教育对生育意愿影响的性别差异及机制分析

李长安 李艳

摘要：教育一直是备受关注的影响生育的因素，但相关文献往往忽视了对男性教育与生育关系的研究，而男性在生育中同样扮演着重要的角色。那么两性间教育与生育意愿的关系是否存在区别？利用CGSS2015、2017、2018与2021年数据，使用Oprobit模型、工具变量法等探索教育对生育意愿的影响及其中的性别差异。研究发现，教育显著负向影响个体生育意愿，且对女性生育意愿的负向影响程度大于男性。边际效应分析表明，在每个意愿生育子女数上，男性样本中教育的边际效应均比女性样本中低，其中，教育在愿意生育两个孩子处的边际效应在两性间差异最大。机制分析表明，教育回报、性别观念与养儿防老观念是教育与生育意愿的关系存在性别差异的重要原因。此外，在农业户口组，低、中家庭收入水平组与低、中社会阶层认同组，教育对女性生育意愿的影响程度大于男性，在城镇户口组、高家庭收入水平组与高社会阶层认同组，这种性别差异则不显著。最后，基于研究结论，探讨其对现实的启示意义，并就两性间教育与生育意愿关系的差异提出了针对性意见。

关键词：生育意愿；教育；性别差异；机制

中图分类号：C92-05文献标识码：A文章编号：1000-4149（2024）03-0001-18

DOI：10-3969/j-issn-1000-4149-2024-00-020

一、引言

人口的数量和质量对生产发展与社会进步具有重要作用，人口数量衰减意味着我国面临着劳动年龄人口下降的风险，进一步地，劳动力供给的减少及由人口总量萎缩引致的消费和投资需求的下降，将制约经济增长［1］。从出现人口现象，到引发人口问题，需要一定的时间。因此要时刻关注人口现象，提前意识到可能由此引致的问题，并及时制定相应的解决方案［2］。为此，自2011年起，为提振生育率，国家相继出台了“双独二孩”、“单独二孩”、“全面二孩”政策，2021年7月《中共中央国务院关于优化生育政策促进人口长期均衡发展的决定》正式发布，进一步作出实施三孩生育政策及配套支持措施的重大决策。

尽管如此，我国的总和生育率依然在不断下降，已由2011年的1-668下降到2021年的1-164数据来源：世界银行，https：//data.worldbank.org/indicator/SP.DYN.TFRT.IN？end=2021&locations=CN&name_desc=false&start=1960&view=chart。当总和生育率降至1-5以下后，低生育率会自我强化，扭转生育率的下降趋势将变得很困难，有很大概率掉入“低生育率陷阱”［3］。2019年我国总和生育率首次降至1-5以下。根据国家统计局数据，2022年我国已出现人口负增长。造成这一现象的根本原因是我国的生育率长期低于更替水平生育更替水平指使人口数量保持稳定的生育率水平，普遍认为总和生育率为2-1即达到了生育更替水平。［4］。因此，提高生育水平是应对人口问题的关键。一般认为生育行为是由人们的生育意愿转化而来［5］，生育意愿一定程度上可以预示生育率的发展趋势。因此，研究生育意愿对提高生育水平具有重要意义，而教育是影响生育意愿的重要因素之一，其与生育的关系一直备受关注。

在教育对我国居民生育意愿的影响方面的研究已有许多，得出的结论大部分认为提高教育水平对我国生育或生育意愿具有显著负向影响［6-8］，也有少数认为受教育程度与生育意愿呈“U”型关系［9］。但相关研究多从女性受教育程度或不区分性别的育龄人群整体受教育程度展开，在教育对我国不同性别育龄人群的生育意愿影响差异方面研究尚不充分。受国家历史文化与男女生理特征的影响，人们对男性与女性应扮演的社会角色、享受的权利、承担的责任等方面的态度有所区别，因此男性与女性的生育意愿不尽相同。绝大部分情况下生育是一种家庭行为，其不仅由女性或男性一方决定，而是受夫妻双方甚至更多家庭成员的影响。所以，研究教育对男性与女性生育意愿影响的区别，能够加深对生育意愿影响体系的认识，并能从包括夫妻双方在内的家庭角度出发，指导如何通过教育与其他相关措施提高育龄人群的生育意愿，进而提高我国的生育水平。因此，本文从教育对生育意愿影响的性别差异视角展开研究，边际贡献在于：

第一，探索教育影响我国居民生育意愿的性别差异，进而针对不同性别人群制定适宜的生育政策，会更有利于促进我国生育水平的提高，具有一定的现实意义；

第二，从教育影响我国居民生育意愿的性别差异方面展开探索，发现教育对我国女性生育意愿的负向影响显著高于男性，丰富了有关教育与生育意愿关系的研究，也加深了对生育意愿影响体系的认识；

第三，通过机制检验发现，教育回报、性别观念与养儿防老观念是教育对生育意愿的影响产生性别差异的作用机制，这一发现加深了对这一论题的认识；第四，鉴于女性与男性的生理差异，本文选取了20—49岁的育龄女性及配偶为20—49岁育龄女性的男性作为样本，以往的相关研究大多对男女年龄作出了相同的限定，对他们在生育方面的生理差异的考虑略有不足，因此本文对研究样本的选取更加合理。

