职业女性二孩生育意愿及其影响因素研究

江怡彬，程彩凤，刘心语

(1.安徽工程大学经济与管理学院，安徽 芜湖 241000；2.安徽工程大学数理与金融学院，安徽 芜湖 241000)

一、引言

国家统计局历年的人口调查数据显示，截至2020年末，全国0~14岁人口约占18%，不到2.5亿，社会处于严重少子化状态；我国65岁及以上人口比例逐年攀升，老龄化逐步加剧。深度老龄化和严重少子化并存给我国社会的发展带来了一系列问题。由此，我国于2016年开始实施全面二孩政策，这无疑是以控制人口数量为主要内容的计划生育国策实施以来最为重大的转变之一，它的出台标志着我国实施了近30年的独生子女计划生育政策正式退出了历史的舞台。然而，自全面二孩政策实行以来，我国的实际生育水平不仅没有出现预期中井喷式的增长，反而在近两年再一次刷新历史新低。相关数据显示，全面二孩政策施行后，当年出生人口达1786万，出生率回升至12.95%，创21世纪以来的新高，但接下来便出现连续下滑，政策效应明显消退。从以上来看，一方面改变生育政策是提高生育率的要素，另一方面诸如生育意愿等因素也举足轻重。二孩生育意愿受到各种因素的影响，如文化环境、社会经济、国家政策等。本文重点探讨二孩政策下职业女性的二孩生育意愿及影响因素，通过实证及数据分析研究影响二孩生育意愿的要素，并得出相关结论。此外，基于二孩生育意愿及其影响因素研究，其成果也在一定程度上对于三孩政策的顺利实施与推进具有重大意义。

二、文献综述

近些年来，女性生育意愿趋势性下降是全球面临的焦点性问题之一。国内外学者围绕此问题开展了相关研究，学术界也产生了丰硕的成果。郑真真从尊重女性权益的角度提出忽视女性在生育选择中面临的困难将会导致女性生育缺乏必要支持，极大抑制她们的生育意愿，最终影响人口再生产的效果[1]；王霞提出，女性个体层面、家庭层面以及社会政策等因素都影响着女性对生育数量的选择[2]；翟振武等对立即全面放开二孩产生的人口学后果进行测算，提出越晚实施全面二孩政策，目标育龄女性会越少[3]。

全面二孩是基于人口问题提出的一项生育政策，其实施及成效引起国内外学者广泛关注。而直接作用于生育实践及生育结果的原因被普遍认为是人们的生育意愿，因此生育意愿成为学术界研究的热点。

国内学者对于二胎生育意愿及其影响因素的研究侧重于多维度的理论探究。祝宏辉、陈贵红通过对已育一孩妇女进行抽样调查，发现育龄人群的不同职业、一孩性别以及有无长辈照顾等因素对二孩生育意愿均有显著影响[4]；卢海阳等基于新制度理论框架，从正式制度和非正式制度两个维度，实证检验就业性质和养老观念对育龄女性二胎生育意愿的影响[5]；李芬、风笑天指出“对现有子女数目不满意”会发挥更大的影响作用，即育龄夫妇主观的生育需求才是决定他们是否进行二孩生育实践的最主要因素[6]。

国外有学者指出，发达国家生育率水平和二孩生育意愿呈现双低的状况。这一趋势在近些年基本不变，甚至持续走低。由此，一些国家或地区采取了与之对应的措施。较为典型的如俄罗斯、德国等纷纷采取鼓励生育的政策。

本文调研目标为职业女性，主要原因是:职业女性是广大女性群体中的重要组成部分，既特殊又典型，且有关其生育意愿的研究具有相当的理论及现实意义，不仅能为近期三孩政策的实施推进提供帮助，也能为各国学者研究相关领域提供参照。

