基于计划行为理论预测生育意愿：一项三水平元分析

/基于计划行为理论预测生育意愿：一项三水平元分析【摘要】生育意愿是预测生育行为的关键因素，诸多研究探讨了计划行为理论(TheoryofPlannedBehavior，TPB)在预测生育意愿中的作用，但其结论尚不一致。为检验TPB理论在解释生育意愿中的适用性，本研究采用了随机效应模型对纳入的33项研究(包括128个效应值、共47923个被试)进行三水平元分析。结果表明：TPB变量均与生育意愿显著相关，其中态度与生育意愿的关系最强(r+=0.41)，其次是主观规范(r+=0.30)和感知行为控制(r+=0.23)。TPB与生育意愿的相关强度受研究对象的性别、生育经历和社会经济背景的调节，但不受个体-集体主义文化背景、时间框架的调节。本研究澄清了TPB变量与生育意愿之间的关系，为开发生育意愿提升方案与建设生育友好型社会提供了一定的学理支撑。 1引言 近年来，我国的生育率呈现急剧下降的趋势。2023年我国出生人口902万，自然增长率为-1.48‰，是新中国成立以来的最低水平(中华人民共和国国家统计局，2024)。与此同时，总和生育率(TFR)也从1950年的5.55降至2021年的1.23，远低于2.1的世代更替水平(Bhattacharjeeetal.，2024)。习近平总书记指出，人口发展是关系中华民族伟大复兴的大事，人口问题始终是我国面临的全局性、长期性、战略性问题。生育意愿(FertilityIntentions，FI)是指个体对将来一段时间内生育一个或多个孩子的计划和愿望(Ajzen&Klobas，2013；Michalos，2014)。以往研究表明，生育意愿是预测未来生育行为的关键因素(Ajzen&Klobas，2013；Mencarinietal.，2015；Schoenetal.，1999)。因此，精准把握育龄群体的生育意愿对于保持适度生育水平和建设生育友好型社会具有重要意义。 计划行为理论(TheoryofPlannedBehavior，TPB)是解释行为意图的重要理论模型，广泛应用于生育意愿研究(Armitage&Conner，2001；Xie&Hong，2022)。该理论强调社会心理因素和行为意图在生育决策中的作用，并明确了生育意愿的多维度构成，为理解生育行为提供了重要的解释框架。此外，TPB也有助于从心理动因角度为生育意愿的预测和干预实践提供指导。然而，尽管TPB在多种行为领域表现出很好的预测力，但其在生育意愿研究中的适用性仍存在一定争议。具体而言，TPB变量(态度、主观规范和感知行为控制)与生育意愿之间的关系结论并不一致，甚至存在相互矛盾的现象(Chappell，2024；Ghasemietal.，2023；Materaetal.，2023)。部分研究表明，TPB变量能够有效预测生育意愿(Ajzen&Klobas，2013)，二者存在密切关系(Chappell，2024；Ghasemietal.，2023；Williamson&Lawson，2015)。但另有研究发现，TPB部分变量与生育意愿并不相关(Guoetal.，2022；Mynarska，2021)，且变量间的相关强度存在较大差异(Materaetal.，2023；Yao，2024)。 基于以上背景，本研究采用三水平元分析(Three-LevelMeta-Analyses，TMA)，系统整合了TPB预测生育意愿的相关研究，旨在检验TPB理论在预测生育意愿方面的有效性。以往的元分析主要聚集于某一变量(如态度)与生育意愿的关系，缺乏对TPB各变量协同作用及相对权重的比较。此外，现有实证研究因样本碎片化(仅涉及单一国家或小样本)和方法异质性(测量工具差异)，难以为政策制定提供普适性证据。TMA方法能够有效区分个体、研究内和研究间变异，从而提供更精准的调节估计和调节效应识别。通过量化TPB模型中态度、主观规范、感知行为控制对生育意愿的预测效应，可以为TPB模型在生育决策中的理论完善提供证据支持。同时，通过识别效应量中样本结构异质性和测量方法异质性，本研究进一步探讨影响这些关系的潜在调节因素，为差异化的生育支持政策提供理论依据。 1.1计划行为理论与生育意愿 计划行为理论是预测人类社会行为的经典模型之一，旨在解释个体在特定情境下的行为意图(Ajzen，1991；Materaetal.，2023)。该理论认为个体的行为意图主要受三大因素影响：态度(attitude)、主观规范(subjectivenorm)和感知行为控制(perceivedbehavioralcontrol)。 1.1.1态度与生育意愿 在生育意愿研究中，态度是指个体对生育的主观评估，与其感知到的生育利益和成本相关，即个体感知到生育带来的积极或消极结果(Ajzen&Klobas，2013)。一般来讲，当个体认为生育能带来更多利益且成本较低时，其生育态度趋于积极，生育意愿随之增强(Azmoudeetal.，2017)。