女性生育意愿及其实现——基于互联网问卷调查数据的实证研究

□王猛，梁闻焰，黄妍妮



女性生育意愿及其实现
——基于互联网问卷调查数据的实证研究

□王猛，梁闻焰，黄妍妮

现实中存在女性生育意愿及其实现之间的背离。本文利用互联网问卷调查数据，实证分析女性生育意愿的决定，并在此基础上考察女性实现生育意愿的制约因素。研究发现,决定女性生育意愿的个体异质性中，受教育程度、生育经历、性取向、价值观显著影响女性生育意愿，而年龄、婚姻状况、收入和城乡差异的作用均不显著；在女性实现生育意愿的制约因素中，不同来源的社会压力会导致女性生育过度或生育不足，家庭压力通常迫使女性生育过度，经济条件限制、身体条件限制则导致女性生育不足。进一步分析表明，计划生育政策缓解了生育过度女性所面对的社会压力和家庭压力，而全面二孩政策则可能放大这些压力；这两类生育政策对生育不足女性的影响均不显著。本文的研究结论，凸显了女性实现生育意愿的重要性。

生育意愿； 生育过度； 生育不足； 生育政策

一、引言

生育意愿与实际生育水平密切相关，但二者常出现背离。发达国家民众的实际生育水平通常低于生育意愿，发展中国家民众的实际生育水平往往超出生育意愿，而中国这样的人口大国则同时存在以上两种背离形式[1][2]。对生育意愿与实际生育水平相背离的原因，学术界已有一些探讨。Bongaarts[3]提出的生育率模型中，非意愿生育、替代生育、性别偏好会导致实际生育水平高于生育意愿，推迟生育、不孕不育、竞争性偏好则使得实际生育水平低于生育意愿，这一框架在此后得到完善和广泛应用[4][5]。以此对照中国现实，郭志刚[6]指出非意愿生育、替代生育对实际生育水平的影响微弱，性别偏好可能通过人工流产降低而不是提高实际生育水平，而推迟生育、不孕不育、竞争性偏好确实会降低实际生育水平，同时认为应考虑生育政策的影响。宋健、陈芳[7]的经验研究，证实了推迟生育会导致实际生育水平低于生育意愿，但性别偏好、“双独”生育政策的作用则不显著。

现有研究有助于理解生育意愿与实际生育水平的背离，其不足在于，往往将家庭视为统一的生育决策单元，而在一定程度上忽视了女性生育意愿的实现问题。女性在童年和初期社会化过程中逐渐形成生育价值观，也形成了最初的生育意愿[1]。但是，现实中存在许多制约因素，使得女性生育意愿最终可能无法实现，即出现生育意愿与实际生育水平的背离。在社会层面，传统观念、生育文化可能迫使女性生育过度，而职业发展需要、严格的生育政策可能导致女性生育不足。在家庭层面，来自父母、配偶的压力也会左右女性生育意愿的实现，最终生育决策可能是家庭内部的纳什谈判解，双方的谈判力量扮演重要角色[8][9]。女性身体条件、经济状况也可能成为制约因素，迫使女性降低实际生育水平。作为生育行为的主体，女性能否顺利实现生育意愿，会显著影响其效用水平和生活质量，这一问题值得更多关注。

有鉴于此，本文将基于大样本的跨国截面数据，实证研究女性生育意愿的实现问题。同关注生育意愿与实际生育水平背离的现有研究相比，本文将进行以下拓展：通过回归分析，探讨社会压力、家庭压力、经济条件限制和身体条件限制等制约因素是如何影响女性生育意愿的实现；考察女性生育意愿的实现过程中，计划生育政策、全面二孩政策所起到的作用；此外，在考察女性生育意愿的决定时，捕捉到性取向、价值观等个体异质性的作用，缓解了遗漏变量的内生性问题。

二、研究设计

(一)模型设定

从理论上看，生育意愿是有条件的，其根植于逐渐展开的生命历程中，由个体异质性所决定；生育意愿的实现也是有条件的，不仅与个体异质性有关，还受诸多因素的制约[1]。基于这一认识，构造计量经济模型进行实证分析。首先考察个体异质性对女性生育意愿的决定：

