1. 引言
在社会结构持续演变与人口形势深刻变革的时代背景下，社会阶层流动性与当代大学生生育意愿成为备受瞩目的焦点议题。近年来，中国社会阶层流动性显著增强，不同阶层间的界限逐渐模糊，这一变化深刻影响着人们的职业选择、收入水平与生活方式。与此同时，我国出生人口持续下降，生育意愿及其影响因素成为社会各界关注的核心问题。当代大学生作为社会的新生力量和未来家庭组建的主体，其生育意愿不仅反映了年轻一代的生育观念与未来预期，更与国家人口发展趋势、社会稳定及经济可持续增长紧密相连。在此情境下，深入探究社会阶层流动性对当代大学生生育意愿的影响，极具理论与现实意义。
从理论层面来看，现有生育意愿研究多从经济、文化或婚姻角度的单独展开，而将其整合起来影响社会阶层流动性作为关键变量纳入研究的相对较少。社会阶层流动性作为重要的社会结构变量，在教育和就业压力加剧的当下，对个体生育选择和生活规划影响深远。深入剖析二者关系，有助于拓展生育意愿研究视角，完善社会分层理论和家庭社会学研究体系，为后续相关领域研究提供坚实理论参考。
就现实意义而言，我国正面临人口老龄化和生育率下降的双重挑战。大学生生育意愿偏低，这一现象背后蕴含着复杂的社会因素。挖掘社会阶层流动性与大学生生育意愿之间的内在联系，能够揭示当代年轻人对未来生活的期望以及生育意愿偏低的深层原因，不论是客观原因还是主观因素。这不仅为政府制定精准的教育、就业和社会保障政策提供有力依据，推动生育政策与社会发展环境的协调，还能为高校开展生育观念教育提供理论支撑，帮助学生形成理性、全面的生育观。
在研究过程中，过往研究虽已取得一定成果，但仍存在诸多局限。一方面，国内外相关研究多基于特定人群样本，对大学生群体的针对性研究较少；另一方面，研究多聚焦宏观社会经济的客观因素，忽视了个体生育决策中的心理因素和价值观念变化。本研究旨在填补这些空白，通过构建完善的理论框架，采用科学严谨的研究方法，综合运用文献研究法、问卷调查法和实验研究法，深入剖析各因素如经济收入、家庭、教育背景等客观因素与心理的主观因素，相结合下社会阶层流动性对当代大学生生育意愿的影响机制。同时，关注不同性别、地域和文化背景下大学生生育意愿的差异，为提升社会阶层流动性、完善生育支持政策提出切实可行的建议，进而促进人口结构健康发展和社会可持续进步。
2. 文献综述
自社会经济结构变迁成为重要研究视角以来，欧美学者长期致力于阶层流动性与生育意愿联系的研究。在经济因素方面，大量研究明确揭示出，由经济不平等所引发的阶层固化，对年轻人的生育意愿产生了严重的抑制作用。例如，McLanahan和Percheski (2008) [1]等学者通过严谨的实证研究表明，阶层固化使得低阶层个体承受着沉重的经济负担，未来充满不确定性，这在极大程度上降低了他们的生育意愿，根本原因就在于他们难以承担养育子女所需的高昂成本。
与之形成鲜明对比的是，在社会流动性较高的国家，民众的生育意愿普遍更为强烈。Boyd (1973) [2]的研究发现，社会阶层流动性的提升能够为个体带来更为丰富的经济与社会资源，从而有效地缓解生育所带来的经济压力，使个体更有信心和能力养育子女，进而显著提高生育意愿。
此外，国外研究还高度关注多种因素在这一过程中的作用。在性别差异方面，在部分文化传统中，女性往往承担着主要的育儿责任，这无疑会对女性在面对社会阶层流动机遇时的生育决策产生重要影响；文化差异使得不同文化背景下的人们，对于生育和阶层流动的认知与态度存在明显不同；在政策环境方面，完善的生育支持政策能够切实减轻民众的生育压力，进而有效刺激生育意愿。
国内学者在社会阶层流动性与生育意愿关系的研究领域，近年来取得了一定的进展，但总体上仍处于探索阶段。从宏观层面来看，蔡昉(2024) [3]明确指出，社会流动性是影响生育率回归的关键因素。蔡韦成和谢宇(2024) [4]通过对相关数据的深入考察发现，宏观社会相对流动性与民众期望子女数之间存在显著的正相关关系，并且主观态度在这一关联中发挥着重要的中介作用，也就是说，当民众感知到社会流动性较高，认为自身及子女拥有更多向上流动的机会时，往往更倾向于生育更多子女。
