方式的变迁上都可以看出人们生育观念的弱化[23-24]，从而削弱了青年群体的生育行为。据此提出假设2:初婚年龄推迟可以通过弱化青年群体的“传宗接代”和“养孩防老”等生育观念降低生育行为。

2.3 初婚年龄通过教育正向同质婚配对青年群体的生育行为产生影响

由于受教育年限增加是初婚年龄推迟的主要原因，并且随着我国高校扩招政策的实施，我国受教育程度性别差距在缩小女性在高等教育群体中开始占主导地位[25]，女性教育对生育的负向影响已经得到广泛证实[26-27]。同时，中国婚姻匹配市场伴随“同质婚”总体数量的激增，其内部出现了正向同质婚和负向同质婚的现象[28]，并且在婚姻市场上男性已开始根据变化了的环境调整自己的配偶选择，即男性开始接受学历比自己的高的配偶[24]。也就是说青年男性初婚年龄推迟更可能会通过教育正向同质婚配的作用匹配到一个大于等于自己学历的妻子，本身女性教育水平的提高对生育产生了负向影响，再加上青年男性生育观念的弱化和家庭生育决策的主导作用更加剧了青年男性生育行为大于女性的可能。据此提出假设3:青年男女推迟结婚会通过提高教育正向同质婚配的概率削弱生育行为，并且对青年男性的削弱作用大于女性。

3 数据来源、变量选取与模型设定

3.1 数据来源与样本选择

本文使用2010、2012、2013、2015、 2017和2018年中国综合社会调查数据（CGSS），该数据覆盖了31个省/直辖市/自治区，对本文的研究问题具有一定的代表性。

由于本文的研究关注青年男女的婚育问题，根据联合国世界卫生组织在2013年确定的青年人口年龄段为18-44岁，鉴于我国婚姻法规定最低结婚年龄男性为22岁女性为20岁，并且考虑到生育行为发生在结婚后，因此具体数据处理过程如下:第一，由于CGSS2010以后的调查问卷变化不大，故从2010年起选取数据，并且由于2011年缺失是否购买养老保险这一重要变量，因此合并了2010、2012、2013、2015、2017和2018年6年数据；第二，保留初婚有配偶样本，并将初婚年龄为22岁以下的男性和20岁以下的女性样本删除；第三，保留20-44岁女性和22-44岁男性样本；最后，删除重要变量缺失值，最终得到有效样本数为14014。

3.2 变量选取

3.2.1 被解释变量选取

被解释变量为生育孩子的数量。关于生育问题的研究，通常采用生育意愿和生育行为两种指标衡量但两者存在较大的差别，为了更精确的了解人们实际生育孩子的情况一般采用生育行为进行研究[29]。其中，生育孩子的数量使用问卷中请问您分别有几个子女（包括继子继女、养子养女在内，包括已去世子女）？由于存在极端值，将生育4个以上孩子的替换为4。此外，为了进一步探究初婚年龄推迟对生育孩次的影响，还生成了是否不生孩子、生育一孩、二孩和三孩及以上的虚拟变量来分析初婚年龄对生育孩次的影响，作为异质性分析的一部分。

3.2.2 解释变量选取

解释变量为初婚年龄，用初次结婚的年份减去出生年份得到。

3.2.3 控制变量

控制变量包括个人特征、家庭特征、出生队列、调查省份和调查年份五个维度。其中，个体特征包括被访者的受教育年限记为:未上学=0；小学=6；初中=9，高中、中专和技校=12，专科=15；本科 =16；研究生及以上=19；年龄为调查年份减去出生年份；民族类型是将少数民族赋值为1，汉族为0；宗教信仰是将有宗教信仰赋值为1，没有为0；政治身份将党员和民主党派赋值为1表示有政治身份，其他为0表示没有政治身份；健康状况由受访者自评健康的5级量表来衡量，“不健康”=1、“比较不健康”=2、“一般”=3、“比较健康”=4、“很健康”=5；有养老保险为1，否则为0；户口为城镇户口包括蓝印户口、居民户口和军籍=1，否则为0；流动人口是由户籍登记地在本乡（镇、街道）和在本县（市、区）其他乡（镇、街道）则记为本地人为0，若户籍登记地在本区/县/县级市以外则记为流动人口为1；个人年收入对数为个人年收入取对数。

