“铁饭碗”会提升三孩生育意愿吗？——体制内外居民三孩生育意愿差异研究

韩建雨

(安徽大学，安徽 合肥 230039)

一、引言

近年来，中国总和生育率持续下滑，为应对由此引发的人口增速放缓和老龄化进程加快，国家自2011年开始对生育政策逐步调整完善，并于2016年全面放开二胎。二孩政策的实施取得了显著成效，但并没有扭转生育率下降的态势。2021年7月20日，《中共中央、国务院关于优化生育政策促进人口长期均衡发展的决定》公布，正式实施三孩生育政策及配套支持措施。实施三孩生育政策有助于放开居民生育的政策约束，然而“能生”未必“想生”，若要取得积极的政策效果，就需要深入研究三孩生育政策实施后影响居民生育意愿的主要因素，分类精准实施积极生育支持措施。

学术界已对居民生育意愿影响因素问题开展了较为深入的探索，认为影响居民生育意愿的因素主要包括性别、年龄、收入、学历、社会保障、居民的幸福感等[1-4]，齐美东等分析了家庭收入、抚养成本、个人观念、经济发展水平和宏观经济政策对生育意愿的影响，并基于研究对全面二孩背景下人口出生率波动和趋势进行了预测[5]；庄亚儿等基于2017 年全国生育状况抽样调查数据研究发现出生时间、户籍类型、受教育程度、家庭收入、所处地区、民族、性别偏好等因素对生育意愿有重要影响[6]。现有文献大多对体制因素的影响重视不足，体制常常仅作为控制变量被纳入模型，而很少作为主要的研究对象。事实上，体制作为一个具有中国特色的概念，对居民生活产生着重要影响，特别是体制内外工作者在工作稳定性、福利待遇等方面存在诸多不同，客观上导致体制内外居民个人和家庭状况有着显著差异，从而进一步影响包括生育在内的各种家庭决策。国外没有体制这一概念，因此缺乏对这一因素的直接研究，相关研究主要集中在工作稳定性对生育意愿或生育行为的影响方面。此外，现有文献多是基于全面二孩生育政策下的研究，尚无三孩生育政策下体制因素对居民生育意愿影响的研究。三孩生育政策拓宽了居民的生育边界，目前宏观经济状况、社会观念等因素也与二孩政策时期有一定不同，全面二孩时期的研究结论及在其基础上延伸出的政策措施也需要结合三孩政策实施开展更深入的拓展研究。因此，本文尝试通过问卷调查获取了居民三孩生育意愿的第一手数据，并以此为基础构建一个以体制作为核心解释变量的有序probit模型，在验证体制内外三孩生育意愿存在差异性的基础上进一步分析其原因并得出相应启示，以期为政府进一步实施差异化配套政策提供理论依据，进而充分发挥三孩生育政策实施效果 。

二、理论分析和研究假说

学界普遍认为，体制与政治结构息息相关，体制内外分别代表着行政和市场两种不同的协调机制[7]。从劳动力市场的角度看，“体制”是伴随我国市场化转型产生的一种劳动力市场分割[8]，以是否拥有编制为依据，劳动者被划分为体制内和体制外两个群体，体制内群体包括公务员和企事业单位编制内员工，其余则为体制外。本文基于这一定义开展研究。

本文主要研究两个问题：一是体制内外居民三孩生育意愿是否存在差异，二是若差异存在，那么导致差异产生的原因是什么。关于这个问题，现有研究多认为体制内身份对生育意愿有显著正向影响，即体制内生育意愿显著高于体制内。但需要强调的是，现有研究中的生育意愿均为总体的生育意愿或二孩生育意愿，而本文研究的是三孩生育意愿。如前文所述，三孩政策背景下，居民生育意愿可能与之前时期有所不同，因此，三孩生育意愿在体制内外是否存在差异仍有待验证。鉴于三孩生育政策出台前后，我国体制内外状况并未明显改变，本文预期体制内外居民三孩生育意愿影响仍存在差异，且体制内居民三孩生育意愿大于体制外。基于以上分析，本文提出假设H1：体制内身份对居民三孩生育意愿有显著正向影响。

