邊 恕，紀曉晨

（遼寧大學公共管理學院，遼寧 沈陽 110036）

一、問題的提出

進入21 世紀，中國人口問題已經(jīng)從解決人口過快增長轉變?yōu)檫M一步優(yōu)化人口結構。人口老齡化、少子化已然成為現(xiàn)階段中國社會經(jīng)濟發(fā)展的“灰犀牛”。黨的二十大報告指出，優(yōu)化人口發(fā)展戰(zhàn)略，建立生育支持政策體系。中共中央、國務院印發(fā)的《關于優(yōu)化生育政策促進人口長期均衡發(fā)展的決定》提出，促進生育政策與相關經(jīng)濟社會政策同向發(fā)力，有利于滿足更多家庭的生育意愿。由此可見，從經(jīng)濟、社會多維度政策出發(fā)，合力提升生育意愿是科學應對人口老齡化的有效手段。從已有研究來看，社會資本作為一種對生育的非正式保障機制，對傳統(tǒng)生育政策和保障機制可以起到有效補充作用。一方面，社會資本有幫助適齡群體承擔生育成本的作用［1］；另一方面，社會資本有風險分擔功能，可以分擔生育給適齡群體就業(yè)、家庭穩(wěn)定帶來的風險。從老齡化進程較早的歐洲來看，Balbo 等［2］認為，通過政策舉措提升家庭的社會資本對適齡群體生育意愿有積極影響，但個人對社會資本的獲取和動員往往受其社會經(jīng)濟地位的影響。不同社會經(jīng)濟地位下個體的社會網(wǎng)絡廣度和層級不同，所能獲取和動員的社會資本數(shù)量也不同。那么，從社會政策角度來看，社會資本對適齡群體生育意愿的影響是怎樣的？不同社會經(jīng)濟地位條件下，社會資本對適齡群體生育意愿的影響是否存在異質性效應？

與本文相關的已有研究成果可歸納為兩類：第一類是從非正式保障機制探討社會資本對適齡群體生育意愿的影響。徐萌娜和王明琳［1］認為，通過親屬等強關系獲取的社會資本對女性的生育意愿有顯著正向影響，社會資本預期更高的女性有更強的生育意愿。Balbo等［2］發(fā)現(xiàn)，在法國和德國等國家，如果沒有社會資本充當非正式保障，適齡群體的生育意愿會降低。第二類是探討社會經(jīng)濟地位對適齡群體生育意愿的影響。Clark 和Cummins［3］認為，社會經(jīng)濟地位對生育意愿的影響是正向的，高社會經(jīng)濟地位的個體擁有高生育率。Yong 等［4］則通過新加坡的樣本數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，個體對高社會經(jīng)濟地位的預期將帶來高生育意愿。方長春和陳友華［5］基于中國的相關調查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，社會經(jīng)濟地位對適齡群體生育意愿的影響可能呈U型關系，社會經(jīng)濟地位較高者和較低者有較高的生育意愿。已有研究從非正式保障視角初步分析了社會資本對生育意愿的影響，但尚未關注不同社會經(jīng)濟地位下社會資本對生育意愿的影響。

本文基于中國綜合社會調查（CGSS）2017 年數(shù)據(jù)，采用泊松模型研究社會資本對適齡群體生育意愿的影響。本文的邊際貢獻主要有：其一，將社會經(jīng)濟地位引入社會資本對生育意愿的影響中，分析不同社會經(jīng)濟地位下社會資本對個體生育意愿的異質性效應，拓展了有關生育意愿研究的文獻，并提供了經(jīng)驗證據(jù)。其二，在當前應對人口老齡化、建設生育友好型社會的背景下，本文的研究結論為提升適齡群體生育意愿提供了新思路，對更加精準地制定和實施不同社會經(jīng)濟地位下適齡群體的生育政策具有啟示意義。

二、理論分析與研究假設

（一）社會資本與生育意愿

生育意愿是出于個人或家庭對子女的偏好、考慮到各種限制條件后的生育愿望表達，包括期望生育的子女數(shù)量、性別、生育時間和間隔等多個維度［6］。20 世紀60 年代開始，隨著社會經(jīng)濟發(fā)展和“嬰兒潮”的結束，主要發(fā)達國家都經(jīng)歷了低生育意愿、低生育率的轉變期。這一時期生育意愿較低被認為是低生育率的重要原因。陳衛(wèi)和靳永愛［7］認為，生育意愿雖然與實際生育率存在差異，但對其具有預測作用。鄭真真［8］認為，生育意愿與實際生育率之間的差異是生育政策的機會窗口。因而，有關生育意愿的研究成為低生育率治理政策研究的重要方向之一。