家庭特征包括:配偶年龄为调查年份减去配偶出生年份；与父母同住为1，否则为0；父亲受教育程度（小学及以下=0，初中=2，高中、中专和技校=3，专科=4；本科=5；研究生及以上=6）；自评家庭经济地位为问卷中问到的“您家的家庭经济状况在所在地属于哪一档？”1.远低于平均水平、2.低于平均水平、3.平均水平、4.高于平均水平、5.远高于平均水平；家中房子的数量为问卷中问到的“您家现拥有几套房子”；出生对列分为:1960-1969年出生的60后为1，1970-1979年出生的70后为2，1980-1989年出生的80后为3以及1990-2000年出生的90后和00后为4；调查地区包括:东部、西部和东部地区。此外，由于本文使用的是混合截面数据需要控制采访年份，因此加入了受访年份的虚拟变量。

3.3 统计性描述

为了初步判断青年群体初婚年龄推迟对生育行为的影响，表1分别列出了全样本和分男女的各变量统计性描述。首先从生孩子数量来看，青年群体平均生育孩子的数量为1.3个，并且青年男性比女性生育数量要少；从生育孩次来看，生育一个孩子的占比最高，生育三个及以上孩子的占比最低，生育二孩的占比仅次于生育一个孩子的占比。可见虽然青年群体婚后生育多孩的行为有所下降，但一个家庭至少生育一个孩子成为青年男女的主流选择，但相比女性，不管生育数量还是生育孩次男性都低于女性，因此男性生育行为下降的现象更应引起学界关注。其次，从初婚年龄来看，青年群体的平均初婚年龄为24.53岁，其中女性平均初婚年龄为23.67岁，男性为25.61岁，晚婚年龄以女性为24岁及以上、男性为26岁及以上计，青年男性和女性都有推迟结婚的趋势。最后，本文所用控制变量也做了统计性描述（见表1）。

表1 主要变量统计性描述

3.4 模型设定

3.4.1 被解释变量为生育孩子的数量

鉴于本文基准回归的因变量为实际生育孩子的数量，属于计数数据，需要使用计数模型，计数模型包括泊松模型和负二项模型，当被解释变量的方差小于期望时一般采用负二项模型。由于本文因变量的方差小于期望，依据最大似然比检验判定选用泊松模型③③最大似然比检验（LR检验）显示Prob＞=chibar2=1.000，接受不存在过度分散的原假设，使用泊松模型。。考虑到实际生育孩子数据中零值占比较少，仅占8%，因此不考虑零膨胀泊松和零膨胀负二项回归。泊松模型的具体设定如下:

其中，kidnumit表示个体i在调查年份t实际生育孩子的数量（取值0-4），marriageit表示个体i在调查年份t的初婚年龄，Xit表示个体i在调查年份t的控制变量，γit＞0为泊松达到率，表示时间发生的平均次数由解释变量决定。

3.4.2 被解释变量为是否生育孩子的孩次（二值变量）

将被解释变量设为二值变量作为异质性分析的一部分并构建Probit模型，如（3）式所示:

当f=0-3表示是否不生孩子、生一个孩子、生两个孩子和生三个孩子的概率，其中P0it表示个体i在采访年份t不生孩子的概率，不生孩子的概率；i=1时P1it表示个体i在采访年份t生1个孩子的概率等等；marriagei表示个体i的初婚年龄④④由于不管采访年份是哪一年，初婚年龄都是固定不变的值，故没加下标t。，X分别表示个人特征、家庭特征、出生队列、调查地区和调查年份的控制变量，ε为随机扰动项。

