1. 引言
2022年中国出生人口仅有956万人，总和生育率降低至1.07的超低水平，这表明我国正面临着较为严峻的生育形势，在此之前，国家已经实施了一系列人口政策以更好地调节人口，追溯到20世纪70年代末，中国开始实行计划生育政策，一方面解决人口数量增长带来的就业压力问题，但另一方面也造成人口结构上的老龄化和低生育率问题。为此，国家启动一系列政策以刺激生育，2013年于中共十八届三中全会上提出“单独二孩”政策，2016年1月1日起正式实施全面二孩政策，进一步放开生育限制。2021年国家又修改了《中国人民共和国人口与计划生育法》，提出三孩生育政策。2024年，国家在生育支持上加大力度，发布《关于加快完善生育支持政策体系推动建设生育友好型社会的若干措施》的通知，为生育营造良好的环境，然而“生育政策的调整尚未引起显著的生育数量增加”，生育政策已经不再制约着育龄夫妇的生育行为，生育数量的减少成为育龄群体个人或家庭生育意愿的真实反映，反过来对生育政策产生重要作用[1]。
面对生育意愿低迷的现实状况，研究者多从影响居民生育意愿的因素展开讨论，沿着这条研究思路具体展开，发现二孩生育政策对生育意愿的影响有限[2]，由此生育政策进一步放宽至三孩，三孩生育意愿是满足基本生育需求下更高层次的体现，对三孩政策具有调节作用。因此讨论父母三孩生育意愿的影响因素具有意义，这适应了优化当下生育政策、推动人口均衡发展的需要。通过阅读相关文献发现，已有的影响生育意愿的因素包括年龄、学历、地区、时间、经济资本、社会资本、幸福感、文化观念、生育政策满意度、生育支持措施、子女数量与性别等，其中，已生育子女数量与父母三孩生育意愿之间存在什么关系？前者是否显著影响了后者？
目前学界对此的探究，大多是局部调查，结论缺乏普遍性。因此，本文基于2021年中国综合社会调查(CGSS)数据，探究子女数量对三孩生育意愿的特定影响及其机制，能够弥补现有研究的不足，为国家制定生育政策提供研究支持。
2. 文献回顾与研究假设
2.1. 文献回顾
生育意愿是人们对生育孩子的主观意愿和想法，具体包括意愿生育数量、生育时间和生育的性别偏好，而生育数量是最重要的。育龄人群的生育意愿在数量方面可分为一孩生育意愿、二孩生育意愿和三孩生育意愿，总体上看，1980年来，育龄人群的理想子女数呈现下降趋势，2000年以后，平均理想子女数在1.6到1.8之间，而愿意生育三孩的人群占全国的比例为4.94% [3]。总之，目前我国整体生育意愿较低。影响当前生育意愿的因素有很多，可以分为经济和非经济因素两方面。包括住房价格[4]、数字经济[5]等经济因素，也包括教育[6]、人口学特征[7]等非经济因素。
在“三孩政策”背景下，探究三孩生育意愿的影响因素，对于释放三孩生育潜能具有重要价值。在阅读文献的基础上，发现三孩生育意愿的影响因素主要包括人口学特征、文化观念、经济资本、社会资本、家庭幸福感、三孩生育政策满意度、子女数量与性别、生育支持等因素。王洋[8]于2022年对石家庄育龄人群进行问卷调查，发现个人情况、家庭情况、社会及政策影响三孩生育意愿。张静等[9]在2022年针对西北地区育龄人群展开实证调查，采用因子分析与结构方程模型的方式，最终发现“经济因素”是影响生育意愿的关键，并产生显著负向作用。王小璐等[10]聚焦于江苏青年发展调查数据，探究其中愿意生育三孩人群的特征和影响因素，从中可知成本-收益很大程度影响着人们的意愿，已育两孩性别以及存在于家庭互动的压力和教育冲突也发挥作用，研究视角较之前进一步拓展。与上述学者研究不同的是，石智雷[11]探究三孩政策下人们的二孩和三孩生育意愿及影响因素的差异，发现二孩和三孩的生育意愿随着年龄、教育水平、家庭和地区经济水平的变化而存在差异。
关于三孩生育意愿影响因素的研究，除了上述较为宽泛地探究对育龄群体产生的影响及其因素，还有学者聚焦于几个方面探究影响生育三孩的因素。洪秀敏等[12]对6省市19,363个婴幼儿家庭展开调查，以婴幼儿照护支持作为探究重点，发现婴幼儿照护支持显著影响生育意愿，尤其受到经济成本、时间精力及孩子成长相关因素的影响。洪秀敏等[13]还从家庭经济条件、养育成本两方面入手，在广东省21个地级市中抽取20所幼儿园进行问卷调查，结果发现，收入与养育成本较高家庭中的青年女性生育意愿较低。与洪秀敏的研究不同，朱文婷[14]将关注点放在青年职业女性的生育支持上，发现当前青年职业女性在获取经济、时间、养育和就业等支持方面均存在一定的不足，在不同程度上影响着她们的三孩生育意愿。此外，除了上述经济条件、养育成本、时间等影响育龄群体生育意愿的客观因素，学者田宏杰等[15]还从主观因素入手，发现文化观念对青年群体的影响。
