科研成果

KEYANCHENGGUO

目前已有学者关注到了收入对生育水平的影响，如李子联（2016）等认为收入和生育率之间存在相互冲击效应，但尚无学者探析资产及财富的相对效应。另外，从研究视角来看，大多数学者着眼于整个社会的收入不平等，而鲜有学者关注微观层面的收入差异对个体单位产生的影响。本文在前人研究的基础上，采用CLDS（2018）的个体与家庭数据，尝试从微观层面出发，深入探析社区内部的财富不平等对居民生育意愿的影响。

一、理论回顾与研究假说

生育意愿（fertility desire）属于一套概念体系，不仅包括生育时间、子女性别偏好，还包括夫妻生育观念的统一等。在生育意愿研究中，考虑自身实际情况下打算生育子女数，是最常用的概念（Ryder & Westoff，1971）。学界认为，生育意愿与育龄妇女的个体收入、教育背景、家庭结构、家庭收入状况都有密切的关系，生育的直接成本和间接成本是影响居民生育意愿的重要因素。在对生育意愿的研究中，人们往往忽视家庭资产以及社区内部收入与资产分化对居民生育意愿的影响。本节从收入到资产，阐述社区内部居民财富的不平等对其生育意愿的影响，主要回顾国内外关于收入与资产的不平等对生育意愿影响的理论视角和经验研究，并在此基础上提出本文的研究假设。

• 从收入到资产：财富不平等的研究视角

《论语·季氏篇》有云：不患寡而患不均。自古以来，不平等就是社会关注的焦点问题。关于社会不平等，学者们关注的焦点大都集中于收入不平等。Thomas Piketty（2014）在《21世纪资本论》中提出了新的论点：近几十年来不平等现象已经扩大，而且还将变得更加严重，原因在于经济的制高点不仅由财富（收入）决定，还由继承的财富（即家庭资产）决定，因为资本回报率高于经济增长率，资产分化造成的不平等比收入不平等更甚。随着时代的发展和收入的提高，我国居民的消费、储蓄和投资结构同样发生了很大的变化。居民开始购买金融资产、住房资产，甚至进行实体投资，从而完成了资产性收入累积，居民收入资本化逐渐呈现。

学界普遍认为，收入分化与阶级阶层、经济地位之间有着紧密联系。不少学者已经论证了收入不平等对个人幸福感、个体健康、社会关系等方面的影响（Hugh Gravelle，2002；李强，2005；黄嘉文，2016）。近年来，学者们也尝试用经济学中的“成本-效益理论”和“效用理论”来解释生育行为，认为生育意愿取决于个体从中所支付的成本与所获取的报偿之间的权衡，只有投资于孩子的收益大于成本，或者获取相对较高的效用水平，理性的家庭才会选择生育。直接成本方面，“养不起”已成为影响家庭生育的主要因素。石智雷、杨云彦（2014）对湖北省“单独二孩”家庭进行了大样本调查，结果显示，在符合政策要求但不打算生育二孩的家庭中，有一半的家庭表示原因是经济压力过大。杨菊华（2018）通过对2016年流动人口动态监测数据的分析，探讨了流动人口的生育意愿，发现该人群二孩生育意愿较弱，不打算生育二孩的主要原因是成本过高。

间接成本是指女性生育的机会成本，具体表现于女性的职业发展与孩子养育的矛盾。当前劳动力市场机制以效率为主，以及在子女生育和家庭责任压力的情况下，使得女性在就业竞争中处于弱势地位。杨慧（2016）对城镇女性生育二孩是否影响工作和家庭的平衡进行研究，发现孩子的数量及年龄对工作和家庭的平衡有显著的影响。在公共托育服务缺乏的情况下，生育二孩或有3岁以下孩子的城镇女性，家庭与工作的矛盾更多，部分女性被迫中断工作。朱兰（2020）基于CGSS的微观数据，对已婚女性的生育机会成本进行了分析，发现在其它条件不变的条件下，女性生育率的提高将增加劳动供给、工资收入和健康人力资本等机会成本。

综上所述，养育成本过高和经济负担过大已经成为制约育龄妇女生育决策的主要因素，职业发展和养育孩子的矛盾冲突也使得育龄妇女对生育大事望而却步。伴随着经济的飞速发展，资产分化对居民生活的影响远远超过收入差异，作为绝对不平等的重要衡量指标，资产对生育意愿的影响效应是否会超过收入等传统指标？相较于收入不平等，资产不平等对居民生育意愿的影响是否更为深刻？新三孩生育政策下，财富不平等对城乡居民的生育意愿影响值得进一步的思考与探究。

（二）研究假说

1.绝对收入（资产）与生育意愿

现代经济学是构建于“财富增加将导致福利”这一核心命题的，如果现代经济学的核心命题无误，毋庸置疑，绝对不平等影响了人们的福利，进而影响居民生育意愿，并且是普遍性的影响。当然，这里的绝对不平等主要包括收入与资产。居民的收入和资产决定其社会财富资本的积累，影响其家庭消费，并影响着家庭人口发展。如果住户拥有较多的财富积累，其生育意愿就不必受到经济条件的制约，从而促进其生育行为；而如果住户财富积累有限，虽有生育意愿却受经济条件所限，就会抑制其生育行为。