OFDi=α0+α1IHi+εi

(1)

式(1)为女性生育意愿模型，其中OFD表示女性生育意愿，IH为个体异质性向量，ε为随机误差项，α0、α1为待估计的参数向量，i表示女性个体。

在此基础上引入制约因素，考察女性生育意愿的实现：

RFDi=β0+β1IHi+β2CFi+ξi

(2)

式(2)为女性生育意愿的实现模型。其中，RFD表示女性生育意愿的实现，IH为个体异质性向量，CF为制约因素向量，ξ为随机误差项，β0、β1和β2为待估计的参数向量，i表示女性个体。

(二)数据来源

本文所用数据来自互联网。为考察女性的生育意愿状况，笔者与专业的在线问卷调查网站“问卷星”合作，在互联网上发起问卷调查。调查自2015年10月30日开始，至2016年1月26日截止，共收集有效问卷8968份*原始问卷网址：http://www.sojump.com/report/6042131.aspx?qc=。。与通常的面对面调查相比，互联网调查不但容易获得大样本，保证研究的统计意义，而且能取得收入、性取向、价值观等较为敏感变量的精确数据。

笔者根据受调查样本所显示的IP地址，判断有效问卷的分布如下：中国大陆31个省级行政区8218份，港、澳、台地区77份，美国、日本、英国、法国、澳大利亚等29个国家575份，不能确定所在地的98份。可见，本文样本空间分布广泛，有良好的代表性。

(三)变量和描述性统计

1.被解释变量

根据计量经济模型式(1)、式(2)的设定，本文的被解释变量包括女性生育意愿(OFD)、女性生育意愿的实现(RFD)两类。

女性生育意愿：参考现有研究，女性生育意愿用女性理想的生育子女数量来表示[3][6]。问卷中的题项“在理想状态下，作为一个女性，您愿意生几个孩子？”来测量受调查女性的生育意愿。根据受调查女性的选择，本变量的值域为﹛0，1，2，3，4﹜。

女性生育意愿的实现：测量女性在受制约因素的影响时生育意愿的实现程度。本变量用题项“您在理想状态下的生育意愿，有没有成功实现，或者将来会不会成功实现？”来测量。根据受调查女性的回答，本变量的取值有3个：实现意愿、生育过度和生育不足，分别用1、2、3来表示。

2.解释变量

基于计量经济模型，本文选取个体异质性(IH)、制约因素(CF)这两类主要解释变量，同时对区域固定效应进行控制。

个体异质性：决定女性生育意愿的一组解释变量。结合现有实证研究[10][11]，个体异质性变量包括以下8类。(1)年龄。为识别不同年龄段女性生育意愿的差异，本文以26-30岁的生育高峰年龄为参照，设置2个虚拟变量，分别表示25岁及以下、31岁及以上这2个年龄段。(2)婚姻状况。以已婚为参照，设置2个虚拟变量，分别表示未婚状态、离异或丧偶状态。(3)生育经历。以未生育为参照，设置2个虚拟变量，分别表示已生育1个孩子、已生育2个及以上孩子。(4)性取向。作为重要的个人隐私，性取向在面对面的问卷调查中通常难以测量，本文所依据的互联网调查弥补了这一不足。以其他性取向为参照，设置同性恋虚拟变量。(5)收入。以受调查女性的月收入来衡量，对无经济来源女性，以其父母或配偶的月收入代替。本变量值域为1—6的整数，各取值分别对应[0，1000)、[1000，5000)、[5000，10000)、[10000，30000)、[30000，100000)以及[100000，+∞)，单位为元。(6)受教育程度。本变量值域为0—7的整数，各取值分别对应文盲、小学、初中、高中、专科、本科、硕士和博士。(7)价值观。测量受调查女性对女权主义的看法，以此作为价值观的代理变量。该变量值域为1—5的整数，各取值分别对应非常厌恶、有点厌恶、没感觉、一般感兴趣和非常感兴趣。(8)城乡差异。以城市为参照，设置农村虚拟变量，以控制城乡差异的影响。

