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会员注册内容提要：文章基于2421位独生子女家庭育龄妇女的调查数据，对18～45岁育龄妇女的二孩生育意愿进行了分析。结论表明，生活压力大及抚养成本高是制约育龄妇女生育二孩的重要因素；采用logit模型对独生子女家庭育龄妇女生育意愿影响因素进行的实证研究表明，个人、家庭、观念和政策是影响独生子女家庭育龄妇女生育意愿的主要因素。
关键词：独生子女家庭育龄妇女 生育意愿 影响因素
作者简介：徐映梅，中南财经政法大学统计与数学学院副院长、教授；瞿凌云，中南财经政法大学统计与数学学院博士研究生
国内有关生育意愿的研究主要包括对生育意愿的概念和衡量指标的界定及其影响因素的分析。尤丹珍等(2002)以农村妇女的流动性为切入点，对农村妇女生育意愿进行研究，结论发现，在相同年龄及文化程度条件下流动与否对理想生育数量有显著影响，而对理想性别无显著影响，而滞留时间及流动工作性质、地点对理想生育数量无显著影响。陈字、邓昌荣(2007)实证分析了收入、成本、职业、受教育程度、年龄和健康等影响因素，还捕捉了家庭结构、计划生育政策和户籍制度的影响。李建新、骆为祥(2009)利用江苏省调查数据，从意愿生育子女数、意愿子女性别、意愿生育年龄3个维度出发，考察不同代际育龄妇女生育意愿的差异。国内有关独生子女家庭育龄妇女的生育意愿的研究较少，且主要集中在独生子女本人的生育意愿。李嘉岩(2003)从理想子女数和理想性别两个方面分析北京市独生子女生育意愿及其影响因素。风笑天(2004)根据在湖北地区进行的两次实地调查所得到的资料，对城市中第一代独生子女的生育意愿进行描述和分析，将其生育意愿与同龄非独生子女的生育意愿进行比较，得出中国城市第一代独生子女的生育意愿与同龄的非独生子女没有显著差异的结论。
从已有研究可知，对生育意愿的界定主要涵盖了生育数量、理想性别、生育时间、生育目的4个方面，且对影响因素分析时大都集中在生育数量和理想性别两个方面，而对独生子女家庭育龄妇女生育意愿进行系统分析的较少。本文试图基于生育意愿的四维分析框架，对独生子女家庭育龄妇女生育意愿及其生育行为变化特点进行分析。
一、数据来源及检验
(一)数据来源
本研究数据来自湖北省人口与发展研究中心与湖北省计生委的合作项目“武汉城市圈育龄妇女的流动与就业保障”的调查数据。该调查采用分层整群抽样方式于2009年2月在湖北省鄂州、黄石、仙桃3个市进行问卷入户面访，获得4442份18～45岁城市和农村育龄妇女的有效问卷。调查内容涉及育龄妇女人口统计特征、生育意愿、流动状况及就业保障等相关信息。本文选取其中的子样本以独生子女家庭育龄妇女作为研究对象，有效问卷为2421份。
(二)效度和信度分析
1.效度分析
本文的研究重点是独生子女家庭育龄妇女的生育意愿及其影响因素，所以对问卷的信度和效度分析主要针对理想生育数量和性别偏好所设计问题目标的统一性。对问卷问题进行因子分析，通过公因子及其贡献率反映结构效度。采用主成分分析法估计共性方差，其分析结果见表1。性别偏好影响因素指定公共因子4个，其累计贡献率为60.571％，解释比例适中，表明问卷大多数问题的相关性较好。同理，理想孩子数的影响因素的公共因子为6个，累计贡献率为61.296％，解释比例适中，也表明与此相关的问题的相关性较好(见表2)。
2.信度分析
根据以上效度分析的综合因子所涉及的相关问题进行信度分析，即对传统观念及舆论、计划生育政策、生活压力和抚养成本及对妇女社会地位的看法等几个方面的问题分别进行内部一致性检验(见表3)。从表3可以看出，Cronbach系数均达到0.6以上，说明各影响因素
二、独生子女家庭生育意愿现状分析
(一)独生子女家庭育龄妇女的基本特征
