1. 引言
1.1. 研究背景
目前，我国正处于一个人口问题复杂的时代。面对人口老龄化程度的加剧、人口红利的持续衰减，国家近年来出台了一系列生育政策鼓励居民生育，从“双独二胎”到“单独二孩”再到“全面二孩”，到2021年，国家开始提倡适龄婚育、优生优育，实施三孩生育政策。然而从国家统计局公布的数据来看，人口出生率并没有预期中的那么高，甚至2022年人口自然增长率首次出现了负值。2023年，我国总人口为14.0967亿，同比减少208万人，人口负增长趋势进一步显现。2024年，尽管出生人口实现了小幅反弹，但人口形势仍然面临着少子化和老龄化的双重挑战。
近年来，我国人口结构正在发生显著变化，老年人口不断增加，劳动力供应逐渐减少，社会养老和医疗保障等问题日益突出，进而对经济和社会发展带来挑战。城市化和现代化进程也带来了社会结构的变化，高昂的生活成本、教育费用和就业竞争等给人们的生育决定带来了更多挑战和压力。2023年，我国65岁及以上老年人口占比升至15.4%，预计在2030年左右进入占比超20%的超级老龄化社会。同时，育龄妇女数量持续下降，从2016年至2023年，平均每年减少400多万人。此外，婚姻观念和生育观念的改变也导致不婚不育人群增多，年轻一代婚育意愿低迷。
近20年来，中国生育率持续走低，2023年中国的总和生育率约为1.0，在全球人口超过千万的国家中仅高于韩国。2024年，尽管出生人口有所反弹，但未来生育率的回升仍面临诸多不确定性，很大程度上取决于鼓励生育政策的力度。目前，我国“不想生、不敢生、不能生”的问题依然突出，生育成本过高、养育负担重、女性就业权益保障不足等因素严重制约了生育意愿。因此，研究探讨影响我国居民生育意愿的相关因素具有重要的现实意义。本文主要使用多元统计分析方法对影响居民生育意愿的因素进行探究。
1.2. 文献综述
针对于生育意愿的影响因素研究，学界将生育意愿相关因素根据不同标准而主要区分为两类：一类是按照个人、家庭、地域、制度、文化标准；另一类是依照经济、社会、文化、政策的标准。
首先，年龄和婚姻状况会影响生育。郑世艳和吴国清(2009) [1]使用生育目的、理想子女数、理想性别构成、生育时间四维指标测量农村妇女的生育意愿，通过比较四川省会理县黎村妇女分年龄段的生育意愿，发现当代农村妇女分年龄段的生育意愿存在差异，年龄越大，生育意愿的传统性越明显，反之则现代性越明显。最后提出生育政策、现实生育需求、经济因素是这种差异背后的深层原因。许传新(2012)利用成都、上海、义乌三个城市较大规模抽样调查结果，对新生代农民工生育意愿及相关因素进行了分析。新生代农民工生育意愿处于传统到现代的过渡中，收入、福利保险的享有及婚姻状况等因素与其生育意愿较为密切，性别、年龄、文化程度、是否独生子女等因素与其生育意愿的关系不大[2]。其次，教育与生育之间存在很大关联。郑玉梅等(2016)依据2008年中国国家计划生育研究所对17,093名已生育一个孩子的中国妇女调查，得出母亲的教育水平与生育意愿显著负相关，在生育一个孩子的中国女性中，受教育程度越高的女性生育意愿越低[3]。杜本峰(2010) [4]基于北京市昌平区的农村独生子女调查数据，利用效用最大化离散选择模型，对农村独生子女生育选择模式及影响因素进行了分析，并指出，教育、职业、年龄和婚姻对生育选择具有显著影响，收入的影响作用比较复杂，有社会保障的人可能选择较少孩子的可能性更大。王晓娟和石智雷(2022) [5]认为更高的家庭财富水平会带来更高的生育意愿；陈卫民和李晓晴(2021) [6]的实证结果则呈现了家庭年收入与生育意愿的负相关关系。对生育意愿的研究也是一个逐渐深化的过程，庄渝霞[7]在综合以往研究的基础上提出：生育意愿是人们对整个生育活动所持的价值观念，包括对生育的最佳年龄、生育的间隔的看法、对孩子数量的期望、对生育孩子性别的偏好、对生育质量的看法、对生育目的和意义的看法。