制约因素：影响女性实现生育意愿的一组解释变量，本文将其定义为以下4类。(1)社会压力。不同种类的社会压力对女性生育意愿的实现的影响路径存在差异：多子多福、无后为大、重男轻女等传统观念，以及来自朋友或同事圈子的生育文化，可能会迫使女性实际生育水平高于生育意愿；但激烈的职场竞争使女性面临职业发展需要和实现生育意愿之间的权衡取舍，实际生育水平可能因此低于生育意愿[3][12]。(2)家庭压力。最终生育决策通常是家庭内部谈判的结果，这一过程中女性可能遭遇来自父母、配偶等家庭成员的压力[8]，导致实际生育水平偏离生育意愿，而且往往会使女性生育过度。(3)经济条件限制。在养育成本越来越高的今天，中低收入家庭可能因经济条件限制而被迫少生子女[11]，因此造成女性的初始生育意愿被扭曲。(4)身体条件限制。Bongaarts[3]指出不孕不育是造成女性生育不足的重要原因。本文用身体条件限制表示所有不适合女性生育的生理和疾病因素，并预期身体条件限制会显著抑制女性生育意愿的实现。

区域固定效应：区域固定效应可能对受调查女性的生育意愿、生育意愿的实现产生影响，有必要对此加以控制。本文以北京为参照，对其余30个大陆省级行政区、29个国家以及港、澳、台地区分别设置虚拟变量，以控制区域固定效应的影响。

3.描述性统计

从样本情况看，女性生育意愿从0到4的取值，占有效样本的比重分别为41.9%、26.7%、29.8%、1.1%和0.5%。有约4成的受调查女性，在理想情况下倾向于不生育；而选择生育的女性多愿意生育1或2个孩子，且这两类群体的比重接近。

关于生育意愿的实现，明确表示“实现愿望”的受调查女性占比53.9%，而认为自己“生育过度”或“生育不足”的受调查女性占比分别20.3%、25.9%。接近一半的受调查女性不能实现自己的生育意愿，说明生育意愿的实现问题不容忽视。女性实现生育意愿的4类制约因素中，67.9%的受调查女性认为自己被家庭压力所困扰，41.9%的女性表示感受到社会压力，38.6%的女性则受经济条件限制，还有17.6%的女性受身体条件限制。

表1 主要变量的描述性统计

此外，有效样本中同性恋者约占5.2%；对女权主义“非常感兴趣”的受调查女性占比46.7%，显示出较为强烈的权利意识。主要变量的描述性统计见表1。

由于涉及解释变量众多，回归前有必要检验模型的多重共线性。以生育意愿为被解释变量，所有的个体异质性、制约因素、区域固定效应为解释变量，进行OLS估计，进而计算各解释变量的方差膨胀因子(VIF)。计算结果显示最大的VIF值为1.92，远低于可接受水平10，因此本文的计量模型不存在多重共线性。

三、实证结果及分析

(一)个体异质性与女性生育意愿

本部分对式(1)进行参数估计，以考察女性生育意愿的决定，即在控制区域固定效应的基础上，分析个体异质性的影响。由于被解释变量生育意愿取值为非负整数，属于典型的计数数据，宜采用泊松回归(Poisson Regression)。同时，生育意愿的取值中含有大量的0值，选择零膨胀泊松回归(Zero-inflated Poisson Regression，ZIP)可获得更好的参数估计结果。泊松回归的使用前提是，被解释变量的方差与期望大致相等，如果存在被解释变量方差明显大于期望的“过度分散”情形，应改用负二项回归或零膨胀负二项回归。

