经济状况、教育水平对城镇家庭生育意愿的影响

摘要：基于2015年中国综合社会调查（CGSS）数据使用有序logit模型与二元Logistic模型研究城镇家庭的经济状况与教育水平对家庭生育意愿的影响，结果发现：城鎮家庭的生育意愿较低；成年父母的教育水平对其意愿生育数量具有显著的负向影响，但该变量不会显著影响不想生育的概率；女性工资收入占比对男性和女性的意愿生育数量具有显著的负向影响；家庭经济地位提高将引起其意愿生育数量增多、不愿生育的概率减小；相对于男性，女性的生育意愿对各变量的反应更加敏感。笔者认为调节收入分配和发展婴幼儿照护与托管行业两个方面是提高育龄人群生育意愿的关键。

关键词：育龄人群；生育意愿；教育水平；经济状况

中图分类号：C923文献标识码：A文章编号：1000-4149（2018）05-0031-10

DOI：103969/jissn1000-4149201805004

收稿日期：2017-10-03；修订日期：2018-06-15

基金项目：2017年中国科协高端科技创新智库青年项目——“全面两孩”政策背景下老年人长期照护市场的“供求缺口”分析（DXBZKQN-2017-023）。

作者简介：周晓蒙，经济学博士，青岛大学劳动人事研究院讲师。

The Influence of the Economic Status and Education Level on Urban

Familys Fertility Willingness

ZHOU Xiaomeng

（Research Institute for Labor and Human Resources， Qingdao University， Qingdao 266071， China）

Abstract：This paper uses ordered logit model and binary Logistic model to analyze the influence of economic status and education level on the urban familys fertility intentions， based on the China General Social Survey （CGSS） data in 2015. The result shows that the urban familys fertility willingness is low； the education level of adult has a significant negative effect on their desired birth number， but this variable does not significantly affect the probability of not wanting to bear； Female wage share has significant negative effect on both mens and womens desired birth number. An increase in family economic status will lead to an increase in the desired birth number and a decrease in the probability of not wanting childbearing； Relative to men， womens fertility desire is more sensitive to each variable. Finally， the author proposes that the adjustment of income distribution and the development of infant care and child day care service industry are the two key aspects to improve urban familys fertility willingness.

Keywords：reproductive age group； fertility intentions； education level； economic situation

一、引言

新中国成立后，我国年度新增人口迅猛增加。1954年总人口规模为6亿，1964年超过7亿，1969年超过8亿，1974年超过9亿；妇女的总和生育率达到6左右，1963年高达75，创历史最高纪录[1]

，人口的迅速增长使我国陷入“马尔萨斯陷阱”，成为经济发展的羁绊。

我国于20世纪70年代末开始严格贯彻执行计划生育政策，此后人口增长模式迅速转变，总和生育率从20世纪70年代末开始急剧下降，在1992年降至更替水平以下，21世纪以来总和生育率不断走低。据陈卫和张玲玲以及翟振武等的估计，我国在2005—2010年间总和生育率不足17[2-3]。计划生育政策使得整个社会面临着日益严重的老龄化、少子化、劳动力短缺、出生性别比失衡等一系列社会问题。在此背景下，我国自2014年开始全面实施“单独两孩”政策，又于2016年开始在全国范围内实行“全面两孩”政策。

生育意愿是预判生育行为的主要指标，能够为预测生育水平提供重要参数，它度量的是生育政策完全放开后生育行为的上限

[4-5]。当前的实证研究文献几乎得出一致结论：我国的生育意愿普遍较低。例如，王军和王广州利用2011年中国社会状况综合调查和2012年中国家庭幸福感热点问题调查原始数据，发现我国育龄人群目前的平均意愿生育水平为186[6]；石智雷和杨云彦对河北省符合“单独二孩”政策的家庭进行了二孩生育意愿的大样本调查，结果发现“单独二孩”政策家庭的平均理想子女数为170，城市二孩生育意愿明显低于农村

