女性流动人口二孩生育意愿及其影响因素分析——基于2015年流动人口动态监测数据

诸 萍

一、背景

从20世纪70年代的计划生育政策，到2016年“全面二孩”政策的实施，人口和计划生育工作也进入到促进人口长期均衡发展的新阶段。生育问题不仅是个人和家庭问题，也是法律问题、经济问题，更是一个社会问题。但是，“全面二孩”政策的实施效果却远低于预期。2016年，我国新增人口仅比2015年增加131万人，总和生育率在1.5左右，仍处于低生育率水平状态。[1]如果总和生育率长期低于1.5，人口结构矛盾将愈发突出，不利于家庭和社会的和谐发展。

另一方面，随着城镇化进程的推进，流动人口规模不断扩大。由国家卫生计生委发布的《中国流动人口发展报告2016》指出，截至2015年底我国流动人口总数达到2.47亿人，占全国总人口的18%；到2020年，还有2亿以上的流动人口。而流动人口中又以中青年居多，恰处于婚育期内。与此同时，随着女性社会地位的不断提高，作为妊娠、分娩和抚幼等功能运行的主体，以及生育行为的主要承担者，女性在是否生育子女、何时生育和生育几个子女等问题上也具有更多的话语权和主动权。女性的生育决策行为在很大程度上会对中国人口的发展产生重大影响。而生育行为又与生育意愿密切相关。[2]因此，深入研究流动人口中女性群体的二孩生育意愿，有助于更好地释放出全面二孩政策的积极效应，对我国的人口结构具有极其重要的现实意义。

二、文献综述及评论

（一）关于生育意愿的研究

生育意愿（fertility desire）,是指人们在生育子女方面的愿望和期望。在一定程度上，生育意愿决定和影响着生育决策。陈蓉和顾宝昌认为，生育子女的数量、生育时间以及生育子女的性别是构成生育意愿的三个重要因素。[3]国内关于生育意愿的研究基本上也都是从数量、时间和性别这三个层面去进行分析和研究的。[4]也有学者在此基础上增加了动机这一因素，涉及到数量、性别、时间和动机四个方面，即意愿子女数量、意愿生育性别、生育间隔和生育目的。[5]不同的研究对于生育意愿的界定会有所差异，但研究维度基本相似。

从目前生育意愿相关文献的分析来看，可以发现，学者们对生育意愿的基本观点已经达成共识。大量研究结果显示，20世纪80年代以来，中国居民的平均生育子女数呈减少趋势，2000年以来，平均意愿生育子女数在1.6-1.9人的范围上下波动，在子女性别结构上，表现为“儿女双全”的生育意愿。[6-7]性别偏好在城市地区与农村地区存在一定的差异性，并且城市与城市之间也同样有所差异。[8]在生育时间上，女性的平均理想初育年龄在25.30±1.24岁，平均理想再育年龄在28.40±0.82岁，平均理想生育间隔为3.10岁，[9]初婚生育间隔呈现扩大化趋势。[10]生育动机由传统的养儿防老、多子多福、传宗接代等目的，逐渐向感情慰藉和社会责任感上发生转变，呈现出显著的多元化趋势。[11-12]上述生育观念的转变，在很多程度上，与我国社会经济的发展水平密切相关。

（二）关于人口流动与生育意愿的研究

国内学者对于人口流动与生育意愿也开展了一系列有价值的研究。有大量研究显示，人口流动与生育意愿高度相关，并且发现流动经历会降低人口的生育意愿。[13-16]西方人口学家提出了选择假说、干扰假说、社会化假说和适应性假说等理论，用以解释人口流动对生育意愿产生影响的理论机制。[17]

国内还有很多学者就流动人口生育意愿的影响因素进行了实证研究，并得出了大量经验结论。从研究内容来看，大致上分为人口学因素、家庭因素和经济社会因素三个方面。就人口学因素而言，对生育意愿有显著影响的有年龄[18]、性别[19]、户口性质[20]、受教育程度[21]等；从家庭因素来看，对生育意愿有显著影响的有家庭现有子女数[18]、子女性别偏好[22]、独生状态[23]，等；从经济社会因素来看，研究集中在工作类型[24]、家庭财产状况[25]、社会保障[26]等。

