职业育龄群体二孩生育意愿及影响因素研究
——基于CGSS2015数据的分析
乔雅君
上海工程技术大学管理学院
摘 要： 本文旨在通过对2015年中国综合社会调查的数据进行Logistic回归，分析职业育龄群体的家庭状况、社会认知对其生育二孩意愿的影响。得出结论：已经有子女数、住房面积与二孩生育意愿具有正相关关系，企业男性与女性育龄群体对已经有子女数和住房面积因素相对更加敏感；公共服务满意度的提高抑制了育龄群体的二孩生育意愿，且在机关事业单位与企业的育龄群体中更为显著；预计社会阶层向上流动促进生育二孩，且在企业的男性与女性育龄群体中促进作用更显著。
关键词： 职业育龄群体 单位性质 公共服务满意度 二孩生育意愿
改革开放以来，我国实行的计划生育国策对控制人口快速增长起到了非常重要的作用，但随之而来的家庭规模缩小、老龄化程度加深、独生子女家庭面临巨大压力等问题促使国家开始考虑生育政策的调整。2013年党的十八届三中全会决定实施“单独二孩政策”，即一方是独生子女的夫妇可生育两个孩子；2015年党的十八届五中全会决定实施“全面二孩政策”，即一对夫妇可生育两个孩子，这是我国根据当前人口与经济发展现状及未来发展趋势作出的重大决策。这项人口政策的出台对于减轻独生子女家庭养老负担、提升未来劳动力供给具有重要意义。
新近一期《中国纪检监察》披露，在安徽省无为县“凶名赫赫”的“海老大”周帮海，因组织、领导、参加黑社会性质组织，被芜湖市中级人民法院依法判处有期徒刑二十年，没收全部个人财产，其他团伙成员也都受到了法律的制裁。
二孩政策出台后，学界对于该政策可能产生的影响予以密切关注，尤其是二孩政策对妇女生育意愿的影响。二孩政策最直接的利益相关者为女性，随着社会经济的发展及社会保障制度的完善，男性在生育当中的作用日益凸显，也是二孩政策的主要利益相关者之一。此外，对于不同单位性质的育龄群体，影响其生育二孩的因素也不尽相同。本文通过对CGSS2015调查数据的分析，从不同角度探究职业育龄群体二孩生育意愿的影响因素，并根据分析结果提出相关建议，为我国后续生育政策提供参考。
一、文献综述
近年来，学界对于生育意愿及影响因素进行了大量的研究，目前生育二孩意愿影响因素主要包括四个方面。(1)经济因素。通过对CGSS2013数据的分析表明，生育二孩意愿与女性受教育年限成反比，与家庭房产数成正比，但个人收入与生育二孩意愿呈非线性关系(张丽娜，2018)。但也有研究表明有家庭因抚育二孩成本高、负担重而不愿生育二孩(韩雷和田龙鹏，2016)。(2)生育政策因素。有研究表明，女性生育二孩意愿受生育政策出台的影响有限(韩雷和田龙鹏，2016；汪奕名等，2017)，但生育政策释放了部分群体的生育意愿，也能够激发其他群体的生育愿望(贾志科和风笑天，2015；张琳，2018)。(3)生育观念因素。人们的生育观念与文化会直接体现在生育意愿上，这是人们的一种主观态度(陈蓉和顾宝昌，2014)，生育观念(宋亚旭和于凌云，2017)、周边妇女的子女数量及夫妻感情(茅倬彦和罗昊，2013)等因素对生育意愿产生重要影响。(4)社会认知因素。一项关于北京市职业女性生育二孩意愿及影响因素的研究表明，职业女性认为男女社会地位越平等，则其生育二孩意愿越高(张琳，2018)，女性认为其未来的社会地位有向上流动的趋势，便会增强其生育行为(张丽娜，2018)。
目前的研究表明，学界对二孩意愿的研究多是以女性为研究对象，鲜少将男性纳入研究对象中，并且没有就不同单位性质的男性与女性进行分析研究。因此，本文在已有研究的基础上，运用CGSS2015数据，选取适当变量，建立多因素回归模型以及分样本回归模型，深入探讨影响职业育龄群体二孩意愿的因素，更好地促进生育政策的调整。
2.社会认知对我国育龄群体生育意愿的影响。
家庭状况维度通过已有子女数、居住面积两个方面进行测量，社会认知维度通过单位性质、公共服务满意度、预计社会阶层流动三个方面进行测量。
