互聯(lián)網(wǎng)使用如何降低女性生育意愿？

李舜

［摘?要］?低生育率問題是黨和國(guó)家亟須解決的重點(diǎn)問題。在互聯(lián)網(wǎng)高度普及的現(xiàn)實(shí)背景下，探明互聯(lián)網(wǎng)使用在低生育率現(xiàn)象形成過程中產(chǎn)生的作用，有利于政府精準(zhǔn)施策，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。文章基于CGSS2013、2015、2017的數(shù)據(jù)，使用泊松回歸模型，研究了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)女性生育意愿的影響。研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用通過增加女性兼職行為，從而提高女性收入，進(jìn)而提高女性生育成本和傳遞有關(guān)家庭、婚姻的負(fù)面信息，擠出夫妻之間的共同閑暇時(shí)間，從而降低婚姻穩(wěn)定性等兩條途徑降低了女性生育意愿。異質(zhì)性分析表明，互聯(lián)網(wǎng)使用影響女性生育意愿存在戶籍類型、就業(yè)部門、政治身份、年齡等的異質(zhì)性，互聯(lián)網(wǎng)使用顯著降低了城市、非黨員、非國(guó)有部門女性的生育意愿，對(duì)18～24歲女性生育意愿的抑制作用更大。文章為互聯(lián)網(wǎng)普及背景下我國(guó)低生育率社會(huì)的形成提供了新的解釋，為信息時(shí)代人口公共政策制定提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

［關(guān)鍵詞］互聯(lián)網(wǎng)使用；女性生育意愿；機(jī)會(huì)成本；婚姻穩(wěn)定性

［中圖分類號(hào)］??D669.68［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］??A［文章編號(hào)］?1673-0461（2024）01-0073-11

一、引言

國(guó)家統(tǒng)計(jì)局調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)育齡婦女生育意愿僅為1.8①，遠(yuǎn)低于世代交替水平。育齡女性生育意愿下降作為現(xiàn)階段的社會(huì)熱點(diǎn)問題，引起了政府相關(guān)部門、學(xué)術(shù)界等的廣泛關(guān)注。學(xué)者們分別從人口學(xué)特征和社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展特征等不同方面探索了女性生育意愿降低的內(nèi)在原因［1-6］，這些探索為本文奠定了良好的基礎(chǔ)。事實(shí)上，作為一個(gè)社會(huì)人，社會(huì)環(huán)境對(duì)個(gè)體的生育決策也會(huì)產(chǎn)生重要影響。結(jié)合目前的現(xiàn)實(shí)情境來看，我國(guó)正處于互聯(lián)網(wǎng)高度發(fā)達(dá)的時(shí)代。第47次《中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》的數(shù)據(jù)顯示，2020年我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)人口9.89億，互聯(lián)網(wǎng)普及率70.4%?；ヂ?lián)網(wǎng)作為當(dāng)下重要的媒介形態(tài)，已經(jīng)滲透到了人們生活的方方面面，如社交、購(gòu)物及出行等。那么，互聯(lián)網(wǎng)的高度普及與低生育現(xiàn)象的形成究竟存在何種聯(lián)系？互聯(lián)網(wǎng)使用究竟對(duì)女性生育意愿產(chǎn)生什么樣的影響，以及通過什么途徑影響女性生育意愿的？為了回答上述問題，本文探索了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)女性生育意愿的影響及作用機(jī)制，并進(jìn)一步拓展討論了互聯(lián)網(wǎng)使用影響女性生育意愿在戶籍類型、就業(yè)部門、政治身份、年齡等方面的異質(zhì)性。

與現(xiàn)有研究相比，本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下方面：第一，基于互聯(lián)網(wǎng)高度普及這一客觀事實(shí)，正面回答了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)女性生育意愿的影響作用，有益地拓展了現(xiàn)有研究；第二，利用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查2013年、2015年、2017年的數(shù)據(jù)（CGSS2013、2015、2017），從微觀層面檢驗(yàn)了互聯(lián)網(wǎng)使用影響女性生育意愿的內(nèi)在機(jī)制，并拓展分析了互聯(lián)網(wǎng)使用影響女性生育意愿在戶籍類型、就業(yè)部門、政治身份、年齡等方面的異質(zhì)性；第三，從互聯(lián)網(wǎng)普及視角，揭示了信息社會(huì)下，我國(guó)低生育率現(xiàn)象形成的內(nèi)在原因，為信息社會(huì)背景下應(yīng)對(duì)人口增長(zhǎng)率降低的公共政策制定提供參考。

二、文獻(xiàn)綜述與理論假設(shè)

（一）文獻(xiàn)綜述

生育意愿反映出個(gè)體在特定情形下對(duì)生育行為的態(tài)度。表現(xiàn)為，個(gè)體對(duì)生育數(shù)量、性別及時(shí)間的偏好，影響著個(gè)體的生育決策。其中，生育意愿受到眾多因素影響，主要概括為兩類：人口學(xué)特征和社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征。人口學(xué)特征方面，現(xiàn)有研究表明，受教育水平［1-2］、人力資本［3］顯著地抑制了生育意愿。同時(shí)年齡、性別［7］等對(duì)生育意愿也具有顯著的影響。社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征方面，現(xiàn)有研究表明，房?jī)r(jià)［5］、女性勞動(dòng)力市場(chǎng)參與率［6］、經(jīng)濟(jì)收入［7］等因素顯著地抑制了生育意愿，而數(shù)字普惠金融［8］總體上對(duì)生育率具有顯著的正向促進(jìn)作用。此外，國(guó)外研究者及部分國(guó)內(nèi)研究者也關(guān)注到了互聯(lián)網(wǎng)使用與生育之間的關(guān)系。例如，BELLOU指出，互聯(lián)網(wǎng)使用降低了婚姻市場(chǎng)中的搜尋成本，提高了結(jié)婚率，提升了社會(huì)生育率［9］。BILLARI等研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用提升了生育率［10］。LINUS利用瑞典數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，生育意愿高的學(xué)生更傾向于線上教育［11］。李飚等（2021）研究指出，互聯(lián)網(wǎng)使用通過影響女性在勞動(dòng)力市場(chǎng)中的表現(xiàn)，降低了女性生育率（生育行為）［12］。王小潔等（2021）從信息成本和家庭代際視角研究指出，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率越高，個(gè)體生育意愿越低［13］。

