我国计划生育政策调整能否改变生育意愿？

［摘要］关于计划生育政策对生育意愿的影响，以往研究往往从主观猜测的角度进行阐述。文章基于量化研究推进了人口学领域中这一主题研究。将理想子女数作为衡量生育意愿的指标，采用均值分析、面板线性双重差分模型，基于样本所属生育政策对比分析了全面二孩政策出台前后同一人群的生育意愿。双重差分模型结果显示，受全面二孩政策调整影响，原属一孩半政策的女性生育意愿平均提高了0.164个孩子。这与一孩半政策女性对子女较多的需求效应有关，又与全面二孩政策相配套的政策措施降低了生育经济成本有关。全面二孩政策并没有提高其他人群的生育意愿。据此，建议重点支持原属于一孩半政策妇女的生育，促其将生育意愿转换成生育现实。

［关键词］生育政策；生育意愿；理想子女数；面板线性双重差分模型

［中图分类号］D669.1［文献标识码］A［文章编号］1673-0461（2024）10-0076-12

一、研究缘起

计划生育政策在我国生育率下降过程中所起作用已经被学者证明［1-2］，但计划生育政策对生育意愿影响的政策效应研究尚不多见。计划生育政策对生育意愿的影响途径有两个：一个是人们主动接受计划生育政策所倡导的婚育新风而降低了生育意愿，原因在于计生部门与宣传、教育、科技、文化、新闻出版、广播电视等行政部门协同开展了人口与计划生育宣传教育工作。随着“婚育新风进万家”活动开展、人口文化大院等载体构建，新型社会主义婚育新风，避孕节育、晚婚晚育、少生优生、生男生女都一样等文明进步的婚育观走进人们心中，从而降低了生育意愿。林富德［3］认为，中国人口控制取得重要成绩的标志之一，是改变了并在继续改变着人民的生育意愿，特别是农民的生育意愿。另一个是人们被动接受生育政策对生育空间的限制而降低生育意愿。目前还处于主观猜测层面。这也是本文所要研究的中心议题。乔晓春［4］在解释一些较为贫困地区农民生育意愿并不高的现象时提到：“但是有一点是可以明确的，即人们，特别是农民在回答自己的生育愿望时，自觉不自觉地把自己的愿望与现行政策联系起来。长期严格执行和宣传计划生育政策，使人们在生育方面的思维已成定势，人们很难想象国家会允许她们按自己的愿望去自由地选择孩子数量，因此在回答有关生育愿望问题时，多少都受当地政策的干扰，从而表现为一种有条件的生育意愿。”“存在决定意识，政策的影响是无法摆脱的，即使在提问时强调‘如果不考虑计划生育政策，你希望要几个孩子’，调查对象也很难自由地想象。”［5］“实际上，我国居民的生育意愿是受到生育政策的抑制的。”［6］“中国由于实行计划生育政策，由计划生育主管部门组织实施的历次生育调查所获得的生育意愿容易发生低估问题。”［7］王军、王广州［8］强调自己使用学术机构调查得来的数据对生育意愿进行测量，意含由此得到的结果更准确。因为“被调查者更容易填报自己的真实意愿”［8］，并且附加了“没有生育政策限制条件下的理想子女数量”［8］这一条件。学术机构进行调查，或许会降低被访者压迫感从而获得更为真实的生育意愿数据，但被访者是否会受到生育政策惯性影响仍不得知。以上研究认为，人们在表达生育意愿时往往被计划生育政策所“裹挟”，从而不敢表达真实想法。这也暗示了，计划生育政策放宽后，人们真实生育意愿可能高一些。

我国的生育意愿调查大多是在计划生育政策实施后展开的。侯佳伟等［9］对1980—2011年间开展的227项关于中国人生育意愿的调查进行了分析，发现1980年以来中国人理想子女数呈减少趋势。1980—1989年平均理想子女数为2.13个，1990—1999年为1.9个，2000—2011年为1.67个。庄亚儿等［6］根据2013年全国开展的生育意愿调查，发现城乡居民的理想子女数为1.93个；实行一孩、一孩半、二孩政策地区分别为1.84个、1.98个、2.01个；王军、王广州［8］采用2010—2014年学术机构调查的4次数据，认为中国目前意愿生育水平在1.82～1.88的区间范围内，其点估计值在1.86左右，并且越年轻的出生队列其生育意愿越低。