收入状况是影响个体生育意愿的重要因素，收入高低将直接决定育龄妇女生或不生。穆光宗（2001）、潘云华（2011）等指出，收入提高会使得人们更加重视生活质量的提升，更加关注孩子质量而非数量，养育子女的成本上涨而预期效用下降，从而导致对子女需求下降。但刘易斯（1999）等学者认为，并无可靠证据说明富人的孩子比穷人的孩子要少，收入增长抑制了生育意愿的说法并不科学。随后，李子联（2016）分析了收入和生育率之间的相互冲击效应，发现中国生育率的下降由基于生育行为的收入下降预期引致，而收入增长可以明显提升生育率，只不过高收入和低收入群体比中间收入群体的生育率更高；收入对生育率的影响呈现U型曲线特征，先降后升。综上分析，并考虑到收入和资产的区别，本研究提出以下具体假设：

假设1.1：控制了其它变量的前提下，家庭（绝对）收入越高，个体生育意愿越强烈。

假设1.2：控制了其它变量的前提下，家庭（绝对）资产规模越大，个体生育意愿越强烈。

2.相对收入（资产）与生育意愿

社会情境理论（Lowell Juilliard Carr，1945）认为：同一行为、同一刺激在不同社会情境下，会产生不同的心理反应。社区作为一种以地域为基础的生活共同体，是一种社会的网络空间，同社区的人们在长期的共同生活和互动中，能够产生功能、组织及心理情感上的共同认知和联系，并产生参照效应相互影响。利昂·费斯廷格（Leon Festinger，1954）的社会比较理论亦指出，每个个体在缺乏客观的情况下，会利用他人作为比较的尺度，来进行自我评价，向上与那些更社会化的人比较，向下则作逆向比较。这就为我们的生育意愿研究带来了新的启示：一个比较的视角，比如相对收入理论或参照组理论。美国人口经济学家理查德·伊斯特林（R.Easterlin，1961）在相对收入假说中提出，生育率并不仅仅是个人财富的反馈，而与人们惯常的经济状况联系更为紧密，内生化的生活期望标准（即相对收入）对年轻人的结婚和生育有决定性作用。据此推断，影响育龄妇女生育意愿的，除了收入（资产）分配的不平等，很可能还存在相对收入和相对资产的不平等。

陈钟翰等（2009）通过对上海市的实地调查，结合相关资料分析了发达地区的生育现状，并利用伊斯特林相对期群假说，论证了收入水平较高者的生育意愿也偏高，而且收入对生育意愿的影响因地而异。社会比较理论为我们提供了新的分析视角，相对收入水平会影响人们的地位认同，而相对地位的高低会影响居民的生育意愿。关于相对不平等对生育意愿的研究，已有文献的研究视角仅限于此，并未关注到社区内部不平等。本文将基于社区的研究视角，针对收入与资产的相对不平等开展研究，探究在社区内部居民收入和资产的相对位置对个人生育意愿带来的影响。据此，本文提出如下假设：

假设2.1：家庭收入在社区中的相对位置对个体生育意愿具有显著的正向促进作用。

假设2.2：家庭资产在社区中的相对位置对个体生育意愿具有显著的正向促进作用。

3.社区收入和资产的基尼系数效应

现有研究发现，与高收入群体相比，收入不平等对低收入群体幸福感的损害作用更为显著（何立新、潘春阳，2009；0ishi，et al，2011）。究其原因，一方面，高收入群体处于社会分层结构的顶端，是资源分配的既得利益者，因此，他们倾向于认同当前社会的收入分配格局，承认分配制度设置的合法性（Turnur，2009）。另一方面，低收入群体由于长期处于资源匮乏的状态，难以抵御生命历程中遭遇的风险。黄超（2020）从绝对地位和相对地位的视角下探讨了家庭收入和家庭资产对城乡居民地位认同的影响，研究发现相对收入和相对资产对地位认同存在显著的正效应，不平等程度越高该效应越小，且该效应仅存在于农村社区，这一规律可通过相对地位机制起作用。

国内学者目前尚无人考虑收入和资产对生育意愿的基尼系数效应，但上述研究思路可资借鉴。从国家的宏观层面上来，收入和资产的不平等会对社会的各个方面产生影响，包括对居民生育意愿的影响；收入和资产的不平等越严重，对居民生育意愿的影响越深。从社区的微观层面上来，社区内部个体的收入和资产差异越大，对个体的生育意愿调节效应越大。基于此，本研究提出如下假设：

假设3.1：社区成员的收入不平等程度越高，家庭收入对个体生育意愿的影响效应越大。

假设3.2：社区成员的资产不平等程度越高，家庭资产规模对个体生育意愿的影响效应越大。

二、研究设计与模型构建

（一）数据来源

本文的数据来自中山大学社会科学调查中心实施的中国劳动力动态调查（China Labor-force Dynamic Survey, 简称CLDS）。CLDS采用多阶段、多层次、与劳动力规模成比例的概率抽样方法，对中国城乡以村（居）为追踪范围的家庭、劳动力个体开展每两年一次的动态追踪调查，系统地监测村（居）社区的社会结构和家庭、劳动力个体的变化与相互影响，建立劳动力、家庭和社区三个层次上的追踪数据库。CLDS从社区内部进行抽样，并利用家庭住址对被调查者进行一定排序，使被抽中的被调查者对整个社区具有代表性。其中，城乡社区按照数据编码筛选而出，分别对应城市中的街道和农村的自然行政村。