我國(guó)正處于互聯(lián)網(wǎng)高度發(fā)達(dá)的時(shí)代，互聯(lián)網(wǎng)使用已經(jīng)滲透到人們生活的方方面面，對(duì)人們的生活方式、行為決策都產(chǎn)生了潛移默化的影響。毋庸置疑，互聯(lián)網(wǎng)作為當(dāng)下重要的媒介形態(tài)對(duì)女性生育意愿也具有重要影響。但從現(xiàn)有的研究來看，國(guó)內(nèi)研究者對(duì)互聯(lián)網(wǎng)影響生育意愿的關(guān)注不夠。雖然李飚等（2021）研究了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)生育率（生育行為）的影響，但已發(fā)生的生育行為，難以預(yù)測(cè)未來生育行為。本文通過研究互聯(lián)網(wǎng)使用與女性生育意愿之間的關(guān)系，對(duì)這一問題進(jìn)行了有益補(bǔ)充［12］。另外，與王小潔等（2021）從信息成本與家庭代際視角研究互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)生育意愿的影響不同［13］。本文利用CGSS2013、2015、2017的數(shù)據(jù)，從機(jī)會(huì)成本與婚姻穩(wěn)定性視角，探索了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)女性生育意愿的影響及其作用機(jī)制，并拓展分析了互聯(lián)網(wǎng)使用影響女性生育意愿在戶籍類型、就業(yè)部門、政治身份、年齡等方面的異質(zhì)性。為解釋信息社會(huì)下低生育率現(xiàn)象的形成提供了新視角。

（二）理論分析

根據(jù)LEIBENSTEIN提出的成本-效用理論認(rèn)為，生育決策源于個(gè)體對(duì)生育成本與生育效用的理性核算?？梢?，女性生育意愿同時(shí)受到生育成本與生育效用的影響。一方面，當(dāng)生育孩子的成本提高時(shí)，會(huì)導(dǎo)致女性生育意愿下降。另一方面，當(dāng)生育孩子的效用降低時(shí)，會(huì)導(dǎo)致女性生育意愿下降。其中，生育效用又可以細(xì)分為直接效用和間接效用。因此，互聯(lián)網(wǎng)使用影響女性的生育意愿可以通過影響女性的生育成本和生育效用兩條途徑。孩子作為夫妻的特殊財(cái)產(chǎn)，會(huì)讓離婚的成本增加［14］。因而當(dāng)女性的婚姻穩(wěn)定性受到影響時(shí)，由于孩子帶來的離婚成本會(huì)對(duì)女性產(chǎn)生負(fù)面的生育效用，從而影響其生育意愿。鑒于此，本文從機(jī)會(huì)成本與婚姻穩(wěn)定性的視角，探索互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)女性生育意愿的影響，以期探明互聯(lián)網(wǎng)使用與女性生育意愿之間的關(guān)系及具體的作用機(jī)理。

1.機(jī)會(huì)成本方面

互聯(lián)網(wǎng)能提高勞動(dòng)者的生產(chǎn)效率［15］，從而提高勞動(dòng)者收入水平。即便是在工作中處于弱勢(shì)地位的女性群體，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)其收入也能夠起到明顯的促進(jìn)作用［16-17］?？梢?，互聯(lián)網(wǎng)使用能夠通過影響女性收入水平，對(duì)女性生育意愿產(chǎn)生影響。但是需要注意的是，女性收入水平提高會(huì)對(duì)其生育意愿造成兩種截然不同的效應(yīng)。一方面，女性收入水平提高，寬松了家庭預(yù)算約束［18］，使女性的生活更加有保障，從而提高其生育意愿；另一方面，女性收入水平提高，導(dǎo)致女性生育孩子的機(jī)會(huì)成本增加［19］，從而降低其生育意愿。為了區(qū)分，本文將前者定義為“收入保障效應(yīng)”，后者定義為“機(jī)會(huì)成本效應(yīng)”。并提出兩個(gè)具有競(jìng)爭(zhēng)性的研究假設(shè)H1a和H1b。

研究假設(shè)H1a：互聯(lián)網(wǎng)使用通過“收入保障效應(yīng)”，提升了女性生育意愿。

研究假設(shè)H1b：互聯(lián)網(wǎng)使用通過“機(jī)會(huì)成本效應(yīng)”，降低了女性生育意愿。

2.婚姻穩(wěn)定性方面

互聯(lián)網(wǎng)使用改變了人們的生活狀態(tài)和生活方式。體現(xiàn)為，互聯(lián)網(wǎng)使用降低了中國(guó)傳統(tǒng)文化對(duì)人們行為的約束力［20］。同時(shí)，在婚姻匹配市場(chǎng)中尋找到合適的婚姻匹配伙伴存在搜尋成本。BELLOU研究指出，互聯(lián)網(wǎng)使用降低了婚姻搜尋成本，提高了結(jié)婚率，提升了生育率，其針對(duì)的是未婚個(gè)體［9］。而對(duì)已婚個(gè)體而言，互聯(lián)網(wǎng)使用降低了已婚個(gè)體在婚姻生活中找“第三者”的搜尋成本［21］。因而互聯(lián)網(wǎng)使用使得已婚個(gè)體傾向于追求“浪漫伙伴”［22-23］，從而提高了已婚群體發(fā)生“網(wǎng)絡(luò)戀情”的概率［24］，降低了夫妻之間的婚姻穩(wěn)定性，使得女性的生育意愿下降?；谏鲜龇治?，提出本文的研究假設(shè)H2。

