劉詠芳，管燁萱

(西北工業(yè)大學(xué) 公共政策與管理學(xué)院，陜西 西安 710072)

第七次全國(guó)人口普查數(shù)據(jù)顯示，全國(guó)人口年平均增長(zhǎng)率僅為0.53%，為新中國(guó)成立以來(lái)最低。與此同時(shí)，我國(guó)婦女總和生育率趨近1.3，低于國(guó)際警戒水平。雖然新生人口數(shù)的減少緩解了人口過(guò)度增長(zhǎng)對(duì)資源和環(huán)境的壓力，但是當(dāng)代中國(guó)正處在人口老齡化程度加劇、“人口紅利”逐漸消退的關(guān)鍵時(shí)節(jié)，新生人口減少制約了經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展。2021年5月31日，中共中央政治局召開(kāi)會(huì)議，決定實(shí)施“三孩”政策，然而，生育政策的放開(kāi)并沒(méi)有帶來(lái)生育率的顯著上升，生育意愿與生育行為的關(guān)系引起學(xué)界重視。宏觀層面的生育水平由微觀層面眾多個(gè)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(jīng)濟(jì)行為，根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)中“意愿—行為”模式假定，個(gè)體的經(jīng)濟(jì)行為受個(gè)體意愿與個(gè)體所在環(huán)境共同影響。因此，對(duì)生育意愿的研究可以解釋個(gè)體的生育行為，預(yù)測(cè)生育水平，進(jìn)而為政策制定提供支持。從現(xiàn)有研究結(jié)論來(lái)看，影響生育意愿的因素主要有三個(gè)：宏觀的社會(huì)因素、中觀的家庭因素以及微觀的個(gè)體因素[3]。宏觀的社會(huì)因素包括房?jī)r(jià)[4]、地區(qū)教育質(zhì)量[5]等；中觀的家庭因素包括代際流動(dòng)性[6]、家庭人均收入[7]等；微觀的個(gè)體因素包括收入[8]、受教育程度[9]等。盡管已有不少關(guān)于女性生育意愿的研究文獻(xiàn)，但是這些研究大多基于外部客觀因素來(lái)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(guān)注女性心理變化對(duì)生育意愿的影響。身份認(rèn)同是行為主體對(duì)自身的一種認(rèn)知和描述，反映了主體對(duì)自身在社會(huì)體系中所扮演角色以及所處地位的認(rèn)知，影響著個(gè)體的行為與決策[10-11]。鑒于此，本文選取中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)2017年的數(shù)據(jù)，從心理學(xué)的身份認(rèn)同這一視角實(shí)證研究女性身份認(rèn)同對(duì)其生育意愿的影響，并進(jìn)行異質(zhì)性分析和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)，探求提升女性生育意愿的對(duì)策，以期在彌補(bǔ)現(xiàn)有研究空白的同時(shí)，為后續(xù)相關(guān)研究提供參考。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