基于本文的研究目的，从社区不平等与生育意愿的角度，我们进行了数据清洗与数据处理。首先，对缺失数据进行删除，对逻辑错误数据进行纠错处理，比如在对个体年收入的统计中，若被访者标注“99999（不清楚）”，则采用插补法给予赋值；其次，对个体的家庭收入和家庭资产进行统计核算，并分别计算出收入基尼系数和资产系数；然后，为了基于社区的视角展开研究，这里剔除了被调查者数量少于20人的社区，从而保证了社区层次变量的代表性。2018年CLDS共调查社区1018个，有效社区为320个；2018年CLDS共有调查单位13503个，有效样本规模为9866人。由于研究问题是家庭中育龄妇女的生育意愿，通过家庭样本与个体样本的匹配，剔除无配偶和个体不存在的无效样本，再剔除20岁以下及49岁以上的个体样本，最终样本规模为2681人，涉及社区135个。

（二）变量选取

1.被解释变量

本文的被解释变量为生育意愿。CLDS个体问卷询问了被调查者关于生育的话题，比如现有几个孩子、生育第一个小孩的年龄、现有小孩的基础上是否还愿意再要孩子等。考虑到实际研究需要，并结合Ryder & Westoff（1971）等人的研究，本文将生育意愿定义为：“已育有一孩的基础上，您是否还打算再要孩子”，回答“是”则将其生育意愿赋值为1；反之赋值为0。对于已育有两孩的家庭，其生育意愿赋值为1。

对于收入与资产差距的衡量，本文沿用国际上通用的五分组，每组收入群体各占20%，将居民家庭收入由低到高划分为从1到5这五个等级，并分城乡统计出对应收入组的生育意愿比率。由图可以看出，无论城市社区或农村社区，中低收入家庭的生育意愿明显强于高收入家庭，且城乡社区的生育意愿存在明显差异。城市社区的中等收入家庭生育意愿最强，生育意愿比率为35.07%；而农村社区的低收入家庭生育意愿最强，生育意愿比率高达52.98%。随着收入水平的提升，高收入家庭的生育意愿急剧下降。

数据来源：中国劳动力动态调查（2018）

图1. 城乡居民生育意愿的分布

2.关键解释变量和调节变量

本文的关键解释变量有四个，分别是被调查者家庭的绝对收入、绝对资产、相对收入和相对资产。绝对收入也即被调查者的家庭总收入，按照当前中国的统计制度，我国住户（家庭）总收入包括工资性收入、经营性收入、财产性收入、转移性收入和其它收入，周建（2013）、臧旭恒（2018）、黄超（2020）等学者的研究沿用了这一统计口径。考虑城乡居民收入来源不同，本文将对城镇和农村住户家庭收入分别展开统计。城镇居民家庭总收入包括居民的劳动收入、经营性净收益、财产性收入（利息、红利、租金等）和转移性收入（含离退休金、价格补贴、赡养收入、赠送收入等）；农村居民家庭总收入包括劳动者报酬、家庭经营收入、财产性收入（利息、股息收入等）以及在外人口寄回和带回收入、赠送收入、救济收入、退休金、抚恤金、奖励收入、土地征用补偿收入、保险赔款等。

绝对资产是指家庭的资产总和。目前学术界关于家庭资产的测度并不统一。石智雷（2012）认为家庭经济资本应该包括家庭住房情况、家庭物质财富积累值和货币年收入，并进一步对各类资产进行权重分配；李涛（2014）、李江一（2015）、臧旭恒（2018）等学者则从资产的流动性出发将其分为高流动性资产和低流动性资产。借鉴以上学者的资产分类方法，并结合CLDS数据特征，本文将家庭资产划分为三类：住房资产（自有产权和共有产权，需扣除住房贷款）、金融资产（现金、银行存款、股票、基金、债券、黄金、理财产品、借出款、保险账户余额的加和，扣除其它金融负债）和非金融资产（主要包括工商业资产、农业机械、汽车、摩托车等）。

相对收入是指住户在社区内相对其它人的收入水平。首先在社区内部将各个家庭按照绝对收入值由小到大排序，再利用正态计分公式将其转化为0-1之间的分位数，数值越大表示该家庭在社区收入排名越靠前。相对资产也采用相同的方法生成。正态计分公式为：

                     （1）

其中，是第个数据的正态计分。

本文的调节变量是社区的收入差距和资产差距，用基尼系数来衡量。基于被抽中家庭的绝对收入和绝对资产数据，笔者通过stata软件中的“inequal”命令计算出每个社区的收入基尼系数和资产基尼系数。

