生育依附抑或生育自主？丈夫的傳統性別角色觀念對妻子生育意愿的影響

1引言

改革開放以來，中國女性的社會地位發生了重大變化。中華人民共和國國務院新聞辦公室發布的《平等發展共享：新中國70年婦女事業的發展與進步》白皮書‘顯示，中國女性在就業、教育、政治參與和家庭生活中的地位均顯著提升，“半邊天”力量進一步彰顯。然而，有學者指出，盡管女性教育水平、就業機會及社會地位等不斷提高，她們依然在很大程度上遵循傳統性別角色一一如妻子、母親和兒媳一一所包含的理念與實踐規范，這種矛盾在一定程度上影響了現代中國女性的身份認同與行為決策（Evans，2021）。在全球普遍低生育率的背景下，女性的性別角色觀念與生育決策之間的關系備受關注。盡管兩者之間的關系尚無普遍接受的定論，但現有研究的一個共同點在于主要關注女性自身的傳統性別角色觀念對其生育意愿的影響。

本研究基于互依理論（趙菊，佐斌，2005），創新性地引人關系導向視角，探討已婚個體的傳統性別角色觀念對配偶（而非自身）生育意愿的影響。結果發現，中國相當部分已婚女性表現出“生育依附\"現象，即相比女性自身，丈夫的傳統性別角色觀念對其生育意愿的影響更為顯著。進一步的異質性分析表明，這一現象在較早世代、教育水平較低、生活在中西部地區或持農村戶口的女性中更為突出，相對而言，較晚世代、受教育程度較高、居住于東部地區或非農村戶口的女性則更具“生育自主\"特征，即自身傳統性別角色觀念對生育意愿的影響更強！丈夫的觀念影響力減弱。此外，研究還發現，家庭經濟事務的決策權分配在很大程度上影響女性的生育依附或生育自主。本研究不僅有助于從心理學視角揭示我國性別平等的現狀，也為理解傳統性別角色觀念與生育意愿的關系提供了新視角。

1.1 性別角色觀念與生育意愿

性別角色觀念也稱性別角色態度，是人們對與性別相關的社會規范和社會角色分工的態度與看法（Lindsey，2020；劉電芝等，2011），它對婚姻家庭、勞動力市場、女性職業發展等方面均產生了重要影響，同時也是一個社會性別平等程度的重要指標之一（王鵬，吳愈曉，2019）。大量來自國內外的研究表明，持傳統性別角色觀念（即男主外、女主內）的女性通常具有較強的生育意愿（胡榮，林彬彬，2020；姜春云，2022；李艷，李長安，2024；李正東等，2024;Milleramp;Pasta，1995）。相反，持平等性別觀念的女性生育意愿相對較低，一個重要原因是她們在職業發展與家庭責任之間面臨較大的沖突（Goldscheideretal.，2015），并且由于女性的職業發展機會增多，她們不再單純依賴婚姻或生育來實現自我價值（McDonald，2000）。此外，有證據表明，上述發現同樣適用于男性。例如，持傳統性別觀念的男性傾向于擁有更多子女，因為他們將父親的角色視為男性身份的一部分（Bianchiamp;Milkie，2010），而持平等性別觀念的男性則表現出較低的生育意愿（Okunamp;Raz-Yurovich，2019）。當然，也有證據表明，性別角色觀念與生育意愿之間的關系比我們想象的更加復雜，它受到包括社會經濟、文化環境和階層在內的一系列宏微觀因素的影響（Lappegardet al.，2021;Neyer et al.，2013）。

現有研究極大推進了我們對“性別角色觀念-生育意愿”關系的理解，然而一個不足之處在于現有研究通常默認個體的性別角色觀念只對自身的生育意愿產生影響，并且研究者通常主要關注女性的性別角色觀念。然而，正如互依理論指出，人際關系的本質體現為成員之間的相互影響（趙菊，佐斌2005），而成對關系是人際關系的基本單元（Kennyetal.，2020），因此，除了關注已婚個體性別角色觀念對自身生育意愿的影響外，我們尚需考察配偶的性別角色觀念對生育意愿的影響，這樣才能更為完整和準確地反映現實。萬豐華和陳思靜（2024）以及Okun和Raz-Yurovich（2019）也指出，個體的生育意愿往往受其配偶的想法和態度影響，忽視了這層關系會導致結論不夠全面。簡言之，本文主要基于互依理論，采用關系導向的視角，著重考察配偶的傳統性別角色觀念對個體生育意愿的影響，并且考慮到女性是生育行為的主體，我們著重考慮丈夫的傳統性別角色觀念對妻子生育意愿的影響，從而為現有文獻補充新的研究視角。

1.2 生育依附抑或生育自主？基于性別角色觀念的視角

性別地位理論（genderstatustheory）指出，傳統社會賦予男性和女性不同的勞動分工，即男性承擔外部經濟責任，女性則負責生育、子女撫養及家務勞動。這一分工不僅導致資源占有不均，也使男女雙方形成無意識的性別偏見，即女性應依賴男性進行決策（Ridgeway，2001;Steynamp;White，2011）。在中國，盡管女性地位已有所提升，但“男主外、女主內\"的模式仍占主導地位（續繼，黃婭娜，2018）。男性勞動收入仍是許多家庭的主要經濟來源，而大量女性從事的生育和家務勞動缺乏經濟回報，導致其難以實現經濟獨立，只能依賴丈夫（楊國才，楊金東，2013）。這種經濟依賴使男性在家庭決策中占據主導地位，并強化了女性在生育等重要事務上應服從丈夫意愿的觀念，從而導致生育依附的形成。基于此，本文提出以下假設：

假設1：相較于女性自身的傳統性別角色觀念，丈夫的傳統性別角色觀念對女性生育意愿的影響更為顯著，即存在生育依附。

假設2：丈夫在家庭生活中的決策權優勢在一定程度上解釋了生育依附的形成。

生育依附的時空分布并非均質，而是受多重因素影響。社會文化、經濟結構、政策法規及個體特征共同塑造性別勞動分工，這些因素既可能強化生育依附，也可能削弱其影響，甚至促使生育自主的形成，即女性更多依據自身性別角色觀念做出生育決策，而丈夫的影響減弱。本文重點考察個體和社會兩個層面上的因素。

我們首先考慮兩個個體性因素：世代和教育。歷史背景對不同世代的性別分工影響深遠。較早世代往往受到更加傳統的性別角色觀念的影響。這些觀念將男性定位于勞動市場和經濟生產的主導者，而女性則主要負責家庭照料和育兒（Goldin，1994）。相比之下，較晚世代在更為多元和開放的社會中成長，在性別分工上的態度和選擇更加靈活（Huamp;Scott，2016。其次，不同的教育和職業發展機會也顯著影響性別分工。受教育機會較少的女性進入勞動力市場的機會也相對有限，導致她們在家庭和非正式經濟中承擔更多的責任（Esping-Andersen，2009）。相反，女性受教育水平的提高則為她們進入更多職業領域鋪平了道路，使得性別分工逐漸趨向平衡（葉華，吳曉剛，2011）。簡言之，本文認為較晚世代或擁有較高教育水平的女性有更多的職業發展機會，從而提升其家庭地位，擺脫由性別地位差異形成的無意識偏見，更強調自身性別觀念對生育決策的影響，從而降低對丈夫的生育依附，表現為生育自主。

其次，我們考慮了兩個社會性因素：地區和戶口。就地區劃分來說，中國東部沿海地區的經濟發達、工業化和城市化進程較早，服務業和高技術行業比例較高，女性有更多的機會進人勞動市場，并從事知識密集型和服務型崗位，且性別收人差距相對較小（程誠等，2015）。此外，東部地區在經濟發達的基礎上，社會政策和福利制度更加完善，使東部地區女性更容易平衡工作和家庭責任，從而能更多參與正式勞動力市場（許坤 等，2022）。中西部地區則由于財政資源限制，社會福利體系相對滯后，導致女性在勞動力市場中的參與受到制約，女性往往需要承擔更多家庭和照料性勞動。就戶口類型而言，由于農村經濟發展程度較低，勞動力市場機會相對有限，農村女性往往被排除在高薪或正式工作之外，更多從事非正式經濟中的勞動（Jacka，2014）。與此形成對比的是，城鎮戶口女性有更多機會接受高等教育，并進入服務業、專業技術行業等領域，性別分工相對更平衡。戶籍制度也對社會福利和公共資源的分配產生深遠影響。農村女性由于戶籍限制，在醫療、養老、教育等方面享受的社會福利較少，這增加了她們在家庭中的照料責任，從而加劇了傳統性別分工的延續（Jietal.，2017）。簡言之，中國東部地區或戶口類型為非農村的女性往往有機會擺脫傳統的性別勞動分工，尋求自身職業發展，從而提升其家庭地位并降低對丈夫的生育依附。

