社会阶层认同差异与生育意愿：来自中国的证据

《Acta Psychologica》：Social class identification discrepancy and fertility intention: Evidence from China

　　徐文艳|罗伯托·A·洛佩兹|沈敖|陈竹
中国农业大学经济与管理学院，北京，100083，中国

**摘要**
在中国生育率持续偏低的情况下，本文探讨了社会阶层认同差异与生育意愿之间的关系，为解决该国的生育挑战提供了新的见解。利用2017–2021年中国综合社会调查（CGSS）的全国代表性数据，我们的研究发现，与社会阶层认同向下偏差的受访者相比，过高估计（β = 0.13，P < 0.01）和一致（β = 0.09，P < 0.01）的群体的生育意愿显著更高。这些个体也有更多的孩子，并且更希望拥有两个孩子。此外，女性、性别不平等观念较强的人、30至39岁的人群以及居住在稻米种植区或农村地区的人对这种效应更为敏感。我们还发现，社会阶层认同的差异通过个体的幸福感、社会信任感和公平感知来影响生育意愿。这些结果强调了帮助居民准确理解自己社会阶层认同的重要性。

**1. 引言**
生育率下降是一个全球性的趋势，引发了对长期经济活力和实现可持续发展目标（SDGs）的担忧。2020年，全球人口增长率自1950年以来首次降到每年1%以下，许多发达经济体的生育率持续低于更替水平，越来越多的中等收入国家也出现了快速下降，尤其是在中国（Tsuya等人，2019年）。自20世纪80年代以来，中国的生育率一直在下降。到2022年，中国人口首次出现负增长，总生育率降至1.1以下，只达到更替水平2.1的一半（图1）。人口下降给中国带来了双重挑战：人口红利减少和快速老龄化，影响了社会和经济的可持续发展（Bai & Lei，2020年）。为应对这些挑战，中国政府自2011年以来不断调整生育政策，推出了诸如“无子女夫妇可生育两个孩子”、“一方配偶来自独生家庭的可生育两个孩子”、“普遍二胎政策”以及“鼓励生育三个孩子”等政策（Xie等人，2023年）。然而，尽管采取了这些措施，中国的生育率几乎没有回升的迹象，这引发了这样一个紧迫的问题：为什么支持生育的政策未能转化为更高的生育率？

**图1. 1978–2024年中国出生、死亡和增长率。**
注：数据来自《中国统计年鉴》。

大量的人口和经济文献将低生育率归因于结构性因素，如房价上涨、教育竞争加剧、劳动力市场不确定性增加以及工作与家庭角色之间的不匹配（Japaridze & Sayour，2024；Li，Fan等人，2024；Li，Yang等人，2024；Liu等人，2020）。虽然这些因素无疑对中国低生育率有所贡献，但它们不足以解释为什么中国的生育率下降速度和程度远超其经济发展水平所预期的。同时，在过去的20年里，收入差距扩大和社会流动性的下降增加了年轻一代对未来机会的不确定性（Xie等人，2022）。这些结构性压力与个人对社会地位的主观认知相互作用。最近的研究发现，许多中国居民系统性地低估了自己的社会经济地位，导致阶层认同与收入、教育和职业等客观指标之间存在向下偏差（Chen & Fan，2015）。这种普遍的阶层认同偏差可能反映了居民在快速社会转型期间的心理压力，并可能在生育决策中起到重要作用。

感知的社会地位与实际社会地位之间的差异不仅与个人身份认同有关，还对未来期望有深远的影响（Kuball & Jahn，2024）。当个体认为自己处于较低的社会阶层时，即使他们的客观地位相对较高，他们也可能预期向上流动的机会有限，经济风险更大，从而降低他们抚养孩子的能力（Ma等人，2025）。这种较低阶层的认知还会降低主观幸福感，加剧阶层相关焦虑，削弱社会信任，从而增加子女教育和抚养的感知成本，最终降低生育意愿（Zhao，2012）。相反，向上流动的感知或与客观地位的一致性可能会提高幸福感和安全感，从而促进更高的生育倾向（Guo等人，2023）。尽管有这些理论预期，关于主观和社会地位不匹配如何影响生育率的实证证据仍然有限。

现有研究主要关注影响生育意愿的因素，不同学科的重点各不相同。经济学强调收入、教育水平和职业地位等客观社会经济因素是生育率的关键决定因素（Yang等人，2023；Zheng等人，2016）。心理学则分析社会地位认同等主观因素以理解生育率的下降（Yang & Guo，2023）。虽然这些研究提供了有价值的见解，但仍存在一个空白：学者们尚未整合这些学科来研究主观社会阶层认同与客观社会经济地位之间的差异对生育意愿的影响。为了填补这一空白，本文利用2017–2021年中国综合社会调查（CGSS）的全国数据，实证探讨了社会阶层认同差异与居民生育意愿之间的关联。双向固定效应结果表明，与社会地位认知向下偏差的受访者相比，向上和一致的社会地位认知偏差显著增强了居民的生育意愿。异质性分析显示，这些效应在女性、具有传统性别观念的个体、居住在稻米种植区或农村地区的人群以及30至39岁的人群中尤为显著。机制分析表明，这些效应主要通过提高居民的幸福感、社会信任感和公平感知来发挥作用。与现有文献相比，本文的贡献如下：首先，它将阶层认同差异作为生育研究中的一个新解释因素，扩展了中国生育率下降的现有理论；其次，它构建了一个理论模型来分析和实证证明社会地位认知差异与生育意愿之间的关联；第三，我们从多个角度进行了异质性分析，包括性别、作物种植地区、性别平等观念等，并提出了针对性的政策建议。

