婚姻与家庭
中国育龄妇女二孩生育意愿的影响因素研究
——基于CGSS2015年数据分析
张 冲1，陈玉秀1，廖海亚2
(1.西华大学 社会发展学院，四川 成都 610039；2.四川省社会科学院，四川 成都 610072)
[摘要] 基于中国综合社会调查(CGSS)2015年数据，运用Logistic回归模型，深入探讨影响和制约育龄妇女二孩生育意愿的内在动因与外在因素。研究结果表明，育龄妇女二孩生育意愿受到以下六个因素的影响：居住地、受教育程度、婚姻状况、工作状况、健康状况、重男轻女思想认同。相比农村育龄妇女，城市育龄妇女二孩生育意愿较弱；相比受教育程度为大学及以上的育龄妇女，受教育程度为小学及以下的育龄妇女二孩生育意愿更强；相比没有配偶的育龄妇女，有配偶的育龄妇女二孩生育意愿更强；相比没有从事非农工作的育龄妇女，从事非农工作的育龄妇女二孩生育意愿较弱；相比身体不健康的育龄妇女，身体健康的育龄妇女二孩生育意愿更强；相比重男轻女思想较轻和没有的育龄妇女，重男轻女思想严重的育龄妇女二孩生育意愿更强。
[关键词] 育龄妇女；二孩生育意愿；教育程度；婚姻状况
一、研究背景
一个国家的发展必然离不开人口的发展，人口问题始终是影响国计民生的关键议题。20世纪80年代初计划生育作为基本国策以来，生育率不断下降，影响生育的因素从政策导向逐渐转向社会经济导向。尤其是进入21世纪以来，生育的内生动力和外在环境均发生了较大的变化，少生优生的生育观念正主导着实际生育行为[1]。计划生育政策根据人口、经济、社会发展和资源环境形势进行动态调整是国家发展的现实需要，也是人口发展规律的客观要求。单独二孩、全面二孩政策的实行，终止了紧缩性的生育政策，开启了相对宽松的生育政策时代[2]。即便如此，二孩生育意愿以及未来预期仍不容乐观。2016年“实施全面两孩政策对家庭教育的影响”调查显示，一半以上的一孩家庭没有生育二孩的意愿[3]。国家统计局公布的数据显示，2017年全国出生人口为1 723万人，比上年减少63万人；2018年出生人口为1 523万人，比2017年减少200万人。可见，生育政策的调整并未改变人口缩减的趋势。为了平衡人口问题，“生育”议题再次成为了国家和众多学者关注的焦点。基于此，本文在国内外文献梳理的基础上，基于2015年中国综合社会调查(CGSS)数据，在实证层面深入探讨影响和制约育龄妇女二孩生育意愿的内在动因与外在因素。
二、文献回顾
关于生育意愿的影响因素，特别是二孩生育意愿的影响因素一直以来都是国内外学者关注的焦点。经过半个多世纪经济科技的飞速发展，发达国家和包括中国在内的部分发展中国家，都经历了生育率由高向低的转变。基于这一社会现象，学界形成了诸多生育理论。如著名学者Becker[4]的家庭效用最大化理论、Leibenstein[5]的边际孩子合理选择理论、Barber等[6]的生育供需理论，分析了生育孩子成本对家庭生育意愿的影响。Ajzen[7]则是通过构建计划行为理论探讨生育态度对生育意愿的影响。
不同学者研究二孩生育意愿影响因素的切入点不同。其一，居住地。居住地对育龄妇女二孩生育意愿有负向影响，即城市育龄妇女二孩生育意愿较农村育龄妇女弱[8-10]。其二，经济收入。妇女个人经济水平关系着其在家庭中的话语权，而家庭经济基础决定着家庭是否承担得起育儿成本。育龄妇女经济收入介于1 500～6 000元之间，其二孩生育意愿更强；家庭经济收入高，育龄妇女的二孩生育意愿更强[11-12]。其三，婚姻状况。婚姻的稳定性对二孩生育意愿有积极作用，但夫妻双方二孩生育意愿上的差异也会影响其生育行为[13-15]。其四，工作状况。育龄妇女是否生育二孩受其工作性质影响。从事务农工作的育龄妇女与从事非农工作的育龄妇女相比，前者生育二孩的意愿比后者强[16-17]。其五，生育政策。生育政策的调整会影响育龄妇女的意愿生育数量、生育结构、生育模式[18-19]。其六，性别偏好。“重男轻女”“养儿防老”“子女双全”“偏好女孩”等性别偏好也会影响育龄妇女生育二孩的意愿[20-22]。其七，受教育年限。育龄妇女的受教育程度对其二孩生育意愿有抑制作用，即教育资源通过文化输出对育龄妇女的二孩生育认知产生了影响[23-24]。其八，流动人口。流动人口曾是高生育群体，对于研究育龄妇女的二孩生育意愿有现实意义。有学者通过检测流动人口动态数据来研究流动人口中的生育水平与生育行为[25-27]。