(一) 生育行為與生育意愿

有關(guān)生育最早的經(jīng)濟(jì)學(xué)研究始于Becker，他將生育視為一種經(jīng)濟(jì)決策行為，生育的子女被視為可以為父母帶來(lái)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(lái)收益的比較[12]。學(xué)者們?cè)缙谄迷诠潭ǚ治隹蚣芟?，從需求角度研究生育行為[13]，或者從供給側(cè)角度進(jìn)行探討[14]，也有學(xué)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(gè)體生育行為，預(yù)測(cè)生育水平，一直都是學(xué)界研究的熱點(diǎn)。現(xiàn)有研究大體可分為以下幾類：一是利用經(jīng)濟(jì)學(xué)、人口學(xué)、社會(huì)學(xué)等相關(guān)理論從宏觀角度分析人口生育意愿的變化趨勢(shì)；二是探討生育政策對(duì)生育意愿的影響；三是研究生育現(xiàn)象中意愿和行為之間的差異；四是對(duì)影響生育意愿的不同因素進(jìn)行實(shí)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(huì)因素。如梁城城探討了公共服務(wù)滿意度對(duì)生育意愿的影響，指出公共服務(wù)滿意度越高，公眾生育意愿越強(qiáng)；公共服務(wù)滿意度通過(guò)提高居民幸福感進(jìn)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(duì)生育意愿的影響，發(fā)現(xiàn)城市集聚度高抑制了人們的生育意愿，另外房?jī)r(jià)上漲與交通擁堵作為中介效應(yīng)作用于生育意愿[17]。王天宇則通過(guò)新型農(nóng)村合作醫(yī)療的范例研究了社會(huì)保障水平對(duì)生育意愿的影響，研究表明，新型農(nóng)村合作醫(yī)療政策的實(shí)施對(duì)生育意愿具有擠出效應(yīng)，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(jīng)濟(jì)條件、住房條件與生育意愿的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)較好的家庭經(jīng)濟(jì)條件對(duì)居民的生育意愿具有負(fù)向影響，家庭住房條件較好則對(duì)居民的生育意愿有顯著正向影響，但是具有城鄉(xiāng)異質(zhì)性[19]。何秀玲研究了家庭人均收入對(duì)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(guān)系，且家庭人均收入的影響效應(yīng)具有城鄉(xiāng)差異的結(jié)論[9]。其三是個(gè)體因素。如國(guó)外學(xué)者Shin和Silva通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)收入和生育意愿呈負(fù)相關(guān)關(guān)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(rèn)為女性的受教育程度、薪酬、身心健康水平和幸福感對(duì)其生育意愿具有顯著影響[22]。

(二)女性家庭身份認(rèn)同、自我身份認(rèn)同與生育意愿

行為主體的身份認(rèn)同不僅與心理因素有關(guān)，也與所處的環(huán)境有關(guān)。女性身份認(rèn)同的建構(gòu)起源于啟蒙運(yùn)動(dòng)，它代表了女性主體意識(shí)的覺(jué)醒[23]，女性渴望得到社會(huì)和家庭的認(rèn)可，更注重自我身份地位的提升。當(dāng)代女性在社會(huì)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(rèn)同。因此，本文從家庭身份認(rèn)同和自我身份認(rèn)同兩個(gè)維度研究女性生育意愿。

首先是家庭身份認(rèn)同維度。家庭是社會(huì)的基本單元，家庭身份認(rèn)同表明了個(gè)體認(rèn)可自身在家庭中扮演的角色。在中國(guó)家庭身份認(rèn)同的建構(gòu)中，傳統(tǒng)價(jià)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(dān)起了養(yǎng)育未成年子女的重要任務(wù)，因此女性擁有越強(qiáng)的家庭身份認(rèn)同感，會(huì)越重視家庭的共同發(fā)展，更有利于家庭凝聚力的形成。其次是自我身份認(rèn)同維度。符號(hào)互動(dòng)論的代表人物Mead將自我身份認(rèn)同分為三個(gè)階段，分別是準(zhǔn)備階段、模仿階段和扮演階段[25]。在準(zhǔn)備階段與模仿階段，行為主體缺乏自我身份認(rèn)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(qiáng)的自我身份認(rèn)同感，更注重自我感受以及自身價(jià)值的實(shí)現(xiàn)，會(huì)考慮生育對(duì)其未來(lái)發(fā)展的影響。綜上所述，提出如下研究假設(shè)：

H1a：女性較強(qiáng)的家庭身份認(rèn)同感會(huì)顯著提升其生育意愿。

H1b：女性較強(qiáng)的自我身份認(rèn)同感會(huì)顯著降低其生育意愿。

(三)城鄉(xiāng)、工作狀況的異質(zhì)性

城市與農(nóng)村具有不同的文化風(fēng)貌，城市文化更具有現(xiàn)代性和開(kāi)放性，農(nóng)村文化則表現(xiàn)出保守性和封閉性[26]。城市女性的職業(yè)選擇更加多元，而農(nóng)村女性大多在務(wù)農(nóng)。受到傳統(tǒng)觀念的影響，農(nóng)村女性更依賴夫家給予的經(jīng)濟(jì)照顧，家庭觀念很深[27]。為了得到丈夫和公婆的認(rèn)可，有的農(nóng)村女性希望通過(guò)生育提升自己在家庭中的地位。城市女性通常擁有穩(wěn)定的收入，具有更強(qiáng)的家庭議價(jià)能力，更注重保障自我權(quán)益[28]，因此生育對(duì)提升其家庭地位的作用較小。