反之，如果个体认为生育成本较高，则生育态度趋于消极，生育意愿随之下降(Ajzen&Klobas，2013)。有研究表明，TPB能够预测已婚妇女的生育意愿，其中态度是最强的预测因素(Ghasemietal.，2023)，但一项针对职业女性的生育意愿研究却发现，个体的态度与生育意愿为显著负相关(Alizadehetal.，2023)。此外，Guo等人(2022)基于TPB模型研究了艾滋病人群的生育意愿，结果表明，积极或消极的生育态度与生育意愿无关。因此，既往研究对于态度和生育意愿间的关系仍存在争议，有待进一步厘清。 1.1.2主观规范与生育意愿 主观规范是指个体感知到的来自重要参照个体或群体的社会压力和规范期望(Mencarinietal.，2015)。伴侣(Materaetal.，2023)、父母(Barber，2000)和朋友(陈思静等，2024)等重要参照群体通常是影响生育意愿的重要社会压力源。此外，其他参照个体或群体也会对个体的生育意愿产生影响，如同事(Cilibertoetal.，2016)、所属宗教群体的同龄人(Manski&Mayshar，2003)等。有研究表明，主观规范是生育意愿的最重要预测因素(Ciriteletal.，2019)。一项来自我国的调查数据显示，主观规范是预测高校教师二胎意愿的最强有力变量(Yao，2024)。然而，也有研究结果显示，主观规范与生育意愿相关较低甚至不相关。如Matera等人(2023)发现，生育意愿主要受个体态度影响，并非由参照个体或群体的期望看法所决定；Alizadeh等人(2023)对职业女性的研究也表明，主观规范和职业女性生育意愿之间相关较低。此外，Krisprimada等人(2019)的研究认为，初产妇的再生育意愿与主观规范相关不显著。综上可见，关于主观规范和生育意愿关系的研究结论并不一致，亟需进行系统梳理与分析。 1.1.3感知行为控制与生育意愿 感知行为控制是指个体对自己是否能够顺利完成某一行为的主观感知(Ajzen&Klobas，2013)。在生育意愿研究中，感知行为控制通常与外部环境因素(经济条件、家庭支持等)密切相关。当个体感知到有助于生育的资源或支持越多，其生育意愿就越强；反之，当个体感受到生育限制或阻碍越多，其生育意愿越低(Dommermuthetal.，2011)。Williamson和Lawson(2015)探讨了未育女性30岁以后的生育意愿，结果表明，感知行为控制是TPB变量中最显著的预测因素(Lietal.，2019)。然而，针对青少年的生育意愿研究却发现，感知行为控制并不能有效预测生育意愿，二者并不相关(Ibrahim&Arulogun，2020)，且这一结论也得到了欧洲研究者的支持(Mynarska，2021)。与此同时，在伊朗等低生育国家中的研究表明，感知行为控制与首次生育意愿无关，但与二胎生育意愿显著相关(Erfani，2017)。由此，感知行为控制与生育意愿之间的关系仍需进一步的探索和验证。 1.2调节效应 在TPB模型预测生育意愿的研究中，其结果与研究者的具体设计和样本估计密切相关，因此可能与总体情况存在差异。经过文献梳理和分析，TPB变量(态度、主观规范和感知行为控制)与生育意愿关系结论的异质性，可能源于两方面因素：(1)样本结构异质性，包括研究对象的人口学特征(性别、生育经历)和社会经济文化背景(个体主义/集体主义文化取向、经济发展水平)；(2)测量方法异质性，表现为生育意愿测量时参照的时间框架存在差异(短期与长期生育意愿)。鉴于此，本研究将通过元分析方法系统考察上述5个调节变量的影响效应。 1.2.1性别 基于社会角色理论(SocialRoleTheory)，社会对两性角色的差异化期待会通过性别社会化过程产生作用，系统性地塑造个体在行为决策中的心理认知与行为模式(Eagly&Wood，2012)。具体而言，在家务劳动和育儿领域中，女性承担了更多的育儿责任(McDonald，2000)，这种责任分配所引发的工作-家庭冲突，可能加剧女性的消极生育态度，从而导致其生育意愿下降(Esping-Andersen&Billari，2015；Raybould&Sear，2021)。已有研究表明，态度与生育意愿的关系存在性别差异，男性比女性具有更积极的生育态度和更强的生育意愿(Chappell，2024；Materaetal.，2023)。此外，也有研究表明，主观规范与生育意愿的关系同样存在性别差异(Kim&Kim，2022)。因此，有必要系统考察性别对TPB变量与生育意愿关系的影响。本研究假设，性别在TPB变量与生育意愿的关系中可能存在调节效应。 1.2.2生育经历 生命历程理论(Life-CourseApproach)认为，个体早期的经验和选择会产生累积效应，进而影响其未来决策(Elder，1998)。首次生育会带来独特的身份转变，标志着个体从无子女身份过渡到父母角色(Billarietal.，2009；Philipovetal.，2006)。