本次调查对象为出生在20世纪60、70和80年代的育龄妇女，其中主要集中在70年代(占51.4％)。由于当时国家还未实行计划生育，决定了被调查者大部分不是独生子女。且被调查者基本上为健康状况良好、初婚、文化程度处于中等程度(初中以上者为82.6％)的育龄妇女。独生子女家庭与非独生子女家庭相比年龄结构趋于年轻化，文化程度和收入水平较高；流动性强，居住地为城市所占比重较高。大部分70和80年代出生的育龄妇女只生育1个孩子，而多孩家庭主要是由60年代出生的育龄妇女构成，且独生子女家庭育龄妇女文化程度和生活状况都优于非独生子女家庭的育龄妇女(见表4)。
(二)基于四维分析框架的生育意愿分析
生育意愿是人们关于生育行为的态度和看法，它包括生育目的、生育数量、对子女性别的偏好及合适的生育时间4个方面。
1.理想生育子女数量分析
(1)无约束条件下的理想子女数及其影响因素分析。在对理想生育子女数量的调查中(见表5)，总体被调查育龄妇女理想子女数的期望值为1.70个，而独生子女家庭为1.64个(最低)，非独生子女家庭为1.88个(最高)。由卡方独立性检验(p<0.05)，独生子女和非独生子女家庭的育龄妇女理想子女数存在显著差异。同时可以发现，育龄妇女所认同的理想子女数相对稳定趋同，基本以2个孩子为主，其次为1个，两类累计比重达94.8％，整体上符合计划生育指标的规定。
独生子女家庭育龄妇女期望值偏低的原因主要体现在抚养成本因素、传统观念、政策因素3个方面，而福利因素的影响不显著(见表6)。首先，4个关于生活压力和抚养成本的问题认同度都很高，说明这是目前制约人们生育行为的重要因素，其中“家人没有时间照顾”(占71.4％)和“抚养成本提高”(占79.2％)的认同度尤为突出。其次，独生子女家庭育龄妇女对传统观念的认同度较低，其中“养儿防老”、“多子多福”的不赞同率分别为73.8％、68.6％。再次，对计划生育政策中“超生处罚”政策的认同度较高，占51.2％。说明“超生处罚”措施在一定程度上约束了育龄妇女的生育意愿；而“计生奖励措施”的认同度不高，占24.8％。说明此措施效果一般。教育费减免和农村合作医疗这两项措施的认同度都不高，其对生育意愿的影响作用较小。
经过30多年发展，湖北省已进入以成本约束驱动为主导的低生育率阶段，生育成本—效用的变化成为影响生育决策的重要因素，即使在相关奖励措施和福利政策的刺激下，人们更多还是依据自身条件进行生育行为，“优生优育”的意识较强，传统观念已淡化。
(2)独生子女家庭育龄妇女二孩生育意愿变化分析及条件生育数量。为了解独生子女家庭育龄妇女的二孩生育意愿，问卷设计了“如果调整国家政策允许再多生一个，你会生吗”。从调查频数分布上看，如果政策允许，有54.4％的独生子女家庭将生第二个孩，有34.4％的人不会再生，而已有孩子性别对生育二孩意愿无显著影响(见表7)。从离散系数的大小可以看出选项“说不清”和“肯定不会”两项差别显著。其中用M表示已有男孩、F表示已有女孩，则回答选项用条件概率表示为：P(肯定不会|M)=26.1％>P(肯定不会|F)=19.0％。由此可以得出，如果已有1个男孩则选择肯定不会生育二孩的概率明显要高于已有1个女孩的情况。表明独生子女家庭育龄妇女的弱条件性别偏好。
2.理想生育子女性别偏好分析
(1)无约束条件下的性别倾向。由卡方独立性检验可知，独生和非独生子女家庭育龄妇女的性别偏好存在显著差异(见表8)。从离散系数
可以看出，不同样本的选项差异主要体现在“男孩”、“无所谓”两项，而独生子女家庭选择“无所谓”的比例最大(38％)，非独生子女家庭选择“男孩”的比例最大(5.13％)，说明独生子女家庭育龄妇女性别偏好最弱，而非独生子女家庭育龄妇女性别偏好较强。进一步分析表明，独生子女家庭育龄妇女性别偏好弱的原因主要体现在传统观念及舆论、社会地位特征两个方面。首先独生子女家庭育龄妇女对传统观念“传宗接代”、“养儿防老”及社会舆论的不赞同比例分别为64.1％、73.8％、63.4％。由离散系数
的比较可以发现“养儿防老”不认同度最强，其次是“传宗接代”，最后是社会舆论(见表9)。其次大部分独生子女家庭育龄妇女不认为男性的社会地位高于女性。可见，不论是农村还是城市的育龄妇女受传统观念和社会舆论及“男尊女卑”思想的影响程度较低。