Skirbekk (2008) [8]对于相关研究中矛盾现象做出了解释，在他看来，经济发展的早期阶段中高收入水平会促进人们生育更多的子女，但当经济发展到一定程度后，生育数量与收入水平会呈现反向关系。Elizarov [9]等研究也发现，俄罗斯多年来的持续低生育率因为独生子女家庭的普遍不愿生育二孩，同时也提出影响夫妻生育意愿的几种因素，如父母的个性特征、父母夫妻受教育程度、家庭收入、工作状况、当地社会经济环境。Shapiro (2012) [10]研究发现，受教育水平的提高会显著降低女性的生育意愿。Rindfuss (2010) [11]的研究中指出，在部分发达国家中，教育对女性生育意愿没有显著影响。Upadhyay等从女性的社会地位视角进行研究，指出育龄女性在家庭和社会的地位越高，其生育意愿越低[12]。
针对于女性生育意愿有关分析方法的研究，王志华等(2024) [13]通过双固定效应模型研究社会收入差距对生育意义的影响，结果发现随收入差距的扩大辉降低居民的幸福感进而抑制生育意愿。刘圣辉和杨澄宇(2025) [14]利用多种统计指标，通过生育标准差、生育基尼系数等指标探究生育子女的数量差异。段婵芝等(2025) [15]通过构建结构方程模型，探讨育龄女性生育行为影响因素的作用路径，结果发现分娩恐惧与社会支持可通过生育动机、生育意愿间接影响生育行为。
2. 数据来源及处理
2.1. 数据来源
本文使用的数据来源是中国综合社会调查(2021) (Chinese General Social Survey，以下简称CGSS)的调查问卷数据，属于截面数据。中国综合社会调查(CGSS)是我国连续性截面社会调查的代表，通过年度调查数据对中国社会全面、系统地描述和分析，揭示中国社会变迁，包括经济、政治、社会、文化等各个方面，制度、结构、行为、态度等各个层次发展方向和趋势；揭示社会成员、社会群体的相对地位、角色和观念的变化，描述和分析中国社会阶层和社会各群体的实际状况。本文采用的是最新的2021年度CGSS数据，经统计，2021年CGSS项目调查共完成有效问卷8148份，共包含700个变量，本文主要使用的是个人基本特征、婚恋与生育意愿模块的数据。
2.2. 数据预处理
首先，我们需要设定生育年龄，人口学上一般是指妇女15~50周岁的时期，通过搜索资料发现，由于研究目的的不同对于生育意愿的研究对象的选取也不尽相同。本文根据我们自身的研究目的及内容，另外根据现实及原始问卷设置情况，由于本文的研究目的是“我国育龄期女性生育意愿及其影响因素研究”，所以我们需要考虑的第一个是育龄期女性，认为较为合适的研究对象应该是“具有生育能力和生育行为的人”，因此结合实际和问卷数据，我们选取女性年龄在18~50岁人群作为研究对象，其次还需要考虑其婚姻状况，我们删掉受访者中婚姻状况为未婚、同居的样本，之后再删除无效值和缺失值之后共得到有效样本1480个。
2.3. 变量选择与说明
本文的被解释变量为居民的生育意愿，该变量来源于CGSS2021调查问卷中的“如果没有政策限制的话，您希望有几个孩子”，这是一个开放式问题，根据数据结果汇总分析，我们将意愿生育孩子个数进行分别赋值为0个、1个、2个、3个、4个及以上。见表1。
3. 基本现状分析
3.1. 受访者基本背景信息描述统计
3.1.1. 年龄分布
由图1可以看出，我们筛选出的样本信息中，受访者的年龄集中分布在31~50岁，其中46~50岁占比最多，为24.87%，18~25岁占比最少，为3.51%，其次是26~30岁的，占比为9.93%。
Table 1. Variable selection and description
表1. 变量选取与说明
变量选取 |
变量说明 |
生育意愿 |
无政策限制时意愿生育孩子的数量，0个孩子 = 没有生育意愿，1个和2个孩子 = 正常生育意愿，3个及以上 = 强烈生育意愿 |
户籍 |
城镇 = 1，农村 = 2 |
年龄 |
通过计算2021年与出生年份之差可以将年龄进行分组，分为以下六组：18~25岁，26~30岁，31~35岁，36~40岁，41~45岁，46~50岁 |
受教育程度 |