基于上述分析，本文提出第三個假設。

假設3：世代、教育水平、地區以及戶口類型對生育依附具有調節作用；具體而言，較早世代、教育水平偏低、生活在中西部地區或農業戶口的女性生育依附尤為突出，而較晚世代、教育水平較高、生活在東部地區或非農業戶口的女性生育依附不明顯，甚至表現出相反的特征，即生育自主。

從性別角色觀念的視角考察生育依附與生育自主具有雙重意義。首先，該視角超越了現有研究中側重個體視角的分析，引入更符合現實的關系導向視角，有助于揭示配偶間性別觀念的相互影響機制，從而拓展對生育決策的理解。其次，現有研究多關注資源占有的不平衡對性別不平等的影響，而較少探討個體觀念的作用。本研究突破經濟資源視角的局限，將性別角色觀念納入分析框架，并通過對生育依附與生育自主的比較，從心理學層面深化對性別平等現狀的理解。

2 方法

2.1 數據來源和樣本

本研究主要基于2014年的中國家庭追蹤調查（ChinaFamilyPanelStudies，CFPS）數據而展開。本文主要關注各年齡段的已婚女性，但需要注意的是：（1）在內生性檢驗中所需的被試出生地變量（詳見3.2）主要用到了2010年、2018年和2020年CFPS數據，這是因為該變量僅在這3年CFPS數據中有記錄；（2）控制變量中的民族取自CFPS2018跨年個人核心變量庫，這是因為2018年數據中有更完整的民族數據；（3）為進一步探討生育依附現象是否在跨時間維度和行為層面上依然成立（詳見3.7），本文在補充分析中使用了CFPS2022。

本文的數據清洗過程如下。首先，分別用丈夫個人編碼匹配妻子配偶編碼、妻子個人編碼匹配丈夫配偶編碼這兩種不同匹配方式得到12771個和12749個夫妻匹配數據，分別記為數據庫一與數據庫二；將上述兩數據庫以妻子個人編碼進行一對一匹配，分別在數據庫一和數據庫二中排除了47個和25個無法匹配的異常數據，得到12724個夫妻匹配數據。在上述基礎上，我們逐步剔除了預測變量（傳統性別角色觀念）缺失的2042個被試、在匹配丈夫出生地所在縣區變量時出生地缺失的和所在縣區人數是10人以下的3356個被試（在工具變量法中需要使用到出生地所在縣區變量）以便更準確地反映該地區的真實特征（史常亮，2020）、15個結果變量（生育意愿）異常的被試、95個決策變量（詳見后文）異常的被試、50個婚姻狀態變量異常的被試、76個控制變量（詳見后文）缺失的被試、以及1個由于控制固定省份效應被程序自動剔除的被試（所在省份僅自己一人），最終得到了7089個有效被試。

另，除非另有說明，本研究數據分析均通過Stata17實現。

2.2 變量設置

結果變量為妻子的生育意愿，參考現有文獻（陳衛民，王佑茹，2024；侯佳偉等，2014；陸杰華，孫楊，2024），本文采用理想子女數作為生育意愿的指標，使用CFPS2014中的題項“不考慮政策限制，您認為有幾個孩子比較理想？（0～10個）\"來測量。

預測變量為夫妻雙方的傳統性別角色觀念。CFPS2014中關于性別角色觀念的測量題項包括“男人以事業為主，女人以家庭為主”、“女人干得好不如嫁得好”、“女人應該有孩子才算完整”、“為了傳宗接代，女人應至少生一個兒子\"和“男人應承擔一半家務”。被試需要在Likert5點量表上評價上述觀念，1代表“非常不同意”、5代表“非常同意”。參考卿石松（2018）的做法，本研究對上述5個題項進行信效度分析。結果顯示，前4個題項構成1個公因子，且只能提取1個公因子；在全樣本中移除第5個題項后Cronbach's α_a 從0.69提升到了0.71。考慮到上述結果，本研究將“男人應承擔一半家務\"這一題項剔除，采用前4個題項的平均分作為傳統性別角色觀念的指標：得分越高，性別角色觀念越傳統。在最終納人分析的樣本中，該變量的Cronbach's α=0.67*。

最后，在參考已有文獻（侯佳偉 等，2014；李婉鑫等，2021；王天宇，彭曉博，2015；楊曉蕾，鐘如雨，2023；朱莉等，2024）和考慮數據可得性之后我們將一系列對生育意愿具有潛在影響的個人和家庭因素作為控制變量納入本文分析。其中，個人特征包括個人年收入（加1后取自然對數）、受教育年限（文盲/半文盲 ε=0 ；小學 =6 ；初中 Ψ=9Ψ ；高中/中專/技校/職高 =12 ；大專 =15 ；大學本科 =16 碩士及以上 =19. 、健康狀況（非常健康 Σ=1 ；非常不健康 =5 ）、年齡、醫療保險（有 Ψ=Ψ1 ；無 Θ=0 ）、民族（漢族 μ=1σ ；其他民族 Σ=0 、戶口（農業 μ=1σ ；非農業 和子女數量；家庭因素則包括家庭房產總價值（加1后取自然對數）、家庭金融資產（加1后取自然對數）和家庭成員數量。最后，我們還考慮了被試所在地區，在參考了沈小波等（2021）后，我們將被試所在省份劃分為東部、中部和西部。表1展示了本研究關鍵變量的描述性統計。控制變量的描述性統計見網絡版補充材料附表S1。

3 結果

3.1 基準模型回歸結果

考慮到結果變量（妻子的理想子女數）為非負計數變量，參考已有文獻（郭志剛，巫錫煒，2006；胡榮，林彬彬，2020；陸杰華，孫楊，2024）后，本文采用Poisson回歸模型來驗證已婚女性中存在的生育依附現象。此外，我們通過控制省份固定效應來控制一些可能影響妻子生育意愿但未被捕捉到的潛在因素，如地區風俗、社會規范等。此外，考慮到同省份地區的不同被試的隨機擾動項可能存在相關性，對回歸方程中的標準誤進行了省份層面的聚類處理。

表1主要變量的描述性統計與相關系數

注：理想子女數（妻子）、傳統性別角色觀念（丈夫）和傳統性別角色觀念（妻子）的樣本量 N=7089 ；表中的相關系數均為Spearman相關系數（我們還計算了夫妻雙方傳統性別角色觀念的Pearson相關系數，同樣為0.14），置信區間通過SPSS軟件使用Bootstrap 抽樣5000 次得到; ^***plt;0.001 。

回歸結果顯示，丈夫的傳統性別角色觀念 （Bα= 0.014， SE=0.004 ， z=3.121 ， ， 95% CI[0.005，0.023]）和妻子生育意愿之間顯著正相關，即丈夫的性別角色觀念越傳統，妻子的生育意愿就越高，而妻子的傳統性別角色觀念 （B=0.008 ， SE= 0.007， z=1.270 p=0.204 ， 95% CI[-0.004，0.021]）與自身生育意愿之間的關系不顯著。完整信息見附表S2。上述結果為假設1提供了初步證據。然而，我們注意到，配偶雙方的傳統性別角色觀念的回歸系數均較低。這表明，生育是一種復雜的社會現象，個體或配偶的性別觀念僅能解釋其中一小部分差異。

