我國計劃生育政策調整能否改變生育意愿？

［摘要］關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行闡述。文章基于量化研究推進了人口學領域中這一主題研究。將理想子女數作為衡量生育意愿的指標，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。雙重差分模型結果顯示，受全面二孩政策調整影響，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有關，又與全面二孩政策相配套的政策措施降低了生育經濟成本有關。全面二孩政策并沒有提高其他人群的生育意愿。據此，建議重點支持原屬于一孩半政策婦女的生育，促其將生育意愿轉換成生育現實。

［關鍵詞］生育政策；生育意愿；理想子女數；面板線性雙重差分模型

［中圖分類號］D669.1［文獻標識碼］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被學者證明［1-2］，但計劃生育政策對生育意愿影響的政策效應研究尚不多見。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的婚育新風而降低了生育意愿，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同開展了人口與計劃生育宣傳教育工作。隨著“婚育新風進萬家”活動開展、人口文化大院等載體構建，新型社會主義婚育新風，避孕節育、晚婚晚育、少生優生、生男生女都一樣等文明進步的婚育觀走進人們心中，從而降低了生育意愿。林富德［3］認為，中國人口控制取得重要成績的標志之一，是改變了并在繼續改變著人民的生育意愿，特別是農民的生育意愿。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農民生育意愿并不高的現象時提到：“但是有一點是可以明確的，即人們，特別是農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行政策聯系起來。長期嚴格執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量，因此在回答有關生育愿望問題時，多少都受當地政策的干擾，從而表現為一種有條件的生育意愿?！薄按嬖跊Q定意識，政策的影響是無法擺脫的，即使在提問時強調‘如果不考慮計劃生育政策，你希望要幾個孩子’，調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。”［6］“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查所獲得的生育意愿容易發生低估問題?！保?］王軍、王廣州［8］強調自己使用學術機構調查得來的數據對生育意愿進行測量，意含由此得到的結果更準確。因為“被調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數量”［8］這一條件。學術機構進行調查，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據，但被訪者是否會受到生育政策慣性影響仍不得知。以上研究認為，人們在表達生育意愿時往往被計劃生育政策所“裹挾”，從而不敢表達真實想法。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項關于中國人生育意愿的調查進行了分析，發現1980年以來中國人理想子女數呈減少趨勢。1980—1989年平均理想子女數為2.13個，1990—1999年為1.9個，2000—2011年為1.67個。莊亞兒等［6］根據2013年全國開展的生育意愿調查，發現城鄉居民的理想子女數為1.93個；實行一孩、一孩半、二孩政策地區分別為1.84個、1.98個、2.01個；王軍、王廣州［8］采用2010—2014年學術機構調查的4次數據，認為中國目前意愿生育水平在1.82～1.88的區間范圍內，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。

為促進人口長期均衡發展，我國開始逐步調整完善生育政策。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年全國流動人口衛生計生動態監測調查數據，發現“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。并認為政策調整雖可能釋放出一定的生育潛能，但難以使生育意愿出現較強反彈。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行研究，發現城市“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個女性樣本數據，發現意愿生育二孩的占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2017年全國生育抽樣調查數據計算，發現育齡婦女平均理想子女數和打算生育子女數分別為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日國內外公開發表的有關我國育齡婦女二孩生育意愿的橫斷面研究，發現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2018年中國家庭追蹤調查數據，發現夫妻總體的平均理想子女數為1.95個，男性配偶的生育意愿略顯著高于妻子。進入全面三孩政策時期，宋健、胡波［16］根據中國人民大學在2021年7—8月份全國5省份的調查數據，發現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數分別為1.68個與1.69個。石智雷等［17］根據湖北省125個區縣12041個家庭生育意愿調查數據，發現一孩、二孩家庭的平均理想子女數分別為1.57個與2.07個。