二、文献综述与机制分析

关于教育与生育关系的研究已经比较丰富，大部分研究认为教育与生育呈负向关系［10-12］，也有研究发现受教育程度更高的人群有更高的生育意愿［13-15］、教育与生育率没有直接关系［16-17］或是教育对高生育率的负面影响已经消失［18］。在女性受教育程度与教育的关系上，学者们有的发现延长义务教育使妇女生育数量减少［11］，有的发现女性接受初中教育是加速生育率下降的关键［19］，有的则认为上大学会降低总体生育率，但完成大学学业对生育率没有显著影响［20］，有的研究则表明受过高等教育的妇女比例与妇女的终生生育意愿呈正相关［15］。而在男性受教育程度与生育的关系上，由于数据的局限性，尽管男性的受教育程度更高、更有自主权，并且在生育中同样扮演着重要角色，但是在文献中对男性生育率的研究往往被忽视了［18］。一般来说，男性受教育程度与家庭规模之间存在强有力的正相关关系［21-22］。

同样出于以上原因，同时对男女的教育与生育的关系进行探索的研究也比较稀缺，且相关研究大多是基于欧洲国家的数据进行的。尼森（Nisn）等人认为，男女受教育程度与生育率之间的关系都是非线性的，且受教育程度最低的男性和受教育程度较高的女性在一生中生育子女的可能性最低，即两性间教育与生育的关系相反［23］。贾洛瓦拉（Jalovaara）等人研究发现，在北欧不同性别的教育与生育的关系在不同队列中发生了一些变化：男性队列中教育与生育率的关系没有发生重大变化，通常表现为中高教育水平的男性生育率更高；女性教育与生育率的关系则发生了实质性变化，在年龄较大的女性队列中教育与生育的负向关系已经消失［24］。拉科米（Lakom）使用欧洲数据研究表明，教育与生育率间通常呈负相关关系，但是男性比女性的这种关系弱许多，且在男性样本中，受过中等教育的人和受过高等教育的人的生育率没有显著差异［25］。总的来看，当前虽然对教育与生育的关系在两性间的区别尚无一致结论，但相关研究大多表现出教育与生育的负相关关系在女性中比在男性中更强。那么，对于男性与女性为何呈现出这种差异，我们拟从教育影响生育意愿的机制入手来分析可能的原因。总的来说，已往的相关文献表明，教育会通过以下几种机制影响人们的生育决定：第一，父母接受更高的教育有利于婴儿的健康［26］，较高的儿童存活率降低了父母生育更多孩子的渴望；第二，受教育程度更高的人接受的避孕知识更多，更善于使用避孕药具［27］，研究显示已婚夫妇避孕比例与生育率高度相关［16］，而受教育程度更高的人群避孕率更高［28］；第三，受教育程度更高的父母更注重孩子的质量而非数量，在孩子的健康和教育方面将给予更多的经济投入与时间投入，养育孩子的经济成本和机会成本显著降低了人们的生育意愿［29］。

除了以上三种机制外，本文认为教育回报、性别观念与养儿防老观念也是教育影响生育意愿的重要作用机制。一是教育回报机制。研究发现，受教育程度较高的人比受教育程度较低的人赚得的工资更高，失业率更低，从事的职业也更有声望［30］，而生育可能需要女性暂停工作甚至终止工作，生育后养育孩子也需要父母双方付出更多时间，因此受教育程度更高的人生养孩子的机会成本更高，这使人们生育孩子的需求减少。二是性别观念机制。本研究的性别观念指个人在男女的社会角色、权利、责任上的价值观念和态度［31］。中国几千年的传统社会，形成了“男主外，女主内”的传统性别观念。伴随着受教育程度的提高，人们的性别观念会更加趋向平等［9，32］，而研究表明，性别观念趋向平等会对生育意愿产生负向影响［33］。三是养儿防老观念机制。研究发现，教育提升能够弱化人们的养儿防老观念，而养儿防老观念能够提高人们的生育意愿［34］，故而教育提升会通过弱化养儿防老观念来降低生育意愿。图1总结了教育影响生育意愿的作用机制。

婴儿存活率上升、有效避孕率提高与更重视孩子质量是对整个家庭而言的，而教育回报、性别观念与养儿防老观念则可能因其在两性间表现的不同，引起教育与生育关系的性别差异。首先，教育回报在两性间存在差异。由于女性获得教育的机会比男性低［35］，导致女性的收入水平一直低于男性，因此女性提高受教育程度的教育回报会比男性更高，女性生育的机会成本相较于男性便提高的更多。其次，由于传统性别观念对女性的约束比男性大，因此理论上提高受教育程度对女性性别观念的影响较男性会更迅速，换言之，在我国性别观念仍在向平等演变的当下，教育对女性性别观念的影响比对男性更大，进一步地对女性生育意愿的负向影响也更大。最后，在养儿防老观念方面，受传统性别观念影响，女性在照顾家庭方面付出的更多，而在获取收入的能力上低于男性，因此养儿防老对女性而言更加重要。也因此，由提高受教育程度带来的教育回报等对女性养儿防老观念的弱化作用更大，对女性生育意愿的削减作用随之更大。基于此，本文在探索教育对生育意愿影响的性别差异的同时，还分析了造成这种性别差异的作用机制。

