第一代獨生子女的生育意愿:我們目前知道多少?

摘要：對涉及第一代獨生子女生育意愿的現有調查結果進行系統整理和解析，結果表明，現有的調查結果所描述的第一代獨生子女的生育意愿是一幅雜亂的圖像。主要原因是不同調查的對象不同，樣本結構不同。因此，現有調查結果都只是在有限的程度上、描述了這一總體中的部分對象的生育意愿狀況。要全面了解第一代獨生子女整體的生育意愿，還需要更嚴格、更廣泛的調查研究。

關鍵詞：第一代獨生子女；生育意愿；意愿生育數量

中圖分類號：G230

文獻標識碼：A

文章編號：1000-2529(2009)06-0057-06

一、背景與問題

1979年開始實施的以“提倡一對夫婦生育一個孩子”為主要內容的計劃生育政策已經整整30年了。政策實施之初所產生的第一批獨生子女目前已進人婚育年齡，開始結婚成家、生兒育女。從目前情況看，全國除河南省以外的絕大多數省、市、自治區的計劃生育政策都規定，兩個獨生子女結婚可以生育兩個孩子。因此，當進入婚育年齡的獨生子女人口越來越多的時候，符合這一生育條件的獨生子女也會越來越多。因此，獨生子女生育二胎的問題以及與此密切相關的第一代獨生子女的生育意愿問題也就開始成為各級政府和學術界共同關注的焦點。正是在這種背景下，本文希望對第一代獨生子女生育意愿問題進行探討。

關于第一代獨生子女的生育意愿，有研究者曾明確指出：“如果以1978年作為獨生子女出現的起點，按照平均初婚年齡24歲計算，直到2002年，第一代獨生子女才大規模進入婚育年齡，開始建立家庭，生兒育女。也只有2002年之后的相關調查數據才能更為準確地分析生育政策調整、獨生子女婚育選擇對未來人口發展的影響”。(姜玉等，2009)實際上，在1979年國家第一次正式統計的獨生子女人口數量610萬人中，不僅有1979年當年出生的人口，同時還有大量出生于1970年代中晚期(主要是1975年以后)的人口。因此，我們可以將獨生子女出現的起點放得更早一些，比如說，放到1975年。這樣，如果以1975年-1985年出生的獨生子女作為第一代獨生子女的話，那么，在2000年以前，第一代獨生子女的年齡基本上都在25歲以下，即基本上都沒有進入婚育年齡。而從2000年開始到2010年的這10年，則正是第一代獨生子女開始逐漸進入婚育期的年代。因此，本文將文獻回顧的視野放到2000年以后，即主要查閱和選取2000年以來各地進行的青年生育意愿調查結果，以反映第一代獨生子女及其同齡非獨生子女的生育意愿狀況。

文獻查閱結果表明，與第一代獨生子女相關的生育意愿調查也基本上出現在2000年以后。截至目前，全國學術期刊上共發表了以第一代獨生子女為調查對象的生育意愿研究報告12篇，同時，重要報刊上也發表了2篇這方面調查報道。這12篇論文和2篇報道所依據的數據總共來自于11項大規模調查(見表1)。

本文希望通過對這12項調查的結果進行認真地解析和比較，弄清楚它們實際所反映的對象和范圍，期望更準確地認識目前我們對第一代獨生子女生育意愿的實際了解狀況。簡單地說，本文希望回答：關于我國第一代獨生子女的生育意愿，我們目前已得到哪些結果?這些結果為我們描繪的是一幅怎樣的圖畫?現有的調查結果究竟能告訴我們什么樣的信息?或者說，從這些結果中，我們對第一代獨生子女的生育意愿究竟知道多少?只有真正弄清楚這些問題，才能更好地為國家調整和制定相關的生育政策提供科學的依據及參考。

二、現有調查結果所描繪的圖像

我們將這12項調查的結果整理成下列表1，既便于從總體上了解現有研究的整體狀況，也便于對不同調查結果進行比較分析(表中意愿生育數量2個+和3個+分別表示希望生育兩個及以上和三個及以上)。