（三）关于女性生育意愿的研究

由于女性的特殊生理结构，决定了其在家庭中承担更多的责任，包括生育人口、照顾子女、照料家务等。与此同时，现代女性除了继续承担着生育任务和母亲角色外，还越来越多地承担起就业和家庭收入的责任。[27]由于生育行为不仅会造成女性的职业中断，还会引起家庭开支的增加、经济收入的减少等一系列问题，女性在进行生育决策过程中往往会综合考虑多方面的因素。在家庭和工作中，女性往往面临着双重角色的矛盾。生育与就业间往往存在相互影响。有研究显示，幼儿的出生会极大降低母亲就业的可能性。[28]而女性的就业也会影响到生育决策，如卢海阳等人发现，体制内就业对年龄相对较大的“有孩”女性和“80后”女性的二孩生育意愿有显著的正向影响，表现为体制庇护作用，而对于年轻较轻的“无孩”女性或“90后”女性，则表现为抑制作用。[29]据有关调查显示，由于经济负担、太费精力和无人看护，女性不愿意生育二孩的比重分别为74.5%、61.6%和60.5%。[30]实际上，“经济负担”“太费精力”和“无人看护”都与女性的社会角色扮演程度息息相关。

从上述的文献研究来看，学术界对生育意愿等问题开展了有价值的研究，但仍存在不足之处。第一，上述生育意愿的相关研究多建立在流动人口群体上，而忽视了现代女性流动人口在生育意愿上的主导权。第二，对于女性生育意愿的研究，主要限于传统文化影响、家庭经济现状等方面，而没有展示出现代女性双重角色的特点，缺乏对其在就业和家庭之间的平衡性的考虑。第三，从生育意愿影响因素来看，其研究内容在群体间并无明显差异，而流动人口作为特殊的一个群体，有其自身的特点，如社会融合程度普遍较低、公共服务均等化较差等现状，而这些特征都可能引起生育意愿的差异。但现有研究极少对此进行深入地探究。

基于此，在已有研究成果的基础上，本文提出了以下四个假设：

假设1：女性在家庭经济中的贡献度与女性流动人口的二孩生育意愿反向相关，即家庭经济贡献度越高，其二孩生育意愿越低。

假设2：女性的工作时间自由度与女性流动人口的二孩生育意愿正向相关，即工作时间自由度越大，其二孩生育意愿越高。

假设3:社会保障、医疗保障、健康教育、免费培训等社会公共服务享有现状会影响女性流动人口的二孩生育意愿，且公共服务享有程度越低，二孩生育意愿也越低。

假设4：社会融合程度与女性流动人口的二孩生育意愿也密切相关，且社会融合程度越高，其二孩生育意愿越强。

三、研究数据与方法

（一）数据来源

本研究的数据来源于2015年全国流动人口卫生计生动态监测调查中的问卷调查数据。选取地区：北京市朝阳区、浙江省嘉兴市、福建省厦门市、山东省青岛市、河南省郑州市、广东省深圳市和中山市、四川省成都市8个城市（区）；调查对象：在流入地居住一个月以上又非本市（区）户口的15-59周岁流动人口。由于本研究的主题是女性流动人口的二孩生育意愿问题，因此，选取的样本为已生育过一孩且性别为女性的流动人口。最后，获得的有效样本总量为2 788人，其中，成都市流动人口350人、嘉兴市流动人口299人、青岛市流动人口547人、深圳市流动人口326人、北京市朝阳区流动人口324人、厦门市348人、郑州市流动人口215人、中山市流动人口379人。

（二）变量设置

1.因变量

本研究选取女性流动人口的二孩生育意愿作为因变量，即调查问卷中“您是否打算再生育一个孩子”这一问题，回答选项共4个：是、否、没想好和现孕。这里将34例“现孕”样本与回答“是”的样本进行合并。由此，该变量就被处理成一个三分类变量，即“是（取值为 1）”“否（取值为 2）”“没想好（取值为3）”三个值。统计结果显示，在2 788名被调查者中，有410人（14.7%）打算再生育一孩，1 556人（55.8%）不打算再生育一孩，822人（29.5%）暂未想好。

2.主要自变量

在已有研究成果的基础上，结合当前样本调查情况以及本文的研究假设，选取了研究所需要的自变量，拟从人口学基本特征、家庭经济特征、现代女性群体特征和流动群体特征等几方面出发，全面分析女性流动人口二孩生意意愿的影响因素。人口学基本特征变量包括年龄、户口性质、受教育程度、一孩性别等；家庭经济特征变量包括流动年限、就业身份、家庭月收入情况等；现代女性群体特征变量包括家庭经济贡献度、工作时间自由度等；流动群体特征变量包括社会融合状况，医疗保险、生育保险等社会保障情况，健康教育、免费培训等公共服务情况。其中，现代女性群体特征和流动群体特征是重点研究的两个维度，而人口学基本特征和家庭经济特征则作为控制变量引入回归模型中。

