范静怡

上海工程技术大学，上海

收稿日期：2022年10月20日；录用日期：2022年11月23日；发布日期：2022年11月30日

摘要

文章利用2018年中国CGSS数据运用二元logistics回归探讨了伊斯特林假说在中国是否具有现实意义。研究结果表明，相对社会经济地位无论在主观还是客观程度上都对生育意愿存在显著影响，当前的社会经济地位与童年时期家庭的社会经济地位相比，提升越高，其生育意愿越强。主观相对社会经济地位对生育意愿的影响在性别上没有显著差异，学历、家庭总收入、健康、政治面貌等因素与生育意愿相关。

关键词

相对社会经济地位，生育意愿，伊斯特林，代际流动

The Influence of Relative Socio-Economic Status on Fertility Intention

—Based on Easterlin Hypothesis

Jingyi Fan

Shanghai University of Engineering Science, Shanghai

Received: Oct. 20^th, 2022; accepted: Nov. 23^rd, 2022; published: Nov. 30^th, 2022

ABSTRACT

Based on the data of China’s CGSS in 2018, the paper used binary logistics regression to explore whether Easterlin hypothesis has practical significance in China. The results show that relative socio-economic status has a significant impact on fertility intention in both subjective and objective degrees. The higher the current socio-economic status is compared with the family’s in childhood, the stronger the fertility intention is. There is no significant difference in the influence of subjective relative socio-economic status on fertility intention. Educational background, total family income, health, political status and other factors are related to fertility intention.

Keywords:Relative Socio-Economic Status, Fertility Desire, Easterlin, Intergenerational Mobility

Copyright © 2022 by author(s) and Hans Publishers Inc.

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1. 引言

1982年，“计划生育”被定为我国基本国策，政策的介入深刻影响了我国人口的生育行为 [1]。为缓解我国劳动力供给不足、积极应对人口老龄化以及低生育率现象等问题。2013年，我国实施“单独二孩”政策；2016年开始实施“全面二孩”政策，这是我国生育政策的重要改革；2021年国家实施“三孩政策”，标志着我国生育政策宽松化改革更进一步。

生育政策逐渐宽松，个人生育行为不再受国家政策的严格限制，政策影响正在逐渐淡化，生育意愿受个体特征因素更大，因此探寻生育意愿的影响因素为促进生育有着理论和现实意义 [2]。

生育意愿是指人们对自己生育行为的愿望和要求，主要体现在生育孩子的数量、意愿生育时间以及生育孩子的性别这三个维度。伴随着我国社会经济的快速发展，人民对美好生活的向往追求与日益上升的育儿成本之间的矛盾愈加突出。因此，本文基于伊斯特林相对经济地位假说，主要从意愿生育数量层面，就个人的相对社会经济地位对生育意愿的影响进行探讨。

2. 文献回顾与研究假设

2.1. 文献回顾

收入与生育成本仍然是影响人们生育意愿的最重要因素(陈字，2007)。侯佳伟等运用横断历史元分析方法发现生育意愿会随着经济发展水平提高、女性受教育水平提升、观念改变而下降，但下降到一定程度会保持稳定 [3]。还有学者认为对未来的阶层流动持更乐观态度的个体具有更高的生育意愿 [4]。生育意愿也存在家庭代际影响，家庭规模、家庭经济状况和家庭成员的支持程度都会对人们的生育意愿产生影响 [5]。

在国外的相关研究中，不安全的经济和就业环境被认为在客观物质上不符合为人父母的条件 [6]。如果夫妻在劳动力市场不能建立相对稳定的地位，他们则往往会推迟婚姻和生育 [7]。Bernardi (2007)利用父亲的职业声望衡量个人成长时的家庭社会经济水平，发现其越高，进入成年后的最低收入期望就越高，进而实现这些期望就越困难。如果个体相对于父母的社会经济水平向上流动，那么他们成为父母的概率越大 [8]。

2.2. 理论依据与研究假设

美国人口学家理查德·伊斯特林(1976年)提出了一个相对经济地位假说，即个人根据其相对衡量标准下的社会经济地位做出生育决定，生育决策并不取决于个人的绝对社会经济地位，而是取决于他们与父母的相对地位。伊斯特林认为子代对期望消费水平的评估依据来源于童年晚期经历的生活水平，包含出身家庭的资源和社会经济条件。当代际相对社会经济地位能够达到或者超过父代，子代在满足了自身的物质、文化消费需求之后，才会将更多的富余资源用于储蓄和扩大家庭规模，他们才更有可能相信自己有为人父母的能力；如果他们预感到未来的生活水准甚至难以达到孩童时习惯的生活标准，他们则有可能推迟生育。伊斯特林在研究中逐步使用“相对收入”，他认为内在化的生活期望标准相比“绝对收入”，对于结婚和生育的决策影响更大。