表中數據來源：湖北2000年和2002年兩次調查數據見風笑天，2004；北京2002年調查數據見李嘉巖，2003，該差異顯著性檢驗結果系筆者根據其數據計算得到的；北京2006年調查數據見馬小紅等，2008；上海2003年調查數據見上海計生委，2003；因無兩類青年的具體數字，故無法進行差異的顯著性檢驗；上海2006年調查數據見陳青，2006；南京2002年調查數據見尹勤等，2005；該差異顯著性檢驗結果系筆者根據其數據計算得到的；常州2004年調查數據見尹勤等，2006；蘇州2006年調查數據見丁仁船等，2007。此數據為去掉原表格中“說不清”答案人數后重新計算的結果，該差異顯著性檢驗的結果是筆者利用其數據計算得到的；江蘇2007年調查數據見孟軻，2008；全國12城市2004年調查數據見風笑天，2009；全國12城市2007年調查數據為筆者首次發表。

表1的結果首先表明，總體上看，第一代獨生子女與同齡的非獨生子女在意愿生育數量方面，基本上不存在大的差別。在有兩類青年結果比較的10項調查中，6項結果的差異檢驗為不顯著；一項沒有統計檢驗的結果中(上海2006)，不同子女數的分布上僅有微小的差別，平均意愿生育數量則完全一佯；三項統計檢驗有顯著差異的結果中，除常州調查的差異比較明顯外(與其樣本構成有關)，筆者2004和2007調查結果不僅在不同子女數的分布上差別很小，平均意愿生育數量上的差別也不大；

表1的結果同時又表明，這12項大規模調查結果之間，無論是在獨生子女的平均意愿生育數量上還是在獨生子女期望生育不同數量子女比例的具體分布上，均存在較大差異。換句話說，眾多調查結果為我們所描繪的第一代獨生子女生育意愿的畫面是雜亂無章的。比如，12項調查結果中，第一代獨生子女期望生育一個孩子的比例從最低的45％到最高的80％；期望生育兩個孩子的比例從最低的15％到最高的50％：平均意愿生育數量也幾乎是從1.00到1.50。所有這些變化的范圍實在有些過大，導致我們很難從總體上對第一代獨生子女的意愿生育數量進行把握。我們究竟該相信哪些調查結果?或者說，哪些調查結果更有可能反映第一代獨生子女的生育意愿?我們只有認真解析這12項調查的調查對象、調查方法，特別是樣本結構，才有可能從中作出判斷。

三、對現有調查結果的解析

為了說明每一項調查結果實際描述的對象范圍以及對第一代獨生子女這一總體的代表性，我們需要逐一對它們的調查對象、樣本特征等內容進行解析。只有弄清楚每一項調查結果與其樣本特征之間的關系，我們才能更準確地了解這些調查結果究竟告訴了我們什么，也才能判斷我們目前對第一代獨生子女的生育意愿究竟了解多少。

1筆者2000年和2002年的兩次調查結果

筆者這兩次調查的對象是18～26歲的“城市在職青年”，樣本特征的優點是涉及到包括省會城市、大城市、中等城市和小城市在內的多種城市類型。但其只包含9種主要職業的在職青年。同時，由于“考慮到實際調查的可行性，筆者又進一步將研究對象限定為國有和集體企事業單位中的在職青年，從

事個體經營者則未包括在內。”調查對象的職業也是從“比重最大的九種行業中選取樣本”，且“各種職業抽取的人數比例相當”。(風笑天，2004)因此，這種只包含若干主要職業、同時調查對象的抽取又沒有按照職業比例的做法，使得所得到的樣本對總體的代表性大打折扣。這兩次調查的另一個不足是，由于這兩次調查的時間相對較早，當時第一代獨生子女的年齡相對年輕。因而樣本中已婚獨生子女的比例偏小(已婚獨生子女分別只占樣本中獨生子女人數的11.1％和18.5％)。因此，總的來看，這兩項調查的結果實際上主要反映的只是“我國中部地區城市主要行業中在職青年獨生子女、特別是未婚的青年獨生子女的生育意愿狀況”。

2北京2002年和2006年的兩次調查結果

北京2002年調查的對象是“擁有北京市戶口的20-30歲青年”(侯亞非，2003)，樣本是在所抽中的47個居委會、58個村委會中按照年齡、性別、婚姻狀況、城鄉等配額抽取的o“樣本結構比例為：20～25歲與26～29歲年齡結構比例7:3；男女性別比例5：5；未婚已婚比例7:3；城鄉比例8:2(李嘉巖，2003)。北京2006年的調查對象則為“具有北京市城市戶口、居住在北京市城八區的20～34歲獨生子女”(馬小紅等，2008)樣本同樣采用按年齡、婚否等指標進行配額的方法抽取。