(2)二孩生育意愿变化分析及条件、性别倾向。在回答“如果允许再多生一个，您希望这个孩子的性别”这一问题的1761人中，选择男孩的占21.85％；选择女孩的占36.79％；选择无所谓的占41.36％(见表10)。为了解释原因，进一步计算条件性别偏好比重：P(M[，2]|F[，1])=45.50％，P(F[，2]|M[，1])=58.19％。即58.19％的被调查者在已有一个男孩的情况下，希望第二孩是女孩；45.50％的调查者在已有一个女孩的情况下，希望第二孩是男孩。这表明大多数独生子女家庭育龄妇女都期望儿女双全。
3.理想生育年龄分析
理想生育年龄总体呈现向高低两端离散的倾向，与国家政策法规的要求基本一致。表11表明，98％以上的育龄妇女认为最适合生育的年龄在20～29岁，其中超过50％的人认为在20～24岁。且不同家庭类型之间的理想生育年龄存在显著差异，独生子女家庭育龄妇女选择25岁以后生育的占46％，明显高于非独生子女家庭。
4.生育目的分析
应用多重响应频数分析被调查者的生育目的(见表12)。从表12可以看出，被调查者生育目的分布呈现多样性，传统的生育观正向现代生育观转型。以养儿防老、传宗接代、劳动力需求为生育目的的主导趋势不再明显，取而代之的是多种生育目的共同存在。在所有响应数中，主要响应集中于家庭和睦和喜欢孩子两个方面；处于第二层次的是传宗接代和养儿防老的传统观念；处于第三层次的是社会压力、增加家庭劳动力和其他方面。
通常将生育成本—效用分为物质和心理两部分(郑真真等，2009)，独生子女家庭育龄妇女生育一孩的目的主要体现在心理部分，虽然养育孩子的精力、时间和经济成本及与工作相矛盾，但与生育心理收益和情感需求相比，这些成本不足以使她们放弃至少要1个孩子的想法。生育二孩的边际收益相对一孩会显著降低，所以经济成本压力成为制约生育二孩的显著影响因素。
三、独生子女家庭育龄妇女生育意愿影响因素分析
(一)意愿生育数量二元logit模型回归分析
为进行理想生育子女数影响因素分析，建立二元logit模型。在数据处理方面，令意愿生育数量为0个和1个为参照组来分析生育意愿的影响因素。在变量赋值处理上，以0或1个为0，2个以上为1，进行二分量模型分析。以效度分析中的各因素对育龄妇女生育意愿的影响进行分析，主要包含个体因素、抚养成本因素、福利因素、传统观念因素、政策因素及出生时代因素(见表2)。本文采用向前逐步法(Forward：LR似然比)，变量引入的根据是得分统计量的显著性水平，变量被剔除的依据是最大偏似然估计所得似然比统计量的概率值。回归估计如表13所示。剔除不显著的变量，最终得到对理想孩子数有显著影响的4个变量。
其一，文化程度。由于回归系数B均小于0，说明随着文化程度的提高，育龄妇女生育二孩的意愿是逐渐降低的。且在5％的显著性水平下，初中文化程度的育龄妇女生育二孩意愿是小学及以下的育龄妇女的0.728，同理高中及中专文化程度是初中文化程度的0.553，大专及以上文化程度的育龄妇女的系数在5％的显著性水平下与前一组差异不显著。较高的文化程度导致较低的生育意愿，究其原因可能是较高的教育水平，使女性对子女质量的重要性有更深入的认识，从而产生了更强的对子女质量的要求，因此对子女质量的高需求会产生对子女数量的负向影响。
其二，出生年代。回归系数B均小于0，说明随着出生年代的推近，育龄妇女生育二孩的意愿在逐步降低。且在5％的显著性水平下，20世纪70年代出生的育龄妇女生育二孩的意愿和60年代相比生育二孩的意愿差异不显著，而80年代出生的育龄妇女与70年代出生的育龄妇女的生育意愿有显著性差异，odds发生比为0.679，说明80年代出生的育龄妇女生育二孩意愿低于70年代出生的育龄妇女。
其三，家庭年收入。由于回归系数B均大于0，说明随着收入的提高，人们生育二孩的意愿加强。在5％的显著性水平下家庭收入为1万～3万元、5万元以上的育龄妇女与参照组(收入在1万元以下)的育龄妇女无显著性差异。而收入在3万～5万元的育龄妇女与参照组相比有显著性差异，odds发生比为1.799，说明其家庭生育二孩的可能性更大。这一点与美国人口学家来宾斯坦和加利·贝克尔认为的随着收入的增加人们生育意愿降低的观点相反。一个可能的解释是：由于收入水平还没有达到一定程度，无法使人们意识到子女作为“耐用消费品”其质量的收入弹性大于数量的收入弹性；若收入水平足够高，人们将自觉地认识到“优生优育”的重要性。