还有学者围绕相关理论展开研究，于勇[16]借用理性选择理论，探究农村育龄群体在生育上的较大潜力，发现家庭禀赋和社会保障影响着人们的三孩生育意愿。邱幼云[17]在社会经济假说、价值意识假说及家庭内性别分工假说的框架下，发现劳动市场进出、价值意识、家庭内性别分工、生育成本和选择等对生育意愿均有显著影响。
2.2. 小结
对以上研究进行回顾，可以发现学界对于育龄群体生育意愿的研究已取得诸多成果，但是仍存在以下问题：第一，面临二孩生育政策在人口发展进程中的有限影响，三孩生育政策全面出台，使得关于父母三孩生育意愿的研究更具有现实意义；第二，在子女数量对父母三孩生育意愿的影响方面，学界尚未对此进行深入研究；第三，以上文献中关于全国性的调查数据较少，大多基于局部地区进行调查，造成调查结果适用于特定地区，由此缺乏全国范围内更具普遍性的结论。因此本文借用具有全国性的2021年CGSS数据，研究子女数量对父母三孩生育意愿的影响，以期得出具有一定创新性的结论。
2.3. 研究假设
子女数量与父母三孩生育意愿间存在复杂的关系，已育子女数量会给家庭造成多方面的影响，经济学中有“经济理性人”假设，认为理性的人们追求个人效益的最大化，收益和成本的孰高孰低影响主体的选择，这种假说仍然适用于生育中生与不生的倾向选择[18]。随着已生育子女数量的增加，会伴随更多的经济负担、空间需求、时间精力，育有两个孩子的父母可能在这些方面会难以承受，从而降低他们的三孩生育意愿。
但是另一方面，一些地区普遍存在着多子多福、儿女双全等传统生育观念，传宗接代观念也正向影响着生育子女数量偏好[19]，这些思想可能会提高父母的三孩生育意愿。此外，多子女家庭已有的育儿经验、规模经济效应(如衣物玩具可重复使用)、多子女带来的情感支持可能会提高多子女家庭的生育意愿。基于这两种情况，提出以下竞争性假设：
H1：子女数量对父母三孩生育意愿具有显著的促进作用。
H2：子女数量对父母三孩生育意愿具有显著的抑制作用。
3. 数据和变量设计
文章基于CGSS数据，运用stata17.0对数据进行Logistic回归，探究子女数量对父母三孩生育意愿的影响。在论述过程中，首先对所选的数据库进行简单介绍，说明中国综合社会调查数据具有的科学性、可靠性以及合理性。接下来，对研究中所需要的数据变量进行选取，并对选取的变量赋值以便为后续的统计研究提供支持。
3.1. 数据来源
本文所用数据来自2021年最新的中国综合社会调查(CGSS)，原始数据共包含8148份有效样本，其中包括的被访者调查内容可以为本研究提供丰富而有效的变量信息。在排除了未婚无子女人群后，最终有5327份样本观测值纳入统计。
3.2. 主要变量的描述性统计
文章变量的描述性统计如表1所示，人们对生育子女的主观愿望和态度构成生育意愿，可以从生育
Table 1. Descriptive statistics of variables
表1. 变量的描述性统计量
变量 |
样本量 |
平均值 |
标准差 |
最小值 |
最大值 |
三孩生育意愿 |
5327 |
0.210 |
0.407 |
0 |
1 |
子女数量 |
5327 |
1.879 |
0.991 |
0 |
8 |
一、二胎子女性别 |
5015 |
1.783 |
0.817 |
1 |
3 |
年龄 |
5327 |
55.229 |
14.451 |
18 |
99 |
是否汉族 |
5327 |
0.929 |
0.256 |
0 |
1 |
是否结婚 |
5327 |
0.972 |
0.163 |
0 |
1 |
是否党员 |
5327 |
0.134 |
0.341 |
0 |
1 |
是否有宗教信仰 |
5327 |
0.920 |
0.270 |
0 |
1 |
最高教育程度 |
5327 |
1.261 |
0.585 |
1 |
3 |
城乡 |
5327 |
0.655 |
0.475 |
0 |
1 |
所在地区 |
4975 |
1.772 |
0.796 |
1 |
3 |
市场劳动状况 |
5327 |
2.470 |
1.485 |
1 |