[7]；靳永爱等利用2016年全国6省12市生育调查数据，发现城市家庭已婚已育一孩的妇女中仅有244%的人计划生育二孩并且有明确的时间安排，有51%的人计劃生育二孩但没有时间安排[4]。

究竟是什么原因导致我国育龄人群的生育意愿较低呢？弄清这一问题将有利于政府

制定相应的政策提高育龄人群的生育水平，但相关研究

甚少，近年来仅李子联[8]和周皓[9]等人有所涉猎。本文基于2015年中国综合社会调查（CGSS）的原始数据，采用有序logit模型与二元Logistic模型分析城镇家庭意愿生育数量的影响因素，借鉴沃尔（Vogl）的模型设定[10]，选取年龄和地区作为控制变量，考察家庭经济状况（家庭经济地位、女性工资收入占比）、教育水平对育龄人群生育意愿的作用机制，本文的研究结论有利于为提高生育水平的政策提供经验证据。

二、文献回顾与研究假设

自人力资本理论出现以来，教育作为人力资本积累的重要途径及其所产生的经济学与人口学效果便一直是学术界关注的重点，贝克尔（Becker）、卢卡斯（Lucas）等人的研究是该领域的经典之作[11-12]。

加洛尔和韦尔（Galor and Weil）

及

加洛尔和莫阿夫（Moav）构建了内生联合增长模型，论证教育通过人力资本积累途径而作用于生育率的影响机制。他们将技术进步设定为关于子女教育水平与人口规模的函数gt+1=g（et；Lm），而家庭教育投资反过来也取决于技术进步et+1=e（gt+1），在经济发展的早期，人口规模较小，技术水平较低，人力资本的投资回报也较小，家庭更加注重生育数量而忽视教育（即质量），推动人口规模不断增加。当人口规模达到一定规模诱导技术进步超过某一临界值时，家庭教育投资的回报增加，使其减少生育数量转而增加子女教育，以质量代替数量，而人力资本水平的提高反过来又进一步促进了技术进步，于是技术进步和家庭教育投资之间的良性循环使得经济发展中技术进步率与人力资本水平不断提高的同时生育率出现下降。该模型指出经济增长过程中对人力资本需求的增加引致家庭更加注重后代的教育投资而数量投入减少[13-15]。米尔坦（Murtin）使用1870—2000年的跨国面板数据发现在控制了死亡率和人均收入水平的情况下，教育是生育率下降的主要驱动力量[16]；墨菲（Murphy）使用法国1876—1896年数据以及贝克尔等使用19世纪普鲁士的数据也得到了类似结论[17-18]。

加洛尔进一步通过构建模型研究教育对个体不想生育的作用机制，假设成年个体的效用函数为u（c，n，e）=lnc+γMax{lnn+βlnh（e），κi}，面临的预算约束为yn（q+ee）+c≤y，该效用函数允许个体生育孩子的数量为0，选择不生育孩子的个体获得的效用为V0（y，γ，κi）=lny+γκi，并证明如果个体对孩子质量的偏好β增大或数量成本q和教育成本e下降将使得不想生育的比例下降[19]。阿伦森（Aaronson）等基于加洛尔的理论框架，使用南美的历史数据发现，罗森沃尔德农村学校项目使得教育成本

e下降以及教育投资回报增加，从而使得受该项政策惠及的女性的生育数量分布区间变窄，在生育率下降的同时不想生育的比例也下降[20]。

实际上教育对生育率的影响机制是复杂的，除通过作用于人力资本与技术进步影响人口转变外，教育本身，特别是女性接受教育还能够通过改变传统生育观念、推迟婚育年龄等渠道降低生育

率[10，21-22]。黛西卡和克拉申斯基（DeCicca and Krashinsky）使用1981年和1991年加拿大两次人口普查的面板数据并采用工具变量法研究教育对女性终身生育率的影响，结果发现教育水平的提高主要通过提高结婚率与增加其收入水平两种渠道压缩了生育率分布区间，女性更倾向于生育1—2个孩子[21]。沃尔使用人口与调查数据（DHS）中48个发展中国家的微观数据，发现家庭成年父母教育水平的提高使得其对后代数量与质量的偏好发生改变，从而更倾向于对子女进行教育投资而减少生育数量[10]。拉维和扎布洛茨基

