［摘要］關(guān)于計劃生育政策對生育意愿的影響，以往研究往往從主觀猜測的角度進(jìn)行闡述。文章基于量化研究推進(jìn)了人口學(xué)領(lǐng)域中這一主題研究。將理想子女?dāng)?shù)作為衡量生育意愿的指標(biāo)，采用均值分析、面板線性雙重差分模型，基于樣本所屬生育政策對比分析了全面二孩政策出臺前后同一人群的生育意愿。雙重差分模型結(jié)果顯示，受全面二孩政策調(diào)整影響，原屬一孩半政策的女性生育意愿平均提高了0.164個孩子。這與一孩半政策女性對子女較多的需求效應(yīng)有關(guān)，又與全面二孩政策相配套的政策措施降低了生育經(jīng)濟(jì)成本有關(guān)。全面二孩政策并沒有提高其他人群的生育意愿。據(jù)此，建議重點支持原屬于一孩半政策婦女的生育，促其將生育意愿轉(zhuǎn)換成生育現(xiàn)實。

［關(guān)鍵詞］生育政策；生育意愿；理想子女?dāng)?shù)；面板線性雙重差分模型

［中圖分類號］D669.1［文獻(xiàn)標(biāo)識碼］A［文章編號］1673-0461（2024）10-0076-12

一、研究緣起

計劃生育政策在我國生育率下降過程中所起作用已經(jīng)被學(xué)者證明［1-2］，但計劃生育政策對生育意愿影響的政策效應(yīng)研究尚不多見。計劃生育政策對生育意愿的影響途徑有兩個：一個是人們主動接受計劃生育政策所倡導(dǎo)的婚育新風(fēng)而降低了生育意愿，原因在于計生部門與宣傳、教育、科技、文化、新聞出版、廣播電視等行政部門協(xié)同開展了人口與計劃生育宣傳教育工作。隨著“婚育新風(fēng)進(jìn)萬家”活動開展、人口文化大院等載體構(gòu)建，新型社會主義婚育新風(fēng)，避孕節(jié)育、晚婚晚育、少生優(yōu)生、生男生女都一樣等文明進(jìn)步的婚育觀走進(jìn)人們心中，從而降低了生育意愿。林富德［3］認(rèn)為，中國人口控制取得重要成績的標(biāo)志之一，是改變了并在繼續(xù)改變著人民的生育意愿，特別是農(nóng)民的生育意愿。另一個是人們被動接受生育政策對生育空間的限制而降低生育意愿。目前還處于主觀猜測層面。這也是本文所要研究的中心議題。喬曉春［4］在解釋一些較為貧困地區(qū)農(nóng)民生育意愿并不高的現(xiàn)象時提到：“但是有一點是可以明確的，即人們，特別是農(nóng)民在回答自己的生育愿望時，自覺不自覺地把自己的愿望與現(xiàn)行政策聯(lián)系起來。長期嚴(yán)格執(zhí)行和宣傳計劃生育政策，使人們在生育方面的思維已成定勢，人們很難想象國家會允許她們按自己的愿望去自由地選擇孩子數(shù)量，因此在回答有關(guān)生育愿望問題時，多少都受當(dāng)?shù)卣叩母蓴_，從而表現(xiàn)為一種有條件的生育意愿。”“存在決定意識，政策的影響是無法擺脫的，即使在提問時強調(diào)‘如果不考慮計劃生育政策，你希望要幾個孩子’，調(diào)查對象也很難自由地想象。”［5］“實際上，我國居民的生育意愿是受到生育政策的抑制的?！保?］“中國由于實行計劃生育政策，由計劃生育主管部門組織實施的歷次生育調(diào)查所獲得的生育意愿容易發(fā)生低估問題?！保?］王軍、王廣州［8］強調(diào)自己使用學(xué)術(shù)機構(gòu)調(diào)查得來的數(shù)據(jù)對生育意愿進(jìn)行測量，意含由此得到的結(jié)果更準(zhǔn)確。因為“被調(diào)查者更容易填報自己的真實意愿”［8］，并且附加了“沒有生育政策限制條件下的理想子女?dāng)?shù)量”［8］這一條件。學(xué)術(shù)機構(gòu)進(jìn)行調(diào)查，或許會降低被訪者壓迫感從而獲得更為真實的生育意愿數(shù)據(jù)，但被訪者是否會受到生育政策慣性影響仍不得知。以上研究認(rèn)為，人們在表達(dá)生育意愿時往往被計劃生育政策所“裹挾”，從而不敢表達(dá)真實想法。這也暗示了，計劃生育政策放寬后，人們真實生育意愿可能高一些。

我國的生育意愿調(diào)查大多是在計劃生育政策實施后展開的。侯佳偉等［9］對1980—2011年間開展的227項關(guān)于中國人生育意愿的調(diào)查進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)1980年以來中國人理想子女?dāng)?shù)呈減少趨勢。1980—1989年平均理想子女?dāng)?shù)為2.13個，1990—1999年為1.9個，2000—2011年為1.67個。莊亞兒等［6］根據(jù)2013年全國開展的生育意愿調(diào)查，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民的理想子女?dāng)?shù)為1.93個；實行一孩、一孩半、二孩政策地區(qū)分別為1.84個、1.98個、2.01個；王軍、王廣州［8］采用2010—2014年學(xué)術(shù)機構(gòu)調(diào)查的4次數(shù)據(jù)，認(rèn)為中國目前意愿生育水平在1.82～1.88的區(qū)間范圍內(nèi)，其點估計值在1.86左右，并且越年輕的出生隊列其生育意愿越低。

為促進(jìn)人口長期均衡發(fā)展，我國開始逐步調(diào)整完善生育政策。分別在2013年決定實施單獨二孩政策，在2015年決定實施全面二孩政策，在2021年決定實施全面三孩政策。在單獨二孩政策下，楊菊華［10］基于2014年全國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)“單獨”“雙獨”“雙非”這3個流動群體的二孩生育意愿都很低，但“單獨”人群的意愿明顯高于其余兩個人群。并認(rèn)為政策調(diào)整雖可能釋放出一定的生育潛能，但難以使生育意愿出現(xiàn)較強反彈。全面二孩政策以來，鐘曉華［11］對全面二孩政策下廣東省居民再生育意愿進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)城市“雙非”夫婦有再生育意愿的比例由政策出臺前的34.5%提高到政策出臺后的40.4%。這一變化在鐘曉華看來“‘全面二孩’政策對城市‘雙非’夫婦再生育意愿的影響作用有限”。JUE等［12］采用2016—2017年在我國東、中、西11個省份采集的18～49歲的11991個女性樣本數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)意愿生育二孩的占39.4%，在擁有一孩的婦女中，意愿生育二孩的占39.5%。賀丹等［13］根據(jù)2017年全國生育抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)計算，發(fā)現(xiàn)育齡婦女平均理想子女?dāng)?shù)和打算生育子女?dāng)?shù)分別為1.96個與1.75個。查莉等［14］檢索了2016年1月1日至2019年8月31日國內(nèi)外公開發(fā)表的有關(guān)我國育齡婦女二孩生育意愿的橫斷面研究，發(fā)現(xiàn)我國育齡婦女二孩意愿生育率為0.42。卿石松、姜雨杉［15］依據(jù)2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)夫妻總體的平均理想子女?dāng)?shù)為1.95個，男性配偶的生育意愿略顯著高于妻子。進(jìn)入全面三孩政策時期，宋健、胡波［16］根據(jù)中國人民大學(xué)在2021年7—8月份全國5省份的調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)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?dāng)?shù)分別為1.68個與1.69個。石智雷等［17］根據(jù)湖北省125個區(qū)縣12041個家庭生育意愿調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)一孩、二孩家庭的平均理想子女?dāng)?shù)分別為1.57個與2.07個。