调查问卷中对于该题的选项一共有14个，我们对变量赋值如下：没有受过任何教育、私塾、扫盲班 = 1，小学和初中 = 2，中专与技校 = 3，职业高中和普通高中 = 4，大学专科(成人高等教育、正规高等教育) = 5，大学本科(成人高等教育、正规高等教育) = 6，研究生及以上 = 7 |
个人全年总收入 |
根据当时社会经济发展状况，我们将个人全年总收入进行划分，0~24,000元 = 低收入，24001~60,000元 = 中等收入，60,001~120,000元 = 较高收入，120,001元以上 = 高收入 |
社会经济地位 |
上层 = 1，中上层 = 2，中层 = 3，中下层 = 4，下层 = 5 |
工作满意度 |
非常满意 = 1，比较满意 = 2，一般 = 3，不太满意 = 4，非常不满意 = 5 |
生活幸福度 |
非常幸福 = 1，比较幸福 = 2，说不上幸福不幸福 = 3，比较不幸福 = 4，非常不幸福 = 5 |
Figure 1. Age distribution of respondents
图1. 受访者年龄分布
3.1.2. 户籍分布
Figure 2. Distribution of respondents' household registration
图2. 受访者户籍分布
从以上图2我们可以看出，受访者的户籍分布在城镇的居多，占比超半数，为61.08%，农村户籍占比为38.92%。
3.1.3. 受教育程度分布
Figure 3. Distribution of respondents' educational attainment
图3. 受访者受教育程度分布
由图3可以看出，样本信息中受访者的受教育程度在小学和初中的分布最多，在职业高中和普通高中、大学专科(成人高等教育、正规高等教育)和大学本科(成人高等教育、正规高等教育)的分布较为均匀，受教育程度在研究生及以上的分布最少，则受教育程度整体呈现出较低的状态。
3.2. 生育意愿描述统计
3.2.1. 总体生育意愿情况分布
Figure 4. Distribution of respondents’ overall fertility intentions
图4. 受访者总体生育意愿情况分布
生育意愿是一种主观意愿，并不代表实际的生育行为，但通过研究生育意愿可以了解已婚育龄期女性的主观意愿，以及能够实际影响生育行为的因素是具有重要意义的。由图4可知，受访者中生育意愿为两个孩子的占比最多，为66.89%，其次是生育意愿为1个孩子的，占比21.55%，生育意愿为0个孩子也可以说是没有生育意愿的占比最少，为1.49%，然后，生育意愿为3个孩子、4个及以上的分别占比8.04%、2.03%。可以看出，在国家政策的加持下，居民对于二孩的生育意愿更为强烈，随着我国居民思想水平认知的不断提高，生育两个孩子或许是当前家庭经济及各方面可以达到的较为和谐的状态。
3.2.2. 具有二孩生育意愿的年龄情况分布
Figure 5. Age distribution of the group with the intention of having two children
图5. 二孩生育意愿群体的年龄情况分布
由图5的复合饼图我们可以知道，具有二孩生育意愿的群体中，年龄占比最多的为46~50岁的，为18.38%，占比最少的是18~25岁的，为2.03%，年龄在31~35岁，36~40岁，41~45岁的占比分布较为均匀，可以看出，年龄稍大的对于二孩的生育意愿较30岁以下的年轻人更为强烈。同时需要注意的是此年龄情况分布也会受样本整体信息分布的影响。
3.3. 经济状况描述统计
3.3.1. 个人全年总收入分布
一般来说，一个家庭生育意愿的强烈与否会与家庭的整体经济水平相关，家庭经济水平越高，可以为孩子提供较为不错的生活条件，生育意愿就会更强烈。由图6我们可以看出，筛选出的样本信息中，有48.63%的受访者处于低收入水平，29.08%处于中等收入水平，处于较高收入的占比为13.28%，高收入人群占比最少，为9.02%，可以了解到，我们的受访者大部分是处于中低收入水平的。
3.3.2. 社会经济地位分布