三、数据、变量与模型

1.数据与样本

本文的数据来源于中国综合社会调查（ChineseGeneralSocialSurvey，CGSS）数据库，使用2015、2017、2018、2021年四期数据进行研究。选取这四期数据的原因有以下两点：

第一，扩大样本量。

第二，我国的生育政策虽是从2011年起逐渐放开的，但初期的“双独二孩”与“单独二孩”政策所覆盖人群依然比较局限，而自2015年宣布即将施行“全面二孩”政策后，有更大范围的育龄人群可能因此调整生育意愿，人们在意愿生育子女数上的选择空间也更大虽然2016年才开始全面放开二孩，但由于在2015年人们便可能已得到消息，并据此调整了生育意愿，因此文章也选取了2015年的数据样本。，因此研究2015年后生育意愿的影响因素更有意义。育龄女性一般指年龄处于15—49岁的女性，结合我国的法定结婚年龄，当样本性别为女时，保留年龄为20—49岁的样本；当样本性别为男时，保留其配偶年龄为20—49岁的样本。在剔除极端值、异常值以及缺失值后，最终得到有效样本13525个。

2.变量说明

被解释变量为生育意愿。参照以往研究，将生育意愿定义为理想子女数［6，36-37］。在CGSS2015、2017、2018与2021年的调查问卷中均设置了相同的问题：“如果没有政策限制的话，您希望有几个孩子？”，取各样本回答的具体数值作为各样本的理想子女数，并进行缩尾处理以剔除极端值和异常值，将愿意生育4个及以上孩子样本的理想子女数统一归类为4。

如图2所示，不愿意生育孩子、只愿意生育1个孩子及愿意生育3个孩子的比例呈上升趋势，愿意生育2个孩子的比例呈下降趋势，2021年愿意生育4个及以上孩子的比例较前几年出现下降。

解释变量为受教育程度，以受教育年限来衡量，文盲赋值为0，小学赋值为6，初中赋值为9，高中、中专、职高、技校赋值为12，大专赋值为15，本科赋值为16，研究生及以上赋值为19。此外，本文有三个关键的机制变量：个人收入水平、性别观念与养儿防老观念。个人收入水平使用个人年收入来衡量，并取对数。性别观念借鉴其他文献的做法［38］，使用主成分分析法，选择问卷中与男女性别观念相关的四个问题来构造性别观念变量，这四个问题分别是：“男人以事业为重，女人以家庭为重”、“男性能力天生比女性强”、“干得好不如嫁得好”、“在经济不景气时，应该先解雇女性员工”，并对问卷中的评分进行了处理，对“完全同意”、“比较同意”、“无所谓同意不同意”、“比较不同意”、“完全不同意”分别赋值1—5，分数越高表示对该问题所代表的性别观念越趋向现代与平等Bartlett球形检验与KMO检验表明该方面适合作因子分析，各年均提取出了一个公因子，并将这一公因子作为性别观念的代理变量。。养儿防老观念使用问卷中对“您认为有子女的老人的养老主要应该由谁负责”的回答来衡量，将回答“应主要由子女负责”的设置为1，否则为0。

此外，文章还控制了一系列可能影响生育意愿的变量，包括年龄、性别、户口、是否工作、健康状况、家庭总收入（取对数）、兄弟姐妹数量、是否与父母同住、家庭住房面积、养老保险、社会阶层认同、地区经济发展水平以及省份与时间固定效应。

3.模型选择

本研究的因变量为离散变量，相较于线性模型，非线性模型的估计效果更好［39］。由于被解释变量生育意愿为有序分类变量，参照以往研究［37］，使用Oprobit模型来探索教育对生育意愿的影响。据此，本文设定的基准回归模型如下：

lnPj（ferwillipt）1-Pj（ferwillipt）=αEduipt+βControlsipt+Rp+Tt+εipt（1）

其中，ferwillipt表示t年p省i个体的生育意愿，Eduipt表示t年p省i个体的受教育年限，Controlsipt表示t年p省i个体的控制变量，Rp为省份固定效应，Tt为时间固定效应，εipt为随机扰动项。Pj（ferwillipt）表示ferwillipt取到前j个值的累积概率，根据本研究的数据分布，j=0、1、2、3、4。本文关注的核心参数为α，表示受教育年限对生育意愿的影响情况。不过，由于Oprobit模型的系数大小没有实际意义，还需要通过计算边际效应来分析教育对生育意愿的影响情况。

