符合“单独二孩”政策城镇居民的生育意愿调查

张 勇 尹秀芳 徐 玮

（中南财经政法大学 公共管理学院，湖北 武汉430073）

一、数据来源与方法

2014年3月，湖北省正式实施新的《湖北省人口与计划生育条例》，该条例规定：夫妻一方为独生子女的城镇居民可申请生育第二个子女，简称“单独二孩”政策。为了及时把握“单独二孩”政策的影响，2014年5月30日至6月14日，湖北省卫生和计划生育委员会与中南财经政法大学人口与区域研究中心联合开展了符合“单独二孩”政策家庭的生育意愿抽样调查，抽样调查对象为已生育第一个孩子、按照政策规定可以生育第二个孩子的家庭。该调查的范围涵盖了湖北省全境的每一个市，调查家庭类型则包括符合“单独二孩”政策可生育第二个孩子的城镇居民家庭、其他符合生育政策可生育第二个孩子的农村居民家庭和少数民族家庭，抽样调查的有效样本数为10 030个。为研究湖北省城镇家庭的二孩生育意愿，本文从中选取了符合“单独二孩”政策规定的城镇居民家庭（以下简称“单独二孩”政策家庭）样本数共4 661个，在这些“单独二孩”政策家庭中，单独家庭的有效样本数为4 146个，双独家庭的有效样本数为515个。本文首先对“单独二孩”政策家庭的二孩生育意愿进行描述分析，在此基础上运用二元Logistic回归模型进一步分析其二孩生育意愿的影响因素。

二、“单独二孩”政策家庭二孩生育意愿状况

（一）“单独二孩”政策家庭的二孩生育意愿及理想子女数

在调查单独政策家庭时用“你们符合可以生育两个孩子的政策，是否再要第二个小孩呢？”这一问题，来考察“单独二孩”政策家庭生育第二个孩子的意愿。在“单独二孩”政策家庭中，不愿生育第二个孩子的家庭总体比重最高，其所占比重为61.4%，其次是不清楚是否要二孩的家庭，其比重为21.2%，而有二孩生育打算的家庭最少，仅为17.4%（见表1）。虽然由卡方独立性检验（P＜0.05），单独家庭和双独家庭在二孩生育意愿方面存在显著差异，但这两类家庭与总体样本的二孩生育意愿分布情况基本一致。通过以上的数据分析我们可以得知，“单独二孩”生育政策的放开，对“单独二孩”政策家庭生育二孩的释放作用较弱，大部分“单独二孩”政策家庭没有生育二孩的意愿，而这主要受政策之外的因素影响。

表1 “单独二孩”政策家庭的二孩生育意愿 （单位：%）

本次调查还涉及对“单独二孩”政策家庭不愿生育二孩的原因调查，以了解对“单独二孩”政策家庭二孩生育意愿起抑制作用的因素有哪些。根据被访者的陈述，我们将单独政策家庭不愿生育第二个孩子的原因做了以下归纳，这些原因主要分为：经济压力、少生观念（一个孩子就很好，不想生第二个孩子）、时间压力（工作太忙，家人没有精力照顾小孩）、生理健康压力（无生育能力或高龄生育风险大）、生育间隔需求（第一个孩子年龄太小）及其他原因。根据卡方检验结果（P＞0.05），单独家庭和双独家庭在不愿生育二孩的原因方面没有显著差异。在这些抑制城镇居民的二孩生育意愿的影响因素中，经济压力是最主要原因，其次是少生优生观念和时间压力，其所占比重分别为51.4%、22.0%、18.7%（见表2）。

表2 “单独二孩”政策家庭不愿生育二孩的原因 （单位：%）

在调查中用“您理想中的孩子数量是多少”这一问题，来考察“单独二孩”政策家庭的理想子女数情况。在“单独二孩”政策家庭中，理想孩子数为2个的家庭最多，其所占比重为67.3%；其次是理想孩子数为1个的家庭，其所占比重为30.9%；理想孩子数为0个的家庭和理想孩子数是3个及以上的家庭所占比重极低，其总体比重分别为0.4%和1.4%；“单独二孩”政策家庭的平均理想子女数为1.7。根据卡方检验结果（P＞0.05），说明单独家庭和双独家庭的在理想子女数方面不存在显著差异（见表3）。由此可知，“单独二孩”政策对城镇居民的理想子女数没有明显影响。