本文的其余部分结构如下：第2节回顾相关文献，第3节构建理论模型，第4节介绍感兴趣的变量及其统计摘要，第5节介绍方法，第6节展示实证结果（包括异质性分析），第7节进行机制分析，第8节总结。

**2. 文献综述**
生育意愿是指个人对生育的态度，包括希望拥有的孩子数量、性别偏好以及生育的时机。它是实际生育行为的预测因子。现有研究表明，生育意愿受到多个层面因素的影响。在宏观层面，社会经济发展（Anderson & Kohler，2015）、城市化（Sato & Yamamoto，2005）和国家政策（Amuedo-Dorantes等人，2025）塑造了社会环境和资源分配，进而影响个体的生育决策。在微观层面，人口特征（Li，Fan等人，2024；Li，Yang等人，2024）、家庭结构（Liu，2025）以及文化和性别规范（Ebenstein，2010；Zhang & Li，2017）也起着重要作用。在这些决定因素中，社会经济地位（SES）受到了越来越多的关注，因为它既影响抚养孩子的物质条件，也影响个人对生育成本和回报的评估（Becker，1960）。

关于客观SES的影响，现有文献提出了不同的理论观点。一些研究者认为，随着个体获得更高的社会经济地位，用于抚养孩子的机会成本不成比例地增加，导致生育率下降（Jones & Tertilt，2008；Li，Fan等人，2024；Li，Yang等人，2024）。例如，McDonald（1998）发现拥有大学学位的女性平均有1.55个孩子，而没有学位的女性则有2.15个孩子。同样，Venn和Dinku（2020）指出教育是非偏远地区生育率下降的关键驱动因素。另一方面，另一部分文献提出了“资源效应”，即更高的收入缓解了预算限制，使个体能够负担更大的家庭。Chen和Gu（2022）发现，受教育程度高且收入高的女性往往能够更好地将生育意愿转化为实际生育行为。在一些北欧和西欧国家的研究中也显示，受教育程度高的女性比受教育程度低的女性有更高的生育意愿（Tsegaye Negash，2023）。 “数量-质量权衡”理论认为，虽然更高的收入理论上增加了抚养孩子的能力（收入效应），但高SES的父母通常会选择为每个孩子投入更多资源以确保更高的“质量”（替代效应）（Becker & Lewis，1973）。然而，Guo等人（2025）认为，这种负面权衡主要体现在生育变化不符合父母意愿时。当生育率的增加符合父母的愿望时，随后的正向收入效应可以抵消替代效应，从而可能同时实现数量和质量的提高。这一区别突出了将心理和主观维度纳入分析的关键作用。

为了解决客观指标的局限性并捕捉这些心理细微差别，学者们转向了主观SES。Easterlin（1987）提出，个体基于童年经历形成物质抱负，因此他认为相对收入（相对于这些抱负的个人资源）是生育的决定性因素，比绝对收入更为重要。Hill（2015）使用美国人口普查（1970–1990）的微观数据证实了相对地位对生育决策的显著影响。在中国，Yang和Guo（2023）利用2017年中国综合社会调查数据研究了这一关系，发现当前的主观SES、对未来主观SES的预期以及一生中主观SES的上升趋势积极增强了个人的生育愿望，而Xia和Yao（2024）则报告说家庭财富主要通过主观地位认同的中介作用影响生育。然而，在中国快速社会转型的背景下，一个关键现象出现了：个体的客观SES并不一定与其主观感知一致。超过一半的居民低估了自己的实际社会地位（Chen & Fan，2015）。这种不一致，即“社会阶层认同差异”，为生育决策创造了复杂的心理环境。根据Kelley和Evans（1995）的“现实与参照”观点，个体的感知社会地位不仅受收入、教育和职业等客观指标的影响，还受其直接社会网络的影响。当个体认为自己的客观社会经济地位低于参照群体时，他们可能会在感知社会地位上产生向下偏差，从而增加“地位消费”以维持社会地位感，这可能进一步降低生育意愿（Leibenstein，1974）。尽管有这些见解，现有研究尚未充分探索社会阶层认同差异（而不仅仅是社会经济地位水平）对居民生育意愿的实际影响和机制。因此，本文旨在通过结合理论和实证分析来探讨这些感知差异及其潜在机制如何影响生育意愿。