在新時(shí)代，積極自信、經(jīng)濟(jì)獨(dú)立的職業(yè)女性身份成為主流。職業(yè)女性相比無(wú)業(yè)女性具有更強(qiáng)的自我賦權(quán)意識(shí)，受家庭束縛較小，更注重自我價(jià)值的實(shí)現(xiàn)[29]，在進(jìn)行生育決策時(shí)，不易被他人左右，會(huì)權(quán)衡個(gè)人發(fā)展與生兒育女的關(guān)系。無(wú)業(yè)女性由于沒(méi)有收入來(lái)源，依賴丈夫與父母的支持，自主決策受到限制，更傾向于聽(tīng)從他人的意見(jiàn)。綜上所述，提出如下研究假設(shè)：

H2a：家庭身份認(rèn)同對(duì)城市女性和農(nóng)村女性生育意愿的影響具有異質(zhì)性。

H2b：自我身份認(rèn)同對(duì)職業(yè)女性和無(wú)業(yè)女性生育意愿的影響具有異質(zhì)性。

(四)受教育程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

眾多研究表明，女性生育意愿具有代際傳遞效應(yīng)，會(huì)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(rèn)同和生育意愿均有可能具有代際傳遞效應(yīng)，因此，為了檢驗(yàn)代際傳遞的調(diào)節(jié)效應(yīng)，將女性父母的受教育程度作為檢驗(yàn)家庭身份認(rèn)同對(duì)生育意愿影響的調(diào)節(jié)變量。父母的受教育程度越高，女性受傳統(tǒng)觀念的影響越小，更不愿拘泥于傳統(tǒng)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(rèn)同感越強(qiáng)。女性的自我身份認(rèn)同與個(gè)體因素息息相關(guān)，自我身份認(rèn)同感越強(qiáng)的女性越注重自我感受與自身價(jià)值的實(shí)現(xiàn)，可能具有更弱的生育意愿。綜上所述，提出如下研究假設(shè)：

H3a：父母受教育程度對(duì)女性家庭身份認(rèn)同與生育意愿的關(guān)系具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

H3b：自身受教育程度對(duì)女性自我身份認(rèn)同與生育意愿的關(guān)系具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

二、數(shù)據(jù)、變量與模型選擇

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民大學(xué)主持的中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)。該調(diào)查2017年的數(shù)據(jù)樣本觀察值為12 582個(gè)，在剔除男性樣本和無(wú)效樣本后，有效樣本為5 740個(gè)。在研究女性家庭身份認(rèn)同時(shí)，由于問(wèn)卷中對(duì)應(yīng)問(wèn)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(gè)。

