農(nóng)村居民生育行為的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)研究

薛繼亮，凃坤鵬

（內(nèi)蒙古大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010021）

一、引 言

生育率與死亡率是研究人口結(jié)構(gòu)無法回避的核心議題，相比生育率，死亡率是一項(xiàng)難以人為調(diào)節(jié)的剛性指標(biāo)。因此，未來人口結(jié)構(gòu)變化將在很大程度上取決于生育率。自20 世紀(jì)70 年代以來，中國(guó)總和生育率持續(xù)下降，在1992年以后便一直低于2.1的人口更替水平，①數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)（https://data.worldbank.org.cn/country/china?view=chart）。導(dǎo)致人口正增長(zhǎng)慣性消耗殆盡，負(fù)增長(zhǎng)慣性不斷累積，在2022年中國(guó)出現(xiàn)了61年來首次人口負(fù)增長(zhǎng)，自此，中國(guó)將進(jìn)入人口老齡化、低生育率和人口負(fù)增長(zhǎng)的新階段。如果中國(guó)保持當(dāng)前極低生育率，人口長(zhǎng)期均衡發(fā)展可能面臨巨大挑戰(zhàn)。根據(jù)《世界人口展望2022》②https://www.un.org/development/desa/pd/sites/www.un.org.development.desa.pd/files/wpp2022_summary_of_results.pdf。中低生育方案的測(cè)算，2100年中國(guó)人口總量將減少至4.9億人左右，比2020年減少9億人，與2050年相比至少減少7.3億人。同時(shí)，在2050年建成社會(huì)主義現(xiàn)代化強(qiáng)國(guó)時(shí)，中國(guó)老齡化將超過30%［1］。持續(xù)的低生育率導(dǎo)致人口規(guī)模大幅度縮減疊加深度老齡化將給經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展帶來一系列不利影響和風(fēng)險(xiǎn)挑戰(zhàn)。例如，有效勞動(dòng)力供給減少，市場(chǎng)規(guī)?？s小，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡，以及沉重的養(yǎng)老負(fù)擔(dān)等等。因此，抓住2050年之前人口建設(shè)的關(guān)鍵時(shí)期，積極應(yīng)對(duì)低生育率，對(duì)中國(guó)式現(xiàn)代化進(jìn)程具有全局性的意義。

為應(yīng)對(duì)低生育率，目前同屬東亞圈的中國(guó)、日本與韓國(guó)沿用國(guó)際經(jīng)驗(yàn)圍繞時(shí)間類、經(jīng)濟(jì)類和服務(wù)類三大類生育激勵(lì)措施制定生育支持政策，但存在政策碎片化、精準(zhǔn)度不足和效率較低等問題，這導(dǎo)致三個(gè)國(guó)家的生育率迄今均未能回升至人口更替水平之上。特別是，21世紀(jì)后，一系列生育支持政策并沒有改變韓國(guó)生育率下降的趨勢(shì)，甚至成為全球生育率最低的國(guó)家，即育齡群體出現(xiàn)“躺平”現(xiàn)象：無論何種生育支持政策都無法刺激育齡群體生育。為防止中國(guó)育齡群體同樣出現(xiàn)“躺平”現(xiàn)象，有必要根據(jù)區(qū)域和群體差異制定具有中國(guó)特色的政策實(shí)施路徑，提高生育支持政策的精準(zhǔn)度?，F(xiàn)實(shí)中人的非獨(dú)立性導(dǎo)致生育行為受內(nèi)生因素與外部性共同影響，并且這種外部性在傳統(tǒng)觀念根深蒂固的農(nóng)村社會(huì)更顯著。改革開放后，城市居民生育率降低的主導(dǎo)因素從外生性計(jì)劃生育政策轉(zhuǎn)向內(nèi)生性經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展。然而，內(nèi)在動(dòng)力導(dǎo)致的低生育率難以逆轉(zhuǎn)，生育支持政策的作用變得十分有限，即在城市實(shí)現(xiàn)人口長(zhǎng)期均衡發(fā)展的適度生育率是一件長(zhǎng)期、難度極大的事情［1］。隨著人口流動(dòng)性加強(qiáng)，農(nóng)村居民生育率也逐步受到內(nèi)生經(jīng)濟(jì)因素影響，但農(nóng)村內(nèi)生因素的影響程度顯著低于城市［2］，即生育支持政策的激勵(lì)作用在農(nóng)村更顯著。這意味著利用生育支持政策提高農(nóng)村生育率是短期扭轉(zhuǎn)整體生育率趨勢(shì)的重點(diǎn)。

為探索新視角提高農(nóng)村生育率，首先需要回答問題：生育行為是否具備溢出性或外部性，即群體互動(dòng)是否影響個(gè)人生育行為？社會(huì)互動(dòng)在新帕爾格雷夫經(jīng)濟(jì)學(xué)大辭典中的定義為特殊形式的外部性，其中個(gè)人的偏好、預(yù)期和預(yù)算約束受其參照群體的影響，這意味著社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中其他成員的生育行為會(huì)影響個(gè)人生育決策，這種個(gè)人與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中其他成員互動(dòng)產(chǎn)生的影響稱為社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)［3］?；诖?，本文嘗試進(jìn)一步回答以下問題：農(nóng)村居民生育行為是否存在社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)？社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)通過哪些作用機(jī)制影響農(nóng)村居民生育行為？農(nóng)村居民生育行為的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)是否因?yàn)閭€(gè)體特征差異而不同？

本文的學(xué)術(shù)貢獻(xiàn)主要有：（1）從政策含義上看，一方面，本文為實(shí)現(xiàn)生育調(diào)整目標(biāo)提供了一條新路徑：實(shí)施有差別的生育支持政策，率先提高農(nóng)村生育率，進(jìn)而提高整體生育率；另一方面，本文結(jié)論顯示農(nóng)村居民生育行為存在正向的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)，因而農(nóng)村可以通過社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)提高生育支持政策的效力與生育激勵(lì)措施的潛在收益，提高生育率。（2）從文獻(xiàn)貢獻(xiàn)上看，一方面，針對(duì)國(guó)內(nèi)缺乏社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)與生育行為相關(guān)文獻(xiàn)的研究現(xiàn)狀，本文對(duì)農(nóng)村居民生育行為的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)進(jìn)行了微觀數(shù)據(jù)論證；另一方面，針對(duì)國(guó)外社會(huì)互動(dòng)理論研究豐富但缺乏文化差異性研究的事實(shí)，本文探究社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)與中國(guó)農(nóng)村居民生育行為，為社會(huì)互動(dòng)理論補(bǔ)充了中國(guó)證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)與生育行為

