摘要：家庭是冲突与合作并存的地方，家庭成员之间往往具有不同的偏好和效用，最终在决策上产生分歧。生育行为不是个体的独立行为，夫妻双方对于生育同样具有独立决策权，当夫妻任何一方否决生育决策时，夫妻双方生育决策的合作被打破，最终导致生育行为暂时延迟或一方妥协。随着生育政策的放开，夫妻间关于生育决策的分歧逐渐由生育时机分歧向生育数量分歧转变。本文利用2014年和2018年中国家庭追踪调查（CFPS）数据，在新家庭经济学讨价还价的生育决策理论框架下，分析夫妻关于生育数量存在的生育分歧及其对生育行为的影响机理，为低生育率陷阱提供了新的对策，同时为生育意愿和生育行为偏离的现象提供新的理论依据。研究发现：夫妻生育分歧普遍存在，相比之下，生育过1个孩子的家庭分歧程度更大。实证结果显示生育分歧对家庭生育行为具有显著负向作用，生育分歧越大，发生生育行为的概率越低。分样本回归结果显示丈夫和妻子同样具有生育否决权，但在决定是否生育一孩和二孩时，男性否决对生育行为的影响更大；随着家庭中子女数量的增加，妻子否决对于生育行为的负向效应逐渐显现并增强。调节效应结果显示女性承担较重的育儿负担会强化生育分歧对生育行为的抑制作用。

基金：上海市哲学社会科学基金青年项目：全面三孩政策下夫妻生育分歧对生育意愿和生育行为的影响研究（2021ESH003）

关键词：夫妻生育分歧;生育行为;生育否决

作者简介：乐菡（1988-），女，湖北浠水人，上海社会科学院信息研究所助理研究员，复旦大学工商管理流动站博士后;杨昕（1973-），女，上海人，上海社会科学院信息研究所研究员。

收稿日期：2023-02-29

一、引言

改革开放以来我国生育政策发生了几次调整：1978年国家提倡和推行计划生育首次被写入宪法；同年10月，中央《关于国务院计划生育领导小组第一次会议的报告》中明确提出“提倡一对夫妇生育子女数最好一个，最多两个”；1980年中共中央《关于控制我国人口增长问题致全体共产党员、共青团员的公开信》进一步收紧了生育政策。在严格的生育政策指导和要求下，夫妻间的生育分歧主要集中在生育时机上，即早生还是晚生的矛盾。2002年至今，生育政策逐步放开，2013年“单独二孩”的政策正式实施；2015年十八届五中全会对《人口与计划生育法》中的部分条例进行了修订，“全面两孩”政策正式推出，是否生育二孩逐渐成为夫妻间的生育分歧。[1-2]2021年中共中央、国务院《关于优化生育政策促进人口长期均衡发展的决定》出台了“三孩”生育政策，尽管生育政策逐步放开，但总和生育率仍然持续下降，第七次人口普查数据显示总和生育率已经低至1.3，进入了低生育率陷阱。国外大量实证研究表明随着已有子女数量的增加，夫妻间关于生育数量的分歧逐渐加大，生育率持续降低。[3-4]因此，在我国生育政策逐步放开的背景下，研究夫妻生育分歧对于破解低生育率陷阱具有重要现实意义。

生育分歧（Disagreement of fertility）是指男女在关于生育的时间、生育子女的数量等生育意愿上存在的意见不一致，包含了生育时机（Disagreement about timing of fertility）和生育数量（Disagreement about total number of fertility）两方面的分歧，即夫妻间“什么时候生育”的意见不一致以及围绕生育几个孩子、是否（再）生育存在分歧。[5]生育数量分歧的类型包括两种：一种是妻子否决，即丈夫愿意（再）生育，但妻子不愿意；另一种是丈夫否决，即妻子愿意（再）生育，但丈夫不愿意。[6]生育分歧一词最早出现在西方学者的文献中，欧洲学者最先倾听到男性在生育决策中的声音，随后发展中国家（地区）开始围绕男女生育意愿、生育目标差异展开大量的调查研究。研究发现：尽管从性别上来看，男性和女性的生育目标相近，但从家庭层面来看，配偶间的生育目标存在较大差异。[7]在“三孩”生育政策的背景下，本文重点讨论生育数量的分歧。