参数估计涉及的三类样本说明如下：(1)从有效样本中剔除无法根据IP地址判断所在区域的98个样本，剩余的样本称为全样本，其观测值为8870。(2)在全样本中剔除29个国家样本以及港、澳、台地区样本，生成的样本称为大陆样本，观测值为8295。(3)笔者在互联网问卷调查初期，曾通过微博、微信等在线社交工具进行推广，因此最早填写问卷的若干受调查者与笔者日常交往较密切，导致样本可能存在一定的结构偏差。为此，根据问卷提交时间，进一步剔除大陆样本中属于前1000名受调查者的样本，生成精炼的大陆样本，其观测值为7368。

对全样本进行泊松回归和负二项回归，LR检验结果表明前者的估计结果更为合理。进一步进行零膨胀泊松回归，Vuong统计值显示其估计结果优于泊松回归。因此表2中的模型1、2报告了对全样本的泊松回归、零膨胀泊松回归的结果。为消除异方差的影响，所有估计系数的t统计值均基于稳健标准误计算。类似地，对大陆样本、精炼的大陆样本的参数估计结果见表2中的模型3-6。

观察变量系数估计值的符号和显著性，有以下三个发现。

第一，年龄、婚姻状况、收入和城乡差异均不影响女性生育意愿。从年龄看，与处在生育高峰期的26-30岁女性相比，25岁及以下女性的生育意愿没有显著差异；31岁及以上变量的估计系数，在全样本、大陆样本中表现出一定显著性，但在修剪后的精炼的大陆样本中并不显著。总体来说，可认为年龄不是导致女性的生育意愿差异的原因。2个婚姻状况变量的估计系数在所有模型中均不显著，说明生育意愿在不同婚姻状况的女性群体间不存在差异性。收入变量的估计系数在所有模型中不显著，可见收入差异不会导致生育意愿差异。农村虚拟变量的系数缺乏显著性，则说明女性生育意愿受城乡差异的影响不明显。

第二，受教育程度、生育经历会显著提高女性生育意愿。所有模型中，受教育程度变量的系数估计值均为正，且通过1%水平的显著性检验，表明受教育程度较高的女性有较强的生育意愿，这与陈字、邓昌荣[10]的结论不同。同时，2个生育变量的估计系数说明，与尚未生育的女性相比，已生育女性的生育意愿更强。这里需要说明的是，生育意愿与生育经历间可能存在反向因果关系，即有更强生育意愿的女性生育了更多的孩子，因此生育经历变量可能为内生变量。为此，本文将已生育女性、未生育女性分别作为处理组、对照组，利用倾向得分匹配(PSM)进行处理效应分析，结果表明，缓解了可能的联立内生性后，生育经历仍显著提高女性生育意愿*限于篇幅，本文未报告处理效应模型的结果，有需要者可向作者索取。。

表2 个体异质性与女性生育意愿

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平，小括号内数值为根据稳健标准误计算的t统计值；LR检验用于选择泊松回归或负二项回归，Vuong检验用于选择泊松回归或零膨胀泊松回归，原假设均为泊松回归，中括号内为相伴概率

第三，同性恋、女权主义显著降低女性生育意愿。在所有模型中，同性恋变量的估计系数均在1%水平显著为负，可见与其他群体相比，同性恋女性群体普遍具有较低的生育意愿。女权主义变量的系数估计值为负，且在1%水平具有显著性，说明女性对女权主义的认可程度越高，越倾向于节制生育。性取向、女权主义价值观等决定因素在以往的生育意愿研究中较少涉及，导致回归分析中可能存在遗漏变量的内生性，本文则基于互联网问卷调查数据，有效捕捉到这些因素的影响。

(二)制约因素与女性生育意愿的实现

在探讨女性生育意愿如何决定的基础上，本部分对式(2)进行参数估计，以分析女性实现生育意愿所面临的制约因素。为此，需要在控制个体异质性、区域固定效应的基础上，定量分析社会压力、家庭压力、经济条件限制及身体条件限制等因素的作用。

由于被解释变量“生育意愿的实现”的取值1、2、3分别表示实现意愿、生育过度和生育不足，属于典型的多值离散变量，且不具备内在排序特征，因此应采用多值选择模型进行估计。适用于本文的多值选择模型包括多项Probit、多项Logit两类。本文以“实现意愿”作为参照项，对全样本、大陆样本、精炼的大陆样本分别进行多项Probit估计，所得结果见表3中的模型7—9*大样本下的多项Probit、多项Logit估计结果非常接近，因此本文仅报告前者。。