二、数据来源、变量定义与研究方法
(一)数据来源
本文数据来源于2015年中国综合社会调查(Chinese General Social Survey，CGSS)居民问卷A部分数据。此次调研首次采用了自主研发的Ominisurvey问卷调查系统，相比纸质版问卷提高了数据采集的时效性与数据质量。2015年CGSS项目调查覆盖全国28个省(区、市)共478所村居，回收有效问卷11559份。本文探讨的是育龄群体二孩生育意愿，一般而言，女性的生育期为15～49岁，此次调研设计最小的为19岁，因此筛选19～49岁的育龄男性与女性为研究对象。同时根据所选变量，对不符合要求的个案进行剔除，删除“不清楚”“不便回答”等以及缺失样本，最终得到有效样本2573份。
(二)变量设置
(1)已有子女数对育龄群体的二孩生育意愿具有促进作用。无论是否考虑社会认知因素，已有子女数均通过了0.001的显著性水平检验，且回归系数为正值，这表明已有子女数的多少很大程度上会对我国育龄群体生育二孩的意愿产生直接影响，已有子女数每增加1个单位，父母二孩生育意愿平均增加近1个单位。可能的原因是，育龄群体大多属于独生子女，深知独生子女未来会面临较大的家庭与赡养压力，为了避免孩子未来承受太大的压力，父母倾向于生育二孩，以能够陪伴第一个孩子并且相互分享与分担。
2.自变量。本文从家庭状况和社会认知两个维度来探究育龄人群的二孩生育意愿。
索洛余值法是索洛在1957年提出的一种新古典经济工具[14]，主要从国家、行业的视角上测量TFP变化对经济增长的贡献。通常这种方法需要一个总生产函数，根据先前的研究[15-17]，这个函数能被写成：
3.控制变量。本文以个人基本情况维度为控制变量，包括年龄、性别、户口性质、婚姻状况。
因变量、自变量及控制变量定义如表1所示。
表1 各变量的定义
(三)研究方法
本文利用CGSS2015调研数据，对我国育龄群体二孩生育意愿及影响因素进行分析。首先，对我国育龄群体二孩生育意愿的基本情况及群体特征进行描述性分析；其次，使用SPSS24.0中的二元Logistic回归方法分析我国育龄群体二孩生育意愿的影响因素。
三、我国育龄群体二孩生育意愿及影响因素实证分析
(一)我国育龄群体二孩生育意愿描述分析
在本文的分析样本中，希望生育孩子数量最少为0个，最多为8个，均值1.82，标准差0.642。其中，女性育龄群体希望生育子女数均值为1.78，标准差为0.649；男性育龄群体希望生育子女数均值为1.85，标准差为0.637；差异检验T 值为-2.783，P 值为0.005，可见不同性别的育龄群体在生育后代数量上存在显著差异。农业户口的育龄群体生育子女数均值为1.89，标准差为0.636；非农业户口的育龄群体生育子女数量的均值为1.76，标准差为0.642；差异检验T 值为4.932，P 值为0.000，可见不同户口性质的育龄群体在生育后代数量上也存在显著差异。处于婚姻状态的育龄群体生育子女数均值为1.85，标准差为0.631；不处于婚姻状态的育龄群体生育子女数均值为1.73，标准差为0.668；差异检验T 值为-4.052，P 值为0.000，可见不同婚姻状况的育龄人群在生育后代数量上存在显著差异。样本分析数据如表2所示。
表2 各变量描述统计分析
注：表中括号内数字代表均值。
(二)我国育龄群体二孩生育意愿影响因素分析
本文利用SPSS24.0中的二元Logistic模型进行分析，共设置了3个模型对我国育龄群体生育二孩意愿影响因素进行分析。模型1仅引入控制变量，模型2加入家庭状况变量，模型3加入社会认知变量，分析结果如表3所示。
表3 我国育龄群体二孩生育意愿影响因素的Logistic回归模型
注：(1)因变量以没有二孩生育意愿即二孩生育意愿=0为参照。(2)括号内第一个数据表示标准误，第二个数据表示Exp(B)值，由于回归结果的标准误不好在表格中单列一行，因此与Exp(B)值同放于括号内。(3)*、**、***、****分别表示在10%、5%、1%、0.1%水平上显著。