3.其他协变量

本文涉及的其他协变量包括被访者的年龄、户口状况（非农户口=1）、婚姻状况（已婚有配偶=1）、就业状况（在职=1）、生育保险状况（有生育保险=1）、个人年收入、教育层次、自评健康状况以及家庭的恩格尔系数。 其中，户口状况、婚姻状况、就业状况和生育保险状况为虚拟变量；年龄、个人年收入为连续变量；自评健康状况是被访者用数字1-5评估的健康状况，数值越大表示越健康，视为连续变量；教育层次是被访者所接受的最高学历，用数字1-9表示，数值越大表示学历越高，视为连续变量。 除了以上这些个体层面的变量外，本文还控制了父母年龄、父母受教育程度以及家庭的恩格尔系数，该变量通过 CLDS2018家庭数据库提供的两个综合变量（食品支出和家庭总支出）相除得到。以上所有变量的描述性统计结果如表1所示：

         表1.          所有变量的描述性统计

变量	全样本				城市子样本		农村子样本
	均值	标准差	最小值	最大值	均值	标准差	均值	标准差
个体层次变量
户口类型（非农=1）	0.24	0.44	0	1	——	——	——	——
女性年龄	38.63	8.94	20	49	38.03	8.84	39.42	8.84
婚姻状态（已婚有配偶=1）	0.83	0.37	0	1	0.76	0.38	0.84	0.38
就业状态（在职=1）	0.76	0.42	0	1	0.75	0.45	0.71	0.45
学历层次（小学及以下=1）	3.87	2.34	1	9	6.23	2.66	3.35	2.66
自评健康	3.67	0.98	1	5	3.8	0.98	3.63	0.98
生育保险（有生育保险=1）	0.25	0.45	0	1	0.38	0.45	0.12	0.45
个人年收入/万元	3.94	4.81	1.03	90	4.12	5.47	2.53	5.47
生育意愿(有一孩还想生=1）	0.23	0.21	0	1	0.16	0.22	0.35	0.19
孩子数量	1.24	1.03	0	7	0.9	1.05	1.52	1.05
祖辈年龄	62.21	11.47	46	79	63.81	10.86	60.11	11.93
祖辈学历层次	2.81	1.51	1	7	3.23	1.65	1.79	1.26
绝对收入（对数）	10.50	1.36	1.39	14.52	11.15	1.36	10.3	1.36
绝对资产（对数）	12	2.11	0	19.52	12.22	2.11	11.94	2.11
相对收入	0.48	0.29	0.01	0.99	0.49	0.29	0.48	0.29
相对资产	0.46	0.27	0.01	0.96	0.47	0.27	0.46	0.27
恩格尔系数	0.42	0.28	0	1	0.47	0.29	0.41	0.29
社区层次变量
社区收入基尼系数	0.51	0.11	0.23	0.84	——	——	——	——
社区资产基尼系数	0.61	0.17	0.19	0.97	——	——	——	——
个体样本量（N)	2681				616		2065
社区样本量	135				46		89

（三）研究步骤和模型构建

本文的分析过程分为三步。首先，将生育意愿对绝对收入和绝对资产进行回归，以考察绝对收入和资产的效应，检验研究假设1。然后，将生育意愿对相对收入和相对资产进行回归，以考察家庭相对收入和资产的效应，检验研究假设2。 最后，通过交互模型分别考察社区收入基尼系数对绝对收入效应的调节作用、社区资产基尼系数对绝对资产效应的调节作用，以检验研究假设3。

在模型建构方面，由于CLDS 2018是聚类样本，同一家庭的所有成员均入样，因此使用两层模型设定，以控制未观测到的家庭特征的影响。 从因变量的描述性统计看，该变量基本服从正态分布，所以使用线性模型进行拟合。本文最终使用的模型为两层混合效应线性回归模型。下面给出生育意愿的完全多层线性模型设定，并对模型予以必要的解释。完全多层线性模型设定如下：

层一：

                 （2）

层二：

                                                                           （3）

其中，表示住户，表示社区；是所有社区的平均生育意愿；是所有社区在每一层解释变量上的平均斜率；是由与社区j相关的特征所带来的平均生育意愿的增量；是由与社区j相关的特征所带来的在每一层解释变量上平均回归斜率的增量。

针对本文的实际研究，这里对模型作如下几点说明：

第一，婚姻状态和自评健康的斜率和没有加入任何社区层次的解释变量，这种限定意味着它们对生育意愿的作用在所有的社区之间是完全相同的。

第二，层二的两个解释变量以总平均进行了对中处理，其目的是使层二模型中的各截距代表层一相应斜率系数的平均值。

第三，户口类型、女性年龄、就业状态、学历层次、生育保险、个人年收入、生育意愿和孩子数量的斜率、、、、、、和没有设置随机效应，而是被表达成社区收入基尼系数和社区资产基尼系数的函数，意味着它们对住户生育意愿的作用在各社区间相同。

（四）模型内生性及其处理

模型的内生性来源主要有以下几个：一是测量误差，即模型中核心解释变量的测量误差， 这里包括被调查者家庭的绝对收入、绝对资产、相对收入和相对资产。二是联立性，即被解释变量反过来影响解释变量的反向因果情况出现，也就是说在现实生活中，存在某些家庭因为有了生育意愿，从而选择不断提升收入，积累家庭财富的情况。三是遗漏变量，能够导致估计出现偏误的遗漏变量是那些既与收入、资产不平等相关也与育龄妇女生育意愿相关的变量。比如育龄妇女的个人年收入、年龄、学历层次等会影响育龄妇女的生育意愿，同时也会影响收入资产及其分配。