社會資本最早由Hanifan［9］提出，他將社會資本運用于鄉(xiāng)村學校社區(qū)中心的研究，解釋了社區(qū)參與對提高學校教育水平的重要性。Coleman［10］從社會功能角度認為，社會資本為社會結構內的個體提供行動便利。Putnam［11］從宏觀視角認為，社會資本指社會組織的某種特征可以通過促進合作而提高社會效率，如信任、規(guī)范和網(wǎng)絡。林南［12］從微觀視角認為，社會資本是行動者獲取和使用的嵌入在社會網(wǎng)絡中的資源。本文研究的社會資本側重于微觀視角，因而采用林南［12］關于社會資本的定義。社會資本代表嵌入社會關系中的資源，是無形的，只能通過相應特征進行表征。根據(jù)Stone［13］的研究，本文將社會資本分為以主觀信任表征的認知型社會資本和以客觀社會網(wǎng)絡表征的結構型社會資本。其中，信任是個體之間建立社會關系乃至構建社會網(wǎng)絡、獲取社會資源的主觀前提。個體越信任他人，就越愿意建立社會關系獲取社會資本；社會網(wǎng)絡則決定了個體獲取社會資源的多少，個體社會網(wǎng)絡規(guī)模越大，獲取社會資本的機會和數(shù)量就越多。

基于社會網(wǎng)絡個體之間的互惠機制，社會資本對生育意愿產(chǎn)生影響。個體通過社會網(wǎng)絡獲取社會資本，通過社會資本的工具性和情感性支持分擔其生育成本，對自身生育意愿產(chǎn)生正向影響。認知型社會資本主要通過對社會的信任來衡量。認知型社會資本增加，有助于提高個體對社會行為準則和道德的認知度，推動社會關系形成，增加對嵌入社會網(wǎng)絡的社會資源的獲取能力和意愿。認知型社會資本越多，個體利用間接的社會關系和社會資源的能力就越強，更便于獲取這些資源分擔生育成本，提升生育意愿。結構型社會資本通過社會關系來衡量。結構型社會資本較多，意味著個體調動社會網(wǎng)絡中的社會資源渠道較廣、能力較強，能夠為適齡群體生育提供互惠支持，分擔生育成本，進而有利于提升生育意愿。來源于親屬強關系的結構型社會資本對女性尤為重要，有助于分擔女性的養(yǎng)育成本，促進女性的勞動參與，對其生育意愿產(chǎn)生積極影響。

（二）社會經(jīng)濟地位與生育意愿

社會經(jīng)濟地位是指絕大多數(shù)人對某個人或群體的社會、經(jīng)濟等綜合性價值評價［14］。個體通過社會資本分擔生育成本，影響其生育意愿。而個體社會經(jīng)濟地位對其使用社會資本的能力和意愿形成限制，進而影響社會資本對生育意愿的影響。一方面，社會經(jīng)濟地位會影響個體的社會認知觀念，進而影響其認知型社會資本。Dribe等［15］認為，生育觀念的改變往往隨著社會經(jīng)濟地位從高到低不斷擴散，當足以影響生育意愿的觀念出現(xiàn)時，高社會經(jīng)濟地位個體往往首先接受并改變自己的生育意愿和決策，隨后是中社會經(jīng)濟地位個體，最后是低社會經(jīng)濟地位個體。2013 年以來，中國經(jīng)歷從“單獨二孩”到“全面二孩”的政策調整，社會群體對此會產(chǎn)生提升生育意愿的政策預期和生育觀念認知。而這種認知隨著社會經(jīng)濟地位不同，其擴散速度也不同。另一方面，社會經(jīng)濟地位會影響個體社會網(wǎng)絡中的資源，進而影響個體的結構型社會資本。