4 |
去年家庭总收入 |
5327 |
105,293.1 |
460,459.7 |
0 |
9,993,000 |
家庭房产数量 |
5327 |
1.206 |
0.643 |
0 |
7 |
注：数值均保留三位小数。
数量意愿、生育时间意愿、生育性别意愿三个维度来理解，其中最重要的是生育数量意愿，因此从数量角度对三孩生育意愿进行测量，选取问题是“如果没有政策限制的话，您希望有几个孩子”[20]，将回答中愿意生育三个及以上孩子的群体赋值为1，这衡量的是一种突破两孩限制、追求更多子女的意愿，不等同于“只想要三个孩子”。
愿意生育一个或两个孩子归类于没有意愿生育三孩并赋值为0。从表中可知，愿意生育三个及以上孩子的占比为21.08%，子女数量操作化为离散的比率变量，由于研究对象为父母，所以取1~8之间的正整数，有一个孩子占比为40.34%，两个孩子的占比为39.46%，生育二胎与一胎的人数基本持平，说明在一定的生育数量结构里，三孩生育已经成为凸显的部分。因此，调查父母的三孩生育意愿具有可行性，因为被解释变量为父母生育三孩的意愿，于是将性别限定为一、二胎子女性别，并归为一男一女、只有男孩和只有女孩三类，分别赋值为1、2、3，其占比最大为只有男孩家庭。样本平均年龄为55岁，65.53%的被调查者生活在城市，不信仰宗教的占比为92.04%，教育水平为高中及以下占比为81.34%，比重最大，本科及以上占比最小。所在地区变量分为东、中、西部地区。市场劳动状况主要用获取薪资的劳动量衡量，问题是“您上一周是否为了取得收入，而从事了一小时以上的劳动”，回答“未从事任何以获得经济收入为目的的工作”占比49.86%，回答“是”的占比48.02%。每家房产数量平均为1.2幢。
4. 实证结果
在变量设计与准备的基础上，文章运用stata17.0采用Logistic模型对选取变量进行回归分析，得出子女数量对父母三孩生育意愿影响的实证结果。
4.1. 子女数量对父母三孩生育意愿的影响
子女数量对父母三孩生育意愿的影响结果如表2所示，考虑到三孩生育意愿变量的二分类性质，将采用二分类Logistic模型对其进行回归，在模型回归过程中，第一列将基本的人口学统计变量纳入模型进行分析，第二列加入了地区变量，第三列加入社会经济地位变量，从数据结果来看，在1%的显著性水平上子女数量对父母的三孩生育意愿产生影响，发生比均大于1，说明子女数量的增加，使得父母愿意生育三孩的可能性增加，假设H1得到验证。此外，三列系数数值分别是3.524、3.390、3.875，相差不大而控制变量不同证明子女数量具有外生性，此外，相较于其他变量，子女数量系数距离1最大，这说明三孩生育意愿受到子女数量的影响最大。
Table 2. The influence of the number of children on parents’ willingness to have a third child
表2. 子女数量对父母三孩生育意愿的影响
变量 |
三孩生育意愿 |
1 |
2 |
3 |
子女数量 |
3.524*** |
3.390*** |
3.875*** |
一、二胎子女性别 |
0.797*** |
0.771*** |
0.756** |
年龄 |
1.023*** |
1.024*** |
1.032*** |
是否汉族 |
0.784 |
0.913 |
1.138 |
是否结婚 |
0.706 |
0.652 |
4.300 |
是否党员 |
1.116 |
1.137 |
1.749** |
宗教信仰 |
0.723* |
0.701* |
0.853 |
最高教育程度 |
0.923 |
0.989 |
0.927 |
城市 |
|
0.885 |
1.432 |
中部地区 |
|
1.283** |
1.206 |
西部地区 |
|
1.425*** |
1.246 |
市场劳动状况 |
|
|
1.019 |
去年总家庭收入对数 |
|
|
1.130 |
家庭房产数量 |
|
|
1.144 |
截距 |
0.019 |
0.016 |
0.000 |
P值 |
0.000 |
注：显著性水平：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。