以上調查大多都基于截面數據展開分析，研究結果均表明，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年進入更替水平的發展趨勢相一致。以上調查結果的差異，與調查取樣時間、調研區域以及研究對象的界定口徑有關系，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據。另外生育意愿測量指標的選取也是造成以上研究結果差異的重要原因。如宋健、胡波［16］研究中意愿子女數為“希望子女數”，希望子女數是考慮現實條件后的生育打算。理想子女數反映了家庭不受條件約束的理想，可視為群體有可能達到的最高終身生育水平［17］。顧寶昌［18］認為育齡婦女的理想子女數、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數低于一般理想子女數，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，兩項研究都認為生育政策放寬后可以提高生育意愿，但同樣也認為作用有限。但楊菊華做出這種判斷的依據是“‘單獨’人群的意愿明顯高于其余兩個人群”。顯然這一結論有待商榷，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，調查對象僅是城市地區的“雙非”家庭。而且對于其中關鍵變量“第二個孩子生育意愿”是采用回憶方式進行。風笑天［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，不同區域與不同特征人群生育意愿的細分研究在上述文章中也得以體現，如石智雷等［17］按照地區經濟發展水平、夫妻戶籍性質、婦女年齡、婦女受教育程度、婦女社會經濟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”政策反饋效應時，提出“政策設計嚴格度差異導致信號干預強度和違規風險程度差異，進而導致公眾反饋效應差異”。并證明了，“獨生子女”政策設計越嚴格，民眾對政府干預個體生育的支持度越高，民眾期望的子女數量和男孩數量越低。從這個角度推理，在計劃生育政策調整放寬后，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整后的生育意愿，其中的混合效應可能抑制或抵消生育政策調整帶來的影響。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濟、社會與文化因素基本穩定，在低生育意愿影響因素與形塑機制趨穩的情況下，這時候突變的因素就是來自行政管理上生育政策的調整。所以對生育政策影響生育意愿研究的出發點、著手點更應該聚焦在生育政策這個變量上。

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

二、研究設計

（一）受訪樣本原屬生育政策的操作化

中國家庭追蹤調查（CFPS）已經公布了6期縱向調查數據。其中2014年與2018年的成人問卷庫填報了每個樣本理想子女數。而這兩次調查恰好分別是全面二孩政策前與全面二孩政策后，由此構成的縱向調查數據比較適合該項研究。本文使用這兩套數據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，對每個數據庫中的樣本都按照全面二孩政策前的政策屬性進行賦值，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《中國少數民族生育政策研究——一個法理學的視角》、李曉迪［24］的《豐寧滿族自治縣計生管理問題研究》、中國法律法規數據庫中全國31個省份（不包含港澳臺地區）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或政府規章等資料比較分析了我國生育政策在生育數量、生育時間和間隔等方面的差異，發現生育政策的差異主要體現在城鄉差異、民族差異與特殊差異上。在生育數量上，各地關于非農業人口生育子女數量的規定基本相同，即國家干部、職工和城鎮居民一對夫婦只生育一個孩子。各地關于農業人口生育子女數量的規定，則體現了較大的差異性，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。

在我國少數民族人口生育政策上，《人口與計劃生育法》立法時，延續對少數民族的照顧，實行寬于漢族的生育政策?？紤]到地方性法規（規章）對少數民族生育數量政策已有明確規定，在立法技術上，同樣采取了“原則+授權”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民族生育二孩政策，居住在這些地區的少數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民族（壯族和滿族）在生育政策規定上與漢族基本相同，沒有特殊照顧”。對于壯族，根據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民族的”經過批準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，發現河北省、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個省份的農村地區，以及不限制生育的西藏地區。如新疆規定少數民族農牧民一對夫妻可生育3個子女。黑龍江規定夫妻雙方均為鄂倫春、鄂溫克、赫哲、達斡爾、柯爾克孜族的，依法生育2個子女后，可以再生育一胎子女。內蒙古規定達斡爾族、鄂溫克族、鄂倫春族公民的生育不受限制。甘肅規定“夫妻雙方均系農村居民，其中一方系東鄉、裕固、保安族以及居住在人口稀少的牧區、林區的藏、蒙古、撒拉、哈薩克族，已生育兩個子女的”，可以再生育。寧夏規定固原市原州區、海原縣、西吉縣、隆德縣、涇源縣、彭陽縣、鹽池縣、同心縣（以下統稱山區八縣）的少數民族農民，一對夫妻可以生育兩個子女，最多生3個。青海規定牧業區的少數民族牧民，一對夫妻可以生育3個子女。云南規定夫妻雙方都是居住在邊境村民委員會轄區的少數民族農業人口，或者少數民族農業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。西藏規定“在腹心農牧區，堅持教育為主，自愿為主，提供服務為主的原則，提倡少生、優生和有間隔的生育”。對于以上省份明確規定可以生育三孩的少數民族，文章在對數據庫樣本賦值時略作調整。文章對每一個樣本生育政策的賦值主要參考戶籍地省份、戶口性質與民族性質三個變量。但由于各省份人口與計劃生育條例中生育調節的內容有著特殊差異，如寧夏規定，對于夫妻雙方是城鎮居民或者一方為城鎮居民，另一方為農村居民的，男方連續從事井下采掘作業5年以上，并繼續從事井下采掘作業的，在生育1個子女的前提下，可以再申請生育1個子女。對于符合此生育調節的樣本在文章中便不能標注，因為問卷搜集上來的數據并沒有如此詳細的信息。所以文章規定的樣本生育政策并不完全精準。至此，數據庫中每個樣本所屬的生育政策完成了賦值。