（五）加工型龙头企业发展情况武隆县盛荣食品有限责任公司的塔松牌牛肉、图形牌牛肉和武隆县仙女山绿色牛肉（冷鲜）通过中国绿色食品发展中心的认证，被认定为“绿色食品A级产品”, 2011年，公司加工牛肉300吨，年销售收入实现3 600万元； 武隆县海威畜禽开发有限责任公司通过北京中绿华夏有机食品认证中心的评审，其生产的“洪松牌”羊肉被认定为“有机转换产品”，在2011年加工羊肉200吨，年销售收入突破2 000万元。
综合来看，学界对于影响育龄妇女二孩生育意愿的因素虽然有一些研究，但是存在以下不足：其一，社会态度与二孩生育意愿之间相关性的研究还相对较少，尤其是对养老责任、生育自由等社会态度与育龄妇女二孩生育意愿之间关系的研究更少。养老责任、生育自由等社会态度可以间接地测量妇女的生育价值观，生育价值观往往会影响生育意愿和生育行为。
其二，缺少育龄妇女对自身所处阶层的认同与二孩生育意愿之间关系的研究。育龄妇女对当前所处阶层的价值认同，将会影响其自我认同与社会地位认同。社会互动理论认为，作为生育主体的人口，生育决策是在观察他人生育过程中学习和模仿的结果，即从高生育率向低生育率的转变是人们相互影响与学习的结果。社会地位、身份相一致的育龄妇女通过社会互动过程传递个人生育观与生育期望，这个过程可能会直接影响其他育龄妇女的二孩生育意愿。育龄妇女二孩生育意愿是否受其社会阶层价值认同的影响还有待进一步研究。因此，在文献梳理的基础上，本文将根据2015年CGSS数据，研究影响育龄妇女二孩生育意愿的因素。
三、数据、方法与变量设定
(一)数据来源
研究数据来源于2015年的中国综合社会调查(Chinese General Social Survey，CGSS)数据(居民问卷)，该调查是中国第一个全国性、综合性、连续性的大型社会调查项目，涉及全国 125 个县(区)、500个街道(乡镇)、1 000个居(村)委会、10 000 户家庭中的个人。问卷采用科学的抽样入户访问方式，对全国各地一万多户家庭展开调查，回收问卷10 968份。本文研究对象为15～49岁的育龄妇女，剔除无关与缺失的样本后，得到有效样本量2 601个。样本具有广泛的地域性和代表性。
(二)研究方法
基于2015年的中国综合社会调查(CGSS)数据(居民问卷)，运用Logistic回归模型研究育龄妇女二孩生育意愿的影响因素。假定影响育龄妇女二孩生育意愿的变量有n个，这些独立变量的向量可表示为：x ′=(x 1,x 2,L ,x n )，设条件概率P (Y =1|x )=p 为二孩生育意愿的概率，其Logistic回归模型见公式(1)。在具体分析中，采用SPSS22.0中的 Binary Logistic Regression模块进行分析，即二元Logistic回归分析。
(1)
针对二年级学生，已经逐步开设计算机辅助设计、机械原理、机械设计等课程，学生可以参加全国机械创新设计大赛、应用型技能大赛等，这些竞赛都需要实物作品展示。因此，从二年级开始逐渐将学生引入创客空间实验室，开展3D打印作品的实作训练，为竞赛做好技能准备。通过竞赛作品的打印，学生能够更加清楚地认识3D打印技术，了解其工艺过程、工艺参数设置、模型的前处理、打印制件的后处理等，达到以赛促练的效果。
(三)变量设定
工作状况对育龄妇女二孩生育意愿有显著的负向影响。与未从事非农工作的育龄妇女相比，从事非农工作的育龄妇女生育二孩的机会发生比为0.768，即从事非农工作的育龄妇女二孩生育意愿更弱，其机会发生比比前者低23.2%。从事非农工作对育龄妇女生育二孩有抑制作用。从事非农工作，面对的工作环境呈现多样化，职场中育龄妇女有诸多生育限制。在就业与晋升的双重压力下，育龄妇女生育二孩需要承担较大的机会成本与时间成本。