国内关于生育分歧的研究较少，卿石松和丁金宏最早关注国内夫妻间生育意愿的不一致，[1]并从夫妻联合视角出发探讨了生育偏好变化及其相互影响，[8]为生育意愿研究提供了一个新的视角——夫妻生育分歧。随后国内学者围绕夫妻生育分歧的影响因素展开了较多讨论，有学者从夫妻婚姻匹配度、[9]夫妻独生属性差异、[10]夫妻性别偏好差异、[2][11]父母支持力度[12]等家庭内部视角分析了夫妻间产生生育分歧的内因。在生育意愿与生育行为的研究中，发达国家（地区）和发展中国家（地区）都发现了两者偏离的常态现象，国内学者从外部视角探讨了生育意愿和生育行为偏离的因素，发现生育政策、生育价值等外部因素是造成生育意愿和生育行为偏离的重要因素。[13]

现有研究为本文奠定了坚实的基础，同时也存在局限，主要表现在：一是学者们已经关注夫妻生育分歧的前因，但对于生育分歧产生的实际后果缺乏讨论。二是由于缺乏实际生育行为的数据，学者们往往选取生育意愿而非最终生育行为展开研究，最终导致高估生育率。三是以往研究关注夫妻生育偏好不一致对二孩决策的影响，但缺乏对夫妻生育决策内部影响机理的深度解读。现有研究的不足为本研究的开展提供了进一步研究的空间。基于此，本文从家庭内部视角切入，利用2014年和2018年两轮的中国家庭追踪调查数据，通过收集丈夫和妻子的生育意愿、生育行为信息，解决数据缺失的问题，突破现有研究的局限性，分析夫妻关于生育数量存在的生育分歧及其对生育行为的影响机理，为低生育率陷阱提供了新的对策，同时为生育意愿和生育行为偏离的现象提供了新的理论依据。

二、理论机制与研究假设

一个国家或地区的总和生育率是由个体的生育行为集合而成，新古典家庭经济学将家庭视为一个单位进行决策，假设家庭成员间没有利益冲突且不存在任何分歧，追求的目标是家庭单一效用函数最大化。然而现实生活难以满足以上严苛的假设，家庭作为冲突与合作并存的地方，家庭成员之间往往具有不同的偏好和效用，[14]最终在决策上产生分歧。在单一生育决策模型受到现实条件的挑战后，国外学者提出了一个开创性的新概念——讨价还价，来描述家庭决策的互动过程，在个体不同偏好的框架下进行新家庭经济学的研究，应用在生育行为上，假设个体间的生育偏好不同，家庭成员为实现各自效用的帕累托改进而进入谈判，最终做出家庭成员间的最优决策。[15]近年来，国内学者也注意到生育行为不是女性个体的独立行为，[16]男性对于生育同样具有独立决策权。当夫妻任何一方否决（再）生育决策时，夫妻双方生育决策的合作被打破，家庭将面临内部资源博弈再分配，生育决策进入重新谈判阶段，导致生育行为暂时延迟或一方妥协。基于此，本研究提出：

假设1：生育分歧对家庭生育行为具有显著负向作用。

长期以来“男主外、女主内”的传统分工导致家庭内部分工往往被女性化、无酬化取代。[7]随着“她时代”的到来，女性在经济领域、教育领域及政治领域都发挥了重要作用，[17]过去的婚育模式也发生了变化，[18]女性在家庭中的话语权、决策权逐渐提高。在家庭与工作无法兼顾时，女性通常选择推迟婚育年龄、反对（再）生育等途径来平衡冲突，最终对国家的人口再生产产生重大影响。[19]发达国家（地区）的数据显示当夫妻间存在生育分歧时，夫妻生育的可能性较小，且男性和女性在生育过程中的否决权大小几乎一致，而在发展中国家（地区），几乎没有否决权的实践证明，即夫妻双方只有一方想（再）生育一个孩子的实际生育行为要显著高于双方都不想（再）生育的夫妻。[20]基于此，本研究提出：