为促进人口长期均衡发展，我国开始逐步调整完善生育政策。分别在2013年决定实施单独二孩政策，在2015年决定实施全面二孩政策，在2021年决定实施全面三孩政策。在单独二孩政策下，杨菊华［10］基于2014年全国流动人口卫生计生动态监测调查数据，发现“单独”“双独”“双非”这3个流动群体的二孩生育意愿都很低，但“单独”人群的意愿明显高于其余两个人群。并认为政策调整虽可能释放出一定的生育潜能，但难以使生育意愿出现较强反弹。全面二孩政策以来，钟晓华［11］对全面二孩政策下广东省居民再生育意愿进行研究，发现城市“双非”夫妇有再生育意愿的比例由政策出台前的34.5%提高到政策出台后的40.4%。这一变化在钟晓华看来“‘全面二孩’政策对城市‘双非’夫妇再生育意愿的影响作用有限”。JUE等［12］采用2016—2017年在我国东、中、西11个省份采集的18～49岁的11991个女性样本数据，发现意愿生育二孩的占39.4%，在拥有一孩的妇女中，意愿生育二孩的占39.5%。贺丹等［13］根据2017年全国生育抽样调查数据计算，发现育龄妇女平均理想子女数和打算生育子女数分别为1.96个与1.75个。查莉等［14］检索了2016年1月1日至2019年8月31日国内外公开发表的有关我国育龄妇女二孩生育意愿的横断面研究，发现我国育龄妇女二孩意愿生育率为0.42。卿石松、姜雨杉［15］依据2018年中国家庭追踪调查数据，发现夫妻总体的平均理想子女数为1.95个，男性配偶的生育意愿略显著高于妻子。进入全面三孩政策时期，宋健、胡波［16］根据中国人民大学在2021年7—8月份全国5省份的调查数据，发现1971年6月1日至2001年5月31日出生的在婚女性及其配偶的平均意愿子女数分别为1.68个与1.69个。石智雷等［17］根据湖北省125个区县12041个家庭生育意愿调查数据，发现一孩、二孩家庭的平均理想子女数分别为1.57个与2.07个。

以上调查大多都基于截面数据展开分析，研究结果均表明，从1990年以来，我国居民生育意愿均处于更替水平以下。这与我国生育率从1991年进入更替水平的发展趋势相一致。以上调查结果的差异，与调查取样时间、调研区域以及研究对象的界定口径有关系，如庄亚儿等［6］的研究使用全国29个省份年龄为20～44周岁的有配偶男、女育龄人群。卿石松等［15］的研究采用了全国25个省份15～49岁在婚女性及其配偶样本。杨菊华［10］采用的是生育过一孩的15～44岁的全国流动人口。石智雷等［17］则采用的是湖北省育龄妇女家庭生育数据。另外生育意愿测量指标的选取也是造成以上研究结果差异的重要原因。如宋健、胡波［16］研究中意愿子女数为“希望子女数”，希望子女数是考虑现实条件后的生育打算。理想子女数反映了家庭不受条件约束的理想，可视为群体有可能达到的最高终身生育水平［17］。顾宝昌［18］认为育龄妇女的理想子女数、生育意愿、生育计划和实际生育行为逐层递减，即本人意愿生育子女数低于一般理想子女数，具体生育计划低于本人生育意愿，而实际生育行为又低于生育计划。以上研究中只有杨菊华［10］与钟晓华［11］直接提到生育政策对生育意愿的影响，两项研究都认为生育政策放宽后可以提高生育意愿，但同样也认为作用有限。但杨菊华做出这种判断的依据是“‘单独’人群的意愿明显高于其余两个人群”。显然这一结论有待商榷，因为要想知道生育政策对生育意愿的影响，需要比较单独二孩政策前与政策后“单独”人群的生育意愿才可以知道，而不是将“单独”人群的生育意愿与其他人群进行比较。钟晓华［11］研究的最大特色就是注意到了生育政策对生育意愿的影响要放在一个纵向时间变化中去考察，有了一个政策实施前与实施后的比较分析。但遗憾的是这项研究仅局限于广东省，调查对象仅是城市地区的“双非”家庭。而且对于其中关键变量“第二个孩子生育意愿”是采用回忆方式进行。风笑天［19］在评价这项研究时提到：“考虑到其研究样本抽取采取的是非随机的‘配额抽样和方便抽样相结合的方式’，同时对政策前生育意愿的测量采取的是回忆的方式，因而其研究所得结果的参考意义相对有限。”

由于我国地域辽阔、人口众多，不同区域与不同特征人群生育意愿的细分研究在上述文章中也得以体现，如石智雷等［17］按照地区经济发展水平、夫妻户籍性质、妇女年龄、妇女受教育程度、妇女社会经济地位等维度研究了生育意愿。以上研究中只有庄亚儿等［6］分析了不同生育政策下的生育意愿。王培杰等［20］在研究人们对“独生子女”政策反馈效应时，提出“政策设计严格度差异导致信号干预强度和违规风险程度差异，进而导致公众反馈效应差异”。并证明了，“独生子女”政策设计越严格，民众对政府干预个体生育的支持度越高，民众期望的子女数量和男孩数量越低。从这个角度推理，在计划生育政策调整放宽后，处于原不同计划生育政策下育龄人群对生育政策的反应是不同的。如果从不同受教育程度、不同户籍身份等特征分析生育政策调整后的生育意愿，其中的混合效应可能抑制或抵消生育政策调整带来的影响。另外步入低生育率时期后，每一个育龄妇女所面对的影响生育意愿的经济、社会与文化因素基本稳定，在低生育意愿影响因素与形塑机制趋稳的情况下，这时候突变的因素就是来自行政管理上生育政策的调整。所以对生育政策影响生育意愿研究的出发点、着手点更应该聚焦在生育政策这个变量上。

