计划生育家庭结构对二孩生育意愿影响研究——以重庆市为例*

周宗社,侯明喜,薛 晓

(重庆工商大学 a.社会与公共管理学院;b.人口发展与政策研究中心，重庆 400067)

一、引言

本文中的计生家庭是指育龄妇女夫妇双方均为独生子女以及双方中任一方为独生子女，其家庭结构包括没有孩子的育龄夫妇家庭和只有一个孩子的育龄夫妇家庭。改革开放以来，我国在经济、社会、文化等领域取得了引人注目的成就，成就的取得离不开计划生育基本国策的执行[1]。计划生育基本国策的严格执行，使得人口数量得以成功地控制在既有资源约束的范围之内，为可持续发展创造了必要条件，不过严格的计划生育政策干预是一把双刃剑：一方面，庞大的人口数量规模扩大的惯性得到有效遏制，人口数量问题不再是我国人口发展中的主要问题；另一方面，人口素质、人口结构、人口分布以及人口城镇化问题不断凸显，此类问题解决不及时不全面，势必影响经济社会发展的稳健运行。

为应对人口发展问题，十八届三中全会提出“坚持计划生育的基本国策，启动实施一方是独生子女的夫妇可生育两个孩子的政策”，2013年12月21日，中共中央国务院印发《关于调整完善生育政策的意见》，2013年12月28日，全国人大常委会通过了关于调整完善生育政策的决议。在总结单独二孩政策实施的实践基础上，2015年10月29日召开了中共中央第五届中央全体会议，会议决定自2016年1月1日起全面二孩正式实施，标志着此前实施的“单独二孩”政策向全面二孩政策的彻底转变。与国家宏观决策相适应，重庆结合自身实际做出了相应的生育政策调整。2014年3月26日重庆市正式实施“单独二孩”政策。2016年3月重庆对全面二孩配套政策进行修订，3月31日重庆全面二孩配套政策正式落地。

二孩生育的影响因素是多维的，本文研究主要关注的是计划生育家庭结构对二孩生育意愿的影响。计生家庭为经济社会的发展做出的贡献是显著的，在二孩生育政策全面放开的背景下，研究计划生育家庭结构对二孩生育意愿的影响具有一定的时代意义。

二、相关研究

二孩生育意愿研究文献主要体现在人口学特征、社会学特征、机会成本、收入水平等方面。户籍类型、一孩年龄、育龄妇女年龄、一孩性别、育龄妇女父母的性别偏好以及机会成本对二孩生育意愿影响显著[2]。文化程度越高，城市育龄妇女的二孩生育意愿越弱，农村育龄妇女二孩生育意愿反而越强，农村居民二孩生育意愿略高于城市[3]，不同文化程度具有不同的二孩生育意愿[4]。父母是否照料支持、孩子是否支持成为是否生育二孩的一个重要因素[5]。育龄妇女夫妇是否为独生子女对二孩生育意愿影响显著[6]。是否有医疗保险和新农合对二孩生育意愿影响显著、家庭是否购买商业保险对二孩生育意愿影响显著[7]。收入水平、男性的社会经济地位以及就业状况对二孩生育意愿影响显著[8]。育龄妇女家庭在社会中所处的阶层差异对于二孩生育影响显著[9]。生育从众行为对于城市育龄人群二孩生育水平有负向影响以及二孩生育动机的转变对于二孩生育有影响[10] [11]。

国内专家学者在全面二孩政策背景下对于二孩生育的文献研究比较全面，从定性和定量层面展开了二孩生育意愿影响因素研究，为本文研究提供了丰富的文献来源，但是部分定量研究没有展开稳健性检验。考虑到不同区域的文化背景以及经济社会发展差异，对具有代表性的区域进行人口计生家庭结构对二孩生育意愿影响展开研究，具有一定的价值。因此本文以重庆市作为研究样本，主要探究育龄妇女夫妇独生子女身份、已有子女数以及已有子女性别对二孩生育意愿的影响。

