姚曉兵 曹和平 王曉永

（1.云南大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院， 云南 昆明 650500；2.北京大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，北京 100871； 3. 河南工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院，河南 鄭州 450001）

1 引言

為積極應(yīng)對老齡化和少子化問題，2021年5月31日中共中央政治局審議了《關(guān)于優(yōu)化生育政策促進人口長期均衡發(fā)展的決定》，并指出為優(yōu)化生育政策實施一對夫妻可以生育三個子女的政策及配套支持措施。為配合“三孩”政策的執(zhí)行，我國青年群體作為人口再生產(chǎn)的主力軍扮演著重要的角色，在生育水平持續(xù)走低、“單獨二孩”和“全面二孩”政策遇冷的背景下，提高青年群體生育行為成為釋放“人口紅利”的一個重要舉措。

從生育行為低迷的經(jīng)濟社會因素研究來看，大多數(shù)學(xué)者都是從育齡女性的家庭-工作沖突[1][2]、教育醫(yī)療成本增加產(chǎn)生養(yǎng)不起孩子的擔(dān)憂[3]進而降低了女性的生育意愿和生育行為，還有學(xué)者從房價上漲對生育行為的探討，發(fā)現(xiàn)青年男女面對“養(yǎng)房子”還是“養(yǎng)孩子”的選擇時會對生育行為產(chǎn)生擠出效應(yīng)[4-5]，但以上問題若能從父輩獲得育兒照料支持[6]、政府構(gòu)建生育友好型工作制度[7]以及保障"住有所居"能夠進一步促進生育意愿釋放[8]。雖然解決以上問題為跨越"低生育率陷阱"提供了經(jīng)驗證據(jù)，但導(dǎo)致生育行為下降的另一個直接因素-青年群體初婚年齡推遲現(xiàn)象也是不可小覷的，由于高校擴招政策增加了人們的受教育年數(shù)[9]、職場上的晉升壓力帶來的生育懲罰效應(yīng)[10]、高房價高教育支出帶來的婚育成本提高[11]以及人們婚姻觀念的轉(zhuǎn)變和生育觀念的淡化引致了青年男女初婚年齡推遲的現(xiàn)象。據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒2021》顯示，2013年是初婚人數(shù)的最高峰達到2385.96萬人，而到2020年初婚人數(shù)為1228.6萬人，7年下降48.5%接近一半[12]。另外，國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示從1990年至2017年，我國育齡婦女平均初婚年齡推遲4歲多，從21.4歲提高到25.7歲并有繼續(xù)走高的趨勢②② 國家統(tǒng)計局.《改革開放 40 年經(jīng)濟社會發(fā)展成就系列報告（2018）》。，此外還有學(xué)者預(yù)測中國女性普婚的傳統(tǒng)或?qū)⒈淮蚱芠13]。由于受傳統(tǒng)觀念的影響我國育齡人口通常是在結(jié)婚之后發(fā)生生育行為的，那么青年群體初婚年齡推遲會明顯提前結(jié)束生育行為[14]，也就是說青年群體初婚年齡推遲是理解生育率下降并達到極低水平的重要因素[15]。

雖然國家針對提高生育率問題出臺了一系列傾向女性的利好政策，然而是否生育、生育幾個孩子是夫妻雙方共同的決定，在女性生育行為下降得到廣泛關(guān)注的同時男性生育行為并未引起足夠重視。考慮到結(jié)婚和生育都發(fā)生在人們生命周期的青年階段，并且現(xiàn)階段青年群體婚姻推遲現(xiàn)象最為明顯，那么青年群體婚姻推遲對男性的生育行為影響更大還是女性更大？青年男性和青年女性對生育行為的作用機制是什么？此外，本文的創(chuàng)新是從婚姻推遲視角研究青年男女生育問題有助于豐富我們對男女兩性生育行為差異的理解，補充了現(xiàn)有文獻對青年男性生育行為的研究，并且從男性生育行為下降角度提出相應(yīng)政策建議來進一步釋放人口紅利具有一定的現(xiàn)實意義。

2 文獻回顧與研究假設(shè)

初婚年齡關(guān)系結(jié)婚率、出生率以及人口結(jié)構(gòu)等人口問題，是反映個體初婚特征的重要指標(biāo)[16]，進入21世紀(jì)以來我國關(guān)于結(jié)婚年齡的政策保持不變，但在現(xiàn)代化觀念、經(jīng)濟高速發(fā)展以及婚姻市場結(jié)構(gòu)變動的影響下青年群體的婚育觀念發(fā)生了巨大的改變[11]。