根据以上分析，本文提出两个研究假设，一个是生育政策调整放宽后，育龄妇女生育意愿会提高。另一个研究假设是原属生育政策越是严格，生育政策放宽后生育意愿提升程度越小。

二、研究设计

（一）受访样本原属生育政策的操作化

中国家庭追踪调查（CFPS）已经公布了6期纵向调查数据。其中2014年与2018年的成人问卷库填报了每个样本理想子女数。而这两次调查恰好分别是全面二孩政策前与全面二孩政策后，由此构成的纵向调查数据比较适合该项研究。本文使用这两套数据检验全面二孩放开后人们的生育意愿是否会因为生育政策放宽而提升。首先，对每个数据库中的样本都按照全面二孩政策前的政策属性进行赋值，将全部样本分为一孩政策、一孩半政策、二孩及以上政策。其次，分别讨论并比较原属生育政策下的生育意愿以及全面二孩政策放开后不同原属生育政策中居民的生育意愿变动情况。

文章在对每个样本计划生育政策赋值时，主要参考了张正云［21］的《中国生育政策的差异性研究》、周长洪、潘金洪［22］的《中国政策生育水平与实际生育水平的测算》、高磊［23］的《中国少数民族生育政策研究——一个法理学的视角》、李晓迪［24］的《丰宁满族自治县计生管理问题研究》、中国法律法规数据库中全国31个省份（不包含港澳台地区）在2000年以后与2011年11月全国双独二孩政策出台之前的人口与计划生育条例。张正云通过《人口与计划生育法》、各省份的地方性法规或政府规章等资料比较分析了我国生育政策在生育数量、生育时间和间隔等方面的差异，发现生育政策的差异主要体现在城乡差异、民族差异与特殊差异上。在生育数量上，各地关于非农业人口生育子女数量的规定基本相同，即国家干部、职工和城镇居民一对夫妇只生育一个孩子。各地关于农业人口生育子女数量的规定，则体现了较大的差异性，具体可分为三种类型：一孩政策包括上海、北京、四川、江苏、天津、重庆6个省份；一孩半政策包括湖南、黑龙江、山西、陕西、福建、贵州、辽宁、河北、内蒙古、吉林、浙江、安徽、江西、山东、河南、湖北、广东、广西、甘肃19个省份；二孩政策包括宁夏、海南、云南、青海、新疆5个省份；不限制生育的为西藏。

在我国少数民族人口生育政策上，《人口与计划生育法》立法时，延续对少数民族的照顾，实行宽于汉族的生育政策。考虑到地方性法规（规章）对少数民族生育数量政策已有明确规定，在立法技术上，同样采取了“原则+授权”的立法模式。周长洪、潘金洪在《中国政策生育水平与实际生育水平的测算》一文中指出，“京、津、沪、苏的人口与计划生育条例中没有照顾少数民族生育二孩政策，居住在这些地区的少数民族原则上不享受特殊照顾的生育政策”，“中国有两个人口超过一千万的少数民族（壮族和满族）在生育政策规定上与汉族基本相同，没有特殊照顾”。对于壮族，根据2010年第六次人口普查资料，壮族主要分布于广西、云南与广东3个省份，其中广西占85.4%、云南占7.2%、广东占5.2%。广西壮族自治区人口和计划生育条例确实提到“夫妻双方均是一千万人口以下少数民族的”经过批准可以生育第二个子女。云南省、广东省的人口与计划生育条例中并没有具体提到一千万人口以下的少数民族生育政策。所以文章只赋予广西壮族人口与广西汉族人口相同的生育政策。对于满族，根据2000年第五次人口普查与2010年第六次人口普查资料，满族人口分布较多的有辽宁、河北、吉林与黑龙江4个省份。其中以辽宁最多，两次人口普查均超过了50%，其次是河北在20%左右。在查询了4个省份的人口与计划生育条例后，发现河北省、吉林省与黑龙江省均提到“夫妻双方均为人口一千万以下少数民族的”，可以再生育1个子女，辽宁省人口与计划生育条例并没有提到。所以文章只将河北省、吉林省与黑龙江省的满族人口赋予与各省份汉族人口相同的生育政策。