研究假設(shè)H2：互聯(lián)網(wǎng)使用降低了女性的婚姻穩(wěn)定性，從而降低了女性生育意愿。

圖1提出了本文的影響機(jī)制結(jié)構(gòu)框架：

圖1?互聯(lián)網(wǎng)使用影響女性生育意愿的結(jié)構(gòu)框架

三、變量數(shù)據(jù)、統(tǒng)計(jì)事實(shí)與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源

本文的研究數(shù)據(jù)來源于三個(gè)途徑。主要數(shù)據(jù)來源于CGSS2013、2015、2017的數(shù)據(jù)，地區(qū)人均GDP數(shù)據(jù)來源于各省份的統(tǒng)計(jì)年鑒，工具變量數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》。共包括有效樣本34?988個(gè)。其中2013年樣本11?438個(gè)，2015年樣本10?968個(gè)，2017年樣本12?582個(gè)。進(jìn)一步對(duì)樣本數(shù)據(jù)處理如下：第一，剔除所選問題中被采訪者的回答為不知道、拒絕回答和缺失值的樣本數(shù)據(jù)；第二，本文主要關(guān)注女性生育意愿，因此剔除男性樣本；第三，考慮到女性的合理生育年齡在15歲至49歲之間［25］，進(jìn)一步剔除年齡小于15歲和大于49歲的樣本數(shù)據(jù)。由于所采用的CGSS數(shù)據(jù)中女性個(gè)體的年齡均在18歲以上，因此只需要剔除年齡大于49歲的樣本。

（二）變量描述

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為女性生育意愿。對(duì)生育意愿的刻畫包括理想生育子女?dāng)?shù)、生育意向等多種方式，每種方式各有優(yōu)缺點(diǎn)［26］。本文選用CGSS調(diào)查問卷中“如果沒有政策限制的話，您希望有幾個(gè)孩子？”衡量女性生育意愿。理想生育孩子數(shù)越多，女性生育意愿越強(qiáng)。該衡量方式在現(xiàn)有生育意愿的研究成果中均得到了應(yīng)用［27-28］，具有一定的合理性。

2.解釋變量

本文的解釋變量為互聯(lián)網(wǎng)使用。選用CGSS調(diào)查問卷中設(shè)置的問題“過去一年，您對(duì)互聯(lián)網(wǎng)的使用情況是？”衡量互聯(lián)網(wǎng)使用。進(jìn)一步將“從不”定義為不使用互聯(lián)網(wǎng)，賦值為0，否則賦值為1。該衡量方式在毛宇飛等［17］的研究成果中得到了應(yīng)用，具有一定的合理性。

3.控制變量

為確保結(jié)論的可靠性，排除混淆因素的干擾，本文分別從個(gè)體、家庭、地區(qū)三個(gè)層面對(duì)影響女性生育意愿的因素進(jìn)行控制。其中，個(gè)體層面控制了年齡及其平方項(xiàng)、民族（漢族賦值為1，少數(shù)民族賦值為0）、宗教信仰（無宗教信仰賦值為0，有宗教信仰賦值為1）、社會(huì)保障（參與了社會(huì)保障賦值為1，沒有參與社會(huì)保障賦值為0）、受教育水平（小學(xué)及以下賦值為1，初中賦值為2，普高、職高、中專、技校賦值為3，大專賦值為4，大學(xué)本科賦值為5，研究生以上賦值為6）、政治身份（黨員賦值為1，非黨員賦值為0）、個(gè)人收入取對(duì)數(shù)、健康狀況（很不健康賦值為1，比較不健康賦值為2，一般賦值為3，比較健康賦值為4，很健康賦值為5）；家庭層面控制了住房面積取對(duì)數(shù)、家庭總收入取對(duì)數(shù)、家庭相對(duì)收入（遠(yuǎn)低于平均水平賦值為1，低于平均水平賦值為2，平均水平賦值為3，高于平均水平賦值為4，遠(yuǎn)高于平均水平賦值為5）、戶籍類型（城市賦值為1，農(nóng)村賦值為0）；地區(qū)層面控制了省份人均GDP取對(duì)數(shù)。

4.工具變量

本文參考了現(xiàn)有研究成果采用地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率作為互聯(lián)網(wǎng)使用工具變量的做法［29-30］。選取地區(qū)滯后一年互聯(lián)網(wǎng)普及率的倒數(shù)作為互聯(lián)網(wǎng)使用的工具變量。

（三）統(tǒng)計(jì)事實(shí)

表1給出了描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，女性理想生育孩子數(shù)的均值為1.84、中位數(shù)為2，說明女性生育意愿大部分集中在2個(gè)，符合現(xiàn)實(shí)中人們對(duì)“兒女雙全”的期盼。理想生育男孩數(shù)與理想生育女孩數(shù)中位數(shù)均為1，佐證了上述觀點(diǎn)?；ヂ?lián)網(wǎng)使用均值為0.74、中位數(shù)為1，表明女性中使用互聯(lián)網(wǎng)的比例高達(dá)74%。

表2給出了2013年、2015年、2017年互聯(lián)網(wǎng)使用情況的分布狀況?？梢园l(fā)現(xiàn)，非常頻繁使用的人數(shù)比例從2013年的21.4%上升為2017年的44.12%。經(jīng)常使用的人數(shù)比例從2013年的20.18%上升為2017年的27.92%。2013年到2017年，有時(shí)、很少和從不使用的人數(shù)占比在逐年減少。有時(shí)使用的人數(shù)占比從2013年的11.78%下降為9.09%。很少使用的人數(shù)占比從2013年的9.12%下降為2017年的5.29%。從不使用的人數(shù)占比從2013年的37.52%下降為2017年的13.57%。這些現(xiàn)象驗(yàn)證了我國(guó)處于互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代的基本特征事實(shí)，反映出我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)普及率越來越高，互聯(lián)網(wǎng)使用的人數(shù)越來越多。