该题通过询问受访者认为自己的社会经济地位处于哪个阶层而获得，对此，他们的回答呈现出如上图7的分布，有43.28%的受访者表示自己处于中层经济水平，占比最多，其次是表示自己处于中下层水平的，占比34.5%，仅有0.34%的受访者表示自己处于上层经济水平，4.53%表示自己处于中上层经济水平。对于此道问题的设置，其回答可能会受受访者主观情感因素的影响，过于夸大或夸小自身的经济水平。
Figure 6. Distribution of respondents’ total annual income
图6. 受访者个人全年总收入分布
Figure 7. Distribution of respondents’ socioeconomic status
图7. 受访者社会经济地位分布
4. 实证分析
4.1. 对应分析
对应分析是R型因子分析与Q型因子分析的结合，它是利用降维思想来达到简化数据结构的目的，与因子分析不同的是，它同时对数据表中的行与列进行处理，寻求以低维图形表示数据中行与列的关系。对应分析方法广泛应用于对由属性变量构成的列联表数据的研究，利用对应分析可以在一张二维图上同时画出属性变量不同取值的情况，列联表的每一行及每一列均以二维图上的一个点来表示，从而以直观简洁的形式描述属性变量各种状态之间的相互关系及不同属性变量之间的相互关系。
4.1.1. 受教育程度与生育意愿的对应分析
第一部分我们运用SPSS软件中的对应分析方法研究了受访者的受教育程度与其生育意愿之间的相互关系，其输出结果如下所示。
Table 2. Output of the percentage of inertia for each dimension and the total inertia table
表2. 输出的每一维度惯量百分比及总惯量表
维 |
奇异值 |
惯量 |
卡方 |
显著性 |
惯量比例 |
置信度奇异值 |
占 |
累积 |
标准差 |
相关性 |
2 |
1 |
0.205 |
0.042 |
|
|
0.679 |
0.679 |
0.026 |
0.197 |
2 |
0.122 |
0.015 |
|
|
0.242 |
0.921 |
0.040 |
|
3 |
0.067 |
0.004 |
|
|
0.072 |
0.994 |
|
|
4 |
0.020 |
0.000 |
|
|
0.006 |
1.000 |
|
|
总计 |
|
0.062 |
91.565 |
0.000a |
1.000 |
1.000 |
|
|
a. 24自由度。
上表2给出了总惯量，卡方值及每一维度(公共因子)所解释的总惯量的百分比的信息。可知总惯量为0.062，卡方值为91.565，可以清楚得看到总惯量与卡方值的关系，同时说明总惯量描述了列联表行与列之间总的相关关系；置信度奇异值反映的是行与列各状态在二维图中分值的相关程度，实际上是对行与列进行因子分析产生的新的综合变量的典型相关系数，其在取值上等于特征根的平方根；sig值很小，拒绝原假设，说明列联表的行与列之间有较强的相关性；惯量比例是各维度(公共因子)分别解释总惯量的比例及累计百分比，类似于因子分析中公共因子解释能力的说明。
Figure 8. Mapping of education attainment and fertility intention
图8. 受教育程度与生育意愿的对应分析图
由图8的对应分析图我们可以看出，受教育程度为“大学本科”、“大学专科”和生育意愿为“1个孩子”的较为接近，受教育程度为“小学和初中”、“职业高中和普通高中”的更倾向于生育两个孩子，而受教育程度为“没有受过任何教育、私塾、扫盲班”的和“4个及以上孩子”的生育意愿较为接近，说明这部分人群的生育意愿更为强烈。总而言之，受教育程度与生育意愿之间有着一定的联系，较为明显的看出，受教育程度越高的人生育意愿越不强烈，受教育程度越低的人群生育意愿更为强烈。
4.1.2. 生活幸福度与生育意愿的对应分析
第二部分我们运用SPSS软件中的对应分析方法研究了受访者的生活幸福度与其生育意愿之间的相互关系，其对应分析图如下所示。