表3 制约因素与女性生育意愿的实现

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平，括号内数值为根据稳健标准误计算的t统计值

模型7的第1列中，社会压力变量的系数估计值为正，并通过1%水平的显著性检验，表明社会压力是造成女性过度生育的原因之一；第2列中，社会压力变量的系数估计值仍在1%水平显著为正，说明社会压力也会导致女性生育不足。类似的结果也出现在模型8、9中，说明社会压力对女性实现其生育意愿的影响具有稳健性。这与前文的预期一致，即不同种类的社会压力，对女性实现生育意愿的影响是多元的：传统观念、生育文化等可能导致女性实际生育水平高于生育意愿，职业发展则可能使实际生育水平低于生育意愿[3][12]。

家庭压力变量的估计系数，在模型7第1列中为正且通过1%水平显著性检验；而在第2列，家庭压力变量的估计系数在1%水平显著为负。模型8、9的估计结果与此类似。可见，来自家庭成员的压力确实会扭曲女性的生育意愿，遭遇家庭压力的女性一般会被迫过度生育，而不是生育不足。

从对3类样本的估计结果看，经济条件限制变量的系数估计值在生育过度列显著为负，在生育不足列则显著为正。其结果与通常的直觉相符：受经济条件限制的女性，由于预期到无法支付高昂的抚养成本，通常倾向于节制自身的生育意愿，导致生育不足而非生育过度。这也支持了徐映梅、瞿凌云[11]的结论，即生活压力大、抚养成本高是制约女性继续生育的重要因素。

与经济条件限制类似，身体条件限制变量的估计系数在生育过度列为负，在生育不足列为正，且均具有显著性。这一结果，验证了Bongaarts[3]和郭志刚[6]的理论分析，说明不适合女性生育的生理和疾病因素显著地抑制了女性生育意愿的实现。

综上所述，4类制约因素确实影响了女性生育意愿的实现，但作用存在差异：社会压力既可能导致生育过度，也可能导致生育不足；家庭压力迫使女性生育过度；经济条件限制、身体条件限制则导致女性生育不足。

四、进一步分析：生育政策的作用

前文通过计量经济学分析，识别了社会压力等因素对女性实现生育意愿的制约作用。事实上，对中国大陆女性而言，生育政策作为一种特殊的社会压力，也可能影响生育意愿的实现。例如，对于希望生育两个或以上孩子的女性群体来说，计划生育政策显然限制了其生育意愿，导致生育不足；而对于希望不生或只生一个孩子的女性群体而言，全面二孩政策可能会强化家庭压力和其他社会压力，迫使其过度生育。近年来，中国人口结构的迅速变化，引发全社会对生育率走低现象的关注。由计划生育向单独二孩、全面二孩的政策转变，也表明政府试图通过生育政策来提振实际生育水平。因此，生育政策对女性生育意愿的实现产生怎样的影响，也值得探讨。

限于数据，本文无法将生育政策直接作为解释变量纳入式(2)*本文的问卷调查，在中共十八届五中全会宣布施行全面二孩政策之后进行，此时中国大陆的受调查女性已普遍形成全面二孩预期。由于计划生育、全面二孩政策在调查期均缺乏变异，其影响无法用式(2)来识别。，但一个变通的办法是，可以通过受调查女性对生育政策的主观态度来间接判断生育政策对女性生育意愿的实现所造成的影响。我们的问卷中，题项“您对计划生育政策的总体看法是什么？”用于测量女性对计划生育政策的态度；题项“国家在最近全面开放了二孩，和之前的独生子女政策相比，您的看法是？”用于测量女性对全面二孩政策的态度。对计划生育政策的态度、对全面二孩政策的态度这2个变量，取值均为以下3种：有利、不利和有利有弊。