从微观层面分析，陈卫民和李晓晴(2021) [5]的研究表明，个人对未来社会流动的预期与生育意愿之间呈现出复杂的关系。具体表现为，中低收入阶层由于对未来经济状况深感担忧，社会流动预期会抑制他们的生育意愿；而高收入阶层凭借更强的经济实力和资源获取能力，社会流动预期反而会增强他们的生育意愿。同时，国内研究还发现，个体的教育水平、职业稳定性、收入差距、家庭经济条件等因素，会通过影响个体对未来经济的预期，进而间接作用于生育决策。然而，不可忽视的是，国内研究在理论体系的构建、实证研究方法的科学性与创新性，以及研究的深度和广度等方面，仍然存在较大的提升空间。
综合审视国内外相关研究，虽然已经取得了一定的成果，但也暴露出明显的局限性。一方面，过往研究样本大多针对特定人群，对于大学生这一具有独特价值观、生活方式和生育观念的群体，缺乏深入且系统的分析。大学生正处于人生的关键转型期，面临着社会阶层流动的诸多可能性，其生育意愿受到多种复杂因素的交织影响，迫切需要开展专门研究。另一方面，现有研究普遍侧重于宏观社会经济因素，而在很大程度上忽视了个体在生育决策过程中的心理因素以及价值观念的变化。实际上，生育决策并非仅仅是一种经济行为，它还深受个体情感、价值观、自我实现需求等心理因素的深刻影响。
鉴于上述情况，本研究将聚焦于当代大学生群体，旨在深入剖析社会阶层流动性对其生育意愿的影响。通过构建更为完善的理论框架，综合运用多种科学研究方法，全面考量宏观社会经济因素与微观个体心理因素，深入挖掘二者之间的内在联系与作用机制，从而有效弥补现有研究的不足，为后续相关研究以及政策制定提供坚实有力的支撑。
3. 数据来源与模型构建
3.1. 数据来源与整合方法
本文数据主要来源于中国综合社会调查(CGSS)、中国大学生追踪调查(CCSLS)、中国家庭追踪调查(CFPS)结合自编问卷调查数据，以全面分析社会阶层流动性对大学生生育意愿的影响。本文主要使用CGSS、CCSLS、CFPS 2008年、2013年、2018年、2023年的数据。十余年的历史跨度能更完整地体现社会阶层代际流动状况的变化趋势。将这些数据进一步组合成混合截面数据进行具体分析。相较于横截面数据，混合截面数据增加了样本容量、提升了样本代表性，能获得更准确的估计量和进行更有效的检验。依据所设置的相关研究变量，对缺失与无效样本进行剔除后，共获得有效样本1000个。另外，本文所使用的宏观数据主要来源于历年的《国家统计年鉴》以及各省的统计年鉴。
自编调查问卷设计基于文献综述与核心数据库缺口，设计《社会阶层流动性与生育意愿调查问卷》，包含6大模块、21项核心题项(详见附录)；抽样方法采用分层多阶段抽样，覆盖全国东、中、西部，12所高校(985/211院校占比40%，普通本科占比60%)，2025年7月共回收有效问卷1000份。其中男性占比41% (N = 410)，女性占比59% (N = 590)；在年级分布上，大一至大四87.5%，研究生12.5%；在家庭背景方面，父母本科及以上学历34%，家庭年收入中位数10.2万元。
自编调查问卷与核心数据库数据互补。核心数据库提供宏观上的区域社会流动性背景，而问卷数据聚焦微观上的个体决策机制。
数据整合模型
采用多层次线性模型(HLM)，将核心数据库数据作为第二层(区域层面)变量，问卷数据作为第一层(个体层面)变量，模型表达式为：
其中：
：个体i在区域j的生育意愿；
：个体层面变量(如家庭收入、主观流动性感知)；
：区域层面变量(如RLI、基尼系数)；
：随机截距项，反映区域差异对生育意愿的基线影响。
3.2. 数据质量评估
数据信效度检验
在信度方面，问卷Cronbach’s α = 0.84 > 0.7，各模块内部一致性良好；
在效度方面，验证性因子分析(CFA)显示，χ²/df = 2.13，RMSEA = 0.06，模型适配度达标；问卷中“生育意愿”与CFPS“实际生育行为”相关系数r = 0.32 (p < 0.01)。
3.3. 研究变量与模型构建
3.3.1. 核心变量设计