四、实证结果

1.基准回归结果

表2汇报了基于Oprobit模型的基准回归结果。无论是第（1）列的全样本检验，还是第（2）、（3）列的分性别检验，受教育年限的系数均显著为负，表明受教育年限显著负向影响个体的生育意愿。为了检验教育对生育意愿的影响是否存在性别差异，第（4）列中加入受教育年限与性别的交互项，其系数显著为正，表明受教育年限对女性生育意愿的负向影响程度比男性更大。此外，为了结果的稳健性，参考其他学者的做法［40］，进一步使用费舍尔组合检验法对第（2）、（3）列进行了受教育年限的组间系数差异检验，结果显示受教育年限的组间差异显著。综上，由基准回归结果可得，受教育年限显著负向影响个体的生育意愿，且这种负向影响在女性群体中更大。控制变量的回归结果与经验较为一致。年龄越大，经济能力越强，生育意愿越高。农村居民相比城市居民的生育意愿更高。住房面积越大的个体，面临的由生育孩子增加的住房压力越小，生育意愿越高。男性相比女性的生育意愿更高。个体社会阶层认同越高，意味着个体的经济水平等方面越高，生养孩子的压力越小，生育意愿也随之上升。

2.边际效应分析

基准回归中报告的教育对生育意愿的影响是基于Oprobit模型估计得出的，而基于Oprobit模型得出的参数估计值仅可以提供受教育年限对生育意愿影响的方向及显著性水平的有限信息，不能对其数值进行直接分析。因此，若要分析受教育年限对生育意愿的具体影响情况，需要计算受教育年限对生育意愿影响的边际效应。传统上，常常计算样本均值处的边际效应，但是对于非线性模型而言，样本均值处的个体行为无法代表整个样本中个体的平均行为，因此，使用平均边际效应更有意义。表3汇报了全样本与不同性别下，基于Oprobit模型计算的教育对生育意愿影响的平均边际效应，同时为了结果的稳健性，也基于ologit模型进行了计算。首先，观察使用Oprobit模型计算的边际效应，结果显示对于全样本而言，受教育年限每增加1年，不愿意生育孩子的概率上升5-56%，只愿意生育1个孩子的概率上升2-71%，愿意生育2个孩子的概率下降0-42%，愿意生育3个孩子的概率下降3-48%，愿意生育4个及以上孩子的概率下降5-09%。根据男女样本边际效应计算得出的边际效应性别差异（（女性的边际效应-男性的边际效应）/女性的边际效应）显示，在每个意愿生育子女数上，男性样本中教育的边际效应均比女性样本中低40%左右，其中，教育在愿意生育2个孩子处的边际效应在两性间差异最大。其次，比较基于ologit模型与基于Oprobit模型的边际效应计算结果，发现符号一致、大小接近，且边际效应的性别差异类似，证明计算结果具有稳健性。

3.内生性处理

影响生育意愿的因素众多，模型设定不可避免地存在遗漏变量，导致模型具有内生性问题。本文参考其他文献的做法［41］，将生育意愿近似看为连续型变量，选取受义务教育法暴露程度与高校扩招作为受教育年限的工具变量，采用工具变量法以解决模型的内生性问题。参照其他学者的做法［42］，构建受义务教育法暴露程度变量，公式如下：

Expipt=0，if（biryeaript

biryeaript-firstipt+110，if（firstipt

（birmonthipt≥9）

1，if（biryeaript≥fullipt）（2）

其中，Expipt表示t年p省i个体的受义务教育法暴露程度，取值范围为0—1；biryeaript表示t年p省i个体的出生年份；birmonthipt表示t年p省i个体的出生月份；firstipt表示t年i个体所在的p省中，初始受到义务教育法影响的年龄组的出生年份；fullipt表示t年i个体所在的p省中，最开始完全受到义务教育法影响的年龄组的出生年份。各省份开始实施义务教育法的年份不同，如果个体i在所在省份义务教育法开始实施时年龄已经大于15岁，或等于15岁但出生月份在9月之前，则不会受到义务教育法影响，受义务教育法暴露程度为0；如果个体i在义务教育法开始实施时的年龄小于等于6岁，则会完全受到义务教育法影响，受义务教育法暴露程度为1；其他出生时间的个体受义务教育法暴露程度见公式（2）。各省份义务教育法实施年份的数据来源于已有学者的研究［43］。理论上，首先，个体受义务教育法暴露程度越大，对其受教育程度的促进作用越强，满足相关性要求；其次，个体受义务教育法暴露程度不会直接影响个人的生育意愿，满足外生性要求。

除此之外，参考其他学者的做法［44］，以高校扩招作为受教育年限的另一个工具变量，进行2SLS估计。高校扩招源于1998年底我国出台的《面向21世纪教育振兴行动计划》，结合义务教育法规定的儿童入学时间，计算出1981年出生的人群为高校扩招的初始影响队列。具体而言，当出生年份大于1981年时设置为1，当出生年份小于1981年时设置为0；当出生年份为1981年时，若出生月份大于8月，则设置为1，否则设置为0。理论上，首先，高校扩招与个体受教育程度提升至专科、本科及研究生水平呈正向关系，满足相关性要求；其次，高校扩招不会直接影响个人的生育意愿，满足外生性要求。

表4汇报了2SLS回归结果。第（1）列为基于全样本的第一阶段回归结果，受义务教育法暴露程度与高校扩招的系数均显著为正，第（2）—（5）列的KleibergenPaaprkWaldF值也证明模型不存在弱工具变量问题。第（2）—（5）列过度识别检验的p值均大于0-1，证明工具变量满足外生性要求，KleibergenPaaprkLM统计量的p值均小于0-01，显著拒绝了工具变量识别不足的原假设，因此本文选取的工具变量较为合适。结果表明，受教育年限显著负向影响个体的生育意愿，且由第（5）列受教育年限与性别交互项的系数符号可知，教育对女性生育意愿的负向影响大于男性，与基准回归的结论一致。