（Lavy and Zablotsky）以1963年以色列军政府撤销放宽对阿拉伯妇女受教育限制为研究背景，发现当时4—8岁阿拉伯女孩儿的受教育年限每增加1年其终身生育率减少068[23]。

综合以上分析，笔者提出如下假设。

假设1：家庭成年父母的意愿生育数量将随自身教育水平的提高而减少。

假设2：家庭成年父母不想生育的比例将随自身教育水平提高而减小。

工业革命以后家庭收入稳步增长而与此同时生育率出现明显下降，使得家庭收入与子女数量的关系备受重视。贝克尔率先将家庭生育行为引入经济分析，他通过构建单父母模型，提出家庭收入的提高将造成生育率下降。家庭收入提高能够放宽家庭预算约束带来收入效应，同时也使得生育孩子的机会成本提高产生替代效应，他将孩子看做家庭的耐用消费品，因此，家庭收入增长所带来的收入效应小于替代效应从而造成生育率下降[24]。他的理论观点一经提出即受到业界的广泛关注，加洛尔认为他的理论假设过于苛刻，如果家庭的效用函数是位似的，即u=γlnn+（1-γ）lnc，那么家庭的收入效应与替代效应相互抵消，最优生育数量为n=γ/贝克尔1960年模型中家庭面临的预算约束为wn+c≤w，为家庭生养每个孩子需投入的时间，w为工资收入。

与收入水平无关。该理论也遭到一些国家经验数据的质疑，加洛尔指出19世纪70年代西欧的收入增加对生育率的抑制作用十分有限[19]，墨菲发现在1876—1896年的法国人均收入增长对生育率具有显著的正向影响[17]，米尔坦使用1870—2000年的跨国面板数据也发现人均收入增长能够促进生育率上升[16]。

由于贝克尔的理论观点受到诸多质疑且被一些经验研究证伪，笔者猜想这可能是因为工业革命后生育率下降相伴随的家庭收入稳步增加主要源于家庭人力资本水平提高所引起的，在控制教育等其他變量的情况下，家庭收入增加对意愿生育孩子数量的收入效应大于替代效应，据此提出研究假设3。

假设3：家庭收入水平提高将促使其意愿生育数量增加。

虽然实证结果表明家庭收入水平提高对生育率的抑制作用并不明显，但学者认为家庭性别收入差距缩小是导致人口转型的重要原因，在发达国家和一些发展中国家女性相对工资增加与生育率下降往往同时出现，在1800—1940年的美国尤其明显[19]。加洛尔和韦尔构建双父母家庭模型来阐述家庭性别工资差距缩小对生育率的影响机制，同样假设家庭的效用函数来自于消费和孩子数量，男性的工资为wM、女性的工资为wF，且孩子由女性生养，每个孩子花费的时间为，由此家庭的预算约束变成wFn+c≤wF+wM。女性工资wF的增加会带来收入效应和替代效应，工业革命后的技术进步与资本积累促进产业结构优化升级，脑力密集型工作增加使得女性在劳动力市场上的比较优势明显，女性劳动需求增加带动工资的提高，从而使得抚养孩子的机会成本增加幅度比家庭收入的增长幅度更大[25]。因此，替代效应占主导地位，造成生育率下降与女性劳动参与率提高。该理论得到诸多验证，其中舒尔茨发现女性相对工资增加在瑞典的人口转变中起到重要作用[26]，墨菲使用法国1876—1896年面板数据发现在人口转变期间性别文化差异对生育率具有负向影响[17]。希斯和贾亚扬德兰（Heath and Jayachandran）研究发现，随着发展中国家产业结构优化升级，女性在劳动力市场中的比较优势明显，其劳动参与率大大提高，促使家庭对子女教育的性别歧视下降，使得女性受教育水平有所提高，而这些女性出于对自由的追求与生养子女机会成本较高等方面的考虑其生育意愿相对较低[22]。