隨著人口轉(zhuǎn)變理論無法解釋20世紀(jì)中期以來歐洲生育率轉(zhuǎn)變，人口經(jīng)濟(jì)學(xué)家不可避免地需要尋找新視角解釋生育行為。20世紀(jì)80年代，將個(gè)人生育行為嵌入特定結(jié)構(gòu)的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中進(jìn)行分析的方法開始流行。起初，有學(xué)者試圖開辟新視角解釋歐洲各國(guó)生育率轉(zhuǎn)變，發(fā)現(xiàn)自19世紀(jì)起歐洲生育率下降不僅與經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化有關(guān)，而且與跨國(guó)交流導(dǎo)致生育環(huán)境變化有關(guān)［3］。隨后，基于東亞國(guó)家生育率數(shù)據(jù)的實(shí)證研究表明，個(gè)人生育行為部分取決于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中其他成員的生育行為［4］。在前人工作與相關(guān)實(shí)證研究的基礎(chǔ)上，越來越多的人口經(jīng)濟(jì)學(xué)家開始關(guān)注社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)與個(gè)人生育行為的關(guān)系。Bongaarts和Watkins［5］提出了社會(huì)互動(dòng)假說，并利用社會(huì)互動(dòng)解釋生育轉(zhuǎn)型，認(rèn)為人與人交往會(huì)產(chǎn)生社會(huì)影響進(jìn)而改變個(gè)人生育決策，具體表現(xiàn)包括信息與思想的交換、評(píng)價(jià)。在Bongaarts和Watkins［5］開創(chuàng)性工作的基礎(chǔ)上，社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)與生育行為的研究框架逐漸明晰，相關(guān)研究也逐漸從宏觀經(jīng)濟(jì)層面轉(zhuǎn)至微觀經(jīng)濟(jì)層面。從微觀經(jīng)濟(jì)層面看，早期學(xué)者通過定性分析探究生育行為的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)［6］。Sarah和Victor［7］通過定性分析發(fā)現(xiàn)，非正式的社會(huì)互動(dòng)通過補(bǔ)充正式渠道傳播的生育信息與協(xié)調(diào)夫妻生育期望影響育齡群體的生育決策。伴隨社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)與生育行為的研究逐漸深入，定量分析開始占據(jù)主導(dǎo)，這也符合主流分析方法的路徑轉(zhuǎn)變。Sebastian和Thomas［8］利用德國(guó)雇主-雇員數(shù)據(jù)研究同事生育是否會(huì)影響女性生育行為發(fā)現(xiàn)，在同事生育行為發(fā)生后的一年，女性首次懷孕的概率將翻一倍，這種影響會(huì)隨時(shí)間推移而減弱，并在兩年后消失。Ciliberto等［9］研究了工作場(chǎng)所中生育行為的同伴效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，在受教育水平較高的群體中積極效應(yīng)占主導(dǎo)，而在受教育水平較低的群體中消極效應(yīng)占主導(dǎo)。Buyukkececi和Leopold［10］考察了家庭內(nèi)部生育環(huán)境變化對(duì)個(gè)人生育行為的影響發(fā)現(xiàn)，在兄弟姐妹有了孩子后，夫妻短期內(nèi)成為父母的概率會(huì)提高。相比國(guó)外研究，國(guó)內(nèi)研究社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)與生育行為的文獻(xiàn)則相對(duì)匱乏。許璟瑩［11］利用社會(huì)網(wǎng)絡(luò)理論研究中國(guó)城市育齡群體的生育意愿發(fā)現(xiàn)，社交網(wǎng)絡(luò)中強(qiáng)關(guān)系是影響城市育齡群體生育意愿的主要因素，而弱關(guān)系的影響則不明顯。姚丹［12］通過問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，分析社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系強(qiáng)度與成都市已婚群體的生育意愿發(fā)現(xiàn)，80后、90后群體均受到社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中強(qiáng)關(guān)系和弱關(guān)系的影響。

現(xiàn)有文獻(xiàn)為研究社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)與生育行為提供了重要的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。然而，與其他文化不同，儒家思想作為中國(guó)的主流文化，在處理人與人、人與社會(huì)的關(guān)系時(shí)，強(qiáng)調(diào)集體主義。孟子講“天時(shí)不如地利，地利不如人和”，《呂氏春秋》記載“萬(wàn)人操弓，共射一招，招無不中”，這反映出被群體認(rèn)可在中華民族內(nèi)部的效用極高，個(gè)人可以犧牲自己的個(gè)性，達(dá)到被群體接納的目的。相反，特立獨(dú)行的個(gè)人會(huì)受到群體排斥導(dǎo)致生活的心理負(fù)擔(dān)加重、非貨幣成本增加。這些傳統(tǒng)觀念在經(jīng)濟(jì)文化相對(duì)落后的農(nóng)村社會(huì)更是根深蒂固。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：農(nóng)村居民生育行為存在顯著正向的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。

（二）社會(huì)互動(dòng)對(duì)農(nóng)村居民生育行為的影響機(jī)制

⒈ 生育偏好

社會(huì)力量影響個(gè)人行為的首要途徑是塑造行為人的偏好［13］。社會(huì)互動(dòng)所具備的策略互補(bǔ)性導(dǎo)致社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中參照群體的生育率發(fā)生變化會(huì)改變個(gè)人生育行為的效用，進(jìn)而改變個(gè)人生育數(shù)量。具體而言，當(dāng)參照群體的生育率提高，個(gè)人生育行為的效用會(huì)隨之提高，這主要是因?yàn)樯箓€(gè)人與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中其他行為人的共同話題增多，主觀幸福感與社會(huì)收益增加。從局部互動(dòng)看，Mishra［14］利用印度數(shù)據(jù)研究社會(huì)互動(dòng)與個(gè)人生育偏好的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，鄰居生育率提高1單位，個(gè)人想要一個(gè)或兩個(gè)孩子的概率分別下降1.0%和6.0%，但想要三個(gè)或四個(gè)孩子的概率分別提高1.2%和3.8%。從全局互動(dòng)看，Nie和Wang［15］利用中國(guó)調(diào)查數(shù)據(jù)研究同伴效應(yīng)對(duì)個(gè)體生育意愿的影響發(fā)現(xiàn)，社區(qū)生育率提高1單位，個(gè)人想要一個(gè)孩子的偏好會(huì)降低14.3%，但想要三個(gè)孩子的概率會(huì)提高9.3%。農(nóng)村作為“熟人社會(huì)”，其高度同質(zhì)的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中具有一致的思想規(guī)范，為了獲得網(wǎng)絡(luò)成員的身份認(rèn)同及其帶來的歸屬感，農(nóng)村居民必須遵守群體行為準(zhǔn)則。這意味著農(nóng)村群體行為規(guī)范對(duì)個(gè)人行為偏好會(huì)產(chǎn)生顯著影響，因?yàn)槠迷谕|(zhì)的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中是共享的，并且能有效制裁“異類”的越軌行為。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：社會(huì)互動(dòng)通過提高生育偏好促使農(nóng)村居民生育行為發(fā)生。