（二）不同个体及家庭特征下城镇居民不愿生育二孩的描述统计

从妻子年龄上看，城镇家庭中不愿生育二孩占比最高的是25～30岁年龄组，其次是31～36岁年龄组。从总体上看，25～30岁和31～36岁年龄组不愿生育二孩的占比分别是53.6%和35.5%。在单独家庭中，两者的占比分别为52.2%和36.2%；在双独家庭中，两者的占比分别是64.9%和29.4%。

表3 “单独二孩”政策家庭的理想子女数 （单位：%）

从一孩年龄上看，城镇家庭中不愿生育二孩占比最高的是1～4岁的家庭，单独家庭、双独家庭和样本总体家庭的占比分别为57.9%、68.1%和59.0%。在单独家庭中，一孩年龄为5～9岁年龄组的家庭不愿生育二孩的占比为21.6%，仅次于1～4岁年龄组的家庭，这与样本总体家庭的情况是一致的。而在双独家庭中，不愿生育二孩占比排在第二位的是一孩年龄为0岁的家庭，占比为23.3%。

从妻子学历上看，城镇家庭中不愿生育二孩的占比按从小到大的次序依次是初中及以下、高中、大专及以上，随着受教育程度的提升家庭不愿生育二孩的占比也相应提高。其中，城镇单独家庭妻子学历为初中及以下、高中、大专及以上不愿生育二孩的占比分别为26.6%、34.9%和38.4%，不同女性受教育程度的家庭之间不愿生育二孩的占比差异相对较小。而在城镇双独家庭中，妻子学历为初中及以下、高中、大专及以上不愿生育二孩的占比分别为7.0%、30.4%和62.6%，不同女性受教育程度的家庭之间不愿生育二孩的占比差异要比单独家庭大得多。

从妻子职业上看，单独家庭中女性职业为农民、工人及服务业人员不愿生育二孩的占比分别为33.6%、32.3%和34.1%，不同职业之间不愿生育二孩的占比较为接近，这与样本总体家庭的情况是一致的。而在双独家庭中，不愿生育二孩占比最高的是妻子职业为工人的家庭，占比为56.5%；其次是妻子职业为服务业人员的家庭，占比为32.3%；妻子职业为农民的家庭不愿生育二孩的占比最低，为11.2%。

从家庭迁移经历上看，妻子丈夫均无迁移经历的城镇家庭不愿生育二孩的占比最高，单独家庭、双独家庭和样本总体家庭的比例分别是67.5%、85.9%和69.5%，双独家庭的占比要高于单独家庭。单方迁移和双方迁移的单独家庭不愿生育二孩的占比分别是19.2%和13.3%，均低于20.0%；而单方迁移和双方迁移的双独家庭不愿生育二孩的占比分别是9.3%和4.8%，均低于10.0%。可见，没有迁移经历的城镇家庭更可能不愿生育二孩。

（三）“单独二孩”政策家庭一孩性别与二孩的意愿性别

在“单独二孩”政策总体家庭中，一孩为男孩的家庭所占比重为50.6%，一孩为女孩的家庭所占比重为49.4%，其一孩性别比为102.4，处于正常值；单独家庭的一孩性别比为104.9，而双独家庭的一孩性别比为85.2，明显低于正常值（见表4）。根据卡方检验结果（P＜0.05），单独家庭和双独家庭在一孩的性别方面存在显著差异。

表4 “单独二孩”政策家庭的一孩性别情况 （单位：%）

以往研究表明，已有子女的性别情况会对以后孩子性别偏好产生显著影响[1]，那么在当前已有一孩的情况下，“单独二孩”政策家庭的意愿生育二孩性别的情况又是怎样的呢？根据卡方检验结果，在单独家庭和双独家庭一孩性别存在显著差异的情况下（P＜0.05），而二孩的性别偏好方面却没有显著差异（P＞0.05），“单独二孩”政策的实施对城镇家庭的二孩性别偏好几乎没有影响。由表5可知，在“单独二孩”政策家庭中，绝大多数家庭的没有二孩性别偏好；在有二孩性别偏好的家庭中，女孩偏好的家庭要明显多于男孩偏好的家庭，一孩性别为男孩的家庭，希望二孩为女孩的意愿较强，一孩为女孩的家庭，希望二孩为男孩的意愿较弱。单独家庭二孩中的女孩偏好比双独家庭明显，说明在有性别偏好的“单独二孩”政策家庭中，存在“儿女双全”的生育观念和“男孩偏好”弱化的现象。