4.稳健性检验

为验证实证结果的稳健性，本文通过更换计量方法、更换工具变量法等进行了一系列的稳健性检验，结果见表5。第一，更换计量方法。由于被解释变量生育意愿为计数变量，样本的方差与均值不相等，不适合使用泊松模型，且0值较少，在样本中占比不到2%，因此，本研究使用负二项模型再次对生育意愿进行回归，结果见PanelA。此外，参照其他学者的做法［45］，使用ologit模型重新进行了实证检验，回归结果见PanelB。第二，更换工具变量法。受教育年限为连续型变量，适用于线性模型进行回归，生育意愿为离散型变量，适用于非线性模型进行回归，故参照其他学者的做法［46］，使用条件混合过程（CMP）估计法重新进行检验，第一阶段的回归基于OLS模型，第二阶段的回归基于Oprobit模型，回归结果见PanelC。可以看出，各检验结果与上面的实证结果基本一致，证明本文的研究结论具有稳健性。

五、机制检验

由前面的实证结果可知，教育对生育意愿的影响存在性别差异，而在前面理论机制分析中指出，教育回报、性别观念与养儿防老观念可能是促使这种性别差异产生的原因，因此，本部分进一步对这三条作用路径进行机制检验。

1.教育回报

当前有关教育回报的研究已经十分丰富，相关研究普遍显示，教育水平提高对人们的收入具有正向影响［47］。在我国由于先前女性接受教育的机会比男性小，因此教育回报在两性间可能存在差异，换言之，由受教育程度提高引起的生育机会成本的增加幅度在两性间可能不同，进一步地，对两性生育意愿的影响也会不同。表6第（1）列的结果表明，个人年收入提高对生育意愿的确具有显著负向影响，也就是生育的机会成本上升会降低生育意愿。表6第（2）—（4）列的回归结果显示，受教育年限增加会显著提升个体的收入水平，且第（4）列受教育年限与性别交互项的系数显著为负，意味着教育对女性收入水平的提升作用比男性更高。也就是说，由于生育的机会成本上升会降低人们的生育意愿，而女性由提高受教育程度带来的生育机会成本增加幅度大于男性，便形成了受教育程度提高对女性生育意愿的负向影响超过男性。

2.性别观念

教育促进了人们的性别观念向平等演变，女性越来越渴望外出工作，实现自我价值，与丈夫共同赚钱养家。且由于传统性别观念对女性的约束比男性大，理论上提高受教育程度对女性性别观念的影响较男性会更迅速。而进一步地，性别观念会对人们的生育决策产生影响［33］。表7第（1）列的结果显示，性别观念趋于平等会显著降低人们的生育意愿。表7第（2）—（4）列的结果表明，受教育年限增加会显著促进人们的性别观念趋向平等，且第（4）列受教育年限与性别交互项的系数显著为负，这意味着教育对女性性别观念向平等演变的促进作用超过男性。也就是说，由于性别观念趋于平等会降低人们的生育意愿，而受教育程度提高对女性性别观念趋向平等的促进作用大于男性，这使得受教育程度提高对女性生育意愿的负向影响超过男性。

3.养儿防老观念

受教育程度提高能够通过提升人们的收入水平和提升社会保障参保率等，弱化人们的养儿防老观念［34］。且由于受传统性别观念影响，女性在照顾家庭上付出的更多，获得教育的机会比男性低［35］，赚取收入的能力也不如男性，因此理论上由提高受教育程度带来的教育回报、性别观念向平等演变等，对女性养儿防老观念的弱化作用更大。而研究表明，养儿防老观念会提高人们的生育意愿［34］。表8第（1）列的结果显示，持养儿防老观念者的生育意愿显著更高。表8第（2）—（4）列的结果表明，增加受教育年限能够弱化人们的养儿防老观念，且第（4）列受教育年限与性别交互项的系数显著为正，这意味着教育对女性养儿防老观念的弱化作用超过男性。也就是说，由于持养儿防老观念能够增加生育意愿，而提高受教育程度对女性养儿防老观念的弱化程度更大，总体上便会促使受教育程度提高对女性生育意愿的负向影响程度超过男性。

六、进一步研究

不同人群之间教育对生育意愿的影响情况不尽相同，比如农业户口居民与非农业户口居民之间，不同家庭收入水平的居民之间，不同社会阶层认同的居民之间等。

本部分探索不同人群之间教育与生育意愿的关系，以及其中性别差异的表现。

1.不同户口性质

表9汇报了基于2SLS模型分性别与户口的异质性检验结果。第（1）—（6）列检验了在不同性别下不同户口性质的人群其教育与生育意愿的关系，结果表明，受教育年限对农业户口居民生育意愿的影响十分显著，对非农业户口居民生育意愿的影响显著性水平较低，其中第（3）列与第（6）列中受教育年限与户口性质交互项的系数显著为正，表明受教育年限对农业户口居民的生育意愿影响程度更大。第（7）列对农业户口居民进行了教育对生育意愿影响的性别差异检验，结果显示，受教育年限与性别交互项的系数显著为正，即教育对农村女性生育意愿的负向影响程度大于农村男性。第（2）、（5）、（8）列的检验结果表明，虽然整体上教育对非农业户口居民的生育意愿没有显著影响，但分样本来看，提高受教育程度对非农业户口女性生育意愿的影响是显著的。