以上調(diào)查大多都基于截面數(shù)據(jù)展開分析，研究結(jié)果均表明，從1990年以來，我國居民生育意愿均處于更替水平以下。這與我國生育率從1991年進(jìn)入更替水平的發(fā)展趨勢相一致。以上調(diào)查結(jié)果的差異，與調(diào)查取樣時間、調(diào)研區(qū)域以及研究對象的界定口徑有關(guān)系，如莊亞兒等［6］的研究使用全國29個省份年齡為20～44周歲的有配偶男、女育齡人群。卿石松等［15］的研究采用了全國25個省份15～49歲在婚女性及其配偶樣本。楊菊華［10］采用的是生育過一孩的15～44歲的全國流動人口。石智雷等［17］則采用的是湖北省育齡婦女家庭生育數(shù)據(jù)。另外生育意愿測量指標(biāo)的選取也是造成以上研究結(jié)果差異的重要原因。如宋健、胡波［16］研究中意愿子女?dāng)?shù)為“希望子女?dāng)?shù)”，希望子女?dāng)?shù)是考慮現(xiàn)實條件后的生育打算。理想子女?dāng)?shù)反映了家庭不受條件約束的理想，可視為群體有可能達(dá)到的最高終身生育水平［17］。顧寶昌［18］認(rèn)為育齡婦女的理想子女?dāng)?shù)、生育意愿、生育計劃和實際生育行為逐層遞減，即本人意愿生育子女?dāng)?shù)低于一般理想子女?dāng)?shù)，具體生育計劃低于本人生育意愿，而實際生育行為又低于生育計劃。以上研究中只有楊菊華［10］與鐘曉華［11］直接提到生育政策對生育意愿的影響，兩項研究都認(rèn)為生育政策放寬后可以提高生育意愿，但同樣也認(rèn)為作用有限。但楊菊華做出這種判斷的依據(jù)是“‘單獨’人群的意愿明顯高于其余兩個人群”。顯然這一結(jié)論有待商榷，因為要想知道生育政策對生育意愿的影響，需要比較單獨二孩政策前與政策后“單獨”人群的生育意愿才可以知道，而不是將“單獨”人群的生育意愿與其他人群進(jìn)行比較。鐘曉華［11］研究的最大特色就是注意到了生育政策對生育意愿的影響要放在一個縱向時間變化中去考察，有了一個政策實施前與實施后的比較分析。但遺憾的是這項研究僅局限于廣東省，調(diào)查對象僅是城市地區(qū)的“雙非”家庭。而且對于其中關(guān)鍵變量“第二個孩子生育意愿”是采用回憶方式進(jìn)行。風(fēng)笑天［19］在評價這項研究時提到：“考慮到其研究樣本抽取采取的是非隨機的‘配額抽樣和方便抽樣相結(jié)合的方式’，同時對政策前生育意愿的測量采取的是回憶的方式，因而其研究所得結(jié)果的參考意義相對有限?！?/p>

由于我國地域遼闊、人口眾多，不同區(qū)域與不同特征人群生育意愿的細(xì)分研究在上述文章中也得以體現(xiàn)，如石智雷等［17］按照地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、夫妻戶籍性質(zhì)、婦女年齡、婦女受教育程度、婦女社會經(jīng)濟(jì)地位等維度研究了生育意愿。以上研究中只有莊亞兒等［6］分析了不同生育政策下的生育意愿。王培杰等［20］在研究人們對“獨生子女”政策反饋效應(yīng)時，提出“政策設(shè)計嚴(yán)格度差異導(dǎo)致信號干預(yù)強度和違規(guī)風(fēng)險程度差異，進(jìn)而導(dǎo)致公眾反饋效應(yīng)差異”。并證明了，“獨生子女”政策設(shè)計越嚴(yán)格，民眾對政府干預(yù)個體生育的支持度越高，民眾期望的子女?dāng)?shù)量和男孩數(shù)量越低。從這個角度推理，在計劃生育政策調(diào)整放寬后，處于原不同計劃生育政策下育齡人群對生育政策的反應(yīng)是不同的。如果從不同受教育程度、不同戶籍身份等特征分析生育政策調(diào)整后的生育意愿，其中的混合效應(yīng)可能抑制或抵消生育政策調(diào)整帶來的影響。另外步入低生育率時期后，每一個育齡婦女所面對的影響生育意愿的經(jīng)濟(jì)、社會與文化因素基本穩(wěn)定，在低生育意愿影響因素與形塑機制趨穩(wěn)的情況下，這時候突變的因素就是來自行政管理上生育政策的調(diào)整。所以對生育政策影響生育意愿研究的出發(fā)點、著手點更應(yīng)該聚焦在生育政策這個變量上。

根據(jù)以上分析，本文提出兩個研究假設(shè)，一個是生育政策調(diào)整放寬后，育齡婦女生育意愿會提高。另一個研究假設(shè)是原屬生育政策越是嚴(yán)格，生育政策放寬后生育意愿提升程度越小。

二、研究設(shè)計

（一）受訪樣本原屬生育政策的操作化

中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）已經(jīng)公布了6期縱向調(diào)查數(shù)據(jù)。其中2014年與2018年的成人問卷庫填報了每個樣本理想子女?dāng)?shù)。而這兩次調(diào)查恰好分別是全面二孩政策前與全面二孩政策后，由此構(gòu)成的縱向調(diào)查數(shù)據(jù)比較適合該項研究。本文使用這兩套數(shù)據(jù)檢驗全面二孩放開后人們的生育意愿是否會因為生育政策放寬而提升。首先，對每個數(shù)據(jù)庫中的樣本都按照全面二孩政策前的政策屬性進(jìn)行賦值，將全部樣本分為一孩政策、一孩半政策、二孩及以上政策。其次，分別討論并比較原屬生育政策下的生育意愿以及全面二孩政策放開后不同原屬生育政策中居民的生育意愿變動情況。