表5 “单独二孩”政策家庭二孩的意愿性别 （单位：%）

（四）“单独二孩”政策家庭的二孩意愿生育时间

由表6可知，在“单独二孩”政策家庭中，有57.3%的有意愿生育第二个孩子的家庭不确定二孩生育时间，也就说大多数家庭没有明确的二孩生育计划；余下的42.7%的家庭有生育二孩的想法和打算生育的时间，他们有较为明确的生育计划。根据卡方检验结果（P＜0.05），单独家庭和双独家庭在二孩的计划生育时间方面存在显著差异。在有生育计划的“单独二孩”政策家庭中，其二孩意愿生育时间的在2015年的家庭较多，其后两年依次微减，这说明“单独二孩”政策对这些家庭的二孩计划生育时间存在一定程度的影响。

表6 “单独二孩”独政策家庭二孩意愿生育时间 （单位：%）

三、“单独二孩”政策家庭不愿生育二孩的实证分析

（一）研究方法与变量设定

由表1可知，在二孩生育政策放开下，二孩的生育意愿中以不愿生育二孩最为明显，那么又有哪些因素影响城镇居民不愿生育二孩呢？在对以上问题进行二元Logistc回归分析时，本文将“不愿生育二孩”设置为1，“愿意生育二孩”和“不清楚”两种情况设置为0，以此来考察哪些城镇家庭不愿生育二孩。

在自变量的选取方面，参照已有的研究，同时考虑到夫妻二人相关变量存在共线性问题，本文只将其中反映妻子个体特征的相关变量引入模型中。另外曾生子女的性别情况会对以后孩子的生育产生影响[1]，本文也将第一个孩子的性别和年龄的变量引入模型。外出流动会降低农村女性的子女生育数及其意愿生育数[2][3]，那么城镇家庭中夫妻二人的迁移经历也会对其生育产生影响吗？为验证这一问题，本文将反映家庭迁移的变量也引入模型之中。

（二）模型结果及解释

“单独二孩”政策家庭不愿生育二孩主要受个体特征（如妻子的个体特征）和家庭特征（一孩的年龄及性别、家庭的迁移经历）两方面影响。

1.妻子的年龄。总体而言，由于回归系数大于0，说明随着年龄的增长，“单独二孩”政策家庭不愿生育二孩的情况是上升的，且在5%的水平上显著，妻子在37～45岁组的家庭不愿生育二孩的情况是19～24岁组的1.784；单独家庭和双独家庭与样本总体的趋势总体一致。

2.一孩的年龄。回归系数B均大于0，说明随着一孩年龄的上升，人们不愿生育二孩的情况也是上升的，且在5%的水平上显著。一孩5～9岁组和≥10岁组这两类家庭与0岁组家庭间不愿生育二孩的情况存在显著差异，且发生比Odds分别为1.251和1.582；其中双独家庭和单独家庭与样本总体的趋势基本一致。

3.妻子的学历。总的来说，由于回归系数大于0，说明随着妻子文化水平的提高，“单独二孩”政策家庭不愿生育二孩的情况也是上升的，且在5%的水平上显著。妻子是高中文化程度的家庭不愿生育二孩的情况与妻子是初中及以下家庭间存在显著差异，其发生比Odds为1.204，妻子学历是大专及以上的家庭与妻子是初中及以下家庭间不存在显著差异；其中双独家庭和单独家庭与样本总体的趋势基本一致。这可能因为有较高文化程度妻子、有较高的人力资本，生育二孩会给这类家庭带来较高的隐性成本，另外在保证孩子优生的基础上，生育二孩也会带来较高的直接成本。