我们的处理方法如下：首先，对于测量误差问题，本文在核算居民家庭总收入及资产时，采用2018年CLDS家庭数据将城市和农村分别独立核算，城市中同一社区的住户间收入与资产类型差异不大，而农村同一自然行政村的村民所拥有的生产性资产及家电价值往往相当，核算过程中已依据《中国统计年鉴》对应的耐用消费品占比进行折算处理。相对收入和相对资产的测量则采用正态计分方式，针对每个社区计算出住户在社区内相对其它人的收入与资产水平，尽最大可能做到客观精准。从模型设计来看，多层线性模型并无方差齐性和随机误差相互独立的假定，还能在一定程度上解决模型参数的计算问题，纠正由于同一层次内样本的相似性而引起的参数估计误差，其分析结果更为准确可靠。

其次，对于联立性问题，这种可能性在本模型中不存在，也就是说育龄妇女的生育意愿是因，社区内部的财富不平等为果的可能性不存在。对育龄妇女来说，其生育意愿仅属于个体选择，很难影响到社区的财富不平等。本文研究视角是基于社区层面（城市或者农村）的财富不平等，社区内部居民财富不平等为前定变量，是一种已经发生的客观存在，不会受到人们生育意愿的影响。另外，多层线性模型的嵌套设计也决定了不可能存在双向因果关系。  因此，财富不平等与居民生育意愿并不存在互为因果的可能性。

再次，对于可能存在的变量遗漏，尽量控制既与收入、资产不平等相关也与育龄妇女生育意愿相关的变量，比如育龄妇女的个人年收入、年龄、学历层次以及祖辈年龄、祖辈学历层次等。由于多层模型把低层回归方程中的截距和斜率作为高层回归方程中的随机变量，存在遗漏变量时的随机解释变量并不是内生解释变量，所做普通最小二乘估计也都是一致估计。

三、估计结果与分析

（一）绝对收入和资产对生育意愿的影响

首先把生育意愿对绝对收入和资产进行回归，表2分别展示了全样本、城市子样本和农村子样本的模型估计结果。模型1和模型2是全样本模型。模型2在模型1 的基础上加入了绝对资产变量，绝对收入和绝对资产的系数均为正并且统计量显著，这表明家庭绝对收入和资产对育龄妇女的生育意愿具有显著的正效应。在其他变量保持不变的情况下，年龄、婚姻状态、个人年收入等对生育意愿存在非常显著的影响。其中，年龄对生育意愿的影响呈现负效应，女性的最佳生育年龄为25-30岁，后期随着年龄的增长，生育意愿逐渐下降；婚姻状态对生育意愿也有着显著的影响，已婚育龄人群是生育的主体，其生育意愿最接近生育行为；个人年收入对生育意愿存在显著的影响，育龄妇女个人年收入越高，可以为子女养育提供越多的物质保障，从而有效提升育龄妇女的生育意愿。这与前文论述的“财富增加将导致福利增加”论题相符。

表2.           估计绝对收入和资产效应的两层混合效应线性回归模型

	全样本		城市子样本		农村子样本
	模型1	模型2	模型3	模型4	模型5	模型6
绝对收入（对数）	0.095*** （0.011）	0.082*** （0.012）	0.163*** （0.023）	0.112*** （0.025）	0.078*** （0.017）	0.058*** （0.019）
绝对资产（对数）		0.237*** （0.051）		0.431*** （0.067）		0.191** （0.056）
户口类型	-0.007 （0.012）	-0.011 （0.012）
年龄	-0.006*** （0.001）	-0.006*** （0.001）	-0.008*** （0.001）	-0.008*** （0.001）	-0.005*** （0.001）	-0.005*** （0.001）
已婚有配偶	0.079*** （0.013）	0.078*** （0.013）	0.065*** （0.014）	0.065*** （0.014）	0.105*** （0.029）	0.106*** （0.029）
在职	0.041*** （0.011）	0.032*** （0.011）	0.035 （0.023）	0.033 （0.023）	0.117*** （0.028）	0.117*** （0.028）
学历层次	-0.002 （0.002）	-0.002 （0.002）	-0.004*** （0.002）	-0.004*** （0.002）	-0.003 （0.002）	-0.002 （0.002）
自评健康	0.008*** （0.003）	0.008*** （0.003）	0.007*** （0.002）	0.007*** （0.002）	0.012*** （0.003）	0.012*** （0.003）
祖辈年龄	0.014*** （0.003）	0.015*** （0.003）	0.018*** （0.003）	0.025*** （0.003）	0.012*** （0.002）	0.013*** （0.002）
祖辈学历层次	-0.011 （0.007）	-0.012 （0.009）	-0.012*** （0.003）	-0.014*** （0.003）	0.004 （0.003）	0.005 （0.003）
生育保险	0.005*** （0.001）	0.004*** （0.001）	0.019** （0.007）	0.019** （0.007）	-0.014*** （0.004）	-0.014*** （0.004）
个人年收入	0.003** （0.001）	0.003** （0.001）	0.003** （0.001）	0.003** （0.001）	0.004** （0.001）	0.004** （0.001）
恩格尔系数	-0.022 （0.015）	-0.022 （0.015）	-0.036** （0.016）	-0.036** （0.016）	-0.054 （0.042）	-0.056 （0.043）
常数项	0.246*** （0.033）	0.244*** （0.033）	0.228*** （0.036）	0.228*** （0.036）	0.306*** （0.091）	0.303*** （0.091）
社区层次方差	0.221***	0.223***	0.231***	0.225***	0.227***	0.223***
社区样本量	135	135	46	46	89	89
个人样本量	2681	2681	616	616	2065	2065
对数似然值	132.58	134.39	128.84	130.59	103.13	104.59