第二个问题，若差异存在，那么导致差异产生的原因是什么。生育意愿是居民对是否生育问题的主观态度，现有研究将影响居民生育意愿的因素分为个人特征和家庭特征两类，生育意愿的形成一方面取决于居民个人理念，另一方面受到家庭决策的重要影响。从生育意愿形成角度阐释这些要素影响居民生育意愿的作用机制，并分析这些作用机制对于体制内外居民存在何种影响，进而导致体制内外居民生育意愿不同，是阐述清楚该问题的关键。

1.个人理念和社会观念倾向。个人理念具有较强的主观性，但社会观念或社会文化对其有重要的塑造作用。一般而言，社会观念或社会文化既传递了一种社会普遍性的信息，又包含了一定的社会规范成分，因此人们常常会将社会观念内化为个人理念，从而影响对包括生育在内的各种行为或事物的态度。事实上，风笑天[9]、Brinton等[10]等众多学者都从理论或实证角度证明了社会观念或社会文化对生育意愿影响的存在，刘爱玉、佟新[11]等学者发现个人对不同社会观念的倾向会影响生育意愿，若个人理念越倾向于传统社会观念，则生育意愿越高，反之，越倾向于现代社会观念，则生育意愿越低。基于此，本文认为包括性别、年龄等在内的各种个人因素背后均反映了不同的社会观念对个人理念的影响或个人对不同社会观念的选择，进而会影响居民的生育意愿，具体包括：

(1)性别因素。传统父权制的性别观念对不同性别有不同的期待，并产生了“男外女内”的性别分工和相应的社会规范，同时“结婚生子”作为性别秩序的一部分，传统上也不可分割。而现代性别观念打破了传统的性别分工，同时结婚与生育有分离的趋势。根据相关研究，男性性别理念更接近传统，生育对多数男性属于“刚需”，而女性观念更接近现代，生育可能已非必然，这就导致男女在生育意愿上出现差别。[11]此外，接受现代性别观念的女性相比传统女性更加重视自身的职业发展，因此与生育高度相关的职场性别歧视、生育后可能会承担的较多的养育责任以及生育对职业前途的严重影响也会挫伤女性的生育意愿。由于上述影响并不受体制因素的直接限制，因此性别可能是影响体制内外生育意愿的普遍性因素。

(2)年龄因素。有研究发现社会对不同年龄的人群有不同的角色期待，当个人达到相应年龄时，就会习得与自身角色相对应的社会规范，而同期群的人们习得的社会规范往往相同[12]，换言之，不同期群的人们习得的社会规范可能不同。这说明同一时期内，不同年龄的背后可能反映着不同的社会观念和社会文化，从而对个人理念产生影响。

(3)教育因素。教育对人的观念塑造发挥着重要作用。一般来说，受教育程度越高的人，个人观念往往更倾向于现代，居民生育意愿会随着受教育程度的增加而下降。但是，由于进入体制内往往存在“学历门槛”，体制内人员的学历大都集中在本科以上高学历阶段，所接受的观念也大体相近，由于学历不同引起的生育意愿差别应该较小。而体制外居民由于总体上不存在“学历门槛”，可以预期由于学历不同引起的生育意愿差别相对较大。

(4)户口。户口所在地通常是一个人在较长时间内比较稳定的居住地点，个人理念会受到当地社会观念的影响，而农村居民接受到的信息往往远少于城市居民，农村居民的社会观念相较城市趋于传统，户口所在地为农村的居民可能生育意愿更强。除社会观念影响外，城市居民相比农村居民面临更多的房价和物价压力，也会导致城市居民生育意愿低于农村居民。与性别因素一样，本文预期户口对三孩生育意愿的影响并不受体制因素的直接限制。

(5)婚姻状况。学界此前对生育意愿的研究往往关注已婚者，不考虑婚姻状况影响生育意愿问题，少数考虑婚姻状况的研究也普遍认为其没有显著影响。从生育意愿形成角度看，当前社会观念的变化一定程度上消解了个人理念中婚姻和生育的必然联系，更重要的是，个人的婚育观往往在结婚前就已形成，结婚与否本身并不会带来个人理念的明显变化，因此也应该不会影响生育意愿。