⒉ 生育信息

生育信息是影響生育行為的重要因素。生育信息數(shù)量變化勢(shì)必會(huì)影響生育行為的不確定性、改變個(gè)人對(duì)各生育環(huán)節(jié)（備孕、分娩、康復(fù)）的預(yù)期。具體而言，通過與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中其他成員互動(dòng)，獲取、交換、共享和評(píng)估生育信息，降低了生育行為的不確定性，使個(gè)人對(duì)各生育環(huán)節(jié)形成理性預(yù)期。這意味著個(gè)人有能力制定合理計(jì)劃應(yīng)對(duì)生育過程中可能出現(xiàn)的負(fù)面影響，進(jìn)而避免因錯(cuò)誤行為導(dǎo)致生育風(fēng)險(xiǎn)增加。Billari等［16］認(rèn)為，育齡群體在向一孩過渡的過程中，不確定性可能非常高，因?yàn)檫@是一種全新的生活狀態(tài)，但同伴可以通過分享實(shí)用信息、喜悅或擔(dān)憂降低個(gè)人生育風(fēng)險(xiǎn)。Lyngstad和Alexia［17］的研究也支持這一結(jié)論，兄弟姐妹最近的生育行為對(duì)女性第一次生育有很明顯的積極影響而對(duì)第二次生育的影響幾乎可以忽略不計(jì)，即個(gè)體在社會(huì)互動(dòng)中獲得同伴的行為經(jīng)歷，使個(gè)人生育行為的不確定性降低。Bernardi［6］認(rèn)為，觀察性學(xué)習(xí)有助于個(gè)人評(píng)估新行為的含義，對(duì)生育行為而言，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中其他成員成為父母后會(huì)提供有關(guān)為人父母和生活變化的信息，促使個(gè)人重新評(píng)估、計(jì)劃生育行為。Sebastian和Thomas［8］認(rèn)為，不確定性的降低是影響女性生育的主要機(jī)制，因?yàn)闆]有孩子的女性可以觀察到懷孕和分娩對(duì)同事工作、家庭、生活的影響以及該同事如何協(xié)調(diào)工作和家庭的矛盾。一般來說，人們普遍不愿意承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)（不確定性），相比城市居民，農(nóng)村居民思想更加保守，即大多數(shù)農(nóng)村居民為風(fēng)險(xiǎn)厭惡者。因此，社會(huì)互動(dòng)增加了農(nóng)村居民的生育信息，使農(nóng)村居民生育行為的不確定性降低，進(jìn)而導(dǎo)致農(nóng)村居民由采取保護(hù)措施（不生育）降低損失發(fā)生的概率或嚴(yán)重程度轉(zhuǎn)變?yōu)橹匦掠?jì)劃生育行為。由此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：社會(huì)互動(dòng)通過增加生育信息促使農(nóng)村居民生育行為發(fā)生。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)選取與變量說明

《中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查》（China Migrants Dynamic Survey，簡(jiǎn)稱CMDS）是由原國(guó)家衛(wèi)生計(jì)生委自2009年發(fā)起的一項(xiàng)大規(guī)模全國(guó)性流動(dòng)人口抽樣調(diào)查，覆蓋全國(guó)31個(gè)省份和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)中流動(dòng)人口較為集中的流入地，并且其調(diào)查對(duì)象為在流入地居住一個(gè)月及以上的流動(dòng)人口。本文使用該數(shù)據(jù)庫(kù)的原因有：（1）需要詳細(xì)的流動(dòng)數(shù)據(jù)進(jìn)一步分析樣本是否流動(dòng)、流動(dòng)程度與生育行為的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)的關(guān)系。（2）更好地識(shí)別社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。相比其他數(shù)據(jù)庫(kù)以行政單位（市、區(qū)）構(gòu)建社會(huì)網(wǎng)絡(luò)（最小單位為縣），該數(shù)據(jù)庫(kù)提供了詳細(xì)的調(diào)查員編碼信息，有利于本文根據(jù)距離構(gòu)建更精準(zhǔn)的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)識(shí)別社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。該數(shù)據(jù)庫(kù)選取的樣本符合廣義居民定義，為進(jìn)一步識(shí)別居民，本文選擇在調(diào)查地點(diǎn)居住的樣本作為研究對(duì)象，將不在調(diào)查地點(diǎn)居住的樣本剔除。此外，根據(jù)CMDS中關(guān)于農(nóng)村與城市的定義，本文將城市樣本剔除。結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)［18］與生育行為的合理性，本文剔除了未婚、離婚、喪偶樣本，僅保留初婚、已婚與同居樣本，并且將人口限制在合理生育年齡之間（男性合理生育年齡為22—60歲，女性合理生育年齡為20—45歲），再剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本。本文主要關(guān)注社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中其他成員的生育行為對(duì)農(nóng)村居民生育行為的影響，其中生育行為、個(gè)人特征和群體外生特征等數(shù)據(jù)均來自于個(gè)人問卷。

本文被解釋變量為個(gè)人生育行為。參考何圓等［19］的方法，本文選用受訪者當(dāng)年是否有生育行為作為被解釋變量的衡量指標(biāo)。由于CMDS問卷中沒有直接的問題來衡量，因而通過接受問卷時(shí)的采訪時(shí)間與孩子出生的時(shí)間差來間接觀測(cè)是否有近一年內(nèi)出生的孩子。同時(shí)，2017年CMDS實(shí)地調(diào)研截至?xí)r間為5月導(dǎo)致對(duì)2017年人口生育行為的統(tǒng)計(jì)不完整，因而本文選取2016年5月至2017年4月作為一個(gè)研究年度。

本文核心解釋變量為群體生育率水平。本文將被同一調(diào)查者調(diào)查的樣本定義為一個(gè)特定的群體，群體內(nèi)的樣本互為參照，通過計(jì)算群體中（除本人外）當(dāng)年生育行為的發(fā)生比率對(duì)核心解釋變量進(jìn)行衡量。這樣設(shè)置主要是基于個(gè)人的直接社會(huì)環(huán)境：地理位置相近。相比較于其他數(shù)據(jù)庫(kù)以行政單位（市、區(qū)）定義群體，此種劃分方法能從距離上更好地識(shí)別社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。在2017年CMDS中每個(gè)鄉(xiāng)、縣最少安排1名調(diào)查員，最多安排37名調(diào)查員，平均每個(gè)鄉(xiāng)、縣安排4名調(diào)查員，且不存在一名調(diào)查員跨區(qū)域調(diào)查或多區(qū)域調(diào)查的情況。

