影响中国育龄妇女生育意愿的因素

《Acta Psychologica》：Factors influencing the fertility intentions among women of childbearing age in China

中国生育率持续下降背景下，基于2021年中国社会调查（CGSS）数据，研究通过整合计划行为理论和家庭生育理论，构建多维度分析框架，发现年龄、住房面积、少数民族身份、宗教信仰及女性自主性显著提升生育意愿，而户籍城镇化与政府政策支持度呈负相关。高收入群体对住房资源的敏感性更高，需针对性强化住房保障。政策建议应聚焦社会公平提升、住房支持优化、女性自主权保障及差异化文化尊重，同时加强政策执行效能与跨部门协调。

　　中国当前正经历急剧的生育率下降，这一趋势对社会稳定和可持续发展提出了严峻挑战。本研究基于2021年《中国综合社会调查》（CGSS）的数据，探讨影响中国育龄女性生育意愿的关键因素。研究发现，年龄、居住区域、感知的社会公平感以及女性自主程度与生育意愿呈正相关，而对政府生育政策的态度则对生育意愿具有显著的负面影响。此外，少数民族群体、有宗教信仰的群体以及农村家庭的生育意愿更强。家庭经济状况是影响生育的重要决定因素，而异质性分析表明，这种影响在高收入群体中更为显著。研究结果经过一系列统计检验后依然稳健，基于这些发现，本文借鉴国际经验，提出针对性的政策建议，以帮助中国提升生育率，为全球公共卫生提供新的视角和实证依据。

### 一、引言

中国自1990年代以来，生育率持续下降，这一趋势在随后的几十年中进一步加剧。根据中国国家统计局的数据，1990年的总生育率（TFR）为2.17，接近世代更替水平2.1。然而，到2010年第六次人口普查时，TFR已降至1.18，而2021年进一步下降至1.15，2022年甚至低于1.1。2023年，出生人数降至902万，自然增长率连续两年为负，达到历史最低点0.98，远低于1.0的警戒阈值。事实上，中国早在2021年就进入了负增长人口时代。生育率的下降速度远超联合国《世界人口展望》中对发展中国家的预测，使中国成为全球主要经济体中生育率最低的国家之一。

面对持续下降的生育率，中国政府逐步调整了生育政策。最早的政策放松发生在1984至1987年间，允许农村家庭在第一个孩子为女孩的情况下生育第二个孩子。2013年，政策扩展至允许至少一方为独生子女的夫妇生育两个孩子。2015年，全面实施二孩政策，2021年进一步放宽至三孩政策。这一政策转变伴随着“社会抚养费”等限制措施的废除，以及对相关惩罚性条款的审查和撤销。同时，政府推出了支持生育的措施，如鼓励生育的政策。2024年10月，中国政府发布了《关于加快完善生育支持政策体系、促进生育友好型社会建设的若干措施》，提出了加强母婴服务支持、完善托育服务系统、优化教育、住房、就业领域的支持政策等具体要求。此外，政策还强调营造生育友好的社会环境，旨在降低生育、养育和教育的成本，同时促进一种尊重和支持生育的社会氛围。政策的逐步调整表明了从严格生育限制向更加宽松的生育政策的转变。然而，尽管这些政策调整，生育率的下降仍未得到有效遏制，诸如“积压生育效应”减弱、持续低迷的生育率以及育龄女性人口的进一步减少等问题仍构成迫切的挑战。

生育率的下降是多种因素交织作用的结果，包括经济压力的增加和社会观念的变化。随着经济的发展，教育、医疗和生活成本均有所上升，再加上养育孩子的成本，这使得家庭在生育决策时面临更大的经济负担。例如，韩国在2022年的总生育率仅为1.2，预计2023年将进一步降至0.7。这一趋势受到住房价格飙升和金融不稳定的影响。随着房价持续上涨，未婚人士面临更大的组建家庭障碍，而已婚但无房产的夫妇可能推迟或放弃生育。在日本，养育孩子的高成本——包括日常开支、教育和医疗费用——给家庭带来沉重的经济压力。此外，许多女性在生育后面临职业发展受限和收入减少的问题，进一步加重了家庭的经济负担。这些因素共同导致了日本长期维持在1.3左右的极低生育率。