4 青年群体初婚年龄对生育影响的实证分析

4.1 基准回归

表2汇报了青年群体初婚年龄对生育行为影响的Poission模型回归结果，并对泊松模型进行了拟合优度的检验发现无论是Deviance拟合优度检验还是Pearson拟合优度检验p值都为1，即接受泊松模型拟合较好的原假设。列（1）-（3）分别是全样本、青年女性和青年男性初婚年龄对生育孩子数量的分组回归结果，列（4）-（6）分别是全样本、青年女性和青年男性初婚年龄、初婚年龄的平方项与生育孩子数量的分组回归结果，回归结果显示初婚年龄的平方项与生育孩子数量之间的关系不仅不显著而且系数还为0，表明两者不具有非线性关系。

注:表示P＜0.1，**表示P＜0.05，***表示P＜0.01；括号中为稳健标准误。

由列（1）-（3）回归结果发现，青年群体初婚年龄每推迟一年生育孩子的数量会显著下降0.048个，其中青年女性初婚年龄每推迟一年生育孩子的数量会显著下降0.044个，青年男性初婚年龄每推迟一年生育孩子数量会显著下降0.052个，可见青年群体推迟结婚带来的生育问题对男性影响比女性大，验证了假设1。

个体特征变量的回归结果显示，从总体来看，女性群体、受教育年数增加、城市户口、个人年收入增加、有养老保险都会显著降低青年群体生育孩子的数量，受访者年龄、少数民族、有宗教信仰和自我健康评价越高的群体会显著增加生育孩子的数量；有政治身份和流动人口对生育行为并无显著影响；分性别来看，受教育年数增加、城市户口、自我健康评价越高和收入的增加会显著降低女性生育孩子数量，但年龄、少数民族身份和有宗教信仰的女性会显著增加生育孩子的数量，但有政治身份、流动人口、自评健康状况和有养老保险对女性生育行为并无显著影响；受教育年数增加、城市户口和有养老保险会显著降低男性生育孩子数量，但年龄和有宗教信仰的男性会显著增加生育孩子的数量，但有政治身份、少数民族身份、健康、流动人口、自评健康状况和个人年收入的增长对男性生育行为并无显著影响。

在家庭特征中，从总体来看配偶年龄、父亲教育程度、家庭自评经济状况会显著降低青年群体生育孩子的数量，与父母同住和房子数量增加会显著提高青年群体生育孩子的数量，但家庭年收入对生育数量并无显著影响；分性别来看，配偶年龄增加和家庭自评经济状况会显著降低女性生育孩子数量，与父母同住和家庭拥有房子数量的增加会显著提高女性的生育行为，但父亲教育程度和家庭收入对数增加对女性生育行为并无显著影响；配偶年龄增加、父亲教育程度的提高和家庭年收入的增加会显著降低男性生育孩子数量，但房子数量的增加会显著提高男性的生育行为，但与父母同住和家庭自评经济状况对男性生育行为并无显著影响。

从出生队列来看，相比60后、70后和80后的生育数量是增加的，但90后的生育行为是下降的；从性别结构看，无论是哪个年龄段的男性都比女性生育行为小，尤其是90后男性；从调查地区来看，经济越发达的地区生育行为下降的越多，并且无论哪个地区的男性都比女性下降的多，尤其是东部地区的男性；从调查年份来看，相比2010年，每年的生育数量都是上升的，并从2017年由负转为正，说明我国生育政策的实施效果是显著的，但无论哪一年男性生育行为小于女性。

4.2 机制分析

前文一系列分析表明青年群体初婚年龄推迟会显著降低其生育行为，并且青年男性生育行为的下降大于青年女性，但是关于青年男女初婚年龄对生育行为的作用机制尚不明晰。为此，基于前文对初婚年龄与生育行为之间的机制梳理，本部分将从生育观念和教育正向同质婚配进行理论机制检验。表3使用中介效应模型呈现了对上述作用机制的检验结果，中介效应检验主要分为三步:

其中，X为初婚年龄，M为中介变量代表生育观念和教育正向同质婚配，Y为生育孩子数量，式（4）是初婚年龄对生育行为的基准回归，式（5）是初婚年龄对中介变量的影响，式（6）是在基准模型下加入中介变量后的模型，若C’不显著则存在完全中介效应，即X是通过M对Y产生影响的，若不显著则存在部分中介效应。