**3. 理论分析**
为了说明这一效应，我们参考了Becker和Lewis（1973）的观点，并制定了个人以下的简单CES效用函数：
(1) \(U = n\r + x\r^1/\rho\)，其中 \(U\) 表示个人效用，\(n\) 表示生育数量，\(x\) 表示其他所有商品的消费，\(\rho\) 是与替代相关的参数，满足 \(\rho<1\) 且 \(h < \rho \neq 0\)。

每个人都面临一个简单的预算约束：
(2) \(p_1q_{D?U}+p_2x = Y^*\)，其中 \(p_1q_D\) 表示生育和抚养孩子的边际成本，\(q\) 表示每个孩子的质量，即孩子获得未来社会经济成功和个人福祉的潜力。这是一个向下地位认同差异的指标，Uis是一个向上地位认同差异的指标。p2是其他商品的价格，Y~代表个人的感知收入。我们进一步假设感知收入由实际收入和其他与地位相关的评估决定。(3)Y~=δ+αY+γX，其中δ是一个常数项，Y表示个人的实际收入，X表示可能影响个人感知收入的其他因素，如参考群体的收入、幸福感等。α捕捉了地位认同差异放大或减弱收入感知的程度。具体来说，α>1表示个体具有向上社会阶层认同差异，0<α<1表示个体具有向下社会阶层认同差异，α=1表示个体具有一致的社会阶层认同。同时，地位认同差异也可能影响生育的感知成本：(4)p1qdu=pˉq1+θdd?θuu，?pˉq?q>0，θD>θU≥0，其中pˉq表示与期望的孩子质量相关的基线生育成本，θD和θU分别表示向下和向上差异对生育感知成本的影响。这一规定捕捉了这两种差异之间可能的不对称性。根据参照群体理论和相对剥夺理论，向下差异可能对生育意愿产生更强的负面影响，因为它倾向于加剧不安全感、相对剥夺和地位焦虑，从而增加生育的感知负担；而向上差异可能提高感知的安全感和未来预期，并产生积极影响（Leibenstein, 1974; Merton & Rossi, 1957）。图2展示了方程（3）、（4）背后的心理和社会机制。

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图2. 社会阶层认同差异与生育意愿的分析框架。
如图2所示，向上和向下的差异可能通过多种心理和社会渠道影响生育意愿，包括主观幸福感、社会信任和感知公平性。这些因素反过来又影响个人的感知收入和生育的感知成本。
设Letr=ρρ?1，在预算约束下最大化效用函数的解为：(5)n=p1qDUr?1δ+αY+γXp1qDUr+p2r，(6)x=p2r?1δ+αY+γXp1qDUr+p2r。因此，根据方程（5），生育意愿与感知收入正相关，与生育的感知成本负相关。在其他条件相同的情况下，具有向上或一致社会阶层认同差异的个体将比具有向下社会阶层认同差异的个体有更高的生育意愿。

4. 数据和变量
本研究使用了由中国社会科学院社会学研究所进行的中国综合社会调查（CGSS）的数据。每轮调查覆盖超过10,000个家庭，是中国最早、最全面和连续的全国性学术调查项目，涵盖了人口统计和社会经济变量、心理健康和生活质量等多个方面。该调查采用了多阶段、按规模比例分层随机抽样（PPS）方法，选取了全国100个县级单位和五个主要城市（上海、北京、广州、深圳和天津）。目前可用的最新一轮CGSS调查是2021年的调查。为了避免2016年中国普遍实施的双孩政策可能产生的混淆效应，我们将分析限制在2017年至2021年间收集的数据。具体来说，2017年的样本量为12,582人，2018年为12,787人，2021年为8,148人。考虑到生育意愿指标的范围，我们排除了18岁以下或45岁以上的个体，这减少了21,297个观察值，最终得到12,220名受访者。

4.1 社会阶层认同差异
社会阶层认同差异是指个人的主观社会阶层认同与客观社会经济地位之间的差异。客观社会经济地位是指个人在社会中的位置，由他们所拥有的社会资源绝对水平决定。现有文献通常结合收入、教育水平和职业声望得分来衡量个人的主观社会经济地位（SES）（Ursache等，2015）。收入反映了个人的经济资源和购买力，教育表明了他们的社会流动性和文化资本潜力，职业声望反映了与其职业相关的社会地位和尊重。因此，根据Chen和Fan（2015）的研究，我们将这三个指标——收入、职业声望和教育水平——结合成一个综合指标来代表客观社会阶层。对于收入，我们根据中国统计年鉴将个人分为五个类别：低收入（低于2140元）、中低收入（2140至3460元之间）、中等收入（3460至5440元之间）、中高水平收入（5440至10,540元之间）和高收入组（高于10,540元）。教育程度分为五个级别：文盲或小学、初中、高中（包括职业学校）、大专和大学及以上。职业声望使用国际社会经济地位指数（ISEI）（Ganzeboom等，1992）进行衡量，并根据每20百分位的值分为五个类别。收入、教育程度和职业声望分别被赋予1到5的数值，数值越高表示地位越高。这些得分的总和代表了个人的主观社会经济地位，我们按照以下方式重新编码：总分1-3赋予值1，4-6赋予值2，7-9赋予值3，10-12赋予值4，13-15赋予值5。