此外，鑒于計劃生育政策的長期影響，生育一孩可能已成為默認選項。因此，將其他生育選擇（零孩、二孩或多孩）與一孩進行比較，能進一步豐富本文的發現。

我們將因變量劃分為4個類別以采用多分類Logistic回歸分析：理想子女數為0（零孩），理想子女數為1（一孩），理想子女數為2（二孩），以及理想子女數 ?3 （多孩）。回歸結果顯示：（1）女性在生育零孩（vs.生育一孩）的偏好上表現出較強的生育自主 （B=-0.646 ， SE=0.195 ， z=-3.307 0 p=0.001 ，95% CI [-1.029 ， -0.263]， ，即傳統性別角色觀念較弱的女性更傾向于將生育零孩（而非生育一孩）視為理想狀態；（2）無論是丈夫 （B=-0.001 ， SE=0.030 z=-0.019 ， p=0.985 ， 95% CI [-0.059 ，0.057]）還是妻子 （B=0.085 ， SE=0.057 ， z=1.474 ， p=0.141 ，95% CI[-0.028，0.197]）的傳統性別角色觀念，對二孩（vs.一孩）偏好均未產生顯著影響，這意味著在二孩決策中，傳統性別觀念的影響被其他因素（如經濟因素）所稀釋，例如，我們注意到此時女性個人的年收人會顯著影響其二孩（vs.一孩）偏好 （Bα=β 0.022， SE=0.010 ， z=2.309 ， p= 0.021 ， 95% CI[0.003，0.041]），而這一現象也僅存在于二孩（vs.一孩）偏好中； （3）然而，如果丈夫持有較高的傳統性別角色觀念，妻子則傾向于認為生育多孩（vs.生育一孩）才是最理想的狀態 B=0.241 ， SE=0.043 2z=5.661 0 plt;0.001 ， 95% CI[0.158，0.325]），即表現出明顯的生育依附現象。綜上所述，生育自主主要出現在零孩（vs.一孩）偏好中，而生育依附則出現在多孩（vs.一孩）偏好中。完整的回歸結果見附表S3。

3.2 內生性檢驗

基準回歸結果初步驗證了已婚女性群體中存在生育依附現象。然而，上述模型可能存在內生性問題。第一，回歸中可能遺漏了一些既影響丈夫性別角色觀念又影響妻子生育意愿的變量，從而導致內生性問題。第二，由反向因果構成的內生性問題。一方面丈夫性別角色觀念作為一種主觀態度可能會影響的妻子生育意愿，另一方面丈夫性別角色觀念也可能會隨著妻子生育意愿的變化而變化。第三，自選擇也可能導致內生性問題。在婚姻形成過程中，夫妻雙方可能會基于各自的性別角色觀念和生育意愿進行選擇。例如，持有較傳統性別角色觀念的男性可能更傾向于選擇生育意愿較高的女性作為配偶，反之亦然。

參照已有文獻（Dohmenetal.，2012；卿石松，2018的方法，本文構建丈夫出生地所在縣區的男性群體平均傳統性別角色觀念作為工具變量（instrumentalvariable，IV），即丈夫出生地所在縣區其他男性被試的傳統性別角色觀念得分的平均值。選擇這一工具變量的合理性在于，丈夫的性別角色觀念受到其出生地社會環境的長期影響（卿石松，2018），而丈夫出生地的男性整體性別觀念與妻子的生育意愿之間不太可能存在直接聯系。

由于妻子生育意愿為非負的計數變量，本文遵循現有文獻的方法（Balsmeieretal.，2014；Hwang，2020;Kjollesdaletal.，2018）采用IV-Poisson模型進行內生性處理。然而該方法無法輸出評價工具變量有效性的指標。考慮到線性2SLS模型已有較為成熟的統計量作為工具變量的評價指標（Kleibergenamp;Paap，2006，因此本文還使用了線性2SLS模型來進行內生性檢驗。IV-Poisson模型與2SLS模型的回歸結果見附表S4，不難發現，第一階段的回歸系數幾乎相同。線性2SLS模型中的Kleibergen-PaaprkLM統計量在0.01的水平上顯著，可以拒絕工具變量識別不足的原假設（李新恒，郭繼強，2024;莊騰躍 等，2024）；Kleibergen-Paap rk Wald F 統計量為98.479，遠遠大于Stock-Yogo弱工具變量的臨界值16.38，可以拒絕弱工具變量的原假設（汪潤泉，2016；張葉青等，2021）。因此，本研究使用的工具變量是有效的。

內生性檢驗結果顯示，IV-Poisson模型 （B= 0.421， SE=0.042 ， z=10.138 ， plt;0.001 ， 95% CI[0.340，0.503]）與2SLS模型 （B=0.421 ， SE= 0.042， t=9.924 plt;0.001 ， 95% CI[0.338，0.504]）的第一階段工具變量IV的估計系數均在0.001水平上顯著，這意味著工具變量的選擇是有效的。此外，第一階段妻子傳統性別角色觀念和自身生育意愿之間存在顯著正相關（IV-Poisson： B=0.251 ， SE= 0.015， z=16.234 plt;0.001 ， 95% CI [0.220， 0.281];2SLS： B=0.251 ， SE=0.016 ， t=15.891 ， plt;0.001 95% CI[0.220，0.282]），但在第二階段加入丈夫傳統性別角色觀念后，變得不再顯著（IV-Poisson： B= -0.028 ， SE=0.016 。 z=-1.738 ， p= 0.082 ， 95% CI [-0.060 ，0.004]; 2SLS： B=-0.071 ， SE=0.041。丈夫的傳統性別角色觀念和妻子的生育意愿之間仍然存在顯著正相關（IV-Poisson： B=0.154 ， SE=0.052 z=2.968 0 p=0.003 ， 95% CI [0.052，0.256]; 2SLS：B=0.346 ， SE=0.133 ， t=2.599 ， p=0.016 95% CI[0.071，0.621]）。上述結果表明借助工具變量法重新對基準模型進行估計之后，本文主要結論不變再次支持了假設1。

3.3 穩健性檢驗

3.3.1 更換測量方法

為了保證研究結果的穩健性，本文參考姜春云（2022）的方法，將丈夫傳統性別角色觀念的4個題項與妻子傳統性別角色觀念的4個題項分別進行因子分析。將所得到的因子得分作為預測變量，因子得分越高，性別角色觀念越傳統。在因子分析之前，為確保指標之間具有足夠的相關性，對相關題項進行了Kaiser-Meyer-Olkin （KMO）檢驗和Bartlett球形度檢驗。結果顯示，丈夫性別角色的4個題項KMO檢驗值為0.734，Bartlett球形度檢驗的卡方值為4175.033 （plt;0.001） ；妻子性別角色的4個題項KMO檢驗值為0.737，Bartlett球形度檢驗的卡方值為4314.221 （plt;0.001） 。這表明，題項之間具有較好的相關性，適合使用因子分析方法。隨后，分別對丈夫的4個題項和妻子的4個題項進行了兩種方法的因子分析：一是采用主因子法估計因子載荷，二是采用主成分法估計因子載荷。對于兩種方法所得的因子載荷，均進行了正交旋轉處理，以確保各因子之間的獨立性。最后，基于旋轉后的因子載荷，使用回歸法計算因子得分。在更換核心變量的測量方法后，丈夫傳統性別角色觀念和妻子生育意愿之間依然存在顯著的正相關（主因子法： B= 0.015 0SE=0.005 ， z= 3.168 ， p=0.002 ， 95% CI [0.006，0.024]；主成分法： B=0.012 ， SE=0.004 ， z=3.085 5p=0.002 ， 95% CI[0.004，0.019]），而妻子傳統性別角色觀念和自身生育意愿之間的關系不顯著（主因子法： B=0.009 ， SE=0.007 ， z=1.297 ， p=0.195 95% CI [-0.005 ，0.023]；主成分法： B=0.008 SE= 0.006， z=1.339 0 p=0.181 ， 95% CI [-0.004 ，0.019]），假設1依然成立。完整結果見網絡版附表S5。

3.3.2 更換計量模型

為了進一步驗證回歸結果的穩健性，本文分別使用傳統OLS模型和Tobit模型進行回歸分析，采用Tobit回歸的一個原因是因為CFPS中將因變量理想子女數的取值范圍設置為0至10，數據可能有下限約束和截尾效應，而Tobit模型能夠有效處理這類截尾數據（李寶禮，邵帥，2022），得到的回歸結果見附表S6。我們發現，在OLS回歸和Tobit回歸中，丈夫傳統性別角色觀念和妻子生育意愿之間依然存在顯著的正相關（OLS： B=0.028 ， SE=0.010 t=2.915 ， p=0.008 ， 95% CI [0.008， 0.048]; Tobit：B=0.028 ， SE=0.010 t=2.917 p=0.004 ， 95% CI[0.009，0.047]），而妻子傳統性別角色觀念和自身生育意愿之間的關系依然不顯著（OLS： B=0.014 5SE=0.014 ， t=1.034 ， p=0.311 ， 95% CI [-0.014 0.042]; Tobit： B=0.014 SE=0.014 ， t=1.035 ， p= 0.301， 95% CI[-0.013，0.041]），這意味著采用不同的回歸分析不會改變本文主要發現。