1) 因变量：生育意愿(Fertility Intention, FI)
通过多维指标综合衡量(Bongaarts, 2001) [6]：
理想子女数(Ordinal)：0个(9.5%)、1个(41.5%)、2个(34%)、3个及以上(15%)；
首次生育年龄计划(Continuous)：均值28.3岁(SD = 3.2)；
生育障碍感知(Binary)：经济压力(79%)、教育成本(75.5%)为主要影响因素。
最终通过主成分分析法(PCA)生成标准化生育意愿综合得分(Cronbach’s α = 0.82)。
2) 自变量：社会阶层流动性(Social Mobility, SM)
客观流动性(Objective SM)：
父母教育指数(PEI)：按学历赋值(1 = 小学及以下，5 = 硕士及以上)，均值2.87 (SD = 1.12)；
家庭收入等级(FIR)：1~5级(1 = 5万元以下，5 = 50万以上)，均值2.65 (SD = 1.08)；
职业声望得分(OPS)：参考《中国职业声望量表》(李强，2019) [7]，农业劳动者 = 1分，专业技术人员 = 5分。
主观流动性(Subjective SM)：
社会经济地位预期(SSE)：五级量表(1 = 显著下降，5 = 显著上升)，均值3.24 (SD = 0.93)；
阶层跨越难度(CDS)：五级量表(1 = 非常容易，5 = 非常困难)，均值3.81 (SD = 1.05)。
3) 中介变量
经济压力(ES)：李克特5级量表(“收入水平直接影响生育意愿”)，均值3.72 (SD = 1.14)；
教育延迟效应(EDE)：5级量表(“学历越高，生育越推迟”)，均值3.56 (SD = 1.23)；
性别差异(GD)：女性职业发展担忧(均值4.02，SD = 0.89)、男性收入稳定性需求(均值3.85，SD = 1.01)。
3.3.2. 控制变量设计
个体特征：性别(0 = 男，1 = 女)、年龄(连续变量)；
学业表现：成绩排名(1 = 前10%，4 = 50%以后)；
职业预期：未来收入预期(1 = 5万以下，5 = 50万以上)；
社会价值观：性别平等观念(多选中占比36%)。
3.4. 模型构建与检验方法
3.4.1. 多元线性回归模型
为检验社会阶层流动性对生育意愿的直接影响，构建如下模型：
其中：
：控制变量向量(性别、年龄等)；
：随机误差项。
3.4.2. 中介效应模型
基于Baron & Kenny (1986) [8]框架，采用Bootstrap法(Preacher & Hayes, 2008) [9]检验经济压力(ES)、教育延迟(EDE)及性别差异(GD)的中介路径：
步骤1：验证SM→FI的总效应(路径c)；
步骤2：验证SM→中介变量(M)的效应(路径a)；
步骤3：控制M后，检验SM→FI的直接效应(路径c')。
中介效应显著性通过95%偏差校正置信区间(5000次抽样)判定。
3.4.3. 稳健性检验
多重共线性：方差膨胀因子(VIF)均 < 5，排除共线性干扰；
异方差：通过White检验(p > 0.05)，采用稳健标准误修正；
内生性：工具变量法(IV2SLS)检验，选用“家庭户籍类型”作为工具变量(F = 12.35, p < 0.01)。
3.5. 理论框架与研究假设
基于社会分层理论[10]与生育理性选择理论[11]，提出以下假设：
H1：客观社会阶层流动性(PEI, FIR, OPS)负向预测生育意愿(β < 0)；
H2：主观流动性感知(SSE, CDS)通过经济压力(ES)和教育延迟(EDE)中介影响生育意愿；
H3：性别差异(GD)对女性生育意愿的抑制作用显著强于男性(交互效应检验：p < 0.05)。
4. 实证分析
4.1. 相关变量描述性分析