三、二孩生育意愿逻辑分析及命题假设

(一)独生子女育龄夫妇二孩生育意愿影响机制

独生子女是特殊的经济社会发展大背景的产物，独生子女家庭为经济社会的发展做出了巨大的贡献，但是独生子女家庭付出的成本也是巨大的，为了避免不确定性或者降低潜在风险，大多数独生子女在结婚之后会理性地去选择多生育孩子。

独生子女家庭由于人口数量及人口结构的缺陷，给其家庭带来了不确定性和难以承受的家庭风险。独生子女承担的家庭责任、家庭负荷和家庭发展都是一般子女家庭难以想象和比拟的。尤其是独生子女父母在丧失劳动能力、丧失自我护理能力以及患上老年痴呆等都会给独生子女家庭正常运转带来挑战。为了避免困境的传递与复制，理性的独生子女在结婚之后会选择多生育孩子。与此同时，独生子女在成长过程之中经历的孤独会给他(她)们留下深刻印记，为了不让自己的孩子重复自己的成长历程中的孤独选择多生育子女的概率自然偏高。社会上失独家庭的悲剧也会从侧面刺激独生子女生育二孩的冲动。

(二)基于孩子数量与质量相互替代的育龄妇女二孩生育意愿影响机制

相比于计划生育作为基本国策之前，对于生育主体及家庭而言，其直接成本和机会成本都显著偏高。在人口老龄化和总和生育率偏低成为常态的背景下，二孩生育属于国家行为的重要组成部分，理应由国家、社会和微观家庭合理分摊因生育而回避不了的成本，但是国家、社会及微观家庭尚没有构建起一体化成本分摊和利益共享机制。生育的直接成本增加了生育主体的支出负担，生育的机会成本譬如产假制度执行不力、职业流动受限、工作时间减少、晋升机会减少等都会遏制二孩的生育。当然，一孩的生育一样会遇到直接成本和机会成本的问题，但是对于绝大多数家庭而言，一孩的生育是刚性需求，而二孩的需求则面临诸多的不确定性。

偏好于孩子数量还是偏好于孩子质量，在不同的经济背景下具有不同的偏好程度。在农业经济时代，劳动力数量的增加是经济增长的必要条件，在工业文明高度发达的时代，经济增长和经济发展更多地取决于劳动者的素质。对于微观家庭而言，微观家庭的发展决策与宏观社会的发展水平高度相关，在经济进入新常态的背景下，我国经济发展更多地取决于人力资本素质。微观家庭生育决策往往都是理性选择。经济社会大环境的变化决定了大多数微观家庭在生育决策时偏好于孩子的质量而非孩子的数量。

(三)“性别偏好”对育龄妇女二孩生育意愿的影响机制

传统意义上的性别偏好主要是指“男孩偏好”，“男孩偏好”有其深刻的经济社会原因。主要体现在满足微观家庭经济发展、养老保障以及家庭人身安全的需求。

一是在传统农业经济时代，经济增长主要依赖劳动力的大量投入。对于微观家庭而言，男孩越多意味着投入劳动生产的劳动力就多，相应的劳动产出就会增加，从而增加微观家庭的收入水平，解决基本的温饱和获取较多的劳动剩余，提高微观家庭的财富水平，进而提高微观家庭的经济社会地位。

二是，在传统农业经济时代，社会化养老保障水平偏低，微观家庭父辈在丧失劳动能力之后的养老保障充满了不确定性，为了降低养老风险，促进了“男孩偏好”的产生，这就是所谓的“养儿防老”。当然，“养儿防老”功能的发挥需要借助于传统的孝老文化，如果没有孝老文化的社会约束，单独依靠子辈的自律是难以确保父辈的养老保障，在传统农业社会，传统文化的强大影响力对于规范和约束偏离社会正常轨道行为是有效的。

三是，在传统农业社会，家庭安全具有脆弱性，而微观家庭具有数量一定的男性强壮劳动力，则其在家族、宗族中的社会地位就会高一些，受到来自家庭外部欺凌的概率显著下降。因此“男孩偏好”的背后除了满足经济发展、养老保障之外就是满足微观家庭的安全需求。