3.3.3 縮尾和截尾處理

變量的極端取值可能會降低模型的穩健性甚至造成結果有所偏差。為排除相應影響，本文通過剔除部分極端值、縮小樣本范圍重新擬合模型，以檢驗估計結果的穩健性。具體來說，我們在 1% 的水平上對結果變量“生育意愿\"分別進行右側單側縮尾（winsorization）和截尾（truncation）處理，得到的回歸結果如附表S7所示：丈夫傳統性別角色觀念和妻子生育意愿之間依然存在顯著的正相關（縮尾：B=0.013 ， SE=0.004 5 z=3.468 p=0.001 ， 95% CI[0.006，0.020]；截尾： B=0.013 ， SE=0.003 ， z= 3.734， plt;0.001 ， 95% CI[0.006，0.019]），而妻子傳統性別角色觀念和自身生育意愿之間的關系依然不顯著（縮尾： B=0.010 ， SE=0.006 0 z=1.595 ， p= 0.111， 95% CI [-0.002 ，0.022]；截尾： B= 0.010 ，SE=0.006 ， z=1.632 ， p=0.103 ， 95% CI [-0.002 0.022]），結論依然不變。

3.4 排除競爭性假設

我們已用多種方法檢驗了假設1，然而，還存在競爭性解釋：已婚個體一一無論男性還是女性都更加依賴配偶的性別角色觀念來引導自己的生育決策，換言之，可能不僅丈夫的傳統性別角色觀念更能影響妻子的生育意愿，妻子的傳統性別角色觀念同樣更能影響丈夫的生育意愿。因此，有必要在丈夫樣本中通過與前文相似的回歸分析來檢驗上述競爭性假設。

首先，我們在原有樣本基礎上剔除了丈夫理想子女數為缺失值的15個被試和丈夫控制變量存在缺失值的18個被試，最終得到了7056個有效被試。對這7056個數據進行與前文類似的Poisson回歸后得到了附表S8中模型1的結果。我們可以看到，模型1中丈夫傳統性別角色觀念與自身生育意愿之間存在顯著正相關 （B=0.027 ， SE=0.005 ， z=5.115 0plt;0.001 ， 95% CI[0.017，0.038]），而妻子傳統性別角色觀念與丈夫生育意愿的關系卻并不顯著 （B= -0.010 ， SE=0.006 ， z=-1.596 p= 0.111 ， 95% （ TI[-0.022，0.002]） 。

為確保結果的穩健性并排除分析中可能存在的樣本差異影響，我們對7056名丈夫所對應的妻子樣本也進行了相同的Poisson回歸分析，得到了附表S8中模型2的結果。我們可以看到，模型2中丈夫傳統性別角色觀念與妻子生育意愿之間存在顯著正相關 （B=0.015 ， SE=0.005 ， z=3.123 ， p= 0.002， 95% CI[0.006，0.024]），而妻子傳統性別角色觀念與自身生育意愿的關系卻并不顯著 （B= 0.008， SE=0.007 ， z= 1.261 ， p= 0.207 ， 95% CI[-0.005，0.021]） 。

綜合上述結果與基準模型回歸的結果，我們不難發現：就妻子的生育意愿而言，妻子自身的傳統性別角色觀念并不產生顯著影響，但丈夫的傳統性別角色觀念卻有顯著影響；相反，就丈夫的生育意愿而言，依然是丈夫的傳統性別角色觀念在發揮關鍵作用。這就證偽了競爭性假設，說明妻子生育意愿對丈夫性別角色觀念的依賴是非對稱的，這為本文的核心假設提供了強有力的證明。

3.5 解釋機制檢驗

在中國傳統社會中，“男主外、女主內\"是占主導地位的家庭分工模式，這一傳統格局可能加劇性別地位差異，限制女性在家庭事務中的決策權，使其在物質和思想上表現出對丈夫的依賴（程佳朦，2021。由此可見，生育依附可能源于女性在家庭事務中的決策權缺失。據此，有理由預期：（1）當丈夫在家庭中占據較高決策權時，其傳統性別角色觀念對妻子的生育意愿影響更強；（2）反之，當妻子的決策權較高時，其傳統性別角色觀念對自身生育意愿的影響更為顯著。

為了檢驗上述分析，本文構造\"家庭決策人\"指標，涵蓋CFPS2014家庭關系問卷中的5類決策情境，具體為：（1“家用支出分配由誰說了算？”;（2）\"儲蓄、投資、保險由誰說了算？\";（3）“買房子由誰說了算？”；（4）“買高價格的消費品（如冰箱、空調、成套家具）由誰說了算？\";（5）“子女的管教由誰說了算？”。該變量取值為0意味著妻子為主要決策人，取值為1意味著丈夫為主要決策人，取值為2說明決策人為其他人。在剔除5個問題上存在缺失值的被試后，我們在5個情境中分別得到了7082、7062、7027、7065和7075個有效被試。

對上述樣本進行分組回歸得到了附表S9～S11的結果。我們可以看到，在家庭支出、投資儲蓄、購房和高消費情境中，丈夫為決策人時，生育依附現象明顯，即丈夫的傳統性別角色觀念和妻子的生育意愿之間存在顯著正相關（家庭支出： B= 0.023 SE=0.007 ， z=3.182 ， p=0.001 ， 95% CI [0.009，0.037]；投資儲蓄： B=0.022 ， SE=0.006 0 z=3.589 plt;0.001 ， 95% CI[0.010，0.034]；購房： B=0.021 ，SE=0.007 z=3.010 ， p=0.003 ， 95% CI [0.007，0.035]；高消費： B=0.021 ， SE=0.009 ， z=2.447 p=0.014 ， 95% CI[0.004，0.039]），而妻子傳統性別角色觀念的影響并不顯著（家庭支出： B=-0.002 0SE=0.008 ， z=-0.274 ， p=0.784 ， 95% CI [-0.018 0.014]；投資儲蓄： B=-0.003 ， SE=0.008 ， z= -0.375 ， p=0.708 ， 95% CI [-0.019 ，0.013]；購房：

B=-0.002 ， SE=0.008 ， z=-0.247 5 p=0.805 ， 95% CI[-0.017，0.013]；高消費： B=-0.001 ， SE=0.009 5 z=-0.058 ， p=0.953 ， 95% CI [-0.01S ，0.018]）；相 反，妻子為決策人時，生育依附現象消失，妻子傳 統性別角色觀念與自身生育意愿之間存在顯著正 相關（家庭支出： B=0.025 ， SE=0.005 ， z=5.062 0 plt;0.001 ， 95% CI[0.015，0.034]；投資儲蓄： B= 0.023， SE=0.007 ， z=3.539 ， plt; 0.001 ， 95% CI [0.010，0.036];購房： B=0.027 ， SE=0.009 ， z= 3.049， p= 0.002 ， 95% CI[0.010，0.045]；高消費： B=0.016 ， SE=0.007 ， z=2.463 ， p=0.014 ， 95% CI[0.003，0.030]），而丈夫的影響不顯著（家庭支出： B=0.004 ， SE=0.006 z=0.565 ， p=0.572 ， 95% CI [-0.009 ，0.016]；投資儲蓄： B=0.004 ， SE=0.008 0 z=0.458 ， p=0.647 ， 95% CI[-0.012，0.019];購房： B=-0.007 ， SE=0.009 ， z=-0.693 ， p=0.489 ， 95% CI[-0.025，0.012]；高消費： B=0.006 ， SE=0.011 ， z=0.585，p=0.559，95%CI[-0.015，0.028]） 。

子女管教情境略有不同：當丈夫為決策人時，生育依附明顯（丈夫： B= 0.022 ， SE=0.006 。 z= 3.698， plt;0.001 ， 95% CI[0.010，0.034]; 妻子： B= 0.003， SE=0.010 ， z=0.256 ， p= 0.798 ， 95% CI [-0.018 ，0.023]）；當妻子為決策人時，丈夫的傳統性別角色觀念對妻子生育意愿的影響不顯著 B= 0.009， SE=0.008 ， z=1.108 ， p= 0.268 ， 95% CI [-0.007 ，0.025]），妻子傳統性別角色觀念的影響同樣不顯著 （B=0.007 ， SE=0.009 z=0.790 ， p= 0.430， 。因此，我們雖然沒有觀察到生育依附，但妻子并未表現出較高的生育自主。這與我們的假設不相符。這可能是因為子女管教這一決策情境比較特殊，它并不涉及到金錢，因此也難以賦予女性較高的地位，此外，在中國傳統家庭模式中子女管教作為家庭內部事務，通常被視為女性的分內責任，因此它盡管在一定程度上減緩了女性的生育依附，但并未賦予女性足夠的生育自主性。我們將在討論部分進一步探討這個問題。