根据表1描述性统计结果所示，受访大学生样本中生育意愿的均值为2.753且标准差为1.023，介于最小值1和最大值5之间，表明受访大学生的生育意愿总体集中处于中等偏下水平。阶层是否影响意愿的均值为0.825，说明多数受访大学生认为阶层因素对生育意愿存在影响。由以上两点推测社会阶层流动性强时，大学生很可能因为所处阶级的变动而变化自己的生育意愿。此外作为中介变量的经济因素影响的均值最高且达到了4.053，其次是阶层跨越难度和教育背景影响。此外，性别差异影响的均值显示，男性比女性认为所处阶层对生育意愿影响的程度更高。以上综合说明了经济压力、阶层流动难度和教育背景等应被认为是社会阶层流动性影响生育意愿的重要因素。
Table 1. Descriptive statistical results of related variables
表1. 相关变量的描述性统计结果
变量 |
均值 |
标准差 |
最小值 |
最大值 |
阶层是否影响意愿 |
0.825 |
0.380 |
0 |
1 |
生育意愿 |
2.753 |
1.023 |
1 |
5 |
性别 |
0.543 |
0.498 |
0 |
1 |
年龄 |
21.523 |
1.487 |
18 |
25 |
父母最高学历 |
3.172 |
1.128 |
1 |
5 |
家庭年收入 |
2.873 |
1.162 |
1 |
5 |
阶层跨越难度 |
3.557 |
0.953 |
1 |
5 |
经济因素影响 |
4.053 |
0.882 |
1 |
5 |
教育背景影响 |
3.758 |
0.823 |
1 |
5 |
性别差异影响(男) |
3.623 |
1.052 |
1 |
5 |
性别差异影响(女) |
3.057 |
1.123 |
1 |
5 |
4.2. 相关性分析与回归结果
为了更加直观解释被解释变量“生育意愿”与各重要中介变量的相互关系，本文采用计算皮尔逊相关性系数判断变量之间的线性相关程度。各关键变量与生育意愿相关性系数结果如表2所示。由表2结果可以清楚看到：经济因素影响(即经济压力越来愈大)与生育意愿的负相关性最强，其次是性别差异影响和教育背景影响。阶层跨越难度与生育意愿的负相关性较弱，但方向符合理论预期。这些结果初步验证了研究假设，即以经济压力、教育背景和性别差异为代表中介因素的社会阶层向下流动对生育意愿具有抑制作用。
Table 2. Correlation coefficients between key variables and fertility intention
表2. 关键变量与生育意愿相关性系数
变量 |
相关性系数(r) |
理论方向 |
阶层跨越难度 |
−0.09 |
负相关 |
经济因素影响 |
−0.34*** |
负相关 |
教育背景影响 |
−0.14*** |
负相关 |
性别差异影响(男) |
−0.23*** |
负相关 |
性别差异影响(女) |
−0.13*** |
负相关 |
注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著；表中数据均四舍五入保留两位小数。
回归分析进一步支持了上述发现，具体回归系数如表3所示。阶层跨越难度的系数为−0.30，表明阶层流动难度每增加一个单位，生育意愿显著降低0.30个单位。经济因素影响系数为−0.17，说明经济压力对生育意愿的负面影响依旧显著。而教育背景影响系数为−0.08，其效应相对较弱。性别差异影响系数则显示，不同性别对生育意愿的抑制作用大小存在差异。同时常数项为4.1，表明当其他变量为零时，生育意愿的基线水平较高，也可以从侧面说明大学生生育意愿的变化是多因素共同作用的结果。因此，本文侧重分析社会阶层流动性如何通过其关键中介变量对大学生生育意愿产生影响，而非对大学生生育意愿的定量判断。
Table 3. Regression coefficients
表3. 回归系数
变量 |
系数(β) |
标准误差 |
t |
p |
常数 |
4.12 |
0.18 |
22.89 |
<0.001 |
阶层跨越难度 |
−0.30 |
0.03 |
−10.00 |
<0.001 |
经济因素影响 |
−0.17 |
0.03 |
−5.67 |
<0.001 |