2.家庭收入水平

家庭收入水平的高低决定着个体面临的经济压力大小，而经济压力是影响生育意愿的关键因素，而且家庭收入水平也会对个体的受教育程度产生影响。因此，理论上不同家庭收入水平间教育与生育意愿的关系也会不同。

本研究将家庭全年总收入按从小到大进行排序，然后按照三分位数将样本划分为低、中、高家庭收入组，考察不同家庭收入水平的个体其教育与生育意愿的关系是否存在差异。

表10汇报了基于2SLS模型的家庭收入水平对教育与生育意愿关系的影响结果。第（1）—（3）列检验了全样本与不同性别的家庭收入水平的调节效应，结果表明，各组家庭收入水平越高，受教育年限对个体生育意愿的负向影响程度均越低，不过家庭收入水平的调节效应在男性样本中的显著性水平较低。第（4）—（6）列检验了不同家庭收入水平样本下，教育与生育意愿关系的性别差异情况。结果表明，在低、中家庭收入水平组，受教育年限对生育意愿的负向影响十分显著，且受教育年限对女性生育意愿的负向影响大于男性。在高家庭收入水平组，受教育年限系数的显著性水平较低，且教育对生育意愿的影响不存在性别差异。

3.社会阶层认同

不同社会阶层认同的人群所持有的生育观念可能有所不同，使得教育对生育意愿的影响在不同社会阶层认同群体间有所区别。以CGSS问卷中“综合看来，在目前这个社会上，您本人处于社会的哪一层？”的评分（1—10分）作为个体社会阶层认同的取值，将评分为1—4的样本归类为低社会阶层认同，将评分为5—6的样本归类为中社会阶层认同，将评分为7—10的样本归类为高社会阶层认同。表11汇报了基于2SLS模型的社会阶层认同对教育与生育意愿关系的影响结果。第（1）—（3）列检验了全样本与不同性别的社会阶层认同的调节效应，结果表明，各组社会阶层认同越高，受教育年限对个体生育意愿的负向影响程度均越低，不过社会阶层认同的调节效应在男性样本中显著性水平较低。第（4）—（6）列检验了不同社会阶层认同样本下，教育与生育意愿关系的性别差异情况。结果表明，在低、中社会阶层认同组，受教育年限对生育意愿的负向影响十分显著，且受教育年限对女性生育意愿的负向影响大于男性。在高社会阶层认同组，受教育年限的系数不显著。

七、结论与讨论

本研究使用CGSS2015、2017、2018与2021年数据，探索了教育对生育意愿的影响及其中的性别差异。研究发现，教育显著负向影响个体生育意愿，且对女性生育意愿的负向影响程度大于男性。边际效应分析表明，在每个意愿生育子女数上，男性样本中教育的边际效应均比女性样本中低40%左右，其中，教育在愿意生育2个孩子处的边际效应在两性间差异最大。由于模型设定不可避免地存在内生性，本文选取受义务教育法暴露程度与高校扩招作为受教育年限的工具变量来消除内生性问题，2SLS回归结果与基准回归结果基本一致。

机制检验表明，教育回报、性别观念与养儿防老观念是教育对生育意愿的影响存在性别差异的重要原因。此外，研究还发现，提高受教育程度对农业户口居民与非农业户口女性的生育意愿具有显著负向影响，对非农业户口男性的生育意愿影响并不显著，且教育对农业户口女性生育意愿的影响程度大于农业户口男性；随着家庭收入水平的上升与社会阶层认同的提高，教育对生育意愿的影响程度逐渐减弱，其中，在低、中家庭收入水平与社会阶层认同组，教育对女性生育意愿的负向影响程度大于男性。基于以上研究结论，本文得出以下研究启示。

第一，尽管有研究表明，当达到高人类发展水平时，教育的进一步发展可以扭转生育率下降的趋势，人类发展指数与生育率将变成正相关［14］，但根据本文的研究结论，在中国的教育水平与居民收入水平依然不是很高的情况下，当前中国的教育与生育意愿依然呈负向关系。提高教育水平会降低生育意愿为一矛盾的客观现实，其症结在于中国居民的收入水平与社会保障水平尚未足够高。因此，为扭转这一局面，根本路径在于提高居民收入水平与社会保障水平，进一步降低人们生养孩子的经济成本与机会成本。

第二，本文的研究表明，教育对女性生育意愿的负向影响显著大于男性，而女性是生育行为的载体，其对是否实施生育行为的决定作用更大。这就意味着要重视教育对生育意愿影响的这一性别差异，尤其要减轻女性的生育负担，如切实有效地减少由生育导致的女性就业歧视、在工作场所提供更适宜的工作—家庭平衡政策、扩大女性的生育保险覆盖面和发展婴幼儿照护与托管行业等。对于中低家庭收入水平与社会阶层认同的女性，这一需求更加迫切。

参考文献：

［1］蔡昉.中国经济改革效应分析——劳动力重新配置的视角［J］.经济研究，2017（7）：4-17.