在式(1)、式(2)基础上，构造如下的计量经济模型：

POLi=γ0+γ1IHi+γ2CFi+γ3RFDi+ζi

(3)

式(3)中，POL表示对生育政策的态度，IH表示个体异质性向量，CF表示制约因素，RFD表示女性生育意愿的实现，ζ为随机误差项，γ0～γ2为待估计的参数向量，i为女性个体。有必要说明，改作解释变量的RFD是以“实现意愿”为参照所设置的“生育过度”、“生育不足”这2个虚拟变量。

由于被解释变量“对计划生育政策的态度”为典型的多值离散变量，且不具备内在排序特征，应采用多值选择模型进行估计。我们基于精炼的大陆样本，以“有利有弊”作为参照项，对式(3)进行多项Probit估计，所得结果见表4中的模型10。模型10的第1列中，生育过度变量的系数估计值为正，并通过1%水平的显著性检验，而生育不足变量的系数估计值不显著；第2列中，生育过度变量的系数估计值在10%的微弱水平显著为正，生育不足变量的系数估计值仍不显著。据此判断，与实现了生育意愿的女性群体相比，生育过度的女性群体对计划生育政策的态度存在分歧，其主流认为计划生育政策有其合理性，而生育不足的女性群体对计划生育政策的利弊无明确评价。Wu and Li(2012)[13]发现，计划生育政策通过放松家庭资源约束，改善了母亲们的健康状况，本文则从另一视角，证实了计划生育政策在保护女性方面具有一定价值。

表4 生育政策的作用

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平，括号内数值为根据稳健标准误计算的t统计值

同样的，基于精炼的大陆样本，将“对全面二孩政策的态度”作被解释变量，以“有利有弊”作为参照项，对式(3)进行多项Probit估计，结果见表4中的模型11。生育过度变量的估计系数在模型11的第1列中以10%的微弱水平显著为负，在第2列中则为正并通过了1%的显著性检验；生育不足变量的估计系数在两列中均缺乏显著性。这一结果表明，与实现生育意愿的女性群体相比，生育过度的女性群体对全面二孩政策普遍持反对态度，生育不足的女性群体对全面二孩政策的利弊无倾向性。

受调查女性对生育政策的态度，间接反映了生育政策如何影响女性生育意愿的实现。生育过度群体大多赞同计划生育政策，普遍反对全面二孩政策，说明计划生育政策在一定程度上保护了生育过度的女性，减小其所面对的“不得不生”的社会压力、家庭压力，而全面二孩政策则可能会放大这些压力，使其生育意愿遭到扭曲。生育不足的女性对计划生育、全面二孩政策没有明显好恶，可见对生育不足群体而言，生育政策没有显著影响。根据前文的分析，生育不足主要由其他社会压力、经济条件限制和身体条件限制所导致，而生育政策显然不能改变女性的经济和身体条件，因而其作用有限。

五、结论

本文利用互联网问卷调查数据，实证分析女性生育意愿的实现问题。研究表明：首先，在决定女性生育意愿的个体异质性中，受教育程度、生育经历显著提高女性生育意愿，同性恋、女权主义则显著降低女性生育意愿，年龄、婚姻状况、收入和城乡差异的影响不显著。其次，在女性实现生育意愿的各类制约因素中，社会压力的影响是多元的，不同来源的社会压力导致女性生育过度或生育不足；家庭压力通常迫使女性生育过度；经济条件限制、身体条件限制则导致女性生育不足。最后，对生育政策的分析发现，计划生育政策在一定程度上缓解了生育过度女性所面对的社会压力和家庭压力，而全面二孩政策则可能放大这些压力；生育不足女性受生育政策的影响不显著。