社會經(jīng)濟地位具體通過地位效應和結構相依效應影響社會資本對個體生育意愿的影響。地位效應主要表現(xiàn)在社會經(jīng)濟地位較高的個體獲取社會資本的可能性更強。一方面，存在結構優(yōu)勢，社會經(jīng)濟地位較高的個體有能力利用地位優(yōu)勢建立更多的社會關系，進而獲取社會資本的可能性更強；反之，亦反。另一方面，存在同質優(yōu)勢，社會經(jīng)濟地位相似的個體往往具有趨同的社會認知，因而相同社會經(jīng)濟地位的個體之間更可能建立社會關系。

結構相依效應基于林南［12］提出的結構相依理論，對于社會層級結構頂部和底部的個體而言，他們通過社會網(wǎng)絡獲取和使用社會資本的能力和意愿受到結構限制。高社會經(jīng)濟地位的個體受社會結構頂部限制，無法向上延伸社會關系，獲取社會資本的范圍受到抑制，且其很少有意愿向下延伸社會關系使用社會資本。相對地，低社會經(jīng)濟地位的個體受社會結構底部限制，無法向下延伸社會關系，其向上獲取社會資本的可能性也受到限制。而中社會經(jīng)濟地位的個體不受社會結構限制，可以向上和向下獲取社會資本，也有意愿和激勵向上和向下延伸社會關系。

但這一影響出現(xiàn)的前提是社會經(jīng)濟地位的分層。具體到中國的社會經(jīng)濟地位分層情況，李強［16］認為，由于城鄉(xiāng)二元結構差異十分突出，中國城鎮(zhèn)和農村的社會經(jīng)濟地位分布形成了兩種截然不同的結構。城鎮(zhèn)的結構趨向層級人數(shù)較為均衡的“橄欖型”社會層級，分層較為明顯；而農村的結構趨向于“倒丁字型”社會層級，底層個體數(shù)量占絕大多數(shù)，中層和頂層人數(shù)極少，分層并不明顯。因此，一方面，社會資本對生育意愿的影響可能會因城鄉(xiāng)差異而產(chǎn)生異質性效應；另一方面，社會資本對生育意愿的影響可能會因城鎮(zhèn)不同社會經(jīng)濟地位差異而產(chǎn)生異質性效應。

綜上所述，認知型社會資本和結構型社會資本通過分擔生育成本對生育意愿產(chǎn)生積極影響。由此，筆者提出如下假設：

H1：認知型社會資本對個體生育意愿有顯著提升作用。

H2：結構型社會資本對個體生育意愿有顯著提升作用。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來源于中國綜合社會調查（CGSS）2017 年數(shù)據(jù)。中國綜合社會調查遵照國際標準，自2003 年起，每年對全國各地10 000 多戶家庭進行抽樣調查。2017 年共完成有效樣本12 582 份。本文根據(jù)研究需要，選取年齡大于等于18 歲，小于等于50 歲的樣本作為適齡樣本，并刪除自評社會經(jīng)濟地位或職業(yè)等指標缺失的樣本，最終得到的樣本觀測值為7 483。

（二）變量選取與定義

1.被解釋變量：生育意愿（childnum）

選取預期生育孩子數(shù)量來衡量，具體根據(jù)CGSS2017 年數(shù)據(jù)中“如果沒有政策限制的話，您希望有幾個孩子”問題的答案來衡量。

2.解釋變量：社會資本（scapital）

本文參照Stone［13］與崔巍［17］的做法，將社會資本分為認知型社會資本（cogcap）和結構型社會資本（strcap）。本文參照崔?。?7］與高虹和陸銘［18］的做法，選取對他人的信任程度作為認知型社會資本的表征，具體根據(jù)CGSS2017 年數(shù)據(jù)中“總的來說，您同不同意在這個社會上，絕大多數(shù)人都是可以信任的？”問題的答案來衡量。該問題答案依次序為1—5：1 為“非常不同意”，5 為“非常同意”。本文根據(jù)徐萌娜和王明琳［1］的做法，將“非常不同意”“比較不同意”“說不上同意不同意”賦值為0，“比較同意”“非常同意”賦值為1。由于社交頻率決定了社會網(wǎng)絡的規(guī)模，本文參考胡榮和黃倩雯［19］的做法，選取社交頻繁程度作為結構型社會資本的表征，具體根據(jù)CGSS2017 年數(shù)據(jù)中“過去的一年中，您是否經(jīng)常在您的空閑時間做下面的事情（社交/串門）？”問題的答案來衡量，該問題答案依次為1—5：1為“從不”，5為“非常頻繁”。