在实证研究中，澳大利亚、比利时、加拿大、英国、美国极有力地支持了伊斯特林理论。葡萄牙、西班牙、芬兰、法国和挪威没有明确的数据证明二者间存在关系。荷兰、澳大利亚、日本作的研究大部分证明了伊斯特林理论，小部分没有显著关系 [9]。美国有15项微观方面的研究支持伊斯特林假说，有7项不支持(Macunovich, 1998)。

那么，在中国环境下，伊斯特林假说是否成立？

基于上述分析，提出假设：个人的相对社会经济地位影响其生育意愿，即个人社会经济地位与童年末期家庭的社会经济地位相比，提升越大，生育意愿越强。

3. 研究方法

3.1. 数据

本文的数据来源于中国人民大学发布的中国综合社会调查(Chinese General Social，简称CGSS)数据，CGSS记录了子代和父代的劳动力市场信息，也包含主观的阶层认同，适合进行代际研究。2018年CGSS共完成有效样本12,787份。再将变量涉及问题中回答“不知道/拒绝回答”等样本剔除，共得到11,980份有效样本。

3.2. 变量

1、因变量

本文研究的因变量是生育意愿，即问卷中“如果没有政策限制的话，您希望有几个孩子？”这一题项体现。将其划分为“无生育意愿”、“想要一个孩子”和“想要2个孩子及以上”。

2、自变量

与父母相对的社会经济地位的变量测算参考了中国社会代际流动性的动态解析(阳义南、连玉君，2015)中主观法与客观法的取用。

主观测量法即问卷A43题项，将主观阶层认同看成一架梯子，从1到10代表社会地位越来越高，最顶层为10分，最底层为1分。受访者需分别对目前、10年前、10年后的自我阶层感知和14岁时的家庭阶层感知打分。两项差值就代表了相对社会经济地位流动的方向，大于0即认为社会经济地位向上流动，小于0即认为社会经济地位向下流动。

客观法即按照国际社会经济地位指数(ISEI)衡量问卷中父亲和受访者职业的综合社会地位。ISEI是一种基于职业测量社会地位的指标，根据各种职业的群体社会经济特征衡量客观地位，它被广泛运用于研究地位获得和社会流动(李春玲，2005)。CGSS2018中职业的代码记录格式为ISCO-88，首先要将ISCO-88转化为ISEI，其取值范围在16~90之间，数值越大代表社会经济地位越高。

3、控制变量

在伊斯特林的生育模型中，影响生育行为的三个核心变量包含现代化因素、文化因素和其它因素等 [10]。因此本文建立的模型中控制了性别、年龄、受教育程度、户口、民族、信仰、健康等个体特征变量。其中由于生育意愿涉及家庭支持，所以选取家庭总收入作为家庭特征变量，并对家庭总收入取对数。同时加入年龄的二次方(age^2)，以避免控制变量对被解释变量的非线性影响。受教育程度按照“未接受过教育”、“较低教育程度”、“大学学历”和“大学以上学历”划分。性别、婚姻状况、户口、民族和宗教信仰等设置为虚拟变量。本文选取的主要研究变量的描述统计如表1所示。

表1. 研究变量的描述统计结果

描述性统计结果显示生育意愿的均值为1.757，生育意愿处于较低水平。本人社会经济地位感知为4.226，14岁时家庭社会经济地位感知为3.350，总体来说，受访者的主观社会经济地位有了明显提升。

图1. 主观社会经济地位

图2. 客观社会经济地位指数

图1为主观测量法中的社会经济地位核密度图。本人社会经济地位认知以5为中心集中聚集，相对于14岁时家庭社会经济地位大部分分散在5以下，“中层阶级”显著增加，认知低于5的子代小于父辈，认知高于5的子代大于父辈。其中，相较于更高的父辈社会经济地位，父辈社会经济地位越低，子代更容易实现社会经济地位的提升。

图2为客观测量法中的社会经济地位核密度图。ISEI的数值越大，对应的社会经济地位指数也越大，可以发现本人的社会经济地位指数集中于45左右，与主观法的结果相似，呈现出中间高两头低的效果。而在父辈社会经济地位指数大部分聚集在20，子代与父辈相比社会经济地位有了较明显的提升。

3.3. 分析方法

本文运用统计软件Stata，使用二元logistics模型控制了性别、年龄、学历、婚姻状况、户口、民族、宗教信仰、家庭总收入、健康和政治面貌，分析相对社会经济地位对生育意愿的影响。