總的來說，上述結果確實表明：（1）當丈夫具有較大家庭決策權時，生育依附現象較為明顯；（2）反之，當妻子具有較大家庭決策權時，生育依附得到了較大緩解，甚至轉化成生育自主。上述結果表明家庭決策權確實可在一定程度上解釋生育依附/自主，這為假設2提供了證據。此外，從附表S9～S11中我們還可以看出，在5類不同的決策情境中，丈夫擁有主要決策權的樣本數明顯高于妻子為主要決策人的樣本數，即便在通常被認為是女性分內之事的子女管教情境中，主要決策人依然是丈夫。這意味著，在中國，整體上丈夫仍具有相對較高的家庭決策權，這就解釋了為什么盡管不少已婚女性已經擁有了生育自主，但在前文的總體分析中，生育依附依然存在。

3.6 異質性分析

3.6.1 戶口差異

在我國的戶口政策中，二元戶口制度居于核心地位。楊華（2018）認為農業戶口女性的身份是具有依附性的，而續繼和黃婭娜（2018）發現傳統性別勞動分工可能會扭曲已婚女性的勞動行為，降低其收入并增加對丈夫的依附性，而這一點在農業戶口女性中尤為明顯。據此，本文認為基于家庭決策權的生育依附在農業戶口女性中可能更為明顯。為了驗證這一假設，本文以妻子戶口為標準對樣本進行分組回歸，并得到如附表S12所示的結果。我們發現，在非農業戶口樣本中，生育依附現象消失了，妻子表現出較高的生育自主：丈夫傳統性別角色觀念與妻子生育意愿之間的關系并不顯著 B=0.010 ， SE= 0.010， z=1.084 p=0.279 ， 95% CI [-0.008 ，0.029]），而妻子傳統性別角色觀念與自身生育意愿之間存在著顯著正相關 （B=0.030 ， SE=0.011 ， z=2.853 ， 95% CI[0.009，0.051]。相反，在農業戶口樣本中，生育依附現象顯著，即相較于妻子自身的傳統性別角色觀念 （B=0.005 ， SE=0.007 ， z= 0.698， p=0.485 ， 95% CI [-0.008 ，0.018]），丈夫的傳統性別角色觀念對妻子生育意愿的影響更為顯著 SE=0.006 0 z=2.841 p=0.004 ， 95% CI[0.005，0.027]。這為假設3提供了初步的證據。

3.6.2 地區差異

本文參考沈小波等（2021）關于我國中東西部地區的劃分對樣本進行分組回歸，結果如附表S13所示。結果支持了假設3：在東部地區的樣本中，丈夫的傳統性別角色觀念與妻子生育意愿的關系不顯著 （B=0.017 ， SE=0.009 ， z= 1.902 p=0.057 ，而妻子的傳統性別角色觀念對自身生育意愿有著正向的顯著影響 0SE=0.004 ， z=1.971 ， p=0.049 ， 95% CI [0.00004，0.016]），這意味著生育依附現象消失了，妻子表現出一定的生育自主性；而在中西部地區的樣本中，丈夫的傳統性別角色觀念與妻子生育意愿之間存在顯著正相關 B=0.012 ， SE=0.005 z=2.484 p= 0.013， 95% CI[0.002，0.021]），妻子的傳統性別角色觀念對自身生育意愿的影響不顯著 （B=0.009 SE=0.010 ， z=0.843 ， p=0.399 ， 95% CI [-0.011 50.029]），生育依附現象存在。

3.6.3 教育差異

本文根據控制變量中的受教育年限進行分組：受教育年限在6年及以下的為低教育組，受教育年限在7年至12年為中等教育組，受教育年限在13年及以上為高教育組，然后進行分組回歸，結果如附表S14所示：低教育組中丈夫的傳統性別角色觀念與妻子生育意愿之間存在顯著正相關 （B= 0.023， SE=0.007 ， z= 3.232 ， p= 0.001 ， 95% CI[0.009，0.036]），而妻子的傳統性別角色觀念對自身生育意愿的影響不顯著 （B=0.001 ， SE=0.008 z=0.179 5 p=0.858 95%CI[-0.015，0.018]） ，生育依附現象存在；在中等教育組和高等教育組中，丈夫傳統性別角色觀念對妻子生育意愿的影響不顯著（中等： B=0.006 ， SE=0.005 ， z=1.268，p=0.205 95% CI [-0.003 ，0.016]；高等： B=- 0.010 ， SE= 0.017， z=-0.605 ， p= 0.545 ， 95% CI [-0.042 0.022]），而妻子傳統性別角色觀念與自身生育意愿之間表現出顯著的正相關，生育依附現象消失（中等： B=0.021 ， SE=0.007 z=3.213 ， p=0.001 ， 95% CI[0.008，0.034]；高等： B=0.060 ， SE=0.020 ， z= 3.020， p=0.003 ， 95% CI[0.021，0.099]），妻子表現出較高的生育自主性。上述結果為假設3提供了補充的證據。

3.6.4 世代差異

世代是指在社會發展歷程中具有共同位置的一群人，他們往往具有相似的價值觀和行為習慣因此使用世代隊列分析有助于展示某一社會現象在不同歷史背景下的變化趨勢（Hobcraftetal.，1982）。參考現有文獻（Egriamp;Ralston，2004;Yi et al.，2010）和中國特定的社會歷史背景，本文根據妻子出生年份變量將樣本劃分為以下4類世代：（1）革命世代（1949 年之前出生）、（2）計劃經濟世代 （1950～ 1979年出生）、（3）改革開放世代（1980～1990年出生）和（4）現代世代（1991～1998年出生）。我們通過分組回歸來檢驗不同世代女性群體中生育依附現象的變化趨勢，結果如附表S15所示。

回歸結果顯示，在革命世代和計劃經濟世代的樣本中，丈夫的傳統性別角色觀念與妻子生育意愿之間存在顯著正相關（革命： B=0.036 ， SE=0.011 ，z=3.270 ， p=0.001 ， 95% CI[0.015，0.058]；計劃：B=0.014 ， SE=0.005 ， z=2.784 ， p=0.005 ， 95%

CI[0.004，0.023]），妻子的傳統性別角色觀念對自身生育意愿的影響不顯著（革命： B= 0.009 ， SE= 0.016， z=0.562 5 p=0.574 ， 計劃： B=0.008 ， SE=0.006 ， z=1.175 ， p=0.240 095% CI[-0.005，0.020]），生育依附現象存在；在改革開放世代的樣本中，丈夫傳統性別角色觀念與妻子生育意愿的關系不顯著 （B=-0.004 ， SE=0.011 ，z=-0.358 ， p=0.720 ， 95% CI[-0.026，0.018]），但妻子的傳統性別角色觀念與自身生育意愿之間的關系同樣不顯著 B=0.006 2 SE=0.020 z=0.292 p=0.770 ， 95% CI [-0.033 ，0.044]），生育依附現象消失，但女性生育自主尚未完全取得。在現代世代樣本中，丈夫的傳統性別角色觀念與妻子生育意愿之間的關系不顯著 （B=-0.007 ， SE=0.016 z= -0.450， p=0.653 ， 95% CI[-0.038，0.024]），而妻子的傳統性別角色觀念與自身生育意愿之間有著顯著的正相關 ΔB=0.064 ， SE=0.020 ， z=3.209 ， p= 0.001， 95% CI[0.025，0.103]），生育依附現象消失，妻子表現出較高的生育自主性。上述結果不僅為假設3提供了有力證據，也在一定程度上展示了生育依附在我國的縱貫變化，從而為更細致地理解這一社會現象提供了歷史的視角。

最后，從生育角度來說，關注育齡人群顯然更具現實意義。因此，我們基于育齡（調查當年年齡 ≤ 49歲）-非育齡（調查當年年齡 gt;49 歲）的劃分對上述結果做了進一步的補充分析（完整結果見附表S16。結果顯示，生育依附主要存在于非育齡人群中，這與基于世代的異質性分析結果基本一致。具體來說：