表3給出了2013年、2015年、2017年女性理想生育孩子數(shù)的分布狀況?？梢钥闯?，理想孩子數(shù)為0的女性比例從2013年的1.73%，上升為2017年的2.59%。理想孩子數(shù)為1的女性比例從2013年的26.03%，下降為2017年的22.21%。加之沒有生育過子女的夫妻更容易影響生育意愿［31］。可以得出，隨著互聯(lián)網(wǎng)使用人數(shù)增加，不想生育的女性也在增加。當(dāng)然互聯(lián)網(wǎng)使用與女性生育意愿的統(tǒng)計(jì)性描述只能說明兩者之間的簡(jiǎn)單相關(guān)關(guān)系，兩者是否具有因果關(guān)系還需進(jìn)一步實(shí)證分析。

（四）模型設(shè)定

考慮到女性生育意愿為計(jì)數(shù)變量，運(yùn)用OLS回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn)可能會(huì)導(dǎo)致實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生偏差，影響研究結(jié)論的準(zhǔn)確性。因此，選用泊松回歸模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。構(gòu)建泊松回歸模型如下。

P（Yi=yi|xi）=e-λiλyiiyi！（1）

式中，本文被解釋變量Yi，表示女性生育意愿；yi（yi=0，1，2，…，n）為觀測(cè)值；xi為影響女性生育意愿的各種因素；λi（λi=E（Yi|x1，x2，…，xn））為泊松模型的參數(shù)。泊松模型的參數(shù)（λi）可以表示為核心解釋變量與控制變量的函數(shù)如下：

λi=eβ0+β1interneti+γcontroli+εi（2）

式中，核心解釋變量interneti，為互聯(lián)網(wǎng)使用；controli為本文控制變量的集合，主要包括個(gè)體層面（年齡及其平方項(xiàng)、民族、宗教信仰、社會(huì)保障、受教育水平、政治身份、個(gè)人收入、健康狀況），家庭層面（住房面積、家庭總收入、家庭相對(duì)收入、戶籍類型），地區(qū)層面（地區(qū)人均GDP）等控制變量；εi為擾動(dòng)項(xiàng)。

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸：逐步回歸

表4匯報(bào)了互聯(lián)網(wǎng)使用與女性生育意愿逐步回歸的實(shí)證結(jié)果。本文主要關(guān)注互聯(lián)網(wǎng)使用系數(shù)的顯著性和方向。模型（1）中互聯(lián)網(wǎng)使用的平均邊際效應(yīng)為-0.187，在1%的水平上顯著，初步驗(yàn)證了互聯(lián)網(wǎng)使用會(huì)導(dǎo)致女性生育意愿降低。模型（2）～（4）為依次加入個(gè)體層面、家庭層面、地區(qū)層面控制變量的結(jié)果，互聯(lián)網(wǎng)使用系數(shù)的方向與顯著性和模型（1）

的結(jié)果基本保持一致，表明互聯(lián)網(wǎng)使用顯著降低了女性生育意愿。另外，表4的模型（2）中控制變量的平均邊際效應(yīng)顯示，育齡階段的女性生育意愿會(huì)隨其年齡的增大而提高；漢族女性的生育意愿低于少數(shù)民族；有宗教信仰的女性生育意愿更加強(qiáng)烈；擁有社會(huì)保障能夠有效地提高女性生育意愿；受教育水平會(huì)對(duì)女性生育意愿產(chǎn)生抑制作用；女性黨員身份顯著降低了其生育意愿，可能的原因在于，黨員的紀(jì)律性更強(qiáng)，在遵守相關(guān)法律法規(guī)（如計(jì)劃生育等）上的自覺性和主動(dòng)性更高；個(gè)人收入顯著地降低了女性生育意愿，原因在于，生育屬于時(shí)間密集型活動(dòng)，收入提高導(dǎo)致生育機(jī)會(huì)成本提升，從而使得生育意愿下降；家庭條件好的女性生育意愿相對(duì)更高。城市女性的生育意愿顯著低于農(nóng)村女性的生育意愿。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，女性生育意愿越低。

基于上述研究結(jié)論，進(jìn)一步考察了互聯(lián)網(wǎng)使用與女性生育性別偏好及生育數(shù)量偏好間的關(guān)系。實(shí)證檢驗(yàn)了互聯(lián)網(wǎng)使用與女性生育男孩偏好、生育女孩偏好及女性生育一孩偏好、生育多孩偏好之間的關(guān)系。其中，將理想孩子數(shù)為1的定義為一孩偏好，理想孩子數(shù)大于1的定義為多孩偏好，結(jié)果見表5?？梢园l(fā)現(xiàn)，模型（1）中互聯(lián)網(wǎng)使用的平均邊際效應(yīng)在5%的水平上顯著為負(fù)；模型（2）中互聯(lián)網(wǎng)使用的平均邊際效應(yīng)不顯著。表明互聯(lián)網(wǎng)使用降低了女性生育男孩意愿，但對(duì)女性生育女孩意愿沒有顯著影響。由此可見，互聯(lián)網(wǎng)使用改變了女性生育性別偏好。模型（3）中互聯(lián)網(wǎng)使用的平均邊際效應(yīng)在1%的水平上顯著為正；模型（4）中互聯(lián)網(wǎng)使用的平均邊際效應(yīng)在1%的水平上顯著為負(fù)。表明互聯(lián)網(wǎng)使用促進(jìn)了女性生育一孩意愿，但降低了女性生育多孩意愿?？梢?，互聯(lián)網(wǎng)使用改變了女性生育數(shù)量偏好。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性檢驗(yàn)