教育背景影响 |
−0.08 |
0.03 |
−2.67 |
0.008 |
性别差异影响(女) |
−0.05 |
0.02 |
−2.50 |
0.013 |
性别差异影响(男) |
−0.09 |
0.02 |
−4.50 |
<0.001 |
综合上述关键因素影响的分析结果，本文认为可能由以下几个方面原因导致：第一，由于大学生普遍感知到经济成本(如住房、教育、育儿支出)对生育决策的直接制约，当经济压力增大时，个体更倾向于推迟或减少生育，以避免因抚养子女加剧经济负担。这一结果与现实中“高生活成本抑制生育”的社会现象高度吻合。这使得经济压力成为抑制生育意愿的核心驱动因素，并造成经济因素影响的均值在所有影响因素中最高且与生育意愿的相关性系数和回归系数均呈现出强负相关的结果；第二，阶层跨越难度通过预期效应间接抑制生育意愿。从阶层跨越难度的回归系数来看，该难度每增加1单位，生育意愿降低0.30单位，而相关性系数仅为−0.09并不显著。尽管阶层跨越难度与生育意愿的直接相关性较弱，但回归分析显示其对生育意愿的负向影响显著。这可能是因为大学生对阶层流动的预期影响了生育决策，即若感知到阶层上升困难，会担忧子女未来难以突破现有阶层，从而主动减少生育以规避“阶层固化”风险。这种“预期效应”通过心理层面间接作用于生育意愿；第三，性别角色差异导致变量对生育意愿的抑制作用具有不对称性，所处阶层对男性生育意愿的抑制作用更强。由于在传统性别角色期待下，男性往往被赋予更高的经济责任，导致其在面临阶层跨越难度和经济压力时，生育顾虑更重。此外，女性可能更关注生育对职业发展的影响，如职场歧视与育儿精力投入等。这与回归中男性系数绝对值更大且更显著的结果一致；第四，教育背景的双重效应制约生育意愿。自身对高学历的追求以及未来承担子女教育成本都会增加教育的投入。在双重效应制约下使得教育背景与生育意愿呈负相关。一方面，大学生自身受教育程度越高，越可能倾向于优先追求职业发展而非生育；另一方面，对子女教育质量的高期待推高了育儿成本，间接抑制了生育意愿。尽管教育背景的影响效应相对较弱，但其通过“自我发展成本”和“子女培养压力”双重路径作用于生育决策。
5. 机制讨论与政策建议
5.1. 机制讨论
Figure 1. Mediation effect diagram
图1. 中介效应图
社会阶层流动性主要通过经济因素、教育背景及性别差异影响当代大学生生育意愿。如图1所示。
经济状况是关键影响因素。数据显示，大学生家庭年收入均值为2.873，处于中等水平。回归分析表明，经济因素影响的回归系数为−0.17 (p < 0.001)，且其与生育意愿的相关系数r = −0.34 (p < 0.001)，均呈现显著负相关。这意味着家庭经济状况越好，大学生生育意愿越低。原因在于经济优渥的家庭更重视生活品质与职业发展，因养育子女成本高昂，故而生育意愿降低。
教育背景亦产生重要作用。大学生父母最高学历均值达3.172，教育水平较高。回归系数为−0.08 (p = 0.008)，相关系数r = −0.14 (p < 0.001)，证实父母教育水平与大学生生育意愿呈负相关。高学历父母更关注子女教育质量与发展，考虑到教育投入大，导致生育意愿下降。
性别差异同样影响生育意愿。性别差异影响均值显示，女性(3.623)略高于男性(3.057)。回归分析中，女性和男性的回归系数分别为−0.05 (p = 0.013)和−0.09 (p < 0.001)，相关系数分别为r = −0.23 (p < 0.001)和r = −0.13 (p < 0.001)，表明性别差异对生育意愿均有负面影响。现代社会女性追求自身发展，生育顾虑增多；男性受传统与现代观念交织影响，生育意愿也有所降低。
5.2. 政策建议
5.2.1. 教育政策：推品质托育解高收入之困，破学业冲突缓教育延迟