从表中可知，很多控制变量也对父母的三孩生育意愿产生影响。比如第3列中，一、二胎子女性别显著影响了三孩生育意愿，表现在相比于同性子女的家庭，儿女双全的家庭更不愿意生育三孩。年龄正向影响着父母的三孩生育意愿，年龄的发生比为1.023***，表示年龄每增加一岁，生育三孩的意愿的发生比增加2.3%。党员生育三孩的可能性显著增加。不信仰宗教的人更不愿意生育三孩，受教育程度越高，越有不生育三孩的意向，但是都不显著。城乡和地区变量影响了生育三孩意愿，生活在中西部地区的三孩生育意愿高于东部地区，但不显著。市场劳动状况、去年总家庭收入以及家庭房产数量能够反映社会经济状况，其对父母三孩生育意愿产生正向影响，但是不显著。以上变量可能具有强烈的内生性，因此变量间的关系解释更多是相关性影响。
4.2. 子女数量对不同类型父母三孩生育意愿的影响
在城乡二元结构背景下，居住在城市和农村父母的三孩生育意愿可能存在不同，因此从城市和农村对样本进一步讨论。此外，三孩生育意愿是夫妻双方共同影响下的愿望和态度，父亲和母亲可能存在不同的三孩生育意愿，所以分别探究父亲和母亲的三孩生育意愿具有重要意义。
首先分别探究城市和农村、父亲和母亲群体中，子女数量对三孩生育意愿的影响，同样采用Logistic回归，控制变量同上，结果如表3所示，从总体上看，在城乡和性别两个层面上，子女数量对三孩生育意愿都呈现显著的正向影响，这也验证了之前的结论。具体来看，在农村样本中，三孩生育意愿的系数为3.098，而城市中的系数为4.308，大于农村的系数，因此相比于农村，子女数量对父母三孩生育意愿的促进作用在城市中更大。此外，子女数量对男性三孩生育意愿的回归系数小于女性，说明子女数量对三孩生育意愿的促进作用表现为女性大于男性。
Table 3. The influence of the number of children on the willingness to have a third child among different types of groups
表3. 子女数量对不同类型群体三孩生育意愿的影响
变量 |
三孩生育意愿 |
|
(农村) |
(城市) |
(男性) |
(女性) |
子女数量 |
3.875*** |
3.098*** |
4.308*** |
3.621*** |
4.606*** |
以上分析中城乡和性别两个变量是相互独立的，为了更进一步探究，将城乡与性别交叉组合为城市父亲、农村父亲、城市母亲、农村母亲四种类型，纳入上述模型并分析子女数量对四种不同类型父母三孩生育意愿的影响，结果如表4所示，从总体上看，子女数量对四种类型的父母三孩生育意愿都具有显著的正向影响，具体而言，城市的父亲和母亲相比于农村的影响系数大，说明子女数量对父母三孩生育意愿的促进作用在城市中更显著，不论在城市还是在农村，母亲的影响系数都大于父亲，说明子女数量对三孩生育意愿的促进作用对于母亲更显著，这也验证了表3的结论。
Table 4. The influence of the number of children on the willingness to have a third child among different types of groups
表4. 子女数量对不同类型群体三孩生育意愿的影响
变量 |
三孩生育意愿 |
城市父亲 |
农村父亲 |
城市母亲 |
农村母亲 |
子女数量 |
4.054*** |
2.870*** |
4.902*** |
4.512*** |
4.3. 小结
综上，子女数量显著增加了父母三孩生育意愿的可能性，并且对于城市居民和女性来说，子女数量对三孩生育意愿的促进作用更显著。这表明，对于男性来说，生育多孩可能会面临着更大的经济压力，因此会降低其三孩生育意愿。而生育优惠政策可能会先在城市落实而不是农村，由此在城市生活的居民三孩生育意愿增强。
5. 子女数量对父母三孩生育意愿影响的调节机制分析
在子女数量会显著影响父母三孩生育意愿的情况下，需要对调节这种影响的机制进一步分析。可以从经济因素和非经济因素两部分研究，Leibenstein提出边际孩子成本效用理论，认为是否生小孩归因于生育边际成本和边际效用比较得出的结论，随着生育数量的增加，生育孩子的边际效用降低、经济成本成为父母关键的考虑因素。此外，在非经济因素方面，发现年龄、性别也影响父母的三孩生育意愿。因此，文章接下来将从年龄、子女性别、社会经济因素、地区方面，分析子女数量影响父母三孩生育意愿的调节机制。