世界经济社会发展规律表明，当经济社会发展到一定程度之后，“性别偏好”会发生改变。对于我国而言，经过改革开放，整个经济社会都得到显著发展。其一，体现在经济增长不再只是简单依靠劳动力生产要素的投入，更多的依靠科学技术水平。其二，社会化养老的框架和体系已经建立，传统文化在不断地解体和不断地重构，客观事实表明，传统的养老、孝老文化功能式微。其三，社会治理水平得到显著提升，微观家庭的人身安全得到了相应的保障。因此，传统意义“男孩偏好”需求的内涵发生深刻改变。与此同时，激烈的婚姻竞争市场传递出农村地区竞争能力偏低以及家庭经济实力偏低的男性，在婚姻市场上处于显著的弱势，大量的“光棍现象”和“买卖婚姻”现象从侧面促进了社会对“男孩偏好”的下降。在部分地区，性别偏好主要体现在“女孩偏好”，这就是所谓的“招商银行”(生女儿)与“建设银行”(生儿子)之说。

(四)重庆市人口计生家庭二孩生育意愿的主要命题

结合前面的理论分析，现提出如下三个方面的命题假设：

命题1：育龄妇女夫妇为独生子女的二孩生育意愿高于育龄夫妇均为非独生子女的二孩生育意愿。

命题2：育龄妇女已有子女的数量对二孩生育意愿有影响，二孩生育意愿低于没有子女的育龄妇女二孩生育意愿。

命题3：育龄妇女生育孩子的效用期望降低，生育性别偏好程度降低。

四、重庆市人口计生家庭结构对二孩生育意愿影响的回归分析

(一)数据来源、模型选择与变量设置

1.数据来源

本文实证研究数据来自重庆市“2017年全国生育状况抽样调查”。在国家卫健委相关部门的指导下，重庆市卫计委(现已经更名为重庆市卫健委)组织有关部门和单位对重庆市常住人口部分以及对其中部分对象进行了育龄妇女生育抽样调查，调查样本容量为7 000，符合育龄妇女人口计生家庭结构要求的样本容量为3 893。

2.变量定义

考虑到多重共线性以及可能存在的内生性对于回归系数估计值的影响，在变量选择的时候，几个相关性高的变量只选取其中的一个作为控制变量，譬如收入水平、住房性质以及单位性质存在较高的相关性，考虑到统计数据的质量，在本文的研究中选取就业单位性质作为控制变量，原因在于就业单位性质易于观察，而收入水平在统计调查时存在隐瞒自己真实收入的现象。被解释变量为“是否生育二孩”，本文最关心的变量包括：人口计生家庭育龄夫妇是否为独生子女(双独、独子非独女以及独女非独子)和育龄妇女已有子女的数目及性别。控制变量包括育龄妇女受教育程度、年龄、单位性质、带孩子方式、二孩政策以及户籍类别。表1报告了回归模型中涉及的变量描述统计结果。

3.模型设置

二孩生育意愿是一个二元离散变量，因此，本文实证分析的回归模型采用二元Logistic回归模型。

其中，

y=1表示育龄妇女生育二孩，X1表示独生子女变量，X2表示已有子女数量及性别，yi表示育龄妇女文化程度、育龄妇女年龄、育龄妇女就业单位性质、孩子的看护类别、二孩政策以及户籍性质等控制变量，ε表示残差项。