4.妻子的职业。由于妻子职业的回归系数大于0，这说明妻子有从事工业或服务业的家庭，其不愿生育二孩的情况也是较明显的，且在1%的水平上显著。妻子职业是工人的家庭不愿生育二孩的情况是妻子职业是农民家庭的2.200，在5%的水平上显著。妻子是服务业人员家庭与妻子是农民家庭不愿生育二孩方面存在显著差异，其发生比Odds为1.350；在不愿生育二孩的家庭中，妻子职业是工人的家庭回归系数及其发生比Odds均大于妻子从事服务业的家庭；其中双独家庭和单独家庭与样本总体的趋势基本一致。究其原因，可能由于家庭的经济负担，需要妻子从事城镇中的一些职业，来分担家庭经济风险，妻子的从业也将大大减少照顾二孩的精力，妻子职业是工人的家庭相对于妻子从事服务业的家庭来说，拥有较少的精力或经济条件来养育二孩。

表7 “单独二孩”政策家庭不愿生育二孩的二元Logistic回归分析

5.家庭的迁移经历。由于家庭迁移经历的回归系数小于0，这说明有迁移经历的城镇家庭更有可能打算生育二孩，且在5%的水平上显著。不愿生育二孩的情况是：样本总体中夫妻二人都有迁移经历的家庭是夫妻二人都无迁移经历的家庭0.796倍，双独家庭中夫妻中一人有迁移经历的家庭是夫妻二人都无迁移经历家庭的0.506倍，单独家庭中夫妻二人都有迁移经历的家庭是夫妻二人都无迁移经历的家庭0.784倍。总而言之，夫妻二人都有迁移经历家庭更有可能会生育二孩。究其原因，可能是夫妻二人的家庭迁移使家庭获得较好的收益，使家庭有能力抚养二孩。

四、结论

通过对“单独二孩”政策家庭基本变量的统计分析，可以发现双独家庭夫妻二人的文化程度要略高于单独家庭，夫妻二人的流动性较单独家庭低。从单独政策家庭二孩生育意愿的现状看，“单独二孩”政策的实施，对释放单独政策家庭生育二孩的打算没有显著作用，仍有超过60%的城镇家庭不愿生育二孩，当前导致城镇家庭低生育意愿的主要是非政策因素。在这些不愿生育二孩的“单独二孩”政策家庭中，从妻子年龄上看，妻子处于生育旺盛期的家庭占主体；从妻子的学历来看，妻子是高学历的家庭最多；从一孩年龄上看，以一孩低龄组的家庭为主；从家庭夫妻二人的迁移经历来看，以夫妻二人都未迁移的家庭为主。在二孩生育政策放开的条件下，抑制这些城镇家庭二孩生育的因素主要集中于经济压力、少生观念和时间压力等家庭自身原因。城镇居民在二孩性别偏好方面没有明显差异，一孩性别对二孩的意愿生育性别影响较小，且在有性别偏好的单独政策家庭存在一定程度的“儿女双全”生育观念和“男孩偏好”弱化的现象。

从“单独二孩”政策家庭不愿生育二孩的影响因素分析，可以发现妻子年龄、妻子学历、妻子职业、一孩的性别、夫妻二人迁移经历都会对家庭的二孩生育意愿产生影响。妻子和一孩的年龄的增长，妻子的受教育水平的提高都会对家庭的生育意愿产生负向影响。已有的研究表明流动或迁移对流动人口的生育意愿产生负向影响[4]，而本文研究的结果是夫妻二人有迁移经历的城镇家庭更有可能打算生育二孩，迁移对城镇居民的生育意愿产生正向影响。当前生育政策不是影响城镇家庭生育的主要因素，城镇家庭的生育主要受与家庭密切相关的其他社会经济因素影响。

[1]徐映梅，瞿凌云.独生子女家庭育龄妇女生育意愿及其影响因素——基于湖北省鄂州、黄石、仙桃市的调查[J].中国人口科学，2011，（2）：76—84.

[2]尤丹珍，郑真真.农村外出妇女的生育意愿分析——安徽、四川的实证研究[J].社会学研究，2002，（2）：52—62.

[3]傅崇辉，向炜.深圳流动育龄妇女生育子女数的影响因素分析[J].南方人口，2005，（3）：1—9.

[4]姚从容，吴帆，李建民.我国城乡居民生育意愿调查研究综述：2000—2008[J].人口学刊，2010，（2）：17—22.