導(dǎo)致模型內(nèi)生性問題的主要原因包括遺漏變量、選擇偏誤、反向因果等。首先，本文實(shí)證數(shù)據(jù)來源于2013年、2015年、2017年的中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)由中國(guó)人民大學(xué)聯(lián)合全國(guó)各地的學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)對(duì)全國(guó)一萬多戶家庭進(jìn)行隨機(jī)抽樣得到，能夠在一定程度上緩解由于選擇偏誤而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。其次，本文在充分考慮個(gè)體、家庭、地區(qū)等特征的基礎(chǔ)上，從個(gè)體、家庭及地區(qū)層面控制了可能影響女性生育意愿的因素。雖然本文在控制變量的選取上盡可能地排除了遺漏變量對(duì)研究結(jié)論的影響，但是由于數(shù)據(jù)限制及變量不可觀測(cè)等情況的存在，仍可能會(huì)存在部分遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。最后，本文還可能存在互聯(lián)網(wǎng)使用與女性生育意愿之間反向因果問題。一方面，女性生育意愿越低的地區(qū)，其經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平往往越高，互聯(lián)網(wǎng)使用又與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平密切相關(guān)；另一方面，女性生育意愿會(huì)在一定程度上影響女性的行為偏好，從而會(huì)影響其互聯(lián)網(wǎng)使用。因此，本文進(jìn)一步采用工具變量法進(jìn)行內(nèi)生性處理，以保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性。結(jié)果詳見表6。

從表6的結(jié)果可知，2SLS估計(jì)第一階段回歸中，地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率倒數(shù)的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，與預(yù)期一致。初步驗(yàn)證了工具變量的有效性。不可識(shí)別檢驗(yàn)的LM統(tǒng)計(jì)量為85.574，在1%的水平上顯著，拒絕了工具變量不可識(shí)別的原假設(shè)。弱工具變量檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量為88.431，大于10%顯著性水平，顯著拒絕了工具變量為弱工具變量的原假設(shè)。綜合而言，本文選取的工具變量是有效的。根據(jù)2SLS估計(jì)第二階段回歸的結(jié)果可知，工具變量的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)?？梢姡诳紤]了核心解釋變量的內(nèi)生性問題后，本文的結(jié)論依然穩(wěn)健。同時(shí)，采用IVpoisson命令進(jìn)行工具變量法估計(jì)，本文結(jié)論依然成立。再次驗(yàn)證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

2.替換核心解釋變量

為排除核心解釋變量刻畫不一致導(dǎo)致的研究結(jié)論不穩(wěn)健問題，本文對(duì)核心解釋變量進(jìn)行了重新界定。第一，將“從不”“很少”定義為不使用互聯(lián)網(wǎng)，賦值為0，否則賦值為1，實(shí)證結(jié)果詳見表7的模型（1）；第二，將使用頻率“從不”“很少”“有時(shí)”“經(jīng)?！薄胺浅ｎl繁”分別賦值為1、2、3、4、5，得分越高，使用越多。實(shí)證結(jié)果詳見表7的模型（2）；第三，用空閑時(shí)互聯(lián)網(wǎng)的使用情況替換核心解釋變量，實(shí)證結(jié)果詳見表7的模型（3）。可以發(fā)現(xiàn)，替換核心解釋變量刻畫方式后，實(shí)證結(jié)果的顯著性和系數(shù)方向與基準(zhǔn)回歸的結(jié)論基本保持一致。

3.更換回歸模型

考慮到模型設(shè)定不一致導(dǎo)致的研究結(jié)論不穩(wěn)健問題，本文更換了回歸模型對(duì)研究結(jié)論進(jìn)行檢驗(yàn)。第一，將女性生育意愿視為連續(xù)變量，運(yùn)用OLS模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果詳見表8的模型（1）；第二，將泊松回歸模型更換為負(fù)二項(xiàng)式回歸模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果詳見表8的模型（2）?？梢园l(fā)現(xiàn)，替換回歸模型后，實(shí)證結(jié)果的顯著性和系數(shù)方向與基準(zhǔn)回歸的結(jié)論基本保持一致。

4.增加控制變量

考慮到已有的未成年孩子數(shù)量、女性的職業(yè)類型及地區(qū)的社會(huì)習(xí)俗可能會(huì)對(duì)女性的生育意愿產(chǎn)生影響，本文進(jìn)一步將這些因素進(jìn)行控制。表9的模型（1）匯報(bào)了控制省份固定效應(yīng)后的實(shí)證結(jié)果；模型（2）匯報(bào)了控制女性職業(yè)類型與未成年孩子數(shù)的實(shí)證結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，控制了省份固定效應(yīng)、女性職業(yè)類型與未成年孩子數(shù)量后，實(shí)證結(jié)果的顯著性和回歸系數(shù)方向與基準(zhǔn)回歸的結(jié)論基本保持一致。

5.傾向得分匹配（PSM）估計(jì)

為排除由樣本選擇導(dǎo)致的研究結(jié)論不穩(wěn)健，我們運(yùn)用傾向得分匹配（PSM）估計(jì)方法對(duì)研究結(jié)論進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。表10匯報(bào)了傾向得分匹配后的實(shí)證結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，一對(duì)一鄰近匹配與一對(duì)三鄰近匹配的ATT估計(jì)結(jié)果至少在10%的水平上顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)回歸的結(jié)論一致。

五、機(jī)制檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)使用影響女性生育意愿的“收入效應(yīng)”機(jī)制。選用CGSS問卷中“您個(gè)人上年全年的職業(yè)/勞動(dòng)收入是多少？”對(duì)女性勞動(dòng)收入（labor_income）進(jìn)行衡量，以檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)使用的“收入效應(yīng)”，并采用“女性兼職數(shù)量”識(shí)別“收入效應(yīng)”的類型。其中，具體邏輯為：若互聯(lián)網(wǎng)使用提高女性勞動(dòng)收入的同時(shí)，顯著降低了或沒有顯著改變女性兼職數(shù)量，說明互聯(lián)網(wǎng)使用提高女性收入，但沒有增加女性的工作負(fù)擔(dān)，則互聯(lián)網(wǎng)使用的“收入效應(yīng)”機(jī)制以“收入保障效應(yīng)”為主。若互聯(lián)網(wǎng)使用顯著提高女性勞動(dòng)收入的同時(shí)，又顯著提高了女性兼職數(shù)量，說明互聯(lián)網(wǎng)使用提高女性收入的同時(shí)，加重了女性工作負(fù)擔(dān)，則互聯(lián)網(wǎng)使用的“收入效應(yīng)”機(jī)制以“機(jī)會(huì)成本效應(yīng)”為主。