由于缺乏生育经历，多数年轻女性在首次生育时难以清晰预知生育对自己未来家庭、教育和职业的影响，其生育决策更多依赖于抽象态度(如对“理想家庭规模”的想象)。而具有生育史的女性则会基于其实际育儿体验调整其感知行为控制(如对育儿时间/经济成本的评估)(Bernardietal.，2007)。研究表明，对于首次生育的女性来说，个人的家庭经历是其认识家庭功能的重要基础，因此其生育意愿会受到兄弟姐妹的较大影响，但对于再次生育的女性而言，这种影响则相对较小(Lyngstad&Prskawetz，2010)。由此，本研究假设生育经历会调节TPB变量与生育意愿的关系。 1.2.3个体-集体主义文化 文化认知理论(CulturalCognitionTheory)认为，不同文化背景下的个体会形成不同的思维框架，进而影响其价值观、判断和决策(Kahan&Braman，2006)。个体主义文化倾向于将女性视为道德意义上与男性平等的自主个体，高个体主义文化鼓励女性追求个人目标和自我发展，认为生育态度具有高度的个人选择性(Erfanietal.，2020)；而集体主义文化则推崇孝顺父母、遵从权威、因循守规等品质(Chao，2000)，赋予女性更多从属性和支持性的社会角色，强调她们承担如相夫教子等以家庭和群体为导向的社会责任与义务(Davis&Williamson，2019)。Spéder和Bálint(2024)的研究认为，相比于集体主义文化，个体主义文化背景下的女性多将生育视为自我决定的私人事件，普遍对生育持有积极自主的态度，因此生育意愿相应较高；而在集体主义文化国家中，即便个体对生育持有消极态度，但若社会施加较大的影响或压力时，如普遍推崇“多子多福”文化价值观等，个体仍可能出现较强的生育意愿(Erfanietal.，2020)。由此，本研究假设个体-集体主义文化是TPB变量与生育意愿关系的调节因素。 1.2.4人均GDP 人均GDP作为衡量国家经济水平的宏观指标，会通过影响微观层面的个人因素作用于TPB与生育意愿的关系(Ajzen&Klobas，2013)。生育经济学理论(EconomicTheoryofFertility；Becker&Barro，1988)提出，父母在子女养育成本与自身消费之间进行权衡，同时也在子女数量与质量之间做出选择。客观经济因素会影响父母对生育成本与收益的评估及决策，进而影响其生育意愿(Becker&Barro，1988)。研究表明，高人均GDP的国家和地区，通常具有完善的公共教育体系与生育支持政策，有助于降低生育的直接经济成本，从而提高个体对生育的感知控制能力(Ajzen&Klobas，2013)。相反，在低GDP国家中，经济压力往往迫使个体放弃理想生育数量，这种约束可能削弱生育态度和生育意愿的关联。尤其处于经济危机时期，不稳定的经济状况会迫使个体推迟组建家庭及生育计划(Fahlén&Oláh，2018)。基于此，本研究假设人均GDP同样是TPB变量与生育意愿关系的调节因素。 1.2.5时间框架 时间解释理论(TemporalConstrualTheory)将时间距离视为一种心理距离(psychologicaldistance)，不同的时间距离框架会导致人们形成不同的解释水平，进而影响其判断与决策(Liberman&Trope，1998)。当事件被长期或短期的时间框架“框定”时，个体的时间参照点乃至心理参照点都会发生变化，并最终导致个体产生不同的收益与损失判断(Trope&Liberman，2003)。根据时间解释理论，短期生育意愿主要基于个体对生育可行性的评估，而长期生育意愿则更多反映出个体对生育的渴望(Liberman&Trope，1998)。随着女性受教育程度和职业发展水平的提升，其短期内完成生育的可能性较低，多数女性会选择推迟生育，表现出较弱的短期生育意愿和较强的长期生育意愿(Millsetal.，2011)。基于此，本研究假设时间框架是影响TPB变量与生育意愿之关系的调节因素。 1.3研究目的和研究问题 综上所述，计划行为理论虽广泛应用于生育意愿研究，但相关研究的结论仍存在较大差异。目前，尚未有研究对TPB与生育意愿的关系进行系统评估。因此，采用元分析方法对TPB与生育意愿关系的强度及潜在调节因素的分析显得尤为必要。这不仅有助于评估TPB理论模型在生育意愿预测中的效力，澄清该理论在生育意愿领域研究中的适用性，同时对调节变量的探讨也有助于为相关生育政策的制定和实施提供学理支撑。元分析(Meta-Analysis，MA)是一种对既往实证研究结果进行归纳和总结的统计方法，通常假设所有纳入研究的效应量来自单一总体分布。三水平元分析是在传统元分析的基础上，通过构建多层次模型，解决传统元分析对依赖效应量和多层次异质性建模不足的问题，从而提高参数估计的准确性，并确保结论的稳健性。基于此，本研究拟运用三水平元分析的方法，检验TPB变量(态度、主观规范和感知行为控制)与生育意愿之间的关系，并探究这一关系在性别、生育经历、文化背景、经济水平及时间框架上的潜在差异。 