1) 推品质托育，解高收入群体之困：回归分析显示，经济因素影响的回归系数及与生育意愿的相关系数均呈显著负相关。这意味着家庭经济状况越好，大学生生育意愿越低，原因在于经济优渥家庭更重视生活品质与职业发展，担忧养育子女成本高昂。针对此，可营造家庭友好的社会文化氛围，满足该群体对“生活品质”的需求；同时在高收入群体集中的城区(如高校教职工社区、高新技术园区)建设“智慧托育中心”，配备专业早教老师与健康监测系统，解决其“找不到符合预期的育儿服务”的痛点，助力职业发展。
2) 破学业育儿冲突，缓教育延迟效应：基于教育延迟效应均值3.56 (“学历越高，生育越推迟”的认同度)及教育背景影响系数−0.08的实证发现，需针对性缓解高学历群体的生育推迟倾向。一方面推行“弹性学制支持”，为在读研究生提供育儿休学机制，允许因生育暂停学业1~2年且保留学籍，复学后通过线上课程补修学分，减少“深造与生育”的非此即彼选择；另一方面建立高校托育支持网络，在985/211院校试点校内普惠托育点，提供工作日10小时托管服务，直接降低高学历群体“育儿占用学习时间”的顾虑。
5.2.2. 性别政策：减女性职业顾虑稳职场，激男性育儿参与衡分工
实证显示女性职业发展担忧均值4.02，男性收入稳定性需求均值3.85，且性别差异对生育意愿的抑制呈现不对称性(男性系数−0.09，女性−0.05)。针对女性职业发展担忧，可鼓励聘用育龄女性的企业实施“岗位保留补贴”，若女性休产假后返回原岗位，按产假时长给予企业每人每月2000元补贴，缓解企业“雇佣育龄女性成本高”的隐性歧视。针对男性“收入稳定性与育儿责任”的冲突，可将男性带薪育儿假与企业税收优惠挂钩，男性休满20天育儿假的家庭，企业可按休假天数抵扣对应个税，提升男性参与育儿的比例。
5.2.3. 经济政策：分层补贴解低收入压力，品质服务适配高收入需求
数据显示，家庭年收入均值2.873 (中等水平)，但经济因素影响均值达4.053，经济状况是关键影响因素。低收入家庭存在生育经济压力困境，对家庭年收入5万元以下群体，将月度育儿津贴提高至当地最低工资标准的20%；高收入家庭担心生育影响生活品质，需为20~50万收入群体提供“育儿消费券”(可用于高端早教、亲子旅游等)，满足其对“生育不降低生活品质”的需求。
5.2.4. 社会政策：畅流动渠道破背景壁垒，强技能补贴增上升信心
实证表明，阶层跨越难度均值3.81，且每增加1单位难度，生育意愿降低0.30单位。在公务员、国企招聘中推行“背景审查公示制”，对录用人员的家庭职业背景进行匿名公示，接受社会监督，打破“家庭背景决定职业”的隐性规则；为大学生提供“职业技能阶梯补贴”，每考取1项国家级职业资格证书，补贴培训费用的50%，并与企业晋升通道挂钩，让“个人努力决定阶层流动”的预期落地，增强其阶层上升信心。
6. 结论
本研究基于社会分层理论与生育理性选择理论，通过实证分析探讨了社会阶层流动性对当代大学生生育意愿的影响及其内在机制。研究发现，社会阶层流动性通过经济压力、教育背景和性别差异等多重路径显著抑制了大学生的生育意愿，这一结论与国内外相关研究具有一致性，同时也揭示了大学生群体特有的生育决策逻辑。
首先，经济压力是抑制生育意愿的核心因素。研究显示，经济因素与生育意愿呈显著负相关(r = −0.34, p < 0.001)，回归系数为−0.17 (p < 0.001)，表明经济状况的改善并未如传统理论预期那样提升生育意愿，反而因高生活成本与职业发展优先的权衡，使得经济优渥的大学生更倾向于推迟或减少生育。这一发现与McLanahan和Percheski (2008) [1]的研究结果相呼应，即经济不平等加剧了生育决策的谨慎性。此外，阶层跨越难度对生育意愿的负面影响(β = −0.30, p < 0.001)进一步印证了“预期效应”的存在，即大学生对自身及子女未来阶层流动的悲观预期会显著降低生育意愿。
其次，教育背景通过双重路径抑制生育意愿。高学历父母对子女教育质量的高期待以及大学生自身对职业发展的追求，共同加剧了生育的经济与机会成本(β = −0.08, p = 0.008)。这与Bourdieu (1986) [8]的文化资本理论一致，即教育不仅是资源积累的工具，也可能成为生育的“隐性约束”。