2.1 青年群體推遲結(jié)婚對男性生育行為的負向影響大于女性

自20世紀(jì)70年代計劃生育政策執(zhí)行以來，我國生育水平大幅下降[17]，由于經(jīng)濟社會發(fā)展帶來的婚姻觀念轉(zhuǎn)變使新一代年輕人追求獨立自由與高品質(zhì)生活，從而對婚姻持開放態(tài)度最終導(dǎo)致晚婚現(xiàn)象越來越明顯[11]。晚婚反映了人們對傳統(tǒng)婚姻觀念的認可程度和不受傳統(tǒng)婚姻觀念和生育觀念束縛的態(tài)度，并且婚姻觀念還會指導(dǎo)人們的行動[18]，其中有研究表明晚婚會降低人們的生育意愿[19]，并且當(dāng)夫妻之間的生育意愿一致時，生育意愿與生育行為之間存在正向關(guān)系，當(dāng)夫妻之間生育意愿不一致時，男性的生育意愿主導(dǎo)家庭的生育行為[20]。因此提出假設(shè)1:初婚年齡推遲會降低青年群體的生育行為，并且青年男性推遲結(jié)婚對生育行為的負向影響大于女性。

2.2 青年群體初婚年齡推遲會通過弱化生育觀念降低生育行為

首先，從中國父權(quán)制家庭觀念來看，由于父權(quán)制是以傳宗接代觀念和養(yǎng)兒防老觀念為代表，并且現(xiàn)代社會中隨著家庭受教育水平的提高，受教育程度對傳統(tǒng)生育觀念產(chǎn)生了沖擊，人們的“傳宗接代”和“養(yǎng)孩防老”觀念正在逐漸弱化，并且社會上出現(xiàn)越來越多的“丁克”家庭，也就是說人們對婚后不一定要孩子的生育觀念在加強。其次，從養(yǎng)老方式上看，目前我國主要的養(yǎng)老方式有個人儲蓄式養(yǎng)老、子女贍養(yǎng)式養(yǎng)老、企業(yè)年金式養(yǎng)老、私人保險式養(yǎng)老以及社會保險（保障）式養(yǎng)老，這幾種養(yǎng)老模式主要是基于對老年人經(jīng)濟上的支持。其中，由初婚年齡推遲帶來的人力資本提升進而勞動參與率和收入的提高，增加了企業(yè)年金式養(yǎng)老、個人儲蓄式養(yǎng)老和私人保險式養(yǎng)老的提升，從而老年人的生活質(zhì)量得到了保障。此外，由于傳統(tǒng)觀點認為父母多生育子女能夠確保更高水平的家庭養(yǎng)老保障，但隨著我國社會養(yǎng)老保障制度的逐步完善和養(yǎng)老院條件的提升，社會養(yǎng)老降低了老人在經(jīng)濟來源和生活照料方面對子女的依賴程度[21]，也提高了農(nóng)村參保老年人的生活質(zhì)量[22]。因此無論從中國社會對父權(quán)制態(tài)度的削弱上還是養(yǎng)老方式的變遷上都可以看出人們生育觀念的弱化[23-24]，從而削弱了青年群體的生育行為。據(jù)此提出假設(shè)2:初婚年齡推遲可以通過弱化青年群體的“傳宗接代”和“養(yǎng)孩防老”等生育觀念降低生育行為。

2.3 初婚年齡通過教育正向同質(zhì)婚配對青年群體的生育行為產(chǎn)生影響

由于受教育年限增加是初婚年齡推遲的主要原因，并且隨著我國高校擴招政策的實施，我國受教育程度性別差距在縮小女性在高等教育群體中開始占主導(dǎo)地位[25]，女性教育對生育的負向影響已經(jīng)得到廣泛證實[26-27]。同時，中國婚姻匹配市場伴隨“同質(zhì)婚”總體數(shù)量的激增，其內(nèi)部出現(xiàn)了正向同質(zhì)婚和負向同質(zhì)婚的現(xiàn)象[28]，并且在婚姻市場上男性已開始根據(jù)變化了的環(huán)境調(diào)整自己的配偶選擇，即男性開始接受學(xué)歷比自己的高的配偶[24]。也就是說青年男性初婚年齡推遲更可能會通過教育正向同質(zhì)婚配的作用匹配到一個大于等于自己學(xué)歷的妻子，本身女性教育水平的提高對生育產(chǎn)生了負向影響，再加上青年男性生育觀念的弱化和家庭生育決策的主導(dǎo)作用更加劇了青年男性生育行為大于女性的可能。據(jù)此提出假設(shè)3:青年男女推遲結(jié)婚會通過提高教育正向同質(zhì)婚配的概率削弱生育行為，并且對青年男性的削弱作用大于女性。

