1. 引言
人口长期均衡发展是我国当前面临的重要问题。20世纪70年代，由于我国人口增长过快，在1980年开始实施计划生育政策，严格管控人口增长，但同时生育水平的降低也造成了社会老龄化程度不断加深，人口红利逐渐消失。面对人口问题，提高生育水平是短期内实现人口均衡发展最为有效的途径。自2013年起，我国开始不断调整生育政策，从“单独二孩”到“全面二孩”政策的实施，以期通过制度的放开来缓解老龄化和人口红利消失的社会问题，但是实施效果却未尽人意。据2020年我国第七次人口普查结果显示：我国0至14岁人口为2.5亿人，占17.95%，65岁及以上人口为1.9亿人，占13.50%。与2010年相比，0至14岁、60岁及以上人口的比重分别上升1.35和5.44个百分点，距离深度老龄化仅有0.5%的距离。面对各种社会问题的不断加深，我国政府在2021年6月1日中共中央政治局会议审议通过“一对夫妻可以生育三个子女政策及配套支持措施”的重大决策。
由于我国生育政策核心观念的改变，由20世纪70年代的排他性政策逐渐变为包容性政策，2020年11月，《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五远景目标的建议》公布，首次提出要“增强生育政策包容性”，进一步将“包容性”与“生育政策”关联起来，充分尊重生育决策主体的自主性，使我国育龄女性的决策行为很大程度上不会受制度的约束，所以育龄女性自身的生育意愿对生育行为的发生起着决定性的作用。对于生育意愿的研究，可以追溯到20世纪80年代，国内外学者针对生育意愿的影响因素展开了大量的实证研究。从已有研究来看，生育意愿与生育行为密切相关，尽管生育意愿不等同于生育行为，也不一定能准确预测生育行为，但目前用来预测生育行为的最好方式依旧是先了解生育意愿 [1]。
因此本文基于2020年10月公开的CGSS2017的数据进行实证分析，探究在生育政策不再具有强制性的政策背景下，育龄女性个体生育意愿的影响因素，进而可以针对性地提出政策建议，以应对社会老龄化的现实问题。
2. 文献回顾
关于生育意愿的研究是目前学术研究的热点，不仅讨论生育意愿变化的趋势，更进一步广泛分析了引起其发生变化的原因，从不同研究对象和研究方向出发，对生育意愿的影响因素进行实证分析。现有研究从研究对象个体差异的划分上，分别探究了性别差异 [2]、区域差异 [3] 和城乡差异 [4] 等生育意愿影响；针对不同的研究内容，分别探究了住房 [5]、社会认同 [6]、个人收入和教育程度 [7] 等因素对生育意愿的影响。本文将从个体特征因素、客观社会经济因素和主观感知因素三个维度来回顾现有的实证研究情况。
2.1. 个体特征因素
生育意愿的不同受个体特征差异的影响，不同的社会文化背景下的育龄女性对生育行为会有不同的看法，进而影响到生育意愿。现有研究结论证明，性别、户口、教育程度、目前婚姻状况、地区差异和城乡差异都会对生育意愿产生影响。学者林天水等(2020)在进行家庭二孩的生育意愿影响因素的实证分析中得出，父母年龄与二孩的生育意愿呈负相关关系，父母的年龄越大对二孩的生育意愿越低；家庭的月总收入与二孩生育意愿呈正相关关系 [8]；学者段继红等(2020)在对江苏省家庭进行实证调研分析得出，女性的二孩生育意愿要较男性低5.24%，收入对二孩生育意愿的影响为正，收入每提高一个等级，二孩生育意愿提高4.41%，农村比城市人口的二孩生育意愿更高 [9]；学者赵梦晗(2019)研究得出，夫妻的受教育程度与二孩的生育意愿呈U型关系，受教育程度为初中的夫妻二孩的生育意愿最低 [10]。
2.2. 客观社会经济因素
基于成本——效用理论认为客观的社会经济因素是影响生育意愿的关键因素。其中经济因素中的房价和收入水平都会影响生育意愿的水平。学者杨克文(2019)分析CLDS2014数据得出，房价上涨对女性生育意愿具有显著的负面影响，商品房均价每上涨1%，生育孩子意愿数下降约0.2个 [11]；学者王记文在分析2010~2015的CGSS数据中得出，收入与生育意愿之间呈倒U型关系。另一个影响生育意愿的因素是社会因素，学者陈欢、张跃华(2019)分析2010~2015的CGSS数据综合得出，养老保险和生育意愿呈负相关关系，参加养老保险使总生育意愿下降了14.1%，但仅在高收入和低收入的家庭中影响显著，在中等收入的家庭中影响不显著 [12]。