假设2：当夫妻存在生育分歧时，女性否决对生育决策的影响更大。

生育支持政策的有效性关键在于它多大程度上促进了劳动力市场上的性别平等。[21]在育儿负担主要由母亲承担的社会中，女性更倾向于反对（再）生育，在其他条件不变的情况下，与育儿负担分配更加公平的社会相比较，母亲承担主要育儿负担的社会总和生育率要更低。[20]因此，欧洲生育率较高的国家几乎都采用了较为慷慨的公共儿童保育服务来降低母亲的育儿时间成本，从而降低母亲反对（再）生育的意愿。[22-23]相关的实证研究显示相比针对父亲的补贴政策，专门降低女性育儿负担的补贴政策将生育率水平提高了3倍。[20]从国内的生育支持政策来看，主要采取延长产假、提高生育津贴等政策工具，看似维护了女性的权益，实则更多地强调了女性的责任和义务，加剧了生育成本在家庭内部的分配不均衡，最终影响整个社会的生育水平。综上所述，本研究提出第三个假设：

假设3：家庭内部的育儿分工是生育分歧对生育行为的影响机理。

三、研究样本与数据

（一）数据来源

2013-2015年是我国二孩政策逐步放开的窗口期，以此为政策背景研究家庭内部的生育分歧对生育行为的影响具有一定的启示作用。本研究选取2014年为基线年份，以2018年为第二轮跟踪调查年份。利用北京大学中国社会科学调查中心的中国家庭追踪调查2014年、2018年数据（以下简称CFPS2014、CFPS2018）进行实证分析，该调查采用分层、多阶段抽样方法。根据研究目的，本文在CFPS2014年数据库中选取了20-49岁已婚女性家庭，剔除了少数未满22岁法定结婚年龄的男性家庭，从中提取了夫妻双方的人口学特征以及生育意愿信息，并通过家庭识别号和个人识别号信息匹配到2018年该夫妻的实际生育行为。

（二）变量定义

1. 被解释变量

被解释变量为家庭的实际生育行为，分别用2014-2018年间家庭的实际生育数量和2014-2018年间家庭是否（再）生育两个指进行衡量。在第一个指标中，6 723个育龄家庭在2014-2018年间平均生育的孩子数量为0.18，标准差为0.43。针对第二个指标，本文构建一个是否（再）生育的二元分类变量，取值为1表示2014年的理想子女数量大于现有子女数量，反之取值为0。16%的家庭在2014-2018年间有（再）生育行为。

2. 核心解释变量

核心解释变量为夫妻间生育分歧，参考Doepke和Kindermann以及欧洲代际和性别项目（Generations and Gender Programme）问卷处理方法，[20]使用夫妻各自理想子女数量指标的差值的绝对值来衡量夫妻间关于生育数量的分歧。本研究选取了2014年的生育分歧，其绝对值最大值为3，最小值为0，夫妻间的平均生育分歧为0.24个子女，反映了夫妻之间对于生育几个孩子存在一定的分歧。为了进一步分析生育分歧对生育行为的影响机理，将生育分歧划分为两种类型，一种是妻子否决丈夫同意（后文简称妻子否决），另一种是丈夫否决妻子同意（后文简称丈夫否决），分别将夫妻的理想子女数量减去2014年现有子女数量，差值大于0则认为有意愿（再）生育，反之则认为否决（再）生育。11.71%的家庭是丈夫否决，7.87%是妻子否决，余下55.11%的家庭夫妻均否决，25.32%的夫妻均存在（再）生育意愿。

3. 控制变量

借鉴以往学者的研究，[2][11-13]本文从夫妻双方个人特征变量和地区特征变量选取了6种控制变量：（1）受教育年限。丈夫的整体均值为8.63年，妻子的整体均值为7.5年；（2）年龄的平方。丈夫年龄平方的整体均值为1 632.79，妻子的整体均值为1 466.07;(3）雇主性质。在体制内工作为1，不在体制内工作为0，平均12%的丈夫在体制内工作，8%的妻子在体制内工作；（4）年收入的对数值。丈夫年收入的对数值均值为4.58，妻子年收入的对数值均值为3.17;(5）家庭城乡分类。家庭位于城镇地区取值为1，家庭位于农村地区取值为0，样本家庭整体均值为0.44;(6）家庭所处地区人均GDP对数值，样本均值为10.60。