Figure 9. Correspondence between life happiness and fertility intention
图9. 生活幸福度与生育意愿的对应分析图
由图9对应分析图我们可以看出，生活幸福度与生育意愿之间存在一定的相互影响关系，对于生活感受比较幸福的人群其生育意愿倾向于“1个孩子”和“两个孩子”，非常不幸福的生育意愿为“4个及以上孩子”，可以了解到，生活不幸福的人群或许把快乐和情绪都寄托到了孩子身上，潜意识里认为孩子越多自己才会越幸福。可以看出，生活幸福度与生育意愿之间有着一定的联系，生活中我们难免会有很多不开心的事情，所以对于生活感到比较幸福的人群一般是正常反应的人群，他们对于生育意愿的想法是“1个孩子”或“两个孩子”，其较为符合现实生活。
4.2. 基于最优尺度的多重对应分析
以上分析我们主要考察的是二维交叉表中行、列变量各类别间的关联情况，实际生活中，在很多时候，我们希望能够同时考察多个分类变量各类别间的关联。多重对应分析就是用于同时考察多个分类变量间关联的方法，其实际上是将多重对应分析与最优尺度变换结合起来，分析时首先对各变量进行最优尺度变换，以尽量凸现各类别和其他变量类别间关联的差异，然后再按照标准的多重对应分析方法来进行计算。
此部分我们运用基于最优尺度的多重对应分析方法研究受访者的个人全年总收入、户籍、社会经济地位、受教育程度与生育意愿之间的相互关系，其对应分析图如下图10所示。
Figure 10. Multiple correspondence analysis based on optimal scale
图10. 基于最优尺度的多重对应分析
由图10的最优尺度输出结果可知，生育意愿主要是由第二个维度所解读的，由图10我们可以看出，距离“强烈生育意愿”较近的有受教育程度为“没受过任何教育”、社会经济水平为“下层”和个人全年总收入为“低收入”的人群，我们可以了解到受教育程度不高、经济实力较弱的人群可能会持有一种比较传统的思想，对于生育孩子的意愿较为强烈；和“正常生育意愿”相关的有受教育程度为“大学专科、职高和普高、中专和技校、大学本科”、社会经济水平为“中下层和中层”、户籍为“城镇”、个人全年总收入为“中等收入和中高收入”，即普通中等收入人群对于生育意愿持有正常的态度，符合实际；“没有生育意愿”的和“高收入、中上层”人群关系较近，由于当前社会居民受各种因素的影响，以及各方面内卷的社会现状，中上层高收入人群更倾向于自身的满足和生活的享受，对于生育孩子没有太大的意愿。
4.3. 对数线性模型
对数线性模型是进一步用于离散型数据或整理成列联表格式的数据的统计分析工具。它可以把方差分析和线性模型的一些方法应用到对交叉列联表的分析中，从而对定性变量间的关系做进一步的描述与分析。列联表无法系统地评价变量间的联系，也无法估计变量间交互作用的大小，而对数线性模型是处理这些问题的最佳方法。
4.3.1. 个人全年总收入与生育意愿之间的联系
第一部分我们运用对数线性模型方法研究受访者的个人全年总收入与生育意愿之间的相互关系，其输出结果如下所示。
以上表3是对模型是否具有高阶效应进行的检验，原假设是高阶效应为0。表中的检验分为两部分。第一部分K向效应和更高阶效应是是检验模型中K维交互作用以及K维以上交互作用是否显著，利用了似然比方法和皮尔逊两种检验方法。两种检验的结果都表明，应拒绝原假设，即一维交互作用以及一维以上交互作用均显著。第二部分K向效应是检验模型中K维交互作用自身是否显著，其检验的结果也是显著的，认为交互作用存在。因其不在包含二维交互，所以卡方值减少，减少的部分恰好为二维交互的值。
Table 3. K-direction effect and higher-order effect test table
表3. K向效应和高阶效应检验表
|
K |
自由度 |
似然比 |
皮尔逊 |
迭代次数 |
|
卡方 |
显著性 |
卡方 |
显著性 |
K向效应和更高阶效应a |
1 |
8 |
2102.161 |
0.000 |
2246.455 |
0.000 |
0 |
2 |
4 |
10.615 |