(二)變量選擇

1.被解釋變量

根據(jù)已有研究，用理想子女?dāng)?shù)來(lái)代表生育意愿[31]。使用CGSS 2017問(wèn)卷中的問(wèn)題“如果沒(méi)有政策限制的話，您希望有幾個(gè)孩子？”的回答來(lái)反映女性的生育意愿(Desire)?？紤]到意愿生育子女?dāng)?shù)大于4的情況較少，故將4個(gè)以上的意愿生育子女?dāng)?shù)并入4個(gè)(代表4個(gè)及4個(gè)以上)。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為身份認(rèn)同(Identity)。根據(jù)前文的分析思路，將身份認(rèn)同分為兩個(gè)維度，分別是家庭身份認(rèn)同(Identity_a)和自我身份認(rèn)同(Identity_b)。家庭身份認(rèn)同選用問(wèn)卷D部分第18題前3小問(wèn)回答的均值作為衡量標(biāo)準(zhǔn)，問(wèn)題分別為“妻子幫助丈夫的事業(yè)比追求自己的事業(yè)更重要”“丈夫的責(zé)任就是賺錢，妻子的責(zé)任就是照顧家庭”“孩子上學(xué)之前母親最好不要出去工作”。處理后的變量為排序變量，數(shù)值越大，表示越贊同問(wèn)卷中的觀點(diǎn)，也就是說(shuō)女性的家庭身份認(rèn)同感越強(qiáng)(克隆巴赫α系數(shù)為0.7783，kmo系數(shù)為0.6481，表明該問(wèn)題的回答的信度和效度是可接受的)。自我身份認(rèn)同選用問(wèn)卷A部分第42題的第2～4小問(wèn)回答的均值作為判斷依據(jù)，問(wèn)題分別為“男性能力天生比女性強(qiáng)”“干得好不如嫁得好”“在經(jīng)濟(jì)不景氣時(shí)，應(yīng)該先解雇女性員工”。處理后的變量為排序變量，數(shù)值越大，表示越否定問(wèn)卷中的觀點(diǎn)，也就是說(shuō)女性自我身份認(rèn)同感越強(qiáng)(克隆巴赫α系數(shù)為0.6306，kmo系數(shù)為0.6344，表明該問(wèn)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(lái)反映女性個(gè)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(shù)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(shù)值越大，身體越健康)、戶籍所在地(Residence，虛擬變量，城市為1，農(nóng)村為0)、當(dāng)前工作狀況(Job，虛擬變量，有工作為1，無(wú)工作為0)、是否有養(yǎng)老保險(xiǎn)(Insurance，虛擬變量，有為1，沒(méi)有為0)、幸福感(Happiness，排序變量，最小值為1，最大值為5，數(shù)值越大，幸福感越強(qiáng))、家庭常住人口(Population)。

4.調(diào)節(jié)變量

本文的調(diào)節(jié)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(dāng)中至少有一方接受過(guò)高等教育的樣本定義為1，父母雙方均未接受過(guò)高等教育的樣本定義為0；女性自身接受過(guò)高等教育的樣本定義為1，未接受過(guò)高等教育的樣本定義為0。

(三)模型選擇

1.基準(zhǔn)模型

為了檢驗(yàn)身份認(rèn)同對(duì)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(rèn)同，Control為控制變量，ε為服從獨(dú)立同分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，α0為回歸常數(shù)，α1和α2為回歸系數(shù)。

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(jié)果，故選用Ordered Logit模型進(jìn)行分析以獲得更好的估計(jì)結(jié)果。

(四)變量描述性統(tǒng)計(jì)

表1為核心解釋變量“自我身份認(rèn)同”的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，表2為核心解釋變量“家庭身份認(rèn)同”的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果(由于有關(guān)女性家庭身份認(rèn)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(shù)中國(guó)女性具有二孩生育意愿，二孩政策的遇冷則表明中國(guó)女性的生育意愿與實(shí)際生育水平產(chǎn)生了偏離?？刂谱兞俊笆芙逃潭取钡木刀冀咏?，這表明中國(guó)女性整體受教育程度偏低，接受過(guò)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(guó)城鎮(zhèn)化水平持續(xù)提升，但農(nóng)村女性的人數(shù)仍多于城市女性；“當(dāng)前工作狀況”的均值分別為0.497和0.373，這反映了當(dāng)前女性的勞動(dòng)參與率并沒(méi)有達(dá)到理想水平；“養(yǎng)老保險(xiǎn)”的均值分別為0.725與0.737，這表明城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險(xiǎn)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(guó)典型的家庭結(jié)構(gòu)。樣本數(shù)據(jù)較好地反映了中國(guó)女性的現(xiàn)實(shí)狀況，并未產(chǎn)生較大偏差。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果(N=5740)

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果(N=1953)