3.控制變量

個體層面的因素包括：性別（gen），男性取值為1，女性取值為0；年齡（age），以觀測年份與出生年份的差值衡量；受教育程度（edu），沒有受過任何教育取值為0，小學取值為1，初中取值為2，高中取值為3，大專取值為4，本科取值為5，研究生以上取值為6；健康（health），以個體自評健康狀況衡量，很不健康取值為1，比較不健康取值為2，一般取值為3，比較健康取值為4，很健康取值為5；婚姻（mar），未婚取值為0，其他取值為1；戶口（hukou），農業(yè)戶口取值為1，非農業(yè)戶口取值為0；父親受教育程度（fa_edu），父親沒受過任何教育取值為0，小學取值為1，初中取值為2，高中取值為3，大專取值為4，本科取值為5，研究生以上取值為6；母親受教育程度（mo_edu），母親沒受過任何教育取值為0，小學取值為1，初中取值為2，高中取值為3，大專取值為4，本科取值為5，研究生以上取值為6。家庭層面的因素包括：家庭年收入（lninc），以個體全年家庭總收入的自然對數(shù)衡量，并進行1%的Winsorize 處理；住房面積（house），以個體住房套內建筑面積衡量，并進行1%的Winsorize 處理；家庭人口規(guī)模（size），以個體家庭住在一起的人數(shù)衡量。社會層面的因素包括：養(yǎng)老保險狀況（oldins），參與養(yǎng)老保險取值為1，否則取值為0；醫(yī)療保險狀況（medins），參與醫(yī)療保險取值為1，否則取值為0。變量的描述性統(tǒng)計結果如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

（三）模型設定

本文被解釋變量生育意愿由“如果沒有政策限制的話，您希望有幾個孩子”來衡量。這是一個非負的離散型隨機變量，不符合正態(tài)分布。因此，需要選擇采用泊松回歸或負二項回歸方法進行估計。若樣本數(shù)據(jù)條件方差不存在過度分散，采用泊松回歸；否則采用負二項回歸。本文對樣本數(shù)據(jù)條件方差是否存在過度分散進行似然比檢驗，原假設為不存在過度分散。結果似然比檢驗P值等于1.000，無法拒絕原假設。因此，本文設定泊松模型如下：

其中，i 表示個體；childnum 表示生育意愿；scapital 表示社會資本，包括認知型社會資本（cogcap）和結構型社會資本（strcap）；X 表示上述一系列控制變量；c 表示省份固定效應；ξ 表示隨機擾動項。考慮到同一省份個體隨機擾動項可能潛在相關，標準誤聚類到省份層面。

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

表2是本文的基準回歸結果，列（1）和列（2）僅控制省份效應，列（3）和列（4）加入控制變量進行回歸。從列（3）和列（4）的結果可以看出，認知型社會資本和結構型社會資本均對適齡群體生育意愿有顯著提升作用。給定其他條件，信任他人的適齡群體生育意愿是不信任他人的適齡群體的1.049 倍；給定其他條件，結構型社會資本每增加1 個單位，適齡群體生育意愿將提升1.012 倍。這說明適齡群體越信任他人，越愿意建立社會關系來獲取社會資本，從而提升其生育意愿；與他人的互動越頻繁，社會關系越廣泛，越能提升其生育意愿。該結果與Di Giulio等［20］與徐萌娜和王明琳［1］的分析結果基本一致，H1和H2得以驗證。

表2 基準回歸結果

（二）內生性問題

首先，認知型社會資本對生育意愿的影響會產(chǎn)生內生性。本文以個體對社會上大多數(shù)人的信任來代表認知型社會資本，但個體對大多數(shù)人的信任有可能不能完全反映對社會網(wǎng)絡中所有個體的信任程度，進而存在測量誤差，產(chǎn)生內生性。因此，本文在進行基準回歸估計后，采用工具變量法對模型重新進行估計?；诂F(xiàn)有研究，本文選取工具性利益評估作為信任的工具變量。Coleman［10］認為，基于對他人工具性利益評估可以產(chǎn)生信任。當信任者從被信任者身上得益可能性與損失可能性之比較高，信任者就會產(chǎn)生信任行為。而這種工具性利益評估與生育孩子數(shù)量關系不大，本文以CGSS2017 年問卷中“您認為，如果有機會別人就會占您便宜，還是盡量做到公平”的回答衡量工具性利益評估（benass）。該問題回答依次序為1—4：1為“總想占您便宜”，2為“大多數(shù)時候總想占便宜”，3為“大多數(shù)時候盡量做到公平”，4為“總是盡量做到公平”。本文設定工具性利益評估二值變量作為工具變量，0 為“總想占便宜”“大多數(shù)時候總想占便宜”，1為“大多數(shù)時候盡量做到公平”“總是盡量做到公平”。