表1 变量定义与描述性统计特征值

(二)回归结果与分析

回归结果中只报告了模型对应的回归系数和标准差。模型1报告了在没有加入控制变量的情况下的回归结果，回归结果显示解释变量的回归系数均显著；模型2报告了加入控制变量文化程度的回归结果，回归结果显示解释变量的回归系数均显著；模型3报告了加入控制变量文化程度、育龄妇女年龄的回归结果，回归结果显示解释变量的回归系数均显著；模型4报告了加入控制变量文化程度、育龄妇女年龄以及单位性质的回归结果，回归结果显示解释变量的回归系数均显著；模型5报告了加入控制变量文化程度、育龄妇女年龄、单位性质以及带孩子方式的回归结果，回归结果显示解释变量的回归系数均显著；模型6报告了加入控制变量文化程度、育龄妇女年龄、单位性质、带孩子方式以及二孩生育政策变量的回归结果，回归结果显示解释变量的回归系数均显著；模型7报告了加入控制变量文化程度、育龄妇女年龄、单位性质、带孩子方式、二孩生育政策以及户口性质变量的回归结果，回归结果显示解释变量的回归系数依然显著。综合考虑以模型7的回归结果作为本文的实证分析。

1.目标群体夫妇是否为独生子女对二孩生育意愿影响显著

与双非独目标群体相比，目标群体自身及配偶属于独女非独子、独子非独女以及双独的二孩生育意愿显著高于双非独的目标群体二孩生育意愿。育龄夫妇为“双独”的二孩生育意愿在低于0.05的水平上影响显著，回归系数为正；育龄夫妇为“独女非独子”的二孩生育意愿在低于0.05的水平上影响显著，回归系数为正；育龄夫妇为“独子非独女”的二孩生育意愿在低于0.01的水平上影响显著，回归系数为正。回归显示育龄夫妇人口计生家庭结构的特征对于二孩生育意愿影响显著，回归系数均为正，说明相对于育龄夫妇为非计划生育家庭结构特征而言，具有计划生育家庭结构特征的育龄夫妇有更高的二孩生育意愿。独子非独女的回归系数为0.440，独女非独子的回归系数为0.382，双独回归系数为0.316。表明对于育龄妇女夫妇不同类型的独生子女结构之间二孩生育意愿存在一定的差异，即独子非独女的育龄夫妻二孩生育意愿高于独女非独子的育龄夫妻二孩生育意愿，而独女非独子的育龄夫妻二孩生育意愿高于双独的育龄夫妻二孩生育意愿。育龄妇女夫妇为独生子女的二孩生育意愿显著高于育龄妇女夫妇均为双非独的二孩生育意愿，背后的原因在于独生子女在成长的过程中经历过独生子女综合征带来的困扰，以及独生子女所存在的风险均从一定程度上刺激了相应的二孩生育意愿。命题1得到验证。

2.已有孩子的数量对于二孩生育意愿影响显著

育龄妇女是否有一个男孩、一个女孩对于二孩生育意愿影响显著，回归系数为负，表明相对于没有孩子的育龄妇女家庭而言，已经有一个孩子的育龄妇女家庭二孩生育意愿更低。可能的原因：一是老大不同意妈妈再生育，认为妈妈再生育会削弱对自己的关爱；二是二孩生育的机会成本偏高，譬如没有人带孩子，二孩生育会影响事业发展甚至会因此丢掉工作，这就是所谓的“工资惩罚机制”；三是养育成本太高，在财富缺乏自由的前提下，制约了二孩生育；四是孩子数量效用在下降，理性的父母更多追求的是孩子质量带来的效用。命题2得到验证。

3.“男孩偏好”发生显著变化

与没有孩子的育龄妇女相比，老大是男孩或者是女孩均对二孩意愿生育产生显著影响，回归系数为负，表明已经有了一个男孩或者女孩的育龄妇女二孩生育意愿显著低于既没有男孩也没有女孩的育龄妇女的二孩生育意愿。回归揭示了“男孩偏好”的传统观念已经发生了实质性的改变。原因在于女性社会地位的显著提升以及整个社会诸如养老保障、社会安全发展的环境决定了“男孩偏好”已经滞后于经济社会的发展。女性地位高低与女性所在地域有关系，整体而言，重庆市男女平等的角色意识较为显著，女性在家庭中的地位偏高。在这样的区域文化背景下，孩子的性别偏好自然是偏低的。命题3得到验证。