3 數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型設(shè)定

3.1 數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文使用2010、2012、2013、2015、 2017和2018年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS），該數(shù)據(jù)覆蓋了31個省/直轄市/自治區(qū)，對本文的研究問題具有一定的代表性。

由于本文的研究關(guān)注青年男女的婚育問題，根據(jù)聯(lián)合國世界衛(wèi)生組織在2013年確定的青年人口年齡段為18-44歲，鑒于我國婚姻法規(guī)定最低結(jié)婚年齡男性為22歲女性為20歲，并且考慮到生育行為發(fā)生在結(jié)婚后，因此具體數(shù)據(jù)處理過程如下:第一，由于CGSS2010以后的調(diào)查問卷變化不大，故從2010年起選取數(shù)據(jù)，并且由于2011年缺失是否購買養(yǎng)老保險這一重要變量，因此合并了2010、2012、2013、2015、2017和2018年6年數(shù)據(jù)；第二，保留初婚有配偶樣本，并將初婚年齡為22歲以下的男性和20歲以下的女性樣本刪除；第三，保留20-44歲女性和22-44歲男性樣本；最后，刪除重要變量缺失值，最終得到有效樣本數(shù)為14014。

3.2 變量選取

3.2.1 被解釋變量選取

被解釋變量為生育孩子的數(shù)量。關(guān)于生育問題的研究，通常采用生育意愿和生育行為兩種指標(biāo)衡量但兩者存在較大的差別，為了更精確的了解人們實際生育孩子的情況一般采用生育行為進行研究[29]。其中，生育孩子的數(shù)量使用問卷中請問您分別有幾個子女（包括繼子繼女、養(yǎng)子養(yǎng)女在內(nèi)，包括已去世子女）？由于存在極端值，將生育4個以上孩子的替換為4。此外，為了進一步探究初婚年齡推遲對生育孩次的影響，還生成了是否不生孩子、生育一孩、二孩和三孩及以上的虛擬變量來分析初婚年齡對生育孩次的影響，作為異質(zhì)性分析的一部分。

3.2.2 解釋變量選取

解釋變量為初婚年齡，用初次結(jié)婚的年份減去出生年份得到。

3.2.3 控制變量

控制變量包括個人特征、家庭特征、出生隊列、調(diào)查省份和調(diào)查年份五個維度。其中，個體特征包括被訪者的受教育年限記為:未上學(xué)=0；小學(xué)=6；初中=9，高中、中專和技校=12，?？?15；本科 =16；研究生及以上=19；年齡為調(diào)查年份減去出生年份；民族類型是將少數(shù)民族賦值為1，漢族為0；宗教信仰是將有宗教信仰賦值為1，沒有為0；政治身份將黨員和民主黨派賦值為1表示有政治身份，其他為0表示沒有政治身份；健康狀況由受訪者自評健康的5級量表來衡量，“不健康”=1、“比較不健康”=2、“一般”=3、“比較健康”=4、“很健康”=5；有養(yǎng)老保險為1，否則為0；戶口為城鎮(zhèn)戶口包括藍印戶口、居民戶口和軍籍=1，否則為0；流動人口是由戶籍登記地在本鄉(xiāng)（鎮(zhèn)、街道）和在本縣（市、區(qū)）其他鄉(xiāng)（鎮(zhèn)、街道）則記為本地人為0，若戶籍登記地在本區(qū)/縣/縣級市以外則記為流動人口為1；個人年收入對數(shù)為個人年收入取對數(shù)。

家庭特征包括:配偶年齡為調(diào)查年份減去配偶出生年份；與父母同住為1，否則為0；父親受教育程度（小學(xué)及以下=0，初中=2，高中、中專和技校=3，?？?4；本科=5；研究生及以上=6）；自評家庭經(jīng)濟地位為問卷中問到的“您家的家庭經(jīng)濟狀況在所在地屬于哪一檔？”1.遠低于平均水平、2.低于平均水平、3.平均水平、4.高于平均水平、5.遠高于平均水平；家中房子的數(shù)量為問卷中問到的“您家現(xiàn)擁有幾套房子”；出生對列分為:1960-1969年出生的60后為1，1970-1979年出生的70后為2，1980-1989年出生的80后為3以及1990-2000年出生的90后和00后為4；調(diào)查地區(qū)包括:東部、西部和東部地區(qū)。此外，由于本文使用的是混合截面數(shù)據(jù)需要控制采訪年份，因此加入了受訪年份的虛擬變量。