這兩次調查樣本的最大問題在于：我們無法了解這種人為確定的各種比例與總體中實際的比例之間究竟有多大差距?如果某些重要變量(特別是與生育意愿關系密切的城鄉變量、婚姻狀況變量等)的比例之間相差較大，則調查結果的偏差就會比較大。如果在假設兩次調查的樣本結構中各種變量的比例與實際總體中的比例偏差不大的前提下，調查結果則反映出北京市第一代獨生子女生育意愿的兩個突出特征：一是平均意愿生育數量非常低。2002年的結果幾乎接近1.00，即使是2006年1.18的結果，也比其他大部分調查結果明顯偏低；二是希望不生育子女的比例非常高。在所有12項調查中，只有北京的兩次調查結果中獨生子女希望不生育子女的比例超過了15％。而上述的第一個特征也主要是由這第二個特征影響的結果。應該看到，在這種假設前提下的結果終究只是一種假設的結果，從這樣的結果中我們無法有把握地判斷它對北京市第一代獨生子女生育意愿的代表性大小。

3上海2003年和2006年的兩次調查結果

在這12項調查中，上海的兩次調查相對比較特殊。這種特殊性一方面體現在這兩項調查都是由當地計劃生育部門進行的，調查的結果也都沒有發表在學術刊物上，而是作為新聞報道由記者發表在報紙上；另一方面則是體現在兩次調查都沒有詳細介紹抽樣方式和調查的具體方法，也沒有詳細描述樣本的各種特征。這就為我們解析這兩次調查所得結果的代表性以及評價兩次調查的質量帶來了一定的障礙。僅從這兩次調查的結果看，反差比較大，而且似乎也有些矛盾。2003年調查時，期望生育兩個及以上孩子的比例還不到15％，可到了2006年，這一比例一下子提高到50％。與此相應的，2003年調查時平均意愿生育數量只有1.10，而到了2006年，平均意愿生育數量一下子提高到1.46。這種明顯的、不合常理的并且變化相當大的原因很難進行解釋。因此，可以說這是兩項可靠性程度最小的調查。其結果只能作為我們了解上海這樣的直轄市中，青年獨生子女生育意愿的一種非常有限的參考。

4南京2002年的調查結果

南京調查的對象沒有具體的年齡范圍，只有相對模糊的“育齡人群”。實際報告的結果表明，調查對象的年齡范圍在15～40歲之間。該調查在南京“原十個城、郊區調查城市人口，且調查對象均為獨生子女”，在“五縣區調查農業人口，調查對象中獨生子女與非獨生子女各占50％”，同時“組織學生在大學校園、街頭采用偶遇抽樣的方式對獨生子女進行調查”(尹勤等，2005)。這樣的抽樣設計和抽樣方法既不科學也不不嚴格，由這樣的抽樣所構成的樣本無論是在城鄉對象的比例上、還是在未婚和已婚等其他變量的比例上，與實際總體的比例之間都處于一種未知的狀態。其具體的生育意愿結果分析中，也存在由樣本結構不清所帶來的問題。因此，該調查的結果無法從總體上反映南京第一代獨生子女的狀況，充其量只能是對這一部分樣本中的獨生子女生育意愿狀況的了解。

5常州2004年的調查結果

常州調查的對象同樣沒有具體的年齡范圍，也是模糊的“育齡人群”。樣本抽取采取的是非隨機的判斷抽樣的方法，且研究者沒有介紹實際的抽樣過程，只說明“考慮了常州市各區縣行政級別、經濟發展水平及人口密度”。從其樣本的實際-結構來看，既包括常州戶籍人口，也包括相當大比例的外來人口(占四分之一)；既包括非農人口，也包括農業人口。樣本中性別構成也不盡合理，男性只占三分之一?？梢哉f，該調查樣本的結構不能說明其代表的、或者說希望反映的是一個什么樣的對象總體，因而該調查的各種結果基本上只能作為這一特定樣本人口的生育意愿，而不能推廣到常州市育齡人口這一總體。也不能很好地反映常州市第一代獨生子女的生育意愿狀況。