本文中介變量包括生育偏好與生育信息。首先，使用同住家庭成員人數(shù)對(duì)生育偏好進(jìn)行衡量。同住家庭成員人數(shù)直接反映出個(gè)人對(duì)家庭規(guī)模的偏好。同時(shí)，家庭規(guī)模偏好又與生育偏好密切相關(guān)。例如，個(gè)人偏好小家庭規(guī)模時(shí)，更可能選擇不生育或少生育。其次，使用問題“過去一年，您在現(xiàn)居住村是否接受過婦幼保健/優(yōu)生優(yōu)育方面的健康教育？”對(duì)生育信息進(jìn)行衡量。當(dāng)農(nóng)村居民回答“是”，則認(rèn)為其所處的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中生育信息溢出程度高，生育信息多。

本文控制變量為可能影響農(nóng)村居民生育行為的變量，其中包括年齡、性別、民族、戶口性質(zhì)、受教育水平和家庭收入水平。具體而言，年齡變量使用受訪者的日歷年齡（調(diào)查年份減去出生年份）來衡量。性別變量將男性賦值為1，女性賦值為0。民族變量將夫妻雙方均為漢族賦值為1，反之為0。戶口性質(zhì)變量將農(nóng)業(yè)戶口賦值為1，反之為0。受教育水平變量根據(jù)受訪者的學(xué)歷劃分為7個(gè)等級(jí)，分別設(shè)置虛擬變量。①其中，未上過小學(xué)=1，小學(xué)=2，初中=3，高中/中專=4，大學(xué)?？?5，大學(xué)本科=6，研究生=7。家庭收入水平變量使用受訪者家庭每月總收入的自然對(duì)數(shù)來衡量。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)

表1匯報(bào)了本文變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

從全樣本數(shù)據(jù)看，農(nóng)村居民當(dāng)年發(fā)生生育行為的均值為0.092，即樣本中90.8%的樣本當(dāng)年沒有生育行為發(fā)生，群體生育率水平的均值為0.092。從分群體看，群體生育率水平高于中位數(shù)的農(nóng)村居民生育行為的發(fā)生比率為11.9%，而群體生育率水平低于中位數(shù)的農(nóng)村居民其生育行為的發(fā)生比率為6.5%。進(jìn)一步比較兩類農(nóng)村居民生育率，T檢驗(yàn)結(jié)果顯示，群體生育率水平較高的樣本生育行為的發(fā)生比率顯著高于群體生育率水平較低的樣本。

從個(gè)人特征看，全樣本中人口平均年齡大約在34歲，這表明樣本多值壯年時(shí)期；男女人數(shù)大致一樣，但男性人數(shù)占比略高，為51.7%；有85.3%的家庭夫妻雙方均為漢族；農(nóng)業(yè)戶口人數(shù)較多，其人數(shù)占比為87.6%；受教育水平的均值為3.143，可以看出多數(shù)樣本高中未畢業(yè)；家庭收入水平的均值為8.685。從群體外生特征的平均狀況看，群體的平均年齡為34歲；性別比例均衡，男性占比為51.7%；夫妻雙方均為漢族的占比為85.3%；農(nóng)業(yè)戶口人數(shù)占比為87.6%；平均受教育水平為3.143；家庭收入水平的平均值為8.685。

（三）模型設(shè)定

Manski［20］作為社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)實(shí)證研究的先驅(qū)，最早提出將社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)劃分為內(nèi)生效應(yīng)、外生效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)。內(nèi)生效應(yīng)指群體行為水平會(huì)對(duì)個(gè)體行為決策產(chǎn)生影響。外生效應(yīng)指群體的外生特征會(huì)對(duì)個(gè)體行為決策產(chǎn)生影響。關(guān)聯(lián)效應(yīng)指同一群體處于相似或相同的環(huán)境下，導(dǎo)致他們作出相似的行為決策。相比后兩種效應(yīng)，內(nèi)生效應(yīng)具有其獨(dú)特性，即隨時(shí)間推移而產(chǎn)生乘數(shù)效應(yīng)，進(jìn)而放大群體行為水平和政策影響的效果?；谏鲜鲇懻摚疚哪Ｐ驮O(shè)定側(cè)重研究?jī)?nèi)生效應(yīng)。

基于調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)進(jìn)行定量分析時(shí)會(huì)受到內(nèi)生性問題的干擾［21］，其主要的來源為模型設(shè)定錯(cuò)誤。一般而言，內(nèi)生性問題來源于遺漏偏誤、自選擇偏誤、樣本選擇偏誤和聯(lián)立性偏誤等四個(gè)方面。就本文而言，識(shí)別社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)的挑戰(zhàn)有：（1）當(dāng)研究群體生育率水平對(duì)個(gè)人生育行為產(chǎn)生影響時(shí)，需要注意反射問題［20］。反射問題是指?jìng)€(gè)人生育行為與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中其他成員的生育行為同時(shí)發(fā)生，導(dǎo)致無法區(qū)別相互影響。具體而言，個(gè)人生育行為受到群體生育率水平的影響。同時(shí)，個(gè)人生育行為也會(huì)反過來影響群體生育率水平，兩者相互影響導(dǎo)致很難分離出單獨(dú)影響。（2）難以將內(nèi)生效應(yīng)從外生效應(yīng)中剝離出來。（3）個(gè)人生育行為與群體生育率水平相關(guān)聯(lián)是因?yàn)槿后w所處環(huán)境相同，而不是由社會(huì)互動(dòng)決定的。（4）個(gè)人與群體所處的社會(huì)環(huán)境在一定程度上由樣本選擇所決定。（5）即使控制了個(gè)人特征與群體外生特征，也會(huì)存在遺漏變量問題，如個(gè)人的性格特征。（6）群體外生特征與其行為選擇間存在共線性，導(dǎo)致模型無法有效識(shí)別社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。

結(jié)合上述考慮，首先，本文參考杜康等［22］的方法，計(jì)算群體生育率水平時(shí)將個(gè)體排除，即群體生育率水平表示群體內(nèi)除樣本i外其他樣本生育行為的發(fā)生比率。同時(shí)，參考現(xiàn)有研究利用非線性模型避免反射問題。其次，本文計(jì)量模型同時(shí)控制個(gè)人特征、群體外生特征和省份特征，盡可能減少不可觀測(cè)因素和外生特征對(duì)社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)識(shí)別的影響。最后，考慮到同一名調(diào)查員所調(diào)查的區(qū)域社會(huì)環(huán)境相同，本文使用調(diào)查員層面的聚類標(biāo)準(zhǔn)差，盡量減少共同環(huán)境的影響。因此，本文具體模型設(shè)置如下：