社会观念的变化是影响生育率的另一个关键因素。城市化和现代生活方式重塑了人们对家庭的态度，使得传统大家庭结构逐渐被小家庭所取代，尤其是在城市地区。例如，在意大利和西班牙等欧洲国家，生育率长期低于1.3，这与城市化和现代生活方式促使人们优先考虑个人发展而非家庭扩展密切相关。同时，随着性别平等的提升和教育机会的增加，越来越多的女性选择推迟婚姻或甚至放弃生育，以追求个人独立和职业发展。此外，宗教信仰和文化传统在某些国家仍然对生育行为产生显著影响。例如，在伊斯兰文化中，家庭延续和生育被视为宗教和社会责任。孩子被视为“来自上帝的礼物”，而生育多个孩子则与宗教理想密切相关。因此，中东国家通常保持较高的生育率，尤其是在农村和传统社区，生育被视为家庭福祉和社会地位的象征。同样，在印度文化中，家庭和宗族的延续被视为至关重要的责任，尤其是在印度教和锡克教等宗教中，生育多个孩子与繁荣和好运相关。然而，即使在这些背景下，生育率也在因教育水平的提升和城市化的加快而下降。印度的生育率从1960年的5.7下降到2023年的2.0。根据《柳叶刀》近期发表的研究，印度的生育率从1950年的近6.2下降到2021年的接近2.0，预计到2050年将进一步降至1.29，到2100年降至1.04。

全球许多国家和地区现在面临维持适度总生育率（TFR=1.8–2.5）以确保人口的协调发展和可持续性的挑战。在这一背景下，研究影响育龄女性生育意愿的因素既具有现实意义，也显得尤为重要。尽管已有研究取得了一定成果，但仍然存在一些显著的空白。首先，大多数研究主要关注宏观层面的因素，如经济成本和政策支持，而未能全面解释生育意愿形成背后的机制。这主要是由于对微观层面的影响因素，特别是个体女性的心理感知，探索不足。其次，在异质性分析中，现有文献大多停留在城乡和年龄等单一维度的划分上，缺乏对经济指标不同维度复杂影响的深入讨论，这限制了政策制定的精准性。第三，由于数据的时效性限制，现有研究未能充分捕捉在三孩政策深化和人口加速老龄化的新背景下，生育意愿的动态演变，导致理论解释与现实需求之间存在脱节。这些研究空白为进一步分析生育意愿的影响因素和异质性特征提供了重要的研究空间。

本研究基于计划行为理论和家庭生育理论，围绕以下核心问题展开：（1）哪些因素影响中国育龄女性的生育意愿？（2）这些因素如何发挥作用？（3）借鉴国际经验，中国可以采取哪些针对性的政策措施以提高生育率？本研究的贡献主要体现在以下几个方面。首先，面对深刻的人口转型和快速的经济社会变化，本研究系统地探讨了育龄女性生育意愿的决定因素，提供了理解人口研究中生育行为演变的新理论视角，并为全球人口政策研究提供了有价值的理论见解。其次，通过异质性分析，本研究量化了不同人口子群体中生育意愿的差异，揭示了经济状况、文化信仰和政策环境在城乡和收入水平上的差异化影响。这些发现为地方政府制定针对性的生育支持政策和优化公共服务资源分配提供了科学依据。此外，本研究揭示了生育意愿关键决定因素之间的复杂互动，从而丰富了跨学科研究的理论框架。它为政策制定者在平衡人口优化与可持续经济社会发展目标之间提供了坚实的实证支持。这些贡献不仅深化了学术界对生育意愿的理解，也为全球人口政策的制定和实施提供了实践参考框架。

### 二、文献综述

现有研究主要集中在人口政策的影响，特别是中国“全面二孩”政策的实施效果。例如，Feng等人（2024）使用2010-2021年的全国代表性CGSS数据，探讨了政策变化和经济发展背景下育龄女性生育两个或更多孩子的意愿。他们的研究结果表明，一孩政策对生育意愿产生了长期影响，尤其是在城市居民和严格执行政策的省份。同样，Kim和Parish（2020）利用2007-2012年韩国妇女和家庭长期调查的面板数据，研究了女性对七项具体家庭政策和福利措施的支持程度。结果显示，对政策的高度支持显著提高了低生育率背景下的生育意愿。这些研究主要依赖于横截面数据，并强调短期政策响应。尽管他们初步建立了经济因素与生育意愿之间的关联，但往往缺乏对潜在中介机制的深入探讨。