0.001 |
10.874 |
0.028 |
2 |
K向效应b |
1 |
4 |
2091.546 |
0.000 |
2235.580 |
0.000 |
0 |
2 |
4 |
10.615 |
0.001 |
10.874 |
0.028 |
0 |
a. 检验K向效应和更高阶效应是否为零。b. 检验K向效应是否为零。
Table 4. Model parameter estimation and test table
表4. 模型参数估计及检验表
效应 |
参数 |
估算 |
标准误差 |
Z |
显著性 |
95%置信区间 |
下限 |
上限 |
个人全年总收入 * 生育意愿 |
1 |
−0.372 |
0.218 |
−1.705 |
0.088 |
−0.799 |
0.056 |
2 |
0.023 |
0.117 |
0.194 |
0.846 |
−0.206 |
0.251 |
3 |
−0.015 |
0.229 |
−0.065 |
0.948 |
−0.464 |
0.434 |
4 |
0.079 |
0.124 |
0.634 |
0.526 |
−0.165 |
0.322 |
个人全年总收入 |
1 |
0.380 |
0.114 |
3.318 |
0.001 |
0.155 |
0.604 |
2 |
−0.144 |
0.122 |
−1.183 |
0.237 |
−0.383 |
0.095 |
生育意愿 |
1 |
−1.986 |
0.156 |
−12.747 |
0.000 |
−2.292 |
−1.681 |
2 |
2.117 |
0.085 |
24.937 |
0.000 |
1.950 |
2.283 |
表4是对模型参数的估计以及对参数的检验结果。表中我们可以看到并通过相应的关系计算得到各个参数的值。
模型参数α低收入 = 0.380，α中等收入 = −0.144，α高收入 = −0.236；β没有生育意愿 = −1.986，β正常生育意愿 = 2.117，β强烈生育意愿 = −0.131；γ低收入没有生育意愿 = −0.372，γ中等收入没有生育意愿 = 0.023，γ高收入没有生育意愿 = 0.349，γ低收入正常生育意愿 = −0.064，γ中等收入正常生育意愿 = −0.015，γ高收入正常生育意愿 = 0.079，γ低收入强烈生育意愿 = 0.436，γ中等收入强烈生育意愿 = −0.008，γ高收入强烈生育意愿 = −0.428。
参数为正说明有正效应，为负表示有负效应。由以上信息可知，α低收入为正值，即说明个人全年总收入为低收入的人群对生育意愿产生的是正效应，α中等收入和α高收入均为负值，表示个人全年总收入为中等收入和高收入的人群对生育意愿产生的是负效应，收入水平越高的人群生育意愿越不强烈；从个人全年总收入与生育意愿的交互效应参数值可以看出，γ低收入没有生育意愿为负值，表示低收入与没有生育意愿之间是负效应，换言之对生育意愿产生的是正效应，γ低收入强烈生育意愿为正值，即说明低收入人群更倾向于有强烈的生育意愿，同时也佐证了上条，γ高收入强烈生育意愿为负值，表示高收入人群对于强烈的生育意愿产生的是负效应，个人全年总收入越高的人群，对于生育孩子的意愿不是很强烈。
5. 结论与建议
5.1. 结论
根据以上分析结果，我们可以得出以下结论：
基本现状分析中，受访者的生育意愿中，占比最多的生育意愿是两个孩子，没有生育意愿的占比最低。这显示在国家政策的影响下，居民对于生育两个孩子的意愿更为强烈；受访者中以城镇居民为主，这可能与城镇居民更容易接触到相关政策和社会环境的变化有关；同时，调查样本中受访者的教育程度整体较低，这可能对于其对生育的态度和选择产生一定影响；此外，经济状况对于生育意愿也有一定影响，大部分受访者处于中低收入水平，这可能限制了他们对于生育的考虑；综合来看，受访者中有一部分人对于生育二孩的意愿较强烈，年龄较大、城镇居民、教育程度较低、中低收入水平的人群更容易表现出这种意愿。然而，生育意愿受到个人经济能力、家庭状况和社会环境等多种因素的影响，具体的生育决策还需考虑更多个体的情况和背景因素。