1.家庭状况对我国育龄群体生育意愿的影响。
2.1.3 水文情况。属淮河流域，境内除玉山镇镇武河属于滨海水系外，其余均属沭河水系。境内10 km以上的河流15条，较大的河流有沭河、苍源河、穆疃河。境内水利设施配套齐全，地下水源充足，农田排灌设施配套，水质清澈，无污染，达到了旱能浇、涝能排。同时临沭地瓜种植区内无大型工厂，无三废排放和空气污染，也无重金属污染历史。
首先，健全和完善学生寝室的测评机制。通过文明寝室的创建等方式，建立涵盖思想政治素质、寝室卫生、学习状况等综合测评机制。建立学霸或学霸寝室“一对一”帮扶机制，以学霸带动后进生学习，以学霸寝室带动后进生集中的寝室，并建立带动成果“双评比”机制，评比学霸和后进生结对帮扶的成效，成效显著者予以表彰。以此推动形成更多学霸寝室，并推动整个学风升级。
1.因变量。本文中的因变量是生育二孩意愿，为方便研究用CGSS2015问卷中的题目A37来表示该因变量，即“如果没有政策限制的话，您希望有几个孩子”。为便于研究，本文将该因变量设为二分类变量，即希望的孩子数目在1个及以下为没有生育二孩意愿，赋值为0；希望的孩子数目在1个以上的为有生育二孩意愿，赋值为1。
(2)住房面积越大，二孩生育意愿越高。无论是否考虑育龄群体社会认知的影响，住房面积分别通过0.05和0.01的显著性水平检验，且回归系数为正值，这表明随着我国育龄群体住房环境的不断改善，其生育二孩的意愿会逐渐提高，住房面积每增加1个单位，父母二孩生育意愿平均增加0.002个单位。这可能是由于住房条件越好的家庭能够给予后代的生活照料环境与教育环境越好，且不至于降低育龄群体的生活幸福感，甚至于会提升其幸福感，因此其倾向于生育二孩。
生：（B组1）抢着大声：但是，危难时刻的羚羊群的纪律性比溃败中的军队的纪律要好得多。简直是训练有素，在危难中保持着集体性的沉着，而老羚羊在那样危机时刻能有这样从容的应对太不可思议了，就是让我觉得假，好像是作者为教育我们故意这样写的。（全部同学议论纷纷，班上一片哗然）
(1)机关事业单位的育龄群体二孩生育意愿高于企业、个体或自雇等。机关事业单位的组织规范性与企业与自雇群体相比均较好，对职业群体的生育行为接纳度较高；而企业育龄群体在生育期内，其岗位易被他人取代，工作稳定性较差。因此单位给予育龄群体的保障措施越完善，其二孩生育意愿就越高。对于个体或自雇等群体而言，生活压力较大，养育二孩的精力较其他群体不足，并且在生育期的个体或自雇者收入无法得到稳定保障，也促使其二孩生育意愿较低。
(2)公共服务满意度对二孩生育意愿具有抑制作用，即人们对公共服务的满意度越高，则生育二孩意愿越低。由模型3可以看出，公共服务满意度通过了0.001的显著性水平检验，且回归系数为负值，这表明我国育龄群体对公共服务水平的认知对其二孩生育意愿产生直接影响，公共服务满意度每增加1个单位，父母二孩生育意愿平均降低0.223个单位。随着人们对国家提供的公共服务满意度的提高，其二孩生育意愿呈现逐渐降低的趋势。可能的原因是，随着政府对公共服务建设的重视与投入，各地区都逐渐形成完善的公共服务体系，尤其是完善的社会保障体系使人们不需要通过多生孩子来解决养老的后顾之忧(朱明宝和杨云彦，2017)。因此，公共服务的可及性越强，育龄群体的生育意愿越低。
同一变量对不同的育龄群体二孩生育意愿的影响可能不同，因此本文按照单位性质、性别进行分样本回归，结果如表4所示。
(三)分样本二孩生育意愿影响因素分析