2.家庭生育决策。由于家庭成员对生育的预期与偏好不完全一致，家庭生育决策实际上是家庭不同意愿成员的博弈，因此生育意愿的形成还和家庭生育决策关系密切，家庭经济状况、保障能力，以及家庭成员对生育后生活的预期是影响决策的重要因素。

(1)收入。家庭人均月收入是衡量家庭经济状况的重要指标，多数学者认为家庭收入水平越高，居民生育意愿越强。然而，当考虑体制内外差异时，这一结论可能就会发生变化：在体制外，特别是对体制外女性而言，生育可能会带来失业风险或影响职业前途，因此随着收入的提高，生育的机会成本也会显著提高，考虑到这一因素，收入的提高在体制外未必带来生育意愿的提高。而由于体制内工作具有稳定性特征，生育并不会带来显著的失业风险，因此收入提高带来的生育机会成本提高较少。

(2)保险。家庭是否购买社会保险与家庭的保障能力有直接的关系。一般而言，家庭保障能力越强，生育可能性越大，从理论上讲，购买社会保险的家庭生育意愿更强。然而，由于体制内工作的高度稳定性本身就是一种重要的保障，社会保险对体制内成员来说重要程度明显低于体制外，体制内成员在进行生育决策时可能并不会着重考虑社会保险购买情况。

(3)已生育孩子的数量。本文认为，生育孩子数量与生育意愿的关系取决于多生育一个孩子所带来的家庭效用，一方面，生育孩子可能会导致家庭生活成本上升，降低家庭效用；另一方面，生育孩子也可能为家庭成员带来精神上的满足，从而提升家庭效用。最终，生育孩子的家庭效用大小取决于家庭成员对物质富足或精神满足的偏好。然而，由于不同家庭的偏好存在普遍的异质性，即使生育同样数量的孩子，生育意愿也可能不同。

基于上述分析，本文预期不同因素对体制内外居民三孩生育意愿的影响方向和程度会存在差异，而这种差异会导致体制内外居民三孩生育意愿出现差异。因此提出假设H2：若体制内外居民三孩生育意愿确实存在差异，那么其原因在于不同经济社会因素对体制内外居民三孩生育意愿的影响方向和程度不同。

三、数据说明和研究设计

(一)数据来源与变量说明

鉴于三孩生育政策实施后尚无居民三孩生育意愿官方权威数据公布，课题组综合运用实地调研、电子邮件、微信定向发放等方法发放问卷，受访对象覆盖除青海、西藏等外的27个省、区、市，累计回收问卷1015份，剔除存在明显矛盾、错误的19份问卷和奇异值检验中标准化残差过高的9份问卷后，可用于本文实证分析的有效问卷987份，有效率达97.24%。

如上文所述，本文主要研究体制因素对居民三孩生育意愿的影响，以及各因素对体制内外居民三孩生育意愿影响的差异。其中，变量“居民三孩生育意愿”来源于问题“国家出台了‘全面三孩’政策后，您生育三个孩子的意愿程度”，按照李克特量表的要求将其分为“非常不愿意”“愿意”“一般”“愿意”“非常愿意”5个等级，并依次以1、2、3、4、5表示。工作性质反映受调查者的工作属于体制内还是体制外，体制内记为1，体制外记为0。其他变量包括：(1)个人因素，包括受调查者的性别、年龄、受教育年限、婚姻状况和户口类型。(2)家庭因素，包括家庭人均月收入、子女数量以及家庭社会保险购买状况。其中，年龄、受教育年限和家庭人均月收入是连续型变量，子女数量是数值有实际意义的离散型变量，其余变量均为二分类变量。

表1报告了各变量设置及描述性统计。

表1 变量设置及描述性统计

(二)研究设计

为研究前文所述的第一个问题“体制内外居民三孩生育意愿是否存在差异”，本文将居民三孩生育意愿作为被解释变量、工作性质作为核心解释变量构建基础模型1。为减少内生性偏误，将前文所述其他变量作为控制变量。模型1设定为：intention=a+bjob+cXi+u。其中，a、b、c为参数，Xi为控制变量，u为随机扰动项。