主观社会经济地位是指个人对自己经济地位的自我认知，通常通过与周围社会群体的比较形成。CGSS问卷使用了Adler等人（2000）创建的MacArthur主观社会地位量表（MacArthur SSS量表）来衡量个人相对于其群体中其他人的排名。受访者看到一个有10个梯级的梯子图像，代表了人们的社会地位。最顶端代表最富有的人、受教育程度最高的人和拥有最好工作的人。最底层代表处于最不利位置的人、受教育程度最低的人和没有工作的人。受访者被要求指出哪个梯级最准确地代表了他们的地位，范围从1到10。为了与客观社会经济地位得分对齐，我们将回答记录为五个类别：1-2为1，3-4为2，依此类推，9-10为5。

感知的社会阶层差异是通过个人的主观阶层认同得分减去客观社会经济地位得分计算得出的，范围从-4到4。然后我们把这个差异分为三类：低估自己的地位（负值）、认同自己的地位（值为0）和高估自己的地位（正值）。图3的a面板显示，45.68%的居民认为他们的主观社会阶层属于较低或中等较低阶层，47.95%的人认为自己处于中等阶层，只有约7%的人认为自己处于中高水平或上层阶层。与主观社会阶层认同相比，就客观社会经济地位而言，27.45%的居民处于中等阶层，31.55%的人处于中高水平阶层，26.42%的人处于上层阶层（见图3的b面板）。实际上，平均客观社会经济地位为3.69，而平均主观阶层认同仅为2.48。这表明中国人的主观阶层认同存在向下偏差。大多数人的身份层次较低，将自己定位为中等阶层或更低。

大多数中国人也倾向于低估自己的社会经济地位。图4的a面板显示，73.59%的居民低估了自己的客观社会经济地位，18.86%的人有持续的认知，只有7.55%的人高估了自己的社会经济地位，这比低估自己地位的居民比例要低得多。此外，不仅社会经济地位较低的人低估自己的社会阶层，社会经济地位较高的人也是如此（见图4的b面板）。这可能是因为个人在评估自己的社会经济地位时不仅考虑了客观地位，还与他人进行了比较。此外，信息不对称和有限理性理论表明，个人在做出决策和评估自己的地位时常常依赖于不完整的信息和有限的认知能力。由于获取全面准确的社会经济地位信息的难度，个人可能会依赖不完整的信息或误导性的信息，从而导致对社会地位的误解（Chen & Fan, 2015）。

4.2 生育意愿
生育意愿对于衡量居民的实际生育行为至关重要，并能有效预测人口变化（Hermalin等，1979）。提高居民的生育意愿是提高生育率的关键（Schoen等，1999）。在我们的研究中，生育意愿作为因变量，代表个人对其理想子女数量的预期。我们使用了中国综合社会调查（CGSS）中的一个具体问题：“如果没有政策限制，你希望有几个孩子？”通过提出一个没有政策约束的假设情景，这个问题捕捉了受访者的内在生育偏好。受访者提供的实际数字被记录为一个连续整数。然而，鉴于有少数受访者报告了不切实际的高生育数量（异常值），这可能会扭曲统计分析，我们对这些极端值应用了99.5%的分位数 winsorization 处理。如表1所示，中国居民的平均生育意愿约为1.79。这表明，尽管实际生育率有所下降，但“两个孩子”的传统社会偏好仍然相对普遍。

表1. 变量汇总统计
变量 定义 均值 / % 标准误差
解释变量 主观SES（自我评分1-5） 2.48 0.82
解释变量 客观SES（基于收入、教育、工作的综合得分1-5） 3.69 1.04
低估差异 73.59%
高主观vs. 低客观 7.55%
一致 18.86%
控制变量 性别 1 = 男性；0 = 女性 46.13%
年龄 32.85 7.82
年龄平方 113.99 50.60
健康状况 非常不健康 1 = 1.14%
健康状况 较不健康 2 = 4.89%
正常 3 = 19.22%
相对健康 4 = 43.15%
非常健康 5 = 31.6%
政治地位 1 = 共产党成员；0 = 非共产党成员 9.06%
婚姻状况 1 = 已婚；0 = 未婚 67.18%
种族 1 = 汉族；0 = 少数民族 91.91%
保险 1 = 有养老保险；0 = 无 58.98%
管理职位 1 = 经理/领导者；0 = 非领导者 20.09%
工作时间 每周工作小时数 34.80 28.10
与父母同住 1 = 与父母同住；0 = 不与父母同住 33.34%
有一个孩子 1 = 有；0 = 无 83.72%
家庭规模 家庭成员数量 3.28 1.76
有男孩 1 = 家庭至少有一个儿子；0 = 无 57.99%
家庭年收入 （人民币） 119,620 255,15