中国作为人口大国，近年来面临生育率放缓、快速老龄化、人口红利丧失等一系列人口问题，相应的生育政策主要集中于调节家庭层面的生育数量。事实上，尽管生育是家庭决策，但女性作为生育承担者，面临着比其他家庭成员更多的压力和困难，可能存在生育过度或生育不足。生育意愿的实现对女性影响巨大，是物质和其他精神补偿无法替代的[12]，因此女性个体层面的生育意愿实现应引起政策制定者更多的关注。政策理念上，应从以往将家庭生育数量调节视为实现国家发展目标的手段，转变为给生育承担者提供精准服务以提升其生活质量，尽可能为女性实现其生育意愿创造友好的社会环境。具体操作中，一方面应致力于培育健康、理性的生育文化，以缓解社会和家庭带给女性的生育过度的压力；另一方面，可从完善劳动法规、社会保障和医疗救助等角度入手，着力减少工作压力、经济条件、身体条件等制约因素导致的生育不足问题。

[1]杨菊华：《意愿与行为的悖离：发达国家生育意愿与生育行为研究述评及对中国的启示》，载《学海》2008年第1期。

[2]侯佳伟等：《中国人口生育意愿变迁：1980—2011》，载《中国社会科学》2014年第4期。

[3]Bongaarts J.. “Fertility and Reproductive Preferences in Post-Transitional Societies”, Population and Development Review, 2001, 27: 260-281.

[4]Morgan S. P.. “Is Low Fertility a Twenty-First-Century Demographic Crisis?”, Demography, 2003,40: 589-603.

[5]Dharmalingam A., Rajan S., Morgan S. P.. “The Determinants of Low Fertility in India”, Demography, 2014, 51: 1451-1475.

[6]郭志刚：《中国的低生育水平及其影响因素》，载《人口研究》2008年第4期。

[7]宋健、陈芳：《城市青年生育意愿与行为的背离及其影响因素——来自4个城市的调查》，载《中国人口科学》2010年第5期。

[8]Manser M., Brown M.. “Marriage and Household Decision-Making: A Bargaining Analysis”, International Economic Review, 1980, 21: 31-44.

[9]Eswaran M.. “The Empowerment of Women, Fertility, and Child Mortality：Towards a Theoretical Analysis”, Journal of Population Economics, 2002, 15: 433-454.

[10]陈字、邓昌荣：《中国妇女生育意愿影响因素分析》，载《中国人口科学》2007年第6期。

[11]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》，载《中国人口科学》2011年第2期。

[12]郑真真：《从家庭和妇女的视角看生育和计划生育》，载《中国人口科学》2015年第2期。

[13]Wu X., Li L.. “Family Size and Maternal Health: Evidence From the One-Child Policy in China”, Journal of Population Economics, 2012, 25: 1341-1364.

责任编辑 胡章成

Women’s Fertility Desire and Realization: An Empirical Study Based on Internet Questionnaire Survey Data

WANG Meng,ShaanxiNormalUniversity; LIANG Wen-yan,BostonUniversity; HUANG Yan-ni,ShanghaiUniversityofEngineeringScience

In real life, there is a divergence between women’s fertility desire and its realization. In this paper, we use the internet questionnaire survey data, empirically analyze the determination of women’s fertility desire, and on this basis identify constraint factors on realization of women’s fertility desire. The study finds that among the individual heterogeneities to determine women’s fertility desire, education level and fertility experience significantly improve women’s fertility desire, while homosexuality and feminist values significantly reduce mong the factors to constrain realization of women’s fertility desire, social pressure from different sources can lead to excessive or inadequate fertilityamily pressure usually force women to have excessive fertility, and limits of economic condition and physical condition lead to inadequate fertility. Further analysis shows that the family planning policy eases social and family pressures on women with excessive fertility which may be amplified by the overall two-child policy, and the two fertility policies affect women with inadequate fertility insignificantly. Study conclusion of this paper highlights the importance of realization for women’s fertility desire.

fertility desire; excessive fertility; inadequate fertility; fertility policy

王猛，陕西师范大学国际商学院讲师；梁闻焰，美国波士顿大学数学系本科生；黄妍妮，上海工程技术大学社会科学学院讲师

国家自然科学基金项目“强制性生育政策、低生育陷阱与中国经济的长期增长：微观机理与实证检验”(71473118)

2017-04-12

C913.68; F063.4

A

1671-7023(2017)04-0110-09