2方法 本研究根据PRISMA(PreferredReportingItemsforSystematicReviewsandMeta-Analyses)2020声明(Liberatietal.，2009)的要求进行文献检索、筛选、编码、质量评价以及发表偏倚检验，以保证元分析的系统性和可重复性。 2.1文献检索与筛选 为确保能综述所有相关文献，共检索了4个中文数据库(中国知网、万方、维普和CSSCI)和5个外文数据库(PubMed、WebofScience、EBSCO、ProQuest、ElsevierSD)，并在google学术对TPB研究文献中的3篇关键论文(Ajzen，1991，2002；Armitage&Conner，2001)进行引文检索，搜集国内外发表的基于TPB预测生育意愿的横断面研究。文献检索采用主题词和自由词相结合的方式，并对主题词的同义词进行扩充检索。中文检索词包括：生育、分娩、意愿、一孩、二孩、三孩、计划行为理论、计划行动理论、理性行为理论等。英文检索词包括：childbearing、fertility、intention、willingness、desire、attitud*andnorm*andcontrolandintention*、theoryofplannedbehavi*、plannedbehavi*andAjzen、attitud*，norm*andperceivedbehave*control、theoryofrationalaction等，检索时限截至2024年7月，共获取文献1227篇。 文献纳入标准：(1)须为实证研究；(2)研究必须包括对生育意愿和TPB结构的直接测量，生育意愿与TPB结构(态度、主观规范、感知行为控制)中一种的双变量统计关系必须可以从论文中或联系作者获得来编码；(3)重复发表的文献纳入已发表且数据报道最为齐全的一篇；(4)除了期刊论文，还包括了学位论文、会议论文和书籍章节。排除标准：(1)排除不能获取全文、无法提取或分析数据的文献；(2)排除避孕意愿及提高生育意愿的干预措施的研究。 本研究遵循PRISMA指南建立文献筛选流程。由两位研究者独立审查了1227篇论文的标题和摘要，以确定其与研究问题的潜在相关性。为控制语言偏倚并提升文献覆盖完整性，筛查过程中未设定语言排除标准，通过翻译工具(谷歌翻译、百度翻译)辅助实现对非中英文文献(如韩语)跨语言筛查，所有译文均经双语研究人员二次校验以确保语义准确性。在文献筛选过程中，通过结构化讨论协商解决研究者间分歧，无法达成共识之处，由第三位研究者进行仲裁。最终纳入研究文献为32篇，其中，中文7篇，英文23篇，韩语2篇。PRISMA流程图记录了所有决策，详见图1。 图1PRISMA文献筛选流程图 2.2文献质量评价与编码 文献质量评价根据张亚利等人(2019)编制的元分析文献质量评估工具进行计算，结果表明所有文献质量评分均大于4分，纳入检索所得32篇文献进行编码。资料提取内容包括：研究题目、作者信息、出版年份，被试国籍、抽样方法、被试年龄、女性比、样本量、样本特点、相关系数进行编码。本研究以皮尔逊相关系数r作为效应量，效应值的提取遵循以下原则：(1)以独立样本为单位提取效应值并编码，若同一篇文献报告了多个独立样本，则分别进行编码；(2)若文献按照被试特征报告了效应值，则应该分别提取；(3)若原始文献仅报告了统计量，如：独立样本t检验的t值，单因素方差分析的F值和线性回归分析的β值，则需要先将统计量通过公式分别转化为相关系数r，即；r=0.98β+0.05λ，(if0.5≥β≥0，λ=1；-0.5＜β＜0，λ=0)(吴佳桧，傅海伦，2024；Peterson&Brown，2005)。所有编码由两位研究者独立完成，编码不一致的情况，查看原文并重新计算，达成一致后修改，最终计算一致性为98.22％，一致性较好。最终纳入文献见附录A。 2.3调节变量的测量 本研究依据孟现鑫等人(2024)文献编码的方法，结合所纳入文献的研究对象人口学特征，进行相应的编码处理。首先，选择女性比对性别进行编码；其次，依据研究对象的生育经历，将其编码为已育和未育人群。时间框架则根据Miller(2011)对长期生育意愿和短期意图的分类方法进行分类，三年内的生育意愿定义为短期生育意愿，没有限制时间的未来生育意愿定义为长期生育意愿。此外，根据霍夫斯泰德文化维度和个人主义价值观指数数据(Hofstedeetal.，2010)，参考既往文献的编码方式，将50分作为界限划分文化差异的高组和低组(袁悦等，2024)。人均GDP数据来自世界银行开放数据(/)，考虑到纳入文献的发表时间不同，本研究选择了发表年限的中位数，即2001年的人均GDP数值作为国家经济水平的编码指标。 2.4统计分析 采用R4.3.2软件的metafor包进行三水平元分析(Viechtbauer，2010)，模型参数通过限制性极大似然法(RestrictedMaximumLikelihood，REML)进行估计。