三、實(shí)證結(jié)果分析

(一)模型回歸結(jié)果

身份認(rèn)同對(duì)女性生育意愿影響的實(shí)證結(jié)果如表3所示。由表3可知，女性的家庭身份認(rèn)同與其生育意愿呈正相關(guān)關(guān)系，并在1%的水平上顯著；女性的自我身份認(rèn)同與其生育意愿呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，并在1%的水平上顯著。多個(gè)控制變量也均在1%或5%的水平上對(duì)女性生育意愿產(chǎn)生顯著影響。從收入來(lái)看，女性收入越低，生育意愿越強(qiáng)，正如陳建新認(rèn)為的，低收入的女性為了提高其在家庭中的地位可能會(huì)傾向于多生孩子[32]。從幸福感來(lái)看，女性主觀幸福感和生育意愿正相關(guān)，正如向栩研究發(fā)現(xiàn)，父母會(huì)將生育子女當(dāng)作長(zhǎng)期投資，幸福感強(qiáng)的家庭的長(zhǎng)期穩(wěn)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(lái)看，女性受教育程度越高，生育意愿越低，王英認(rèn)為，受教育程度高的女性更認(rèn)同“社會(huì)化養(yǎng)老”等現(xiàn)代養(yǎng)老觀念，不依賴“養(yǎng)兒防老”，因此生育意愿較低[34]。從戶籍所在地來(lái)看，城市女性相比農(nóng)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(nóng)村女性，且城市忙碌的生活節(jié)奏也會(huì)降低女性生育意愿[35]。從身體健康程度來(lái)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(rèn)同對(duì)女性生育意愿影響的回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.更換模型

為了更好地檢驗(yàn)身份認(rèn)同對(duì)女性生育意愿的影響，首先變更計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，穩(wěn)健性檢驗(yàn)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(rèn)同和自我身份認(rèn)同的回歸結(jié)果。

表4 Poisson模型回歸結(jié)果

從表4的回歸結(jié)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(shù)較Ordered Logit模型有所下降，但是依舊在1%水平上顯著，且系數(shù)符號(hào)未變，這表明分析結(jié)果穩(wěn)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(tǒng)價(jià)值觀影響較大，且不處于生育期，存在“自選擇”問(wèn)題，可能會(huì)影響估計(jì)結(jié)果，因此在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中將這兩部分樣本予以剔除。剔除后的估計(jì)結(jié)果如表5所示。

表5 剔除部分樣本后的回歸結(jié)果

(三)異質(zhì)性分析

依據(jù)戶籍所在地、工作狀況對(duì)樣本進(jìn)行分組，分析女性身份認(rèn)同對(duì)其生育意愿影響的異質(zhì)性，分組回歸結(jié)果如表6、表7所示。

表6 城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析

表7 工作狀況異質(zhì)性分析

表6與表7的結(jié)果顯示，女性家庭身份認(rèn)同對(duì)其生育意愿的影響具有顯著城鄉(xiāng)異質(zhì)性，具體表現(xiàn)為，家庭身份認(rèn)同并未對(duì)城市女性的生育意愿產(chǎn)生顯著影響，而對(duì)農(nóng)村女性的生育意愿產(chǎn)生了顯著的正向影響。究其原因，可能是農(nóng)村地區(qū)的女性受傳統(tǒng)價(jià)值觀影響更深，女性更愿意承擔(dān)“生兒育女”“相夫教子”的責(zé)任。自我身份認(rèn)同對(duì)不同工作狀況的女性生育意愿的影響具有顯著的異質(zhì)性，具體表現(xiàn)為自我身份認(rèn)同對(duì)有工作的女性的生育意愿產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，對(duì)無(wú)工作的女性來(lái)說(shuō)，自我身份認(rèn)同并未對(duì)其生育意愿產(chǎn)生顯著影響。這可能是因?yàn)橛泄ぷ鞯呐韵啾葻o(wú)工作的女性會(huì)更多考慮生育可能對(duì)其工作事業(yè)帶來(lái)的影響。

(四)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)父母受教育程度、自身受教育程度是否對(duì)女性家庭身份認(rèn)同、自我身份認(rèn)同與生育意愿的關(guān)系起到調(diào)節(jié)效應(yīng)，構(gòu)建交互項(xiàng)Interact1,表示父母受教育程度與家庭身份認(rèn)同的乘積，交互項(xiàng)Interact2表示自身受教育程度與自我身份認(rèn)同的乘積，調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。