6蘇州2007年的調查結果

蘇州調查的對象為20～29歲的適婚人口，樣本規模為2237人。盡管研究者給出了樣本中獨生子女與非獨生子女的比例分別為65.2％和34.8％、未婚與已婚者的比例分別為29.7％和70.3％。但是，由于研究者沒有介紹其具體的抽樣設計和調查實施過程，因而我們無法了解其樣本中是否包含城鄉兩部分對象，無法知道這兩部分對象的抽取比例，也就無法判斷其樣本中所具有的上述結構特征在多大程度上能夠反映總體的狀況。因此，該調查所得到的“獨生子女的平均理想子女數為1.50，非獨生子女的平均理想子女數為1.46的結果，以及兩類青年選擇一個孩子、兩個孩子、不生孩子的各種比例分布，也僅僅只是“這一特定調查樣本”的結果，只能作為我們了解蘇州市城鄉適齡青年生育意愿的一種十分有限的參考。因為，如果蘇州20～29歲適齡人口總體中獨生子女的比例實際上更高或者更低或者未婚與已婚人口的比例不是30％和70％。那么，總體中適齡青年生育意愿的平均水平就會有所變化(筆者認為，實際總體中未婚者的比例有可能明顯高于30％，而已婚者的比例則有可能明顯低于70％。因為假設每一年齡段的人口數都相同且青年都25歲左右結婚，那么，未婚者和已婚者的比例應基本相當。而一旦未婚和已婚青年的比例都為50％左右，那么，由于未婚者的意愿相對偏低，總體的平均理想子女數就會明顯低于1.50)。

7江蘇6縣市2006年的調查結果

江蘇6縣市的調查對象是“有當地戶籍的18～40歲育齡婦女”，研究者描述第一代獨生子女生育意愿時選取的是其中18～29歲的對象。因此，該調查結果所依據的調查對象樣本具有下列一些特定的社會特征：首先，調查地點全部為縣級市和

縣，特別是樣本中農村人口比例接近60％。因此，雖然同樣是包含城鄉兩類青年的調查，但是其調查樣本的特征與在北京、上海這樣的直轄市調查的樣本特征以及與在蘇州這樣的大城市調查的樣本特征之間，顯然是有著較大差別的。其次，該項調查的對象全部為女性，這一特征是該調查樣本與其他調查樣本差別最大的一個方面。因此，該項調查的結果實際上反映的只是我國“經濟相對發達的東部小城市特別是農村中青年女性以及青年獨生女的生育意愿”。

8筆者2004年和2007年的兩次調查結果

筆者這兩次調查的對象依然是“城市在職青年”。2004年的調查相對于2000年和2002年調查來說，有了很大改進：一是城市樣本除了考慮到直轄市、省會城市、大城市、中小城市的差別外，同時還考慮到東部、中部和西部三種不同經濟發達程度的地區差別；其涉及到全國12個省、直轄市和自治區中的城市的特點，使得其城市的代表性大大優于原來僅湖北一個省內城市的樣本特點。二是在職青年的職業類型上也擴大到15種，覆蓋的范圍更廣泛。但其樣本存在的不足是，一方面每種職業調查對象的抽取數量沒有按照該職業在總體中的比例來分配，而是無論什么職業都統一抽取10人。另一方面每個城市中所抽取的樣本數量也相對偏小(只有150人)。此外，最后階段對調查對象的抽取也沒有完全做到隨機。因此，該調查的結果也只能在一定程度上反映全國城市中在職青年獨生子女的生育意愿狀況。

筆者2007年的調查則更進了一步：除了保持2004年樣本在城市抽取上的優點外，還通過按照全國城市總體中14類行業人員的實際比例來確定樣本中不同職業調查對象的抽取數目(即不同職業抽取的人數不同)同時進一步擴大每個城市樣本規模(200人)的方法，使得調查樣本的代表性進一步提高。但由于抽樣的最后階段(即從單位中抽取個人)同樣沒能做到完全嚴格的隨機，因此，該調查樣本雖然比2004年的樣本有較大改進，代表性程度大大提高，但仍不足以構成全面反映城市在職青年獨生子女這一總體的嚴格的樣本。