5.1. 一、二胎子女性别调节子女数量对三孩生育意愿的影响
性别结构会影响父母的三孩生育意愿，一般来说，生育第一胎父母不会进行选择，而已育有子女的性别会对之后的生育性别选择产生影响，对于传统观念浓厚的家庭来说，养儿防老、传宗接代、男性偏好深刻影响着他们的性别选择，而对于接受现代化的群体来说，如果已经育有两个同性子女，那么可能会更希望生育三孩以凑成儿女双全，由此儿女双全对于生育意愿可能发挥更大的影响。接下来，往模型中加入一、二胎子女性别与子女数量的交互项，探究子女性别对子女数量影响三孩生育意愿的调节作用，从表5可知，随着生育数量的提高，相比于儿女双全，同性子女的家庭会显著增强子女数量对三孩生育
Table 5. The interaction term between the gender of the second child and the number of children has an impact on parents' willingness to have a third child.
表5. 一、二胎子女性别与子女数量的交互项对父母三孩生育意愿的影响
变量 |
三孩生育意愿 |
|
(>20岁) |
(>30岁) |
(>40岁) |
(>50岁) |
子女数量 |
1.243 |
1.236 |
1.189 |
1.227 |
1.349 |
一、二胎子女性别 |
0.310*** |
0.310*** |
0.300*** |
0.321*** |
0.391*** |
交互项 |
1.551*** |
1.554*** |
1.567*** |
1.535*** |
1.454*** |
意愿的促进作用，具有促进效应。文章还针对不同年龄段样本进行分组回归，以观察调节效应在不同年龄段的表现，发现随着年龄的增加，交互项系数和显著性变化都不大。
5.2. 市场劳动状况调节子女数量对三孩生育意愿的影响
市场劳动状况意味着获取收入而劳动的程度，这直接反映了家庭经济状况和空闲时间，家庭经济学分析表明，市场劳动时间投入与育儿时间投入存在替代关系。较高的劳动参与率通过收入效应支持多子女养育，但同时也通过时间挤压效应降低育儿照料的质量和数量。从表6可知，加入市场劳动状况与子女数量的交互项后，随着获取收入的劳动量增加，在10%的显著水平上降低子女数量对父母三孩生育意愿的促进作用，并且随着年龄增加，显著性增强。
Table 6. The effect of the interaction between market labor conditions and the number of children on parents' willingness to have a third child
表6. 市场劳动状况与子女数量的交互项对父母三孩生育意愿的影响
变量 |
三孩生育意愿 |
|
(>20岁) |
(>30岁) |
(>40岁) |
(>50岁) |
子女数量 |
4.039*** |
4.042*** |
3.945*** |
4.030*** |
3.967*** |
市场劳动状况 |
1.176+ |
1.178+ |
1.169 |
1.202* |
1.255** |
交互项 |
0.935+ |
1.151+ |
0.936+ |
0.920** |
0.909** |
5.3. 房产数量调节子女数量对三孩生育意愿的影响
房产数量可以相对直观地衡量家庭的经济资源，对于家庭的生活稳定性和经济安全感具有重要影响。拥有较多的房产意味着能解决多子女需要更多空间的问题，作为固定资产的房产还可以通过出租或变卖等方式提供经济支持。然而作为贷款购买的房产会承担更大的债务压力，从而没有金钱去养育更多子女，作为投资性的房产会优先考虑房产的经济效益而不是养育子女，反过来，子女数量的增加会抑制家庭的住房租购和投资选择[21]，两者是此消彼长的关系。从表7可知，随着房产数量的增加，显著降低了子女数量对父母生育三孩的促进作用，且在30岁到40岁之间最显著。
Table 7. The influence of the interaction term between the number of properties and the number of children on parents' willingness to have a third child