为研究第二个问题“若差异存在，导致体制内外居民三孩生育意愿差异产生的原因是什么”，本文将总样本分为体制内和体制外两组，构建模型2对两组样本分别进行回归。模型2设定为：intentionin/out=f(Xj，in/oute)+u*in/out。其中，Xj为除工作性质以外的各因变量，u*为随机扰动项。

本文将主要使用该连接函数，构建有序probit模型(oprobit)。采用替换使用有序logit模型的方式对实证结果稳健性进行检验。但使用有序probit模型、有序logit模型等比例优势模型需要满足平行线假设，当该假设无法满足时，目前通常的做法有替换连接函数、使用无序logit模型或线性回归以及减少因变量分类等。然而，这三种方法都存在严重的弊端：由于互补双对数函数、负双对数函数以及cauchit函数所代表的概率分布与probit函数差别较大，第一种方法经常无法奏效；第二种方法由于不满足替代模型的基本假设，可能会导致严重的有偏估计；第三种方法则会损失信息。事实上，在平行线检验无法通过时，使用偏比例优势模型是一种有效的做法，这一模型通过放松部分变量的假设条件，使得可以在违背平行线假设的变量较少的情况下实现对模型的拟合。因此，当有序logit模型可以满足平行线假设时，可以使用有序logit模型进行稳健性检验，否则将使用偏比例优势模型进行稳健性检验。

四、实证结果

(一)总样本实证结果

总样本研究的目的在于验证体制内外居民三孩生育意愿差异是否存在。以三孩生育意愿作为被解释变量，工作性质作为核心解释变量，其他变量作为控制变量，构建oprobit模型。

1.总样本oprobit模型实证结果

本文主要利用stata16.0拟合模型，由于oprobit模型在拟合时需要满足平行线假设，兼用SPSS22.0进行平行线检验。需要说明的是：由于stata使用连接函数的方式不同，SPSS与stata对相同样本的拟合结果有所差异，但本文使用的probit函数是对称函数，平行线检验结果仍然可靠[15]。表2报告了模型回归的结果，其中B为系数。

表2 总样本oprobit模型回归结果

(1)体制因素对居民三孩生育意愿的影响

由表2可见，工作性质系数显著为正，即当工作性质为体制内时，因变量趋向“非常愿意”的概率上升，相反，体制外趋向于“非常愿意”的概率下降。这说明体制内工作确实会提升居民三孩生育意愿，体制内相比体制外居民生育意愿更强，体制内外三孩生育意愿存在差异，假设1得到支持。

(2)控制变量对居民三孩生育意愿的影响

在控制变量中，婚姻状况和子女数量不显著，年龄、家庭人均月收入在5%的显著性水平下显著，性别、受教育年限、家庭社会保险购买状况、户口类型在1%的显著性水平下显著。这说明：从个人角度看，农村户口相比城镇户口、男性相比女性三孩生育意愿更强，同时年龄的提升也会增强居民的三孩生育意愿，受教育程度提升则会带来相反效果；从家庭角度看，家庭收入越高，三孩生育意愿越强，且购买社会保险的家庭比未购买的家庭三孩生育意愿更强。

2.平均边际效应

oprobit模型回归系数仅符号有意义，其具体数值没有实际意义。为分析各变量对居民三孩生育意愿的影响程度，需要进一步分析其平均边际效应。表3报告了各变量在因变量不同取值时的平均边际效应。

(1)体制因素的平均边际效应

由表3可见，当工作性质为体制内时，三孩生育意愿为“非常不愿意”(=1)的概率下降了0.076，“不愿意”(=2)的概率上升0.019，“一般”(=3)的概率上升0.037，“愿意”(=4)的概率上升0.011，“非常愿意”(=5)的概率上升0.009。从符号看，工作性质在因变量取值为“非常不愿意”时平均边际效应显著为负，当因变量取值为“不愿意”时开始取值转为正，其后始终为正；从数值看，工作性质在因变量取值从“非常不愿意”到“一般”时平均边际效应递增，而当因变量从“一般”到“非常愿意”时平均边际效应递减。这说明，体制因素对居民三孩生育意愿的影响总体是正向的，但其影响程度呈现先增后减的趋势。