三、研究设计

(一)问卷设计

本次调查的内容主要是新时代职业女性二孩生育意愿及其影响因素，通过家庭情况、婚姻状况、生育理念来反映职业女性对二孩政策的态度。

在开展调查之前参考大量文献资料并综合以往经典量表，综合剖析女性生育二孩的现状，进一步了解此次调查的研究背景，准确把握现代职业女性对全面二孩政策的了解程度，以便据此确定调查范围，最后设计了符合现代人特点且针对性强的问卷。

通过问卷星生成问卷，再向安徽省内进行扩散，采用非随机抽样方法，取得不同地区的职业女性的真实数据，分析研究当前阶段我国全面二孩政策达不到预期效果的原因，新时代职业女性不愿生育二胎的影响因素，以达到丰富我国生育问题研究成果、推动人口发展战略和生育政策体系完善的目的。

(二)样本描述性统计分析

本次调查通过问卷星平台设计问卷，利用互联网发放问卷。经50份预调查问卷反复修改，论证问卷科学性和可行性，对相关环节实行严格的质量控制，保证问卷信度和效度。调查计划发放问卷240份，收回210份，收回率87.5%，其中有效问卷200份，废卷10份，问卷有效率为95.24%。

四、数据分析

(一)回归分析

1.模型检验

有序多元logistic回归要求“比例优势”假设，通过平行线检验来判断。平行线检验结果如表1所示，由表1可知p＞0.05，故可接受零假设，满足假设。

表1 平行线检验结果

由于估计结果中出现了一定比例的频率为零的单元格，故考虑似然比检验的结果更为稳健。模型拟合信息如表2所示，由表2可知，模型p值为0.000，相对于仅有截距的模型，最终模型无疑更优，即模型的所有斜率系数估计值不全为0，拟合检验完成。

表2 模型拟合信息

2.结果分析

参数估计值结果如表3所示。

表3 参数估计值

本文模型均为多元有序logistic回归模型，其中第一个是以“赞同”为参照，第二个以“不赞同”为参照。第一个模型是以对生育二胎政策“赞同”为参照，探讨自变量对“不赞同”的影响，具体变量含义如表4所示。

表4 变量含义及其赋值

续表

其中年龄(X14)和现有子女数(X20)的p值大于0.05，其对生育二胎的意愿不显著，无统计学意义，而生育抉择(X12)和独生子女情况(X16)对生育意愿“不赞同”有显著性影响。以不会受身边长辈或者亲朋好友的影响做出生育抉择为参照类，会受影响的职业女性不赞同生育二胎是“不会受影响”的0.227倍，即会受影响的职业女性更愿意生育二胎；以男女双方均为非独生子女为参照类，女性为独生女不赞同生育二胎的概率是双方均为非独生子女的6.294倍，即女性为独生女会更不愿意生育二胎，以此类推，男性为独生子的OR值＝1.697，双方均为独生子女的OR值＝1.065，可推测如果双方均为独生子女，其不愿意生育二胎的意愿在一定程度上会降低。

第二个模型是以对生育二胎政策“赞同”为参照，探讨自变量对“中立”的影响，其中年龄(X14)的p值大于0.05，没有统计学意义，而生育抉择(X12)、独生子女情况(X16)、现有子女数量(X20)对生育意愿“中立”有显著的影响。以不会受身边长辈或者亲朋好友的影响做出生育抉择为参照类，会受影响的职业女性不赞同生育二胎是“不会受影响”的0.372倍，因此不会受影响的职业女性对待生育二胎政策更多选择保持中立；以男女双方均为非独生子女为参照类，女性为独生女不赞同生育二胎的概率是双方均为非独生子女的3.727倍，即身为独生女的职业女性会对待二胎生育政策更多选择保持中立；以现有子女数量为4个作为参照类，通过观察其OR值，推出现有子女数量为1个或者2个的职业女性会更愿意再次生育。