另一方面，针对生育政策效果有限的情况，学者们系统地探讨了影响生育意愿的多维因素。这些研究通常从四个维度展开：社会人口属性、经济社会状况（即生育成本）、社会态度和感知，以及文化经济因素。经常研究的变量包括个人教育水平、家庭住房条件和感知的社会公平感。一些研究探讨了教育水平与生育偏好之间的关系，揭示了复杂且有时矛盾的模式。Heiland等人（2008）认为，更高的教育水平与生育意愿的不稳定性和生活周期中的变化有关。Mills等人（2008）也发现，教育水平较高的女性往往拥有更小的实际家庭规模。然而，Musick等人（2009）则质疑了这种关系，认为教育水平较低的女性并不一定比教育水平较高的女性更希望生育更多孩子，从而挑战了教育水平作为解释更高生育率的单一因素。Liefbroer（2009）提出了一个可能的解释，指出随着更多高学历女性完成学业后进入职场，她们可能越来越意识到母亲身份与职业发展之间的不兼容性——这一动态通常被称为“工作与家庭冲突”，导致她们对生育期望的下调。在这种观点下，教育不仅影响生育意愿的时机，还影响生育意愿的数量。Berrington和Pattaro（2014）指出，教育对生育意愿的影响可能受到人际关系、家庭动态和更广泛的社会环境的塑造。

关于住房条件对育龄女性生育意愿的影响，已有研究识别了几个关键维度。在住房安全感方面，Vignoli等人（2012）发现，夫妇的生育意愿与他们对住房稳定性的感知呈显著正相关。在住房类型方面，Kulu和Vikat（2007）报告称，居住在独立住宅的夫妇比居住在公寓的夫妇具有更高的生育率。这表明，长期居住在宽敞的居住环境和家庭友好的环境中有利于提高生育率。至于住房产权，Murphy和Sullivan（1985）观察到，那些希望拥有住房的夫妇往往表现出较低的生育意愿，因为他们倾向于将家庭形成推迟到他们积累足够的储蓄和收入以支付房贷。这种延迟可能会降低生育意愿，而长期暴露于高住房成本的环境可能会进一步抑制大家庭的形成。相反，Krishnan（1995）认为，一旦夫妇实现了住房产权，他们更可能选择较大的家庭规模。从宏观经济学角度来看，Dettling和Kearney（2014）发现，住房价格的短期上升与租户家庭的生育率下降相关，而已经拥有住房的家庭则在生育率上出现净增加。

个体对社会公平感的感知逐渐被视为生育决策的重要驱动因素。Zhao等人（2024）研究了在线和离线社会资本如何影响中国女性的生育意愿，发现对养老金安全、孝道和感知社会公平的主观态度显著塑造了女性的生育选择。同样，Conzo等人（2017）探讨了农村埃塞俄比亚的生育率与生活满意度之间的关系，发现社会公平感是影响生育率的关键因素。Mencarini等人（2014）则利用澳大利亚、德国、波兰、瑞士、英国、美国、日本和俄罗斯的纵向面板数据，得出结论：社会公平感是影响生育率的关键决定因素，适用于多样化的社会文化背景。

总体来看，现有研究分散在经济学、社会学和人口学等多个学科领域，缺乏一个统一的理论框架，整合经济、文化和制度维度。此外，当前研究对群体层面的异质性理解有限。尽管一些研究考虑了职业状态或婚姻状况的差异，但对不同民族、宗教信仰和城乡区域的差异化机制的理解仍有明显空白。本研究发展了一个多维理论框架，整合了经济理性、社会规范和制度约束，以解释不同层面因素的交互作用。借鉴计划行为理论及相关视角，构建了一个适合当前社会背景的分析框架，用于研究生育意愿的决定因素。此外，本研究系统地考察了由教育水平、家庭结构、民族和宗教定义的群体中生育意愿形成机制的异质性，从而部分填补了现有文献中的关键空白。