  注：（1）*p<0.1，** p<0.05，*** p<0.01（双侧检验）。（2）括号内的数字是标准误。

除此之外，学历层次和恩格尔系数对生育意愿的影响效应均显著为负。随着经济社会的发展，育龄女性的学历层次越高，传统思想的束缚越少，同时参与工作的机会就越多，生育行为和工作发展可能会互相冲突，从而降低育龄妇女的生育意愿。无论城市或者农村地区，祖辈年龄对育龄妇女的生育意愿都有较强影响，而祖辈受教育程度仅在城市地区作用显著。作为衡量家庭生活水平高低的有效指标，恩格尔系数越小意味着食品支出在家庭总支出中占比越低，可用于其它方面的可支配收入越高，进而提升育龄妇女的生育意愿。至于生育保险，对于总体样本和城市样本，生育保险对育龄妇女的生育意愿具有正向的促进作用；而对于农村居民，生育保险对育龄妇女的生育意愿存在负向的抑制作用，究其原因，农村居民受传统生育理念影响较大，拥有生育保险意味着拥有全职工作，反而抑制了育龄妇女的生育意愿。

接下来重点关注绝对收入和绝对资产两个变量。模型1中绝对收入的系数为0.095（p=0.000），表明家庭绝对收入越高，会使育龄妇女更有底气生育，从而生育意愿更强烈。模型2在模型1的基础上加入了绝对资产，系数为0.237（p=0.000），表明绝对资产的规模越大，居民的生育意愿越强。基于城市子样本的模型3和模型4表明，在其它变量保持不变的情况下，绝对收入和绝对资产对城市居民的生育意愿具有正向的促进效应；基于城市子样本的模型5和模型6表明，在其它变量保持不变的情况下，绝对收入和绝对资产对城市居民的生育意愿亦有正向的促进效应。值得注意的是，当模型中加入绝对资产，无论全样本还是子样本，绝对收入的系数均相应有所缩减，说明绝对资产对绝对收入有部分解释效应。总体而言，家庭绝对收入和绝对资产对居民生育意愿存在正向的影响效应，假设1.1和假设1.2均得到验证。

（二）相对收入和资产对生育意愿的影响

接下来，笔者把生育意愿对绝对收入和资产进行回归。表3分别展示了城市子样本和农村子样本的模型估计结果。

表3.           估计相对收入和资产效应的两层混合效应线性回归模型

	城市子样本			农村子样本
	模型1	模型2	模型3	模型4	模型5	模型6
相对收入	0.016*** （0.003）		0.023*** （0.002）	-0.022 （0.081）		-0.027 （0.059）
相对资产		0.095*** （0.001）	0.086*** （0.001）		-0.053 （0.052）	-0.024 （0.052）
绝对收入（对数）	0.011*** （0.001）	0.011*** （0.001）	0.013*** （0.001）	0.015*** （0.001）	0.014*** （0.001）	0.012*** （0.001）
绝对资产（对数）	0.139*** （0.002）	0.132*** （0.002）	0.136*** （0.002）	0.127*** （0.002）	0.103*** （0.002）	0.109*** （0.002）
年龄	-0.006*** （0.001）	-0.006*** （0.001）	-0.007*** （0.001）	-0.006*** （0.002）	-0.006*** （0.002）	-0.007*** （0.002）
已婚有配偶	0.067*** （0.014）	0.064*** （0.014）	0.066*** （0.014）	0.097** （0.031）	0.100*** （0.030）	0.100*** （0.031）
在职	0.002** （0.001）	0.003** （0.001）	0.002 （0.011）	0.009 （0.029）	0.014*** （0.002）	0.008*** （0.002）
学历层次	0.003 （0.003）	0.004 （0.003）	-0.003*** （0.001）	-0.003*** （0.001）	-0.003 （0.005）	-0.003 （0.005）
自评健康	0.007*** （0.002）	0.007*** （0.002）	0.007*** （0.002）	0.007*** （0.003）	0.013*** （0.003）	0.007*** （0.003）
祖辈年龄	0.011*** （0.003）	0.012*** （0.003）	0.014*** （0.003）	0.022*** （0.003）	0.009*** （0.002）	0.011*** （0.002）
祖辈学历层次	-0.009 （0.007）	-0.011 （0.007）	-0.006 （0.005）	-0.004 （0.005）	0.004 （0.003）	0.005 （0.003）
生育保险	0.006*** （0.001）	0.014*** （0.001）	0.006*** （0.001）	-0.017*** （0.002）	-0.014*** （0.003）	-0.017*** （0.002）
个人年收入	0.002** （0.001）	0.002** （0.001）	0.002** （0.001）	0.005** （0.001）	0.004*** （0.001）	0.004** （0.001）
恩格尔系数	-0.034* （0.017）	-0.038* （0.017）	-0.037* （0.017）	-0.052 （0.045）	-0.054 （0.043）	-0.052 （0.045）
常数项	0.245*** （0.037）	0.223*** （0.036）	0.240*** （0.037）	0.267** （0.096）	0.286** （0.093）	0.262** （0.097）
社区层次方差	0.022***	0.022***	0.022***	0.023***	0.023***	0.023***
社区样本量	135	135	46	46	89	89
个人样本量	2681	2681	616	616	2065	2065
对数似然值	104.29	105.36	107.45	121.19	122.48	124.06