(二)相关性分析

1.家庭收入(X1)和育儿消费金额(X2)的相关性分析

家庭收入(X1)和育儿消费金额(X2)的相关性分析如表5所示。

表5 Pearson相关性分析

由表5可知，家庭收入和育儿消费金额之间的Pearson相关系数为0.521，显著性小于0.05，一般而言，Pearson相关系数的取值是-1到1，分别对应负相关和正相关，因此我们得出，家庭收入和育儿消费金额存在中等强度的相关性。

实证结果显示，职业女性的家庭收入水平(X1)与育儿消费金额(X2)存在相关关系，且在p＜0.01水平极显著相关。家庭收入水平反映职业女性的经济情况。众所周知，生养小孩成本较高，各阶段的医疗、教育、身心健康等都需付出高额成本。由此，职业女性的家庭收入水平和育儿消费金额呈正相关。职业女性的家庭收入水平越高，其能投入的育儿消费金额就越多。反之，职业女性的家庭收入水平越低，能投入的育儿消费金额就越少。

2.受教育程度(X13)和生育观念(X11)的相关性分析

受教育程度(X13)和生育观念(X11)的相关性分析如表6所示。

表6 Pearson相关性分析

由表7可知，受教育程度和生育观念之间的Pearson相关系数为0.697，显著性值小于0.05，变量之间具有显著性，受教育程度和生育观念之间存在着中等强度的相关性。

实证结果显示，受教育程度(X13)会影响生育观念(X11)，并且其在10%的水平下显著。我国对教育的重视程度越来越高，但是由于时代原因，早期职业女性接受高等教育的人依然不多。就总体而言，受教育程度与生育观念呈现出正相关。也就是说，生育观念可以理解为对生育观念的认知程度或水平，受教育程度越高的职业女性，意味着她对生育观念的认知水平越高，反之，则可以认为生育观念认知薄弱。据此说明受教育程度对职业女性的生育观念影响颇深。由此我们可以知道，提升职业女性的受教育程度，或许能够改变其生育观念和生育意愿。

3.现有子女数量(X20)和生育观念(X11)的相关性分析

现有子女数量(X20)和生育观念(X11)的相关性分析如表7所示。

表7 Pearson相关性分析

由表7可知，现有子女数量和生育观念之间的Pearson相关系数为-0.551，显著性值小于0.05，因此得出，现有子女数量与职业女性生育意愿呈现中等强度的负相关。

实证结果显示，现有子女数量(X20)与职业女性生育观念(X11)呈负相关，并且在p＜0.05水平显著相关。由此可以得知已经生育子女的数量对职业女性二胎生育意愿有负向的影响。育有独生子女的职业女性生育二胎的意愿高于已育有多个小孩的职业女性。育有子女越多的职业女性，越倾向于不生养二胎。因为生育子女的数量越多，意味着其承担的经济压力和身心压力越大，生活水平生活质量随之相应降低。由此可以得出，现有子女数量(X20)与职业女性二胎生育观念呈现出负相关的关系。

4.婚龄(X18)和适孕年龄(X15)的相关性分析

婚龄(X18)和适孕年龄(X15)的相关性分析如表8所示。

表8 Pearson相关性分析

由表8可知，婚龄和适孕年龄之间的Pearson相关系数为-0.037，显著性值大于0.05，变量之间无较强显著性，婚龄和适孕年龄之间为较弱负相关或无相关。

实证结果显示，婚龄(X18)与职业女性适孕年龄(X15)无显著性相关关系。

5.工作单位(X6)和生育观念(X11)的相关性分析

工作单位(X6)和生育观念(X11)的相关性分析如表9所示。

表9 Pearson相关性分析

由表9可知，工作单位之间的Pearson相关系数为-0.075，显著性值大于0.05，变量之间无较强显著性，工作单位和生育观念之间为较弱负相关或无相关。

实证结果显示，工作单位(X6)与职业女性生育观念(X11)没有显著相关关系。工作单位的选择有很多主观和客观因素，因此大部分人的工作单位都是不尽相同的，它对职业女性的生育观念没有显著性影响，所以并不能算作一个对职业女性生育观念产生显著性影响的因素。