表11給出了“收入效應(yīng)”機(jī)制檢驗(yàn)的結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，模型（1）與模型（3）中互聯(lián)網(wǎng)使用的系數(shù)均不顯著，模型（2）中互聯(lián)網(wǎng)使用的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，說明互聯(lián)網(wǎng)使用的“收入效應(yīng)”機(jī)制僅對(duì)18～24歲的女性具有影響?？赡艿脑蛟谟?，一方面我國(guó)1994年全面接入國(guó)際互聯(lián)網(wǎng)［32］，18～24歲的女性一出生就生活在

互聯(lián)網(wǎng)的環(huán)境中；另一方面年輕人學(xué)習(xí)能力更強(qiáng)，輕易能夠通過學(xué)習(xí)掌握互聯(lián)網(wǎng)使用的相關(guān)技能，因而受互聯(lián)網(wǎng)的影響更大。

為進(jìn)一步探明互聯(lián)網(wǎng)使用影響女性生育意愿的“收入效應(yīng)”機(jī)制，主要體現(xiàn)為“收入保障效應(yīng)”，還是“機(jī)會(huì)成本效應(yīng)”，按照上述分析的邏輯，本文進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)了互聯(lián)網(wǎng)使用與女性兼職數(shù)量（parttime_job）之間的關(guān)系，實(shí)證結(jié)果如表12所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，模型（1）與模型（3）中互聯(lián)網(wǎng)使用的平均邊際效應(yīng)均不顯著；模型（2）中互聯(lián)網(wǎng)使用的平均邊際效應(yīng)在1%的水平上顯著為正。表明18～24歲女性增加的勞動(dòng)收入源于其兼職數(shù)量增加。可見，18～24歲女性通過使用互聯(lián)網(wǎng)而獲得的高于不使用互聯(lián)網(wǎng)的那部分收入，是對(duì)其兼職數(shù)量增加的補(bǔ)償性收入。18～24歲女性通過互聯(lián)網(wǎng)使用獲得了更高的勞動(dòng)收入，但導(dǎo)致其在“工作-家庭”上的精力分配不均等，工作消耗的精力擠出了生育意愿。可見，互聯(lián)網(wǎng)使用的“收入效應(yīng)”機(jī)制，在18～24歲的女性中體現(xiàn)為“機(jī)會(huì)成本效應(yīng)”。研究假設(shè)H1b得到驗(yàn)證，研究假設(shè)H1a沒有得到驗(yàn)證。

為檢驗(yàn)互聯(lián)網(wǎng)使用影響女性生育意愿的“婚姻穩(wěn)定性”機(jī)制。借鑒莫瑋俏（2016）的研究，選用CGSS問卷中“您目前的婚姻狀況是？”對(duì)女性婚姻穩(wěn)定性（marital_stability）進(jìn)行衡量。將初婚有配偶定義為婚姻穩(wěn)定，賦值為1；將再婚有配偶、分居未離婚、離婚定義為婚姻不穩(wěn)定，賦值為0。實(shí)證結(jié)果如下。

表13給出了互聯(lián)網(wǎng)使用影響婚姻穩(wěn)定性的結(jié)果。模型（1）中互聯(lián)網(wǎng)使用的平均邊際效應(yīng)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明互聯(lián)網(wǎng)使用顯著降低了女性的婚姻穩(wěn)定性。進(jìn)一步以25歲為臨界點(diǎn)對(duì)總體樣本進(jìn)行細(xì)分?？梢园l(fā)現(xiàn)，模型（2）與模型（3）中互聯(lián)網(wǎng)使用的平均邊際效應(yīng)分別在10%與1%的水平上顯著為負(fù)，表明18～24歲與25～49歲女性的婚姻穩(wěn)定性均受到了互聯(lián)網(wǎng)使用的負(fù)面影響。研究假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

基于上述結(jié)論，并考慮到數(shù)據(jù)的可得性。本文進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)了使用互聯(lián)網(wǎng)從事“獲取信息”（information）、“商務(wù)交易”（commerce）與婚姻穩(wěn)定性之間的關(guān)系，以挖掘究竟使用互聯(lián)網(wǎng)從事什么樣的活動(dòng)影響了婚姻穩(wěn)定性。結(jié)果詳見表14。

表14給出了互聯(lián)網(wǎng)行為與婚姻穩(wěn)定性之間的結(jié)果。模型（1）中獲取信息的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明使用互聯(lián)網(wǎng)獲取信息降低了婚姻穩(wěn)定性。模型（3）中使用互聯(lián)網(wǎng)獲取信息與女性主觀幸福感（happiness）的系數(shù)不顯著，說明使用互聯(lián)網(wǎng)獲取信息導(dǎo)致婚姻穩(wěn)定性降低的原因在于，網(wǎng)絡(luò)上充斥著大量關(guān)于夫妻感情、家庭矛盾的負(fù)面信息，在使用互聯(lián)網(wǎng)獲取信息時(shí)，容易潛移默化地受到負(fù)面消息的影響，從而降低了婚姻穩(wěn)定性。模型（2）中商務(wù)交易的系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)，說明使用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行商務(wù)交易也降低了婚姻穩(wěn)定性，原因在于，商務(wù)交易擠出了夫妻的共同閑暇時(shí)間。