（二）確定數據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年中共中央發表的《關于控制我國人口增長問題致全體共產黨員、共青團員的公開信》

標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，根據李國經［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調查時的年齡為18歲。

（三）分性別對生育意愿進行分析

由于男性與女性在生育、婚姻、家庭中承擔的角色不一樣，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］發現“婚姻滿意度和收入水平對男性生育意愿有統計顯著的正向影響，但對女性生育意愿缺乏顯著的影響”?？梢姡谀信庠赣绊懸蛩厣弦泊嬖诓町?。因此，本文在分析生育政策調整對生育意愿影響時，將男女分開進行討論。

三、假設檢驗的分析邏輯與結果

（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查年份上理想子女數的均值檢驗結果，這張表中只考慮出生年份一個影響因素。生育政策調整放寬后，原屬一孩政策下的女性與男性理想子女數都減少，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數都增加，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數都沒有統計意義上的變化，全部女性與男性樣本理想子女數也沒有統計意義上的變化。上文中提出的生育意愿隨生育政策調整增加的研究假設只在原屬一孩半政策人群得到體現，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年中國家庭追蹤調查數據，發現獨生子女更可能與獨生子女結婚，且非獨生子女也更可能與非獨生子女結婚，所以原屬一孩政策的樣本在2014年調查時已經在相當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數低于另外兩種政策人群，并且在全面兩孩政策出臺后進一步下降，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］。序次模式認為人的生育意愿并非從始至終一成不變的，它是一個變數，夫妻對于生育孩子的數量的想法會隨著經濟前景的變化、婚姻的發展特征以及其他因素發生變化。根據林富德［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。而在經驗研究中，確實顯示出家庭中實際生育孩子數與生育意愿正相關關系。如莊亞兒等［6］基于2013年全國生育意愿調查數據發現，家庭現存子女數為0孩、1孩、2孩、3孩及以上的理想子女數分別為1.81個，1.83個，2.05個，2.83個，卿石松等［15］發現“現有子女數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個區縣的數據，“未生育家庭、一孩家庭和二孩家庭的平均理想子女數分別為1.46個、1.57個和2.07個”。據此，本文認為家庭中已有子女數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。而又根據宋健等［16］的發現，“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］的發現，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一步放在已經生育過孩子的樣本上面，而不再去關注尚未生育的樣本。放在這樣一個大環境下去分析，更具有現實意義。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數。因為我國的生育基本都是婚內生育，所以表2中的結果實際上考慮了出生年份、婚姻、是否生育三個因素。

表2的均值檢驗結果與表1相比，各生育政策下樣本理想子女數均有所增加，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，生育政策調整后全部男性樣本理想子女數有所提升，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的基礎上進一步篩選出在2014年成人數據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，生育政策調整后全部女性樣本理想子女數有所提升，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）基于面板數據的線性回歸模型檢驗

本文進一步整理了下文回歸分析中用到的變量。在以往的研究，自評社會經濟地位［17，33］、家庭年收入［15］、個人收入［15］、健康狀況［34］、遷移經歷［35］、教育［15，36］、流產經歷［12］、性別［6，15，17］、年齡［6，15，17，33］、戶口［15，17］、民族［34］、一孩年齡［17］、已有孩子性別結構［15］、傳宗接代觀念［15］、撫養費［15］、婚姻滿意度［15］、婚姻持續時間［15］、配偶家務貢獻滿意度［15］被當作影響生育意愿的因素進行分析，甚至包括人口的空間特征，如人均地區生產總值、執業醫師數量與小學教育規模［17］。本文根據中國家庭追蹤調查數據庫中的內容選擇以下變量（見表4、表5）進行分析，并對2014年CFPS數據庫中變量基本特征進行描述性統計分析（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。

響應變量理想子女數是一個計數變量，通常用到的計數回歸模型有泊松回歸、負二項回歸。但兩個回歸模型在使用的時候都有條件限制，在進行了簡單計算后發現都不太適用。經計算，