4.2.1 生育观念机制检验

目前学界比较一致的观点是，中国传统生育观念存在强烈的生男偏好[30]。在某种程度上，中国人生孩子，不仅是夫妻两在给自己寻找老有所依的归宿，更重要的是为家庭和家族传承香火[31]。据此，本文主要从“养孩防老”和“传宗接代”两方面测量传统生育观念。CGSS2010-2018中提供了 “您认为有子女的老人的养老主要应该由谁负责？”将回答主要由子女负责的记为1，否则为0，将这一变量作为“养孩防老”观念的测度指标；将问卷中问到的“如果没有政策限制，你想生几个男孩？几个女孩？”将想生男孩的数量与想生女孩的数量占比作为传宗接代观念的测度指标，当养老观念和传宗接代观念越重越会提高生育行为。

表3（1）-（12）列分别考察了青年群体总样本和分男女样本三种情况下初婚年龄对“传宗接代”、“养孩防老”生育观念的影响。回归结果显示，无论是全样本还是分性别样本，初婚年龄推迟都会弱化青年群体“传宗接代”和“养孩防老”观念，并且初婚年龄对“养孩防老”观念的削弱作用更大；加入中介变量后的回归结果显示初婚年龄对生育行为的负向影响是显著的，说明存在部分中介效应，从中介变量对生育行为的影响系数来看，传宗接代和“养孩防老”观念对生育行为的影响是正向显著的，说明青年群体初婚年龄推迟会通过弱化传宗接代和“养孩防老”观念降低其生育行为；从初婚年龄对生育行为的回归系数来看，由于青年女性的回归系数差异不大但青年男性的回归系数稍有变大，说明青年男性婚姻推迟对生育观念的弱化作用引致的生育行为下降比女性更大，验证了假设2。

表3 生育观念机制

4.2.2 婚姻匹配:对假设3检验

青年群体推迟结婚的重要原因是教育水平的提高[32]，已有研究验证了教育会对生育产生负向影响[25][33]，那么推迟结婚是否会通过夫妻双方教育正向同质婚配概率的提高对生育行为产生负向影响呢？因此将教育正向同质婚配作为中介变量进行检验。教育正向同质婚配使用夫妻双方的受教育水平进行匹配，若丈夫教育大于等于妻子并且教育水平为专科以上的赋值为1，否则为0，生成正向同质婚配变量。表4（1）-（9）列分别考察了青年群体总样本和分男女样本三种情况下的中介效应回归结果，发现无论是全样本还是分性别样本，初婚年龄推迟都显著提高了教育正向同质婚配的概率，教育正向同质婚配会显著降低生育行为，并且加入中介变量后的回归结果显示初婚年龄对生育行为的负向影响是显著，说明存在部分中介效应，表明青年群体初婚年龄推迟是通过教育正向同质婚配抑制生育行为的，但女性样本中教育正向同质婚配对生育行为的影响不显著，说明青年男性是通过教育正向同质婚配降低生育行为的，验证了假设3。

表4 教育正向同质婚配机制

4.3 内生性

产生内生性的来源有遗漏重要解释变量、样本自选择和反向因果。本文的研究中，由于在中国生育行为一般都是发生在结婚之后，即结婚在前生育在后，因此不存在反向因果关系的内生性问题。然而生育行为是多重因素共同作用的结果，对于模型中未考虑的一些无法测变量（比如，房价、独生子女等数据库缺失这些数据）会造成遗漏变量产生的内生性问题。

为克服潜在的内生性问题造成估计结果偏误，本文采用《中国社会统计年鉴》中1949-2019年中国人口性别比数据，与CGSS数据中初婚年份进行匹配，得到受访者初次结婚年份的人口性别比作为工具变量。从相关性角度看，由于性别比失衡导致了大龄未婚人群的增加在农村屡见不鲜[34]，那么何时结婚与人口性别比具有强相关关系，并且何时结婚决定了人们的初婚年龄，也就是说初婚年龄与结婚当年的人口性别比相关，满足了相关性假设。从外生性假设看，初次结婚那年的人口性别比属于宏观历史性事件和随机事件，对微观青年个体的生育行为不会产生直接影响，满足外生性假设。

