溫 勇，鄒 莎，朱程芳

(南京郵電大學(xué) 理學(xué)院，江蘇 南京 210023)

一、研究背景

20世紀(jì)，人類社會所發(fā)生的一個重大轉(zhuǎn)變是世界范圍內(nèi)生育率的迅速下降。到21世紀(jì)初，約一半的世界人口生活在生育率處于更替水平以下的國家或地區(qū)?！吨袊丝诮y(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)顯示，21世紀(jì)初，中國總和生育率下降到了遠(yuǎn)低于更替水平的1.5左右[1]。

經(jīng)歷了從高生育率到低生育率的迅速轉(zhuǎn)變后，我國人口的主要矛盾已不再是增長過快，而是人口老齡化、勞動力不足、性別比失調(diào)等問題。因此，我國人口政策尤其是生育政策連續(xù)進(jìn)行了兩次調(diào)整。然而，自2016年1月全面兩孩政策實(shí)施以來，全國多地的政策效果并不理想，不少符合生育條件的群眾依然選擇只生育一個孩子或者不生育。如何應(yīng)對低生育率帶來的考驗(yàn)、如何促進(jìn)人口適度增長、如何提升生育水平成為了我國目前亟需解決的問題。

婦女的生育意愿會直接影響生育行為，同時，生育行為也會對生育意愿產(chǎn)生反饋?zhàn)饔谩Ｓg婦女作為生育主體，其生育行為會對我國未來的生育水平和人口結(jié)構(gòu)變化產(chǎn)生重大影響。現(xiàn)實(shí)中，婦女的生育意愿與生育行為之間往往存在差異，找出并分析這些差異有利于解決育齡婦女生育意愿偏低問題，推動全面兩孩政策的實(shí)施，幫助有生育意愿的育齡婦女實(shí)現(xiàn)生育行為，為國家生育政策的調(diào)整和完善提供支持，最終實(shí)現(xiàn)人口均衡發(fā)展。

二、文獻(xiàn)綜述

通過對國內(nèi)外已有的相關(guān)研究成果進(jìn)行梳理，不難發(fā)現(xiàn)：目前研究大多集中于生育意愿與生育行為之間形成的生育缺口、生育意愿影響因素、低生育率對經(jīng)濟(jì)社會的影響、提高生育率的舉措及效果四大方面，并取得了不少成果[2-9]。其中，我國專家學(xué)者基于中國國情，從實(shí)際出發(fā)，采用社會學(xué)、人口學(xué)和統(tǒng)計學(xué)等研究方法，深入分析了計劃生育政策實(shí)施以來中國育齡人群生育意愿和生育行為的基本情況，揭示了二者之間出現(xiàn)差異的影響因素[10-21]。這些研究成果為完善國家生育政策以及進(jìn)行更深層次的研究提供了較好的參考。

在諸多研究成果之中，關(guān)于婦女的生育意愿與生育行為之間作用關(guān)系的實(shí)證研究相對較少，尤其缺少在全面兩孩政策背景下對該方面的實(shí)證分析。因此，本文重點(diǎn)關(guān)注全面兩孩政策背景下婦女的生育意愿與生育行為之間的關(guān)系以及這種關(guān)系產(chǎn)生的原因。

三、數(shù)據(jù)來源

本文使用原國家衛(wèi)生和計劃生育委員會(現(xiàn)國家衛(wèi)生健康委員會)組織實(shí)施的2017年全國生育狀況抽樣調(diào)查中海南省的數(shù)據(jù)，調(diào)查對象為15～60歲的女性，抽樣方法為分層、多階段、概率比例規(guī)模抽樣(PPS)。在抽樣與調(diào)查過程中，現(xiàn)代信息技術(shù)在問卷設(shè)計、人員培訓(xùn)、末端抽樣、入戶過程、問卷審核等全流程的質(zhì)量控制中發(fā)揮了顯著作用。調(diào)查結(jié)束后進(jìn)行了質(zhì)量抽查，將調(diào)查數(shù)據(jù)與人口和計劃生育數(shù)據(jù)資源庫中的相關(guān)行政記錄進(jìn)行比對，將情況不一致的記錄反饋給基層督導(dǎo)員進(jìn)行核查確認(rèn)[22]，保證了調(diào)查數(shù)據(jù)的真實(shí)性、完整性與可靠性。

本文采用40～49歲調(diào)查對象的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。40～49歲的育齡晚期婦女大部分已經(jīng)完成生育行為，因此可以認(rèn)為這個群體的生育水平在很大程度上代表了育齡人群的終身生育水平。且育齡晚期婦女受歷史和個人因素影響，其生育意愿和生育行為在全面兩孩政策背景下更具有特征性，研究其生育意愿、生育行為對生育政策的實(shí)施意義重大。