通过样本量加权平均法获得合并相关系数(r+)，将所有相关系数转为Fisher'sZ分数进行主效应和调节效应的计算(Peterson&Brown，2005)。在解释相关系数大小时，再将Fisher'sZ分数转为相关系数，并根据Cohen(1992)的标准，以0.10、0.30和0.50为相关系数的临界值。元分析显著性水平设为α=0.05，p＜0.05差异有统计学意义。 2.4.1模型选择 针对原始研究中同一文献报告多个非独立效应量的问题，本研究构建三水平随机效应模型进行效应量估计(Assink&Wibbelink，2016；Harreretal.，2021)。将效应量的方差来源分为三个水平：抽样方差(水平1)、研究内方差(水平2)、研究间方差(水平3)(Cheung，2014)。通过REML拟合模型，并计算组内相关系数验证层级结构必要性(Harreretal.，2021)。与传统模型相比，三水平模型显著降低I类错误风险，保留了数据的完整性，解决了同一个研究效应量之间的相关性，提高了统计效率(Cheung，2019)。 2.4.2异质性检验与调节效应检验 纳入研究结果间的异质性采用Q检验进行分析，同时结合I2定量判断异质性大小，并使用单侧对数似然比检验(onetailedloglikelihoodratiotests)对水平2和水平3方差进行异质性检验(Assink&Wibbelink，2016)。若各研究结果之间无统计学异质性，则采用固定效应模型进行分析，若各研究结果之间存在中等以上异质性，则采用随机效应模型。根据Higgins等人(2003)的标准判定异质性强度，将I2值占比25％(低)、50％(中)、75％(高)看作异质性的界限，并进一步进行调节效应检验以确定异质性的来源(Gaoetal.，2024)。本研究的调节变量涉及：(1)连续变量(女性比、人均GDP)：通过元分析回归分析检验斜率显著性；(2)分类变量(生育经历、个体-集体主义文化、时间框架)：采用混合效应模型进行亚组分析，遵循Card(2012)的稳健性准则(亚组内效应量≥5)。 2.4.3发表偏移检验与敏感性分析 本研究使用漏斗图主观评估发表偏倚，并使用失安全系数(ClassicFail-safeN值)、Egger's回归和剪补法(trimandfillmethod)定量评估发表偏倚。漏斗图是由各个效应量转化而成的可视化散点图，若不存在发表偏倚，数据应左右分对称分布、集中在中上部，汇集成一个大致对称的倒置漏斗形状(Light&Pillemer，1984)。失安全系数表示使研究失去统计学意义还需纳入研究的数量，当该值大于5k+10(k为效应量个数)时，说明不存在显著的发表偏倚(Rosenthal，1995)。Egger's回归采用线性回归，根据比值比的自然对数值来测量漏斗图的对称性。其截距代表不对称程度，偏离0越大，其不对称的程度就越明显(Eggeretal.，1997)。剪补法基于发表偏倚造成漏斗图不对称这一假设，通过“先剪后补”方式使研究在平均效应量的左右尽量对称分布，并重新估计合并效应量，若效应量在剪补前后差异不大，则表明发表偏倚较小(Duval&Tweedie，2000)。如果研究中纳入的相关系数差异较大，则提示元分析可能会受到异常值的影响，导致虚假的统计结论(Kepes&Thomas，2018)。 本研究中采用“去一法”(Leave-One-OutAnalysis)、异常值检验和影响力分析三种方法进行敏感性分析，系统评估异常值对元分析结果的潜在影响及稳定性。“去一法”侧重评估单个研究对合并效应量的潜在影响，通过逐一剔除单个研究后并重新计算合并效应量，直接观测效应量估计值的变化范围，当排除任一研究后效应值波动范围与总效应量相差不大，说明合并效应量具有稳定性(孟现鑫等，2024；Dodell-Feder&Tamir，2018)。采用学生化删除残差(studentizeddeletedresidual，SDR)来检测异常值，SDR反应单个效应量观测值与预测的平均效应量之间的偏差。当｜SDR｜＞1.96，且异常值数量大于总效应量个数的10％时，表明存在强影响力的异常点(Viechtbauer&Cheung，2010)。通过结合Cook距离(Cook'sdistance，CD)和DFBETAS值来进行影响力的判定。CD值是指在包含/排除某个效应量时预测值的马氏距离差异；DFBETAS表示排除某个效应量后模型参数变化的标准差。当CD＜0.45(Cook&Weisberg，1982)，或｜DFBETAS｜＜1时，判定该效应量对总体效应量影响不显著(Viechtbauer&Cheung，2010)。 3结果 3.1主效应检验 本元分析采用三水平元分析模型评估态度、主观规范和感知行为控制对生育意愿的预测效应。结果显示：态度(r+=0.41)和主观规范(r+=0.30)与生育意愿呈中等正相关，感知行为控制与生育意愿呈弱相关(r+=0.23)，各相关系数的95％置信区间均不包含0，表明各变量之间的相关性具有统计学显著性。