其中，被解釋變量fertility為個(gè)人生育行為；解釋變量peer為群體生育率水平，是群體內(nèi)除樣本i外發(fā)生生育行為的人數(shù)占總?cè)藬?shù)的比例，計(jì)算公式為（N為群體總?cè)藬?shù)）。Xi為一系列個(gè)體控制變量，為一系列群體外生特征，dp為省份虛擬變量，εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

針對(duì)本文基準(zhǔn)回歸方程中仍可能存在的內(nèi)生性問題，如遺漏變量問題、農(nóng)村居民自選擇問題和共線性問題，本文將在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分進(jìn)一步討論。

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸

表2匯報(bào)了群體生育率水平對(duì)農(nóng)村居民生育行為的邊際Probit回歸結(jié)果。列（1）為群體生育率水平對(duì)農(nóng)村居民生育行為的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，群體生育率水平的平均邊際效應(yīng)為0.371，且在1%的水平上顯著。列（2）是在列（1）的基礎(chǔ)上加入了省份虛擬變量的估計(jì)結(jié)果，列（3）是加入個(gè)人特征與群體特征卻沒有控制省份虛擬變量的估計(jì)結(jié)果。估計(jì)結(jié)果均顯示，群體生育率水平對(duì)農(nóng)村居民生育行為產(chǎn)生顯著的正向影響。列（4）是既加入了個(gè)人特征與群體特征也加入省份虛擬變量的估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，群體生育率水平的平均邊際效應(yīng)為0.239，且在1%的水平上顯著，即群體生育率水平提高1單位，農(nóng)村居民生育行為的發(fā)生概率提高23.9%。上述分析表明，農(nóng)村居民生育行為存在顯著正向的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)，假設(shè)1得證。由列（4）結(jié)果可知農(nóng)村居民其他特征變量的回歸結(jié)果。年齡對(duì)農(nóng)村居民生育行為的影響在1%的水平上顯著為負(fù)，這表明年齡越大的農(nóng)村居民生育行為的發(fā)生概率越低，因?yàn)殡S著年齡增長(zhǎng)，人們生育能力下降，導(dǎo)致生育行為的發(fā)生概率下降。生育行為在不同性別間產(chǎn)生顯著差異，這是因?yàn)樵谥袊?guó)性別分工中，生育責(zé)任大都由女性承擔(dān)。生育行為在不同戶口性質(zhì)間也存在差異，這是因?yàn)橄啾扔诔鞘芯用?，?jì)劃生育政策不僅對(duì)農(nóng)村居民作出了調(diào)整而且懲罰強(qiáng)度也相對(duì)較弱，導(dǎo)致農(nóng)村戶口居民生育多孩的政策成本更低。此外，家庭收入水平會(huì)對(duì)農(nóng)村居民生育行為產(chǎn)生擠出效應(yīng)，這主要因?yàn)榧彝ナ杖胨缴仙?，生育行為的機(jī)會(huì)成本隨之上升，導(dǎo)致農(nóng)村居民生育行為的發(fā)生概率下降。

表2 群體生育率水平對(duì)農(nóng)村居民生育行為的邊際Probit回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

盡管在模型設(shè)定中，本文考慮了內(nèi)生性問題對(duì)計(jì)量模型的干擾但回歸結(jié)果仍然可能存在估計(jì)偏誤，如遺漏變量問題、農(nóng)村居民自選擇問題和共線性問題。因此，本文嘗試使用三種策略解決上述問題。

⒈ 工具變量法

雖然基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明群體生育率水平對(duì)農(nóng)村居民生育行為產(chǎn)生顯著的正向影響，但結(jié)果可能由于內(nèi)生性問題產(chǎn)生偏差。第一，基準(zhǔn)回歸結(jié)果可能存在反向因果關(guān)系。通過觀察群體內(nèi)其他成員的生育行為以及與其交流生育觀念可知，農(nóng)村居民在作出生育決策時(shí)會(huì)受到群體生育率水平的影響。同時(shí)，個(gè)人生育行為與生育觀念也會(huì)反過來影響群體生育率水平。第二，誤差項(xiàng)內(nèi)可能存在對(duì)被解釋變量有較強(qiáng)解釋作用的遺漏變量，如區(qū)域內(nèi)的醫(yī)療機(jī)構(gòu)床位數(shù)，個(gè)人所在地區(qū)的醫(yī)療機(jī)構(gòu)床位數(shù)越少，意味著醫(yī)療資源越稀缺，使農(nóng)村居民生育意愿難以被滿足，進(jìn)而阻礙生育行為發(fā)生。針對(duì)反向因果關(guān)系和遺漏變量等內(nèi)生性問題，本文采用工具變量法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

根據(jù)《中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查》關(guān)于縣級(jí)地區(qū)的劃分，本文選取縣級(jí)生育率水平作為工具變量。表3匯報(bào)了兩階段最小二乘法的第一階段和第二階段的回歸結(jié)果。第二階段回歸結(jié)果顯示，群體生育率水平的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正。工具變量回歸結(jié)果表明，農(nóng)村居民生育行為存在顯著正向的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。相比較于基準(zhǔn)回歸結(jié)果，工具變量回歸結(jié)果中社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)的系數(shù)更大，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果的系數(shù)被低估了，可能的原因是農(nóng)村居民生育行為與群體生育率水平之間存在反向因果關(guān)系，或存在對(duì)生育行為有負(fù)向影響的遺漏變量。

表3 工具變量回歸結(jié)果

本文對(duì)工具變量的有效性進(jìn)行了檢驗(yàn)。第一，對(duì)群體生育率水平與縣級(jí)生育率水平的相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果顯示，縣級(jí)生育率水平的回歸系數(shù)為0.842，且在1%的水平上顯著，即縣級(jí)生育率水平越高，群體生育率水平也越高。同時(shí)，第一階段回歸的F值為49.020，大于10，即不存在弱工具變量問題。因此，本文選用縣級(jí)生育率水平作為替代群體生育率水平的工具變量滿足相關(guān)性。第二，對(duì)縣級(jí)生育率水平的外生性進(jìn)行檢驗(yàn)。農(nóng)村居民生育行為可能并不會(huì)受到縣內(nèi)所有人的影響，即農(nóng)村居民生育行為受到社會(huì)網(wǎng)絡(luò)內(nèi)樣本的影響，而并不會(huì)受到縣內(nèi)所有樣本的影響。因此，本文預(yù)期縣級(jí)生育率水平對(duì)農(nóng)村居民生育行為是外生的，即縣級(jí)生育率水平并不會(huì)直接影響農(nóng)村居民生育行為。本文參考Acemoglu等［23］和Conley［24］的方法，在回歸模型中加入工具變量——縣級(jí)生育率水平，無論是Probit模型還是OLS模型，工具變量的系數(shù)均不顯著但群體生育率水平的系數(shù)仍然顯著，這表明縣級(jí)生育率水平對(duì)模型來說是外生的，只能通過影響群體生育率水平來間接影響農(nóng)村居民生育行為。