文章在對每個樣本計劃生育政策賦值時，主要參考了張正云［21］的《中國生育政策的差異性研究》、周長洪、潘金洪［22］的《中國政策生育水平與實際生育水平的測算》、高磊［23］的《中國少數(shù)民族生育政策研究——一個法理學(xué)的視角》、李曉迪［24］的《豐寧滿族自治縣計生管理問題研究》、中國法律法規(guī)數(shù)據(jù)庫中全國31個省份（不包含港澳臺地區(qū)）在2000年以后與2011年11月全國雙獨二孩政策出臺之前的人口與計劃生育條例。張正云通過《人口與計劃生育法》、各省份的地方性法規(guī)或政府規(guī)章等資料比較分析了我國生育政策在生育數(shù)量、生育時間和間隔等方面的差異，發(fā)現(xiàn)生育政策的差異主要體現(xiàn)在城鄉(xiāng)差異、民族差異與特殊差異上。在生育數(shù)量上，各地關(guān)于非農(nóng)業(yè)人口生育子女?dāng)?shù)量的規(guī)定基本相同，即國家干部、職工和城鎮(zhèn)居民一對夫婦只生育一個孩子。各地關(guān)于農(nóng)業(yè)人口生育子女?dāng)?shù)量的規(guī)定，則體現(xiàn)了較大的差異性，具體可分為三種類型：一孩政策包括上海、北京、四川、江蘇、天津、重慶6個省份；一孩半政策包括湖南、黑龍江、山西、陜西、福建、貴州、遼寧、河北、內(nèi)蒙古、吉林、浙江、安徽、江西、山東、河南、湖北、廣東、廣西、甘肅19個省份；二孩政策包括寧夏、海南、云南、青海、新疆5個省份；不限制生育的為西藏。

在我國少數(shù)民族人口生育政策上，《人口與計劃生育法》立法時，延續(xù)對少數(shù)民族的照顧，實行寬于漢族的生育政策?？紤]到地方性法規(guī)（規(guī)章）對少數(shù)民族生育數(shù)量政策已有明確規(guī)定，在立法技術(shù)上，同樣采取了“原則+授權(quán)”的立法模式。周長洪、潘金洪在《中國政策生育水平與實際生育水平的測算》一文中指出，“京、津、滬、蘇的人口與計劃生育條例中沒有照顧少數(shù)民族生育二孩政策，居住在這些地區(qū)的少數(shù)民族原則上不享受特殊照顧的生育政策”，“中國有兩個人口超過一千萬的少數(shù)民族（壯族和滿族）在生育政策規(guī)定上與漢族基本相同，沒有特殊照顧”。對于壯族，根據(jù)2010年第六次人口普查資料，壯族主要分布于廣西、云南與廣東3個省份，其中廣西占85.4%、云南占7.2%、廣東占5.2%。廣西壯族自治區(qū)人口和計劃生育條例確實提到“夫妻雙方均是一千萬人口以下少數(shù)民族的”經(jīng)過批準(zhǔn)可以生育第二個子女。云南省、廣東省的人口與計劃生育條例中并沒有具體提到一千萬人口以下的少數(shù)民族生育政策。所以文章只賦予廣西壯族人口與廣西漢族人口相同的生育政策。對于滿族，根據(jù)2000年第五次人口普查與2010年第六次人口普查資料，滿族人口分布較多的有遼寧、河北、吉林與黑龍江4個省份。其中以遼寧最多，兩次人口普查均超過了50%，其次是河北在20%左右。在查詢了4個省份的人口與計劃生育條例后，發(fā)現(xiàn)河北省、吉林省與黑龍江省均提到“夫妻雙方均為人口一千萬以下少數(shù)民族的”，可以再生育1個子女，遼寧省人口與計劃生育條例并沒有提到。所以文章只將河北省、吉林省與黑龍江省的滿族人口賦予與各省份漢族人口相同的生育政策。

部分省份實施允許不足千萬的少數(shù)民族生育三孩及以上的政策，主要分布在海南、青海、云南、寧夏、新疆和實施一孩半政策的19個省份的農(nóng)村地區(qū)，以及不限制生育的西藏地區(qū)。如新疆規(guī)定少數(shù)民族農(nóng)牧民一對夫妻可生育3個子女。黑龍江規(guī)定夫妻雙方均為鄂倫春、鄂溫克、赫哲、達(dá)斡爾、柯爾克孜族的，依法生育2個子女后，可以再生育一胎子女。內(nèi)蒙古規(guī)定達(dá)斡爾族、鄂溫克族、鄂倫春族公民的生育不受限制。甘肅規(guī)定“夫妻雙方均系農(nóng)村居民，其中一方系東鄉(xiāng)、裕固、保安族以及居住在人口稀少的牧區(qū)、林區(qū)的藏、蒙古、撒拉、哈薩克族，已生育兩個子女的”，可以再生育。寧夏規(guī)定固原市原州區(qū)、海原縣、西吉縣、隆德縣、涇源縣、彭陽縣、鹽池縣、同心縣（以下統(tǒng)稱山區(qū)八縣）的少數(shù)民族農(nóng)民，一對夫妻可以生育兩個子女，最多生3個。青海規(guī)定牧業(yè)區(qū)的少數(shù)民族牧民，一對夫妻可以生育3個子女。云南規(guī)定夫妻雙方都是居住在邊境村民委員會轄區(qū)的少數(shù)民族農(nóng)業(yè)人口，或者少數(shù)民族農(nóng)業(yè)人口夫妻一方是獨龍族、德昂族、基諾族、阿昌族、怒族、普米族、布朗族的，可以生育第3個子女。西藏規(guī)定“在腹心農(nóng)牧區(qū)，堅持教育為主，自愿為主，提供服務(wù)為主的原則，提倡少生、優(yōu)生和有間隔的生育”。對于以上省份明確規(guī)定可以生育三孩的少數(shù)民族，文章在對數(shù)據(jù)庫樣本賦值時略作調(diào)整。文章對每一個樣本生育政策的賦值主要參考戶籍地省份、戶口性質(zhì)與民族性質(zhì)三個變量。但由于各省份人口與計劃生育條例中生育調(diào)節(jié)的內(nèi)容有著特殊差異，如寧夏規(guī)定，對于夫妻雙方是城鎮(zhèn)居民或者一方為城鎮(zhèn)居民，另一方為農(nóng)村居民的，男方連續(xù)從事井下采掘作業(yè)5年以上，并繼續(xù)從事井下采掘作業(yè)的，在生育1個子女的前提下，可以再申請生育1個子女。對于符合此生育調(diào)節(jié)的樣本在文章中便不能標(biāo)注，因為問卷搜集上來的數(shù)據(jù)并沒有如此詳細(xì)的信息。所以文章規(guī)定的樣本生育政策并不完全精準(zhǔn)。至此，數(shù)據(jù)庫中每個樣本所屬的生育政策完成了賦值。