(2)其他变量的平均边际效应

其他变量影响生育意愿的变化趋势可以总结为：总体为正向影响时，其影响程度先增后减；总体为负向影响时，其影响程度先减后增。同时，在包括工作性质内的所有二分变量中，性别变量在因变量所有取值上的平均边际效应绝对值均最高，说明相比工作性质、户口类型、家庭购买社会保险情况，性别差异对居民三孩意愿的影响更为强烈，这意味着男性生育意愿仍然高涨的同时，作为生育主体的女性生育意愿愈发低迷，性别差异是影响三孩生育意愿的重要因素。

3.稳健性检验

为保证总样本研究结果的可信程度，同时保证进行体制内外分样本研究可行，本文使用有序logit模型进行稳健性检验，表4报告了回归结果。

表3 总样本平均边际效应

表4 ologit模型回归结果

由表4可见，核心解释变量job符号没有变化，显著性略有降低，但仍能在10%的显著性水平下显著。各控制变量的符号和显著性未发生明显改变，通过观察平均边际效应，发现所有变量影响程度的变化趋势也保持不变，研究结果较为稳健。能够在此基础上进一步开展分样本研究。

(二)分样本研究实证结果

上述总样本研究发现，体制内居民三孩生育意愿更强，体制因素对居民三孩生育意愿的影响存在差异。接下来开展进一步研究，将除工作性质外的其他变量均纳入模型，分别用体制内和体制外两组样本进行拟合，以分析体制内外居民三孩生育意愿存在差异的原因。

1.分组oprobit回归结果

使用体制内和体制外两组样本分别拟合oprobit模型。表5报告了模型回归结果，B1、B2分别为体制内、体制外两组模型的系数。

表5 分样本oprobit回归结果

(1)体制内三孩生育意愿影响因素分析

由表5可见，性别、年龄、家庭人均月收入对体制内居民三孩生育意愿的影响仍显著为正，户口类型仍显著为负，说明对体制内居民而言，男性、农村户口更愿意生育三孩，且三孩生育意愿会随着年龄增加和收入提升而增强。与总样本回归结果不同的是，受教育年限和家庭购买社会保险情况由总样本中在1%的显著性水平下显著变为不显著，说明受教育程度高低和是否购买社会保险对体制内居民三孩生育意愿没有明显影响，也侧面反映了体制内居民平均受教育年限较高、社会保险覆盖率更高，这两方面因素已不是该群体做三孩生育决策时考虑的重要问题。性别和收入因素更影响该群体的三孩生育决策。

(2)体制外三孩生育意愿影响因素分析

从体制外看，总样本回归中显著的变量，性别与家庭购买社会保险情况仍保持较高的正向显著性，说明体制外男性三孩生育意愿大于女性、家庭购买社会保险者三孩生育意愿大于未购买社会保险者。教育仍保持较高的负向显著性，说明体制外居民三孩生育意愿随受教育程度提高在下降。户口类型显著性略有下降，但仍保持在5%的显著性水平下负向显著，说明体制外城镇户口三孩生育意愿仍小于农村，但两者差异性有所下降。

(3)体制内外三孩生育意愿影响因素比较

相同点：无论是体制内还是外，性别对三孩生育意愿均有正向影响，户口类型对三孩生育意愿有负向影响，且显著性较强，这说明性别差异和户口类型差异是影响三孩生育意愿的普遍性因素。此外，婚姻状况和子女数量对体制内外居民而言均不是影响其三孩生育意愿的重要因素。

Research on the Carbon Reserves of Larix Principis-rupprechtii Mayr and Betula spp.Mixed Forest under Different Initial Planting Densities____________________________ HU Jingyu,YANG Hong,LI Yanping et al 32