其次，本文以社交頻繁程度衡量結構型社會資本，但具有生育意愿的女性可能由于生育共識結識到相同備孕期的女性而進行社交，拓展社會網(wǎng)絡，影響社會資本，帶來反向因果?；诖?，本文選擇2016—2017 年各省份年均降水量增長率（rainfr）作為工具變量對結構型社會資本進行估計。筆者認為，CGSS2017年問卷中有關數(shù)據(jù)的搜集期間是2016—2017年，而年均降水量增長率反映了該時段該省份的天氣變化，它在一定程度上對外出社交頻繁程度產(chǎn)生影響，但又對個體生育意愿幾乎沒有影響。各省份年均降水量增長率數(shù)據(jù)來源于2017—2018 年《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》及作者計算。

最后，母親或父親的背景變量也可能影響子女的社會資本和生育意愿?；诖?，本文選擇父親和母親的受教育程度作為控制變量，但限于所掌握的數(shù)據(jù)缺少父母收入等背景情況，可能仍無法完全排除遺漏變量產(chǎn)生的偏誤。

為了避免弱工具變量對研究結果的影響，本文采用對弱工具變量不敏感的控制函數(shù)法對模型進行估計。工具變量的回歸結果顯示，認知型社會資本和結構型社會資本均仍對生育意愿具有顯著提升作用，說明本文的基準回歸結果是穩(wěn)健的，具體如表3所示。

表3 工具變量的回歸結果

（三）穩(wěn)健性檢驗① 穩(wěn)健性檢驗結果未在正文中列出，留存?zhèn)渌鳌?/h3>

1.替換解釋變量

為了避免社會資本指標衡量不精準，本文選用社會關系、社會信任和是否加入社會組織等指標，采用因子分析法計算出主要因子衡量總體社會資本（gencap），KMO檢驗值為0.761，說明因子分析結果較好。以主要因子代替認知型社會資本和結構型社會資本作為解釋變量，并采用泊松模型進行回歸作為穩(wěn)健性檢驗。替換解釋變量后的回歸結果顯示，社會資本對生育意愿的影響依然顯著為正，表明本文基準回歸結果是穩(wěn)健的。

2.替換被解釋變量和估計模型

本文以是否愿意生育孩子作為被解釋變量，分別以認知型社會資本、結構型社會資本和總體社會資本為解釋變量進行Probit 估計作為穩(wěn)健性檢驗。以CGSS2017 年中“如果沒有政策限制的話，您希望有幾個孩子”問題的答案數(shù)據(jù)構造二值變量生育意愿（borntent）。若答案為0，則認為受訪人不愿意生育，生育意愿取值為0；若答案大于0，則認為受訪人愿意生育，生育意愿取值為1。替換被解釋變量和估計模型后的回歸結果顯示，社會資本對生育意愿的影響依然顯著為正，表明本文的基準回歸結果是穩(wěn)健的。

（四）異質性分析

1.城鄉(xiāng)差異

根據(jù)上文分析，不同社會經(jīng)濟地位的個體獲取社會資本狀況不同，而基于城鎮(zhèn)和農村社會經(jīng)濟地位分布不同的事實，對于處于城鎮(zhèn)和農村的個體而言，其社會資本對生育意愿的提升作用有可能存在異質性效應。本文將總樣本劃分為城鎮(zhèn)樣本和農村樣本，進行分組回歸，并采用似不相關回歸方式檢驗組間效應，結果如表4所示。