（1）非育齡人群 （n=3473） 包括全部的革命世代（1949年之前出生）和部分的計劃經濟世代（1950～1979年出生）。就這兩個世代的女性而言，其生育意愿主要受丈夫傳統性別角色觀念的影響 ?B=? 0.021， SE=0.008 ， z=2.748 ， p= 0.006 ， 95% CI[0.006，0.036]），而妻子自身傳統性別角色觀念的回歸系數仍然不顯著 （B=0.008 ， SE=0.009 ， z= 0.915， =0.360，95%CI[-0.009，0.026]） 。

（2）育齡人群 （n=3616） 包括全部的改革開放世代（1980～1990年出生）和現代世代（1991～1998年出生），以及部分的計劃經濟世代（1950～1979年出生）。就這三個世代的女性而言，丈夫的傳統性別角色觀念對其自身生育意愿的回歸系數分別為負向不顯著（改革開放世代和現代世代）和正向顯著（計劃經濟世代），不同方向的效應相互抵消后最終得到了不顯著的回歸系數 （B=0.007 ， SE=0.007 ， z= 1.031， σ_p=0.303 5 95%CI[-0.006，0.021]） 。而妻子自身傳統性別角色觀念的影響僅在現代世代中顯著為正，但由于其樣本量較少 （n= 147）. ，因此組合后仍然得到了不顯著的回歸系數 （B=0.010 ， SE= 0.009， z=1.152 p=0.249 95% CI[-0.007，0.027]）。這一結果表明，從總體上來說，在尚處于育齡的已婚女性中，盡管生育依附已經消失，但生育自主也并不明顯，尚處于過渡階段。

（3）進一步，我們還針對育齡群體進行了三項異質性分析，分別基于：戶口（農業vs.非農業；見附表S17）、地區（東部vs.中西部；見附表 S18）和教育（低教育vs.中教育vs.高教育；見附表S19）。結果總結如下：育齡人群的生育依附主要存在于低教育組 ；丈夫： B= 0.026 ， SE= 0.012， z=2.129 ， p=0.033 ， 95% CI [0.002，0.050];妻子： B=-0.011 ， SE=0.012 ， z=-0.889 p=0.374 ，95%CI[-0.034，0.013]） ；而生育自主則存在于非農業群體 ；丈夫： B=-0.004 ， SE=0.010 ， z= -0.428， p= 0.669 ， 95% CI [-0.023 ，0.015]；妻子：B=0.049 ， SE=0.012 ， z=3.977 ， plt;0.001 ， 95% CI[0.025，0.074]）、東部地區 ；丈夫： B= -0.002 ， SE=0.008 ， z=-0.222 ， p=0.825 ， 95% CI（204號 [-0.018 ，0.015]；妻子： B=0.023 ， SE=0.010 z= 2.350， p=0.019 ， 95% CI[0.004，0.042]）、中等教育組 （n=1799 ；丈夫： B=-0.004 ， SE=0.006 z= -0.652 ， p=0.514 ， 95% CI [-0.015 ，0.008]；妻子：B=0.023 ， SE=0.007 z=3.049 ， p=0.002 ， 95% CI[0.008，0.037]）和高教育組 Φ（n= 233 ；丈夫： B= -0.009 SE=0.018 ， z=-0.528 p=0.598 ， 95% CI[-0.045，0.026]；妻子： B=0.060 ， SE=0.024 ， z= 2.558， p=0.011 ， 95% CI[0.014，0.107]）。上述結果表明，相較于其他因素，教育水平偏低可能對育齡女性生育依附的影響尤為顯著。這一發現具有重要的現實意義，表明提升教育水平或許是減少生育依附、促進生育自主，從而推動性別平等的最有效途徑之一。

3.7基于CFPS2022數據的補充分析

前文的分析已經在很大程度上揭示了中國已婚女性中的生育依附/自主，但尚存在兩個不足。第一，上述分析主要基于2014年的數據，未必能準確反映當下的現實；其次，盡管理想子女數是普遍使用的生意意愿指標，但某些學者認為這一指標可能測量的是生育態度而非生育意愿（陳思靜 等，2024）

因此并非實際生育行為的良好指標，相反，生育計劃是預測近期生育行為的更有效指標（鄭真真，2014）。考慮到這兩點，我們采用了CFPS2022的數據對上述結果作進一步分析，以增強本文結論的可靠性。該分析將研究對象設定為在2014年、2022年均參與CFPS調查且配偶編碼未發生變化的各年齡段的已婚女性。預測變量為CFPS2014年的丈夫和妻子的傳統性別角色觀念；控制變量的選取、固定效應的控制以及回歸方程中標準誤的聚類處理均與前文保持一致；結果變量為生育計劃，采用CFPS2022中的題項\"你/您未來兩年內是否會要孩子？（不會 ε=0 ；會 \"這一更接近行為層面的二分變量來測量。

本節的數據清洗過程如下。首先，分別用丈夫個人編碼匹配妻子配偶編碼、妻子個人編碼匹配丈夫配偶編碼這兩種不同匹配方式得到11983個和11984個夫妻匹配數據，分別記為數據庫一與數據庫二；將上述兩數據庫以妻子個人編碼進行一對一匹配，分別在數據庫一和數據庫二中排除了2個和3個無法匹配的異常數據，得到11981個夫妻匹配數據。在上述基礎上，我們逐步剔除了未能與前文基準回歸模型中妻子樣本匹配的7309個被試、1367個結果變量（生育計劃異常的被試、4個配偶編碼發生變化的被試、2390個控制變量（詳見后文）缺失的被試，得到了911個被試。另外，在Logistic模型中，由于部分省份樣本結果變量的取值（0或1）完全一致，Stata會自動剔除這部分數據，具體來說，在北京、天津、黑龍江、上海、江蘇、安徽、福建、江西、湖北、湖南、重慶、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、新疆以上省市區共剔除被試356個。最終，我們共得到了555個有效被試。

考慮到結果變量（妻子的生育計劃）為二分類變量，本節采用Logistic回歸模型來驗證已婚女性行為層面中存在的生育依附現象。需要注意的是，由于從2014年到2022年調查年份跨度較大，2022年個人收入的提問方式發生變化，故選取的是個人工資性年收入即所有工作的稅后工資性收入。而戶口變量相較于2014年，新增了居民戶口類型，這是因為根據國務院發布的國發［2014]25號文件《關于進一步推進戶籍制度改革的意見》，取消農業戶口與非農業戶口性質區分和由此衍生的藍印戶口等戶口類型，統一登記為居民戶口，但各省市響應進行戶籍改革的時間有所不同，因此調查中出現了非農業戶口、農業戶口、居民戶口三種類型。其余控制變量的口徑均與2014年CFPS數據庫保持一致。回歸結果顯示，丈夫傳統性別角色觀念 （B=0.769 5SE=0.256 ， z=3.007 ， p=0.003 ， 95% CI [0.268，1.270]）和妻子的生育計劃之間存在顯著正相關，而妻子的傳統性別角色觀念 （B=-0.293 ， SE=0.200 5z=-1.466 0 p=0.143 ， 95% CI [-0.686 ，0.099]）與自身生育計劃之間的關系不顯著。完整結果見附表S20。

上述結果表明，生育依附可能是一種相對穩定的社會現象，因為2014年丈夫的傳統性別角色觀念顯著影響妻子2022年的生育計劃，支持了生育依附的長期存在性。當然，這一現象僅在整體層面成立，它受到地區、世代、教育和戶口等宏微觀因素的調節，如前文所述。

4討論

不同于以往主要聚焦女性自身性別角色觀念的個體視角研究（如：胡榮，林彬彬，2020；姜春云，2022;Lappeg?rd etal.，2021；李艷，李長安，2024;李正東等，2024;McDonald，2000；Neyeretal.，2013），本文采用關系導向視角，強調丈夫的性別角色觀念對妻子生育意愿的影響，并基于此提出了生育依附和生育自主。基于CFPS2014數據分析，我們發現，較早世代、教育水平較低、居住于中西部地區或持農業戶口的女性表現出明顯的生育依附，即其生育意愿主要受丈夫的傳統性別角色觀念影響，而非自身觀念。相較之下，較晚世代、教育水平較高、居住于東部地區或持非農業戶口的女性則呈現一定程度的生育自主，其生育決策更多受自身性別角色觀念驅動，丈夫的影響相對減弱。這一發現表明，在考察女性生育決策時，忽視丈夫因素可能導致結論片面，從這個意義上講，本文為理解女性的生育決策提供了新的思路。此外，本研究還揭示了性別不平等不僅體現在資源占有的不均衡，還如性別地位理論所指出的那樣（Ridgeway，2001;Steynamp;White，2011），深植于男性與女性共同持有的無意識偏見之中，即女性依賴男性的觀念來做出和自身利益相關的決策。盡管中國婦女社會地位調查表明，女性權益與社會地位已顯著提升，但在生育這一關鍵領域，部分已婚女性仍在很大程度上依賴丈夫的觀念態度做出生育決策，且這一現象具有較強的延續性，對CFPS2022數據的補充分析驗證了這一趨勢。本研究為理解性別平等與女性權益保護提供了新的理論視角。