2014年CFPS數據庫中女性樣本理想子女數的均值是1.99個，方差是0.43，男性理想子女數的均值是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，也不滿足負二項回歸中要求的響應變量存在過離散現象，即方差遠大于均數。本文將理想子女數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”的影響，又受到生育政策調整的影響，即“政策效應”的影響，而在目前研究中，學界常用雙重差分法（DifferenceinDifference，DID）來分離“時間效應”和“政策效應”。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“計劃生育政策調整”實驗組隨時間變化的生育意愿效應。本文采用面板線性雙重差分模型進行分析，模型形式為：

Yit=β0+β1treatedit+β2yearit+β3treatedit

×yearit+β4xit+εit（1）

式中，Yit表示個體i在t年的意愿生育子女數，treatedit表示與計劃生育政策調整相關的分組虛擬變量，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為實驗期標識變量，2018年賦值為1，2014年賦值為0；treatedit×yearit表示樣本是否經歷計劃生育政策調整與年份的乘積；xit為控制變量；εit為隨機擾動項。模型中系數β3反映了計劃生育政策調整對意愿生育子女數影響效果，是本文要關注的。

在具體的變量值整理過程中，2014年與2018年兩個調查年份包括男女所有的24068個樣本中，一共110個樣本的理想子女數填寫為0個，占0.46%。但這110個樣本均已經實現了生育，所以本文將這110個理想子女數為0個的改為理想子女數為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。

具體的回歸結果見表6。表6分別展示了女性與男性理想子女數的回歸結果。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后的回歸結果。結果顯示交互項回歸系數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）是進一步加入生育子女數、子女性別結構、年齡、年齡平方、受教育年限、受教育年限平方、房產、工作狀態、傳宗接代思想、收入水平、健康狀況后的回歸結果，發現交互項的回歸系數仍沒通過顯著性檢驗。

為了考察是否因為遺漏變量導致估計結果的有偏性，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行安慰劑檢驗。由于偽實驗組是隨機產生，不會對被解釋變量產生顯著影響，因此其估計系數應該在0附近。對于表6中的女性樣本，在同樣控制住生育子女數、子女性別結構、年齡、年齡平方、受教育年限、受教育年限平方、房產、工作狀態、傳宗接代思想、收入水平、健康狀況后，進行了500次雙重差分估計。從圖1的回歸系數來看，隨機過程的系數估計值（圖1a）與t值（圖1b）都分布在0附近，幾乎成標準正態分布，說明計劃生育政策調整對生育意愿的影響，并不是由其他不可觀測因素推動，據此可以認為DID模型結果是穩健的。對于表6中的男性樣本交互項回歸系數同樣采用安慰劑檢驗，發現隨機過程的系數估計值與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后的回歸結果。結果顯示交互項回歸系數為0.171，且在1%的統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）是進一步加入生育子女數、子女性別結構、年齡、年齡平方、受教育年限、受教育年限平方、房產、工作狀態、傳宗接代思想、收入水平、健康狀況后的回歸結果，發現交互項的回歸系數為0.164，雖然有所降低，但是在1%的統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）分別對應未加入控制變量與加入控制變量的結果。模型（7）、模型（8）交互項回歸系數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上進行回歸系數的安慰劑檢驗，發現女性、男性隨機過程的系數估計值與t值同樣都分布在0附近，表7中交互項回歸結果具有穩健性，說明了本文的估計結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同樣通過了安慰劑檢驗，圖形不再展示。