3. 控制变量
基于现有文献和中国的具体背景，我们从这些维度选择了可能共同影响社会阶层认同差异和生育意愿的控制变量，包括人口统计特征、社会经济和制度因素以及家庭结构和文化规范，以最小化遗漏变量偏差。首先，关于人口统计特征，生育意愿在生命周期中存在显著差异。我们包括年龄变量以解释生育能力的自然下降；此外，生育意愿通常呈现“U形”分布，因此我们还包括一个年龄平方项以捕捉这种非线性关系（Bongaarts，1978）。尽管生育是家庭共同的决定，但女性通常承担不成比例的育儿责任和职业惩罚；因此，我们控制性别变量以隔离性别在成本感知上的差异（Li, Fan等，2024；Li, Yang等，2024）。健康状况是生育的基础；更好的健康状况意味着更高的生育能力和更低的育儿体力成本，预期这与生育意愿呈正相关。此外，在制度背景下，婚姻状况是中国合法生育的先决条件。同时，包括种族变量以控制历史上对少数民族较为宽松的计划生育限制所导致的政策惯性。其次，在社会经济和制度因素方面，经济能力和机会成本是生育决策的核心（Xia & Yao，2024）。家庭收入反映了家庭的经济承受能力。根据Becker和Lewis（1973）的研究发现，收入对生育既有“收入效应”，也有“替代效应”。虽然较高的收入提高了抚养孩子的负担能力，但往往伴随着对更高育儿质量的追求（数量-质量权衡）和更高的时间机会成本，这可能会抑制对更多孩子的渴望。同样，受访者的工作状况，如管理职位和每周工作小时数，直接反映了与育儿相关的“时间压力”和职业机会成本（Li, Fan等，2024；Li, Yang等，2024）。关于制度安全，基于Leibenstein（1957）的“老年保障假设”，全面的社会养老金保险替代了子女的经济支持功能，从而减少了出于工具性动机而产生的生育意愿。此外，政治地位（中国共产党成员身份）被纳入考虑范围，以控制国家计划生育政策在该体系内个体中通常观察到的更严格的遵守性和响应性。最后，家庭结构和文化规范在塑造生育偏好方面起着关键作用。家庭规模反映了当前的人口压力和资源稀释效应。“独生子女”状况反映了这一代的独特困境：他们可能因为需要承担赡养年迈父母的沉重负担而抑制生育，或者相反，他们可能会有生育更多孩子的补偿动机，以避免自己成长过程中经历的孤独（Liu, 2025）。代际同居（与父母同住）意味着可以享受到低成本或免费的祖父母照料，这显著降低了抚养孩子的直接成本并促进了生育（Zhang & Emery, 2023）。此外，传统的中国“重男轻女”观念仍然具有影响力。为了考虑这一点，我们控制了家庭中是否有男孩：如果有男孩，那么“延续家族血脉”的进一步生育的边际效用会降低，可能减少生育更多孩子的意愿；相反，没有男孩可能会增强这种意愿（Ebenstein, 2010）。

5. 实证策略
我们的分析探讨了社会阶层认同认知差异如何影响生育意愿。我们分两步进行。首先，我们评估主观和客观社会经济地位与生育意愿之间的关联。其次，我们评估社会阶层认同差异是否与生育有关。实证分析主要采用双向固定效应模型，回归模型设置如下：
(1) childreni = β0 + β1economic statusi + β2Xi + δt + θpro + εi，
(2) childreni = β0 + β1overestimatei + β2consistenti + β3Xi + δt + θpro + εi，
我们首先使用方程（1）估计主观和客观社会经济地位与生育意愿之间的单独和联合关系，其中childreni代表生育意愿，economic statusi表示主观或客观社会经济地位。然后，我们使用方程（2）验证社会阶层认同差异与生育意愿之间的关系，核心自变量是社会阶层认同的认知差异。overestimatei是一个虚拟变量，表示存在认知上的高估，而consistenti也是一个虚拟变量，表示社会阶层认同的一致性。我们将社会阶层地位被低估的个体作为对照组，β1和β2是感兴趣的系数。X代表控制变量，包括家庭和个人特征。δt代表年度固定效应，用于捕捉每个调查波次中影响所有个体的时间变化的宏观层面的冲击，例如三孩政策的实施和2021年COVID-19大流行的外生冲击，θpro代表省份固定效应，用于吸收地区间的异质性，如当地的生育文化、社会规范和历史政策执行强度，这些可能因省份而异但随时间相对稳定，εi表示误差项。考虑到同一省份内的生育意愿可能存在相关性，我们在省层面对标准误差进行聚类。

6. 结果
6.1. 社会经济地位（SES）与居民生育意愿之间的关联
表2展示了关于主观和客观SES与居民生育意愿之间关系的逐步回归结果。如模型2所示，在控制了个人和家庭特征后，主观SES与生育意愿之间存在统计学上显著的正面关联。系数为0.03（P < 0.05），表明在其他因素不变的情况下，主观社会阶层认同每增加一个单位，个体的生育意愿平均增加0.03单位。这表明，对自己的社会地位有积极的自我感知作为一种心理资源，鼓励了生育行为。与主观维度相反，模型4显示客观SES与生育意愿之间存在显著的负面关联。系数为?0.05（P < 0.01），意味着客观SES指数每增加一个单位，生育意愿减少0.05单位。我们的发现为机会成本理论提供了实证支持，表明实际收入和教育水平较高的个体在抚养孩子方面面临更大的职业和时间成本，从而抑制了他们的生育欲望。