（二）確定數(shù)據(jù)庫中樣本年齡范圍的選擇

在生育意愿這一主題研究上，莊亞兒等［6］選取20～44歲樣本；於嘉等［25］選取20～45歲的女性樣本作為研究對象；于瀟、梁嘉寧［26］與卿石松等［15］篩選的是15～49歲育齡人群作為研究對象；陳衛(wèi)民等［27］選取年齡在18～60歲之間。鑒于本文研究的核心議題是原屬于不同計劃生育政策管控下的人口在面臨全面二孩政策時生育意愿的變化，而1980年中共中央發(fā)表的《關(guān)于控制我國人口增長問題致全體共產(chǎn)黨員、共青團(tuán)員的公開信》

標(biāo)志著我國全面推行計劃生育。所以本文將研究對象放在1960年及以后出生的人口身上，1980年時1960年出生的這部分人口剛滿20歲，根據(jù)李國經(jīng)［28］的研究，在1971—1980年10年間，我國婦女初育年齡從22.4歲提高到24.4歲，提高了2歲。這樣絕大部分人口的一孩生育就放在了嚴(yán)格的計劃生育政策出臺后的時間里。而對于樣本年齡下限本文選擇是1996年出生人口，這部分人口在2014年CFPS調(diào)查時的年齡為18歲。

（三）分性別對生育意愿進(jìn)行分析

由于男性與女性在生育、婚姻、家庭中承擔(dān)的角色不一樣，面臨的生育機會成本不一樣，所以男性與女性的生育意愿往往存在差異。王蓮秋等［29］發(fā)現(xiàn)“婚姻滿意度和收入水平對男性生育意愿有統(tǒng)計顯著的正向影響，但對女性生育意愿缺乏顯著的影響”?？梢?，在男女生育意愿影響因素上也存在差異。因此，本文在分析生育政策調(diào)整對生育意愿影響時，將男女分開進(jìn)行討論。

三、假設(shè)檢驗的分析邏輯與結(jié)果

（一）基于方差分析的均值檢驗

表1是篩選出來的1960—1996年出生的樣本在兩次調(diào)查年份上理想子女?dāng)?shù)的均值檢驗結(jié)果，這張表中只考慮出生年份一個影響因素。生育政策調(diào)整放寬后，原屬一孩政策下的女性與男性理想子女?dāng)?shù)都減少，女性由1.77個減少到1.7個，男性由1.78個減少到1.72個。原屬一孩半政策下女性與男性理想子女?dāng)?shù)都增加，女性由1.99個增加到2.04個，男性由1.97個增加到2.01個。雖然增加的數(shù)值并不大，但是都通過了顯著性檢驗。原屬二孩及以上政策的女性與男性理想子女?dāng)?shù)都沒有統(tǒng)計意義上的變化，全部女性與男性樣本理想子女?dāng)?shù)也沒有統(tǒng)計意義上的變化。上文中提出的生育意愿隨生育政策調(diào)整增加的研究假設(shè)只在原屬一孩半政策人群得到體現(xiàn)，原屬一孩政策人群的生育意愿反而有所下降。在原屬一孩政策的群體中，“80后”、“90后”大都是獨生子女。郭志剛、許琪［30］使用2010年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)獨生子女更可能與獨生子女結(jié)婚，且非獨生子女也更可能與非獨生子女結(jié)婚，所以原屬一孩政策的樣本在2014年調(diào)查時已經(jīng)在相當(dāng)程度上受到雙獨二孩、單獨二孩政策的影響。但是，原屬一孩生育政策人群理想子女?dāng)?shù)低于另外兩種政策人群，并且在全面兩孩政策出臺后進(jìn)一步下降，說明了在不考慮混雜因素影響下，相對寬松的生育政策對于提升原屬一孩政策人群的生育意愿沒有作用。

生育抉擇理論介紹了兩種生育抉擇的模式，用于解釋一個家庭對生育行為如何選擇。一個是同步模式，另一個是序次模式［31］。序次模式認(rèn)為人的生育意愿并非從始至終一成不變的，它是一個變數(shù)，夫妻對于生育孩子的數(shù)量的想法會隨著經(jīng)濟(jì)前景的變化、婚姻的發(fā)展特征以及其他因素發(fā)生變化。根據(jù)林富德［3］與MILLER等［32］文章里提到的理論，生育意愿會受到已生育孩子情況的影響。而在經(jīng)驗研究中，確實顯示出家庭中實際生育孩子數(shù)與生育意愿正相關(guān)關(guān)系。如莊亞兒等［6］基于2013年全國生育意愿調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，家庭現(xiàn)存子女?dāng)?shù)為0孩、1孩、2孩、3孩及以上的理想子女?dāng)?shù)分別為1.81個，1.83個，2.05個，2.83個，卿石松等［15］發(fā)現(xiàn)“現(xiàn)有子女?dāng)?shù)對生育意愿存在顯著正向影響，并且在夫妻樣本中保持一致”，石智雷等［17］基于湖北省125個區(qū)縣的數(shù)據(jù)，“未生育家庭、一孩家庭和二孩家庭的平均理想子女?dāng)?shù)分別為1.46個、1.57個和2.07個”。據(jù)此，本文認(rèn)為家庭中已有子女?dāng)?shù)確實是影響生育意愿的一個因素。家庭中有沒有孩子，家庭中即便有孩子但是究竟有幾個孩子，這些對生育意愿有差異性影響。而又根據(jù)宋健等［16］的發(fā)現(xiàn)，“中國育齡夫婦仍具有普遍生育的傾向。不論妻子還是丈夫，終身不想生育的比例均不足2%”。以及石智雷等［17］的發(fā)現(xiàn)，25～29歲樣本中未生育家庭占比7.61%，30～34歲未生育家庭占比3.90%，35～39歲未生育家庭占2.42%，40歲及以上未生育家庭占2.11%。年齡越大，未生育的比例越低。由此推測中國現(xiàn)實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沒有太大意義。所以本文將生育意愿的研究進(jìn)一步放在已經(jīng)生育過孩子的樣本上面，而不再去關(guān)注尚未生育的樣本。放在這樣一個大環(huán)境下去分析，更具有現(xiàn)實意義。鑒于此，在分析過程中又分析了至少生育過一個孩子樣本的理想子女?dāng)?shù)。因為我國的生育基本都是婚內(nèi)生育，所以表2中的結(jié)果實際上考慮了出生年份、婚姻、是否生育三個因素。

表2的均值檢驗結(jié)果與表1相比，各生育政策下樣本理想子女?dāng)?shù)均有所增加，說明了有過生育的樣本生育意愿高于尚未生育的樣本。并且在政策調(diào)整放寬后生育意愿的變動方向一致。不同點在于，生育政策調(diào)整后全部男性樣本理想子女?dāng)?shù)有所提升，由2014年的1.96個增加到2018年的1.99個，增長幅度雖然不大，但同樣通過了顯著性檢驗。