表8 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

通過(guò)引入交互項(xiàng)檢驗(yàn)受教育程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)，Interact1與Interact2的系數(shù)與主效應(yīng)的系數(shù)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(duì)家庭身份認(rèn)同和女性生育意愿的關(guān)系起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用，自身受教育程度對(duì)自我身份認(rèn)同和生育意愿的關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用。

綜上所述，基準(zhǔn)回歸結(jié)果與穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明，女性的家庭身份認(rèn)同對(duì)其生育意愿具有顯著的正向影響，女性的自我身份認(rèn)同對(duì)其生育意愿具有顯著的負(fù)向影響，二者的回歸結(jié)果與研究假設(shè)H1a和H1b相符。異質(zhì)性分析表明，女性家庭身份認(rèn)同對(duì)其生育意愿的影響具有顯著的城鄉(xiāng)差異性，女性自我身份認(rèn)同對(duì)其生育意愿的影響具有顯著的工作狀況差異性，研究假設(shè)H2a和H2b得到證實(shí)。調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，父母受教育程度對(duì)家庭身份認(rèn)同和女性生育意愿的關(guān)系起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用，自身受教育程度對(duì)自我身份認(rèn)同和女性生育意愿的關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用，研究假設(shè)H3a和H3b得到證實(shí)。

四、結(jié)論與討論

本文使用2017年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Ordered Logit模型從兩個(gè)維度探討了女性身份認(rèn)同對(duì)其生育意愿的影響，得到以下結(jié)論：(1)女性家庭身份認(rèn)同感增強(qiáng)會(huì)顯著提升其生育意愿，但女性家庭身份認(rèn)同感對(duì)其生育意愿的影響具有顯著的城鄉(xiāng)異質(zhì)性，城市女性的家庭身份認(rèn)同對(duì)其生育意愿并未產(chǎn)生顯著影響；(2)女性自我身份認(rèn)同感增強(qiáng)會(huì)顯著降低其生育意愿，對(duì)于不同工作狀況的女性，自我身份認(rèn)同對(duì)其生育意愿的影響具有異質(zhì)性，生育意愿并未對(duì)無(wú)業(yè)女性的生育意愿產(chǎn)生顯著影響；(3)父母受教育程度為女性家庭身份認(rèn)同與生育意愿關(guān)系的負(fù)向調(diào)節(jié)變量，自身受教育程度為女性自我身份認(rèn)同與生育意愿關(guān)系的正向調(diào)節(jié)變量。

女性的生育行為和生育意愿不僅取決于個(gè)人意志，同時(shí)也受到群體規(guī)范的影響。家庭作為社會(huì)的基本單元，是每一個(gè)家庭成員的物質(zhì)支柱和精神支柱，影響著女性的生育意愿。在當(dāng)今總和生育率日趨低迷的時(shí)代背景下，對(duì)于農(nóng)村女性，要保證其生育自主權(quán)，從家庭層面為女性提供生育照料支持、經(jīng)濟(jì)支持和情感支持，出臺(tái)與農(nóng)村家庭特征相適應(yīng)的生育配套政策，提升農(nóng)村女性的家庭身份認(rèn)同感、歸屬感和幸福感；對(duì)于城市女性，需要不斷優(yōu)化公共服務(wù)資源和生育補(bǔ)貼政策，降低家庭生育成本，讓城市女性從“想生”變?yōu)椤霸敢馍?。?duì)于職業(yè)女性，需要從社會(huì)企業(yè)層面入手，減少職業(yè)女性的“過(guò)度勞動(dòng)”時(shí)間，通過(guò)就業(yè)保障政策使職業(yè)女性能夠安心享受家庭生活，從而增強(qiáng)其家庭認(rèn)同感；對(duì)于無(wú)業(yè)女性，可以通過(guò)職業(yè)技能培訓(xùn)等方式提升其就業(yè)和再就業(yè)能力，在保障女性經(jīng)濟(jì)收入穩(wěn)定的基礎(chǔ)上提升其婚姻穩(wěn)定性，進(jìn)而增強(qiáng)女性的生育意愿。