加洛尔和韦尔的理论模型为简化起见仅探讨了家庭性别工资收入差距缩小对生育率的影响机制，

是为了说明女性工资收入在家庭总收入中的重要性对家庭生育成本和生育数量的影响[25]。而实际上家庭收入中除成年父母的工资收入外，还包括遗产继承、赠予、转移支付等非工资性收入，因此，考虑女性工资收入与家庭总收入的差距对生育率的影响更为合理。如果女性工资收入占家庭总收入的比重越大说明家庭各项经济支出对女性职业劳动依赖性越大，家庭生育成本也越高，反之亦然。据此提出研究假设。

假设4：女性工资收入占家庭总收入的比重越大，家庭的意愿生育水平越低。

三、数据、模型与变量

1.数据

本研究的数据来源于2015年中国综合社会调查（CGSS）的原始数据。

调查主要内容涵盖家庭、就业、社会生活与社会态度等方面。笔者使用调查中在社会态度部分的问题A37——“如果没有政策限制的话，您希望有几个孩子？”作为家庭生育意愿的测量。

由于本研究关注的是城镇家庭的经济状况与受教育水平对其生育意愿的影响

，故选取的研究样本为：样本类型为城市，婚姻状况为同居、初婚有配偶以及再婚有配偶，且家庭中女性处于育龄阶段（20—49周岁）。根据样本的最高教育程度及完成情况，将样本教育水平重新划

分为6个等级，即“1为小学及以下”、“2为初中”、“3为高中”、“4为专科”、“5为本科”、“6为研究生及以上”。图1绘制了城镇家庭受教育水平与生育意愿随年龄的变化情况。

图1城镇家庭居民的教育水平与生育意愿

由图1可以看出，我国城镇居民的教育水平不断提高，年龄小于39岁城镇居民的教育水平基本在高中及以上，整体上男性的学历层次明显高于女性，近年来二者差距有缩小趋势；家庭意愿生育率曲线的变动趋势与学历层次的反向变动关系十分明显，尤其在26—30岁学历水平最高的年龄段上意愿生育率处于最低水平，其中女性的意愿生育率降至18以下。

2.模型与变量

本文借鉴沃尔的分析框架[10]

研究家庭经济状况、成年父母的教育水平对其意愿生育数量的影响。家庭经济状况从家庭经济地位和女性职业收入占比两个方面考察，其中，家庭经济地位衡量了家庭总收入水平与当地平均水平相比所处的位置；女性职业劳动收入占比等于家庭总收入中女性职业劳动收入所占比重，该变量能够反映出家庭收入对女性职业劳动的依赖程度与家庭生育成本。由于2015年CGSS调查样本分布在全国各地，而各地区的经济发展水平、产业结构与文化观念差异较大，因此选取地区变量作为控制变量。

选取有序logit模型与二元Logistic模型刻画家庭经济状况与受教育水平对生育意愿的影响。首先，将家庭的生育意愿分为3个有序定性变量，分别为：“至多1个”，“2个”，“至少3个”。有序logit模型构建如（1）—（3）式所示。

P（SRH=1）=G（α1+βe×edui+βf×FFi+λc*Xi）（1）

P（SRH=2）=G（α2+βe×edui+βf×FFi+λc*Xi）-P（SRH=1）（2）

P（SRH=3）=1-P（SRH=1）-P（SRH=2）（3）

其中，α1和α2是模型的门限参数（threshold parameter），edui为个体i的受教育水平，FFi为个体i家庭的经济状况向量，包括家庭经济地位FFS和女性职业收入占比FIF两个变量，Xi为控制向量，包括个体i的年龄age和生活地区A两个变量。采用极大似然估计法对门限参数和回归系数进行估计。