四、總結與討論

通過對現有調查研究結果的系統整理和解析，我們可以得到下列結論：到目前為止的有關第一代獨生子女生育意愿的調查結果，給我們所描述的是一幅雜亂的圖像：他們的平均意愿生育子女數目從1.00到1.50，希望生育一孩的比例從最低的45％到最高的80％；期望生育兩個孩子的比例從最低的15％到最高的50％；不同調查結果相互之間的差別較大。同時，通過對每一項調查的調查對象和樣本結構進行解析，可以看出，現有研究都沒有做到完全反映第一代獨生子女這一雇體所具有的生育意愿的整體狀況?；蛘哒f，這些調查結果都只是在有限的程度上、描述了這一總體中的一部分對象的生育意愿狀況。

概括起來，可以將現有12項調查結果大體分成以下三類：

第一類是北京市的兩次調查以及上海市的兩次調查。這四項調查結果可以看作是對我國這兩個極端特殊的城市中的第一代獨生子女所具有的生育意愿的部分反映。之所以說只是部分的反映，是因為一方面我們無法了解北京的兩次調查樣本結構中人為確定的各種比例與總體中實際的比例之間負竟相差多少，因此無法有把握地判斷它對北京市第一代獨生子女生育意愿的代表性大小。另一方面則是因為我們同樣無法了解上海的兩次調查的樣本抽取情況及其樣本結構，作為兩項可靠程度最小的調查，其結果只能作為我們了解上海這樣的直轄市青年生育意愿的一種非常有限的參考。

第二類是江蘇地區(包括南京、常州、蘇州、及江蘇6縣市)的四項調查結果。這四項調查結果在一定程度上可以看作是對我國經濟較發達的東部地區的城鄉育齡獨生子女所具有的生育意愿的部分反映。由于抽樣方法不隨機、樣本結構不合理、不清楚等原因，四項調查的結果中除了6縣市調查可以在一定程度上反映“小城市特別是農村中青年女性以及青年獨生女的生育意愿”外，其他幾項調查的結果往往只能反映該調查樣本的情況，很難推廣到更大范圍。

第三類是筆者2000年、2002年、2004年和2007年分別在湖北四城市以及在全國12城市的四次調查。這四項調查的對象都是城市在職青年，因而只能反映城市在職獨生子女的生育意愿。但同樣由于抽樣方法的限制，它們也只能在一定程度上分別反映“中部地區城市主要行業在職青年獨生子女、特別是未婚青年獨生子女的生育意愿狀況”，以及“全國城市在職獨生子女的生育意愿狀況”。之所以說只是在一定程度上反映，是因為四次抽樣也都沒能做到完全嚴格的、徹底的隨機抽取。當然，相對而言，2007年全國12城市的調查結果的代表性會更大一些。

在對現有調查研究進行解析的基礎上，筆者提出下列幾個值得進一步討論的問題：

1“第一代獨生子女”的年齡范圍

盡管目前這12項調查研究所針對的和希望描述的都是“第一代獨生子女”，但應該認識到，“第一代獨生子女”不是只有“終身無兄弟姐妹”這一種社會特征的一代人，它實際上是一個包含著多種不同的社會和人口特征的整體性概念。也可以說，它是一個在許多方面需要進一步明確界定的概念。而其中最重要、也最需要界定的一個方面是他們的年齡范圍。

所謂第一代獨生子女的年齡范圍，即出生在什么時期中的獨生子女才是第一代獨生子女?一種可接受的看法是。第一代獨生子女指的是1976～1985年這十年間出生的獨生子女。因為獨生子女政策雖然最早開始于1979年，但考慮到上海、--北京等大城市在70年代中期實施以“一個不少，兩個正好，三個多了”為內容的計劃生育工作時，就產生了一定數量的獨生子女，故可將這一概念的劃定時間提前三年。有了這種明確的界定，實際調查和研究中就不會產生混亂。無論研究者在那個時間點開展調查研究，第一代獨生子女卻始終對應的是出生在這一時期之間的人。因此，如果研究者在2002年進行調查，此時合適的對象范圍就應該是17～26歲左右的年輕人；而如果研究者在2006年進行調查，此時合適的對象范圍就應該是21～30歲左右的年輕人了。正是因為現有一些調查研究只注意到對象當時的年齡，而忽視了第一代獨生子女當時所實際對應的年齡段，導致調查對象并不完全處于這一時期中，因而其調查的結果自然也就會有所不同了。