其四，政策因素。回归系数B=0.489，说明如果放宽生育政策部分育龄妇女会生二孩，达到自己的理想生育数量(2个孩子)。奖励政策的回归系数B=-0.135，说明奖励少生育的政策对抑制生育二孩也起到一定的作用。
(二)性别偏好的二元logit模型回归分析
从前文分析可知独生子女家庭育龄妇女已有孩子性别对性别偏好有显著影响，下面借助二元logit模型分析其他因素对性别偏好的影响。以效度分析的各个因素(个体因素、社会地位因素、观念因素、代际因素)为自变量(影响因素)，而在因变量处理上以无男孩倾向为参照组，赋值为0；以有男孩倾向为分析组，赋值为1。同理采用逐步回归，其结果如表14所示。逐步剔除不显著的变量，最终得到对性别偏好有显著影响的5个自变量：户口性质、出生年代、“传宗接代”观念认同度、“养儿防老”观念的认同度、朋友及邻里舆论影响程度。
首先是育龄妇女的户籍性质和出生年代的影响。户口性质以农业户口为参照组，odds发生比为0.793，说明非农村育龄妇女倾向男孩的程度是农村育龄妇女的0.793。由此说明尽管独生子女家庭育龄妇女性别偏好较弱，但其男孩倾向在农村还相对严重。20世纪70年代出生的育龄妇女是60年代出生的育龄妇女偏男孩程度的0.965，且80年代出生的育龄妇女是前一组偏男孩程度的0.812。随着时代的进步，独生子女家庭育龄妇女的性别偏好趋于弱化。其次是观念因素的影响。结合前文分析，传统观念和社会舆论的赞同度虽然不高，但还是在一定程度上影响独生子女家庭育龄妇女的性别偏好。可能的原因是，子女不仅具有“耐用消费品”的功能，同时也是一种“生产品”，可以带来收入，所以独生子女家庭育龄妇女将“养儿防老”、“传宗接代”也作为生育选择时考虑的因素之一。
四、结论
通过对独生子女家庭育龄妇女的个体特征分析发现，独生子女家庭育龄妇女生活环境和文化程度要略优于非独生子女家庭育龄妇女。从四维角度剖析了独生子女家庭育龄妇女生育意愿特征，结论表明，独生子女家庭育龄妇女相对非独生子女家庭育龄妇女倾向于少要孩子，且性别偏好要弱化，已有孩子的性别对生育二孩的意愿没有显著影响，但对生育二孩性别倾向有显著影响；独生子女家庭育龄妇女的理想生育年龄相对非独生子女家庭育龄妇女要推后。由此总结出目前的计划生育政策和意愿生育需求及生育行为的主要矛盾是性别结构而不是数量，从性别偏好看，生育政策在数量上的规定基本能接受，但一定要有男孩或儿女双全的生育意愿还比较普遍。
通过对理想子女数和性别倾向进行logit模型的影响因素分析，发现独生子女家庭育龄妇女的文化程度、出生年代、家庭收入及生育政策对其生育意愿有显著影响。风笑天(2004)的研究结论表明，文化程度对独生子女本人的生育意愿没有影响，而本研究发现其对独生子女家庭育龄妇女生育二孩的意愿有负向影响。对独生子女家庭育龄妇女性别倾向有显著影响因素为户口性质、出生年代、观念及社会舆论。李嘉岩(2003)研究表明户口性质对独生子女本人的性别倾向无显著影响，但本文研究发现其对独生子女家庭育龄妇女的性别偏好有显著影响。由此可见，生育政策并不是制约目前独生子女家庭生育二孩的唯一决定因素，此类家庭生育意愿呈多样化，因人而异，且受各种因素的制约。
参考文献：
[1]尤丹珍等(2002)：《农村外出妇女的生育意愿分析——安徽、四川的实证研究》，《社会学研究》，第6期。
[2]陈字、邓昌荣(2007)：《中国妇女生育意愿影响因素分析》，《中国人口科学》，第6期。
[3]李建新、骆为祥(2009)：《生育意愿的代际差异分析——以江苏省为例》，《中国农业大学学报》，第3期。
[4]李嘉岩(2003)：《北京市独生子女生育意愿调查》，《中国人口科学》，第4期。
[5]风笑天(2004)：《城市青年生育意愿：现状与比较分析》，《江苏社会科学》，第4期。
[6]郑真真等(2009)：《低生育水平下的生育成本收益研究——来自江苏省的调查》，《中国人口科学》，第2期。