### 三、理论框架与研究假设

#### 3.1 计划行为理论

计划行为理论由Ajzen（1991）提出，是解释和预测人类行为的基础社会心理学理论。该理论认为，行为意向是行为的最直接预测因素。这一意向又受到三个核心因素的影响：态度、主观规范和感知行为控制。态度指的是个体对某一行为的积极或消极感受。主观规范是指个体对社会压力的感知，即预测他人行为时，个体是否会受到那些有影响力的人或群体的制约。政府生育政策作为典型的社会规范载体，通过政策话语、资源配置和激励机制构建了个体生育决策的外部规范框架。当个体认同这些政策时，可能会产生三种心理效应：第一，社会认同效应。个体将政策导向内化为自我价值判断的标准，通过“从众心理”与社会主流规范对齐，并将生育决策与社会利益联系起来。第二，道德责任效应。政策中嵌入的人口战略意义促使个体产生履行社会责任的心理驱动力，将生育视为对国家、社会和经济可持续发展的贡献。第三，资源依赖效应。与政策实施相匹配的福利措施，如托育补贴、教育保障和医疗保险，通过降低生育成本增强了个体对政策的认可，从而转化为实际的生育行为。相反，个体可能因认知冲突而不认同政策规范。此外，主观规范对生育行为的影响也具有代际传递和群体扩散的特征。那些强烈认同政府生育政策的家庭往往通过社会化将生育价值观传递给下一代，形成特定区域或阶层的生育模式。相反，非认同群体的行为示范效应可能引发公众对政策方向的广泛怀疑，从而削弱人口战略的有效性。基于上述分析，提出了**假设1**。

#### 3.2 家庭生育理论

家庭生育理论源于家庭经济学，最初由Gary S. Becker（1960）提出。在这一框架下，孩子被视为“特殊的消费品”，或在低收入家庭中被视为“投资品”，以满足消费和生产需求。理论认为，家庭在收入约束下，根据偏好选择最优的消费组合（包括子女数量）。在收入和替代效应的影响下，预期的生育率与家庭收入、子女净成本、其他商品的相对价格以及家庭对子女的偏好高度相关。

子女的净成本主要包括直接成本和机会成本。直接成本包括教育、医疗和住房支出，而机会成本则涉及时间、职业发展、个人自由和机会的损失。随着这些成本的增加，子女数量通常会减少。此外，年龄显著影响生育的时机和机会成本。在时间成本方面，女性的生育率随着年龄增长而下降，这使得在特定年龄生育更加困难，且怀孕风险升高。因此，生育所需的医疗干预成本增加，构成了直接的时间成本。同时，产后恢复周期较长，且年长女性的育儿精力下降，这要求更多外部资源来弥补自身时间的不足，进一步提高了时间成本。在机会成本方面，年龄与职业阶段共同影响生育决策。职业生涯早期，生育行为往往干扰女性的职业发展黄金期，错失技能发展、领导岗位和晋升机会，最终降低其终身收入潜力。欧洲工作与生活条件改善基金会基于奥地利定量社会保险数据，分析了三个不同年龄段女性（即25岁、35岁和45岁）的生育意愿，发现拥有两个或更多孩子的女性收入比无子女的女性低23%。那些在26岁前生育的女性每年收入比推迟生育的女性少2000欧元。另一方面，职业发展较成熟的女性可能避免因生育导致的早期职业干扰，但面临职业替代风险的增加。企业对年长母亲的隐性歧视以及职业替代可能性的增加，使得生育决策中存在更高的职业稳定性不确定性。在中国的制度背景下，户口制度作为独特的影响因素，对育龄女性的生育决策具有重要影响，尤其是在城乡差异方面。户口状况影响子女的净成本，从而形成差异化的生育意愿。相关研究表明，农村户口可以显著提高农村女性移民的生育率，至少增加1.5%（Cai & Zhong, 2025）。然而，也有研究提出相反观点：城市女性面临更高的生育成本，包括更高的教育、住房（Jin & Park, 2025）和医疗费用，这增加了生育的净成本，从而降低生育意愿。相比之下，农村女性往往面临较低的经济和职业压力，导致子女的净成本较低，生育意愿较强（Liang & Gibson, 2017）。

根据家庭生育理论，生育决策在很大程度上受到家庭经济资源的约束。住房作为核心家庭资产和基本生活环境，通过经济、物理和心理渠道影响育龄女性的生育意愿。从经济角度来看，住房产权增强了经济稳定性，从而减轻了生育和养育的经济负担，进而提高生育意愿。然而，对于低收入家庭，更大的居住空间往往意味着更高的购买或租赁成本，这强化了生育孩子的感知负担。相反，在中高收入家庭中，更大的居住空间通常被视为经济能力的标志，从而增强生育信心。从物理条件来看，家庭生育理论强调，足够的居住空间是多子女家庭的必要前提。这在城市背景下尤为显著，因为有限的居住空间直接限制了家庭容纳更多子女的能力，从而成为生育决策中的物质约束。从心理预期和感知安全角度来看，住房稳定性在塑造生育意愿方面具有特别重要的作用。育龄女性拥有住房通常会体验到更强的生活稳定性和心理安全感，这有助于她们愿意生育孩子。相反，那些租房或频繁搬迁的家庭则面临更高的居住不确定性，这往往会抑制生育意愿。此外，更大的居住空间通常与更高的预期生活质量相关，女性更可能将足够的居住空间视为育儿的基本条件。相反，狭小的居住环境可能会引发对未来育儿压力的担忧，从而减少生育意愿。因此，本文提出**假设4a、4b和4c**。