婚姻状况对育龄妇女二孩生育意愿有显著的正向影响。与无配偶的育龄妇女相比，有配偶的育龄妇女生育二孩的机会发生比为1.496，这表明有配偶的育龄妇女二孩生育意愿更强，其生育二孩的机会发生比比无配偶的高49.6%。稳定的婚姻对育龄妇女二孩生育意愿有积极影响。相比不稳定的婚姻，稳定的婚姻在一定程度上缓解育龄妇女生育二孩的心理压力与预期的育儿压力，稳定的婚姻会降低育儿的成本。
最为普遍的动词重叠方式是AA式。不仅在东北方言中普遍存在，在普通话中也很常见。比如：跑跑、跳跳、说说、看看等等。普通话中，动词AA式重叠通常表示时量短、动量小。东北方言中的AA式重叠式更加丰富。如：抽抽、颤颤、瞅瞅、呲呲、梗梗、祸祸、弓弓、拉拉(la35)、咧咧、拧拧、眯眯、翘翘、耸耸、挺挺、歪歪、突突、皱皱、磨磨、缩缩等。
四、育龄妇女二孩生育意愿影响因素的实证研究
为防止变量间多重共线性影响模型的准确性，在Logistic回归分析之前，先对变量进行多重共线性检验，结果显示方差膨胀因子(VIF)小于3，说明变量之间不存在多重共线性。二元Logistic回归结果见表1。居住地、受教育程度、婚姻状况、工作状况、健康状况、重男轻女思想对育龄妇女二孩生育意愿的影响显著。年龄段、民族、是否流动人口、医疗保险、养老保险、养老责任认同、生育自由认同、当前阶层认同对育龄妇女二孩生育意愿的影响均不显著。依据表1，对育龄妇女二孩生育意愿影响显著的变量进行分析。
表 1育龄妇女二孩生育意愿的二元 Logistic回归分析
4.从事非农工作的育龄妇女二孩生育意愿较弱
挤密桩试验的布桩试验施工完成后，在土挤密桩形成强度7d后，应委托第三方检测机构进行检测，检测从处理面起至设计深度每隔1m取样，进行室内土工试验，检测项目有：土的含水量、密度、比重、饱和度、孔隙率、液限、塑限、压缩系数、塑性指数、压缩模量、抗剪强度、湿陷系数。在设计指标能够满足的情况下尽可能使桩间距增大以节省投资，若不能满足，则继续缩小桩间距或增大孔径。取样完成后的取样孔回填中粗沙，灌水沉降稳定。依靠此实验确定满足设计参数后，才能进入正式施工。
3.有配偶的育龄妇女二孩生育意愿较强
2.受教育程度为小学及以下的育龄妇女二孩生育意愿较强
与受教育程度是大学及以上的育龄妇女相比，小学及以下受教育程度的育龄妇女生育二孩的机会发生比为1.455，这说明小学及以下受教育程度的育龄妇女二孩生育意愿更强，其生育二孩的机会发生比比大学及以上学历的高45.5%。受教育程度为中学的育龄妇女二孩生育意愿与大学的没有明显差异。教育通过文化输出影响育龄妇女对生育的认知，从而改变其生育行为。受教育程度低的育龄妇女受“多子多福”“传宗接代”等传统思想的影响较大，而受教育程度较高的育龄妇女，受“优生优育”“少生优生”等新生育观以及现代物质生活方式的影响，更倾向少生、优生。
居住地对育龄妇女二孩生育意愿有显著的负向影响，城市育龄妇女二孩生育意愿较农村弱。与农村育龄妇女的二孩生育意愿相比，城市育龄妇女生育二孩的机会发生比仅为0.783，表明城市育龄妇女生育二孩的机会发生比比农村的低21.7%。从实行计划生育到全面开放二孩，城市的生育率一直低于农村，这和城市的生养成本、居住压力等都有直接的关系。
2.自变量：基于前人的研究成果和问卷调查数据，本文选取了以下变量作为自变量进行分析：居住地、年龄、民族、受教育程度、婚姻状况、工作状况、健康状况、是否流动人口、社会保险(医疗保险与养老保险)、养老责任认同、生育自由认同、重男轻女思想、当前阶层认同。居住地变量中，城市赋值为1，农村赋值为0，即以农村为参照组。年龄变量中，将研究对象分为3个年龄段：15～24岁、25～34岁、35～49岁，以35～49岁作为参照组。在民族变量中，汉族赋值为1，其他民族赋值为0。受教育程度变量中，归纳为3个层次：小学及以下、中学、大学及以上，以大学及以上作为参照组。婚姻状况变量中，有配偶(包括初婚有配偶、再婚有配偶、分居未离婚)赋值为1，没有配偶(包括未婚、同居、离婚、丧偶)赋值为0。