［2］原新.我国人口增长的最新趋势与应对方向［J］.人民论坛，2022（Z1）：68-70.

［3］LUTZW，SKIRBEKKV.Policiesaddressingthetempoeffectinlowfertilitycountries［J］.PopulationandDevelopmentReview，2005，31（4）：699-720.

［4］陈卫，郭亚隆.中国的人口负增长与人口老龄化［J］.北京社会科学，2023（8）：101-112.

［5］顾宝昌.生育意愿、生育行为和生育水平［J］.人口研究，2011（2）：43-59.

［6］周晓蒙.经济状况、教育水平对城镇家庭生育意愿的影响［J］.人口与经济，2018（5）：31-40.

［7］刘章生，刘桂海，周建丰，范丽琴.教育如何影响中国人的“二孩”意愿？——来自CGSS（2013）的证据［J］.公共管理学报.2018（2）：104-119.

［8］王一帆，罗淳.促进还是抑制？受教育水平对生育意愿的影响及内在机制分析［J］.人口与发展，2021（5）：72-82.

［9］赵梦晗.女性受教育程度与婚配模式对二孩生育意愿的影响［J］.人口学刊，2019（3）：16-27.

［10］BASUAM.Whydoeseducationleadtolowerfertility？acriticalreviewofsomeofthepossibilities［J］.WorldDevelopment，2002，30（10）：1779-1790.

［11］CYGANREHMK，MAEDERM.Theeffectofeducationonfertility：evidencefromacompulsoryschoolingreform［J］.LabourEconomics，2013，25（C）：35-48.

［12］BAUDINT，CROIXDDL，GOBBIPE.FertilityandchildlessnessintheUnitedStates［J］.AmericanEconomicReview，2015，105（6）：1852-1882.

［13］MILLSM，MENCARINIL，TANTURRIML，BEGALLK.GenderequityandfertilityintentionsinItalyandtheNetherlands［J］.DemographicResearch，2008，18（1）：1-26.

［14］MYRSKYLM，KOHLERHP，BILLARIFC.Advancesindevelopmentreversefertilitydeclines［J］.Nature，2009，460（7256）：741-743.

［15］TESTAMR.OnthepositivecorrelationbetweeneducationandfertilityintentionsinEurope：individual-andcountrylevelevidence［J］.AdvancesinLifeCourseResearch，2014，21：28-42.

［16］MCCLAMROCHK.Totalfertilityrate，womenseducation，andwomenswork：whataretherelationships？［J］.PopulationandEnvironment，1996，18（2）：175-186.

［17］MONSTADK，PROPPERC，SALVANESKG.Educationandfertility：evidencefromanaturalexperiment［J］.TheScandinavianJournalofEconomics，2008，110（4）：827-852.

［18］KRAVDAL，RINDFUSSRR.Changingrelationshipsbetweeneducationandfertility：astudyofwomenandmenborn1940to1964［J］.AmericanSociologicalReview，2008，73（5）：854-873.

［19］LIUDH，RAFTERYAE.Howdoeducationandfamilyplanningacceleratefertilitydecline？［J］.PopulationandDevelopmentReview，2020，46（3）：409-441.

［20］BRANDJE，DAVISD.Theimpactofcollegeeducationonfertility：evidenceforheterogeneouseffects［J］.Demography，2011，48（3）：863-887.

［21］TRIMARCHIA，BAVELJV.Educationandthetransitiontofatherhood：theroleofselectionintoUnion［J］.Demography，2017，54（1）：119-144.

［22］TRAGAKIA，BAGAVOSC.MalefertilityinGreece：trendsanddifferentialsbyeducationlevelandemploymentstatus［J］.DemographicResearch，2014，31（6）：137-160.

［23］NISNJ，MARTIKAINENP，KAPRIOJ，SILVENTOINENK.Educationaldifferencesincompletedfertility：abehavioralgeneticstudyofFinnishmaleandfemaletwins［J］.Demography，2013，50（4）：1399-1420.

［24］JALOVAARAM，NEYERG，ANDERSSONG，etal.Education，gender，andcohortfertilityintheNordiccountries［J］.EuropeanJournalofPopulation，2018，35（1）：563-586.

［25］LAKOMAY＇G1M.Theroleofvaluesandofsocioeconomicstatusintheeducationfertilitylinkamongmenandwomen［J］.ViennaYearbookofPopulationResearch，2017，15（1）：121-141.

［26］CURRIEJ，MORETTIE.Motherseducationandtheintergenerationaltransmissionofhumancapital：evidencefromcollegeopenings［J］.TheQuarterlyJournalofEconomics，2003，118（4）：1495-1532.

［27］GROSSMANM.Ontheconceptofhealthcapitalandthedemandforhealth［J］.JournalofPoliticalEconomy，1972，80（2）：223-255.

［28］MARTINTC.Womenseducationandfertility：resultsfrom26demographicandhealthsurveys［J］.StudiesinFamilyPlanning，1995，26（4）：187-202.