对家庭是否想生育进行二元划分，采用二元Logistic模型研究家庭生育意愿为0的影响因素，从而进一步剖析教育与经济状况对家庭生育意愿的影响机制：“收入效应”还是“替代效应”？将“生育意愿为0”赋值为1、“生育意愿至少1个”赋值为0，P1表示一个家庭不想生育发生的概率，二元Logistic模型构建形式如（4）式：

lnP11-P1=γ+κe×edui+κf×FFi+ηc*Xi（4）

模型中各变量来源与设定如下：①

生育意愿wcq变量根据2015CGSS问卷（以下简称“问卷”）中问题A37为“如果没有政策限制的话，您希望有几个孩子？”得到，并根据样本数据将其划分并赋值为：1为“至多1个”、2为“2个”、3为“3个及以上”三类；②不想生育wnq变量根据同样问卷中问题A37得到，将希望有0个孩子的样本赋值为1，将希望有1个及以上的样本赋值为0；③

教育水平变量edu根据问卷中问题A7a和A7b样本的最高教育程度及其完成情况，将样本的教育水平重新划分为6个等级，分别为：1为“小学及以下”、2为“初中”、3为“高中”、4为“专科”、5为“本科”、6为“研究生及以上”；④

女性工资收入占比FIF变量综合问卷中4个问题计算得到：A2为“性别”、A8b为“您个人去年（2014）全年的职业/劳动收入是多少？”、A62为“您家2014年全年家庭总收入是多少？”、A75b为“您配偶或同居伴侣去年（2014）全年的职业/劳动收入是多少？”，如果调查样本为女性则FIF=A8b/A62，如果调查样本为男性，则FIF=A75b/A62；⑤

家庭经济地位FFS变量衡量家庭的收入水平，根据问题A64为“您家的家庭经济状况在所在地属于哪一档？”得到，并将其重新划分并赋值为3个等级：1为“低于当地平均水平”、2为“等于当地平均水平”、3为“高于当地平均水平”。该变量衡量了家庭总收入的相对水平，克服了各地区物价因素的影响，与家庭总收入的绝对数值相比更加科学。⑥

地区A变量按采访地点与经济发展水平划分为3个“0—1”变量，并代入模型中：直辖市与非直辖市、东南沿海与非东南沿海、西部地区与非西部地区。

四、模型参数估计结果分析

1.家庭经济状况、女性的教育水平及其生育意愿

从表2可以看出：两个门限参数之间存在严格的统计学差异，说明本文对家庭意愿生育数量的划分合理，不宜再简化归并；女性的受教育水平及其家庭经济状况对生育意愿的影响显著。

家庭中女性的受教育水平对其生育意愿具有显著的负向影响，在控制了年龄和地区因素后，教育水平的优势比为exp（-02071）=08129，顯著性水平为1%，即女性的学历层次每提高1个等级，其意愿生育数量将减少近19%。笔者认为家庭中女性的教育水平提高会增加其人力资本水平及对生

活质量的追求，进而使得时间价值增加，造成生育成本提高，意愿生育率减少，假设1得到验证。

家庭总收入中女性的工资收入占比能够明显影响女性的生育意愿。在控制了年龄和地区因素后，女性工资收入占比对生育意愿存在显著的负向影响，优势比为exp（-01397）=08696，这意味着女性的工资收入占家庭总收入的比重每提高10%，其意愿生育数量将减少130%左右。女性的工资收入占家庭的比重越高说明家庭的经济收入对女性就业的依赖越大，导致其生育的家庭成本越高，从而造成女性的意愿生育数量较少，假设4得到验证。

家庭经济地位对女性的生育意愿具有显著的正向影响。与家庭总收入高于当地平均水平的情况相比，家庭总收入在当地处于平均水平的优势比为exp（-02881）=07497，家庭总收入低于平均水平的优势比为exp（-02971）=07430，即相对于家庭总收入高于当地平均水平，等于和低于当地平均水平的家庭中女性的意愿生育数量将分别减少2503%和2570%。家庭的收入水平对女性生育意愿的收入效应明显，主要源于比较优越的家庭条件使得女性的预算约束放宽，从而造成女性意愿生育孩子数量增加，假设3得到验证。