四、結論與討論

本文采用CFPS2014、CFPS2018年數據，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果，可以得出以下結論。雙重差分模型在剔除掉生育意愿所受時間效應影響以及加入影響生育意愿的控制變量后，發現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的分析結果相同。從模型（4）交互項回歸系數來看，受全面二孩政策調整影響，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的分析結果相同。從模型（6）交互項回歸系數0.164來看，受全面二孩政策調整影響，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結果不同，雙重差分結果顯示原屬一孩半政策男性的生育意愿雖略有提升，但并沒有通過統計上的顯著性檢驗。本文中第一個研究假設僅在一孩半政策女性身上得到驗證，而第二個研究假設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據，澄清了以往人口學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。進一步從表1、表2、表3看總體人口情況，發現無論男性還是女性，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業戶口、漢族，這些人口更多分布于工業化、現代化程度比較高的區域，也更早地接觸到現代化。現代化的發展催生了高效的勞動生產率，提高了女性的勞動參與率與獨立意識，現代化發展提供的豐富多彩的現代化生活降低了人們生育的欲望，加之較高的產育成本與房價成本共同抑制了人們的生育意愿。另外，性別公平理論認為，女性在公領域性別平等的水平相對較高，但是在家庭導向的私領域性別平等的水平比較低。這是因為在傳統的社會性別話語下，“男主外、女主內”“女性更適合育兒”“男性更容易在事業上有所建樹”等家庭角色分工造成的。這兩個領域的性別平等水平不同步導致了女性工作-家庭沖突，如女性在職場的成功和家務的繁重，導致她們把將來的家庭角色（如妻子、母親等）視為對個人發展的拖累，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得更為明顯。還有，在歐洲國家完成生育轉變后，面對歐洲持續的低生育率現象，LUTZ等［38］提出低生育率陷阱理論，認為低生育會通過人口學、社會學與經濟學三種渠道實現自我強化。于瀟、梁嘉寧［26］從社會學自我強化的角度出發，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保持在原來低位甚至繼續走低。

全面二孩政策對原屬一孩半政策女性人群積極調節作用最強。一孩半政策對應的女性樣本大都限于農業戶籍的漢族人口。在風笑天、張青松［39］早期的研究中，采用實證分析方法得出城鄉居民理想子女數變遷有著不小差異的結論?！?980年以來，農村人口的理想子女數始終多于城市人口，且差異比較明顯?！边x取20世紀80年代和90年代為例，農村居民理想子女數從以2～3個為主轉變為多以二孩為主，同時期城市居民的理想子女數則從以1～2個為主下降至以一孩為主。背后的原因是，長期的城鄉二元結構，使得社會、經濟、文化等方面的建設發展在兩者之間并不平衡。進入21世紀，城鄉居民意愿生育子女數差異開始縮小，2006年的全國人口與計劃生育抽樣數據顯示農業戶口育齡婦女理想子女數為1.78個，非農業戶口為1.6個［40］。石智雷等［17］基于湖北省125個區縣12014個家庭生育意愿調查數據，發現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%，農村家庭為10.64%。城市地區兩個孩子均為男孩的家庭三孩生育意愿比例（0.83%）最低，但農村地區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%），這說明農村家庭更愿意追求兒女雙全的子女結構。本次調查中，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）用微觀經濟學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。子女的效用細分為六種：消費效用、收入效用、風險抵御效用、老年保障效用、維持家庭地位的效用、家庭規模擴張效用。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。為了積極推進全面二孩政策，地方政府在鼓勵生育方面也做出了相應的政策探索。最為顯著的表現有兩個，一是延長產假，除了國家規定的98天產假，各地政府相應增加一定天數的產假，如安徽省規定，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定的產假外（國家規定的產假98天，安徽省人口計生條例規定增加60天產假，配偶享有護理假10天），生育政策內兩孩及以上孩次的，鼓勵將產婦產假再延長30天、配偶護理假再延長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，不同省份因經濟發展水平差異具體標準略有不同。從中央政府層面，2019年3月，國務院辦公廳發布《關于全面推進生育保險和職工基本醫療保險合并實施的意見》（國辦發〔2019〕10號），將生育保險納入基本醫療保險之中，就讓所有參加基本醫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險，減少經濟成本壓力，另外又為實現多子女需求效用提供政策基礎，家庭預期能享受到多子女帶來的經濟和非經濟效用，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。

本文采用理想子女數研究生育意愿，而在鄭真真［41］看來，“理想子女數、期望生育子女數、生育意向和生育計劃是逐步接近現實的3個層次”。據此推論，本文采用的理想子女數是離實際生育最遠的一個指標，這受限于手頭上的數據資料。但鄭真真同時認為，“在群體層面這個指標隨時間變動的穩定性是逐級遞減的，理想子女數最為穩定”，“理想子女數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”。據此推論，本文所得出的結論具有穩定性意義，反映了生育政策調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整放寬作為提升總體生育水平的砝碼，因為生育政策調整放寬對總體人群基本不起作用。但是應該重點關注原屬于一孩半政策的婦女，應加大生育支持力度，促使其將生育意愿轉換成生育現實。

［注釋］

①重要性打分的規則是“1”分表示不重要，“5”分表示非常重要。分數越高認為重要程度越高。[BFQ][ZK）]

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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

（責任編輯：張麗陽）