3.3 統(tǒng)計性描述

為了初步判斷青年群體初婚年齡推遲對生育行為的影響，表1分別列出了全樣本和分男女的各變量統(tǒng)計性描述。首先從生孩子數(shù)量來看，青年群體平均生育孩子的數(shù)量為1.3個，并且青年男性比女性生育數(shù)量要少；從生育孩次來看，生育一個孩子的占比最高，生育三個及以上孩子的占比最低，生育二孩的占比僅次于生育一個孩子的占比?？梢婋m然青年群體婚后生育多孩的行為有所下降，但一個家庭至少生育一個孩子成為青年男女的主流選擇，但相比女性，不管生育數(shù)量還是生育孩次男性都低于女性，因此男性生育行為下降的現(xiàn)象更應(yīng)引起學(xué)界關(guān)注。其次，從初婚年齡來看，青年群體的平均初婚年齡為24.53歲，其中女性平均初婚年齡為23.67歲，男性為25.61歲，晚婚年齡以女性為24歲及以上、男性為26歲及以上計，青年男性和女性都有推遲結(jié)婚的趨勢。最后，本文所用控制變量也做了統(tǒng)計性描述（見表1）。

表1 主要變量統(tǒng)計性描述

3.4 模型設(shè)定

3.4.1 被解釋變量為生育孩子的數(shù)量

鑒于本文基準(zhǔn)回歸的因變量為實際生育孩子的數(shù)量，屬于計數(shù)數(shù)據(jù)，需要使用計數(shù)模型，計數(shù)模型包括泊松模型和負二項模型，當(dāng)被解釋變量的方差小于期望時一般采用負二項模型。由于本文因變量的方差小于期望，依據(jù)最大似然比檢驗判定選用泊松模型③③最大似然比檢驗（LR檢驗）顯示Prob＞=chibar2=1.000，接受不存在過度分散的原假設(shè)，使用泊松模型。?？紤]到實際生育孩子數(shù)據(jù)中零值占比較少，僅占8%，因此不考慮零膨脹泊松和零膨脹負二項回歸。泊松模型的具體設(shè)定如下:

其中，kidnumit表示個體i在調(diào)查年份t實際生育孩子的數(shù)量（取值0-4），marriageit表示個體i在調(diào)查年份t的初婚年齡，Xit表示個體i在調(diào)查年份t的控制變量，γit＞0為泊松達到率，表示時間發(fā)生的平均次數(shù)由解釋變量決定。

3.4.2 被解釋變量為是否生育孩子的孩次（二值變量）

將被解釋變量設(shè)為二值變量作為異質(zhì)性分析的一部分并構(gòu)建Probit模型，如（3）式所示:

當(dāng)f=0-3表示是否不生孩子、生一個孩子、生兩個孩子和生三個孩子的概率，其中P0it表示個體i在采訪年份t不生孩子的概率，不生孩子的概率；i=1時P1it表示個體i在采訪年份t生1個孩子的概率等等；marriagei表示個體i的初婚年齡④④由于不管采訪年份是哪一年，初婚年齡都是固定不變的值，故沒加下標(biāo)t。，X分別表示個人特征、家庭特征、出生隊列、調(diào)查地區(qū)和調(diào)查年份的控制變量，ε為隨機擾動項。

4 青年群體初婚年齡對生育影響的實證分析

4.1 基準(zhǔn)回歸

表2匯報了青年群體初婚年齡對生育行為影響的Poission模型回歸結(jié)果，并對泊松模型進行了擬合優(yōu)度的檢驗發(fā)現(xiàn)無論是Deviance擬合優(yōu)度檢驗還是Pearson擬合優(yōu)度檢驗p值都為1，即接受泊松模型擬合較好的原假設(shè)。列（1）-（3）分別是全樣本、青年女性和青年男性初婚年齡對生育孩子數(shù)量的分組回歸結(jié)果，列（4）-（6）分別是全樣本、青年女性和青年男性初婚年齡、初婚年齡的平方項與生育孩子數(shù)量的分組回歸結(jié)果，回歸結(jié)果顯示初婚年齡的平方項與生育孩子數(shù)量之間的關(guān)系不僅不顯著而且系數(shù)還為0，表明兩者不具有非線性關(guān)系。

注:表示P＜0.1，**表示P＜0.05，***表示P＜0.01；括號中為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

由列（1）-（3）回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，青年群體初婚年齡每推遲一年生育孩子的數(shù)量會顯著下降0.048個，其中青年女性初婚年齡每推遲一年生育孩子的數(shù)量會顯著下降0.044個，青年男性初婚年齡每推遲一年生育孩子數(shù)量會顯著下降0.052個，可見青年群體推遲結(jié)婚帶來的生育問題對男性影響比女性大，驗證了假設(shè)1。