⒉ 傾向得分匹配法

為了解決樣本自選擇所產(chǎn)生的估計(jì)偏誤，本文采用傾向得分匹配法，進(jìn)一步分析群體生育率水平對(duì)農(nóng)村居民生育行為的影響。第一，本文將群體生育率水平低于中位數(shù)的樣本定義為社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)較弱的農(nóng)村居民，將群體生育率水平高于中位數(shù)的樣本定義為社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)較強(qiáng)的農(nóng)村居民，設(shè)置相應(yīng)的處理組與對(duì)照組。第二，選擇最近鄰匹配（K=1）、半徑匹配（K=0.05）和核匹配（K=0.06）三種匹配方法進(jìn)行匹配檢驗(yàn)。第三，通過比較處理組與對(duì)照組在群體生育率水平上的差異，以便更科學(xué)地檢驗(yàn)分析結(jié)果的穩(wěn)健性。結(jié)果①正文未列示傾向得分匹配檢驗(yàn)結(jié)果、其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果和作用機(jī)制分析結(jié)果，留存?zhèn)渌鳌ｏ@示，在三種匹配方法下，群體生育率水平均對(duì)農(nóng)村居民生育行為產(chǎn)生顯著影響，最近鄰匹配（t=7.32）、半徑匹配（t=12.92）和核匹配（t=12.88）均通過了平衡性檢驗(yàn)。由此可以得出，本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

⒊ 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

現(xiàn)有研究中，提出了一些解決遺漏變量和群體外生特征與行為選擇間存在共線性問題的辦法。為解決遺漏變量，一部分文獻(xiàn)選擇盡可能多地選取控制變量，希望建立“窮舉”式的模型。但是，我們永遠(yuǎn)無法知道是否還有未被觀察的因子。另一部分研究則提出一個(gè)替代性方案：利用非傳統(tǒng)數(shù)據(jù)作為遺漏變量的替代，如滯后因變量作為未被觀察的個(gè)體異質(zhì)性和歷史因子的代表［21］。Bramoullé［25］提出將群體生育率水平滯后一期以解決群體外生特征與行為選擇間存在共線性的問題。參考上述文獻(xiàn)，本文先將滯后一期的因變量加入式（1）中，以檢驗(yàn)遺漏變量是否對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果產(chǎn)生干擾。然后，本文利用滯后一期的群體生育率水平替代式（1）中當(dāng)期的群體生育率水平，以檢驗(yàn)共線性問題是否會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果偏誤。其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果類似。由此可以得出，本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、拓展分析

（一）作用機(jī)制分析

⒈ 提高生育偏好

生育偏好強(qiáng)調(diào)個(gè)人對(duì)生育行為的主觀期望效用。在社會(huì)互動(dòng)過程中，個(gè)人被動(dòng)接受群體行為的影響：社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的價(jià)值共識(shí)或共同偏好會(huì)對(duì)個(gè)人偏好施加群體性的影響與控制，迫使個(gè)人修改主觀偏好，導(dǎo)致行為的邊際效用發(fā)生變化［26］。在儒家思想作為中國(guó)的主流文化背景下，人們通常具有“多子多?！薄梆B(yǎng)兒防老”“不孝有三，無后為大”等觀念并且在經(jīng)濟(jì)文化相對(duì)落后的農(nóng)村社會(huì)更是積重難返。這反映出較高的生育偏好在農(nóng)村占據(jù)主導(dǎo)并且通過社會(huì)壓力施加在農(nóng)村居民身上，要求他們調(diào)整觀念服從共同偏好。同時(shí)，現(xiàn)有研究表明，密集且同質(zhì)的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)比稀疏且異質(zhì)的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)更有可能對(duì)成員施加壓力，使其遵循規(guī)范的主觀偏好。改革開放以來，大部分農(nóng)村一直保持著社會(huì)結(jié)構(gòu)上均質(zhì)化的特征［27］，這使得共同偏好對(duì)農(nóng)村居民主觀偏好的強(qiáng)迫作用更顯著。這些因素共同導(dǎo)致農(nóng)村居民生育行為的邊際效用提高，生育需求增加。綜上，群體生育率水平通過生育偏好影響農(nóng)村居民生育行為：群體生育率水平提高，生育行為的邊際效用提高，促使農(nóng)村居民生育行為發(fā)生；反之，則認(rèn)為生育行為的邊際效用降低，阻礙農(nóng)村居民生育行為發(fā)生。群體生育率水平對(duì)生育偏好影響的回歸結(jié)果顯示，群體生育率水平的系數(shù)為0.326，且在1%的水平上顯著，即群體生育率水平通過提高生育偏好對(duì)農(nóng)村居民生育行為產(chǎn)生正向影響，假設(shè)2得證。

⒉ 增加生育信息

完備的生育信息是個(gè)人作出生育決策的重要條件。社會(huì)經(jīng)濟(jì)學(xué)強(qiáng)調(diào)與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中其他成員互動(dòng)，有利于拓寬個(gè)人信息渠道、降低生育行為的不確定性，促使個(gè)人對(duì)各生育環(huán)節(jié)形成理性預(yù)期。有關(guān)信息傳遞的研究表明，信息傳遞的效用高度依賴于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的性質(zhì)和結(jié)構(gòu)，當(dāng)人們獲取生育信息時(shí)，信息傳遞者的可信度對(duì)于個(gè)人獲取信息和實(shí)際采用經(jīng)驗(yàn)至關(guān)重要［5］。農(nóng)村長(zhǎng)久以來形成的“熟人社會(huì)”［28］，無疑使信息傳遞效用更高?；谏鲜龇治?，群體生育率水平通過改變生育信息影響農(nóng)村居民生育行為：群體生育率水平提高，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)內(nèi)生育經(jīng)驗(yàn)與生育信息增加，生育風(fēng)險(xiǎn)降低，進(jìn)而促使農(nóng)村居民生育行為發(fā)生；反之，生育信息減少，生育風(fēng)險(xiǎn)增加，進(jìn)而阻礙農(nóng)村居民生育行為發(fā)生。由回歸結(jié)果可知，群體生育率水平的系數(shù)為0.223，且在1%的水平上顯著，即群體生育水平通過增加生育信息對(duì)農(nóng)村居民生育行為產(chǎn)生正向影響，假設(shè)3得證。