部分省份实施允许不足千万的少数民族生育三孩及以上的政策，主要分布在海南、青海、云南、宁夏、新疆和实施一孩半政策的19个省份的农村地区，以及不限制生育的西藏地区。如新疆规定少数民族农牧民一对夫妻可生育3个子女。黑龙江规定夫妻双方均为鄂伦春、鄂温克、赫哲、达斡尔、柯尔克孜族的，依法生育2个子女后，可以再生育一胎子女。内蒙古规定达斡尔族、鄂温克族、鄂伦春族公民的生育不受限制。甘肃规定“夫妻双方均系农村居民，其中一方系东乡、裕固、保安族以及居住在人口稀少的牧区、林区的藏、蒙古、撒拉、哈萨克族，已生育两个子女的”，可以再生育。宁夏规定固原市原州区、海原县、西吉县、隆德县、泾源县、彭阳县、盐池县、同心县（以下统称山区八县）的少数民族农民，一对夫妻可以生育两个子女，最多生3个。青海规定牧业区的少数民族牧民，一对夫妻可以生育3个子女。云南规定夫妻双方都是居住在边境村民委员会辖区的少数民族农业人口，或者少数民族农业人口夫妻一方是独龙族、德昂族、基诺族、阿昌族、怒族、普米族、布朗族的，可以生育第3个子女。西藏规定“在腹心农牧区，坚持教育为主，自愿为主，提供服务为主的原则，提倡少生、优生和有间隔的生育”。对于以上省份明确规定可以生育三孩的少数民族，文章在对数据库样本赋值时略作调整。文章对每一个样本生育政策的赋值主要参考户籍地省份、户口性质与民族性质三个变量。但由于各省份人口与计划生育条例中生育调节的内容有着特殊差异，如宁夏规定，对于夫妻双方是城镇居民或者一方为城镇居民，另一方为农村居民的，男方连续从事井下采掘作业5年以上，并继续从事井下采掘作业的，在生育1个子女的前提下，可以再申请生育1个子女。对于符合此生育调节的样本在文章中便不能标注，因为问卷搜集上来的数据并没有如此详细的信息。所以文章规定的样本生育政策并不完全精准。至此，数据库中每个样本所属的生育政策完成了赋值。

（二）确定数据库中样本年龄范围的选择

在生育意愿这一主题研究上，庄亚儿等［6］选取20～44岁样本；於嘉等［25］选取20～45岁的女性样本作为研究对象；于潇、梁嘉宁［26］与卿石松等［15］筛选的是15～49岁育龄人群作为研究对象；陈卫民等［27］选取年龄在18～60岁之间。鉴于本文研究的核心议题是原属于不同计划生育政策管控下的人口在面临全面二孩政策时生育意愿的变化，而1980年中共中央发表的《关于控制我国人口增长问题致全体共产党员、共青团员的公开信》

标志着我国全面推行计划生育。所以本文将研究对象放在1960年及以后出生的人口身上，1980年时1960年出生的这部分人口刚满20岁，根据李国经［28］的研究，在1971—1980年10年间，我国妇女初育年龄从22.4岁提高到24.4岁，提高了2岁。这样绝大部分人口的一孩生育就放在了严格的计划生育政策出台后的时间里。而对于样本年龄下限本文选择是1996年出生人口，这部分人口在2014年CFPS调查时的年龄为18岁。

（三）分性别对生育意愿进行分析

由于男性与女性在生育、婚姻、家庭中承担的角色不一样，面临的生育机会成本不一样，所以男性与女性的生育意愿往往存在差异。王莲秋等［29］发现“婚姻满意度和收入水平对男性生育意愿有统计显著的正向影响，但对女性生育意愿缺乏显著的影响”。可见，在男女生育意愿影响因素上也存在差异。因此，本文在分析生育政策调整对生育意愿影响时，将男女分开进行讨论。

三、假设检验的分析逻辑与结果

（一）基于方差分析的均值检验

表1是筛选出来的1960—1996年出生的样本在两次调查年份上理想子女数的均值检验结果，这张表中只考虑出生年份一个影响因素。生育政策调整放宽后，原属一孩政策下的女性与男性理想子女数都减少，女性由1.77个减少到1.7个，男性由1.78个减少到1.72个。原属一孩半政策下女性与男性理想子女数都增加，女性由1.99个增加到2.04个，男性由1.97个增加到2.01个。虽然增加的数值并不大，但是都通过了显著性检验。原属二孩及以上政策的女性与男性理想子女数都没有统计意义上的变化，全部女性与男性样本理想子女数也没有统计意义上的变化。上文中提出的生育意愿随生育政策调整增加的研究假设只在原属一孩半政策人群得到体现，原属一孩政策人群的生育意愿反而有所下降。在原属一孩政策的群体中，“80后”、“90后”大都是独生子女。郭志刚、许琪［30］使用2010年中国家庭追踪调查数据，发现独生子女更可能与独生子女结婚，且非独生子女也更可能与非独生子女结婚，所以原属一孩政策的样本在2014年调查时已经在相当程度上受到双独二孩、单独二孩政策的影响。但是，原属一孩生育政策人群理想子女数低于另外两种政策人群，并且在全面两孩政策出台后进一步下降，说明了在不考虑混杂因素影响下，相对宽松的生育政策对于提升原属一孩政策人群的生育意愿没有作用。