表2. 社会经济地位（SES）与居民生育意愿之间的关联。
| 主观SES | 0.02? | 0.03? | 0.04? | 0.01 |
| 客观SES | ?0.07? | ?0.05? | ?0.08? | ?0.08 |
| 主观*客观 | 0.03? | 0.08? | 0.09? | 0.09 |
| 性别 | 0.02? | 0.02 | 0.02 | 0.02 |
| 年龄 | ?0.00 | ?0.00 | ?0.00 | ?0.00 |
| 健康 | 0.00 | 0.01 | 0.01 | 0.01 |
| 政治地位 | 0.01 | 0.04 | 0.04 | 0.02 |
| 已婚 | 0.10? | 0.11 | 0.11 | 0.11 |
| 种族 | ?0.13 | ?0.11 | ?0.12 | ?0.12 |
| 保险 | ?0.05 | ?0.03 | ?0.03 | ?0.03 |
| 管理职位 | 0.02 | 0.06 | 0.06 | 0.06 |
| 工作小时 | ?0.00 | ?0.00 | ?0.00 | ?0.00 |
| 同居 | ?0.08 | ?0.08 | ?0.08 | ?0.08 |
| 独生子女 | 0.00 | 0.01 | 0.01 | 0.01 |
| 家庭规模 | 0.04 | 0.04 | 0.04 | 0.04 |
| 有男孩 | 0.05 | 0.05 | 0.04 | 0.04 |
| 家庭收入 | ?0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 |
| 常数 | 1.49 | 1.49 | 1.87 | 1.79 |
R2 = 0.03 | 0.08 | 0.08 | 0.05

模型（6）显示交互项显著为正，系数为0.028（P < 0.01）。这表明主观阶层认同显著调节了客观SES与生育意愿之间的关系。具体来说，较高的主观阶层认同可以减轻或减弱客观SES对生育意愿的负面影响。在某种程度上，这些结果支持了社会阶层认知差异显著影响生育意愿的假设。关于控制变量，结果基本符合理论预期。男性受访者、已婚受访者和管理职位的受访者报告的生育意愿显著更高。年龄的系数为正，而年龄的平方项为负，证实了生命周期中的倒U形关系。有趣的是，在这个样本中，与父母同住显示出负面关联，可能反映了多代家庭中赡养老人的负担或住房限制。

6.2. 社会阶层认同差异与居民生育意愿之间的关联
表3报告了分析社会阶层认同差异与生育意愿之间关系的回归结果。模型（1）至（4）依次引入了控制变量和固定效应，我们重点关注模型（4），因为它代表了最稳健的规格。结果表明，相对于被低估的参考组，高估（β= 0.13, P < 0.01）和一致（β= 0.09, P < 0.01）组表现出显著更高的生育意愿。重要的是，高估的系数幅度超过了识别的一致性（0.13 > 0.09）。这一发现支持了我们的假设，即感到“比客观现实更好”的积极认知偏差是生育行为的心理驱动因素，可能缓解了地位焦虑。

6.3. 社会阶层认同差异与居民生育意愿及生育第二个孩子的意愿之间的关联
根据计划行为理论（Ajzen, 1985），尽管一些个体可能有强烈的生育愿望，但他们对行为控制的看法和主观规范可能导致他们推迟或减少生育。因此，我们检查了阶层认同差异与实际生育行为之间的关联。表4的第一列报告了一致的模式：相对于被低估的参考组，具有认知高估的个体平均有多0.21（P < 0.01）个孩子，具有认知一致的个体则有0.12（P < 0.01）个孩子。这证实了积极的主观阶层认同不仅仅是一种心理生育偏好，而且会转化为实际的生育结果。此外，我们将焦点缩小到生育第二个孩子的过程。自2016年普遍实施两孩政策以来，成为“两个孩子家庭”已成为中国人口战略的目标。然而，从一个孩子转变为两个孩子涉及高边际成本和资源投入，使得这一具体决策对个体的社会经济评估高度敏感。为了检查社会阶层认同差异是否影响这一关键的生育步骤，我们用第二个孩子的生育行为（模型2）和第二个孩子的生育意愿（模型3）替换了因变量。表4的第（2）和（3）列中的回归结果显示了稳健的正相关。在实际行为方面，相对于参考组，具有认知高估的个体（β= 0.14, P < 0.01）和认知一致的个体（β= 0.06, P < 0.01）更有可能生育第二个孩子。同样，关于生育第二个孩子的意愿（模型3），系数仍然显著为正。这些发现表明，对自己社会地位的积极认知偏差是克服实现“两孩”理想的重要动机。