2.3. 主观感知因素
人类个体的主观感知的形成依赖于行为主体依据自身价值判断标准在横向与纵向上做出的比较 [13]。在宏观经济和社会因素长时间稳定的局面下，主观感知的转变也会影响生育意愿的转变。学者魏炜等(2019)分析CGSS2015的数据后得出，主观幸福感可以促进城乡居民的生育意愿，公共教育满意度可以促进农村居民的生育意愿 [14]；学者陈卫民、李晓晴(2020)分析CGSS2015数据后得出，阶层认同会加大收入增长对生育意愿的负向影响，向上社会流动预期也会加大收入对生育意愿的负向影响，提出需要对育龄人群从社会价值观方面加以引导 [15]。学者梁城城、王鹏(2019)分析2013-2015CGSS数据得出，公共服务的满意度可以促进育龄人群的生育意愿 [16]。
通过梳理现有研究成果，我们可以发现，目前关于生育意愿的影响大多数学者选择对父母对生育二孩的意愿进行实证分析，由于我国在2021年进一步又提出了关于三孩的生育政策，目的在于进一步加强国民的生育意愿，目前我们需要对父母是否有生育更多孩子的意愿进行分析，以针对性的进行政策改进，达到缓解人口压力的目的。所以本文的创新点一方面在于并不仅仅对是否生育二孩进行简单划分之后进行分析，而是分别对各数量的生育意愿进行分析；另一方面在于本文仅针对女性育龄群体的生育意愿进行分析，原因在于女性在生育行为中是最为主要的个体，针对女性的分析可以更清楚的认识到生育意愿的影响因素，以更为有效的提高生育率。
3. 研究设计
3.1. 数据来源与样本选择
本文基于中国综合社会调查(CGSS)的数据，采用2020年7月发布的CGSS2017的数据，具有一定的时效性。CGSS2017的数据覆盖全国31个省市，收集到12,582个有效样本数据，数据具有多样性与广泛性。本文仅分析育龄女性的生育意愿，调查研究指出，一般女性的生育期为15~49岁，结合民法典规定的女性法定结婚年龄为20岁，因此本文只选择20~49岁的女性为分析对象，在剔除掉无关样本之后，得到符合要求的样本数为3001个。
3.2. 研究框架与研究假设
经过梳理学界关于生育变量影响因素的研究成果，本文界定出进行实证分析的三个维度：个体特征维度、客观维度和主观维度。其中个体特征维度的因素无法在短期内通过政府政策得到转变，是短时间内相对稳定的因素，因此本文将个体特征维度的变量设定为控制变量，自变量包括客观和主观两个维度，因变量为育龄女性的生育意愿。该研究致力于分析针对育龄女性个体生育意愿的影响因素。根据上述文献综述提出以下研究假设：
原假设：
H0：育龄女性的生育意愿与个体特征因素、客观因素和主观因素无关；
备择假设：
H1：育龄女性的生育意愿与个体年龄有关；
H2：育龄女性的生育意愿与个体城乡分布有关；
H3：育龄女性的生育意愿与个体教育年限有关；
H4：育龄女性的生育意愿与经济收入有关；
H5：育龄女性的生育意愿与养老保险情况有关；
H6：育龄女性的生育意愿与主观经济地位有关；
H7：育龄女性的生育意愿与主观幸福感有关。
3.3. 模型设定
本研究的被解释变量为育龄女性的生育意愿，因为女性的法定结婚年龄和最佳生育年龄的设定，本文设定20~49岁的女性为育龄女性，选定为研究样本。该变量来源于问卷中“如果没有生育政策的限制，你想要几个孩子”一题。自变量依据客观社会经济和主观感知分为两个维度进行分析，控制变量为个体的特征因素。至此，被解释变量“居民社区参与行为”可视为定距定比变量，因此建立多元回归模型进行分析。其模型公式如下：
其中，Y表示育龄女性在没有政策限制下生育意愿的数量，a为常数项，表示在自变量都为0的情况下，育龄女性在没有政策限制下生育意愿的数量。
为变量系数，
表示本研究的各核心变量与控制变量。
3.4. 变量选择与测量
本文自变量与因变量均来源于CGSS2017数据，选取相应问题进行数字定义，具体定义见表1。