实证分析中，首先在对应分析中，我们发现受教育程度与生育意愿之间存在一定的关联，受教育程度较高的人群(大学本科和大学专科)更倾向于选择较少的子女(一孩)，而受教育程度较低的人群(小学和初中)更倾向于选择较多的子女(二孩)，表明受教育程度越高，生育意愿越不强烈，而受教育程度越低，生育意愿更为强烈；生活幸福度与生育意愿之间存在一定的关联，生活感受较幸福的人群倾向于选择较少的子女(1个孩子和2个孩子)，而生活感受非常不幸福的人群倾向于选择较多的子女(4个及以上孩子)，表明生活不幸福的人群可能将快乐和情绪寄托在孩子身上，认为拥有更多的子女可以增加自身幸福感。根据多重对应分析的输出结果，我们发现个人全年总收入、户籍、社会经济地位和受教育程度与生育意愿之间存在有一定的关联性，低收入、下层社会经济地位和未受过任何教育的人群更倾向于持有较强烈的生育意愿，中等收入、中下层社会经济地位和城镇户籍的人群更倾向于持有正常的生育意愿，而高收入、中上层社会经济地位的人群对于生育意愿较为不强烈。这反映了受教育程度较低、经济实力较弱的人群对传统价值观的坚持，以及他们更愿意考虑生育孩子的意愿，而高收入和中上层社会经济地位的人群更倾向于追求个人满足和享受生活，对于生育孩子的意愿较低。在对数线性模型分析中，我们发现，个人全年总收入与生育意愿之间存在显著的关联，低收入人群对生育意愿产生正效应，即收入较低的人更倾向于有较强烈的生育意愿；相反，中等收入和高收入人群对生育意愿产生负效应，即收入水平越高的人，生育意愿越不强烈；另外，其之间的交互效应也说明低收入人群更倾向于有较强烈的生育意愿，而中等收入和高收入人群的生育意愿较为不强烈。
5.2. 建议
根据以上结论，我们可以提出以下建议：
1) 差异化鼓励生育政策：
根据受访者对生育孩子意愿的差异，应制定分层的鼓励生育政策。
针对低收入群体：提供生育补贴、育儿津贴和托育服务费用减免等直接经济支持，减轻其生育和养育的经济压力。
针对中等收入群体：优化税收政策，如增加子女教育专项附加扣除额度，提供灵活的育儿假期安排，并鼓励企业设立内部托育设施。
针对高收入群体：提供高端育儿服务的税收优惠，鼓励其参与社会育儿服务的公益项目，同时通过宣传引导其平衡工作与家庭生活，增强生育意愿。
2) 教育宣传与教育质量提升：
针对受教育程度较低群体：开展社区教育宣传活动，通过电视、网络和社区讲座等形式普及科学生育知识，纠正传统生育观念，引导其做出理性生育决策。
针对受教育程度较高群体：在高校和职业培训中增加生育政策解读和家庭规划课程，帮助其更好地平衡生育与职业发展。
同时，持续投入资源改善教育质量，优化教育资源配置，减少因教育成本过高对生育意愿的抑制作用。
3) 经济支持和社会保障：
针对低收入群体：设立专项生育基金，提供一次性生育补贴和长期育儿津贴；扩大社会救助范围，确保其基本生活需求得到保障。
针对中等收入群体：提供住房贷款优惠、托育服务补贴和灵活的育儿假期安排，缓解其生活和工作压力。
针对高收入群体：通过税收优惠和高端育儿服务支持，鼓励其积极参与育儿活动，同时引导其合理规划家庭与职业发展。
4) 提高生活幸福度和社会环境：
社会环境方面：加强社区建设，提供丰富的文化娱乐活动和公共服务设施，营造和谐的社会氛围。家庭支持方面：推广家庭友好型企业文化和政策，鼓励企业提供弹性工作制度和家庭支持服务，减轻家庭育儿负担。
心理健康方面：设立心理健康咨询热线和社区服务点，提供免费或低成本的心理咨询服务，缓解育儿焦虑。生活幸福度与生育意愿之间存在一定关联，因此，提高人们的生活幸福度，提供良好的社会环境，可以降低对孩子的依赖，减少因生育而追求幸福感的倾向。
5) 多维度考虑个体差异：生育决策受到多种因素的影响，包括个人经济能力、家庭状况和社会环境等。因此，在制定政策和提供支持时，需要充分考虑不同个体的情况和背景因素，实施差异化的政策和措施。
通过本文的研究，我们希望可以引导和促进合理的生育决策，平衡人口结构，满足人们的生育需求，并为未来社会的可持续发展提供相应的支持。