注：（1）*p<0.1，** p<0.05，*** p<0.01（双侧检验）。（2）括号内的数字是标准误。

模型1在表2模型4 的基础上加入了相对收入变量，结果显示，对于城市子样本，绝对收入和相对收入的系数均十分显著，说明城市居民家庭收入在社区的相对位置对其生育意愿同样存在显著的正向影响效应。同样，模型2在表2的模型4 的基础上加入了相对资产变量，其系数亦十分显著，说明城市居民家庭资产在社区中的相对位置对其生育意愿也存在显著的正向影响效应。农村子样本的模型估计结果与城市子样本不同，无论是加入相对收入变量或是相对资产变量，其对农村居民的生育意愿影响均不显著，说明对于农村居民而言，绝对收入和资产对其生育意愿存在影响，而相对收入和资产对生育意愿影响不大。假设2.1和2.2在城市居民中得到验证。

城市居民的生育意愿会因为其在社区内部所处的相对优势位置而增强，而对于农村居民这种效应却并不存在，本文将这种现象归结于“社会情境效应”。社会情境理论告诉我们：社会心理活动直接受社会情境的作用，一般意义上的社会环境只有经过情境才对社会心理起作用，因此同一行为、同一刺激在不同社会情境下，会产生不同的心理反应。在影响生育意愿发生变化的社会环境因素中，城市化水平起着非常关键的作用，城市和农村作为两个具有重要区别的文化实体，体现着两种不同的文化形态，在城市文明的长期熏陶下，城市居民一般都具有较强的事业心和发展意识，结婚较晚，工作占据育龄妇女大部分的时间。相对而言，农村妇女较少从事全日制工作，且更容易受传统生育理念的影响，大部分的农业户籍的育龄妇女相比城镇户籍生育意愿更强。因此，当绝对收入（资产）保证了居民家庭的日常所需，家庭收入（资产）增加会提升居民的生育意愿，但社区内部的收入（资产）不平等对其所产生的影响还不足以改变其生育意愿。

（三）社区收入和资产差距的调节效应

最后，笔者分析了社区收入和资产差距对绝对收入和资产的调节效应。表4分别展示了城乡子样本和农村子样本的交互模型估计结果。基于城市子样本的模型1和模型2中两个交互项的系数均十分显著，说明对城市居民而言，家庭绝对收入和资产对其生育意愿的影响效应会随着社区收入或资产差距的变化而变化，社区的收入或资产差距对个体的生育意愿产生正向的调节作用，财富不平等提升了城市社区内富人的生育意愿。基于农村子样本的模型1和模型2中绝对收入×社区收入基尼系数的系数符号不定而且均不显著，表明农村社区资产基尼系数越高，居民家庭绝对收入和资产效应变化并不显著，对个体的生育意愿影响不大。

表4.   估计社区收入和资产差距调节效应的两层混合效应线性回归模型

	城市子样本		农村子样本
	模型1	模型2	模型1	模型2
绝对收入× 社区收入基尼系数	0.188*** （0.023）		0.113 （0.082）
绝对资产× 社区资产基尼系数		0.382*** （0.015）		-0.104 （0.066）
绝对收入（对数）	0.203*** （0.003）	0.109*** （0.003）	0.163*** （0.002）	0.095*** （0.002）
社区收入基尼系数	-0.049** （0.023）		-0.025** （0.011）
绝对资产（对数）	0.339*** （0.002）	0.357*** （0.003）	0.378*** （0.002）	0.363*** （0.002）
社区资产基尼系数		-0.214*** （0.026）		-0.203*** （0.034）
年龄	0.007*** （0.001）	0.005*** （0.001）	0.008*** （0.001）	0.008*** （0.001）
已婚有配偶	0.093*** （0.003）	0.097*** （0.003）	0.078*** （0.002）	0.073*** （0.002）
在职	0.039 （0.022）	0.037 （0.023）	0.082 （0.102）	0.084 （0.102）
学历层次	-0.009*** （0.002）	-0.017*** （0.002）	-0.002*** （0.001）	-0.003*** （0.001）
自评健康	0.113*** （0.026）	0.113*** （0.026）	0.096*** （0.022）	0.096*** （0.022）
生育保险	0.065*** （0.023）	0.067*** （0.023）	-0.038*** （0.012）	-0.043*** （0.012）
个人年收入	0.256*** （0.043）	0.258*** （0.043）	0.162*** （0.022）	0.171*** （0.022）
恩格尔系数	-0.052* （0.007）	-0.058* （0.007）	-0.027* （0.005）	-0.025 （0.005）
常数项	0.445*** （0.037）	0.443*** （0.036）	0.174*** （0.037）	0.188** （0.096）
社区层次方差	0.013***	0.038***	0.029***	0.026***
社区样本量	46	46	89	89
个人样本量	616	616	2065	2065
对数似然值	134.05	136.12	147.52	145.66