2看待具體調查結果時應特別關注的兩個變量

根據對前述12項調查的分析結果，筆者認為，在看待和解讀青年獨生子女生育意愿調查結果時，應該特別關注城鄉背景和婚姻狀況這兩個重要變量。

第一代獨生子女這一整體概念中既包含城市獨生子女，也包含農村獨生子女。一個客觀的事實是，城市獨生子女與農村獨生子女在家庭結構、生活方式、社區文化等方面相差很大，他們的生育意愿也有明顯的不同。因此，在討論與第一代獨生子女相關的問題時，最好對城鄉獨生子女進行區分和分別討論。如果要全面反映包含城鄉兩類獨生子女在內的第一代獨生子女整體的生育意愿，就要有符合總體中城鄉獨生子

女比例分布的隨機樣本。否則，調查結果就會形成很大的偏差。同時，已有的研究結果表明，獨生子女的婚姻狀況也是與他們的生育意愿密切相關的一個因素。相對來說，已婚青年的生育意愿明顯比未婚青年要高(風笑天，2009；侯亞非等，2008)。因此，在看待有關獨生子女生育意愿的調查結果時，還要特別注意這一變量的分布情況。

由于城鄉變量和婚姻狀況變量對調查結果有顯著的影響，因此，在看待具體調查結果時，至少要對樣本中這兩個變量的分布是否與總體中的比例一致給予充分的關注。比如，包含城鄉兩類對象的調查結果中，如果樣本中城鄉兩部分獨生子女人口的比例與實際總體中二者的比例相差較大的話，就會扭曲總體中獨生子女實際的生育意愿狀況。一般的規律是：如果樣本中城市獨生子女比例偏大，農村獨生子女比例偏小，則結果有可能低估總體中獨生子女實際的生育意愿；反之，若樣本中農村獨生子女比例偏大，城市獨生子女比例偏小，則結果有可能高估總體中獨生子女實際的生育意愿。同樣的，在包含未婚獨生子女與已婚獨生子女的調查結果中，如果樣本中兩部分青年的比例與實際總體中二者的比例相差較大的話，也會扭曲總體中青年實際的生育意愿狀況的。這方面的一般規律是：如果樣本中未婚青年比例偏大，已婚青年比例偏小。則結果有可能低估總體中青年實際的生育意愿；反之，若樣本中已婚青年比例偏大，未婚青年比例偏小，則結果有可能高估總體中青年實際的生育意愿。

例如，北京2002年、上海2003年和2006年、南京2002年、常州2004年、江蘇2006年、以及蘇州2007年這7項調查都包含城鄉兩部分對象；而北京2006年、湖北2000年和2002年、全國12城市2004年和2007年這5項調查則只包含城市在職獨生子女。這兩類不同的樣本特征帶來了意愿生育數量的差別：城鄉獨生子女樣本調查結果中，平均意愿生育數量的變化范圍從1.00～1.50(進一步區分可以發現，早期北京、上海和南京的調查，其結果集中在1.00～1.20之間，近期江蘇和蘇州的調查結果卻集中在140～150之間，呈現出兩個極端的現象)。而城市在職獨生子女調查結果中，所有的平均意愿生育數量大體都處于1.20～1.40之間，即處于中間狀態。為，什么會如此呢?

筆者認為，北京、上海、南京三市調查結果處在1.00～1.20個之間，在一定程度上反映出北京、上海、南京這樣的現代化大都市中獨生子女的生育意愿非常低；其中北京第二次調查結果高于第一次，主要原因是第二次調查樣本中加大了已婚對象的結果。(上海市第二次調查結果為什么會顯著高于第一次，目前則無法判斷和解釋。因為上海調查只是簡單地在報紙上作為新聞報道發表，缺乏學術研究中對調查方法和樣本基本情況的詳細介紹，因而難以解析和評價其結果所反映的范圍)。至于近期江蘇和蘇州調查結果為什么高于以城市在職青年為對象的調查結果，筆者分析主要是城鄉變量在起作用：一般來說，農村對象的生育意愿普遍高于城市對象。因而包含農村獨生子女在內的生育意愿調查，其結果往往會比僅包含城市獨生子女的調查結果要高。

這種樣本結構變化導致調查結果變化的現象也可以從兩次調查結果的不一致甚至是矛盾中看到。比如，北京2002年調查包含農村青年，其平均意愿生育數量照說應該相對較高，而北京2006年調查僅包含城區青年，其平均意愿生育數量應該相對較低。但調查結果恰恰相反：2006年調查中，期望生育一孩的比例低于2002年調查12％左右，而期望生育二孩及以上的比例則反過來高于2002年調查13％左右。如何來解讀這種看似不合邏輯的結果呢?究竟是青年的意愿生育數量提高了，還是存在其它的原因?