本文進一步發現，家庭決策權在一定程度上解釋了已婚女性的生育模式。基于CFPS2014數據分析，我們發現，生育依附或生育自主在很大程度上取決于夫妻間經濟資源的權力平衡。當丈夫掌握較高家庭決策權時，女性生育意愿更受丈夫性別角色觀念影響；相反，當女性掌握決策權時，這種依附效應消失，甚至轉變為一定的生育自主，即生育決策主要受自身性別角色觀念驅動。

值得注意的是，在子女管教這一場景中，女性掌握了家庭決策權雖然在一定程度上緩解了生育依附，但女性并未取得生育自主，因為正如回歸結果顯示，女性和丈夫各自的性別角色觀念都未能對女性生育意愿產生顯著影響。盡管從表面上看起來，這一結果似乎與我們的理論不符，但仔細推敲，這一結果反而從側面證實了本文的觀點。和儲蓄、投資、購房等場景不同，“相夫教子”一直以來被認為是已婚女性的分內之事，不會直接給家庭帶來額外收入。因此，我們推測，只有掌握了那些與經濟資源直接相關的家庭決策才能為女性帶來生育自主。例如，家務勞動中的決策權可能并不會帶來女性的生育自主，甚至無法緩解女性的生育依附，因為傳統觀念不并認可家務勞動的經濟屬性。考慮到目前家務勞動仍然主要由女性承擔（續繼，黃婭娜2018），提升家務勞動的社會認可和經濟價值可在一定程度上為女性帶來更平等的家庭地位和更大的決策權，從而進一步消解生育依附。事實上，政府部門已經注意到了這一點，例如，《中華人民共和國民法典》新增了對家務勞動經濟價值的肯定，本文發現為上述決策提供了科學的證據。

基于戶口、地區、教育和世代的異質性分析揭示，已婚女性的生育依附現象并不是一種均質的社會現象，而是表現出了顯著的社會分層與結構性差異。具體而言，這種生育依附現象在農業戶口、居住于中西部地區、教育水平較低或較早世代的女性中表現得更加突出。這表明，女性賦權運動在推動女性生育自主權方面，應更加注重不同社會群體間的差異，從而制定更具針對性的政策和行動策略。首先，農業戶口的女性往往受到更強的傳統家庭觀念和社會壓力的束縛，丈夫在家庭決策中的話語權更為顯著（程佳朦，2021）。在這些背景下，女性自主決定生育的能力被明顯削弱。因此，女性賦權運動應特別關注農村地區的性別平等問題，推動當地性別意識的提升，通過教育和社區支持機制的建立，增強農村女性在生育問題上的話語權。其次，生活在中西部地區的女性，由于這些地區的經濟發展水平相對落后，生育依附現象相對突出。因此，女性賦權運動在這些地區需要投人更多資源，確保婦女能夠獲得教育、就業和健康保障等關鍵資源，以減輕她們對配偶的依賴。類似的研究表明，賦予女性更多社會和經濟權利，能夠顯著提升她們在家庭中的決策權（陶濤，2012；鄭廣懷，眥堯淥，2024）。再次，教育水平對女性生育自主性的影響也不容忽視。較低教育水平的女性往往在生育決策中更依賴于丈夫，而高學歷女性由于具備更強的經濟獨立性和社會資本，能夠在家庭生育決策中享有更大的主動權。因此，女性賦權運動應特別關注提升低學歷女性的教育機會和社會地位，使她們在生育問題上擁有更多自主權。綜上所述，女性賦權運動的重點應當有所側重，特別是針對農業戶口、生活在中西部、教育水平較低或較早世代的女性群體。這些女性在生育問題上面臨更為復雜的社會結構性限制，賦權運動需要通過多維度的社會政策支持、教育資源提升和性別意識教育，推動她們在家庭和社會中享有平等的決策權和更大的自主空間。

考慮到中國目前的低生育氛圍，有必要關注生育依附與生育意愿之間的關系。目前，確實存在大量證據表明，平等的性別觀念和生育意愿之間存在負向關聯（胡榮，林彬彬，2020；姜春云，2022;Kaufman，2000；李艷，李長安，2024；李正東等，2024；Milleramp;Pasta，1995）；換言之，從單純提升生育意愿的功利角度出發，促進女性的生育依附似乎是一種值得考慮的選擇。然而，有兩個理由阻止我們這么做：第一，生育自主本身即是一種值得追求的社會目標，它并不需要附著在某個功利目的之上。其次，女性生育自主與生育意愿之間的關系可能并非線性的，而是一種U型關系。Goldscheider等（2015）將性別革命劃分為兩個階段：第一個階段是公共領域階段，包括增加女性接受教育和就業機會等；第二個階段是私人領域階段，在這個階段中男性開始更多地承擔家務勞動和育兒責任，從而緩解女性的育兒負擔。而中國目前可能只是完成了性別革命的第一階段，換言之，我們仍處于U型曲線的左邊，這導致了較低的生育率（Cotteretal.，2011）.而在曲線的右邊，女性家庭地位和生育自主的提升會伴隨著生育率的上升。在奧地利（Tazi-Preveetal.，2004）和東歐國家（Lappeg?rdetal.，2021）開展的研究為上述看法提供了證據。基于上述原因，我們認為生育依附/自主與生育意愿之間的關系尚需進一步的探索。

本文所揭示的已婚女性從生育依附向生育自主的轉變，可能也與中國社會現代化進程及個人主義價值觀的興起有關。集體主義價值觀通常強調謙遜、順從等人格特質，而個人主義則更重視獨立與自信（黃梓航等，2018）。在生育模式上，這種價值觀的轉變可能表現為生育自主逐漸取代生育依附。然而，吳勝濤等（2024）指出，中國近40年來個人主義的發展主要呈現出以財富與享受為導向的功利主義特征，而非強調獨立與自主的理性主義取向。因此，女性生育模式的變化與價值觀演變之間的關系尚不明朗，仍需進一步探討。

在結束本文之前，我們想指出本文若干不足及未來研究方向。首先，本文主要依賴數據庫數據探索了不同變量之間的關系，這導致本文結論尚缺乏足夠的因果性證據，比如盡管性別角色觀念對生育意愿的影響已得到眾多文獻支持，但相反的因果關系似乎同樣是可能的，例如，為了避免認知失調，懷孕的女性可能會更加支持傳統的性別角色，而決定放棄生育的女性可能更支持現代的性別角色。考慮到學界尚缺乏一個發展成熟的性別角色操縱方式，在未來研究中設計一種有效的實驗操縱將大大提升現有研究結論的穩健性和可靠性。其次，本文結果變量主要采用了口頭報告的方式，這導致我們無法在行為層面上來檢驗本文結論，盡管有證據表明口頭報告的行為意向和真實行為之間存在較高的正相關（Kormosamp;Gifford，2014），但對本文結論在實際行為層面展開進一步的研究必將豐富現有文獻。再次，受CFPS數據制約，本文主要采用理想子女數來衡量個體的生育意愿。盡管該指標在現有文獻中被廣泛使用（侯佳偉 等，2014），但有學者指出，它更多反映了個體對生育規范的主觀感知（風笑天，2017），因而可能僅為生育意愿的間接測度。因此，在解讀和應用本文結論時需保持審慎。同時，未來研究可進一步探索更精準的測量工具，以驗證本文結論的穩健性。最后，主要發現的效應量偏小也是本文的一個不足，但正如 Ma 等（2024）以及Funder和Ozer （2019）所指出的，微小的效應在長期、不同情境或個體層面可能會累積，并最終帶來具有廣泛影響的結果，特別是在中國這樣人口規模龐大的社會背景下，即便單個個體層面的效應較小，累積后仍可能對社會產生顯著影響。未來研究可以進一步探討這些效應在不同情境和時間維度上的變化，以深化對該現象的理解。