四、生育意愿與生育行為關(guān)系研究

本文涉及的兩個重要概念是生育意愿和生育行為，研究重點(diǎn)為生育意愿與生育行為之間的關(guān)系。由于2017年全國生育狀況抽樣調(diào)查獲取的數(shù)據(jù)是截面數(shù)據(jù)，調(diào)查中有關(guān)生育意愿的問題僅能代表婦女當(dāng)時的想法，而生育行為則包括以往所有生育經(jīng)歷。基于時點(diǎn)的生育意愿是以往生育意愿的延續(xù)，從而時點(diǎn)的生育意愿可以代表長期生育意愿。因此，采用2017年抽樣調(diào)查獲得的數(shù)據(jù)對于本文所要考察的生育意愿與生育行為之間的關(guān)系是可行的。

(一)生育意愿的測量

婦女生育意愿的測量指標(biāo)包括理想子女?dāng)?shù)、理想男孩數(shù)、打算生育子女?dāng)?shù)、打算生育男孩數(shù)這4個指標(biāo)[23]。海南省40～49歲調(diào)查對象相關(guān)指標(biāo)的統(tǒng)計量如表1所示。

表1 生育意愿統(tǒng)計 個

調(diào)查對象平均理想子女?dāng)?shù)為2.47個，平均理想男孩數(shù)為1.32個，這意味著平均理想女孩數(shù)為1.15個；平均打算生育子女?dāng)?shù)為2.34個，平均打算生育男孩數(shù)為1.27個，表明平均打算生育女孩數(shù)為1.07個。上述數(shù)據(jù)說明：(1)海南省大部分育齡晚期婦女希望生育2個甚至更多的孩子；(2)海南省育齡晚期婦女可能存在生育性別偏好。

(二)生育行為的測量

結(jié)合2017年全國生育狀況抽樣調(diào)查問卷，本文選用了初育年齡、懷孕次數(shù)、現(xiàn)有子女?dāng)?shù)、現(xiàn)有男孩數(shù)對已育育齡婦女的生育現(xiàn)狀進(jìn)行統(tǒng)計[21]，詳見表2。

表2 已育育齡婦女生育現(xiàn)狀統(tǒng)計

表2顯示調(diào)查對象初育年齡平均為23.84歲，懷孕次數(shù)平均為2.67次，現(xiàn)有孩子數(shù)平均為2.26個，現(xiàn)有男孩數(shù)平均為1.24個，這表示大多數(shù)海南省育齡晚期婦女終身生育2個孩子，其中有1個男孩。

調(diào)查顯示海南省育齡晚期婦女現(xiàn)有男孩數(shù)占現(xiàn)有子女?dāng)?shù)的比例為54%，男女孩比例為117∶100。結(jié)合上文，這在一定程度上說明海南省40～49歲的育齡晚期婦女存在生育性別偏好，并且這種偏好在其實(shí)際生育行為中得到了一定滿足(見表3)。

表3 海南育齡晚期婦女生育情況統(tǒng)計

(三)研究方法

本文采用結(jié)構(gòu)方程模型分析生育意愿與生育行為之間的關(guān)系。與傳統(tǒng)的多元統(tǒng)計方法相比，結(jié)構(gòu)方程模型引入了潛變量，可以同時考慮、處理多個內(nèi)生變量，分析變量間的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，并在參數(shù)估計時允許存在測量誤差[24]。

結(jié)構(gòu)方程模型主要由結(jié)構(gòu)方程和測量模型兩部分組成，一般用3個矩陣方程式表示：

η=Bη+Γξ+ζ

(1)

Y=Λyη+ε

(2)

X=Λxξ+δ

(3)

式(1)為結(jié)構(gòu)方程模型，反映潛變量之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系，其中η為內(nèi)生潛變量，ξ為外源潛變量，B為內(nèi)生潛變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣，Γ為外生潛變量對內(nèi)生潛變量的影響系數(shù)矩陣，ζ是測量誤差。式(2)和式(3)為測量變量模型，反映潛變量和可測變量間的關(guān)系。其中，Y為內(nèi)生潛變量的可測變量，X為外源潛變量的可測變量，Λy為內(nèi)生潛變量與其可測變量的關(guān)聯(lián)系數(shù)矩陣,Λx為外源潛變量與其可測變量的關(guān)聯(lián)系數(shù)矩陣，ε、δ為測量模型的殘差矩陣。通過測量模型，潛變量可以由可測變量來反映。通過求解式(1)、式(2)和式(3)，可獲得內(nèi)生潛變量和外源潛變量，以及各個潛變量與可測變量之間的參數(shù)，即內(nèi)生潛變量和外源潛變量、潛變量與可測變量之間的關(guān)系[24]。