表7. 房产数量与子女数量的交互项对父母三孩生育意愿的影响
变量 |
三孩生育意愿 |
|
(>20岁) |
(>30岁) |
(>40岁) |
(>50岁) |
子女数量 |
4.092*** |
4.090*** |
4.071*** |
4.001*** |
3.989*** |
房产数量 |
1.473** |
1.476** |
1.500** |
1.546** |
1.551* |
交互项 |
0.871+ |
0.870+ |
0.860** |
0.861+ |
0.844* |
5.4. 地区调节子女数量对三孩生育意愿的影响
从表8可知，与东部地区相比，中西部地区子女数量对三孩生育意愿的影响显著增强，表现中西部地区具有的促进效应，且这种效应在50岁之后不再显著，交互项系数逐步下降。现实生活中，与中西部相比，东部经济发达地区的年轻人面临更大的生活和工作压力，三孩生育成本高，因此显著降低其生育意愿，而东部地区的中年人经过一定时间的积累，拥有较好的经济状况，因此生育意愿比年轻人高，中西部地区的中年人也保持着较高的生育意愿，所以受年龄影响，中西部地区的促进效应不再显著。
Table 8. The influence of the interaction term between region and number of children on parents' willingness to have a third child
表8. 地区与子女数量的交互项对父母三孩生育意愿的影响
变量 |
三孩生育意愿 |
|
(>20岁) |
(>30岁) |
(>40岁) |
(>50岁) |
子女数量 |
2.548*** |
2.553*** |
2.565*** |
2.655*** |
2.666*** |
地区 |
0.814 |
0.818 |
0.852 |
0.864 |
0.922 |
交互项 |
1.181** |
1.179** |
1.164** |
1.133+ |
1.112 |
6. 结果与讨论
本文基于2021年中国综合社会调查数据，探究子女数量对父母三孩生育意愿的影响，发现子女数量显著增加了父母的三孩生育意愿，假设H1得到验证，进一步讨论，发现子女数量对三孩生育意愿的促进作用对于城市和女性更显著。再进一步分析，发现一、二胎子女性别、市场劳动状况、房产数量、地区显著调节子女数量对三孩生育意愿的影响，具体来说，同性子女显著增强子女数量对三孩生育意愿的促进作用，有薪劳动量以及房产数量的增加，对这种促进作用具有抑制效应，在50岁之前，与东部地区相比，中西部地区对这种促进作用显著增强。
基于文章得出的结论，可以从以下几方面提出政策建议：
第一，针对子女性别的调节作用，可以从生育文化的角度来分析。其一，减轻性别偏好在影响生育意愿中的作用，通过公共宣传(影视剧、社交媒体)展示女儿在照顾家庭和继承家业上的重要作用，弱化“只有儿子才能传宗接代”的传统观念。此外，减少男性对姓氏传承的观念，鼓励自由选择姓氏，新生儿可以随父性、随母性，或者随父母双性。其二，促进性别平等的生育观念，可以进行宣传教育(如社区讲座/板报、新媒体传播)，从思想根源消除男尊女卑观念。也可以通过法律赋能，联合司法部门宣讲《妇女权益保障法》等法规，淡化“男性偏好”，破除歧视女性的认知。
第二，针对市场劳动状况和房产的抑制调节作用，政府需要实行诸多举措，具体来说，包括经济支持措施(如差异化的育儿补贴、减税)、住房支持(如多子女家庭优先购房摇号、租房补贴、公租房保障)、减轻女性就业歧视、完善职场支持(弹性工作制、可负担的托幼服务)等。
第三，针对地区差异，要提升整体生育率，需要采取区域差异化政策，针对不同地区采取差异化的生育支持政策。在东部地区，政府在住房支持、教育减负(如扩大普惠性托育服务、税收优惠)、女性职业保障(如性别平等评级)上进一步完善落实。在中西部地区，可以通过扩大0~3岁的普惠托育、加强现金补贴和减税、促进本地就业等方式，提升三孩生育潜力。
进一步对文章的局限性进行讨论得出，本研究使用了截面数据，难以确定因果关系，只能反映相关性。未来的研究可以尝试使用面板数据。“三孩生育意愿”是主观意愿，与实际生育行为可能存在差异。此外，CGSS数据虽然是全国性数据，但可能无法捕捉所有影响生育意愿的细微因素，且某些变量的测量可能存在局限性。