表5汇报了泊松模型工具变量估计结果，列（1）-（3）对应工具变量法第一阶段回归结果，列（4）-（6）是使用IVPoisson模型采用控制函数法估计的第二阶段回归结果。列（1）-（3）回归结果显示，性别比的上升显著降低了青年群体的初婚年龄，尤其会更多的降低青年女性的初婚年龄，其中“/c_初婚年龄”是用来检验工具变量与内生变量的相关性，若p值大于0.05表示工具变量满足相关性假设，由于第一阶段的“/c_初婚年龄”的p值都大于0.05，所以人口性别比这一工具变量通过相关性检验；（4）-（6）列是使用IVPoisson模型采用控制函数法估计的回归结果，青年群体初婚年龄每推迟一年，生育孩子的数量会显著下降0.201个，其中女性生育孩子的数量下降0.162个，男性生育孩子的数量下降0.242个，并且男性生育孩子的下降程度远大于女性。此外，与基准回归相比，工具变量回归结果的系数大小高于基准回归结果，这反映出在控制初婚年龄内生性问题后，初婚年龄对生育行为的负向影响更大。

表5 青年群体初婚年龄对生育孩子数量的IVPoisson回归（控制函数法）

5 异质性分析

5.1 不同户口的异质性分析

考虑到城市户籍青年群体相比农村户籍青年拥有更加开放和更加包容的婚姻观念和生育观念因此更可能加入晚婚和晚育的行列，而农村户籍青年由于受传统婚姻观念的影响更可能按部就班完成婚姻、生育大事，故本部分按户籍分类分别研究青年群体初婚年龄对生育行为的影响。表6分别讨论了城市户籍和农村户籍条件下，青年群体、男性和女性初婚年龄对生育行为的IVPoisson估计，结果显示城市户籍的青年群体生育行为下降的更多，并且城市男青年婚姻推迟对生育行为的削弱作用最大，农村户籍女性晚婚对生育行为的抑制作用最小。

表6 不同户籍的生育行为异质性分析：IVPoisson估计

5.2 不同生育孩次分析

据国家统计局数据显示，从生育的孩次分布看，妇女高孩次生育明显下降⑤⑤国家统计局人口司.统筹人口发展战略实现人口均衡发展——改革开放40年经济社会发展成就系列报告之二十一[DB],2018-09-18.，可见青年群体婚姻推迟不仅影响生育孩子的数量还影响生育孩次的概率，为了进一步探究初婚年龄推迟对各生育孩次的影响，本部分将生育孩子的数量生成生育孩子数量为0、1、2以及3孩及以上（多孩）的虚拟变量。

表7分别考察了青年群体总样本和分男女样本三种情况下，解决内生性问题后初婚年龄对各生育孩次的IVPoisson估计结果，发现无论是全样本还是分男女样本初婚年龄推迟都显著提高了不生孩子的概率，并且男性不生孩子的概率显著大于女性；其次从生育一个孩子、二孩和多孩的分组回归结果显示，虽然总体来看初婚年龄推迟显著降低了生育一孩、二孩和多孩的概率，尤其降低了生育多孩的概率，并且青年男性不生一孩、二孩和多孩的概率显著大于女性。这可能是由于青年男性传统生育观念弱化引起的，因为多数家庭决定生育二胎的原因是一胎是女孩，现在由于生男偏好的削弱导致生育二孩甚至生育三孩的行为下降了，加之当夫妻之间的生育意愿一致时，生育意愿与生育行为之间存在正向关系，当夫妻之间生育意愿不一致时，男性的生育意愿主导家庭的生育行为[19]，因此产生了青年男性各生育孩次的概率都低于女性。