個體特征變量的回歸結(jié)果顯示，從總體來看，女性群體、受教育年數(shù)增加、城市戶口、個人年收入增加、有養(yǎng)老保險都會顯著降低青年群體生育孩子的數(shù)量，受訪者年齡、少數(shù)民族、有宗教信仰和自我健康評價越高的群體會顯著增加生育孩子的數(shù)量；有政治身份和流動人口對生育行為并無顯著影響；分性別來看，受教育年數(shù)增加、城市戶口、自我健康評價越高和收入的增加會顯著降低女性生育孩子數(shù)量，但年齡、少數(shù)民族身份和有宗教信仰的女性會顯著增加生育孩子的數(shù)量，但有政治身份、流動人口、自評健康狀況和有養(yǎng)老保險對女性生育行為并無顯著影響；受教育年數(shù)增加、城市戶口和有養(yǎng)老保險會顯著降低男性生育孩子數(shù)量，但年齡和有宗教信仰的男性會顯著增加生育孩子的數(shù)量，但有政治身份、少數(shù)民族身份、健康、流動人口、自評健康狀況和個人年收入的增長對男性生育行為并無顯著影響。

在家庭特征中，從總體來看配偶年齡、父親教育程度、家庭自評經(jīng)濟狀況會顯著降低青年群體生育孩子的數(shù)量，與父母同住和房子數(shù)量增加會顯著提高青年群體生育孩子的數(shù)量，但家庭年收入對生育數(shù)量并無顯著影響；分性別來看，配偶年齡增加和家庭自評經(jīng)濟狀況會顯著降低女性生育孩子數(shù)量，與父母同住和家庭擁有房子數(shù)量的增加會顯著提高女性的生育行為，但父親教育程度和家庭收入對數(shù)增加對女性生育行為并無顯著影響；配偶年齡增加、父親教育程度的提高和家庭年收入的增加會顯著降低男性生育孩子數(shù)量，但房子數(shù)量的增加會顯著提高男性的生育行為，但與父母同住和家庭自評經(jīng)濟狀況對男性生育行為并無顯著影響。

從出生隊列來看，相比60后、70后和80后的生育數(shù)量是增加的，但90后的生育行為是下降的；從性別結(jié)構(gòu)看，無論是哪個年齡段的男性都比女性生育行為小，尤其是90后男性；從調(diào)查地區(qū)來看，經(jīng)濟越發(fā)達的地區(qū)生育行為下降的越多，并且無論哪個地區(qū)的男性都比女性下降的多，尤其是東部地區(qū)的男性；從調(diào)查年份來看，相比2010年，每年的生育數(shù)量都是上升的，并從2017年由負轉(zhuǎn)為正，說明我國生育政策的實施效果是顯著的，但無論哪一年男性生育行為小于女性。

4.2 機制分析

前文一系列分析表明青年群體初婚年齡推遲會顯著降低其生育行為，并且青年男性生育行為的下降大于青年女性，但是關(guān)于青年男女初婚年齡對生育行為的作用機制尚不明晰。為此，基于前文對初婚年齡與生育行為之間的機制梳理，本部分將從生育觀念和教育正向同質(zhì)婚配進行理論機制檢驗。表3使用中介效應(yīng)模型呈現(xiàn)了對上述作用機制的檢驗結(jié)果，中介效應(yīng)檢驗主要分為三步:

其中，X為初婚年齡，M為中介變量代表生育觀念和教育正向同質(zhì)婚配，Y為生育孩子數(shù)量，式（4）是初婚年齡對生育行為的基準(zhǔn)回歸，式（5）是初婚年齡對中介變量的影響，式（6）是在基準(zhǔn)模型下加入中介變量后的模型，若C’不顯著則存在完全中介效應(yīng)，即X是通過M對Y產(chǎn)生影響的，若不顯著則存在部分中介效應(yīng)。

4.2.1 生育觀念機制檢驗

目前學(xué)界比較一致的觀點是，中國傳統(tǒng)生育觀念存在強烈的生男偏好[30]。在某種程度上，中國人生孩子，不僅是夫妻兩在給自己尋找老有所依的歸宿，更重要的是為家庭和家族傳承香火[31]。據(jù)此，本文主要從“養(yǎng)孩防老”和“傳宗接代”兩方面測量傳統(tǒng)生育觀念。CGSS2010-2018中提供了 “您認為有子女的老人的養(yǎng)老主要應(yīng)該由誰負責(zé)？”將回答主要由子女負責(zé)的記為1，否則為0，將這一變量作為“養(yǎng)孩防老”觀念的測度指標(biāo)；將問卷中問到的“如果沒有政策限制，你想生幾個男孩？幾個女孩？”將想生男孩的數(shù)量與想生女孩的數(shù)量占比作為傳宗接代觀念的測度指標(biāo)，當(dāng)養(yǎng)老觀念和傳宗接代觀念越重越會提高生育行為。