同时，女性的意愿生育数量受其年龄和生活地区的影响。在10%的显著性水平上，女性的意愿生育数量随年龄的增长而增加。笔者认为这主要因为较为年轻的女性正处于事业的上升期与对美好生活的追求和探索阶段，相对于年长女性，她们的时间价值更大从而使得生育成本更高，因此意愿生育数量较小；在5%的显著性水平上，生活在经济发展水平较高的东南沿海和直辖市的女性其意愿生育数量明显较少。笔者猜想导致这种现象产生的原因主要有二：一是由于在经济发展水平较高的地区具有十分优化的产业结构，第三产业尤其是现代服务业发达，使得女性的劳动参与率较高，同时辅之以较高的物价水平和较高的生活成本，因此，生活在直辖市女性的生育成本较高，故其意愿生育率较低。二是在经济发展水平较高的地区存在人力资本溢价且教育产业发达，使得人们有动机也有条件更加重视孩子的教育，造成孩子“质量”对“数量”的替代，导致意愿生育率较低。

表3模型（1）—（4）均显示教育水平的系数为正，说明女性的受教育水平提高能够增加其不想生育的概率，但除模型（2）的显著性水平为10%以外，其他模型均是统计不显著的，因此，假设2没有得到验证。另外，女性劳动收入占比变量对其不想生育的影响也不显著。

家庭经济地位的系数为负且是统计显著的，说明家庭经济地位的提高能够使女性不想生育的概率明显降低。在控制了年龄和地区因素后，在5%的显著性水平上，该变量的系数值为-11329，意味着家庭经济地位在当地每提高一个档次将使得女性不想生育的概率降低6779%，家庭经济地位提高的收入效应明显，假设3再次得到验证。

控制变量中，仅生活在直辖市的女性不想生育的概率明显较高，是非直辖市地区的198倍，显著性水平为5%。该结果证实了本文对于“生活在直辖市的女性生育意愿较低”这一现象形成原因的两个猜想中至少前一个原因占主导，而后者次之。因为如果后者是主要原因，生活在直辖市的女性由于人力资本溢价和教育产业丰富而用孩子质量对数量进行替换，那么直辖市女性的不想生育孩子的概率应至少不高于其他地区，然而这一结果与表3的回归结果相左。

2.家庭经济状况、男性的教育水平及其生育意愿

表4列示了家庭中男性生育意愿的有序logit模型参数回归结果，两个门限参数之间存在严格的统计学差异，说明本文对家庭意愿生育数量的划分合理，不宜再简化归并。

男性的受教育水平对其生育意愿具有显著的负向影响，在已经控制了年龄和地区因素后，在10%的显著性水平上，男性教育水平的优势比为exp（-01299）=08782，即学历层次每提高1个等级，其意愿生育数量将减少1219%，假设1得到验证。无论从显著性水平还是影响程度来看，男性自身的教育水平对其生育意愿的负向作用远小于女性，说明与中国“男主外、女主内”的传统文化相符，家庭生育成本中女性分担的部分更大一些。

模型（1）—（4）的参数估计结果表明，尽管家庭总收入中女性工资收入占比的系数值是负的，但并不显著，说明家庭中男性的意愿生育数量不受其配偶是否就业及其工资高低的影响。

家庭总收入中女性的工资收入占比也能够明显影响男性的生育意愿。在控制了年龄和地区因素后，在1%的显著性水平上，家庭中女性工资收入占比对男性的生育意愿存在显著的负向影响，优势比为exp（-06879）=05026，这意味着女性的工资收入占家庭总收入的比重每提高10%，男性意愿生育数量将减少498%左右。由此可见，如果家庭的经济收入对女性就业的依赖越大，男性的意愿生育数量越小，假设4得到验证。

男性的生育意愿也随家庭经济地位的提高而增强，假设3得到验证。在控制年龄和地区因素后，在10%的显著性水平上，与家庭总收入高于当地平均水平的情况相比，家庭总收入在当地处于平均水平和低于平均水平的优势比分别为exp（-01302）=08779和exp（-04016）=06692，与家庭总收入高于当地平均水平的情况相比，等于和低于当地平均水平的家庭男性的意愿生育数量将分别减少1221%和3308%。