（二）異質(zhì)性分析

上述研究表明，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中其他成員的生育行為主要通過生育偏好與生育信息影響農(nóng)村居民生育行為。那么，不同作用機(jī)制的效用是否會(huì)因?yàn)闃颖咎卣鞑煌a(chǎn)生差異，進(jìn)而影響農(nóng)村居民生育行為的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)？

⒈ 規(guī)范認(rèn)可程度的異質(zhì)性

社會(huì)互動(dòng)通過生育偏好影響生育行為，強(qiáng)調(diào)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)為個(gè)人生育提供特定的生育偏好，限制個(gè)人作出違反主流規(guī)范的生育決策。這意味著個(gè)人對(duì)共同偏好的認(rèn)可程度將影響社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。張騫［29］認(rèn)為，極端成員并不會(huì)受網(wǎng)絡(luò)主流價(jià)值觀與行為模式影響。由于中國(guó)農(nóng)村主流生育偏好與傳統(tǒng)文化緊密相連，本文根據(jù)問題“您是否同意‘按照老家的風(fēng)俗習(xí)慣辦事對(duì)我比較重要’這個(gè)說法”來衡量個(gè)人對(duì)共同偏好的認(rèn)可程度，將回答為“完全不同意”的樣本定義為極端成員，即規(guī)范認(rèn)可程度低，取值為1，其余樣本取值為0。回歸結(jié)果如表4所示?？梢钥闯?，社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)的系數(shù)大小與顯著程度都在極端成員中更弱，但系數(shù)仍在10%的水平上顯著，這可能是因?yàn)樯畔⒃黾影l(fā)揮了作用。

表4 社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)的異質(zhì)性分析

⒉ 受教育水平的異質(zhì)性

社會(huì)互動(dòng)通過生育信息影響生育行為，強(qiáng)調(diào)農(nóng)村居民對(duì)生育信息的獲取、交換和評(píng)價(jià)。這意味著個(gè)人對(duì)生育信息獲取與處理能力不同將影響社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)?，F(xiàn)有研究表明，受教育水平是影響認(rèn)知與推理能力的重要因素［30］，即受教育水平越高對(duì)生育信息的獲取與評(píng)價(jià)能力也越高；反之，則認(rèn)為對(duì)生育信息獲取與評(píng)價(jià)能力越低。本文根據(jù)受訪者的受教育水平構(gòu)建虛擬變量，將受教育水平低于中位數(shù)的樣本取值為0，高于以及等于中位數(shù)的樣本取值為1?；貧w結(jié)果如表4所示?？梢钥闯?，社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)的系數(shù)大小與顯著程度都在受教育水平高的農(nóng)村居民中更顯著。但是，在受教育水平低的農(nóng)村居民中，社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)的系數(shù)仍在10%的水平上顯著。同理，這可能是因?yàn)樯锰岣甙l(fā)揮了作用。

（三）進(jìn)一步討論

⒈ 流動(dòng)與生育行為的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)

研究生育行為的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)無法忽略流動(dòng)因素。因此，本文有必要進(jìn)一步討論流動(dòng)與生育行為的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。有關(guān)流動(dòng)與生育的研究主要有中斷理論、追趕理論和融合理論。中斷理論認(rèn)為，流動(dòng)將會(huì)短暫中斷生育，主要原因有婚配中斷、夫妻分居和流動(dòng)成本對(duì)生育行為的擠出；追趕理論認(rèn)為，流出地群體生育率水平普遍較高導(dǎo)致個(gè)人生育意愿水平高，經(jīng)過一段時(shí)間流動(dòng)人口適應(yīng)流入地生活模式，可能會(huì)發(fā)生補(bǔ)償性生育；融合理論認(rèn)為，流動(dòng)人口的生育偏好與預(yù)期生育會(huì)逐漸與遷入地社會(huì)趨同。融合理論與社會(huì)互動(dòng)理論類似。因此，本文認(rèn)為流動(dòng)主要通過中斷理論和追趕理論影響估計(jì)準(zhǔn)確性。

基于上述分析，首先，本文將夫妻暫時(shí)分居與流動(dòng)時(shí)長(zhǎng)在一年以下的樣本剔除，盡可能排除中斷效應(yīng)與追趕效應(yīng)對(duì)社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)識(shí)別的影響。其次，本文從數(shù)據(jù)集內(nèi)選擇一組最接近隨機(jī)抽樣的樣本定義為對(duì)照組，即基本不受流動(dòng)因素影響或影響較小的樣本。具體而言，本文將夫妻雙方均為市內(nèi)流動(dòng)或夫妻雙方中一方為市內(nèi)流動(dòng)的樣本定義為對(duì)照組，將數(shù)據(jù)集內(nèi)其他樣本定義為實(shí)驗(yàn)組，進(jìn)一步分析農(nóng)村居民生育行為的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)是否因有無流動(dòng)而產(chǎn)生差異。最后，本文將群體生育率水平與夫妻流動(dòng)范圍①流動(dòng)范圍賦值：跨境流動(dòng)=0，跨省流動(dòng)=1，省內(nèi)流動(dòng)=2，市內(nèi)流動(dòng)=3；夫妻流動(dòng)范圍=戶主流動(dòng)范圍+配偶流動(dòng)范圍。交乘，以探究不同流動(dòng)程度下，群體生育率水平對(duì)個(gè)人生育行為的影響。表5列（1）是在剔除夫妻暫時(shí)分居與流動(dòng)時(shí)長(zhǎng)在一年以下的樣本后對(duì)農(nóng)村居民生育行為的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)進(jìn)行回歸的結(jié)果。結(jié)果顯示，社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)仍然存在，這反映出流動(dòng)對(duì)生育帶來的短期沖擊并不影響社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。表5列（2）和列（3）結(jié)果顯示，社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)在實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組中均顯著。為檢驗(yàn)社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)在實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組中是否存在差異，本文選用似無相關(guān)模型（SUR）對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)。選用似無相關(guān)模型是因?yàn)閷?shí)驗(yàn)組與對(duì)照組所處的環(huán)境可能有諸多相似之處，似無相關(guān)模型不要求兩組的干擾項(xiàng)同分布。同時(shí)，似無相關(guān)模型并未預(yù)先限定兩組間各控制變量具有相同影響。但是，模型缺陷是無法使用省份虛擬變量與穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤。本文認(rèn)為模型缺陷可以接受，因?yàn)榛鶞?zhǔn)回歸結(jié)果表明省份虛擬變量對(duì)回歸系數(shù)的影響較小，且穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤并不影響回歸系數(shù)。結(jié)果顯示，社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)的系數(shù)差異在實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組間不顯著（p-value=0.201）。上述回歸結(jié)果顯示，樣本是否流動(dòng)并不影響社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)的顯著性，本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。表5列（4）結(jié)果顯示，夫妻流動(dòng)范圍會(huì)對(duì)生育行為產(chǎn)生負(fù)向影響，并且夫妻流動(dòng)范圍越小，其生育行為的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)越顯著。