最后，性别差异在生育意愿中表现出不对称性。男性因经济责任压力(β = −0.09, p < 0.001)和女性因职业发展担忧(β = −0.05, p = 0.013)均对生育意愿产生抑制作用，但男性受影响更显著。这一结果与陈卫民和李晓晴(2021) [5]的研究发现相符，凸显了传统性别角色与现代职业诉求的冲突。
基于上述结论，本研究提出以下政策启示：一是通过经济补贴与就业支持缓解生育的直接成本与间接压力；二是推动教育公平与性别平等，消解阶层固化与角色固化的双重束缚；三是完善社会保障体系，增强大学生对未来的稳定预期。这些措施不仅有助于提升生育意愿，也为破解低生育率陷阱提供了新思路。
本研究的贡献在于将宏观社会流动性与微观个体决策相结合，弥补了现有研究对大学生群体关注不足的缺陷。然而，样本的地域局限性及横截面数据的因果推断限制仍需未来研究通过追踪数据与实验设计进一步验证。总体而言，本研究为理解社会转型期生育意愿的复杂性提供了实证依据，也为相关政策制定提供了科学参考。
附 录
社会阶层流动性对大学生生育意愿的影响
一、基本信息
1. 性别：
□ 男 □ 女
2. 年龄：______岁
3. 所在年级：
□ 大一 □ 大二 □ 大三 □ 大四 □ 研究生
4. 专业类别：
□ 文科 □ 理科 □ 工科 □ 医科 □ 艺术类 □ 其他______
二、家庭社会阶层背景
5. 您父母的最高学历：
□ 小学及以下 □ 初中 □ 高中/中专 □ 本科/大专 □ 硕士及以上
6. 家庭年收入(约)：
□ 5万元以下 □ 5~10万 □ 10~20万 □ 20~50万 □ 50万以上
7. 父母职业类型：
□ 农业劳动者 □ 产业工人 □ 商业服务业人员 □ 个体工商户
□ 企事业单位管理者 □ 专业技术人员(如教师、医生等) □ 其他______
三、个人教育背景与职业预期
8. 您的平均成绩在班级中的排名：
□ 前10% □ 10%~30% □ 30%~50% □ 50%以后
9. 您是否计划继续深造(读研/留学)？
□ 是 □ 否 □ 不确定
10. 您对未来职业收入的预期(工作5年后)：
□ 5万以下 □ 5~10万 □ 10~20万 □ 20~50万 □ 50万以上
11. 您认为学历对个人社会阶层上升的作用有多大？(15分，1 = 极小，5 = 极大)
□ 1 □ 2 □ 3 □ 4 □ 5
四、主观阶层流动性感知
12. 您认为与父辈相比，自己未来的社会经济地位会：
□ 显著上升 □ 略有上升 □ 基本持平 □ 略有下降 □ 显著下降
13. 您认为当前社会阶层跨越的难度如何？
□ 非常容易 □ 比较容易 □ 一般 □ 比较困难 □ 非常困难
14. 您认为自己目前的社会阶层身份与生育意愿有怎样的关系？
□ 身份促使我想生育 □ 身份与生育意愿无关 □ 身份让我不太想生育
五、生育意愿调查
15. 您理想的生育子女数量是：
□ 0个 □ 1个 □ 2个 □ 3个及以上
16. 您计划首次生育的年龄约为：______岁(若无计划请填“无”)
17. 影响您生育意愿的主要因素是？(多选)
□ 经济压力 □ 职业发展 □ 住房条件 □ 教育成本
□ 个人价值观 □ 社会养老保障 □ 家庭期望 □ 性别平等观念 □ 其他______
六、中介因素影响分析
请对以下陈述打分(1 = 完全不同意→5 = 完全同意)
18. 经济因素：
“我的收入水平会直接影响我是否愿意生育。”
□ 1 □ 2 □ 3 □ 4 □ 5
19. 教育背景影响：
“学历越高，我越倾向于推迟生育或减少生育数量。”
□ 1 □ 2 □ 3 □ 4 □ 5
20. 性别差异：
“作为女性，我担心生育会影响职业发展。”(仅女性作答)
□ 1 □ 2 □ 3 ≤ 4 □ 5
“作为男性，我倾向于在收入稳定后再生育。”(仅男性作答)
□ 1 □ 2 □ 3 ≤ 4 □ 5
七、开放性问题
21. 您认为哪些因素最可能影响大学生的生育决策？请简要说明。
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