表3在表2的基礎(chǔ)上進(jìn)一步篩選出在2014年成人數(shù)據(jù)庫中訪問到的并且在2018年仍追蹤到的樣本。與表2相比，在政策調(diào)整放寬后生育意愿的變動方向一致。不同點在于，生育政策調(diào)整后全部女性樣本理想子女?dāng)?shù)有所提升，由2014年的1.99個增加到2018年的2.02個，增長0.03個孩子，差值很小，但通過了顯著性檢驗。

（二）基于面板數(shù)據(jù)的線性回歸模型檢驗

本文進(jìn)一步整理了下文回歸分析中用到的變量。在以往的研究，自評社會經(jīng)濟(jì)地位［17，33］、家庭年收入［15］、個人收入［15］、健康狀況［34］、遷移經(jīng)歷［35］、教育［15，36］、流產(chǎn)經(jīng)歷［12］、性別［6，15，17］、年齡［6，15，17，33］、戶口［15，17］、民族［34］、一孩年齡［17］、已有孩子性別結(jié)構(gòu)［15］、傳宗接代觀念［15］、撫養(yǎng)費［15］、婚姻滿意度［15］、婚姻持續(xù)時間［15］、配偶家務(wù)貢獻(xiàn)滿意度［15］被當(dāng)作影響生育意愿的因素進(jìn)行分析，甚至包括人口的空間特征，如人均地區(qū)生產(chǎn)總值、執(zhí)業(yè)醫(yī)師數(shù)量與小學(xué)教育規(guī)模［17］。本文根據(jù)中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)庫中的內(nèi)容選擇以下變量（見表4、表5）進(jìn)行分析，并對2014年CFPS數(shù)據(jù)庫中變量基本特征進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析（見表4、表5）。從表4、表5中看到，無論女性還是男性，屬于一孩半政策的樣本比例較高，女性占62%左右，男性占61%左右；女性樣本多于男性樣本；處于健康狀況的樣本為主；理想子女接近2個；受訪樣本平均年齡在41歲左右。

響應(yīng)變量理想子女?dāng)?shù)是一個計數(shù)變量，通常用到的計數(shù)回歸模型有泊松回歸、負(fù)二項回歸。但兩個回歸模型在使用的時候都有條件限制，在進(jìn)行了簡單計算后發(fā)現(xiàn)都不太適用。經(jīng)計算，

2014年CFPS數(shù)據(jù)庫中女性樣本理想子女?dāng)?shù)的均值是1.99個，方差是0.43，男性理想子女?dāng)?shù)的均值是1.96個，方差是0.45，不符合泊松回歸均值與方差相等的要求，也不滿足負(fù)二項回歸中要求的響應(yīng)變量存在過離散現(xiàn)象，即方差遠(yuǎn)大于均數(shù)。本文將理想子女?dāng)?shù)作為定距變量來處理。

考慮到生育意愿的變化既受到“時間效應(yīng)”的影響，又受到生育政策調(diào)整的影響，即“政策效應(yīng)”的影響，而在目前研究中，學(xué)界常用雙重差分法（DifferenceinDifference，DID）來分離“時間效應(yīng)”和“政策效應(yīng)”。因此，本文也采用雙重差分法，利用對照組生育意愿變動來衡量“計劃生育政策調(diào)整”實驗組隨時間變化的生育意愿效應(yīng)。本文采用面板線性雙重差分模型進(jìn)行分析，模型形式為：

Yit=β0+β1treatedit+β2yearit+β3treatedit

×yearit+β4xit+εit（1）

式中，Yit表示個體i在t年的意愿生育子女?dāng)?shù)，treatedit表示與計劃生育政策調(diào)整相關(guān)的分組虛擬變量，原屬一孩政策賦值為1，原屬二孩及以上政策賦值為0（還有一種情況是原屬一孩半政策賦值為1，原屬二孩及以上政策賦值為0）；yearit為實驗期標(biāo)識變量，2018年賦值為1，2014年賦值為0；treatedit×yearit表示樣本是否經(jīng)歷計劃生育政策調(diào)整與年份的乘積；xit為控制變量；εit為隨機擾動項。模型中系數(shù)β3反映了計劃生育政策調(diào)整對意愿生育子女?dāng)?shù)影響效果，是本文要關(guān)注的。

在具體的變量值整理過程中，2014年與2018年兩個調(diào)查年份包括男女所有的24068個樣本中，一共110個樣本的理想子女?dāng)?shù)填寫為0個，占0.46%。但這110個樣本均已經(jīng)實現(xiàn)了生育，所以本文將這110個理想子女?dāng)?shù)為0個的改為理想子女?dāng)?shù)為1個?？刂谱兞恐?，缺失值比較多的是“收入在本地的水平”，占個案總數(shù)的5.05%。此變量是一個定序變量，且沒有找到更好的替代缺失值的方法，在雙重差分模型中直接舍去相對應(yīng)的樣本。對于其他含缺失值或者不合邏輯值的變量，因丟失的個案比較少，也直接舍去。

具體的回歸結(jié)果見表6。表6分別展示了女性與男性理想子女?dāng)?shù)的回歸結(jié)果。表6中的女性樣本包括了原屬一孩政策與原屬二孩及以上政策的兩類女性人群。模型（1）是控制了交互項以及組別虛擬變量與時間虛擬變量的固定效應(yīng)后的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示交互項回歸系數(shù)并沒有通過顯著性檢驗，說明了全面二孩對原屬一孩政策的女性生育意愿并沒有影響。模型（2）是進(jìn)一步加入生育子女?dāng)?shù)、子女性別結(jié)構(gòu)、年齡、年齡平方、受教育年限、受教育年限平方、房產(chǎn)、工作狀態(tài)、傳宗接代思想、收入水平、健康狀況后的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)交互項的回歸系數(shù)仍沒通過顯著性檢驗。

為了考察是否因為遺漏變量導(dǎo)致估計結(jié)果的有偏性，本文借鑒孫琳琳等［37］的做法，采用隨機生成實驗組的方法進(jìn)行安慰劑檢驗。由于偽實驗組是隨機產(chǎn)生，不會對被解釋變量產(chǎn)生顯著影響，因此其估計系數(shù)應(yīng)該在0附近。對于表6中的女性樣本，在同樣控制住生育子女?dāng)?shù)、子女性別結(jié)構(gòu)、年齡、年齡平方、受教育年限、受教育年限平方、房產(chǎn)、工作狀態(tài)、傳宗接代思想、收入水平、健康狀況后，進(jìn)行了500次雙重差分估計。從圖1的回歸系數(shù)來看，隨機過程的系數(shù)估計值（圖1a）與t值（圖1b）都分布在0附近，幾乎成標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，說明計劃生育政策調(diào)整對生育意愿的影響，并不是由其他不可觀測因素推動，據(jù)此可以認(rèn)為DID模型結(jié)果是穩(wěn)健的。對于表6中的男性樣本交互項回歸系數(shù)同樣采用安慰劑檢驗，發(fā)現(xiàn)隨機過程的系數(shù)估計值與t值同樣都分布在0附近。限于論文篇幅，男性樣本檢驗圖形不再展示。