3.4.1. 因变量选择
本文的因变量是育龄女性的生育意愿，关于生育意愿的询问，在CGSS2017中的问题是“如果没有生育政策的限制，你想要几个孩子”。其中回答“不知道”“不适用”以及异常值均设置为缺失值。
3.4.2. 自变量选择
客观社会经济维度：本文选取个人的经济收入和养老保险的参与情况作为参考衡量该个体的社会经济情况，在CGSS2017中的问题体现在“您个人去年(2016年)全年总收入”与“您是否参加了城市/农村基本养老保险的社会保障项目”，对参加养老保险情况进行重新赋值，将没有参加赋值为0，参加赋值为1。因为收入变量不符合正态分布要求，所以我们将收入的自然对数纳入回归分析中，并将回答中的“不知道”“拒绝回答”以及异常值设置为缺失值。
主观感知维度：本文选取个人感知中的主观经济地位与主观幸福感作为衡量个体主观感知的标准，在CGSS2017中的问题体现在“综合看来，在目前这个社会上，您本人的社会经济地位属于”与“总的来说，您觉得您的生活是否幸福”。根据假设设定，将数据中的社会经济地位变量重新排序，用1~5的数字依次代表“下层、中下层、中层、中上层、上层”的回答，数字越大代表社会经济地位越高。幸福感数据中，用1~5数字依次代表“非常不幸福、比较不幸福、说不上幸福不幸福、比较幸福、非常幸福”的回答，数字越大代表幸福感越高，并将这两个问题中回答“不知道”“拒绝回答”以及异常值的数据设置为缺失值。
3.4.3. 控制变量选择
本文将个体特征因素设定为控制变量，选取年龄、城乡与教育年限为控制变量，在CGSS2017中的问题体现在“您的出生日期是什么”、“城乡”与“您目前的最高教育程度是”。根据分析需求，将结合数据中的出生日期与调查年限，生成年龄变量，对城乡变量的数据进行重新赋值，将乡赋值为0，城市赋值为1，对教育程度进行的处理是将数据中的最高教育程度根据实际情况生成衡量教育年限的变量，并对数据中这三个问题中回答“不知道”“拒绝回答”以及异常值的数据设置为缺失值。
4. 实证研究结果及分析
4.1. 数据描述性统计
各类主要数据的描述性统计见表2。其中，我们可以看到生育意愿的平均值为1.8395，对比目前的生育政策，受访者的平均生育意愿处于较低水平。养老保险的平均值为0.6487，大于赋值中的中位数，说明样本中大多数群体都是有养老保险，社会经济水平较高。主观社会经济地位变量的平均值仅为2.3119，低于中位数水平，看出大多数样本认为自己的社会经济地位偏低，主观幸福感的平均值为3.8793，高于中位数水平，可以看出样本中普遍的幸福感偏高。数据中均值可以反映数据的整体分布情况，而标准差可以表示数据的离散程度，即数据集之间偏离平均值的程度 [17]。
Table 2. Descriptive statistics of each variable
表2. 各变量描述性统计
4.2. 回归分析结果
经过对因变量生育意愿的缺失值与异常值处理，是其变为0~6的连续性变量，因此因变量属于定序变量，本文使用多元线性回归模型对其进行数据分析。多元回归模型的分析结果见表3，模型1是仅在模型中纳入了控制变量进行回归的结果，模型2和模型3是对客观社会经济因素和主观感知因素在控制了控制变量之后分别做的回归分析，模型4将所有变量纳入模型中进行回归的结果。除此之外，表3还体现了整个模型的R方值和显著性结果，结果显示，4个模型均在1%的水平上显著，说明所有模型结果可以信任。
控制变量年龄、城乡和教育年限在所有模型中均显著，其中年龄变量在所有模型中都在1%的水平上显著，说明年龄对生育意愿有显著的正向影响作用，年龄越大，生育意愿越高，年龄增加1岁，生育意愿会增加0.00659，对比模型2与模型4，加入客观社会经济因素变量使年龄对生育意愿的正向影响变大，说明社会经济因素会加大年龄对生育意愿的影响。而城乡与教育年限对生育意愿具有显著的负向作用，城乡变量的系数为负，说明城市人口的生育意愿比农村人口的生育意愿要低0.0824并在1%的水平上显著，说明生育意愿有显著的城乡差异；教育年限的系数为负，说明教育年限越高的人生育意愿越低，每增加一年教育年限，生育意愿会降低0.0161并在1%的水平上显著。因此，假设1、2、3得到验证，接受备择假设。