生育抉择理论介绍了两种生育抉择的模式，用于解释一个家庭对生育行为如何选择。一个是同步模式，另一个是序次模式［31］。序次模式认为人的生育意愿并非从始至终一成不变的，它是一个变数，夫妻对于生育孩子的数量的想法会随着经济前景的变化、婚姻的发展特征以及其他因素发生变化。根据林富德［3］与MILLER等［32］文章里提到的理论，生育意愿会受到已生育孩子情况的影响。而在经验研究中，确实显示出家庭中实际生育孩子数与生育意愿正相关关系。如庄亚儿等［6］基于2013年全国生育意愿调查数据发现，家庭现存子女数为0孩、1孩、2孩、3孩及以上的理想子女数分别为1.81个，1.83个，2.05个，2.83个，卿石松等［15］发现“现有子女数对生育意愿存在显著正向影响，并且在夫妻样本中保持一致”，石智雷等［17］基于湖北省125个区县的数据，“未生育家庭、一孩家庭和二孩家庭的平均理想子女数分别为1.46个、1.57个和2.07个”。据此，本文认为家庭中已有子女数确实是影响生育意愿的一个因素。家庭中有没有孩子，家庭中即便有孩子但是究竟有几个孩子，这些对生育意愿有差异性影响。而又根据宋健等［16］的发现，“中国育龄夫妇仍具有普遍生育的倾向。不论妻子还是丈夫，终身不想生育的比例均不足2%”。以及石智雷等［17］的发现，25～29岁样本中未生育家庭占比7.61%，30～34岁未生育家庭占比3.90%，35～39岁未生育家庭占2.42%，40岁及以上未生育家庭占2.11%。年龄越大，未生育的比例越低。由此推测中国现实中的丁克家庭所占比例很低。并且研究丁克家庭的生育意愿并没有太大意义。所以本文将生育意愿的研究进一步放在已经生育过孩子的样本上面，而不再去关注尚未生育的样本。放在这样一个大环境下去分析，更具有现实意义。鉴于此，在分析过程中又分析了至少生育过一个孩子样本的理想子女数。因为我国的生育基本都是婚内生育，所以表2中的结果实际上考虑了出生年份、婚姻、是否生育三个因素。

表2的均值检验结果与表1相比，各生育政策下样本理想子女数均有所增加，说明了有过生育的样本生育意愿高于尚未生育的样本。并且在政策调整放宽后生育意愿的变动方向一致。不同点在于，生育政策调整后全部男性样本理想子女数有所提升，由2014年的1.96个增加到2018年的1.99个，增长幅度虽然不大，但同样通过了显著性检验。

表3在表2的基础上进一步筛选出在2014年成人数据库中访问到的并且在2018年仍追踪到的样本。与表2相比，在政策调整放宽后生育意愿的变动方向一致。不同点在于，生育政策调整后全部女性样本理想子女数有所提升，由2014年的1.99个增加到2018年的2.02个，增长0.03个孩子，差值很小，但通过了显著性检验。

（二）基于面板数据的线性回归模型检验

本文进一步整理了下文回归分析中用到的变量。在以往的研究，自评社会经济地位［17，33］、家庭年收入［15］、个人收入［15］、健康状况［34］、迁移经历［35］、教育［15，36］、流产经历［12］、性别［6，15，17］、年龄［6，15，17，33］、户口［15，17］、民族［34］、一孩年龄［17］、已有孩子性别结构［15］、传宗接代观念［15］、抚养费［15］、婚姻满意度［15］、婚姻持续时间［15］、配偶家务贡献满意度［15］被当作影响生育意愿的因素进行分析，甚至包括人口的空间特征，如人均地区生产总值、执业医师数量与小学教育规模［17］。本文根据中国家庭追踪调查数据库中的内容选择以下变量（见表4、表5）进行分析，并对2014年CFPS数据库中变量基本特征进行描述性统计分析（见表4、表5）。从表4、表5中看到，无论女性还是男性，属于一孩半政策的样本比例较高，女性占62%左右，男性占61%左右；女性样本多于男性样本；处于健康状况的样本为主；理想子女接近2个；受访样本平均年龄在41岁左右。

响应变量理想子女数是一个计数变量，通常用到的计数回归模型有泊松回归、负二项回归。但两个回归模型在使用的时候都有条件限制，在进行了简单计算后发现都不太适用。经计算，

2014年CFPS数据库中女性样本理想子女数的均值是1.99个，方差是0.43，男性理想子女数的均值是1.96个，方差是0.45，不符合泊松回归均值与方差相等的要求，也不满足负二项回归中要求的响应变量存在过离散现象，即方差远大于均数。本文将理想子女数作为定距变量来处理。

考虑到生育意愿的变化既受到“时间效应”的影响，又受到生育政策调整的影响，即“政策效应”的影响，而在目前研究中，学界常用双重差分法（DifferenceinDifference，DID）来分离“时间效应”和“政策效应”。因此，本文也采用双重差分法，利用对照组生育意愿变动来衡量“计划生育政策调整”实验组随时间变化的生育意愿效应。本文采用面板线性双重差分模型进行分析，模型形式为：