表5 流動(dòng)與社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)

⒉ 全局互動(dòng)與局部互動(dòng)

社會(huì)互動(dòng)的表現(xiàn)形式主要有全局互動(dòng)與局部互動(dòng)兩種。其中，全局互動(dòng)強(qiáng)調(diào)社區(qū)規(guī)范或群體行為準(zhǔn)則對(duì)個(gè)人行為產(chǎn)生影響，即不直接聯(lián)系的行為人也會(huì)通過社會(huì)機(jī)制產(chǎn)生相互影響，而局部互動(dòng)強(qiáng)調(diào)鄰里間相互影響，不直接聯(lián)系的行為人不產(chǎn)生影響，即社會(huì)網(wǎng)絡(luò)機(jī)制。前文已經(jīng)探討了農(nóng)村居民生育行為的全局互動(dòng)，本部分著重探討農(nóng)村居民生育行為的局部互動(dòng)。

在局部互動(dòng)理論中，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)指?jìng)€(gè)體成員之間因?yàn)榛?dòng)而形成的相對(duì)穩(wěn)定的關(guān)系體系。個(gè)人在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中進(jìn)行非正式的商品和服務(wù)交換，為個(gè)人在行動(dòng)時(shí)提供便利［31］，這種存在于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的便利可以被視為促進(jìn)行動(dòng)的資產(chǎn)。局部互動(dòng)又可以被劃分為強(qiáng)關(guān)系互動(dòng)與弱關(guān)系互動(dòng)。其中，家庭成員屬于強(qiáng)關(guān)系互動(dòng)，而朋友、鄰居和同事等屬于弱關(guān)系互動(dòng)。本文使用問題“您是否與父母同住”衡量強(qiáng)關(guān)系互動(dòng)。如果回答為“是”，則認(rèn)為強(qiáng)關(guān)系互動(dòng)頻率高；反之，則認(rèn)為強(qiáng)關(guān)系互動(dòng)頻率低。本文使用問題“2016年以來您是否參加過工會(huì)的活動(dòng)”“2016年以來您是否參加過志愿者協(xié)會(huì)的活動(dòng)”“2016年以來您是否參加過同學(xué)會(huì)的活動(dòng)”“2016年以來您是否參加過老鄉(xiāng)會(huì)的活動(dòng)”“2016年以來您是否參加過家鄉(xiāng)商會(huì)的活動(dòng)”“2016年以來您是否參加過上述活動(dòng)之外的其他活動(dòng)”六個(gè)問題對(duì)弱關(guān)系互動(dòng)進(jìn)行衡量，賦值0—6，即社會(huì)關(guān)系維度越廣，弱關(guān)系互動(dòng)頻率越高；反之，弱關(guān)系互動(dòng)頻率越低。表6分別探討了強(qiáng)關(guān)系互動(dòng)與弱關(guān)系互動(dòng)對(duì)農(nóng)村居民生育行為的影響。回歸結(jié)果顯示，強(qiáng)關(guān)系互動(dòng)對(duì)農(nóng)村居民生育行為產(chǎn)生顯著的正向影響，而弱關(guān)系互動(dòng)對(duì)農(nóng)村居民生育行為產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。這可能是因?yàn)閺?qiáng)關(guān)系互動(dòng)的主要形式為父輩對(duì)子輩的代際支持，導(dǎo)致生育行為的發(fā)生概率提高，而弱關(guān)系互動(dòng)頻率則會(huì)顯著擠出夫妻相處時(shí)間和孩子養(yǎng)育時(shí)間，進(jìn)而降低生育行為的發(fā)生概率。

表6 農(nóng)村居民生育行為的局部互動(dòng)

六、結(jié)論與啟示

本文使用《中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查》（CMDS）中的農(nóng)村樣本，探究農(nóng)村居民生育行為的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民生育行為存在顯著正向的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)，群體生育率水平提高1單位，農(nóng)村居民生育行為的發(fā)生概率提高23.9%，經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后結(jié)論仍成立。作用機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)通過提高生育行為偏好與增加生育信息對(duì)農(nóng)村居民生育行為產(chǎn)生積極影響：生育偏好越高、生育信息越多，生育行為的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)越顯著。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，生育行為的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)對(duì)規(guī)范認(rèn)可程度高與受教育水平高的農(nóng)村居民作用更大。

上述研究結(jié)論對(duì)構(gòu)建生育支持政策體系具有重要的啟示：第一，現(xiàn)階段，有必要根據(jù)區(qū)域差異制定具有中國(guó)特色的政策實(shí)施路徑，提高生育支持政策的效率。具體而言，關(guān)注農(nóng)村0—3歲嬰幼兒早期的身心健康發(fā)展，補(bǔ)齊農(nóng)村在嬰幼兒照護(hù)領(lǐng)域的短板，加大對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)嬰幼兒照護(hù)服務(wù)的支持，將有助于通過社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)提高生育激勵(lì)措施的潛在效益，提高農(nóng)村生育率，進(jìn)而扭轉(zhuǎn)整體生育率趨勢(shì)。第二，關(guān)注強(qiáng)關(guān)系互動(dòng)對(duì)農(nóng)村居民生育行為的促進(jìn)作用。具體而言，加強(qiáng)農(nóng)村代際照料的政策支持，通過助餐券、養(yǎng)老補(bǔ)貼和出行優(yōu)惠等形式給予農(nóng)村老人育兒補(bǔ)貼，并建立健全農(nóng)村老人參與代際育兒的激勵(lì)、評(píng)估和監(jiān)督機(jī)制。第三，鼓勵(lì)生育需要給予農(nóng)村育齡婦女充分的生育信息降低其生育風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)，鼓勵(lì)家庭文化與“孝”文化傳播，進(jìn)而重塑生育文化，提高生育偏好。具體而言，推動(dòng)婚育教育下鄉(xiāng)，通過開設(shè)生育家庭課程、組織生育輔導(dǎo)講座等，加強(qiáng)正面引領(lǐng)和專業(yè)指導(dǎo)，積極營(yíng)造生育友好的社會(huì)氛圍。第四，以家庭生命歷程視角構(gòu)建農(nóng)村生育支持政策體系，注重婚戀階段、家庭組建階段、孕育階段、養(yǎng)育階段、再生育階段統(tǒng)籌協(xié)調(diào)，堅(jiān)持綜合施策形成工作合力。