工作状况，选项目前从事非农工作，赋值为1，其他选项合计赋值为0，包括务农和没有工作。健康状况，选项为很不健康、比较不健康、一般、比较健康、很健康。将比较健康和健康归为健康，赋值为1；其他归为不健康，赋值为0。在确定是否流动人口时，将目前的户口登记地是本乡(镇、街道)的定为非流动人口，赋值为0，删除户口待定的样本(较少，不到1%)，户口在本县(市、区)其他乡(镇、街道)和本区/县/县级市以外的定为流动人口，赋值为1。在社会保险变量中，主要选取医疗保险和养老保险，购买了保险赋值为1，没有购买赋值为0。养老责任认同，选项为主要由政府负责、主要由子女负责、主要由老人自己负责、政府/子女/老人责任均摊，将主要由子女负责作为参照组。往往越是希望依靠子女养老的妇女生育意愿也会越强烈。生育自由认同，选项为完全不同意、比较不同意、无所谓同意不同意、比较同意、完全同意。将比较同意和完全同意归为同意生育自由，赋值为1；其他归为不同意，赋值为0。一般情况下，生育自由认同越强的妇女，受生育政策的影响越小，生育意愿相对客观、真实、强烈。重男轻女思想，根据CGSS数据A42中的5个问题1～4题正向记分，第5题反向记分，然后再将5个问题的分数相加，得分在5～25之间，分值越高表示重男轻女观念越强，反之越弱。将得分在15以上的群体归为重男轻女思想严重的群体，赋值为1；其他归为重男轻女思想较轻或者没有的群体，赋值为0。重男轻女越强的妇女，生育意愿往往越强烈。当前阶层认同，即“您认为您自己目前在哪个等级上”，选项为：1(最底层)～10(最顶层)。将6～10归为上层，赋值为1；其他归为中下层，赋值为0。当前阶层认同对生育意愿的影响，可能正向也可能负向，认同度越低的妇女可能经济条件越差，生育意愿可能越强，希望多生育，靠子女改变生活条件；也可能生育意愿越弱，多生育会加重生活负担。同样认同度越高的妇女生育意愿也可能越强烈，因为条件好，能够养育；也可能因为考虑各种成本，降低生育意愿。
β 0为常数，β i 为本文的关注变量和控制变量系数。
1.城市育龄妇女二孩生育意愿较弱
1.因变量：育龄妇女的二孩生育意愿。根据CGSS问卷中“如果没有政策限制的话，您希望有几个孩子”，意愿生育二孩的群体包括意愿生育孩子数大于等于2的所有育龄妇女，占有效样本的77.7%；意愿不生育二孩的群体包括意愿生育孩子数小于等于1的所有育龄妇女，占有效样本的22.3%。将意愿生育二孩赋值为1，意愿不生育二孩赋值为0。
5.身体健康的育龄妇女二孩生育意愿较强
健康状况对育龄妇女二孩生育意愿的影响，在10%的显著水平下显著。与身体不健康的育龄妇女相比，身体健康的育龄妇女生育二孩的机会发生比为1.217，即身体健康的育龄妇女生育二孩的意愿较强，其生育二孩的机会发生比比不健康的高21.7%。身体健康会大大降低育龄妇女生育的风险，包括孕育的胎儿是否健康、产后的恢复程度、生产遇到各种并发症的可能性等等。
船舶数据监测采集设备将采集到的数据经前置数据采集网络和SQL引擎存储到分布式数据库的各存储节点中。受船舶监测设备固有的问题和数据传输通道的杂质因素影响，各存储节点不可避免地存在“脏数据”。船舶“脏数据”主要有缺失数据和冗余数据2种，这2种数据的存在会导致数据集呈现出不完整性和重复性，在浪费数据存储空间的同时,会使船舶故障诊断等应用产生较大的偏差。
6.重男轻女思想较严重的育龄妇女二孩生育意愿较强
⑤施工期水生生物受干扰度。施工过程临时改变水流条件，增加河道含沙量，对水生生物造成一定影响的，应尽量减少其影响程度和影响时间，尤其是某些生物可能在特殊时期具有特殊生活条件需求的，施工时应考虑予以避让。
重男轻女思想对育龄妇女二孩生育意愿的影响，也是在10%的显著水平下显著。与重男轻女思想较轻或者没有的育龄妇女相比，有重男轻女思想的育龄妇女其生育二孩的机会发生比为1.227，即有重男轻女思想的育龄妇女生育二孩的意愿较强，其生育二孩的机会发生比比前者高22.7%。重男轻女思想导致在一孩是女孩的情况下，生育二孩的可能性非常高。有重男轻女思想的育龄妇女多受传统生育观的影响，依靠生育男孩来巩固家庭地位，以期获得夫家对其自我价值的肯定。