各组自变量的具体赋值如下：

（1）人口学基本特征变量。包括年龄（为连续变量）、流动年限（为连续变量）、户口性质（1.农业户口；2.非农业户口）、受教育程度（1.小学及以下；2.初中；3.高中；4.大专及以上）。

（2）家庭经济特征变量。包括家庭月收入情况（1.4 000元以内；2.4 000-6 000元；3.6 000-8 000元；4.8 000元及以上）、现有第一个孩子的性别（1.男；2.女）、本人是否为独生（0.否；1.是）。

（3）现代女性群体特征变量。家庭经济贡献度（为连续变量）、工作时间自由度（为连续变量）。其中，家庭经济贡献度的取值范围为0-100，且分值越高，代表家庭经济贡献度也越大，其计算公式为：

（4）流动群体特征变量。包括是否有医疗保险（0.否；1.是）、是否有生育保险（0.否；1.是）、是否接受过政府提供的免费培训（0.否；1.是）、是否接受过健康教育（0.否；1.是）、社会融合程度（为连续变量）。社会融合程度变量是由主观融入意愿、客观融入感受①“主观融入意愿”“客观融入感受”两个变量的理论依据及具体处理，详见诸萍《流动人口的长期居留意愿及其影响因素分析——以嘉兴市为例》，载《嘉兴学院学报》2017年第5期。、身份认同感（认为自己是不是本地人）、受尊重程度（与目前居住地的亲戚、朋友和同事相比）、定居选择（是否打算在本地长期居住5年以上）5个测量指标通过因子分析得到相应的权重后，再进行几何加权平均法计算所得的。其中，主观融入意愿是由问卷内“意愿之与本地人共同居住在一个街区（社区）”“意愿之与本地人做同事”“意愿之与本地人做邻居”“意愿之与本地人交朋友”“意愿之自己或亲人与本地人通婚”“意愿之融入社区/单位，成为其中一员”6个问题计算得来的；客观融入感受是由问卷内“感觉之自己是属于这个城市”“感觉之自己是这个城市的成员”“感觉之自己是城市的一部分”“感觉之本地人愿意接受我成为其中一员”“感觉之本地人不愿与我做邻居”“感觉之本地人不喜欢我”“感觉之本地人看不起我”7个问题计算得来的。

本研究的样本数据将利用统计软件SPSS 18.0来进行相关的分析。由于本研究所关注的是女性流动人口的二孩生育意愿，该因变量是一个三分类变量，所以选择使用无序多分类Logistic回归分析模型进行研究。在回归分析之前，还会对各自变量与因自由度取值范围也为0-100，且分值越高，代表工作时间自由度越大，其计算公式为：工作时间自由度=变量间的相关性进行分析，主要采用卡方检验。

四、研究结果

（一）相关性分析

1.现代女性群体特征变量与二孩生育意愿的相关性分析

由于家庭经济贡献度与工作时间自由度均是连续型变量，在与二孩生育意愿进行相关性分析过程中，采用了均值比较法。分析结果见表1。结果显示，女性流动人口的家庭经济贡献度相对较高，大致处于40的水平（总分值为100），并且工作时间自由度也较令人满意，大体处于50的水平（总分值为100）。

此外，在二孩生育意愿上，家庭经济贡献度、工作时间自由度的均值分别存在显著性差异，均通过了统计学检验（P值均小于0.001）。其中，明确存在二孩生育意愿的女性流动人口，其家庭经济贡献度的均值较低，为39.324；而明确没有二孩生育意愿的女性流动人口，其家庭经济贡献度的均值较高，为45.362；而暂没想好的女性流动人口，其家庭经济贡献度则介于以上两者间，为42.237。这一结果与本研究所提出的假设1的情况较相符，但还需要进一步验证。

工作时间自由度的均值在是否有二孩生育意愿的三组间也存在差异性，但与家庭经济贡献度的情况略有差异。其中，无二孩生育意愿人群，其时间自由度的均值最高，为52.596；暂没想好人群，其时间自由度的均值最低，为47.989；而有二孩生育意愿人群，其时间自由度的均值介于以上两者之间，为48.924。显然，这一结果与假设2所描述的情况不太符合。