不同点：除去普遍性因素——性别和户口外，影响体制内居民三孩生育意愿的主要因素包括年龄、家庭人均月收入，影响体制外居民三孩生育意愿的主要因素是受教育年限和家庭购买社会保险状况。体制外年龄因素不显著，说明对体制外居民而言，与个人观念有关的年龄增长的正向效应同与生育风险有关的年龄增长的负向效应出现了相互抵消，而体制内呈现正向效应的原因可能在于其为成员提供了较为完善的生育支持，一定程度上降低了生育风险。上述分析说明，提升体制外居民三孩生育意愿，有必要多渠道加强三孩生育政策宣传解读，引导其形成愿意生育的社会观念，并加快建立全社会积极生育支持政策体系和服务管理制度，以保障该群体生育能力。其他影响因素的显著性与影响方向问题已在前文理论分析部分给予说明，此处不再赘述。

2.平均边际效应比较

如前文所述，oprobit模型的系数仅能说明影响方向而不能反映影响程度，为进一步挖掘体制内外居民三孩生育意愿存在差异的原因，有必要对各变量影响程度进行比较。表6报告了两组模型中各变量在因变量不同取值下的平均边际效应，其中within表示体制内，outside表示体制外。

(1)同时显著变量的平均边际效应

首先考虑在体制内外两组样本中同时显著的性别、户口类型两个变量。从性别看，当性别为男时，体制内取较低生育意愿水平(“非常不愿意”“不愿意”)的概率变化值为-0.125，体制外为-0.085，说明体制内男性趋向较低生育水平的可能性更低；体制内取较高生育意愿水平(“愿意”“非常愿意”)的概率变化值为0.049，体制外为0.025，说明体制内男性趋向较高生育水平的可能性更高。从户口类型看，当户口类型为城镇时，体制内取较低生育意愿水平的概率变化值为0.149，体制外为0.062，说明体制内城镇户口趋向较低生育意愿水平的可能性更高；体制内取较高生育意愿水平的概率变化值为-0.069，体制外为-0.017，说明体制内城镇户口趋向较高生育意愿水平的可能性更低。

表6 分样本平均边际效应

(2)单独显著变量的平均边际效应

体制内：从年龄看，每增长1岁，三孩生育意愿“非常不愿意”的概率下降0.013，取“不愿意”的概率上升0.003，取“一般”的概率上升0.006，取“愿意”的概率上升0.002，取“非常愿意”的概率上升0.002，总体影响为正。从家庭人均月收入看，收入每增加约1%，三孩生育意愿取“非常不愿意”的概率下降0.133，取“不愿意”的概率上升0.032，取“一般”的概率上升0.059，取“愿意”的概率上升0.024，取“非常愿意”的概率上升0.017，总体影响为正。

体制外：受教育年限每增加1年，三孩生育意愿取“非常不愿意”的概率上升0.027，取“不愿意”的概率下降0.008，取“一般”的概率下降0.013，取“愿意”的概率下降0.003，取“非常愿意”的概率下降0.003，总体影响为负。从家庭购买社会保险情况看，当购买社会保险时，三孩生育意愿取“非常不愿意”的概率下降0.148，取“不愿意”的概率上升0.054，取“一般”的概率上升0.069，取“愿意”的概率上升0.014，取“非常愿意”的概率上升0.012，总体影响为正。

综上，文中变量对体制内居民三孩生育意愿主要是正向影响，对体制外居民三孩生育意愿则出现了更多的负向影响，即使同为正向影响，体制内趋向更高生育意愿水平的概率也相对更高，这说明文中变量对体制内外居民三孩生育意愿的影响方向和程度存在差异，而这种差异正是导致体制内外居民三孩生育意愿出现差异的原因。假设2得到验证。

3.稳健性检验

由于数据在分组后无法满足有序logit模型的平行线假设，本文参考Williams[16]的做法使用偏比例优势模型进行稳健性检验，同时为避免放松条件变量过多影响对稳健性的判断，仅放松婚姻状况一个假设条件，其中，s1表示分割点为1，即三孩生育意愿为1时与为2、3、4相比，s2表示分割点为2，即三孩生育意愿为1、2时与为3、4时相比，以此类推。表7和表8分别报告了体制内外偏比例优势模型的回归结果。