Yit=β0+β1treatedit+β2yearit+β3treatedit

×yearit+β4xit+εit（1）

式中，Yit表示个体i在t年的意愿生育子女数，treatedit表示与计划生育政策调整相关的分组虚拟变量，原属一孩政策赋值为1，原属二孩及以上政策赋值为0（还有一种情况是原属一孩半政策赋值为1，原属二孩及以上政策赋值为0）；yearit为实验期标识变量，2018年赋值为1，2014年赋值为0；treatedit×yearit表示样本是否经历计划生育政策调整与年份的乘积；xit为控制变量；εit为随机扰动项。模型中系数β3反映了计划生育政策调整对意愿生育子女数影响效果，是本文要关注的。

在具体的变量值整理过程中，2014年与2018年两个调查年份包括男女所有的24068个样本中，一共110个样本的理想子女数填写为0个，占0.46%。但这110个样本均已经实现了生育，所以本文将这110个理想子女数为0个的改为理想子女数为1个。控制变量中，缺失值比较多的是“收入在本地的水平”，占个案总数的5.05%。此变量是一个定序变量，且没有找到更好的替代缺失值的方法，在双重差分模型中直接舍去相对应的样本。对于其他含缺失值或者不合逻辑值的变量，因丢失的个案比较少，也直接舍去。

具体的回归结果见表6。表6分别展示了女性与男性理想子女数的回归结果。表6中的女性样本包括了原属一孩政策与原属二孩及以上政策的两类女性人群。模型（1）是控制了交互项以及组别虚拟变量与时间虚拟变量的固定效应后的回归结果。结果显示交互项回归系数并没有通过显著性检验，说明了全面二孩对原属一孩政策的女性生育意愿并没有影响。模型（2）是进一步加入生育子女数、子女性别结构、年龄、年龄平方、受教育年限、受教育年限平方、房产、工作状态、传宗接代思想、收入水平、健康状况后的回归结果，发现交互项的回归系数仍没通过显著性检验。

为了考察是否因为遗漏变量导致估计结果的有偏性，本文借鉴孙琳琳等［37］的做法，采用随机生成实验组的方法进行安慰剂检验。由于伪实验组是随机产生，不会对被解释变量产生显著影响，因此其估计系数应该在0附近。对于表6中的女性样本，在同样控制住生育子女数、子女性别结构、年龄、年龄平方、受教育年限、受教育年限平方、房产、工作状态、传宗接代思想、收入水平、健康状况后，进行了500次双重差分估计。从图1的回归系数来看，随机过程的系数估计值（图1a）与t值（图1b）都分布在0附近，几乎成标准正态分布，说明计划生育政策调整对生育意愿的影响，并不是由其他不可观测因素推动，据此可以认为DID模型结果是稳健的。对于表6中的男性样本交互项回归系数同样采用安慰剂检验，发现随机过程的系数估计值与t值同样都分布在0附近。限于论文篇幅，男性样本检验图形不再展示。

表7中的女性样本包括了原属一半孩政策与原属二孩及以上政策的两类女性人群。模型（5）是控制了交互项以及组别虚拟变量与时间虚拟变量的固定效应后的回归结果。结果显示交互项回归系数为0.171，且在1%的统计水平下通过了显著性检验，说明了全面二孩政策提高了原属一孩半政策女性的生育意愿。模型（6）是进一步加入生育子女数、子女性别结构、年龄、年龄平方、受教育年限、受教育年限平方、房产、工作状态、传宗接代思想、收入水平、健康状况后的回归结果，发现交互项的回归系数为0.164，虽然有所降低，但是在1%的统计水平下通过了显著性检验。

表7中的男性样本包括原属一孩半政策与原属二孩及以上政策的两类男性人群。模型（7）、模型（8）分别对应未加入控制变量与加入控制变量的结果。模型（7）、模型（8）交互项回归系数都没有通过显著性检验，说明全面二孩政策对原属一孩半政策的男性样本生育意愿并没有影响。对表7中女性样本与男性样本，同样在加入控制变量的基础上进行回归系数的安慰剂检验，发现女性、男性随机过程的系数估计值与t值同样都分布在0附近，表7中交互项回归结果具有稳健性，说明了本文的估计结果并没有明显的遗漏变量偏误。表7中样本交互项回归系数同样通过了安慰剂检验，图形不再展示。