2.流动群体特征变量与二孩生育意愿的相关性分析

同样，对流动群体特征变量与二孩生育意愿进行了相关性分析，结果如表2所示。总体来看，女性流动人口社会公共服务享有现状令人堪忧，除健康教育服务外，其他各项得分的均值均低于0.5的水平（总分值均为1），而社会融合程度水平相对较高，得分均值超过了0.5（总分值为1）。

同时，可以看到，医疗保障与女性流动人口的二孩生育意愿存在显著性差异，但这种显著性相对较弱（P<0.1）。拥有医疗保障的女性流动人口，无二孩生育意愿的倾向性较高；而没有医疗保障的女性流动人口，有二孩生育意愿的倾向性反而较高。生育保险与二孩生育意愿的相关性分析并未通过显著性检验，但可以看到，有二孩生育意愿的女性流动人口中，生育保险变量的均值相对较高。是否接受过政府提供的免费培训及是否接受过健康教育与女性流动人口二孩生育意愿之间的相关性均为显著。其中，无二孩生育意愿的女性流动人口在是否接受过政府提供的免费培训上的得分，高于有二孩生育意愿的女性流动人口的得分，更高于没想好群体的得分；有二孩生育意愿的女性流动人口在是否接受过健康服务上的得分，高于无二孩生育意愿的女性流动人口的得分，更高于没想好群体的得分。总体来看，社会公共服务享有现状与女性流动人口二孩生育意愿之间的关系大体符合假设3中的情况，但仍需进一步进行多因素分析。

社会融合程度的均值在是否有二孩生育意愿的三组间存在明显差异性。其中，无二孩生育意愿人群，其社会融合程度的均值最高，为0.651；暂没想好人群，其时间自由度的均值最低，为0.618；而有二孩生育意愿人群，其社会融合程度的均值介于以上两者之间，为0.625。该结果与本研究的假设4中情况并不太符合。

（二）多分类Logistic回归分析结果

为了进一步对研究假设进行验证，加入年龄、流动年限、户口性质、受教育程度、家庭月收入情况、第一个孩子性别、本人是否独生等控制变量后，进行了多分类Logistic回归分析，以女性流动人口的二孩生育意愿为被解释变量，以“有二孩生育意愿”为参考组，以此考察各因素对二孩生育意愿的影响程度，分析结果如表3所示。

表 1 现代女性群体特征变量与二孩生育意愿的相关性分析结果

表2 流动群体特征变量与二孩生育意愿的相关性分析结果

模型整体拟合结果显示，Negelkerke R方为0.271,说明模型拟合程度较高；似然比卡方检验的P值小于0.001，说明最终模型显著优于只含有截距的模型。同时，模型中各个变量（人口学基本特征变量、家庭经济特征变量、现代女性群体特征变量、流动群体特征变量）的似然比检验结果显示，年龄、户口性质、受教育程度、一孩性别、家庭经济贡献度、是否有医疗保险、是否有生育保险、是否接受过免费培训、是否接受过健康教育以及社会融合等系数的影响均是显著的，卡方检验的P值均小于0.05。

进一步分析影响显著的变量，表3中P值为Wald检验的显著性水平，若该值小于0.05，则认为对该因素对女性流动人口二孩生育意愿的影响在统计学上显著。从表3中数据，可以得到以下结论:

1.人口学基本特征对二孩生育意愿的影响

关于人口学基本特征的解释变量中，流动年限、受教育程度对二孩生育意愿不存在显著影响，而年龄、户口性质则对选择无二孩生育意愿的和选择没想好的影响作用都具有统计意义，且对这两者的影响方向一致。就年龄而言，年龄显著降低了女性流动人口的二孩生育意愿，年龄越大的女性流动人口更倾向于选择不生育二孩，也更可能处在举棋不定的状态。这与现有很多研究的结果相一致。随着年龄的增长，女性生育二孩的风险也越大，同时体力和精力也会越来越差，所以生育二孩的意愿也就会降低。

从户口性质来看，户口性质在无二孩生育意愿和没想好上的系数均为负数，说明农业户口持有者相对于非农户口持有者，更不倾向于选择不打算再生育一个孩子，也更不倾向于选择没想好这个选项。换言之，农业户口持有者更愿意生育二孩。这是因为，相比之下，农村地区多子多福的观念会更加浓厚，也更加根深蒂固，所以在生育二孩问题上的态度也会表现得更加积极。所以本研究的结果同很多研究结果保持了一致。