通过Q检验评估总体异质性，结果显示：态度、主观规范和感知行为控制的模型异质性均显著(p＜0.001)。进一步采用单侧对数似然比检验分析异质性来源，发现：水平2方差(同一研究内效应量间的变异)与水平3方差(跨研究效应量间的变异)均显著(p＜0.001)。基于Higgins等人(2003)的异质性标准，研究内部异质性较低(I2＜50％)，研究之间存在较高异质性。因此，有必要通过调节变量分析进一步解释态度、主观规范和感知行为控制对生育意愿的作用，详见表1。 3.2发表偏移检验与敏感性分析 漏斗图对称性检验是以Fisher'Z转换效应量为横坐标，标准误为纵坐标，合并效应量为中心构建95％的置信区间(斜线覆盖区域)。由图可见：效应量均集中分布于漏斗图中上部，且基本均匀分布于总效应量的两侧，初步表明数据无显著发表偏移(见原刊网络版附图A)。通过失安全系数法检验发表偏倚，结果显示：态度(31559＞5n+10，n=30)、主观规范(41505＞5n+10，n=41)和感知行为控制(4281＞5n+10，n=35)，三者失安全数远大于纳入研究篇数的5倍，提示无发表偏倚。进一步进行Egger's回归检验，结果表明：态度与生育意愿检验结果不显著，t(28)=0.01，p=0.986，截距为0.434(SE=0.141)；主观规范与生育意愿检验结果不显著，t(39)=0.627，p=0.433，截距为0.25(SE=0.089)；感知行为控制与生育意愿检验结果显著，t(33)=12.616，p=0.001，截距为-0.155(SE=0.121)。对感知行为控制进行剪补法分析发现：向漏斗图左侧剪补0项研究，效应量为0.19，95％CI[0.10，0.28]；向漏斗图右剪补6项研究，效应值变化为0.28，95％CI[0.17，0.39]，表明剪补后效应值变化不大。综合漏斗图与定量检验结果，本研究未发现明显发表偏倚。 采用“去一法”进行敏感性分析，依次剔除单篇研究后重新计算效应量并进行三水平元分析。结果显示，态度与主观规范在0.39～0.43之间波动，与总效应量0.41接近；主观规范与生育意愿的效应量在0.29～0.31之间波动；与总效应量0.30接近；感知行为控制与生育意愿的效应量在0.19～0.24波动；与总效应量0.23接近，表明单篇研究剔除后的效应量均与元分析的总效应量接近。学生化残差检验显示，TPB各变量与生育意愿关系的效应量中，分别存在2、1、2个异常值(见原刊网络版附图B)，异常值数量均小于各总效应量的10％。影响力分析结果显示，CD值均小于0.45(见原刊网络版附图C)，表明无多元离群值；同时在DFBETAS图中可以看出，逐一剔除各个效应量后，模型相关系数的变化标准差均小于1(见原刊网络版附图D)。综上所述，尽管研究中存在几个异常效应量，但对整体结果影响有限，元分析结果具有较高的稳健性和可靠性。 3.3调节效应检验 就态度对生育意愿的相关性而言，连续变量中：(1)性别的调节作用显著(β=0.07，95％CI[0.02，0.13]，p=0.015)；(2)人均GDP的调节作用显著(β=0.11，95％CI[0.01，0.21]，p=0.03)。其次，分类调节变量中：(1)生育经历的调节作用显著(F(1，14)=9.61，p=0.008，β=-0.16，95％CI[-0.27，-0.05])，亚组分析显示：未育人群高于已育人群；(2)个体主义文化的调节作用不显著，F(1，28)=1.62，p=0.21；(3)时间框架的调节作用不显著，F(1，22)=0.65，p=0.43。详见表2。 就主观规范对生育意愿的相关性而言，连续变量中：(1)性别的调节作用不显著(β=0.02，95％CI[-0.04，0.09]，p=0.47)；(2)人均GDP的调节作用边缘显著(β=0.07，95％CI[-0.002，0.13]，p=0.058)。其次，分类调节变量中：(1)生育经历的调节作用不显著，F(1，19)=0.54，p=0.47；(2)个体主义文化的调节作用不显著，F(1，39)=0.26，p=0.61；(3)时间框架的调节作用不显著，F(1，34)=1.16，p=0.29。详见表2。 就感知行为控制对生育意愿的相关性而言，连续变量中：(1)性别的调节作用不显著(β=0.07，95％CI=[-0.11，0.24]，p=0.44)；(2)人均GDP的调节作用显著(β=0.12，95％CI[0.01，0.23]，p=0.032)。其次，分类调节变量中：(1)生育经历的调节作用显著(F(1，16)=5.02，p=0.04，β=0.15，95％CI[0.01，0.30])，亚组分析显示：未育人群高于已育人群；(2)个体主义文化的调节作用不显著，F(1，33)=0.56，p=0.46；(3)时间框架的调节作用不显著，F(1，27)=2.08，p=0.16。详见表2。 