五、结论与启示
基于2015年的中国综合社会调查(CGSS)数据和Logistic回归模型，研究育龄妇女二孩生育意愿的影响因素。研究结果表明：相比农村的育龄妇女，城市育龄妇女生育二孩的意愿较弱；相比受教育程度为大学及以上的育龄妇女，受教育程度是小学及以下的育龄妇女生育二孩的意愿更强；相比没有配偶的育龄妇女，有配偶的育龄妇女生育二孩的意愿更强；相比未从事非农工作的育龄妇女，从事非农工作的育龄妇女二孩生育意愿较弱；相比身体不健康的育龄妇女，身体健康的育龄妇女二孩生育意愿更强；相比重男轻女思想较轻和没有的育龄妇女，有重男轻女思想的育龄妇女生育二孩的意愿更强。但是，养老责任认同、生育自由认同、当前阶层认同等主观变量对育龄妇女二孩生育意愿影响不显著，一方面和主观变量的调查是否能够科学反映居民的真实想法有关，另一方面也反映了当前育龄妇女二孩生育意愿主要受到一些客观因素的影响。综合以上研究，本文得到以下启示：
第一，出台与生育相关的激励措施，减轻生育二孩家庭负担。随着家庭模式向“421”家庭结构转变，育龄妇女人均赡养老人数在逐年增加，养老负担重挤压育龄妇女二孩生育意愿。2004—2017年房贷收入比从17%增至44%，随着房价攀升，育龄妇女生育二孩将承担更大的经济压力，住房成本高抑制了生育行为。因此，应该出台与生育相关的激励措施，减轻城市育龄妇女生育二孩的经济负担。如实施生育给付和养育津贴补助政策，通过补贴政策提高育龄妇女收入水平，减轻家庭抚养孩子的经济压力，从而释放生育需求；维稳房地产市场以保持房价长期稳定，减少家庭住房支出，降低抚养直接成本。
第二，优化育龄妇女就业环境，保障职场育龄妇女生育权益。全面二孩政策的出台，为育龄妇女创造了延长孕产假的生育福利，同时也提高了育龄妇女的就业门槛。育龄妇女面临就业机会性别不对等、职位晋升呈现性别差异等困境，就业环境充满挑战。因此，需要进一步完善育龄妇女就业权益保障，对用人单位实行生育税收优惠，加快构建生育成本在国家、企业、家庭之间合理有效的分担机制。同时打造家庭友好型企业氛围来实现工作与家庭的平衡。完善产假弹性制度，保障育龄男性陪产假与育龄妇女产假生育福利，缩小男女就业差距，降低育龄妇女生育二孩的机会成本，增强育龄妇女生育意愿[28]。
第三，鼓励发展托幼事业，完善妇幼医疗保障。党的十九大报告明确提出要促进生育政策配套衔接，加强人口发展战略研究。做好生育二孩配套管理服务工作，首先需要解决幼儿教育私立太贵、公立难进的问题。目前公立幼儿园供给严重不足，需要加大托育服务供给，大力提升0～3岁入托率，增加公立幼儿园的教育资源投入并对此进行合理配置，提高幼儿教育质量，以缓解育龄家庭对优质幼儿教育的需求。其次是解决妇幼看病就医难的问题。增设妇幼保健院、医院里多设立儿科及妇科诊室、培养妇幼医护专业人才、完善医疗设备、免费进行孕前检查，重视营造安全的孕产妇及婴幼儿就医环境，以缓解育龄妇女对妇幼看病难的担忧。
术前检查出3例已有下肢血栓患者外院会诊后其中2例安装过滤网后再行手术，1例给予溶栓治疗缓解后再手术，其余患者均行手术。通过相应预防措施及护理，术后无1例患者发生DVT和肺栓死等严重并发症。
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Abstract ：Based on the data of Chinese General Social Survey (CGSS) in 2015, the logistic regression model is used to deeply explore the internal and external factors influencing and restricting the fertility intention of women of childbearing age to have a second child. The results show that