2.家庭经济特征对二孩生育意愿的影响

家庭经济特征变量中，仅第一个孩子的性别对于女性流动人口的二孩生育意愿的影响是显著的，而家庭收入状况、本人是否独生的影响均未通过显著性检验。具体来看，与参照组（第一个孩子性别为女）相比，第一个孩子是男孩的女性流动人口更倾向于选择不再生育第二个孩子，也更加倾向于处于难于决定的状态中。这一结果与实际事实相符，也同当前很多研究结果相同，这是由于国内“男孩偏好”这一传统文化偏好依旧较为普遍，尤其是流动人口中生男偏好更为突出，当第一个孩子为女孩时，选择再生育的概率也会明显增强。

表3 多分类Logistic回归结果（参照组：有二孩生育意愿）

现代女性群体特征变量对二孩生育意愿的影响结果显示，家庭经济贡献度，作为现代女性群体的一个重要特征，在影响女性流动二孩生育意愿中的作用是较为显著的（P<0.05）。并且，家庭经济贡献度在无二孩生育意愿和没想好上的系数均为正数，这说明，家庭经济贡献度越高，女性流动人口中选择不再生育第二个孩子的概率与选择再生育的概率之比也越高，处于犹豫不决状态中的概率比明确有二孩生育意愿的概率之比也越高。这是因为，女性个人经济收入在家庭经济总收入的比重越高，对家庭经济的贡献越大，也就意味着，该家庭会更多依赖于女性的职业收入（通常是家庭总收入较差的情形），亦或是，女性个人的职业发展越成功（通常是家庭总收入较优的情形）。无论是哪种情况，女性因生育二孩而被迫永久性或暂时性地离开职场所带来的机会成本也就越大，从而会抑制其生育行为的发生。由此可见，在控制了其他变量后，本研究的假设1依旧成立。

工作时间自由度对女性流动人口在无二孩生育意愿和没想好上的影响均是负向的，女性的工作时间自由度越高，也就意味着她可以拥有更多的时间去照料家庭和照顾孩子，其在无二孩生育意愿和有二孩生育意愿两者的选择中会更倾向于后者，在没想好与有二孩生育意愿两者的选择中也会更倾向于后者。但是，这种影响效果并不显著，未在统计学上有意义。所以，该结果并不支持假设2。

4.流动群体特征变量对二孩生育意愿的影响

生育保险、医疗保障、健康教育、免费培训均是社会公共服务的重要组成部分，对女性流动人口的二孩生育意愿有着较为重要的影响。具体来看，相比于拥有社会保障中的生育保险的女性流动人口，不拥有生育保险的女性流动人口，选择无二孩生育意愿比选择有二孩生育意愿的发生比更高；不拥有生育保险的女性流动人口，暂时无法作出明确决定的比选择有二孩生育意愿的发生比更高。这是因为，与其他社会保障相比，生育保险是与女性的生育行为最密切、最直接相关的。国家通过建立生育保险制度为生育妇女提供生育津贴、医疗服务和产假待遇，保障其身体健康，并为婴儿的哺育和成长创造良好的条件，因此生育保险对女性的生育行为有着十分重要的保护作用和支持作用。所以，生育保险的拥有情况对女性流动人口的二孩生育意愿有着较为积极的影响。

但是，医疗保障的有无对女性流动人口的二孩生育意愿的影响恰好与生育保险相反。其中，拥有医疗保险的女性流动人口，更倾向于选择不生育第二个孩子，也更倾向于选择没想好这个选项。主要的原因是，医疗保障不同于生育保险，并非是在短期内产生直接效应的，而是从长远角度去衡量生育行为的效应。通常而言，医疗保障会产生两种长期效应，一种是医疗保障对家庭未来预算约束的放松可以提高流动人口家庭的二孩生育意愿，一种是医疗保障对传统生育观念（如“养儿防老”）的替代作用会降低流动人口家庭的二孩生育意愿。本研究的结果显示，后一种作用占了主导地位，拥有医疗保障使得生育二孩的概率下降了。