4. 调节变量

为了进一步分析生育分歧对生育行为的影响机理，本文选取妻子承担育儿负担程度指标来衡量家庭内部的育儿分工。在CFPS2014年问卷中提取了全部关于夫妻育儿负担的分配的四个相关问题，分别是“白天，孩子通常最主要由谁照管？”“晚上，孩子通常最主要由谁照管？”“谁辅导孩子的作业？”“平时最主要是谁接送孩子去‘幼儿园/学前班’？”将问题对应的选项处理为母亲、父亲、其他三类。考虑“接送幼儿园/学前班”的问题只针对拥有3-6岁子女的家庭，因此对拥有该年龄段的家庭，妻子的育儿负担为以上四个变量的加权平均，若调查年份家庭中没有该年龄段的子女，妻子的育儿负担为前三个变量的加权平均，数值越大证明妻子育儿负担越重。各指标描述性统计结果如表1所示。

表1 描述性统计分析

 资料来源：根据CFPS2014、CFPS2018年数据整理计算。

（三）样本特征

图1结果显示2014年有过生育史的家庭与暂未生育的家庭之间的生育分歧存在较大差异。与暂未生育子女的家庭相比，生育一孩后的家庭在2014年关于理想子女数量的回答中，夫妻双方都愿意生育的比重显著下降，由78.52%下降至45.98%，夫妻都不愿意生育的比重显著上升，由6.73%上升至20.98%，存在生育分歧的家庭也显著增多了，由14.74%上升至33.03%，其中丈夫否决的比重从9.29%上升至20.11%，妻子否决的比重从5.45%提高至12.92%。与生育一孩的家庭相比，生育二孩及以上的家庭在2014年夫妻双方都愿意（再）生育的意愿出现了急剧下滑，从45.98%下降至2.4%，夫妻都不愿意生育的比重大幅提升，从20.98%陡然升至89.31%，存在生育分歧的家庭减少，丈夫否决的比重为4.59%，妻子否决的比重为3.68%，两者之间的差值明显缩小。

图1 分子女数量夫妻间生育分歧

可以看出无论家庭是否已经有过生育行为，夫妻之间存在生育分歧都处于一个不容忽视的比重范畴内（8.27%～33.03%之间）。相比之下，生育过一个孩子的家庭分歧程度更大，以上特征事实可以看出在“全面两孩”政策指导下，生育过一个孩子的家庭比暂未生育的家庭夫妻间存在的生育分歧更大。

四、实证分析与讨论

（一）模型构建

1. 基准回归模型

考虑因变量生育数量属于计数型离散变量，其分布符合泊松分布，因此基础模型选择泊松回归探究两者的因果关系，设定如下模型：

Fi∼P(λi):Fi服从参数为λi泊松分布，λi为Fi的期望。

Fi为家庭i在2014-2018年间实际生育数量，服从参数为λi泊松分布。Di表示生育分歧，分别采用家庭i在2014年基线调查中夫妻关于理想子女数量之间的差异绝对值以及不同类型的生育分歧等指标来参照衡量，Xk为其他控制变量，分别代表夫妻各自是否在体制内工作、年收入对数值、受教育年限以及户口、人均GDP对数值等控制变量。

2. 稳健性检验模型

夫妻在生育之前很难对家庭总人数做出绝对的预判和决定，而是在每次生育前根据家庭持续变化的综合环境来决策是否（再）生育一个孩子。因此本文在稳定性检验部分对夫妻生育分歧影响夫妻是否（再）生育的决策进行了探析。考虑分样本模型中的因变量如果选择生育数量会产生多重共线性问题，因此分样本模型也选择该模型。将基础模型中的因变量替换为2014-2018年间夫妻是否（再）生育的二元变量，选择二元Logit回归，设定如下模型：

Bi为家庭i在2014-2018年间是否有生育行为的二元变量，如果家庭i在表明生育意愿后4年内生育了孩子，则取值为1，反之为0。Pi是家庭i在2014-2018年间是否有生育行为的概率。Di、Xk与公式（1）一致。

3. 调节效应模型

为了让生育政策更加具有针对性，使其发挥更大效用，根据理论分析，本部分重点探讨家庭内部的育儿分担对家庭生育决策的调节效应，参考范子英等学者的做法，[24]将调节变量置于基准模型中，重新设定模型对作用机制进行识别，设定如下模型：