4讨论 4.1TPB与生育意愿的关系 首先，本研究证实了计划行为理论在解释生育意愿中的有效性。元分析结果表明，TPB(态度、主观规范和感知行为控制)能显著预测生育意愿，这一发现与TPB在其他行为领域(如饮酒意愿、购买有机食品和绿色产品等)中的元分析结果一致(Cookeetal.，2016；Pandaetal.，2024；Scalcoetal.，2017)。这说明TPB模型能够有效解释生育意愿背后的心理机制，同时也为基于态度、主观规范和感知行为控制的生育意愿干预提供了良好的理论依据。 其次，本研究发现TPB各变量与生育意愿的关系强度存在差异。其中，态度是预测生育意愿的最强因素，证实了相关元分析研究结论(Cookeetal.，2016；Armitage&Conner，2001；Haggeretal.，2002)。TPB中态度的维度通常包括了对生育的积极(收益)态度和消极(成本)态度两部分(Philipovetal.，2006)。根据TPB理论，生育态度本质上是个体对生育行为的预期成本-收益函数化评估(Billarietal.，2009)。当个体感知到生育的预期获益越高，他们的生育态度就越积极，决定生育的可能性就越大；相反，当个体认为生育需要失去或放弃某些收益时，其生育态度就会愈发消极，决定生育的可能性就越小(Ajzen&Klobas，2013)。值得注意的是，Barber(2001)通过引入竞争行为态度(attitudestowardcompetingbehavior)进一步扩展了TPB理论中态度的内涵和外延，指出个体对资源竞争性行为(如教育投入、职业发展)的积极态度，会因时间或经济资源的有限分配(资源竞争机制)，间接削弱生育意愿。因此，仅依靠增加生育福利很难有效提升生育意愿，未来政策需更多考虑如何降低生育的直接和机会成本，使得生育的总体收益显著超过其潜在损失。 此外，研究结果表明，相较于感知行为控制，主观规范与生育意愿关系更为密切，这与TPB理论在其他行为领域的研究结论有所不同(McEachanetal.，2011；StarfeltSutton&White，2016)。生育决策具有高度的复杂性，它不仅是个人的理性选择，更是夫妻双方的共同决策(Rossier&Bernardi，2009)，同时也会受到传统礼俗、舆论规范等社会因素的影响(Cislaghi&Shakya，2018)。Bühler和Philipov(2005)认为，个人并非独立生活于世界之中，而是融入了影响其生育偏好的社会环境，即便在个体主义文化水平较高的国家或地区，重要他人的支持或反对也会对个人的生育决策产生影响。因此，主观规范对生育意愿表现出更强的作用效力。此外，元分析纳入的研究侧重于考察影响生育的外部控制因素(如收入、祖父母支持、住房条件、社会支持等)(Chesnais，1996；Lietal.，2019)，较少涉及个体的内在控制因素(如生育能力、育儿经验、健康状况等)(Guoetal.，2022；Williamson&Lawson，2015)，这也是导致感知行为控制与生育意愿相关较低的可能原因。总体而言，强化生育带来的情感、家庭与经济价值，提高女性对生育的预期收益，同时在社会上倡导和推广积极的生育观念，是提高生育意愿的有效途径。 4.2调节效应 4.2.1性别的调节效应 性别在态度与生育意愿的关系中起显著调节作用，这一发现与以往研究的结论一致(Chappell，2024；Materaetal.，2023)。繁衍后代是女性承担的重要的、不可替代的生物与社会职能，在生育过程中女性比男性要消耗更多的生理与心理资源，在考虑生育时自然会更加关注生育成本和收益。我国香港的家庭追踪研究发现，男性比女性对生育持更积极的态度，其差异根源在于家庭分工中的性别不平等(Chenetal.，2024)。而在我国大学生群体中，其生育意愿也存在性别差异，与女大学生相比，男大学生认为生育更重要，未来有生育计划的比例更高(Xuetal.，2023)。研究结果也表明，性别在主观规范和感知行为控制的关系调节作用不显著，即个体感知到的来自社会的生育压力和对生育能力的信心评估无性别差异。 4.2.2生育经历的调节效应 生育经历对TPB变量与生育意愿的关系有调节作用，首先，生育经历显著影响态度与生育意愿的关联强度，未育人群态度对其意愿的预测力更强，支持了过往研究的观点(Billarietal.，2009)。生命历程视角强调，生育经历会通过影响个体对生育的认知和情感态度而改变其生育意愿(Kuhntetal.，2021)。未经历生育的个体尚未充分认识到育儿过程中的诸多困难，因此其生育意愿主要由其态度所主导(Philipovetal.，2006)；而已育个体的生育态度则明显受到生育经历的影响，其中育儿压力是影响其生育意愿的关键因素(Chenetal.，2024)。研究表明，首次生育的父母更注重子女带来的情感价值，而再次生育的父母则更侧重子女的经济和工具价值(Bulatao，1981)。