Page 152 - 《社会》2025年第4期

静水潜流：社会变迁、婚姻状态与生育水平变化

状态对生育水平变化的贡献为因变量进行回归分析。 对于每个省份，我
们得到其在 2000 年、2010 年和 2020 年三个时间点的婚姻状态贡献估
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计值。 由于不同省份生育水平的变化在过去 30 年存在显著差别，因此
在回归分析中本文将因变量设定为婚姻状态的贡献占过去一年生育子
女数和总和生育率跨时期变化的比例，以保证省份之间的可比性。 省级
层面固定效应模型表示为：
[6]
Y jt = 籽 0 + 酌 1X jt + 仔 j + 姿 t + 缀 jt
其中，酌 1 为社会经济发展因素（X jt）和婚姻状态贡献比例（Y jt）的相关系
数估计。 在第二个模型中，本文加入经济社会发展因素和省份所在地区
（东、中、西部）的交互项：
[7]
Y jt = 籽 0 + 酌 1X jt + 酌 2X jt × R j + 仔 j + 姿 t + 缀 jt
以东部地区为参照，方程[7]中 酌 1 可以理解为东部地区经济社会发展因
素的相关系数估计，酌 2 为中西部地区与东部地区在经济社会发展因素
的相关系数上存在的差异。

四、 分析结果

（一）过去一年生育子女数的影响因素及跨时期差异
表 1 给出了以过去一年生育子女数为因变量的结果方程（方程[2]）
系数估计。 出于简洁和便于分析的考虑，这里仅列出主要解释因素的主
效应（茁 2 和 茁 4 ）及其与年份变量的交互效应（茁 3 和 茁 5 ）。 由于以 1990 年人
口普查的育龄女性为参照组，主效应为 1990 年各解释因素的相关系数
估计，交互效应为之后年份（ 2000、2010、2020）与 1990 年样本相关系数
差异的估计。 5 这里简要论述过去一年生育子女数的影响因素分析结
果。 就婚姻状态而言，纳入控制变量的前提下，在婚育龄女性相对于其
他婚姻状态类别的育龄女性过去一年生育子女数的差异在 1990 年最
大。 对于之后年份，未婚和丧偶状态的交互项相关系数为正，意味着其
相对于在婚育龄女性过去一年生育子女数的差异较之 1990 年一直下
降。 就离异状态而言，之后年份的交互项相关系数为负，且在 2010 年并

4. 重庆市于 1997 年成为直辖市，1990 年人口普查时仍归属四川省。 在分省份估计时，
我们使用四川省 1990 年的数据作为估计重庆市 2000 年、2010 年、2020 年婚姻状态贡献
的参照组。
5. 主效应和交互项相加即之后年份的各解释变量相关系数估计。

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