客观社会经济因素个人收入与养老保险情况在模型2中控制了个体特征因素之后对生育意愿的回归分析结果不显著，模型4中加入主观感知因素后，个人收入仅在5%的显著性水平上显著，养老保险情况对生育意愿的影响仍不显著。因此，本文认定，假设4、5没有得到验证，拒绝备择假设，接受原假设。认为个体生育意愿与个人收入和养老保险情况无关。
主观感知因素主观社会经济地位与主观幸福感在模型3中控制了个体特征因素之后与生育意愿的回归系数均在1%的水平上显著且均对生育意愿有正向的影响作用。其中主观社会经济地位每增加一个等级，生育意愿会增加0.0517；主观幸福感每增加一个等级，生育意愿会增加0.0474。在模型4中纳入了客观社会经济因素之后，主观社会经济地位与主观幸福感对生育意愿仍在1%水平上有显著的正向影响，而且在纳入了客观社会经济因素之后，明显提高了主观社会经济地位与主观幸福感两者原本对生育意愿的正向影响。在模型4中，主观社会经济地位每增加一个等级，生育意愿增加0.0595；主观幸福感每增加一个等级，生育意愿增加0.0575。因此，假设6、7得到验证，接受备择假设。
Table 3. Results of multiple regression analysis
表3. 多元回归分析结果
注：括号内为标准误，***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。
4.3. 稳健性检验
为了进一步验证回归结果的稳健性，选取更换计量方法对回归结果进行验证，使用有序logit再一次对主观感知维度的变量与生育意愿的相关关系进行分析，分析结果见表4。表4为有序logit回归结果，模型1为有控制变量的主观社会经济地位和主观幸福度对生育意愿的影响，模型2将客观经济社会因素也纳入模型1中，两个结果均显示，主观社会经济地位和主观幸福度仍对生育意愿有在1%的水平上显著的正向影响作用，说明在不同的模型中，主观社会经济地位和主观幸福度对生育意愿的正向影响都是稳定且显著的。
Table 4. Robustness test: change measurement method
表4. 稳健性检验：更换计量方法
注：括号内为标准误，***、**、*分别表示1%、5%和 10%的显著性水平。
5. 结论与启示
本文基于中国综合社会调查(CGSS) 2017的数据分析了在我国生育政策逐渐走向包容性的背景下，育龄女性个体生育意愿的影响因素。分析结果显示年龄与生育意愿有正向相关关系；生育意愿在城乡分布中有显著的差异，并且城市人口的生育意愿更低；教育年限对生育意愿有显著的负向影响。主观感知因素对生育意愿有显著的正向影响作用，客观社会经济因素虽然对生育意愿没有显著影响，但是在模型中纳入客观社会经济因素，会显著增加主观感知因素对生育意愿的正向影响作用，所以认为客观社会经济因素会促进主观感知因素对生育意愿的正向影响。本文的研究帮助我们更好的理解了影响育龄女性生育意愿的因素，是受到哪些因素的促进或抑制。对今后我们如何提高生育意愿提供了理论上的借鉴，给我国的生育政策改进带来如下启发：
首先，对于教育和收入对育龄女性的生育意愿具有显著的负向影响作用，主要影响是对于高收入高教育的女性而言，生育成本过高，不仅体现在生育孩子和抚养孩子的直接费用，更多的是其中体现的隐性费用，包括照顾孩子的时间成本和关于生育孩子对职业的影响等会抑制女性的生育意愿。针对这一现象，可以对生育政策进行配套的改革，增加鼓励性的生育政策，缓解女性由于生育的隐性成本带来的压力。
其次，个体主观感知对育龄女性的生育意愿具有显著的正向影响作用。近年来，我国多次提出改善民生问题，其可以通过增强人民幸福感来提高生育意愿。我国可以通过大力推行民生工程，提高生育意愿。
最后，我们通过实证结果可以看到，客观的社会经济因素对生育意愿并没有显著影响，但是通过模型对比我们发现，收入和养老保障对主观因素的正向作用有很大的促进作用，我们可以继续完善社会保障体系作为民生工程的辅助型手段，从客观和主观两方面共同提升育龄女性生育意愿。