the fertility intention of women of childbearing age to have a second child is affected by the following six factors: residence, education, marital status, work status, health status, and ideological identity of preference for sons. Compared with rural women of childbearing age, urban women of childbearing age have weaker fertility intention to have a second child. Compared with women of childbearing age with college education or above, women of childbearing age with primary school education or below have stronger fertility intention to have a second child. Compared with women of childbearing age without a spouse, women of childbearing age with a spouse have stronger fertility intention to have a second child. Compared with women of childbearing age who are not engaged in off-farm work, women of childbearing age who are engaged in off-farm work are less willing to have a second child. Compared with unhealthy women of childbearing age, healthy women of childbearing age have stronger fertility intention to have a second child. Compared with the women of childbearing age with less or no preference for sons, the women of childbearing age with more preference for sons are more willing to have a second child.
Key words ：women of childbearing age; fertility intention of the second child; education; marital status
[中图分类号] C923
[文献标识码] A
[文章编号] 2095-7963(2019)05-0071-10
DOI ：10.14132/j.2095-7963.2019.05.006
[收稿日期] 2019-07-15；
[修订日期] 2019-08-21
[基金项目] 国家社会科学基金项目”生育意愿与生育行为偏离的价值根源及其政策应对研究”(18CSH033)
[作者简介] 张冲(1985—)，男，四川眉山人，西华大学博士，副教授，研究方向：社会经济。陈玉秀(1995—)，女，广西北流人，西华大学硕士研究生，研究方向：社会工作。廖海亚(1973—)，男，四川达州人，四川省社会科学院博士，副研究员，研究方向：社会经济发展。
[责任编辑： 刘 云]
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