6.4. 进一步分析：生育结果、生育第二个孩子的意愿及潜在机制
表4进一步分析了生育结果、生育第二个孩子的意愿和潜在机制。结果表明，相对于参考组，具有认知高估的个体平均有多0.21个孩子，具有认知一致的个体有多0.12个孩子。此外，关于生育第二个孩子的意愿（模型3），系数仍然显著为正。这些发现表明，对自己社会地位的积极认知偏差是克服实现“两孩”理想的关键动机。为了探讨生命历程中的变化，我们将样本分为三个年龄组。回归结果显示，在所有组中，社会阶层认同的差异与生育意愿呈正相关，但这种相关性的强度各不相同。30-39岁年龄组的系数最大（β=0.14，P<0.01），其次是30岁以下组（β=0.12，P<0.05），而40岁以上组的系数最小且只有边际显著性（β=0.09，P<0.1）。同样，一致的社会阶层认同在所有队列中也显示出显著的正相关，系数范围在0.06到0.09之间。第三，考虑到不同的生活成本和社会结构，我们比较了城市居民和农村居民的情况。研究结果表明存在显著差异：对于农村居民，社会阶层认同的差异（β=0.12，P<0.01）和一致的社会阶层认同（β=0.08，P<0.01）都显示出显著的正相关；然而，对于城市居民，这种相关性在统计上并不显著。第四，关于性别角色态度，我们根据受访者对性别平等的看法对她们进行了分类。研究结果表明，这两种态度在两组中都显示出显著的正相关。对于持有性别不平等观点的人来说，社会阶层认同的差异（β=0.13，P<0.01）和一致的社会阶层认同（β=0.08，P<0.01）都显著；而对于持有性别平等观点的人来说，相关系数略小。第五，关于农业生产区域，为了验证Talhelm等人（2014年）提出的“水稻理论”——该理论认为水稻种植可能培养出倾向于合作和集体主义的文化，而小麦种植则更倾向于个人主义——我们比较了水稻种植区和小麦种植区。在水稻种植区，社会阶层认同的差异（β=0.15，P<0.01）和一致的社会阶层认同（β=0.12，P<0.01）都显示出较大且高度显著的相关性；而在小麦种植区，虽然相关性仍然存在，但其强度较小。最后，关于收入水平，按收入三分位数分层后显示出不同的模式：对于中等收入组，社会阶层认同的差异（β=0.14，P<0.05）和一致的社会阶层认同（β=0.06，P<0.05）都显著地促进了生育意愿；对于低收入组，只有社会阶层认同的差异显著（β=0.08，P<0.05）；值得注意的是，对于高收入组，这种模式发生了反转：社会阶层认同的差异在统计上不显著，而一致的社会阶层认同显示出强烈且显著的正相关（β=0.13，P<0.01）。

7. 机制
在确立了社会阶层认同差异与生育意愿之间的稳健关联后，我们进一步探讨了其潜在的心理机制。相对剥夺理论认为，人们之所以存在社会阶层认同的差异，是因为他们倾向于通过比较来评估自己的社会经济地位。即使他们的客观地位相对较高，如果周围人的地位更高，他们仍可能感到相对贫困，从而认为自己的地位较低（Smith等人，2012年）。根据这一理论，我们考察了三个心理中介机制：主观幸福感、社会信任和感知的社会公平性。这些变量是通过CGSS问卷中的具体问题来测量的（“总体而言，你认为自己的生活幸福吗？”、“你同意大多数人都是可信的吗？”以及“你认为当今社会是公平的吗？”）。首先，主观幸福感起到了关键的缓冲作用。表4中的模型4显示，与向下认同的组相比，向上认同（β=0.13，P<0.01）和一致的社会阶层认同（β=0.06，P<0.01）显著提高了主观幸福感。根据相对剥夺理论（Smith等人，2012年），那些认为自己的地位低于同龄人的人会经历心理压力；而那些有向上认同的人则从感知到的相对优势中获得满足感。在生育意愿的背景下，Aassve等人（2016年）通过实证研究表明，幸福感是生育意愿的关键决定因素。更幸福的人具有更强的心理韧性和乐观主义，这是承担长期育儿责任所必需的。我们的研究结果证实，积极的社会阶层认同通过提升个体的幸福感来增强生育意愿。其次，社会信任降低了生育的感知风险。模型5表明，向上认同（β=0.07，P<0.01）和一致的社会阶层认同（β=0.06，P<0.01）与社会信任呈正相关。那些认为自己属于较高阶层的人更有可能将社会环境视为安全且合作的。Aassve等人（2021年）认为，社会信任是一种重要的“社会资本”。在现代社会中，养育孩子需要依赖外部系统（如儿童保育、教育、安全等）。较高的社会信任意味着相信他人和机构会以可预测和支持性的方式行事，从而降低了养育家庭的“交易成本”和不确定性，从而鼓励生育意愿。第三，感知的社会公平性影响了对未来的期望。模型6显示，向上认同（β=0.11，P<0.05）和一致的社会阶层认同（β=0.06，P<0.01）显著增强了人们对社会公平性的信念。那些高估自己地位的人更可能认为现行的社会体系是 meritocratic 和公平的。生育决策本质上具有前瞻性。Adserà（2004年）发现，在制度被视为稳定和公平的环境中，生育率较高，因为这减少了对未来失业或不稳定的焦虑。当人们认为社会是公平的时候，他们更有可能相信自己的孩子可以通过努力实现社会阶层的上移。这种对下一代未来的积极预期成为生育的强大动力，这与因感知到不公平而产生的宿命论形成对比。总之，积极的社会阶层认同差异创造了一个有利的社会心理环境，其特征是幸福感、信任和公平感，这减轻了由客观限制引起的地位焦虑，从而促进了生育意愿。