［29］贺达.费钱还是费力？家庭教育投入对生育意愿的抑制及调节效应分析［J］.人口与发展，2023

（4）：59-74.

［30］CARDD.Thecausaleffectofeducationonearnings［M］//ASHENFELTERO，CARDD.HandbookofLaborEconomics，Vol.3A.Amsterdam：NorthHolland，1999：1801-1863.

［31］卿石松.中国性别角色观念代际传递分析［J］.中国人口科学，2018（6）：80-91.

［32］刘爱玉，佟新.性别观念现状及其影响因素——基于第三期全国妇女地位调查［J］.中国社会科学，2014（2）：116-129.

［33］胡荣，林彬彬.性别平等观念与女性生育意愿［J］.求索，2020（4）：142-148.

［34］何兴邦，王学义，周葵.养儿防老观念和农村青年生育意愿——基于CGSS（2013）的经验证据［J］.西北人口，2017（2）：31-38.

［35］朱金霞，吕康银，张丽.性别收入差异及性别歧视的变化［J］.技术经济与管理研究，2014（6）：83-89.

［36］王维国，付裕，刘丰.生育政策、生育意愿与初育年龄［J］.经济研究，2022（9）：116-136.

［37］王天宇，彭晓博.社会保障对生育意愿的影响：来自新型农村合作医疗的证据［J］.经济研究，2015（2）：103-117.

［38］卿石松.性别角色观念、家庭责任与劳动参与模式研究［J］.社会科学，2017（11）：91-100.

［39］陈字，邓昌荣.中国妇女生育意愿影响因素分析［J］.中国人口科学，2007（6）：75-81，96.

［40］毛其淋，王玥清.ESG的就业效应研究：来自中国上市公司的证据［J］.经济研究，2023（7）：86-103.

［41］李长安，杨智姣，范小海.受教育程度、收入阶层与生育意愿研究［J］.教育经济评论，2023（2）：106-128.

［42］MAM.Doeschildrenseducationmatterforparentshealthandcognition？evidencefromChina［J］.JournalofHealthEconomics，2019，66：222-240.

［43］CUIY，LIUH，ZHAOL.Motherseducationandchilddevelopment：evidencefromthecompulsoryschoolreforminChina［J］.JournalofComparativeEconomics，2019，47（3）：669-692.

［44］方超，叶林祥.教育对城乡居民主观幸福感的影响——基于公共教育扩张政策的经验证据［J］.江淮论坛，2022（6）：181-188.

［45］杨晓蕾，钟如雨.家庭收入水平、性别观念与再生育意愿［J］.财经科学，2023（4）：137-148.

［46］叶金珍，王勇.相亲结婚真的靠谱吗——基于CFPS2014数据的研究［J］.南开经济研究，2019（1）：117-136.

［47］ANGRISTJD，KRUEGERAB.Doescompulsoryschoolattendanceaffectschoolingandearnings？［J］.TheQuarterlyJournalofEconomics，1991，106（4）：979-1014.

GenderDifferencesoftheImpactofEducationonFertilityIntentionsandItsMechanisms

LIChangan，LIYan

（SchoolofGovernmentManagement，UniversityofInternationalBusinessandEconomics，Beijing100029，China）

Abstract：

Educationhasalwaysbeenafactorthathasreceivedmuchattentionforinfluencingfertility.However，therelevantliteraturehasoftenneglectedtoexaminetherelationshipbetween

educationandfertilityamongmen，whereasmenplayanequallyimportantroleinfertility.Soaretheregenderdifferencesintherelationshipbetweeneducationandfertilityintentions？ThispaperexplorestheimpactofeducationonfertilityintentionsandthegenderdifferencesthereinbyapplyingtheOprobitmodel，instrumentalvariablemethod，etc.，usingCGSSdatafor2015，2017，2018and2021.Thestudyfoundthateducationhasasignificantlynegativeimpactonfertilityintentions，andthenegativeimpactonfertilityintentionsofwomen isgreaterthanthatofmen.

Marginaleffectanalysisshowsthatforeachdesirednumberofchildren，themarginaleffectofeducationamongmenislowerthanthatamongwomen.Andthemarginaleffectofeducationdiffersmostbetweenmenandwomenatthelevelofwillingnesstohavetwochildren.Mechanismanalysisshowsthatthereturnstoeducation，genderconceptsandtheconceptofraisingchildrenforoldageareimportantreasonsforthegenderdifferencesintherelationshipbetweeneducationandfertilityintentions.Inaddition，thestudyalsofindsthateducationhasagreaterimpactonwomensfertilityintentionsthanmensinthegroupsofagriculturalhouseholdregistration，lowandmediumhouseholdincomelevelandlowandmediumsocialclassidentity.

Thisgenderdifferenceisnotsignificantinthegroupsofurbanhouseholdregistration，highhouseholdincomelevelandhighsocialclassidentity.Finally，basedonthefindings，thearticlediscussestheimplicationsforrealityandputsforwardtargetedopinionsonthegenderdifferencesintherelationshipbetweeneducationandfertilityintentions.

Keywords：fertilityintentions；education；genderdifferences；mechanisms

［责任编辑崔子涵］

（对外经济贸易大学政府管理学院，北京100029）