實際上，當我們仔細分析兩次調查的樣本構成，這種看似矛盾的結果就不奇怪了。2002年調查中，樣本年齡結構相對年輕，未婚者比例很大(68.6％)。而2006年調查中，由于研究者“加大了已婚獨生子女的樣本比例，這使得2006年調查樣本中25歲以上高年齡段獨生子女增多、已婚者增多、雙獨家庭增多”(侯亞非等，2008)。此時未婚者的比例僅為46.1％，比2002年下降了22.5％。因此，2006年調查的結果更多地偏向于反映已婚獨生子女的生育意愿，而不是正常結構的獨生子女總體的生育意愿。由于已婚者的意愿生育數量普遍高于未婚者，因此，當2006年調查樣本增加了已婚對象，其結果中期望生兩個及以上孩子的比例就提高了，平均意愿生育數量也提高了。正是由于婚姻狀況變量上的變化，兩次調查得出了不同的結果。

3不同調查結果比較的前提

對同一現象的研究所產生的多個不同的結果，往往會成為研究者進行比較的對象。一般來說，無論是結果之間的一致性，還是結果之間的差異性，都有助于研究者發現這一現象的一般性規律。但是，值得注意的是，在對有關第一代獨生子女生育意愿的不同調查結果進行這種比較時，一個基本的前提是不同研究中的調查對象和樣本之間具有可比性。如果缺乏這種前提，不同結果之間的比較不僅不利于發現一般規律，相反還會誤導研究者。就本文所討論的這12項調查來說，就存在這樣的問題。由于12項調查的對象和樣本特征各不相同，不具備可比性，因此，要在總體上對它們得到的結果進行比較是不妥當的。即使是對其中具有縱貫特征的北京兩次調查、上海兩次調查以及筆者的四次調查分別進行比較，實際上也存在問題。也會由于前后兩次(或幾次)調查對象和樣本結構的差異的大小而可行或不可行。

比如，北京兩次調查的對象不完全相同：前者包含獨生子女與非獨生子女，后者僅包含獨生子女；即使都只用獨生子女對象，兩次調查的樣本結構也有較大差異：前者包含城區、郊縣、農村三部分獨生子女，而后者僅包含城區的獨生子女。同時，前者以未婚青年為主，后者以已婚青年為主。所以，二者基本上不能進行比較；上海兩次調查的對象也不一樣：前者為城鄉青年，后者為城鄉獨生子女；同時，由于其樣本結構不詳而無法了解還有哪些差異。筆者四次調查的對象雖然都相同，但前面兩次調查的地點與后面兩次調查的地點相差較大，樣本的結構(主要是不同職業調查對象的比例以及對象的年齡結構)也相差較大，不好進行比較；只有前面兩次調查之間以及后面兩次調查之間進行比較的可行性相對大一些。但即使如此，也應該注意到兩次調查樣本之間的各種差別及其對結果的影響。

筆者最后認為，由于“第一代獨生子女”這一特定總體在定義和邊界劃分上的困難性，特別是由于實際調查中抽樣框的不可得性，使得現實中的每一項具體調查都只能是對這一總體中的“一部分對象”的反映。因此，只有弄清楚每一項調查所真正反映的對象及其范圍，才能避免以偏概全和產生誤解，獲得對第一代獨生子女生育意愿的實際了解。而從現有的調查來看，不同的調查在調查對象和抽樣方法等方面相差很大，所以其得到的結果相互之間差別也很大，因此，我們實際上對這一代獨生子女所具有的生育意愿的整體了解還很不全面。要真正弄清楚他們生育意愿的狀況，顯然還需要更為嚴格、更為廣泛的調查研究。