表7 生育不同孩次的异质性分析：IVProbit估计

5.3 不同出生年代异质性分析

考虑到不同出生年代的青年群体其生长的社会大环境不同，那么不同出生队列的青年男女接触到的相应社会上流行的婚育观念不同，加之在不同出生队列条件下国家出台的生育政策不同，会对生育决策产生不同的影响，表8是按出生年代分组的初婚年龄对生育行为的IVPoisson估计结果，发现80后和90后组的青年群体婚姻推迟会显著降低其生育行为，并且显著降低80后和90后男性的生育行为，但对60后和70后组的影响不显著。这可能是因为80后和90后生长在改革开放后的时代，经历了较快的经济发展阶段、较快的生活节奏和受较前卫现代化婚育观念的影响，对其婚育行为产生了一定的冲击作用。

表8 不同出生年代的异质性分析：IVPoisson估计

6 主要结论与政策启示

由于现有研究谈及生育问题主要关注女性，鲜有研究对男性生育行为的讨论，考虑到是否生育是夫妻双方共同的决定，从而男性的生育行为也是一个值得研究的问题。基于此本文使用CGSS2010、2012、2013、2015、2017和2018年数据分析了青年男女初婚年龄对生育行为的影响及作用机制并得到如下研究结论:

第一，青年群体初婚年龄推迟会降低生育孩子的数量，但青年男性推迟结婚对生育行为的负向影响大于女性，使用性别比作为工具变量解决遗漏变量带来的内生性问题后，显著性不变系数变大，说明对生育行为下降的研究青年男性生育行为下降也应引起相关部门的重视。

第二，从生育观念和教育正向同质婚婚配视角进行机制分析发现，青年群体晚婚引起的生育观念弱化和教育正向同质婚配概率提高是导致生育行为下降的重要原因。首先，随着初婚年龄的提高人们淡化了“传宗接代”和“养孩防老”的生育观念，从而削弱了人们的生育行为；其次，随着高校扩招政策的实施，男女的受教育差距在缩小，在婚姻市场上男性已开始根据变化了的环境调整自己的配偶选择，男性开始接受学历比自己的高的配偶[28]，也就是说初婚年龄推迟会通过婚姻匹配的作用提高男性匹配到一个大于等于自己学历的配偶，在女性教育水平提高对生育行为的抑制作用和男性生育观念的弱化下，最后当夫妻之间的生育意愿一致时，生育意愿与生育行为之间存在正向关系，当夫妻之间生育意愿不一致时，男性的生育意愿主导家庭的生育行为[19]，因此产生了青年男性生育行为低于女性。

第三，考虑到国家“三孩”生育政策的放开进一步讨论了青年群体初婚年龄与生育不同孩次的异质性，接着鉴于不同出生队列、不同户籍的青年男女其接受的婚育观念不同，也会对生育行为产生不同的影响。研究发现，从不同户籍来看，城市户籍青年推迟结婚对生育行为的抑制作用大于农村户籍，并且城市户籍男性晚婚对生育行为的抑制作用最大，农村女性晚婚对生育行为的抑制作用最小；从出生队列来看，80后和90后晚婚对生育行为的抑制作用最大，并且80后和90后男性晚婚对生育行为下降程度大于80后90后女性；青年群体婚姻推迟会显著降低各生育孩次的概率并且降低程度依次增加，而且还发现青年男性各生育孩次的降低程度大于女性。

鉴于本文理论分析和实证检验的主要结论，提出以下政策建议:第一，适度引导和宣传青年男女的婚育观念避免过于晚婚，必要时政府可适当降低初婚年龄以缓解生育行为下降的趋势；第二，在晚婚晚育的背景下，未婚青年男女要利用好各大相亲平台和亲戚之间的社会关系避免晚婚，因为有研究表明亲友网络可以显著缩短初婚年龄[35]；第三，随着女性青年群体受教育水平的提高延长了在校的时间进而推迟了婚育年龄，因此对于在校适龄青年学校应鼓励在校期间结婚和生孩子，必要时学校可提供夫妻宿舍为在校青年男女解决住房问题。总之，在总和生育率下降的背景下，只有动员好青年群体的力量才能缓解生育行为下降的局面，才能达到生育政策的调整目标。