表7中的女性樣本包括了原屬一半孩政策與原屬二孩及以上政策的兩類女性人群。模型（5）是控制了交互項以及組別虛擬變量與時間虛擬變量的固定效應(yīng)后的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示交互項回歸系數(shù)為0.171，且在1%的統(tǒng)計水平下通過了顯著性檢驗，說明了全面二孩政策提高了原屬一孩半政策女性的生育意愿。模型（6）是進(jìn)一步加入生育子女?dāng)?shù)、子女性別結(jié)構(gòu)、年齡、年齡平方、受教育年限、受教育年限平方、房產(chǎn)、工作狀態(tài)、傳宗接代思想、收入水平、健康狀況后的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)交互項的回歸系數(shù)為0.164，雖然有所降低，但是在1%的統(tǒng)計水平下通過了顯著性檢驗。

表7中的男性樣本包括原屬一孩半政策與原屬二孩及以上政策的兩類男性人群。模型（7）、模型（8）分別對應(yīng)未加入控制變量與加入控制變量的結(jié)果。模型（7）、模型（8）交互項回歸系數(shù)都沒有通過顯著性檢驗，說明全面二孩政策對原屬一孩半政策的男性樣本生育意愿并沒有影響。對表7中女性樣本與男性樣本，同樣在加入控制變量的基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸系數(shù)的安慰劑檢驗，發(fā)現(xiàn)女性、男性隨機過程的系數(shù)估計值與t值同樣都分布在0附近，表7中交互項回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性，說明了本文的估計結(jié)果并沒有明顯的遺漏變量偏誤。表7中樣本交互項回歸系數(shù)同樣通過了安慰劑檢驗，圖形不再展示。

四、結(jié)論與討論

本文采用CFPS2014、CFPS2018年數(shù)據(jù)，基于均值分析與雙重差分回歸模型，分析了全面二孩政策對生育意愿的影響。綜合均值檢驗與雙重差分回歸模型結(jié)果，可以得出以下結(jié)論。雙重差分模型在剔除掉生育意愿所受時間效應(yīng)影響以及加入影響生育意愿的控制變量后，發(fā)現(xiàn)原屬一孩政策女性的生育意愿并不再下降，全面二孩政策對一孩政策女性生育意愿的變化不起作用，這與表3的分析結(jié)果相異；原屬一孩政策男性的生育意愿顯著降低，這與表3的分析結(jié)果相同。從模型（4）交互項回歸系數(shù)來看，受全面二孩政策調(diào)整影響，原屬一孩政策的男性生育意愿平均下降了0.101個孩子，相較于原屬二孩及以上政策的男性，全面二孩政策將會降低生育意愿；表7回歸結(jié)果顯示，原屬一孩半政策女性的生育意愿有所提高，這與表3的分析結(jié)果相同。從模型（6）交互項回歸系數(shù)0.164來看，受全面二孩政策調(diào)整影響，原屬一孩半政策的女性生育意愿平均提高了0.164個孩子，相較于原屬于二孩及以上政策的女性，全面二孩政策將會提高生育意愿；與表3結(jié)果不同，雙重差分結(jié)果顯示原屬一孩半政策男性的生育意愿雖略有提升，但并沒有通過統(tǒng)計上的顯著性檢驗。本文中第一個研究假設(shè)僅在一孩半政策女性身上得到驗證，而第二個研究假設(shè)在所有人群都沒得到驗證。本文基于全面二孩政策實施前后的數(shù)據(jù)，澄清了以往人口學(xué)研究中這一歷史遺留問題，證明了生育政策對生育意愿的抑制作用僅僅存在于原屬一孩半政策女性身上。進(jìn)一步從表1、表2、表3看總體人口情況，發(fā)現(xiàn)無論男性還是女性，全面二孩政策下生育意愿提高的幅度都非常小，并且在統(tǒng)計上有些并沒有通過顯著性檢驗。所以從全體人群看，生育政策對生育意愿的抑制作用也可以忽略不計。但本文也僅僅是證明，以往研究中提到的生育政策對生育意愿的抑制作用，在2018年這個時間節(jié)點上可以不計，至于在喬曉春［4］與鄭真真［5］提出這種主觀猜測的那個時間段是否存在，本文沒能證明。

原屬生育政策背后體現(xiàn)的是戶籍、省份與民族差異。原屬于一孩生育政策女性與男性更多是非農(nóng)業(yè)戶口、漢族，這些人口更多分布于工業(yè)化、現(xiàn)代化程度比較高的區(qū)域，也更早地接觸到現(xiàn)代化?，F(xiàn)代化的發(fā)展催生了高效的勞動生產(chǎn)率，提高了女性的勞動參與率與獨立意識，現(xiàn)代化發(fā)展提供的豐富多彩的現(xiàn)代化生活降低了人們生育的欲望，加之較高的產(chǎn)育成本與房價成本共同抑制了人們的生育意愿。另外，性別公平理論認(rèn)為，女性在公領(lǐng)域性別平等的水平相對較高，但是在家庭導(dǎo)向的私領(lǐng)域性別平等的水平比較低。這是因為在傳統(tǒng)的社會性別話語下，“男主外、女主內(nèi)”“女性更適合育兒”“男性更容易在事業(yè)上有所建樹”等家庭角色分工造成的。這兩個領(lǐng)域的性別平等水平不同步導(dǎo)致了女性工作-家庭沖突，如女性在職場的成功和家務(wù)的繁重，導(dǎo)致她們把將來的家庭角色（如妻子、母親等）視為對個人發(fā)展的拖累，因而選擇了少生甚至不生或不婚。性別公平理論或許在原屬一孩政策女性身上體現(xiàn)得更為明顯。還有，在歐洲國家完成生育轉(zhuǎn)變后，面對歐洲持續(xù)的低生育率現(xiàn)象，LUTZ等［38］提出低生育率陷阱理論，認(rèn)為低生育會通過人口學(xué)、社會學(xué)與經(jīng)濟(jì)學(xué)三種渠道實現(xiàn)自我強化。于瀟、梁嘉寧［26］從社會學(xué)自我強化的角度出發(fā)，研究了獨生子女父母與獨生子女之間生育意愿代際傳遞的影響。獨生子女受父母生育行為和家庭環(huán)境的影響，在生育代際傳遞作用下，更有可能形成低生育偏好。這可以解釋為什么原屬一孩生育政策的群體生育意愿會繼續(xù)保持在原來低位甚至繼續(xù)走低。