四、结论与讨论

本文采用CFPS2014、CFPS2018年数据，基于均值分析与双重差分回归模型，分析了全面二孩政策对生育意愿的影响。综合均值检验与双重差分回归模型结果，可以得出以下结论。双重差分模型在剔除掉生育意愿所受时间效应影响以及加入影响生育意愿的控制变量后，发现原属一孩政策女性的生育意愿并不再下降，全面二孩政策对一孩政策女性生育意愿的变化不起作用，这与表3的分析结果相异；原属一孩政策男性的生育意愿显著降低，这与表3的分析结果相同。从模型（4）交互项回归系数来看，受全面二孩政策调整影响，原属一孩政策的男性生育意愿平均下降了0.101个孩子，相较于原属二孩及以上政策的男性，全面二孩政策将会降低生育意愿；表7回归结果显示，原属一孩半政策女性的生育意愿有所提高，这与表3的分析结果相同。从模型（6）交互项回归系数0.164来看，受全面二孩政策调整影响，原属一孩半政策的女性生育意愿平均提高了0.164个孩子，相较于原属于二孩及以上政策的女性，全面二孩政策将会提高生育意愿；与表3结果不同，双重差分结果显示原属一孩半政策男性的生育意愿虽略有提升，但并没有通过统计上的显著性检验。本文中第一个研究假设仅在一孩半政策女性身上得到验证，而第二个研究假设在所有人群都没得到验证。本文基于全面二孩政策实施前后的数据，澄清了以往人口学研究中这一历史遗留问题，证明了生育政策对生育意愿的抑制作用仅仅存在于原属一孩半政策女性身上。进一步从表1、表2、表3看总体人口情况，发现无论男性还是女性，全面二孩政策下生育意愿提高的幅度都非常小，并且在统计上有些并没有通过显著性检验。所以从全体人群看，生育政策对生育意愿的抑制作用也可以忽略不计。但本文也仅仅是证明，以往研究中提到的生育政策对生育意愿的抑制作用，在2018年这个时间节点上可以不计，至于在乔晓春［4］与郑真真［5］提出这种主观猜测的那个时间段是否存在，本文没能证明。

原属生育政策背后体现的是户籍、省份与民族差异。原属于一孩生育政策女性与男性更多是非农业户口、汉族，这些人口更多分布于工业化、现代化程度比较高的区域，也更早地接触到现代化。现代化的发展催生了高效的劳动生产率，提高了女性的劳动参与率与独立意识，现代化发展提供的丰富多彩的现代化生活降低了人们生育的欲望，加之较高的产育成本与房价成本共同抑制了人们的生育意愿。另外，性别公平理论认为，女性在公领域性别平等的水平相对较高，但是在家庭导向的私领域性别平等的水平比较低。这是因为在传统的社会性别话语下，“男主外、女主内”“女性更适合育儿”“男性更容易在事业上有所建树”等家庭角色分工造成的。这两个领域的性别平等水平不同步导致了女性工作-家庭冲突，如女性在职场的成功和家务的繁重，导致她们把将来的家庭角色（如妻子、母亲等）视为对个人发展的拖累，因而选择了少生甚至不生或不婚。性别公平理论或许在原属一孩政策女性身上体现得更为明显。还有，在欧洲国家完成生育转变后，面对欧洲持续的低生育率现象，LUTZ等［38］提出低生育率陷阱理论，认为低生育会通过人口学、社会学与经济学三种渠道实现自我强化。于潇、梁嘉宁［26］从社会学自我强化的角度出发，研究了独生子女父母与独生子女之间生育意愿代际传递的影响。独生子女受父母生育行为和家庭环境的影响，在生育代际传递作用下，更有可能形成低生育偏好。这可以解释为什么原属一孩生育政策的群体生育意愿会继续保持在原来低位甚至继续走低。

全面二孩政策对原属一孩半政策女性人群积极调节作用最强。一孩半政策对应的女性样本大都限于农业户籍的汉族人口。在风笑天、张青松［39］早期的研究中，采用实证分析方法得出城乡居民理想子女数变迁有着不小差异的结论。“1980年以来，农村人口的理想子女数始终多于城市人口，且差异比较明显。”选取20世纪80年代和90年代为例，农村居民理想子女数从以2～3个为主转变为多以二孩为主，同时期城市居民的理想子女数则从以1～2个为主下降至以一孩为主。背后的原因是，长期的城乡二元结构，使得社会、经济、文化等方面的建设发展在两者之间并不平衡。进入21世纪，城乡居民意愿生育子女数差异开始缩小，2006年的全国人口与计划生育抽样数据显示农业户口育龄妇女理想子女数为1.78个，非农业户口为1.6个［40］。石智雷等［17］基于湖北省125个区县12014个家庭生育意愿调查数据，发现在一孩为女孩的前提下，城市家庭想要二孩的比例为10.1%，农村家庭为14.2%；在一孩为男孩的前提下，城市家庭想要二孩的比例为6.85%，农村家庭为10.64%。城市地区两个孩子均为男孩的家庭三孩生育意愿比例（0.83%）最低，但农村地区两个孩子均为男孩的家庭三孩生育意愿比例（2.25%）要高于一男一女家庭（2.06%），这说明农村家庭更愿意追求儿女双全的子女结构。本次调查中，2018年一孩半政策女性对子女在传宗接代重要性①的评价得分为4.25，高于一孩政策的3.78，二孩及以上政策的为4.23；一孩半政策女性对子女有出息的重要性的评价得分为4.65，高于一孩政策的4.54，二孩及以上政策的为4.62；一孩半政策女性希望生育男孩数为1.14个，高于一孩政策的0.88个，低于二孩及以上政策的1.24个。一孩半政策女性对子女效用需求多于一孩政策女性。莱宾斯坦（Leibenstein）用微观经济学的成本效用来分析生育决策行为，提出了成本-收益理论。该理论认为家庭生育中的投入可以划分为直接成本与间接成本，直接成本是指家庭生育和养育孩子需要付出的花费，间接成本指的是生育的时间成本和机会成本。子女的效用细分为六种：消费效用、收入效用、风险抵御效用、老年保障效用、维持家庭地位的效用、家庭规模扩张效用。生育的均衡条件是次序最高的孩子所能带来的效用等于需要付出的成本。在最高孩次的生育决策中，若边际效用大于边际成本，则家庭会选择生育；若最高孩次的边际效用小于边际成本，家庭便会停止生育。为了积极推进全面二孩政策，地方政府在鼓励生育方面也做出了相应的政策探索。最为显著的表现有两个，一是延长产假，除了国家规定的98天产假，各地政府相应增加一定天数的产假，如安徽省规定，符合《安徽省人口与计划生育条例》生育子女的夫妻，除享受国家及安徽省规定的产假外（国家规定的产假98天，安徽省人口计生条例规定增加60天产假，配偶享有护理假10天），生育政策内两孩及以上孩次的，鼓励将产妇产假再延长30天、配偶护理假再延长10天。二是提高生育津贴给付水平。生育女职工在产假期间仍可享受生育津贴或与在岗职工同等待遇，不同省份因经济发展水平差异具体标准略有不同。从中央政府层面，2019年3月，国务院办公厅发布《关于全面推进生育保险和职工基本医疗保险合并实施的意见》（国办发〔2019〕10号），将生育保险纳入基本医疗保险之中，就让所有参加基本医疗保险的人员都可以享受到生育保险的待遇，从而较好地扩大生育保险的覆盖面。在较为宽松的生育政策下，此类配套措施可以帮助一孩半政策的妇女降低生育成本与生育风险，减少经济成本压力，另外又为实现多子女需求效用提供政策基础，家庭预期能享受到多子女带来的经济和非经济效用，从而提高生育意愿。模型（8）中男性样本交互项回归系数不再显著，说明了表3中一孩半政策男性生育意愿上升并不是由全面二孩政策带来的，而是由影响该组男性生育意愿的其他原因带来的。