4.初中文化程度对二孩生育意愿影响显著

初中、高中中专、本科及研究生回归系数为正，表明与小学及以下文化程度的目标群体相比，具有初中、高中中专、本科及研究生文化程度的目标群体有更高的二孩生育意愿。回归结果表明初中文化程度对于二孩生育意愿影响显著，初中学历群体是一个过渡群体，她们的文化程度高于小学及以下的育龄妇女，文化水平高于小学及以下的育龄妇女但是整体上低于文化程度更高的育龄妇女，经验表明这个群体做家庭主妇的占比偏高，受制于人力资本水平的约束，该群体在激烈竞争的劳动市场处于相对劣势，在理性选择和发挥比较优势的前提下，更多地选择相夫教子，为家庭发展能力提升做出奉献。[12]

5.年龄对二孩生育意愿影响显著

生育旺盛期(20～29岁)的育龄妇女打算生二孩的概率发生比显著高于高龄育龄妇女。这说明对于育龄妇女的二孩生育意愿来说，年龄因素是主要的决定性因素之一，高龄育龄妇女主要因为二孩生育风险偏高制约了二孩的生育意愿。

6.单位性质对二孩生育意愿影响显著

企业、社会组织以及个体工商户对二孩生育意愿在低于0.01的水平上影响显著，回归系数为负，说明该三类目标群体二孩生育意愿低于没有工作的目标群体的二孩生育意愿。社会组织中的工作人员更多地热衷于公益事业，公益活动空间的流动性及时间的投入影响了该群体生育意愿。企业以及个体工商户二孩生育的机会成本偏高，显著降低了该群体的二孩生育意愿。

7.带孩子的方式对二孩生育影响显著

机会成本偏高会制约二孩的生育，经验表明，没有人帮忙带孩子，收入水平又远远低于财富自由的门槛，即或是有二孩生育的愿望但是在理性选择面前，她们放弃二孩生育的概率就会显著提高。回归结果表明，自己带孩子与隔代带孩子对于再生育意愿影响显著，回归系数为正，说明自己带孩子与隔代带孩子的目标群体再生育意愿高于其他人带孩子的目标群体二孩生育意愿。可能的原因在于：自己带孩子的目标群体，一方面家庭收入水平偏高，不受经济条件约束；另一方面，自己带孩子的目标群体切实认识到自己带孩子对孩子成长的好处，她们更多的是把带孩子作为一种责任和投资。隔代带孩子的目标群体说明她们生育二孩的机会成本偏低，尽管隔代带孩子对孩子的成长不利，但是机会成本偏低刺激了再生育的热情。

8.生育政策对二孩生育意愿有影响且显著

20世纪80年代，计划生育政策是影响和制约再生育的重要因素或者是主要因素之一，超出计划外生育的成本偏高。经验显示：在第一产业就业人数和产业增加值占据主要地位的时代，人们的生育意愿偏高；在第二产业和第三产业增加值和就业人数占据主要地位的时代，人们的生育意愿相对偏低。在经济进入新常态的背景下，再生育意愿是否受到生育政策的影响？回归结果表明，全面二孩政策的放开对育龄妇女的再生育意愿在低于0.01的水平上影响显著，回归系数为正，表明影响是正向的，由此说明，国家全面放开二孩生育政策对促进再生育的干预是积极的。

9.户籍性质对二孩生育意愿有影响且显著

非农业户籍育龄妇女的再生育意愿在低于0.01的水平上显著低于农业户籍的育龄妇女二孩生育意愿，表明户籍性质对二孩生育意愿影响显著。可能的原因在于非农业户籍的育龄妇女及家庭面临的居住成本、生活成本、教育成本、机会成本偏高，从而制约了生育二孩的想法和打算。