六、拓展模型：異質(zhì)性分析

基于上述研究結(jié)論，本文深入挖掘了互聯(lián)網(wǎng)使用影響女性生育意愿在城鄉(xiāng)、就業(yè)部門、政治身份、年齡等方面的異質(zhì)性。具體分析如下：①城鄉(xiāng)異質(zhì)性。由于城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，我國(guó)城鄉(xiāng)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在巨大差異，導(dǎo)致互聯(lián)網(wǎng)普及程度在城鄉(xiāng)之間也存在差異。加之教育資源配置不均等，城市與農(nóng)村受教育水平也會(huì)有所不同，城市平均受教育水平遠(yuǎn)高于農(nóng)村。而這兩者均會(huì)導(dǎo)致城鄉(xiāng)之間互聯(lián)網(wǎng)使用的差異。因此，提出本文的推論一：互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)女性生育意愿的影響存在城鄉(xiāng)異質(zhì)性。具體表現(xiàn)為，互聯(lián)網(wǎng)使用降低了城市女性的生育意愿。②就業(yè)部門異質(zhì)性。一方面，就業(yè)部門的不同意味著工作的穩(wěn)定性不同。相對(duì)非國(guó)有部門的女性而言，國(guó)有部門的女性工作環(huán)境相對(duì)穩(wěn)定，生活條件更有保障。另一方面，就業(yè)部門的不同意味著閑暇時(shí)間的差異。國(guó)有部門的女性閑暇時(shí)間更加充裕，有更多的機(jī)會(huì)去發(fā)展其他的興趣愛好。因而國(guó)有部門與非國(guó)有部門女性對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用的依賴程度也會(huì)有所差異。因此，提出本文的推論二：互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)女性生育意愿在國(guó)有部門與非國(guó)有部門之間存在異質(zhì)性。具體表現(xiàn)為，互聯(lián)網(wǎng)使用顯著降低了非國(guó)有部門女性的生育意愿。③政治身份異質(zhì)性從內(nèi)在層面來說，政治身份的差異意味著內(nèi)在品質(zhì)的強(qiáng)弱差異。平均來說，擁有政治身份的個(gè)體自律能力、學(xué)習(xí)能力等內(nèi)在品質(zhì)更強(qiáng)。從外在層面來說，政治身份的差異意味著社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的差異。平均來說，擁有政治身份的個(gè)體的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)更豐富。這兩者均會(huì)導(dǎo)致對(duì)互聯(lián)網(wǎng)的使用程度不同。因此，提出本文的推論三：互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)女性生育意愿的影響存在政治身份異質(zhì)性。具體表現(xiàn)為，互聯(lián)網(wǎng)使用顯著降低了非黨員女性的生育意愿。④年齡異質(zhì)性。在高度發(fā)達(dá)的互聯(lián)網(wǎng)社會(huì)中，互聯(lián)網(wǎng)使用已經(jīng)滲透到了人們生活的方方面面?？偟膩碚f，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)各個(gè)年齡階段女性的生育意愿均有影響，但影響大小有所差異。相對(duì)于25～49歲的女性而言，18～24歲的女性從一出生就生活在互聯(lián)網(wǎng)的環(huán)境中，因而受互聯(lián)網(wǎng)的影響更大。因此，提出本文的推論四：互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)女性生育意愿的影響存在年齡異質(zhì)性。具體表現(xiàn)為，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)18～24歲女性生育意愿的影響作用更大。

為檢驗(yàn)上述的推論一至推論四，本文進(jìn)一步從戶籍類型、就業(yè)部門、政治身份、年齡角度，實(shí)證分析了互聯(lián)網(wǎng)使用影響女性生育意愿在戶籍類型、就業(yè)部門、政治身份、年齡方面的異質(zhì)性。

表15給出了戶籍類型與就業(yè)部門異質(zhì)性的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，模型（1）中互聯(lián)網(wǎng)使用的平均邊際效應(yīng)在5%的水平上顯著為負(fù)，模型（2）中互聯(lián)網(wǎng)使用的平均邊際效應(yīng)不顯著?？梢?，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)女性生育意愿的影響存在城鄉(xiāng)異質(zhì)性。具體表現(xiàn)為，互聯(lián)網(wǎng)使用降低了城市女性的生育意愿。推論一得證。模型（3）中互聯(lián)網(wǎng)使用的平均邊際效應(yīng)不顯著，模型（4）中互聯(lián)網(wǎng)使用的平均邊際效應(yīng)在10%的水平上顯著為負(fù)?？梢姡ヂ?lián)網(wǎng)使用對(duì)女性生育意愿的影響存在就業(yè)部門異質(zhì)性。具體表現(xiàn)為，互聯(lián)網(wǎng)使用降低了非國(guó)有部門女性的生育意愿。推論二得證。

表16給出了政治身份與年齡異質(zhì)性的實(shí)證結(jié)果。模型（2）中互聯(lián)網(wǎng)使用的平均邊際效應(yīng)在5%的水平上顯著為負(fù)，模型（1）中互聯(lián)網(wǎng)使用的平均邊際效應(yīng)不顯著?？梢姡ヂ?lián)網(wǎng)使用對(duì)女性生育意愿的影響存在政治身份異質(zhì)性。具體表現(xiàn)為，互聯(lián)網(wǎng)使用降低了非黨員女性的生育意愿。推論三得證。模型（3）中互聯(lián)網(wǎng)使用的平均邊際效應(yīng)在5%的水平上顯著為負(fù)，模型（4）中互聯(lián)網(wǎng)使用的平均邊際效應(yīng)在10%的水平上顯著為負(fù)?？梢姡ヂ?lián)網(wǎng)使用對(duì)18～24歲、25～49歲的女性生育意愿均具有抑制作用，但對(duì)18～24歲的女性生育意愿的抑制作用更為突出。推論四得證。