#### 3.3 文化与宗教价值观

需求理论认为，商品之间可以相互替代。消费者根据自身偏好选择不同的商品以实现最大满足。类似地，某些消费者（家庭）之间也存在子女与其他商品之间的替代关系。不同家庭对子女的偏好不同，一些家庭更重视子女带来的情感和心理价值，而另一些家庭则更重视其他商品带来的满足感，投入更多时间和精力在自我实现上。因此，家庭对子女的偏好强度指的是家庭在其资源分配决策中优先考虑子女的程度。更强的子女偏好通常会导致更高的生育意愿。首先，民族文化影响家庭对子女的偏好。不同国家发展出独特的文化模式。在中国，生育态度和行为深受儒家孝道传统的影响。在一个国家内部，不同民族群体可能表现出不同的生育态度和行为，这些态度和行为受到其独特的文化传统和家庭价值观体系的影响。一些民族群体可能由于家族延续或经济需求而追求大量子女，而汉族家庭则因长期的生育控制政策而倾向于生育较少子女。同样，宗教信仰也影响家庭对子女的偏好。许多宗教教义包含特定的道德规范和价值取向，这些规范渗透到家庭生活中，影响家庭成员对生育的预期。某些宗教积极倡导大家庭规范和代际生育，将生育视为神圣使命和确保宗教传统的责任。因此，受宗教教义和信仰社区影响的女性更倾向于生育更多孩子。基于这一分析，本文提出**假设5a和5b**。

### 四、数据选择与研究设计

#### 4.1 样本选择与数据来源

本研究使用了2021年《中国综合社会调查》（CGSS）的数据，该数据可在公开渠道获取：http://www.cnsda.org/index.php?r=projects/view&id=65635422。CGSS自2003年启动以来，是中国最早的全国性、综合性、持续性的学术调查项目。它系统地、全面地收集社会、社区、家庭和个体层面的数据，追踪社会变迁的趋势，探索具有重大科学和实践意义的主题，促进国内科学研究的开放和共享，提供国际比较研究的数据，以及作为跨学科的经济和社会数据收集平台。本研究符合伦理标准，并已获得南京信息工程大学法学院和公共管理学院伦理委员会的批准。所有参与者均获得了书面知情同意。研究定义了数据，使用Stata18进行数据的分析和处理，并对样本数据进行了筛选。筛选过程包括以下步骤：

1. 排除男性样本和未达到婚姻或生育年龄的女性样本；
2. 排除属性极端值；
3. 排除依赖变量或独立变量为空值的样本。

经过筛选后，最终的样本数据包含3369个有效观察值。

#### 4.2 变量定义

本研究的自变量分为四个类别：社会人口属性、社会经济状况、社会态度和感知，以及性别和文化价值观。社会人口属性包括年龄（Age）、民族（National）、宗教信仰（Religion）、省份类型（Prov）、最高教育水平（Edu）、当前婚姻状况（Marry）和住房面积（Housearea）。社会经济状况涉及个体的社会经济背景（即个体对社会资源的获取能力和阶层地位），由户口类型（如农业户口与非农业户口、城市与农村）代表。这一变量捕捉了城乡身份及其相关的政策待遇差异。社会态度和感知指的是个体对社会现象和政策的看法，包括感知的社会公平（SF）和对政府生育政策的支持程度（GBP）。性别和文化价值观涉及性别角色和文化价值观。关键变量是女性自主（FEM），通过个体在经济、决策和职业维度的自主态度或表达进行衡量。**表1**列出了本文涵盖的所有关键变量的定义。

#### 4.3 相关性分析

在进行回归分析之前，本研究对自变量与因变量之间的相关性进行了分析。由于变量类型不同，分别采用了卡方检验和斯皮尔曼相关性分析。卡方检验主要测试两个变量是否独立。当P值小于0.05时，说明原假设（即独立性）被拒绝，变量之间存在显著关联。相反，当P值大于或等于0.05时，说明变量之间不存在显著关联。二元变量如Prov（省份类型）、National（民族）、Religion（宗教信仰）、Hukou（户口类型）和Marry（当前婚姻状况）使用卡方检验分析其与Hchild（期望子女数量）之间的关联。**表2**呈现了相关性分析的结果。