表2 重庆市人口计生家庭对二孩生育意愿影响的Logistic模型估计

注：***表示P<0.01,**表示P<0.05,*表示P<0.1；括号里面的数字为标准误。

续表2

解释变量模型4模型5模型6模型7独生子女(双非独)双独.377***(.128).371***(.128).266**(.133).316**(.151)独女非独子.252*(.133).251*(.133).184(.137).382**(.173)独子非独女.495***(.126).493***(.126).456***(.130).440***(.161)已有子女数及性别(无)一个男孩-1.186***(.132)-1.196***(.141)-1.368***(.147)-1.394***(.160)一个女孩-1.070***(.137)-1.087***(.148)-1.233***(.153)-1.244***(.168)文化程度(小学及文盲)初中.437***(.103).440***(.103).436***(.104).046**(.147)高中中专.314**(.132).316**(.133).321**(.135).0302(.170)大专.282*(.157).280*(.158).270*(.161).240(.196)本科及以上.278(.180).264(.182).187(.185).182(.221)育龄妇女年龄(其他育龄年龄)生育旺盛期.449***(.111).453***(.112).477***(.116).471***(.123)高龄育龄期-1.451***( .123)-1.439***(.127)-1.328***(.130)-1.535***(.153)单位性质(无单位)国家单位.070(.185).051(.186).018(.191)-.106(.209)企业-.214**(.099)-.239**(.102)-.201*(.104)-.405***(.122)社会组织-.920**(.385)-.936**(.386)-1.074***(.408)-1.169**(.466)个体工商户-.048(.117)-.065(.118)-.089(.120)-.505***(.149)带孩子方式(其他人带)自己带孩子-.068(.147)-.070(.150).567***(.192)隔代带孩子.227(.200).228(.208).207*(.234)政策有影响2.707***(.292)3.357***(.363)非农业(农)-.279***(.104)观察值(n)3 8933 8933 8933 893Cox & Snell R 方.331.331.349.494Nagelkerke R方.441.441.465.667

注：***表示P<0.01,**表示P<0.05,*表示P<0.1；括号里面的数字为标准误。

五、稳健性检验

重庆市育龄妇女是否为独生子女、已有子女数及性别回归结果是否稳健，需要进行检验。具体做法是分别采用户籍性质为非农业户籍的育龄妇女以及户籍性质为农业的育龄妇女调查样本数据做回归分析，回归结果见表3，模型8报告的是样本数据为非农业户籍育龄妇女回归的结果，而模型9报告的是样本数据为农业户籍育龄妇女回归的结果。对比分析发现：对于样本为非农业户籍育龄妇女回归结果，双独、独女非独子以及独子非独女的系数符号没有发生改变，且独女非独子在显著性低于0.05的水平上显著；对于样本为农业户籍育龄妇女回归结果，双独、独女非独子以及独子非独女的系数符号没有发生改变，且双独在低于0.1的水平上显著、独女非独子在显著性低于0.01的水平上显著。从模型8和模型9可以看出，无论是非农业户籍还是农业户籍的样本回归，其结果都显示已有子女数的回归系数符号没有改变，而且二者均在低于0.01的水平上显著。因此回归结果稳健。(相关数据见表3)

表3 稳健性检验结果

注：***表示P<0.01,**表示P<0.05,*表示P<0.1；括号里面的数字为标准误。

六、结论及政策建议

研究结果表明重庆市育龄妇女夫妇为独生子女的对二孩生育意愿影响显著，已有子女数对于二孩生育影响显著，在重庆“男孩偏好”已经发生显著改变，性别偏好更趋理性。研究表明，在全面二孩政策背景下，重庆市二孩生育水平低于政策出台前的预期。有效提高二孩生育对于宏观经济社会可持续发展具有战略意义，从供给和需求层面做好二孩生育的综合配套政策，做到二孩生育相关成本在不同层面之间的合理分摊，基于此，建议如下：

一是提升城乡公共服务供给能力、水平与科学合理的资源配置体系；二是提升生育主体及家庭发展收入保障、构建收入稳步增长体制机制；三是构建健全的专业托幼服务机构，让0岁到3岁的孩子享受到生命周期中专业化的初始培育；四是有计划有步骤地分地区分类别对二孩生育主体实施1到3年的生育假期；五是有计划有步骤地分地区分类别对二孩生育实施生育补贴。