Mi为调节变量，代表妻子育儿负担。其他各项定义与公式（1）相同。调节效应模型中重点关注θ0。

（二）实证结果

1. 生育分歧对于家庭实际生育行为的影响

本文首先利用泊松回归模型从最基础的视角探寻变量的影响效果。表2模型（1）的结果显示在控制了夫妻双方个人特征以及家庭所处地区的特征后，生育分歧对夫妻4年内的生育行为影响系数为-0.106 5且在5%的水平下显著，即夫妻生育分歧越大，4年内实际生育行为发生的概率越低，假设1在统计上得到了验证，为生育意愿和生育行为的偏差提供了新的解释因素。以上回归结果说明了过去以育龄女性为研究对象的生育意愿和生育行为的分析，忽略了男性生育意愿对生育行为的影响，这样的研究结论会导致高估总和生育率。

为了进一步分析生育否决权对于生育行为的影响，模型（2）在模型（1）的基础上，以“双方均愿意”作为参照组，将“丈夫否决妻子同意”“妻子否决丈夫同意”“双方均否决”加入模型里作为解释变量，本文重点关注存在生育分歧的两种类型，即丈夫否决妻子同意、妻子否决丈夫同意。具体来看，相较于双方均愿意生育的家庭，丈夫否决的生育分歧与家庭4年内的生育行为负相关，生育分歧的回归系数为-0.413 7且在1%的水平下显著。妻子否决的生育分歧同样与家庭4年内的生育行为负相关，生育分歧的回归系数为-0.342 5，在1%的水平下显著。尽管从客观事实来看，女性对于生育行为拥有独立控制权，[16]但对比两者的系数大小可以发现在生育意愿到生育决策的过程中，丈夫和妻子都拥有否决权，但妻子否决的系数绝对值小于丈夫否决的系数绝对值，可以认为在2014-2018年间，当夫妻存在生育分歧时，妻子否决对家庭子女数量的影响程度要低于丈夫否决，与理论预期存在差距，假设2并不成立。造成该结果的关键原因是家庭中男性和女性所拥有的权力大小不一，尽管随着时间的推移，家庭内部的相对谈判权力发生着变化，但总体来看，2014-2018年间受夫妻相对社会经济资源等多方面的影响，我国家庭中男性对于生育的否决更占上风，[2]这一情形在部分发展中国家（地区），尤其是父权文化浓重的地区得到了验证。[25]

表2 生育分歧与4年内生育行为的泊松回归估计结果

注：括号内数值为稳健标准值；*、**和***分别表示10%、5%和1%的显著性水平；样本量为6 210。下表同。

表3 生育分歧与4年内再生育行为的Logit回归估计结果

2. 稳健性分析

为了进一步验证研究结果的稳健性，本文采用置换被解释变量的方式进行稳健性检验。将表2中模型（1）、模型（2）的被解释变量替换为4年内家庭是否有（再）生育行为的二元变量进行Logit回归。从表3模型（1）、模型(2）的回归结果可以看出生育分歧、丈夫否决、妻子否决的回归系数均显著为负，表明在更换被解释变量后本文的研究结论依然显著，生育分歧对家庭（再）生育行为的确具有负向影响，充分说明了夫妻生育分歧是解释低生育率的影响因素之一，本文的假设1结论不变。

从表3模型（2）回归系数的大小来看，丈夫否决的系数绝对值大于妻子否决的系数绝对值，代表妻子否决对家庭生育决策的影响程度要低于丈夫否决，再次证明了假设2并不成立。

3. 分样本回归结果

表4考察了2014年拥有不同子女数量的家庭生育分歧与4年内是否（再）生育行为的关系。结果发现暂未生育和已生育一孩的家庭，夫妻间生育分歧对家庭4年内的生育行为产生负面影响，而对于已生育二孩及以上家庭来说，生育分歧对生育行为的影响在统计上并不显著，造成该结果的原因可能是调查年份2014年暂未放开三孩，个人在回答理想子女数问题时受到了政策的影响。对于暂未生育的家庭而言，与夫妻双方都愿意生育的家庭相比较，丈夫对于生育行为的否决权在1%的水平下显著为负，而妻子对于生育行为的否决权并不显著。对于已经生育一个孩子的样本家庭，丈夫否决和妻子否决分别在1%和5%的水平下显著为负。可以看出对于4年内是否生育二孩，夫妻间任何一方缺乏意愿都会导致生育概率下降，从模型（4）的回归系数可以看出丈夫否决对于最终生育行为的影响要大于妻子。对于已经生育两个孩子以上的样本家庭，丈夫否决对于生育行为的影响并不显著，而妻子否决对于生育行为的影响系数为-0.498 9且在5%的水平下显著。