未接受过政府提供的免费培训的人群，相比于那些接受过的人群，其选择无二孩生育意愿的概率比选择有二孩生育意愿的概率之比高了1.368倍。没有接受过健康教育的女性流动人口，相比那些接受过健康教育的女性，其选择无二孩生育意愿比选择有二孩生育意愿的发生比高了1.469倍，且选择没想好比明确有二孩生育意愿的发生比高了1.555倍。这与本研究的假设三所描述的情形较为相符，即可以认为，女性流动人口在社会公共服务方面的享受越均等，越是可能有二孩生育意愿。

社会融合程度方面，社会融合程度的高低对女性流动人口的无二孩生育意愿以及暂不清楚是否生育二孩的影响作用均不显著。这其中可能的原因是，社会融合程度与生育意愿之间的影响并不是单一的，一方面由于社会融合程度偏低，做父母会因为不希望自己的子女受到同等待遇而选择不生育，另一方面也可能会选择通过生育行为来扩大自己的生活圈，从而会促进自己的社会融合程度。因此，在这样的情形下，社会融合程度与二孩生育意愿的影响作用较难以确定方向。

五、结论及政策启示

（一）结论

通过对全国流动人口卫生计生动态监测数据的筛选整理，对已经生育过一个孩子的女性流动人口的二孩生育意愿现状进行了实证分析，并对其二孩生育意愿的影响因素进行了探究，得到了以下几点结论：

女性流动人口的二孩生育意愿普遍偏低，明确表示有二孩生育意愿的人口不足六分之一。被调查群体中，明确有二孩生意意愿的占总体的14.7%，明确不打算再生育二孩的占55.8%，暂时没有想好的占29.5%。不要二孩的比重比要二孩的比重高40%多。总体来看，已生育过一孩的女性流动人口的二孩生育意愿较低，而且还有相当部分的女性流动人口对生育二孩的决策尚未明确。

年龄、户口性质、一孩性别等控制变量，均对女性流动人口的二孩生育意愿产生了显著的影响。该结果再一次印证了很多学者的研究成果。即可以认为，年龄对二孩生育意愿构成直接影响，且低年龄的女性流动人口更倾向于生育二孩；户口性质对二孩生育意愿起重要作用，农业户口性质的女性流动人口更倾向于再生育一孩；第一个孩子的性别极大影响着二孩生育意愿，且一孩性别为女孩的女性流动人口的生育意愿更高。

现代女性同时承担着社会和家庭双重角色，这种角色冲突会影响到其二孩生育意愿，主要考虑还在于经济因素或个人职业发展，而非时间的限制。女性流动人口的个人收入占家庭收入的比重越大，其再生育一个孩子的意愿往往也越低。

流动人口普遍的社会公共服务享受程度偏低，社会融合程度偏低。社会公共服务的享受程度会极大影响到流动人口的二孩生育意愿。其中，对生育二孩意愿有明显促进作用的是生育保险的拥有情况。而医疗保险的拥有者更多地从传统的生育文化中解放了出来，不再受制于“多子多福”“养儿防老”等思想的束缚，再生育的意愿也跟着下降了。享受政府提供的免费培训、健康教育等公共服务，会促进流动人口生育二孩的意愿。但是，社会融合程度的高度并不影响到其在二孩生育上的选择。不同社会融合程度的流动人口，均有大致相同的生育意愿，即较低的二孩生育意愿。

（二）政策启示

首先，应全面推进流动人口基本公共服务均等化水平，不断提高流动人口卫生计生专业化水平。落实好针对流动人口，尤其是流动孕产妇的基本公共卫生服务和计划生育服务，以更加优质的卫生计生服务覆盖到广大女性流动人口，使流动人口在生育、医疗、教育等方面享受到与城市居民同等的待遇，从而在保证生育质量的前提下，提高二孩生育意愿。

其次，完善职业女性二孩生育制度，保障职业女性孕期和哺乳期的基本权益，降低女性生育二孩的后顾之忧。二孩生育制度的完善，不仅在于生育保险制度的全面落实，还在于完善职业女性二孩产假制度。对于职业女性，可适度延长产假时间，哺乳期妇女可享受工作时间段内一小时的哺乳假。不可因生育子女而对职业女性产生歧视，甚至克扣工资、奖金等正当福利，更不可在职业晋升或考核中侵犯其正当权益。

最后，建议加强“全面二孩”政策的宣传，可通过微博、微信等在线咨询平台，对婚育主题宣传再生育知识，全面提高女性流动人口的生育观念。同时，营造良好的生育“二孩”的社会环境，建立更加完善的医疗体系，加大孕产妇生育风险的防控力度和出生缺陷综合防治力度，确保母婴安全。