全面二孩政策對原屬一孩半政策女性人群積極調(diào)節(jié)作用最強。一孩半政策對應(yīng)的女性樣本大都限于農(nóng)業(yè)戶籍的漢族人口。在風(fēng)笑天、張青松［39］早期的研究中，采用實證分析方法得出城鄉(xiāng)居民理想子女?dāng)?shù)變遷有著不小差異的結(jié)論。“1980年以來，農(nóng)村人口的理想子女?dāng)?shù)始終多于城市人口，且差異比較明顯?！边x取20世紀(jì)80年代和90年代為例，農(nóng)村居民理想子女?dāng)?shù)從以2～3個為主轉(zhuǎn)變?yōu)槎嘁远橹鳎瑫r期城市居民的理想子女?dāng)?shù)則從以1～2個為主下降至以一孩為主。背后的原因是，長期的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，使得社會、經(jīng)濟(jì)、文化等方面的建設(shè)發(fā)展在兩者之間并不平衡。進(jìn)入21世紀(jì)，城鄉(xiāng)居民意愿生育子女?dāng)?shù)差異開始縮小，2006年的全國人口與計劃生育抽樣數(shù)據(jù)顯示農(nóng)業(yè)戶口育齡婦女理想子女?dāng)?shù)為1.78個，非農(nóng)業(yè)戶口為1.6個［40］。石智雷等［17］基于湖北省125個區(qū)縣12014個家庭生育意愿調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在一孩為女孩的前提下，城市家庭想要二孩的比例為10.1%，農(nóng)村家庭為14.2%；在一孩為男孩的前提下，城市家庭想要二孩的比例為6.85%，農(nóng)村家庭為10.64%。城市地區(qū)兩個孩子均為男孩的家庭三孩生育意愿比例（0.83%）最低，但農(nóng)村地區(qū)兩個孩子均為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%），這說明農(nóng)村家庭更愿意追求兒女雙全的子女結(jié)構(gòu)。本次調(diào)查中，2018年一孩半政策女性對子女在傳宗接代重要性①的評價得分為4.25，高于一孩政策的3.78，二孩及以上政策的為4.23；一孩半政策女性對子女有出息的重要性的評價得分為4.65，高于一孩政策的4.54，二孩及以上政策的為4.62；一孩半政策女性希望生育男孩數(shù)為1.14個，高于一孩政策的0.88個，低于二孩及以上政策的1.24個。一孩半政策女性對子女效用需求多于一孩政策女性。萊賓斯坦（Leibenstein）用微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的成本效用來分析生育決策行為，提出了成本-收益理論。該理論認(rèn)為家庭生育中的投入可以劃分為直接成本與間接成本，直接成本是指家庭生育和養(yǎng)育孩子需要付出的花費，間接成本指的是生育的時間成本和機會成本。子女的效用細(xì)分為六種：消費效用、收入效用、風(fēng)險抵御效用、老年保障效用、維持家庭地位的效用、家庭規(guī)模擴張效用。生育的均衡條件是次序最高的孩子所能帶來的效用等于需要付出的成本。在最高孩次的生育決策中，若邊際效用大于邊際成本，則家庭會選擇生育；若最高孩次的邊際效用小于邊際成本，家庭便會停止生育。為了積極推進(jìn)全面二孩政策，地方政府在鼓勵生育方面也做出了相應(yīng)的政策探索。最為顯著的表現(xiàn)有兩個，一是延長產(chǎn)假，除了國家規(guī)定的98天產(chǎn)假，各地政府相應(yīng)增加一定天數(shù)的產(chǎn)假，如安徽省規(guī)定，符合《安徽省人口與計劃生育條例》生育子女的夫妻，除享受國家及安徽省規(guī)定的產(chǎn)假外（國家規(guī)定的產(chǎn)假98天，安徽省人口計生條例規(guī)定增加60天產(chǎn)假，配偶享有護(hù)理假10天），生育政策內(nèi)兩孩及以上孩次的，鼓勵將產(chǎn)婦產(chǎn)假再延長30天、配偶護(hù)理假再延長10天。二是提高生育津貼給付水平。生育女職工在產(chǎn)假期間仍可享受生育津貼或與在崗職工同等待遇，不同省份因經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異具體標(biāo)準(zhǔn)略有不同。從中央政府層面，2019年3月，國務(wù)院辦公廳發(fā)布《關(guān)于全面推進(jìn)生育保險和職工基本醫(yī)療保險合并實施的意見》（國辦發(fā)〔2019〕10號），將生育保險納入基本醫(yī)療保險之中，就讓所有參加基本醫(yī)療保險的人員都可以享受到生育保險的待遇，從而較好地擴大生育保險的覆蓋面。在較為寬松的生育政策下，此類配套措施可以幫助一孩半政策的婦女降低生育成本與生育風(fēng)險，減少經(jīng)濟(jì)成本壓力，另外又為實現(xiàn)多子女需求效用提供政策基礎(chǔ)，家庭預(yù)期能享受到多子女帶來的經(jīng)濟(jì)和非經(jīng)濟(jì)效用，從而提高生育意愿。模型（8）中男性樣本交互項回歸系數(shù)不再顯著，說明了表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帶來的，而是由影響該組男性生育意愿的其他原因帶來的。

本文采用理想子女?dāng)?shù)研究生育意愿，而在鄭真真［41］看來，“理想子女?dāng)?shù)、期望生育子女?dāng)?shù)、生育意向和生育計劃是逐步接近現(xiàn)實的3個層次”。據(jù)此推論，本文采用的理想子女?dāng)?shù)是離實際生育最遠(yuǎn)的一個指標(biāo)，這受限于手頭上的數(shù)據(jù)資料。但鄭真真同時認(rèn)為，“在群體層面這個指標(biāo)隨時間變動的穩(wěn)定性是逐級遞減的，理想子女?dāng)?shù)最為穩(wěn)定”，“理想子女?dāng)?shù)變化緩慢且滯后于生育率變化，適用于對群體生育觀念變遷的回顧性研究”。據(jù)此推論，本文所得出的結(jié)論具有穩(wěn)定性意義，反映了生育政策調(diào)整前后生育觀念的根本性變遷。這也啟示決策者，不要再將生育政策調(diào)整放寬作為提升總體生育水平的砝碼，因為生育政策調(diào)整放寬對總體人群基本不起作用。但是應(yīng)該重點關(guān)注原屬于一孩半政策的婦女，應(yīng)加大生育支持力度，促使其將生育意愿轉(zhuǎn)換成生育現(xiàn)實。

［注釋］

①重要性打分的規(guī)則是“1”分表示不重要，“5”分表示非常重要。分?jǐn)?shù)越高認(rèn)為重要程度越高。[BFQ][ZK）]

［參考文獻(xiàn)］

［1］陳衛(wèi).“發(fā)展—計劃生育—生育率”的動態(tài)關(guān)系：中國省級數(shù)據(jù)再考察［J］.人口研究，2005（1）：2-10.

［2］王金營，王志成，何云艷，等.中國各地區(qū)婦女生育水平差異的社會經(jīng)濟(jì)影響因素分析——兼對1990—2000年期間各地區(qū)生育水平下降因素考察［J］.南方人口，2005（2）：31-39.