5 結論

本研究得到以下結論：（1）在中國已婚女性中，存在一定程度的生育依附，即相比于女性自身的傳統性別角色觀念，丈夫的傳統性別角色觀念對其生育意愿影響更顯著；（2）生育依附的程度因個體與社會特征而異，較早世代、低學歷、農業戶口和中西部地區女性更易表現出生育依附，而較晚世代、高學歷、非農業戶口和東部地區女性則更具生育自主;（3）家庭決策權是影響女性生育模式的重要機制，女性在經濟相關事務中擁有更多決策權，有助于增強其生育自主性。

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Fertility dependence or fertility autonomy？ The impact of husbands’ traditional gender role conceptions on wives’ fertility intentions

CHEN Sijing1，2，WANG Zhen1， YANG Shasha3， ZHENG Peng1， HE Quan4

（ SchoolofEconomicsandanagementZhejiangUniversityofienceandTechnologyHangzhou3o3，ina） （ Zhejiang UniversityofSienceand TechnologyResearch Baseofthe Zhejiang Provincial Research Centerof XiJinping Thoughton Socialism with Chinese Characteristicsfora New Era，Hangzhou 31oo23，China） （SchoolofPsychologyandCognitive Science，East China Normal University，hanghai2oo62，China） （4School ofPublicAdministration，ZhejiangUniversityofTechnology，Hangzhou31oo23，China）

Abstract

Existing literature has extensively examined the relationship between gender role conceptions and fertility intentions，reaching a relatively stable conclusion that more traditional gender role conceptions are associated with stronger fertility intentions.Anotable limitation inthis bodyofresearch，however，is its predominant focus on individuals’own gender role conceptions，while largely neglecting the influence of their spouses’beliefs and attitudes. Overlooking this relational aspect may lead to incomplete conclusions. Diverging from previous studies，this paper investigates the relationship between spouses’gender role conceptions and individuals' fertility ntentions， with particular emphasis on the influence of husbands’gender role conceptions on wives' fertility intentions，given that women are primarily engaged in fertility behaviors.The central questionof this study is whether fertility dependency exists among married women in China.Specifically，it examines whether husbands’gender role conceptions exert a stronger influence on their wives’fertility intentions than the wives' own conceptions.If this is the case，the study further explores the factors contributing to this dependency and seeks to provide a theoretical explanation for these dynamics.

This study utilized data from the 2014 China Family Panel Studies （CFPS）.After data cleaning，a total of 7， 089 valid participants remained. Core variables were constructed as follows： the outcome variable，representing the wife's fertility intention，was measured by the desired family size （an integer between O and 10）.The primary predictor variable，representing the couple's gender role conceptions， was assessed through four items， such as “Men are carer-oriented，and women are family-oriented.”The mean score of these four items served as an indicator of gender role conceptions，with higher scores reflecting more traditional perspectives.Results indicate that fertility dependency is significant，and this finding remains consistent regardless of the different measurement approaches and regression models we employed. Specifically， husbands’ gender role conceptions exert a stronger influence on their wives’ fertility intentions than the wives’own conceptions; notably，this effect does not occur in the opposite direction. Using data from the CFPS 2022 （N=555 ），we further investigated the relationship between husbands’and wives’genderrole conceptions in2O14and wives’near-term fertility plan in 2022.The findings indicate that fertility dependency persists;specificaly，husbands'gender role conceptions in 2014 exhibit a stronger correlation with their wives’fertility plan in 2022 than the wives’own gender role conceptions.

Furthermore， we examined fertility dependency across different distributions of household decision-making power. The results indicate that fertility dependency is more pronounced among married women whose husbands hold greater authority in five key domains： household expenditures，savings and investments，real estate purchases，child discipline，and major acquisitions. In contrast， when wives have greater decision-making power， fertility dependency diminishes or shifts toward fertility autonomy，highlighting the critical role of household decision-making power in shaping fertility outcomes. Moreover， fertility dependency is not uniformly distributed across time and space.It is particularly evident among women from earlier generations，those with lower educational attainment， rural hukou holders，and residents ofcentral and western China.By contrast， women from later generations，with higher education， non-rural hukou，and living in eastern China exhibit weaker fertility dependency or even fertility autonomy.

The findings of this study carry significant theoreticaland practical implications.First，the results indicate that a substantial number of maried women in China are influenced by their husbands’gender role conceptions in fertility decision-making.Neglecting the role of husbands’beliefs may lead toan incomplete understanding of wives’fertility decisions.Second，this study ofers a psychological perspective on gender equality based on gender role conceptions. It suggests that gender inequality is not only reflected in the unequal distribution of economic resources but also in the asymmetric psychological dependence between spouses.Enhancing women's decision-making power in household afairs can mitigate fertility dependency and promote fertility autonomy. This，in turn， may contribute to broader social progressand support the development of a more harmonious and sustainable society.

Keywordsfertility intentions， fertility dependency， fertility autonomy， gender role conceptions

補充材料

表 S1控制變量的描述性統計信息 N=7089 2

表S2基準模型回歸結果

注： ^*plt;0.05 ， ^**plt;0.01 ^***plt;0.001 。

表S3基于多分類Logistic回歸的探索性分析 N=7089

注：上述回歸結果以\"生育意愿 Σ=Σ 1\"為參照組，且已控制省份固定效應; ^*plt;0.05 ^**plt;0.01 ^***plt;0.001 ， Pseudo R²=0.180

表S5更換測量方法的穩健性檢驗

注： ^*plt;0.05 ^**plt;0.01 ， ^***plt;0.001 。

表S6更換計量模型的穩健性檢驗

注： ^*plt;0.05 ， ^**plt;0.01 ^***plt;0.001 ；其中第一列的 R² 為Adj- ?R² ，第二列則為Pseudo R² 。

表S7縮尾截尾處理的穩健性檢驗

注：在 1% 的水平上對結果變量\"生育意愿\"進行右側單側截尾后的樣本量 N=7053 ^*plt;0.05 ^**plt;0.01 ， ^**plt;0.001.

表S8競爭性解釋的檢驗結果

注：模型1的被試是在基準回歸樣本基礎上剔除了丈夫理想子女數為缺失值的15 名被試和丈夫控制變量存在缺失值的18名被試，最終得到的7056名有效被試（丈夫）；模型2的研究被試是與7056名有效被試（丈夫）一一對應的妻子樣本; ^*plt;0.05 ^**plt;0.01 ^**plt; 0.001。

表S11子女管教決策權下的生育依附/生育自主

注：子女管教決策在夫妻決策人總和的樣本量 N=5945 ；決策人為其他人的情況不是本文研究重點，故回歸結果未在表中展示; ^*plt; 0.05， ^*plt;0.01 ^***plt;0.001 。

表S12基于戶口的異質性分析

注：基于戶口類型的異質性分析中只刪除戶口變量，其余控制變量同表 S2; ^*plt;0.05 ^**plt;0.01 ^***plt;0.001 0

表S13基于地區的異質性分析

注： ^*plt;0.05 ^**plt;0.01 ， ^**plt;0.001 。

表S14基于教育水平的異質性分析

注：基于教育水平的異質性分析中只刪除受教育年限變量，其余控制變量同表 S2；在高教育組中存在2名由于檢驗固定省份效應被程序命令自動剔除的被試（被試所在省份僅自己一人）; ^*plt;0.05 ^**plt;0.01 ^***plt;0.001 。

表S16基于育齡-非育齡人群的異質性分析

注： ^*plt;0.05 ${ ＼^ { * * } p } lt; 0 . 0 1$ ^***plt;0.001 。

表S17育齡人群基于戶口的異質性分析

注：基于戶口類型的異質性分析中只刪除戶口變量；在農業戶口組中存在1名由于檢驗固定省份效應被程序命令自動剔除的被試（被試所在省份僅自己一人）; ^*plt;0.05 0 ^**plt;0.01 ^**plt;0.001 。

表S18育齡人群基于地區的異質性分析

注： ^*plt;0.05 ${ ＼^ { * * } p } lt; 0 . 0 1$ ^***plt;0.001 。

表S19育齡人群基于教育水平的異質性分析

注：基于教育水平的異質性分析中只刪除受教育年限變量；在高教育組中存在2名由于檢驗固定省份效應被程序命令自動剔除的被試（被試所在省份僅自己一人）; ?_plt;0.05 0 ^**plt;0.01 ^***plt;0.001 。

表S20 補充分析回歸結果

注：戶口變量以非農業戶口為基準; ^*plt;0.05 ， ^**plt;0.01 ^***plt;0.001 0