8. 讨论
利用2017至2021年间CGSS的全国代表性数据，本研究实证考察了社会阶层认同差异与生育意愿之间的关系。我们的逐步回归分析表明，虽然客观社会经济地位与生育意愿呈负相关，但主观社会阶层认同起到了积极的推动作用。更重要的是，与低估自己社会阶层的个体相比，高估自己社会阶层的个体表现出最高的生育意愿（β=0.13，P<0.01），其次是社会阶层认同一致的个体（β=0.09，P<0.01）。此外，机制分析证实，积极的社会阶层认同差异通过提升主观幸福感、社会信任和感知的社会公平性来促进生育意愿。一种可能的解释是，高估自己社会阶层的个体可能对未来获得资源和机会持有更乐观的预期（Easterlin，1987年）。即使他们的客观社会经济地位不是特别高，这种积极的主观评估仍然可以提供心理安全感，从而减少生育决策中的不确定性和焦虑（Adler等人，2000年）。同时，那些对社会阶层的认知与现实相符的个体也表现出更高的生育意愿。这可能是因为他们对自己的社会经济状况有更准确和稳定的预期，这给了他们抚养孩子所需的信心和确定感。相比之下，社会阶层认同较低的个体可能会感受到更强的“相对贫困”感（Smith等人，2012年）。他们倾向于将这种感觉投射到孩子身上，对自身和孩子的未来发展持悲观态度。当人们认为生育会给父母和孩子带来重大的情感和经济负担时，他们可能不太愿意生育，以避免代际传递劣势。异质性分析进一步表明，社会阶层认同差异与生育意愿之间的关系具有社会嵌入性。这种正面关联在女性、30-39岁年龄组、农村居民、持有传统性别观念的个体、水稻种植区的居民以及中等收入组中更为明显。特别是对于女性来说，由于她们通常承担着更大的身体、情感和职业方面的生育和育儿成本，她们可能更加敏感于积极的社会阶层认同所带来的心理赋能，以抵消这些负担（Li等人，2024年；Li等人，2024年）。同样，30-39岁的个体常常面临照顾老人和抚养孩子的双重负担，使他们特别受到积极社会阶层认同的缓冲作用的影响（Fu等人，2023年）。从文化角度来看，在持有传统性别观念的水稻种植区，这种效应更为显著，因为紧密的社会网络通常将生育视为家庭繁荣的可见象征（Talhelm等人，2014年）。尽管有这些有趣的结果，仍需承认几个局限性。首先，由于数据限制，我们无法分析社会阶层认同差异对个体性别偏好和理想生育时间的影响。其次，横截面数据限制了我们进行严格因果推断的能力；未来的研究应该采用纵向设计来追踪社会阶层认同变化如何随时间影响生育轨迹。最后，还需要进一步研究为什么人们会低估自己的社会地位，以及我们如何帮助他们准确评估自己的社会地位。

9. 结论
我们的研究表明，生育意愿不仅受个体客观社会经济地位的影响，还受他们对自己在社会阶层中位置的感知的影响。具有向上社会阶层认同差异以及相对一致社会阶层认同的个体报告的生育意愿高于那些具有向下社会阶层认同的个体。研究结果表明，提升居民的主观社会阶层认同并帮助他们清楚地理解自己的客观经济状况对于提高生育意愿至关重要，尤其是对于那些低估自己社会地位的个体。首先，政府应该通过营造更加公平的社会环境并缩小客观现实与主观期望之间的差距，来减少“地位焦虑”和“相对贫困”。其次，在传统性别角色中，女性被认为承担更多的育儿责任。政府可以考虑加强关于性别平等的公共教育和意识，以减轻女性在生育和育儿方面的负担，从而提高她们的生育意愿。此外，增强总体社会信任和感知的公平性对于重建长期人口投资所需的心理信心至关重要。

**致谢**
Wenyan Xu：写作——审阅与编辑、撰写初稿、可视化、验证、软件使用、调查、正式分析、数据管理、概念化。
Rigoberto A. Lopez：写作——审阅与编辑、监督、项目管理、概念化。
Ao Shen：写作——撰写初稿、数据管理、概念化。
Chen Zhu：写作——审阅与编辑、监督、项目管理、资金获取、概念化。

**关于写作过程中生成式AI和AI辅助技术的声明**
在准备这项工作时，作者使用了ChatGPT来提高手稿的可读性和语言表达。使用该工具/服务后，作者根据需要对内容进行了审阅和编辑，并对出版物的内容负全责。

**资金支持**
本研究得到了国家自然科学基金（项目编号72573164、72061147002和72333003）、拼多多-中国农业大学研究基金（授予编号PC2024B02011）以及中国农业大学2115人才发展计划的支持。