表3（1）-（12）列分別考察了青年群體總樣本和分男女樣本三種情況下初婚年齡對“傳宗接代”、“養(yǎng)孩防老”生育觀念的影響。回歸結(jié)果顯示，無論是全樣本還是分性別樣本，初婚年齡推遲都會弱化青年群體“傳宗接代”和“養(yǎng)孩防老”觀念，并且初婚年齡對“養(yǎng)孩防老”觀念的削弱作用更大；加入中介變量后的回歸結(jié)果顯示初婚年齡對生育行為的負向影響是顯著的，說明存在部分中介效應(yīng)，從中介變量對生育行為的影響系數(shù)來看，傳宗接代和“養(yǎng)孩防老”觀念對生育行為的影響是正向顯著的，說明青年群體初婚年齡推遲會通過弱化傳宗接代和“養(yǎng)孩防老”觀念降低其生育行為；從初婚年齡對生育行為的回歸系數(shù)來看，由于青年女性的回歸系數(shù)差異不大但青年男性的回歸系數(shù)稍有變大，說明青年男性婚姻推遲對生育觀念的弱化作用引致的生育行為下降比女性更大，驗證了假設(shè)2。

表3 生育觀念機制

4.2.2 婚姻匹配:對假設(shè)3檢驗

青年群體推遲結(jié)婚的重要原因是教育水平的提高[32]，已有研究驗證了教育會對生育產(chǎn)生負向影響[25][33]，那么推遲結(jié)婚是否會通過夫妻雙方教育正向同質(zhì)婚配概率的提高對生育行為產(chǎn)生負向影響呢？因此將教育正向同質(zhì)婚配作為中介變量進行檢驗。教育正向同質(zhì)婚配使用夫妻雙方的受教育水平進行匹配，若丈夫教育大于等于妻子并且教育水平為?？埔陨系馁x值為1，否則為0，生成正向同質(zhì)婚配變量。表4（1）-（9）列分別考察了青年群體總樣本和分男女樣本三種情況下的中介效應(yīng)回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)無論是全樣本還是分性別樣本，初婚年齡推遲都顯著提高了教育正向同質(zhì)婚配的概率，教育正向同質(zhì)婚配會顯著降低生育行為，并且加入中介變量后的回歸結(jié)果顯示初婚年齡對生育行為的負向影響是顯著，說明存在部分中介效應(yīng)，表明青年群體初婚年齡推遲是通過教育正向同質(zhì)婚配抑制生育行為的，但女性樣本中教育正向同質(zhì)婚配對生育行為的影響不顯著，說明青年男性是通過教育正向同質(zhì)婚配降低生育行為的，驗證了假設(shè)3。

表4 教育正向同質(zhì)婚配機制

4.3 內(nèi)生性

產(chǎn)生內(nèi)生性的來源有遺漏重要解釋變量、樣本自選擇和反向因果。本文的研究中，由于在中國生育行為一般都是發(fā)生在結(jié)婚之后，即結(jié)婚在前生育在后，因此不存在反向因果關(guān)系的內(nèi)生性問題。然而生育行為是多重因素共同作用的結(jié)果，對于模型中未考慮的一些無法測變量（比如，房價、獨生子女等數(shù)據(jù)庫缺失這些數(shù)據(jù)）會造成遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。

為克服潛在的內(nèi)生性問題造成估計結(jié)果偏誤，本文采用《中國社會統(tǒng)計年鑒》中1949-2019年中國人口性別比數(shù)據(jù)，與CGSS數(shù)據(jù)中初婚年份進行匹配，得到受訪者初次結(jié)婚年份的人口性別比作為工具變量。從相關(guān)性角度看，由于性別比失衡導(dǎo)致了大齡未婚人群的增加在農(nóng)村屢見不鮮[34]，那么何時結(jié)婚與人口性別比具有強相關(guān)關(guān)系，并且何時結(jié)婚決定了人們的初婚年齡，也就是說初婚年齡與結(jié)婚當(dāng)年的人口性別比相關(guān)，滿足了相關(guān)性假設(shè)。從外生性假設(shè)看，初次結(jié)婚那年的人口性別比屬于宏觀歷史性事件和隨機事件，對微觀青年個體的生育行為不會產(chǎn)生直接影響，滿足外生性假設(shè)。