由表7、8可见，所有严格满足平行线检验的变量显著性未发生明显改变，各显著变量的符号也与使用oprobit模型回归时保持一致，说明体制内外分样本的研究结果稳健性都比较好。

表7 体制内偏比例优势模型回归结果

表8 体制外偏比例优势模型回归结果

五、研究结论与政策启示

(一)研究结论

研究结果表明体制内外居民三孩生育意愿确实存在差异，体制内工作会提升居民三孩生育意愿，体制内居民三孩生育意愿明显强于体制外居民。体制内身份会降低居民三孩生育意愿取“非常不愿意”的可能，并会增加取其他意愿水平的可能，体制因素对居民三孩生育意愿的影响总体为正效应，但其影响程度呈现先增后减的趋势。

为进一步研究导致体制内外居民三孩生育意愿存在差异的原因，本文将数据分为体制内外两组，并分别构建有序probit模型，同时使用偏比例优势模型进行稳健性检验，得出如下结论：首先，影响体制内外居民三孩生育意愿的因素不同，性别和户口类型是对体制内外居民三孩生育意愿均具有显著影响的普遍性因素，影响体制内居民三孩生育意愿的因素主要是年龄和家庭人均月收入，而影响体制外居民三孩生育意愿的因素主要是受教育年限和家庭购买社会保险状况。其次，文中变量对体制内外居民三孩生育意愿的影响方向和程度存在差异，而这种差异正是导致体制内外居民三孩生育意愿出现差异的原因。

(二)启示

本文研究发现具有几方面政策含义。首先，实施三孩生育政策及配套支持措施要针对体制内外居民分类施策。具体来说，对体制内居民，一方面可以加大对年龄较大成员的生育保护和医疗卫生保护等配套支持，让年龄较大成员的三孩生育意愿转化为现实生育行为，另一方面可以合理提升体制内成员的收入以提升其三孩生育意愿。对体制外居民，重点在于提高该群体家庭保障能力，加快推进商业保险覆盖面，鉴于体制外低学历者常因收入较低而面临“愿意生而不能生”的问题，可以对体制外低学历者采取包括税收减免在内的收入补偿措施。

其次，完善生育休假与生育保险制度，保障女性就业合法权益，减少女性三孩生育后顾之忧。从自然角度看，生育行为绝大多数过程均发生在母体，女性在生育行为中发挥的作用更为重要，从法律角度看，尽管生育权由男女双方共同行使，但生育决定权归属于女性。不过，职场性别歧视、生育后可能会承担较多的养育责任以及生育对职业前途的严重影响等因素均会对女性三孩生育意愿产生负面影响，面对女性三孩生育意愿相对男性普遍较低的客观事实，应优先考虑如何提高女性的三孩生育意愿。可以采取的措施包括：①规范机关、企事业等用人单位招录、招聘行为，尤其是严厉惩处性别歧视，促进妇女平等就业；②建立健全男性陪产假制度，探索配额陪产假等方式，分担女性生育后养育责任，缓解职业中断对女性的影响；③加快托幼事业普及和托幼产业发展，促进养育工作社会化，为女性生育提供社会支持。

再次，控制房价和物价在合理区间。城镇居民三孩生育意愿相比农村居民受房价和物价因素影响更大，从提升城镇居民三孩生育意愿出发，可以采取的措施包括：①加强宏观调控，将房价、物价及其增长幅度控制在合理的区间，避免房价、物价过高对生育意愿的挤出效应。②推进住房制度改革，重视城市低收入人群的住房保障问题，进一步落实“租购同权”，更好地满足城镇居民住房“刚需”，为生育提供良好条件。

最后，要在全社会塑造鼓励生育的社会观念或社会文化。要依托现代互联网和大众传媒加强三孩生育政策宣传解读，引导社会各界正确认识我国人口结构性变化，提倡适龄婚育和优生优育，鼓励一对夫妻生育三个孩子，加快构建适应我国人口形势新变化要求的中国特色新型生育文化。