在**表2**中，Prov与Hchild之间存在显著关联（P=0.0021222），表明地区差异可能导致不同的生育意愿。例如，经济发展水平较高的省份，尤其是中国东部沿海地区，可能由于城市化而表现出较低的生育意愿，而经济发展水平较低的地区，如中国中西部的农村地区，可能由于传统价值观或经济依赖于子女而保持较高的生育偏好。相比之下，Hukou与Hchild之间存在高度显著的关联。户口类型反映了城乡之间的资源获取差异和生活方式。农村居民可能由于农业劳动需求或养老保障需求而希望生育更多孩子，而城市居民则由于更高的教育和生活成本而倾向于生育更少孩子。National与Hchild之间也存在显著关联，P值为0.0001863，非常小的P值表明关联强度较高。可以看出，不同民族群体可能在文化传统和生育观念上存在显著差异。例如，某些少数民族可能由于家族延续或经济需求而追求大量子女，而汉族家庭则由于长期的生育控制政策而倾向于生育较少子女。同样，Religion与Hchild之间存在显著关联，表明宗教信仰系统可能鼓励更大的家庭。所有分类变量中，Marry的卡方统计量最高，突显了婚姻状况对生育意愿的主导影响。未婚个体可能对未来生育计划存在不确定性；已婚受访者可能基于经济状况或育儿经验形成具体的生育意愿；离婚或丧偶个体可能由于家庭结构的变化而倾向于生育更少或不生育孩子。

总体来看，所有五个选定变量均与Hchild存在显著关联（P<0.05）。Marry和Hukou对Hchild的影响最强，其次是Religion和National，而Prov的关联最弱。这些关联反映了社会经济状况、文化传统和个人生活经历的复杂互动。研究结果也反映了中国生育政策的持续变化——从严格的生育控制向鼓励两个或三个孩子的家庭转变。需要注意的是，卡方检验仅表明变量之间的关联，而非因果关系，但它为后续的回归分析提供了实证基础。

#### 4.4 模型构建

为了探讨影响中国育龄女性生育意愿的因素，本研究构建了一个多元线性回归模型，以研究个体特征与生育意愿之间的关系。基于前述的相关性分析，最终模型包括11个自变量：Hukou（户口类型）、SF（感知社会公平）、GBP（对政府生育政策的支持）、FEM（女性自主）、Age（年龄）、National（民族）、Religion（宗教信仰）、Prov（省份类型）、Edu（最高教育水平）、Marry（当前婚姻状况）和Housearea（住房面积）。因变量是期望子女数量（Hchild），而ε表示随机误差项。回归模型表达为：

$$ Hchild = \beta_0 + \beta_1 \times Hukou + \beta_2 \times SF + \beta_3 \times GBP + \beta_4 \times FEM + \beta_5 \times Age + \beta_6 \times National + \beta_7 \times Religion + \beta_8 \times Prov + \beta_9 \times Edu + \beta_{10} \times Marry + \beta_{11} \times Housearea + \epsilon $$

### 五、实证结果

#### 5.1 问卷的信度与效度检验

在信度检验方面，本研究采用了Cronbach's alpha系数来评估用于构建女性自主（FEM）的四个评分尺度的内部一致性。Cronbach's alpha是一种广泛使用的信度测量方法，用于评估尺度中各项之间的相关性。该值范围从0到1，值越高表示内部一致性越好。根据分析，女性自主的Cronbach's alpha系数为0.7434。通常，Cronbach's alpha值高于0.7被认为具有可接受的信度，高于0.8被认为是良好的，高于0.9则被认为是优秀的。因此，女性自主的Cronbach's Alpha值为0.7434，表明其内部一致性和可靠性较好，能够可靠地捕捉女性自主的潜在结构。这为后续的相关性分析和研究结论提供了可信度。

在效度检验方面，本研究进行了Bartlett's球形度检验和Kaiser-Meyer-Olkin（KMO）测量，以评估FEM项目对因子分析的结构效度和适宜性。Bartlett's球形度检验的P值小于0.001（P=0.000），远低于0.05的阈值，表明变量之间存在显著相关性，原假设（即无相关性）被拒绝。这一结果证明了因子分析的适用性。KMO值为0.756，处于0.7到0.8之间，表明样本数据的采样适宜性中等偏高。这些结果共同支持了四个项目尺度在进一步探索其潜在结构方面的统计适宜性。