其次，生育经历调节感知行为控制与生育意愿的关系，未育人群的生育控制感对其意愿的预测作用更突出，而已育人群因现实约束可能削弱控制感与意愿的关系强度。因此，政策设计应充分考虑生育经历的潜在影响，以提高干预策略的针对性和实效性。 4.2.3文化背景的调节作用 研究结果表明，TPB变量(态度、主观规范和感知行为控制)在个体主义和集体主义国家样本中均表现出稳定的预测作用。然而，个体-集体主义文化背景对TPB变量与生育意愿之间关系的调节作用并不显著。这一结果支持了TPB模型的跨文化适用性(Ajzen&Klobas，2013)，表明无论在个体主义还是集体主义国家，TPB变量与生育意愿之间的关系都具有稳定性。但需注意的是，宏观层面上的文化差异未显著影响TPB对生育意愿的解释机制，并不意味着文化因素没有影响力。相反，这提示我们应将研究视角转向更微观的文化要素。从需求层次理论(HierarchyofNeeds；Maslow，1943)视角来看，社会经济现代化进程推动了个体价值观的转变，当个体的物质需求得到较好满足后，需求的关注点逐渐转向为非物质需求，表现为个体对自我实现诉求的增强、对性别平等观念的认同及对现代生活方式多元化的趋势。这种个体主义价值观的转变使生育决策日益脱离宏观制度约束，逐渐成为个人和小家庭的自由选择，传统家庭制度对生育的规范压力逐渐减弱。研究表明，女性的个人主义倾向会促使其更多地进行自我考虑，相比那些受传统性别角色影响的女性，个人主义倾向较强的女性通常具有较低的生育意愿(Erfanietal.，2020)。本研究受元分析方法学的限制，未能深入探讨生育相关的微观文化变量，未来的实证研究应着重从文化的微观要素出发，扩充对生育文化的研究。 4.2.4经济水平的调节作用 研究结果显示，人均GDP能够调节态度、主观规范、感知行为控制与生育意愿的关系。在高GDP国家中，生育主体可能会对生育持更加积极的态度，感知到的社会规范更包容，并且对生育的感知控制感更强。父母子女是一种长期的契约关系，可靠的收入和稳定的就业是为人父母的重要先决条件(VanWijketal.，2021)。物质经济条件可能通过改变个体对生育的态度、社会规范的压力以及对生育的感知控制，进一步强化了这些心理社会因素对生育意愿的作用(Materaetal.，2023)。高人均GDP通常意味着该地区经济发展状况较好，民众享有较高的生活水平和社会福利(Chengetal.，2022)。完善的社会福利体系和社会保育支持使得父母在育儿方面的控制感更强，有助于女性在职业和育儿之间取得更好的平衡，进而增强其生育意愿(Shen&Jiang，2020)。相反，在低GDP国家中，TPB变量与生育意愿之间的关系较弱，这可能是由于不利的经济状况会阻碍生育意愿的实现(Dommermuthetal.，2015)。因此，政策制定应充分考虑如何增强经济保障，以提升育龄女性的生育意愿。 4.2.5时间框架的调节作用 本研究结果显示，时间框架对TPB变量与生育意愿之间的关系并未产生显著调节效应，表明TPB核心变量(态度、主观规范、感知行为控制)对生育意愿的解释力具有跨时间维度的稳定性。这一结论与Dommermuth等人(2011)的研究存在分歧，其研究指出时间框架会调节TPB变量对生育意愿的影响强度，尤其是短期生育意愿更易受到态度与主观规范的驱动。这种分歧可能源于生育作为生命历程中的重大决策，其核心态度一旦形成，往往表现出较强的时间惯性，不易因时间跨度的延长而产生本质改变。值得注意的是，尽管时间框架未显著调节TPB与生育意愿之间的关系，但大量研究都表明，时间框架在生育意愿转化为实际行为的过程中发挥了显著调节作用(Ajzen&Klobas，2013)。短期生育意愿更容易实现，而随着意图的时间框架延长，个体受社会环境影响的程度越大，其生育行为发生的可能性就越小(Dommermuthetal.，2015)。因此，在社会不确定性加剧的背景下，未来研究应进一步关注如何将长期生育意愿转化为短期生育意愿，并探究其内在机制。 综上所述，本研究通过元分析方法系统评价了TPB理论对生育意愿的解释效力，证实了态度、主观规范和感知行为控制对生育的预测作用，并探讨了可能存在的调节效应。尽管TPB模型对生育意愿具有较强预测力，但生育作为个体生命历程中的关键决策，具有不可逆性与生育时效性，单一模型显然难以全面解释这一复杂过程。在微观层面，个体的宗教信仰(Beinetal.，2021)、婚姻类型(Ahinkorahetal.，2021)、伴侣态度(Materaetal.，2023)、生育的时间钟效应(Wagneretal.，2019)等因素均对生育意愿产生显著影响；在宏观层面，政策效能(McDonald，2006)、代际传递(Merz，2012)以及社会不确定性(Comolli，2023)等因素也是塑造生育意愿的重要力量。近年来，尤其是经济不确定性和环境不确定性对女性生育意愿的影响受到广泛关注(Comolli，2023)，如大量研究证实，COVID-19期间个体的生育意愿普遍降低(Menge