表5匯報了泊松模型工具變量估計結(jié)果，列（1）-（3）對應(yīng)工具變量法第一階段回歸結(jié)果，列（4）-（6）是使用IVPoisson模型采用控制函數(shù)法估計的第二階段回歸結(jié)果。列（1）-（3）回歸結(jié)果顯示，性別比的上升顯著降低了青年群體的初婚年齡，尤其會更多的降低青年女性的初婚年齡，其中“/c_初婚年齡”是用來檢驗工具變量與內(nèi)生變量的相關(guān)性，若p值大于0.05表示工具變量滿足相關(guān)性假設(shè)，由于第一階段的“/c_初婚年齡”的p值都大于0.05，所以人口性別比這一工具變量通過相關(guān)性檢驗；（4）-（6）列是使用IVPoisson模型采用控制函數(shù)法估計的回歸結(jié)果，青年群體初婚年齡每推遲一年，生育孩子的數(shù)量會顯著下降0.201個，其中女性生育孩子的數(shù)量下降0.162個，男性生育孩子的數(shù)量下降0.242個，并且男性生育孩子的下降程度遠大于女性。此外，與基準(zhǔn)回歸相比，工具變量回歸結(jié)果的系數(shù)大小高于基準(zhǔn)回歸結(jié)果，這反映出在控制初婚年齡內(nèi)生性問題后，初婚年齡對生育行為的負向影響更大。

表5 青年群體初婚年齡對生育孩子數(shù)量的IVPoisson回歸（控制函數(shù)法）

5 異質(zhì)性分析

5.1 不同戶口的異質(zhì)性分析

考慮到城市戶籍青年群體相比農(nóng)村戶籍青年擁有更加開放和更加包容的婚姻觀念和生育觀念因此更可能加入晚婚和晚育的行列，而農(nóng)村戶籍青年由于受傳統(tǒng)婚姻觀念的影響更可能按部就班完成婚姻、生育大事，故本部分按戶籍分類分別研究青年群體初婚年齡對生育行為的影響。表6分別討論了城市戶籍和農(nóng)村戶籍條件下，青年群體、男性和女性初婚年齡對生育行為的IVPoisson估計，結(jié)果顯示城市戶籍的青年群體生育行為下降的更多，并且城市男青年婚姻推遲對生育行為的削弱作用最大，農(nóng)村戶籍女性晚婚對生育行為的抑制作用最小。

表6 不同戶籍的生育行為異質(zhì)性分析：IVPoisson估計

5.2 不同生育孩次分析

據(jù)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，從生育的孩次分布看，婦女高孩次生育明顯下降⑤⑤國家統(tǒng)計局人口司.統(tǒng)籌人口發(fā)展戰(zhàn)略實現(xiàn)人口均衡發(fā)展——改革開放40年經(jīng)濟社會發(fā)展成就系列報告之二十一[DB],2018-09-18.，可見青年群體婚姻推遲不僅影響生育孩子的數(shù)量還影響生育孩次的概率，為了進一步探究初婚年齡推遲對各生育孩次的影響，本部分將生育孩子的數(shù)量生成生育孩子數(shù)量為0、1、2以及3孩及以上（多孩）的虛擬變量。

表7分別考察了青年群體總樣本和分男女樣本三種情況下，解決內(nèi)生性問題后初婚年齡對各生育孩次的IVPoisson估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)無論是全樣本還是分男女樣本初婚年齡推遲都顯著提高了不生孩子的概率，并且男性不生孩子的概率顯著大于女性；其次從生育一個孩子、二孩和多孩的分組回歸結(jié)果顯示，雖然總體來看初婚年齡推遲顯著降低了生育一孩、二孩和多孩的概率，尤其降低了生育多孩的概率，并且青年男性不生一孩、二孩和多孩的概率顯著大于女性。這可能是由于青年男性傳統(tǒng)生育觀念弱化引起的，因為多數(shù)家庭決定生育二胎的原因是一胎是女孩，現(xiàn)在由于生男偏好的削弱導(dǎo)致生育二孩甚至生育三孩的行為下降了，加之當(dāng)夫妻之間的生育意愿一致時，生育意愿與生育行為之間存在正向關(guān)系，當(dāng)夫妻之間生育意愿不一致時，男性的生育意愿主導(dǎo)家庭的生育行為[19]，因此產(chǎn)生了青年男性各生育孩次的概率都低于女性。