6.外界影响(X12)和生育观念(X11)的相关性分析

外界影响(X12)和生育观念(X11)的相关性分析如表10所示。

表10 Pearson相关性分析

由表10可知，外界影响和生育观念之间的Pearson相关系数为0.163，显著性值小于0.05，变量之间具有显著性，外界影响和生育观念之间存在着弱相关性。

实证结果显示，外界影响和生育观念之间没有非常显著的相关关系。职业女性由于自身素质较高，有较为成熟且稳定的人生观、价值观，看待问题较为理性，因此生育观念很少简单地因为外界而被影响。

7.隔代抚养(X5)和生育观念(X11)的相关性分析

隔代抚养(X5)和生育观念(X11)的相关性分析如表11所示。

表11 Pearson相关性分析

由表11可知，隔代抚养和生育观念之间的Pearson相关系数为-0.020，显著性值大于0.05，变量之间无显著性，隔代抚养和生育观念之间存在着弱强度的相关性。

实证结果显示，隔代抚养和生育观念之间没有非常显著的相关关系。虽然隔代抚养可以通过让父母帮忙抚养孩子，从而减少自身养育压力和顾虑，但数据没有体现出隔代抚养会影响职业女性的生育观念。所以，隔代抚养不属于对职业女性生育观念产生显著性影响的因素之一。

五、结论与建议

(一)结论

第一，在个体及家庭方面。受独生子女政策的影响，双方都为独生子女的家庭不太愿意继续生育第二个孩子。受教育水平在一定程度上影响生育观念，职业发展前景越好的女性生育意愿越低。家庭收入和育儿消费金额存在中等相关性，收入低的家庭中女性也倾向于不生育二孩。

第二，在国家及社会方面。受旧生育观念影响的职业女性二胎生育意愿较低。教育、医疗水平对职业女性二胎生育有一定影响。如果子女未来的受教育问题能够得到很好的保障，社区教育机构设置满意度增加，那么适孕年龄职业女性的生育意愿会增强。因为职业女性往往会考虑经济成本带来的社会巨大生存压力而选择放弃生育。

(二)建议

第一，个体及家庭方面。就女性本身而言，需完善自身职业生涯规划，合理安排生育进度，把握自身定位，寻找平衡点，采取多种方式再就业；就其配偶而言，首先应该和妻子共同商讨是否生育二胎，其次在女性怀孕期间更多体谅关怀妻子；在家庭层面，可以加强沟通，进行育儿经验交流，学习先进育儿理念。

第二，国家及社会方面。应做到:①正确引导科学生育观念，促进生育政策落实。从长远发展视角，开展合理的宣传活动，引导人们认识更科学的人口新政策及人口增长的积极意义，调动生育积极性，促进城乡居民的生育观念共同更好发展；此外，在政策宣传方面，一定要从基层入手，广泛传播政策。②健全公共服务体系，减轻养育子女负担。提供多重托幼服务，缓解家庭照料的困难；提高医疗条件，减轻生育痛苦，保障高龄产妇安全。③建立健全法律法规，鼓励职业女性生育。适当降低法定结婚年龄，鼓励年轻人生育；完善就业法规，切实保障职业女性权利；提高生育保障力度，发挥保险作用。④加强社区教育力度，提升医疗卫生水平。在提高教育水平方面:了解目前各个社区的教育机构、收费制度，评估各社区的综合教育水平；在提高医疗卫生水平方面:在国家政策的指引下，合理扩大医疗服务机构的规模，提升社区医疗水平，增加产科床位，相应加强器械和应急设备的配备。⑤提供二胎生育经济辅助，出台地域性鼓励生育政策。由于地区经济文化不同，所以制定对策时应明确影响本地区职业妇女生育意愿的主要因素。增发二胎生育津贴，加强育儿经济支持。