男性的生育意愿同样受年龄和生活所在地的影响。在5%的显著性水平上，男性的生育意愿随年龄的增长而增强，系数值为02056，远高于女性的00424，说明随年龄增长男性的生育意愿比女性更加强烈。男性的生育意愿并不存在明显的地区差异。

因此，男性的意愿生育数量受自身的教育水平、家庭女性工资收入占比和家庭经济地位的影响。通过系数比较发现，女性的生育意愿对自身的教育水平和地區经济发展因素的变动更加敏感，主要原

因可能在于养育子女是一种时间密集型活动[27]，而家庭中女性对该项活动承担得更多，职业女性与孩子母亲的双重角色导致女性的时间资源分配紧张；而男性的生育意愿对于家庭总收入中女性工资收入占比变量的反应更加敏感，说明男性的生育意愿中更顾及女性生育对家庭总收入的影响。

表5模型（1）—（4）均显示教育水平的系数为正，与预期符号一致，男性的受教育水平提高使其不想生育的概率增加，但统计上不显著，假设2没有得到验证。同样地，女性劳动收入占比变量对男性不想生育的影响也不显著。

在5%的显著性水平上，家庭经济地位的系数为负且是统计显著的，说明家庭经济地位的提高能够使男性不想生育的概率明显降低，假设3得到验证。在控制了年龄和地区因素后，变量系数值为-09793，意味着家庭经济地位在当地每提高一个档次将使得男性不想生育的概率降低6244%，低于女性的6779%，说明家庭经济地位提高对男性是否想生育的收入效应相对较小。

在5%的显著性水平上，生活在东南沿海的男性不想生育的概率是其他地区的117倍。

五、结论与讨论

本文基于2015年中国综合社会调查（CGSS）数据，使用有序logit模型与二元Logistic模型研究城镇家庭的经济状况与教育水平对家庭生育意愿的影响，结果发现：城镇家庭的生育意愿较低，样本中选择至多生育1个孩子的占2401%，而选择生育3个及以上的仅占992%；成年父母的教育水平对其意愿生育数量具有显著的负向影响，但该变量不会显著影响不想生育的概率；家庭总收入中女性工资收入占比对女性和男性的意愿生育数量具有显著的负向影响，但该变量对家庭是否想生育的影响不显著；家庭经济地位提高将导致其意愿生育数量增多、不愿生育的概率减小；同时，从性别比较来看，女性的生育意愿对自身的教育水平和地区经济发展因素的反应更加敏感。

基于家庭经济地位较低将显著降低其意愿生育数量并增大不愿生育的概率的实证研究结果，笔者认为应从调节收入分配着手来提高适龄人群的生育意愿。收入分配失衡、贫富差距大是改革开放以来我国经济发展过程中的“副产品”，要素分配过程中劳动收入占比过低以及行业收入差距过大等问题

使得居民的收入相差较大，因此，我国应致力于采取措施完善初次分配制度，提高劳动收入占比、消除行业垄断、缩小行业收入差距等手段以提高居民的生活水平将有助于提高其生育意愿。

基于家庭生育意愿随成年父母教育水平以及女性工资收入占比的提高而减少的事实，笔者认为这主要在于生育与抚养孩子需要花费巨大的时间和精力，对于教育水平较高或女性工资收入占比较高的家庭生育孩子的机会成本更大，故而其意愿生育水平较低。因此，应从发展婴幼儿照护与托管行业着手，出台相应政策发展与完善婴幼儿托管市场，以分担家庭的子女养育负担，缓解成年女性在工作与养育子女之间的时间和精力的紧张配置，进而提高家庭的意愿生育数量，尤其对于直辖市与东部沿海等市场经济发达、女性劳动参与率较高的地区这一需求愈加迫切。

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[责任编辑刘爱华，方志]