七、結(jié)論與啟示

本文基于中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查2013年、2015年、2017年（CGSS2013、2015、2017）的數(shù)據(jù)，運(yùn)用泊松回歸模型，探索了互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)女性生育意愿的影響。結(jié)論如下：互聯(lián)網(wǎng)使用通過“機(jī)會(huì)成本效應(yīng)”和降低婚姻穩(wěn)定性，降低了女性的生育意愿，驗(yàn)證了研究假設(shè)H1b和H2。此外，互聯(lián)網(wǎng)使用還降低了女性生育男孩與多孩的意愿，同時(shí)提高了女性生育一孩的意愿。進(jìn)一步的異質(zhì)性分析表明，互聯(lián)網(wǎng)使用影響女性生育意愿在戶籍類型、就業(yè)部門、政治身份、年齡等方面存在異質(zhì)性。具體表現(xiàn)為，降低了城市、非黨員、非國(guó)有部門女性的生育意愿，對(duì)18～24歲女性生育意愿的抑制作用更大。

影響女性生育意愿的因素繁多，各因素的影響效應(yīng)相互交織、錯(cuò)綜復(fù)雜。本文基于互聯(lián)網(wǎng)普及這一現(xiàn)實(shí)背景為我國(guó)低生育率社會(huì)的形成提供了新的解釋，為提升我國(guó)生育意愿及生育率具有重要啟示。

首先，政府部門在制定相關(guān)生育調(diào)整政策時(shí)，應(yīng)充分考慮女性生育的機(jī)會(huì)成本問題。一方面，可以通過生育補(bǔ)貼、購(gòu)房減免、撫養(yǎng)補(bǔ)貼、產(chǎn)后就業(yè)培訓(xùn)、職業(yè)規(guī)劃等方式補(bǔ)償女性生育損失。另一方面，完善公共育兒配套設(shè)施，如，幼兒園建設(shè)、公共孕后護(hù)理等。將幼兒園教育納入義務(wù)教育的內(nèi)容，降低孩子照料成本。有效平衡女性的“工作-家庭”沖突，解決女性生育的后顧之憂，形成一套從“生育”到“照料”完整的生育保障體制。

其次，隨著互聯(lián)網(wǎng)普及率日益提高，更要關(guān)注網(wǎng)絡(luò)內(nèi)容的質(zhì)量。一方面，對(duì)網(wǎng)絡(luò)內(nèi)容的質(zhì)量進(jìn)行全面評(píng)估、跟蹤監(jiān)管、嚴(yán)格篩查。對(duì)傳播低質(zhì)、負(fù)面內(nèi)容的互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)，依據(jù)內(nèi)容造成的影響程度，實(shí)行“警告”“處罰”“封殺”的分類處理措施，建立互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)黑名單制度。另一方面，推動(dòng)以社會(huì)主義核心價(jià)值觀為核心的優(yōu)質(zhì)正能量?jī)?nèi)容的傳播，以引導(dǎo)化解家庭矛盾，推動(dòng)構(gòu)建和諧家庭與和諧婚姻關(guān)系。讓互聯(lián)網(wǎng)成為幸?；橐?、和諧家庭的“護(hù)城河”，而不是推動(dòng)婚姻穩(wěn)定性下降的“催化劑”。

最后，互聯(lián)網(wǎng)普及率越來越高、輻射人數(shù)越來越多、影響范圍越來越大是發(fā)展的必然趨勢(shì)?；ヂ?lián)網(wǎng)在潛移默化中影響人的決策方式與行為習(xí)慣，同時(shí)應(yīng)深刻認(rèn)識(shí)到互聯(lián)網(wǎng)作為高科技技術(shù)，具有技術(shù)中性的特征。互聯(lián)網(wǎng)使用導(dǎo)致“低生育率”問題、“少子化”現(xiàn)象惡化還是改善，關(guān)鍵在于如何引導(dǎo)。人口公共政策制定應(yīng)重點(diǎn)考慮互聯(lián)網(wǎng)因素，切實(shí)發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)的積極引導(dǎo)作用。

［注?釋］①

《年輕人為什么不愿意生孩子了？》，中國(guó)經(jīng)濟(jì)網(wǎng)，2021年5月13日。[BFQ][ZK）]

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How?does?Internet?Use?Reduce?Women’s?Desire?to?Have?Children？

Li?Shun

（Business?School，?Xiangtan?University，?Xiangtan?411105，?China）

Abstract：

The?low?fertility?rate?is?the?key?issues?that?the?Party?and?the?country?urgently?need?to?solve.?With?the?prevail?of?the?Internet，?it?is?of?great?practical?significance?to?explore?the?role?of?Internet?use?in?the?formation?of?low?fertility，?which?is?beneficial?for?the?government?to?issue?accurate?policies.?Based?on?the?data?of?CGSS2013，?2015?and?2017，?this?paper?uses?Poisson?regression?model?to?study?the?impact?of?Internet?use?on?female?fertility?intention.?It?is?found?that?Internet?use?reduces?women’s?willingness?to?bear?children?through?two?ways.?Firstly，?it?increases?women’s?cost?of?childbirth?through?providing?parttime?job?for?women?and?increasing?their?income.?Secondly，?it?reduces?the?stability?of?marriage?through?spreading?negative?information?about?family?and?marriage?and?squeezing?out?the?common?leisure?time?between?husband?and?wife.?Heterogeneity?analysis?showed?that?there?was?heterogeneity?in?household?registration?type，?political?identity，?employment?sector?and?age?of?women.?Internet?use?significantly?reduced?the?fertility?intention?of?women?in?urban?areas，?nonparty?members?and?nonstateowned?sectors，?and?inhibited?the?fertility?intention?of?women?aged?18?to?24.?This?paper?provides?a?new?explanation?for?the?formation?of?low?fertility?society?in?China?under?the?background?of?Internet?popularization，?and?provides?empirical?evidence?for?making?population?public?policy?in?the?information?age.

Key?words：internet?usage;?female’s?fertility?desire;?opportunity?cost;?marital?stability

（責(zé)任編輯：張麗陽(yáng)，周吉光）