［3］林富德.急劇轉(zhuǎn)變中的婦女生育意愿［J］.中國人口科學(xué)，1992（3）：36-42.

［4］喬曉春.關(guān)于21世紀(jì)中國生育政策研究的思考［J］.人口研究，1999（2）：1-9.

［5］鄭真真.中國育齡婦女的生育意愿研究［J］.中國人口科學(xué)，2004（5）：75-80.

［6］莊亞兒，姜玉，王志理，等.當(dāng)前我國城鄉(xiāng)居民的生育意愿——基于2013年全國生育意愿調(diào)查［J］.人口研究，2014，38（3）：3-13.

［7］王軍，王廣州.中國育齡人群的生育意愿及其影響估計［J］.中國人口科學(xué)，2013（4）：26-35.

［8］王軍，王廣州.中國低生育水平下的生育意愿與生育行為差異研究［J］.人口學(xué)刊，2016，38（2）：5-17.

［9］侯佳偉，黃四林，辛自強，等.中國人口生育意愿變遷：1980—2011［J］.中國社會科學(xué)，2014（4）：78-97.

［10］楊菊華.單獨二孩政策下流動人口的生育意愿試析［J］.中國人口科學(xué)，2015（1）：89-96.

［11］鐘曉華.“全面二孩”政策實施效果的評價與優(yōu)化策略——基于城市“雙非”夫婦再生育意愿的調(diào)查［J］.中國行政管理，2016（7）：127-131.

［12］JUE L，MINL，SHIKUNZ，etal.IntenttohaveasecondchildamongChinesewomenofchildbearingagefollowingChina’snewuniversaltwochildpolicy：acrosssectionalstudy［J］.Bmjsexual&reproductivehealthjan，2020，46（1）：59-66.

［13］賀丹，張許穎，莊亞兒，等.2006～2016年中國生育狀況報告——基于2017年全國生育狀況抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)分析［J］.人口研究，2018，42（6）：35-45.

［14］查莉，趙斌，劉洋毅，等.“全面二孩”政策下中國育齡婦女二孩生育意愿的Meta分析［J］.中國循證醫(yī)學(xué)雜志，2020，20（11）：1301-1307.

［15］卿石松，姜雨杉.夫妻生育意愿及影響因素的差異分析［J］.華東師范大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2022，54（3）：140-152.

［16］宋健，胡波.中國育齡人群的生育動機與生育意愿［J］.人口與經(jīng)濟(jì)，2022（6）：1-16.

［17］石智雷，邵璽，王璋，等.三孩政策下城鄉(xiāng)居民生育意愿［J］.人口學(xué)刊，2022，44（3）：1-18.

［18］顧寶昌.生育意愿、生育行為和生育水平［J］.人口研究，2011，35（2）：43-59.

［19］風(fēng)笑天.“全面二孩”政策實施效果：現(xiàn)有評價分析及其思考［J］.東南大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2020，22（5）：103-111.

［20］王培杰，彭雨馨，張友浪.政策設(shè)計、政策認(rèn)同和生育偏好——基于“獨生子女”政策的反饋效應(yīng)分析［J］.公共行政評論，2022，15（5）：27-48.

［21］張正云.中國生育政策的差異性研究［D］.長春：吉林大學(xué)，2016：53-64.

［22］周長洪，潘金洪.中國政策生育水平與實際生育水平的測算［J］.中國人口科學(xué)，2010（4）：13-22.

［23］高磊.中國少數(shù)民族生育政策研究——一個法理學(xué)的視角［D］.長春：吉林大學(xué)，2011：12-22.

［24］李曉迪.豐寧滿族自治縣計生管理問題研究［D］.北京：中央民族大學(xué)，2013：9-16.

［25］於嘉，周揚，謝宇.中國居民理想子女?dāng)?shù)量的宏觀影響因素［J］.人口研究，2021，45（6）：45-61.

［26］于瀟，梁嘉寧.中國獨生子女生育意愿研究——基于生育代際傳遞視角［J］.浙江社會科學(xué)，2021（11）：80-89.

［27］陳衛(wèi)民，萬佳樂，李超偉.上網(wǎng)為什么會影響個人生育意愿？［J］.人口研究，2022，46（3）：16-29.

［28］李國經(jīng).我國婦女平均生育年齡動態(tài)分析（1960—1981年）［J］.人口學(xué)刊，1988（3）：53-56.

［29］王蓮秋，吳華安，朱明東，等.婚姻滿意度、收入水平對生育意愿的影響——地區(qū)與性別差異的實證分析［J］.長江論壇，2022（3）：27-36.

［30］郭志剛，許琪.獨生屬性與婚姻匹配研究——對“隨機婚配”假定的檢驗［J］.中國人口科學(xué)，2014（6）：26-35.

［31］UDRYRJ．Docouplesmakefertilityplansonebirthatatime？［J］.Demography，1983，20（2）：117-128.

［32］MILLERWB，PASTADJ.Howdoeschildbearingaffectfertilitymotivationsanddesires？［J］.Socialbiology，1995，42（3-4）：185-198.

［33］靳永愛，宋健，陳衛(wèi).全面二孩政策背景下中國城市女性的生育偏好與生育計劃［J］.人口研究，2016，40（6）：22-37.

［34］方大春，裴夢迪.居民二孩生育意愿的影響因素研究——基于CGSS2015數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究［J］.調(diào)研世界，2018（9）：9-13.

［35］張勇，尹秀芳，徐瑋.符合“單獨二孩”政策城鎮(zhèn)居民的生育意愿調(diào)查［J］.中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2014（5）：14-19.

［36］李靜，秦玉春，王敬博，等.女性教育對生育意愿的影響研究［J］.財貿(mào)研究，2023，34（1）：34-45.

［37］孫琳琳，楊浩，鄭海濤.土地確權(quán)對中國農(nóng)戶資本投資的影響——基于異質(zhì)性農(nóng)戶模型的微觀分析［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2020，55（11）：156-173.

［38］LUTZW，SKIRBEKKV，TESTAMR.Thelowfertilitytraphypothesis：forcesthatmayleadtofurtherpostponementandfewerbirthsinEurope［J］.Viennayearbookofpopulationresearch，2006：167-192.

［39］風(fēng)笑天，張青松.二十年城鄉(xiāng)居民生育意愿變遷研究［J］.市場與人口分析，2002（5）：21-31.

［40］國家人口計生委.人口和計劃生育統(tǒng)計公報（2007年第2號）2006年全國人口和計劃生育抽樣調(diào)查主要數(shù)據(jù)公報［J］.人口與計劃生育，2007（5）：21.

［41］鄭真真.生育意愿的測量與應(yīng)用［J］.中國人口科學(xué)，2014（6）：15-25.

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

（責(zé)任編輯：張麗陽）