表4 城鄉(xiāng)的異質性分析

表4列（1）和列（2）反映了認知型社會資本對城鄉(xiāng)適齡群體生育意愿影響的差異，組間效應檢驗的經(jīng)驗P 值在5%的水平上顯著。認知型社會資本對城鄉(xiāng)適齡群體生育意愿均有顯著提升作用，城鎮(zhèn)樣本中信任他人的適齡群體的生育意愿是不信任他人的適齡群體的1.068 倍，農村樣本中信任他人的適齡群體的生育意愿是不信任他人的適齡群體的1.015 倍。這說明認知型社會資本對城鄉(xiāng)適齡群體生育意愿的影響有異質性效應，相較農村適齡群體，認知型社會資本對城鎮(zhèn)適齡群體生育意愿的提升作用更明顯。

表4列（3）和列（4）反映了結構型社會資本對城鄉(xiāng)適齡群體生育意愿影響的差異，組間效應檢驗P 值在5%的水平上顯著。結構型社會資本對城鄉(xiāng)適齡群體生育意愿均有顯著提升作用，城鎮(zhèn)適齡群體結構型社會資本每增加1 單位，其生育意愿提升為原來的1.016 倍；農村適齡群體結構型社會資本每增加1 單位，其生育意愿提升為原來的1.008 倍。這說明結構型社會資本對城鄉(xiāng)適齡群體生育意愿的影響具有異質性效應，相較農村適齡群體，結構型社會資本對城鎮(zhèn)適齡群體生育意愿的提升作用更明顯。

城鎮(zhèn)和農村社會經(jīng)濟地位分布不同，決定了個體獲取和動員社會資本的狀況不同，進而社會資本對生育意愿的提升作用也有差異。城鎮(zhèn)社會經(jīng)濟地位分布趨向層級人數(shù)較為均衡的“橄欖型”社會層級，分層較為明顯，城鎮(zhèn)個體有意愿和能力獲取相對優(yōu)質和差異化的社會資本，相對有效地提升其生育意愿。而農村社會經(jīng)濟地位分布趨向“倒丁字型”社會層級，農村個體的社會認知和社會關系較為趨同，相對而言難以獲取相對優(yōu)質和差異化的社會資本。

2.城鎮(zhèn)樣本下不同社會經(jīng)濟地位差異

由于農村樣本的社會經(jīng)濟地位差異不大，不同社會經(jīng)濟地位條件下社會資本對生育意愿影響的異質性不明顯。本文針對城鎮(zhèn)樣本下社會資本對不同社會經(jīng)濟地位群體生育意愿的影響進行研究。本文參考李強［16］的做法，選取被訪者的社會經(jīng)濟地位指數(shù)衡量社會經(jīng)濟地位。CGSS2017年提供了被訪者的職業(yè)信息ISCO2008編碼，本文根據(jù)Choi［21］的方法，將被訪者職業(yè)信息編碼轉換為社會經(jīng)濟地位指數(shù)。本文基于城鎮(zhèn)樣本社會經(jīng)濟地位指數(shù)的三分位數(shù)進行分組，將樣本分為低社會經(jīng)濟地位、中社會經(jīng)濟地位和高社會經(jīng)濟地位組。然后分別對各組進行估計，并采用似不相關回歸方式檢驗各組的組間效應差異是否顯著，其中相關的T檢驗選項選擇分別單獨檢驗每個假設形式，結果如表5所示。

表5 城鎮(zhèn)樣本下不同社會經(jīng)濟地位的異質性分析

表5列（1）—列（3）反映了認知型社會資本對城鎮(zhèn)不同社會經(jīng)濟地位適齡群體生育意愿的影響，組間效應檢驗的經(jīng)驗P 值在5%的水平上顯著，說明不同社會經(jīng)濟地位條件下，認知型社會資本對城鎮(zhèn)適齡群體生育意愿的提升作用有異質性效應。相較于城鎮(zhèn)其他群體，認知型社會資本增加更能提升中等社會經(jīng)濟地位適齡群體的生育意愿。信任他人的中等社會經(jīng)濟地位適齡群體的生育意愿是不信任他人的中等社會經(jīng)濟地位適齡群體的1.073 倍。這可能是由于中等社會經(jīng)濟地位群體受結構相依效應影響，對社會上他人信任程度越高，相較其他群體更有意愿跨階層建立聯(lián)系，獲取社會資本，從而提升生育意愿。