(3)预计社会阶层流动与二孩生育意愿呈显著正相关关系，即人们随着社会阶层的向上流动，其二孩意愿会增强。模型3结果表明，我国育龄群体认为未来10年社会阶层向上流动越多，其二孩生育意愿越高，且通过了0.01的显著性检验，回归系数为正值，预计社会阶层向上流动1个单位，父母二孩生育意愿平均增加0.182个单位。可能的原因是社会阶层的向上流动会提升人们的生活水平、家庭状况，虽然近年来随着住房成本、抚育成本的增高，家庭的生活成本在日渐攀升(任远，2017)，但社会阶层的向上流动能够使育龄群体有更多的资源与选择用于后代的养育上。
回归模型的结果表明，对我国育龄群体而言，无论是否考虑社会认知的影响，家庭状况即已有子女数、住房面积对育龄群体二孩生育意愿的影响都较为显著。
德育在某种意义上是一种心育，唯有深入学生的内心世界，触动学生的灵魂深处，道德养成教育才能真正产生实效。教师应该重视关心学生真实的内心世界，用心设计教学活动，让道德真正成为学生的精神财富。课堂活动设计是一个复杂而系统的工程，是教师创造性的劳动。教师只有心中有标，眼中有生，才能真正设计出符合学生特点，契合教学要求的活动来。
1.个体特征对育龄群体生育意愿的影响。
<*> USB ZC0301[P] Image Processor and Control Chip support
(1)户口性质显著抑制个体或自雇等女性的二孩生育意愿，且系数为负；相反，个体或自雇等男性、机关事业单位男性和女性、企业的男性和女性的二孩生育意愿并不显著受户口性质的影响。但非农业户口的机关事业单位女性、企业男性与企业女性系数为正，而模型3中系数为负，这表明非农业户口的机关事业单位女性、企业男性与企业女性二孩生育意愿高于农业户口。可能的原因是非农业户口的机关事业单位女性、企业的男性收入较为稳定，受教育程度较高，能够为子女提供更好的生活与教育环境，因此更倾向于生育二孩。
表4 单位性质、性别的分样本Logistic回归模型
注：(1)因变量以没有二孩生育意愿即二孩生育意愿=0为参照。(2)括号内第一个数据表示标准误，第二个数据表示Exp(B)值，由于回归结果的标准误不好在表格中单列一行，因此与Exp(B)值同放于括号内。(3)*、**、***、****分别表示在10%、5%、1%、0.1%水平上显著。
(2)婚姻状况对机关事业单位女性与企业男性具有显著抑制作用，对其他育龄群体二孩生育意愿的影响并不显著，但模型4、模型5、模型6系数为负，而模型3系数为正。随着经济社会的发展以及对家庭的渴望，单身的育龄群体(包括未婚和离异或丧偶)，即使不处于婚姻状态，也期望生育后代，这就使不处于婚姻状态的机关事业单位群体与企业男性群体更倾向于生育二孩。
随机变量的一个分布都可以视为一个特定的数学模型，都有它自己的直观背景。例如我们熟悉的帕斯卡分布[2]（负二项分布）：就是数学家帕斯卡为了解决法国贵族De Mere提出的赌博中如何分赌注问题而引入的离散随机变量的分布。所以我们在教学过程中注意用模型的观点来解释，会收到更好的效果。我们以离散型分布为例。二项分布，几何分布，帕斯卡（Pascal）分布与超几何分布时几个非常常见的离散型分布，也是非常重要的分布，产生这几个分布的直观背景就是如下的摸球问题。
2.家庭特征对育龄群体生育意愿的影响。
(1)已有子女数对个体或自雇等群体、机关事业单位与企业的男性与女性群体的二孩生育意愿均具有显著促进作用，且对男性促进作用比女性的更大。可能的原因是女性群体在生育后代时，多以家庭经济、自身精力以及自我价值实现等为首要考虑因素，在已有一孩的前提下，女性生育二孩意愿较男性低。
(2)住房面积在不同单位性质的育龄群体中都具有促进二孩生育的影响，但在企业群体中更显著。企业群体更期望获得较好的物质生活，从而避免自己的生活因生育后代而有所下降。因此，随着住房面积的增大，企业群体生育二孩的意愿显著增高。
3.社会认知对育龄群体生育意愿的影响。
(1)公共服务满意度对机关事业单位与企业的男性和女性育龄群体二孩生育意愿具有显著抑制作用，对个体或自雇等的男性具有促进作用，对个体或自雇等的女性具有抑制作用，但均不显著。个体或自雇等的男性群体可能更多从公共托育服务方面考虑，认为托育服务好能够减轻其育儿压力，便更倾向于生育二孩。其他群体可能认为公共服务越好，未来依靠社会与自身养老的水平就越高，不再只是单纯依靠子女来养老，他们便倾向于少生育后代。