本文采用理想子女数研究生育意愿，而在郑真真［41］看来，“理想子女数、期望生育子女数、生育意向和生育计划是逐步接近现实的3个层次”。据此推论，本文采用的理想子女数是离实际生育最远的一个指标，这受限于手头上的数据资料。但郑真真同时认为，“在群体层面这个指标随时间变动的稳定性是逐级递减的，理想子女数最为稳定”，“理想子女数变化缓慢且滞后于生育率变化，适用于对群体生育观念变迁的回顾性研究”。据此推论，本文所得出的结论具有稳定性意义，反映了生育政策调整前后生育观念的根本性变迁。这也启示决策者，不要再将生育政策调整放宽作为提升总体生育水平的砝码，因为生育政策调整放宽对总体人群基本不起作用。但是应该重点关注原属于一孩半政策的妇女，应加大生育支持力度，促使其将生育意愿转换成生育现实。

［注释］

①重要性打分的规则是“1”分表示不重要，“5”分表示非常重要。分数越高认为重要程度越高。[BFQ][ZK）]

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WilltheAdjustmentofOurFamilyPlanningPolicyChangePeople’sFertilityIntention？

LiangTonggui1，LiAnqi2

（1.SchoolofSoTbJnNhS49zfcKncyClR7EQ==cialDevelopment，EastChinaUniversityofPoliticalScienceandLaw，Shanghai201620，China;

2.ShanghaiPartyInstituteofCPC，Shanghai200233，China）

Abstract：Regardingtheimpactoffamilyplanningpoliciesonfertilityintentions，previousstudieshavetendedtoaddressitfromtheperspectiveofsubjectivespeculation.Thispaperadvancestheresearchonthistopicinthefieldofdemographybasedonquantitativestudies.Inthispaper，theidealnumberofchildrenisusedasanindicatoroffertilityintentions，andthemeananalysisandpanellineardifferenceindifferencemodelareusedtocompareandanalyzethefertilityintentionsofthesamepopulationbeforeandaftertheintroductionofthecomprehensivetwochildpolicybasedonthefertilitypolicytowhichthesamplebelongs.Theresultsofthedoubledifferencemodelshowthat，affectedbytheadjustmentofthecomprehensivetwochildpolicy，thefertilityintentionofwomenwhooriginallybelongedtotheoneandahalfchildpolicyincreasedby0.164childrenonaverage.Thisisrelatedtotheeffectoftheoneandahalfchildpolicywomen’sdemandformorechildren，andtothefactthatthepolicymeasuresaccompanyingthecomprehensivetwochildpolicyhaveloweredtheeconomiccostofchildbearing.Thecomprehensivetwochildpolicyhasnotincreasedthefertilityintentionsoftherestofthepopulation.Accordingly，itisrecommendedtofocusonsupportingthefertilityofwomenwhowereoriginallypartoftheoneandahalfchildpolicy，soastofacilitatetheconversionoftheirfertilityintentionsintofertilityrealities.

Keywords：familyplanningpolicy;fertilityintention;idealnumberofchildren;panellineardifferenceindifferencemodel

（责任编辑：张丽阳）