4. 研究结果

本文进行了三个二元logistics模型对生育意愿的影响因素进行分析。模型一加入了本文的主要解释变量主观相对社会经济地位；模型二增加了控制变量，模型三用客观相对社会地位检验伊斯特林理论的稳健性(见表2)。

表2. 回归结果

注：括号内为稳健标准误；*、**和***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著。

第一列中报告了主观相对社会经济地位在1%的水平上显著，这验证了伊斯特林理论在中国同样具有意义，当前中国的年轻人很少能完全独立于原生家庭，生育下一代往往需要代际经济和养育帮助。另一方面，如果人们认为当前的社会经济地位还不如童年时期家庭的状态，往往会因缺乏成为父母的自信和养育孩子的经济实力而推迟生育。采用平均边际效应得出，主观相对社会经济地位每增加一个单位，生育意愿的概率增加0.65%。

第二列中除了主要解释变量还加入了控制变量。年龄与生育意愿存在非线性关系，年龄的一次项为正说明年龄越大，生育意愿越强，这可能与个人的相对社会经济地位随着年龄的增长积累有关。生育意愿还与身体健康和生育年龄有关，年龄的二次项为负，这说明年龄越大，考虑到这些客观因素，生育意愿增长的幅度在减小。

性别没有通过显著性水平检验，说明主观相对社会经济地位对生育意愿的影响在性别上没有显著差异。学历在1%的水平上显著，与从未接受过教育的人相比，受教育程度越高的人生育意愿越低。家庭总收入在1%水平显著为正，其对数的系数在1%水平上显著为负，说明家庭总收入越高，生育意愿也越高。

非农业户口人群的生育意愿与农业户口相比更低，可能的解释是非农业户口生育后代所需要的物质成本以及孩子的教育成本比农业户口更高。健康与政治面貌均通过了1%水平下的显著检验，拥有健康的体质和心理是生育的基础条件，党派人群在一定程度上相对社会经济地位也比较高，因此在满足了自身物质与精神需求之后，更愿意将富余的资源用于扩大家庭规模，更愿意生育，符合伊斯特林理论的假设。

第三列用客观相对社会经济地位代替主观社会经济地位加入回归模型，结果显示依旧显著，但家庭总收入，学历，健康，政治面貌等控制变量不显著。因为客观相对社会经济地位指数的测量与上述控制变量有关，用于构造ISEI的相关变量通常是教育和收入等，能客观反应社会经济地位的指标。

5. 结论与建议

学者已对生育意愿进行了大量的研究，受教育程度、收入、权力、户口等都与生育意愿有关，大部分研究现实客观条件对于生育意愿的影响，鲜有文献关注心理预期、童年时期家庭对年轻人生育意愿的影响，本文运用CGSS2018数据，利用二元logistics回归验证伊斯特林假设在中国是否具有现实意义。研究发现，相对社会经济地位无论在主观还是客观程度上都对生育意愿存在显著影响，当前的社会经济地位与童年时期家庭的社会经济地位相比提升越高，其生育意愿越强。其中不止包含支持生育意愿的客观物质经济条件，还包括了组建家庭的最低心理预期，人们会把对未来孩子的预期与童年时期的自我作比较，因此相对社会经济地位对于生育意愿有重要意义。

生育政策对于人们生育意愿的影响在逐渐淡化，年轻人的生育意愿受个体特征因素较大，相对社会经济地位的提升有助于年轻人建立成家立业的信心和底气。相关部门应当促进年轻人的就业，打造良好的就业环境，进一步改革中国的福利制度，提高基本公共服务的保障水平，促进代际社会流动，防止社会阶层固化，帮助提升社会经济地位能够有效促进生育意愿。最后要探索覆盖面广的生育福利政策，加强对生育权益的保障，减轻家庭负担，降低生育的机会成本。

本文仅从相对社会经济地位出发解读伊斯特林假说，仍有不足和局限之处。后续还可以运用面板数据进行研究，近几年年轻人就业竞争的加剧与父辈的就业环境的不同是否对生育意愿存在影响；母亲的ISEI指数又是否显著影响生育意愿等等，这些都还需要进一步的深入研究。

文章引用

范静怡. 相对社会经济地位对生育意愿的影响——基于伊斯特林假说
The Influence of Relative Socio-Economic Status on Fertility Intention—Based on Easterlin Hypothesis[J]. 运筹与模糊学, 2022, 12(04): 1543-1549. https://doi.org/10.12677/ORF.2022.124162

参考文献