表4 分样本生育分歧与4年内再生育行为的Logit回归估计结果

综上，家庭在决策是否生育第一个孩子时，丈夫的否决权对于生育行为有影响，而妻子的否决权不影响最终的生育行为；家庭在决策是否生育第二个孩子时，丈夫否决对于生育行为的影响大于妻子；家庭在决策是否生育第三个及以上孩子时，妻子否决对于生育行为有影响，而丈夫否决不影响最终的生育行为。从妻子的否决权来看，随着家庭中子女数量的增加，妻子否决对于生育行为的负向效应逐渐显现并增强。

4. 机制分析

本文的理论分析中认为家庭内部的育儿分担是生育分歧对生育行为的影响路径，表5为育儿负担对生育分歧抑制生育的调节效应。表5第（1）列至第(3）列是妻子育儿负担的调节效应，模型（1）中妻子育儿负担和生育分歧的交互项回归系数为-0.002 7，通过了10%的显著性检验，主效应系数为负，说明妻子承担的育儿负担越重，越会强化夫妻生育分歧对生育行为的抑制作用。模型（2）中妻子承担育儿负担和丈夫否决的交互项为0.168，没有通过显著性检验。模型（3）中妻子承担育儿负担和妻子否决的交互项为-0.017，通过了5%的显著性检验，由此可以看出当家庭内部育儿负担承担者主要是女性时，会进一步强化女性的否决权，最终导致生育率下降。

表5 调节效应检验

五、结论与启示

本文利用CFPS2014年和2018年的跟踪调查数据，将生育分歧划分为丈夫否决和妻子否决两种类型，弥补了传统数据只了解育龄妇女信息的遗憾，摒弃了传统的单一效用模型，从新家庭经济学讨价还价的生育决策理论解释当下生育意愿和生育行为偏离的现象。研究结果表明：第一，从基础模型的分析可以看出夫妻间关于生育子女数量的分歧在家庭生育决策中普遍存在，夫妻间生育分歧越大，生育行为发生的概率越低，家庭内部视角下研究低生育率具有重要意义。第二，从分样本模型可以看出尽管在“她时代”女性与男性同样具有生育否决权，但从2014-2018年家庭实际生育结果来看，丈夫对于是否生育一孩和二孩的否决权要大于妻子，但随着家庭中已有子女数量的增加，女性对于（再）生育的否决权对生育结果的影响效果逐渐增大。第三，从调节效应模型可以看出，家庭内部的育儿负担转移并不能有效缓解生育分歧对生育行为的抑制效应，无论是丈夫育儿参与更多还是妻子育儿负担更重，都会强化生育分歧对生育意愿的负面效应。

上述研究具有重要的政策启示：首先，在家庭决策中，男性对于生育决策的影响很重要，在未来全国范围内开展的生育意愿调查，不应忽视男性的生育意愿，应考虑家庭联合视角，以家庭为单位展开调查。其次，全面三孩政策的前提是家庭已经生育了二孩，而影响家庭生育二孩和三孩的生育分歧并不一致，未来生育支持政策应采取差异化政策，在鼓励一孩、二孩生育时，政策设置应考虑如何缓解男性育儿压力，降低其否决生育一孩、二孩的意愿，在鼓励生育三孩方面，政策设置应考虑如何缓解女性育儿压力，降低其否决生育三孩的意愿。最后，女性的否决权可以通过转移育儿负担来实现，应考虑通过社会化、家庭代际支持等方式减轻女性家庭内部的育儿负担，营造良好的社会氛围来平衡家庭内部的育儿负担分配矛盾，同时在落实《家庭教育促进法》时，应加大对父亲履行家庭教育职责的宣传。

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