#### 5.2 描述性统计

**表4**展示了样本中所有选定变量的均值、标准差、最小值、中位数、最大值以及变量之间的相关性。Hchild（期望子女数量）的均值为2.026，表明平均而言，受访者期望生育大约两个孩子。这与中国的“二孩政策”目标相吻合，但略微较高的数值可能受到传统文化规范或农村居住模式的影响。Hchild的标准差为1.371，表明个体之间的生育意愿存在一定的差异。这反映了受访者生育意愿的多样性。至于其他自变量，其分布总体集中，但Edu（教育水平）和FEM（女性自主）的平均值较低。这些描述性结果突显了中国育龄女性生育意愿的复杂性，并为后续的因果分析建立了实证基础。

#### 5.3 多重共线性分析

**表5**展示了方差膨胀因子（VIF）测试的结果。所有变量的VIF值均低于通常接受的阈值5，其中最高的为Edu（2.092），最低的为GBP（1.018）。这些结果表明，解释变量和控制变量之间不存在显著的多重共线性。因此，模型是良好指定的，估计结果在统计上稳定，为后续的回归分析提供了坚实的测量基础。

#### 5.4 基线回归结果

**表6**展示了基线多元回归的结果。研究发现，Age（年龄）、National（民族）、Religion（宗教信仰）、Housearea（住房面积）、SF（感知社会公平）和FEM（女性自主）对Hchild（期望子女数量）有显著的正向影响，而Hukou（户口类型）和GBP（对政府生育政策的支持）则对Hchild有显著的负向影响。

Age的系数为0.018（p<0.01），表明生育意愿随着年龄增长而增加。比值约为e^0.018≈1.018，意味着每增加一个单位的Age，育龄女性期望生育更多孩子的可能性大约增加1.018倍。这可能是因为年长女性通常拥有更多的生活经验，并且更重视孩子带来的情感价值，同时在经济和社会基础上也更为稳定。然而，这一效应可能部分被生育相关的健康风险和更高的职业替代风险所抵消。因此，**假设4a**得到了支持。

National的系数为0.397（p<0.01），表明少数民族女性的生育意愿显著高于汉族女性。在其他变量不变的情况下，少数民族女性期望生育更多孩子的可能性大约是汉族女性的1.49倍。不同民族群体具有独特的民族文化传统、生育观念和家庭价值体系。少数民族女性生育意愿的增加可以归因于“多子多福”的文化规范以及对家族延续和劳动力继承的更大重视。Religion的系数为0.298（p<0.01），比值约为1.35，表明宗教信仰对育龄女性生育意愿有显著影响。在其他变量不变的情况下，有宗教信仰的女性期望生育更多孩子的可能性大约是无宗教信仰女性的1.35倍。这一结果反映了宗教对生育意愿的促进作用。许多宗教教义将生育视为神圣的职责。例如，天主教反对避孕和堕胎，鼓励生育以加强宗教社区和保持宗教传统。受宗教教义和信仰社区影响的女性因此更倾向于生育更多孩子。这些发现支持了**假设5a和5b**。

Housearea的系数为0.073（p<0.1），比值约为1.08。在控制其他变量的情况下，住房面积每增加一个单位，育龄女性的生育意愿增加8%。尽管统计显著性较为边缘，但这一结果揭示了居住空间与生育决策之间的关系，为理解生育意愿影响因素提供了重要线索。生育行为通常伴随着家庭规模的扩大，而住房面积直接影响家庭提供充足育儿空间、教育和日常活动的能力。更大的住房面积有助于缓解多子女家庭的拥挤感，并减少因空间限制而产生的生育担忧。特别是在中国城乡居民对“私人卧室”和“专门儿童活动空间”的日益增长需求背景下，住房面积本质上提供了物质安全感，从而促进了生育行为。这一发现支持了**假设4c**。