  注：（1）*p<0.1，** p<0.05，*** p<0.01（双侧检验）。（2）括号内的数字是标准误。

同时，在同时控制绝对收入、绝对资产、相对收入和相对资产等影响因素时，社区收入基尼系数和社区资产基尼系数对城市和农村居民的生育意愿均存在显著的反向影响效应，而且社区资产基尼系数的影响效应相对更强。收入和资产的基尼系数对城市和农村居民的生育意愿均存在显著的反向影响效应，说明在社区内部财富资本分化越大，收入和资产的不平等程度越高，对居民生育意愿的抑制性越强。值得注意的是，收入和资产不平等对个体生育意愿的调节效应存在差异。与收入不平等的调节效应相比，资产不平等的调节效应更大，绝对收入和绝对资产的力量悬殊再次体现。从表4的统计分析结果可以看出，假设3.1和假设3.2仅在城市子样本中得到验证。

四、结论与讨论

财富与生育意愿的关系一直是社会关注的热点话题。关于生育意愿的现有研究，虽然已经关注到收入所产生的影响，但关于资产的影响效应尚无研判，基于微观层面及相对视角的分析也往往被人忽视。本文突破了现有研究的局限，将收入对生育意愿的影响拓展到包括了收入和资产的财富不平等，并从社区内部财富资本分化的视角出发，考虑了社区内部居民绝对收入与绝对资产、相对收入与相对资产对生育意愿的影响，并进一步探索了社区内部收入和资产差距的调节效应，更具针对性更深入的探究了育龄妇女的生育意愿问题，以期为生育友好型社会构建提供精准有效的政策支持。

在社区内部财富分层的分析视角下，笔者研究发现，首先，资产积累对居民生育意愿具有明显的“财富效应”。相较于绝对收入，绝对资产对个体生育意愿的影响效应更大；收入更高、拥有更多资产的个体，其生育意愿更为强烈。新时期我国居民的财富资本结构有所调整，资产在居民财富资本中占有更大的比重，也对生育意愿产生更大的影响效应。其次，居民财富的相对地位对城市居民的生育意愿具有显著的正效应，但对农村居民并不显著。随着我国城乡一体化的发展，城乡居民的经济差距在缩小，然而在生育理念上依然存在较大的差异。城市居民的生育意愿会因为其在社区内部所处的相对优势位置而增强，越是富裕的人生育意愿越强烈，而农村居民的生育意愿却不会因为其在社区内部处于相对弱势的位置而减弱。究其原因，农村居民生育意愿受传统生育理念影响较大，社区内部资本分化对其生育意愿的影响相对较小。最后，社区内部财富不平等显著降低了城乡居民的生育意愿，城市社区的财富分化对生育意愿产生正向的调节作用，社区内部的财富资本分化越严重，收入和资产对居民生育意愿的促进作用越强烈。整体上看，居民财富不平等打击了人们的生育意愿，不平等程度越高的社区，人们的生育意愿越低；而在城市社区中，财富不平等提升了富人的生育意愿。

本研究结论对于公共政策的调整和完善提供了多方面视角。首先是收入分配政策方面，由于财富不平等对居民的生育意愿存在显著影响，针对我国城乡居民的收入与资产不平等问题，应该深化推进收入分配改革，完善医疗、保险等社会保障制度，增加中低收入阶层的可支配收入，以缩小社区内部居民收入和资产的相对差异。其次是生育配套支持政策方面，全面三孩政策已经落地，婴幼儿托育配套支持措施亟待推进，用人单位应该为员工提供更人性化的工作环境，托育市场应完善供给以匹配日益高涨的托育需求。此外，农村居民应该解放思想，打破传统生育理念的牢笼，合理考虑生育意愿；而城镇居民可以更多的利用市场和社会资源，妥当安排好婴幼儿托育事宜，放眼于家庭的长远发展。

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From income to assets: wealth inequality and fertility intention of residents

Abstract: China's three child policy was recently introduced, and the continued decline of fertility has aroused great concern in the society. From the micro perspective of community, this paper uses a multi-layer mixed model to study the impact of wealth inequality on the fertility intention of urban and rural residents. The results show that: (1) absolute income and absolute assets have a significant positive effect on Residents' fertility intention, and absolute assets have a greater effect on individual fertility intention than absolute income. (2) Relative income and relative assets have a significant positive effect on the fertility intention of urban residents. The fertility intention of urban residents will be enhanced because of their relative advantage position in the community, but there is no such effect in rural residents. (3) The effect of absolute income and assets of urban households on fertility intention is also affected by the income and asset gap in the community. The wealth capital differentiation within the community has a positive regulatory effect on individual fertility intention, but the effect of rural residents' fertility intention is not significant.

Key Words: Wealth inequality, Fertility intention, Multiple regression model, Wealth differentiation within the community

JEL Classification: F124.7, C924.2