表7 生育不同孩次的異質(zhì)性分析：IVProbit估計

5.3 不同出生年代異質(zhì)性分析

考慮到不同出生年代的青年群體其生長的社會大環(huán)境不同，那么不同出生隊列的青年男女接觸到的相應(yīng)社會上流行的婚育觀念不同，加之在不同出生隊列條件下國家出臺的生育政策不同，會對生育決策產(chǎn)生不同的影響，表8是按出生年代分組的初婚年齡對生育行為的IVPoisson估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)80后和90后組的青年群體婚姻推遲會顯著降低其生育行為，并且顯著降低80后和90后男性的生育行為，但對60后和70后組的影響不顯著。這可能是因為80后和90后生長在改革開放后的時代，經(jīng)歷了較快的經(jīng)濟發(fā)展階段、較快的生活節(jié)奏和受較前衛(wèi)現(xiàn)代化婚育觀念的影響，對其婚育行為產(chǎn)生了一定的沖擊作用。

表8 不同出生年代的異質(zhì)性分析：IVPoisson估計

6 主要結(jié)論與政策啟示

由于現(xiàn)有研究談及生育問題主要關(guān)注女性，鮮有研究對男性生育行為的討論，考慮到是否生育是夫妻雙方共同的決定，從而男性的生育行為也是一個值得研究的問題。基于此本文使用CGSS2010、2012、2013、2015、2017和2018年數(shù)據(jù)分析了青年男女初婚年齡對生育行為的影響及作用機制并得到如下研究結(jié)論:

第一，青年群體初婚年齡推遲會降低生育孩子的數(shù)量，但青年男性推遲結(jié)婚對生育行為的負向影響大于女性，使用性別比作為工具變量解決遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題后，顯著性不變系數(shù)變大，說明對生育行為下降的研究青年男性生育行為下降也應(yīng)引起相關(guān)部門的重視。

第二，從生育觀念和教育正向同質(zhì)婚婚配視角進行機制分析發(fā)現(xiàn)，青年群體晚婚引起的生育觀念弱化和教育正向同質(zhì)婚配概率提高是導(dǎo)致生育行為下降的重要原因。首先，隨著初婚年齡的提高人們淡化了“傳宗接代”和“養(yǎng)孩防老”的生育觀念，從而削弱了人們的生育行為；其次，隨著高校擴招政策的實施，男女的受教育差距在縮小，在婚姻市場上男性已開始根據(jù)變化了的環(huán)境調(diào)整自己的配偶選擇，男性開始接受學(xué)歷比自己的高的配偶[28]，也就是說初婚年齡推遲會通過婚姻匹配的作用提高男性匹配到一個大于等于自己學(xué)歷的配偶，在女性教育水平提高對生育行為的抑制作用和男性生育觀念的弱化下，最后當(dāng)夫妻之間的生育意愿一致時，生育意愿與生育行為之間存在正向關(guān)系，當(dāng)夫妻之間生育意愿不一致時，男性的生育意愿主導(dǎo)家庭的生育行為[19]，因此產(chǎn)生了青年男性生育行為低于女性。

第三，考慮到國家“三孩”生育政策的放開進一步討論了青年群體初婚年齡與生育不同孩次的異質(zhì)性，接著鑒于不同出生隊列、不同戶籍的青年男女其接受的婚育觀念不同，也會對生育行為產(chǎn)生不同的影響。研究發(fā)現(xiàn)，從不同戶籍來看，城市戶籍青年推遲結(jié)婚對生育行為的抑制作用大于農(nóng)村戶籍，并且城市戶籍男性晚婚對生育行為的抑制作用最大，農(nóng)村女性晚婚對生育行為的抑制作用最??；從出生隊列來看，80后和90后晚婚對生育行為的抑制作用最大，并且80后和90后男性晚婚對生育行為下降程度大于80后90后女性；青年群體婚姻推遲會顯著降低各生育孩次的概率并且降低程度依次增加，而且還發(fā)現(xiàn)青年男性各生育孩次的降低程度大于女性。

鑒于本文理論分析和實證檢驗的主要結(jié)論，提出以下政策建議:第一，適度引導(dǎo)和宣傳青年男女的婚育觀念避免過于晚婚，必要時政府可適當(dāng)降低初婚年齡以緩解生育行為下降的趨勢；第二，在晚婚晚育的背景下，未婚青年男女要利用好各大相親平臺和親戚之間的社會關(guān)系避免晚婚，因為有研究表明親友網(wǎng)絡(luò)可以顯著縮短初婚年齡[35]；第三，隨著女性青年群體受教育水平的提高延長了在校的時間進而推遲了婚育年齡，因此對于在校適齡青年學(xué)校應(yīng)鼓勵在校期間結(jié)婚和生孩子，必要時學(xué)?？商峁┓蚱匏奚釣樵谛Ｇ嗄昴信鉀Q住房問題?？傊?，在總和生育率下降的背景下，只有動員好青年群體的力量才能緩解生育行為下降的局面，才能達到生育政策的調(diào)整目標(biāo)。