(2)预计阶层流动在不同单位性质群体中的二孩生育意愿均具有促进作用，但在企业男性与女性群体中更加显著，且系数较大。这些群体期望为后代提供较好的生活与教育环境，自身阶层越是向上流动，家庭生活水平越会提高，其二孩生育意愿也越高。
四、结论分析与建议
本文根据CGSS2015数据，对不同单位性质的育龄群体的二孩生育意愿影响因素进行分析，得出如下结论：已有子女数、住房面积与二孩生育意愿具有正相关关系，企业男性与女性育龄群体对已有子女数和住房面积因素相对更加敏感；公共服务满意度的提高抑制了育龄群体的二孩生育意愿，且在机关事业单位与企业的育龄群体中更为显著；预计社会阶层向上流动促进生育二孩，且在企业的男性与女性育龄群体中的促进作用更显著。
针对以上结论，本文提出以下促进生育政策完善的建议。
一是完善生育保险政策，保障生育家庭的职场权益。信息全球化、经济全球化的迅速发展，使各行业的不确定性不断增加，科技发展的副作用使人类社会进入了一个风险社会(林丹，2013)。在这样的风险社会中，政府部门应当切实深化生育保险政策的实施，保障被保险者的基本权益得到切实保护。一方面，通过减税降费的形式降低用人单位因职工生育而增加的企业成本，鼓励企业积极实施国家生育政策，提升生育责任社会共担的意识(张琪和张琳，2017)。另一方面，通过加强反就业歧视法律的建设，为职业家庭的就业平等权的保护提供坚实保障。同时还应当充分发挥新闻媒体的作用，加强对生育保险等社会保障政策的相关内容以及权力维护方式进行广泛的社会宣传，提升人们对政策的知晓度以及权力的维护意识。
二是推动幼儿托育服务等生育配套措施的出台，缓解职业家庭幼儿抚育的压力。政府部门应当出台相应的配套措施，降低职业家庭生育成本，减轻职业家庭的幼儿抚育压力。例如，针对职业家庭较为担心的幼儿照料问题，政府部门应当加强幼儿托育服务的建设，对幼儿托育进行全面规划，出台普惠性的托育方案，同时借助现有幼儿园的存量，扩充学前教育的范围及资源，引入市场力量兴办幼儿托育机构并进行严格监管，切实保障幼儿的健康与安全，也减轻了职业家庭的育儿负担。此外，应当倡导生育不仅是母亲的责任，而是父母共同的责任的生育观念，强化男性在二孩生育与幼儿抚育中的责任意识，平衡家庭责任，促进家庭和谐，推动男性与女性平等地享有社会发展的资源、机会与成果，形成良性的生育环境。
偏远的小镇是为了避人耳目，是地利；吃野鱼不过是寻找一个新鲜的在一起的机会，是天时，那么，人和最好的场所就是酒店了。
参考文献
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[5]林丹：《乌尔里希·贝克风险社会理论及其对中国的影响》，人民出版社2013年版。
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[13]郑真真：《生育意愿研究及其现实意义——兼以江苏调查为例》，载于《学海》2011年第2期。
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[15]Bongaarts，J.，“Fertility and Reproductive Preferences in Post-Transitional Societies”，Population and Development Review ，2001，27：260-281.
中图分类号： C924.21
文献标识码： A
文章编号： 2095-3151(2019)17-0108-09
标签：职业育龄群体论文; 单位性质论文; 公共服务满意度论文; 二孩生育意愿论文; 上海工程技术大学管理学院论文;