表5列（4）—列（6）反映了結構型社會資本對城鎮(zhèn)不同社會經(jīng)濟地位適齡群體生育意愿的影響，組間效應檢驗的經(jīng)驗P 值在5%的水平上顯著，說明不同社會經(jīng)濟地位條件下，結構型社會資本對城鎮(zhèn)適齡群體生育意愿的提升作用具有異質性效應。相較于城鎮(zhèn)其他群體，結構型社會資本增加更能提升中等社會經(jīng)濟地位適齡群體的生育意愿。結構型社會資本每增加1單位，中等社會經(jīng)濟地位適齡群體生育意愿提升為原來的1.050 倍。這可能是由于相較其他群體，中等社會經(jīng)濟地位適齡群體受地位效應和結構相依效應影響，既可以由社會地位獲取本層級的社會資本，又可以不受社會層級結構限制，跨階層建立社會網(wǎng)絡獲取多樣化、差異化的社會資本。因此，其通過社會資本分擔生育成本和提升生育意愿的作用更明顯。

五、研究結論與政策啟示

本文基于CGSS2017 年數(shù)據(jù)，采用泊松模型研究社會資本對適齡群體生育意愿的影響。研究結果表明：社會資本對適齡群體生育意愿有顯著提升作用；相較于農村樣本，社會資本對城鎮(zhèn)適齡群體生育意愿的提升作用更明顯，而在城鎮(zhèn)樣本中，社會資本對中等社會經(jīng)濟地位適齡群體生育意愿的提升作用更明顯。在當前應對人口老齡化、建設生育友好型社會的背景下，本文的研究結論為提升適齡群體生育意愿提供了新的思路，對更加精準地制定和實施不同社會經(jīng)濟地位下適齡群體的生育政策具有啟示意義。

第一，應進一步重視社會資本對家庭生育意愿及生育行為的影響，發(fā)揮社會資本降低生育成本和提升生育意愿的積極作用。加強社會主義核心價值觀建設，引導適齡群體社會認知趨向。完善社會治理和公共服務機制，提升社會治理體系透明度，繼續(xù)提高人民群眾對社會的信任度和安全感，為家庭的生育及養(yǎng)育行為營造適宜的社會環(huán)境。持續(xù)推進基層社會治理創(chuàng)新，充分重視社區(qū)建設對居民社會網(wǎng)絡構建和社會資本獲取的重要作用。努力形成“與鄰為善、以鄰為伴”的社區(qū)理念，鼓勵社區(qū)適齡群體在生育、養(yǎng)育、教育事務上形成互信互惠的良好互動機制。通過搭建社區(qū)互助育兒網(wǎng)絡、宣傳生育文化等社區(qū)基層公共活動的平臺，提高適齡群體的公共參與度和集體認同感，構建生育支持型社區(qū)。

第二，關注經(jīng)濟社會轉型期適齡人口社會經(jīng)濟地位因素對生育意愿的影響。要推動社會經(jīng)濟地位總體分布向相對均衡的“橄欖型”轉變，為適齡群體生育意愿提升創(chuàng)造良好的社會條件。完善收入分配制度，消除社會排斥，擴大中產(chǎn)階層人數(shù)在總人口中的比重，縮小不同階層實際社會經(jīng)濟差異，為不同階層人口生育提供良好社會環(huán)境。發(fā)揮社會保障的“安全網(wǎng)”作用，消除適齡群體因生育帶來的社會經(jīng)濟地位滑坡焦慮。

第三，針對社會經(jīng)濟轉型期不同社會經(jīng)濟地位階層的客觀特征，為各階層依托社會資本提升生育意愿創(chuàng)造條件，構建和諧的生育友好型社會。更加精準地制定和實施社會經(jīng)濟政策，妥善處理各階層的利益關系。政府要繼續(xù)推進社會經(jīng)濟包容性增長，加大對農村教育、職業(yè)培訓方面的投入，為農村適齡群體收入提高和職業(yè)發(fā)展創(chuàng)造良好條件，為農村適齡群體獲取社會資本提供社會支持。鼓勵適齡群體尤其是城市中產(chǎn)階層增強社會責任感，參與社會事務，拓寬社會網(wǎng)絡。倡導社會融合下的生育互助文化，鼓勵適齡群體通過互助互惠機制分擔生育成本。通過各項社會經(jīng)濟改革，倡導社會公平，防止社會階層固化，為各階層社會經(jīng)濟地位向上發(fā)展提供良好條件。