SF的系数为0.051（p<0.05），比值约为1.05，表明每增加一个单位的感知社会公平，育龄女性期望生育更多孩子的可能性增加1.05倍。那些感知社会公平度较高的女性更可能感到在教育、医疗和就业等资源分配上具有信心，从而减少因生育而受到歧视的担忧，并增强她们为孩子提供公平和支持环境的感知能力。这些感知进而增强了生育意愿。这一结果支持了**假设1**。同样，FEM的系数为0.116（p<0.01），比值约为1.12，表明女性自主程度越高，生育意愿越强。具体而言，每增加一个单位的FEM，期望生育孩子的数量增加1.12倍。在资源获取和家庭决策方面的自主性更高的女性在决定生育行为时拥有更多的自主权。她们更有能力应对生育和育儿带来的挑战。这证实了**假设3**。

#### 5.5 稳健性检验

为了验证结果的稳健性，本研究进行了模型替换检验，结果见**表7**。第一列采用Logit回归模型，其中因变量被重新编码为二元形式：期望子女数量大于1（不包括1）的被编码为1，反之为0。第二列采用OLS回归模型，与之前的设定一致，因变量（Hchild）仍为连续变量。

在**表7**中，Age的系数为0.027（p<0.01），与**表6**中的结果方向一致。National的系数为0.172，而Religion的系数为0.260，这表明这些变量的影响在不同子群体中存在差异。Edu的系数为-0.042，与**表6**中的结果方向一致。Hukou的系数为-0.461（p<0.01），表明城市或非农村户口女性的生育意愿显著低于农村户口女性。Housearea的系数为0.300（p<0.01），而SF的系数为0.135（p<0.01），GBP的系数为-0.198（p<0.01），FEM的系数为0.324（p<0.01）。这些变量的方向与**表6**中的结果一致。两个模型的R2值均为0.094，表明模型的解释力稳定，验证了结论在变量定义调整后的稳健性。尽管Logit和OLS模型在系数大小和显著性上存在差异，但总体趋势仍支持本研究提出的假设。

#### 5.6 异质性检验

为了进一步探讨Hukou（户口类型）对生育意愿的异质性影响，本研究进行了基于户口状况的子群体分析，从而对**假设4b**进行更深入的检验。此外，研究还探讨了与个人收入水平和家庭收入水平相关的异质性效应。结果见**表8**。

在**表8**中，Age的系数在所有子群体中均为正且显著（p<0.01）。对不同群体中Age的比值进行比较发现，农村户口女性的年龄相关生育意愿增加略强。这可能归因于农村地区的传统生育观念和养老保障期望，这使得随着年龄的增长，生育意愿的增加更为显著。在民族方面，非汉族女性（National=1）的生育意愿显著高于汉族女性（National=0）。National的系数在农村户口群体中为0.241（p<0.01），在城市或非农村户口群体中为0.692（p<0.01），表明不同民族群体之间的文化差异对生育意愿有显著影响。这些影响在城市居民和高收入群体中尤为突出，这些群体中现代生活方式与持久文化价值观并存。宗教信仰（Religion）和女性自主（FEM）对生育意愿的影响也呈现出与民族类似的趋势，突显了文化与信仰体系在塑造生育意愿中的重要角色。

总体来看，户口状况和个人收入水平显著中介了关键解释变量对生育意愿的影响。不同人口群体在社会人口特征、社会经济状况、社会态度和感知以及性别和文化价值观对生育意愿的影响上表现出明显的异质性。

### 六、结论与讨论

#### 6.1 研究发现与进一步讨论

本研究利用2021年《中国综合社会调查》（CGSS）的数据，探讨了影响中国育龄女性生育意愿的因素。实证结果表明，年龄（Age）（系数=0.018***）、感知社会公平（SF）（系数=0.051**）、住房面积（Housearea）（系数=0.073*）和女性自主（FEM）（系数=0.116***）对生育意愿具有显著的正向影响，而对政府生育政策的支持（GBP）（系数=-0.050***）则对生育意愿具有显著的负向影响。此外，少数民族女性（National=1）、有宗教信仰的女性（Religion=1）以及农村户口女性（Hukou=0）的生育意愿更强。由于家庭经济状况是生育能力的关键决定因素，异质性分析进一步表明，这些影响在高收入子群体中更为显著。

从计划行为理论的角度来看，感知社会公平对生育意愿的正向影响通过塑造个体态度而发挥作用。这种影响通过构建有利的认知评价和情感体验，从而建立有利于生育的心理基础。对资源分配公平性的感知、机会平等和发展的确定性有助于形成“社会可信赖和可预测”的信念。当这些信念扩展到生育情境时，它增强了女性对自身和子女在教育、医疗和社会福利等关键公共资源上获得公平分配的信心。因此，女性在态度层面上更容易接受生育。此外，