結(jié)構(gòu)方程不僅可以通過測量模型測度一個因子與相對應(yīng)的測度項(xiàng)之間的關(guān)系是否符合研究者所設(shè)計的理論關(guān)系，還可以通過路徑分析對因子間的相互作用關(guān)系進(jìn)行測量。正是由于結(jié)構(gòu)方程模型具有很好的實(shí)證分析能力，且適用于潛變量分析，在行為科學(xué)和社會學(xué)等領(lǐng)域得到了廣泛的應(yīng)用。

本文采用結(jié)構(gòu)方程模型對標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)(消除量綱影響)進(jìn)行分析，不僅可以評估上文中各項(xiàng)測量指標(biāo)對因子的測度效果，并且能夠考察海南省婦女生育意愿與生育行為之間的作用關(guān)系。

模型假設(shè)：(1)海南省40～49歲育齡晚期婦女生育意愿對其生育行為存在影響；(2)海南省40～49歲育齡晚期婦女以往的生育行為對其生育意愿存在影響。

(四)模型結(jié)果

1.模型擬合總體評價

從模型的卡方值及P值來看，模型的擬合效果并不理想。由于卡方分布會受到自由度或樣本量的影響，因而卡方值不能用來表明理論模型與觀察數(shù)據(jù)的擬合程度，因此一般結(jié)構(gòu)方程(SEM)使用者會舍棄卡方值這個擬合指數(shù)[24]。而就模型擬合的NNFI、CFI、RMSEA這3個指數(shù)來看，模型的總體擬合效果較好(詳見表4)。

表4 修飾后模型評價擬合指標(biāo)及結(jié)果

說明：NNFI代表非規(guī)范擬合指數(shù)(Non-normed Fit Index)；CFI代表比較擬合指數(shù)(Comparative Fit Index)；RMSEA代表均方根殘余指數(shù)(Root Mean Square Error of Approximation)

2. 模型擬合結(jié)果

如圖1所示，測量模型的因子載荷系數(shù)中，除了“生育意愿”這個因子在“理想生育男孩數(shù)”和“打算生育男孩數(shù)”這兩個指標(biāo)上的載荷系數(shù)不顯著之外，其余測量指標(biāo)的因子載荷系數(shù)均顯著，說明結(jié)構(gòu)方程的測量模型擬合效果較好，各指標(biāo)對各因子的代表程度較好。

圖1 模型結(jié)果

說明：*、**、***分別表示統(tǒng)計量值在0.01、0.05、0.1顯著性水平下擬合結(jié)果顯著

“生育意愿”因子在“打算生育子女?dāng)?shù)”指標(biāo)上的載荷最大(0.844)，說明相比“理想子女?dāng)?shù)”，“打算生育子女?dāng)?shù)”更能代表育齡晚期婦女的生育意愿，而“理想男孩數(shù)”和“打算生育男孩數(shù)”對“生育意愿”因子的解釋程度較小。其中，“生育意愿”因子在“理想男孩數(shù)”上的載荷不顯著，這種結(jié)果顯示存在兩種可能性：(1)調(diào)查對象并不存在明顯的性別偏好；(2)婦女的性別偏好在實(shí)際生育行為中已經(jīng)得到了滿足。結(jié)合上文，有理由認(rèn)為第二種可能性更大。

生育經(jīng)歷與初育年齡呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)顯著，證實(shí)了隨著初育年齡的推遲，已育育齡婦女的生育行為有所減少。這是由于初育年齡晚，育齡期時間縮短，生育時間間隔拉大，生育數(shù)量少?！吧?jīng)歷”因子在“現(xiàn)有子女?dāng)?shù)”和“懷孕次數(shù)”這兩個指標(biāo)上的載荷比較大，分別為0.645和0.519，說明“現(xiàn)有子女?dāng)?shù)”和“懷孕次數(shù)”這兩個指標(biāo)能較大程度地反映已育育齡婦女的生育行為。

路徑系數(shù)顯示模型假設(shè)成立，即：(1)婦女的生育意愿對生育行為的影響系數(shù)為0.674，說明在生育意愿轉(zhuǎn)化為生育行為的過程當(dāng)中，生育意愿對生育行為存在正向促進(jìn)作用，生育意愿強(qiáng)烈的婦女往往更有可能發(fā)生生育行為。(2)婦女的生育行為對生育意愿的影響系數(shù)為0.878，表明生育意愿與生育行為之間高度相關(guān)，以往生育孩子較多的婦女的生育意愿更強(qiáng)烈，這在一定程度上表示生育行為的發(fā)生會提高婦女的生育意愿。

五、生育意愿與生育行為關(guān)系形成的原因

由上文的模型結(jié)果，可以推斷出海南省40～49歲育齡晚期婦女目前的生育意愿較強(qiáng)烈，生育意愿不僅僅促使生育行為的發(fā)生，在一定程度上也受到個人以往生育行為的正向影響。生育意愿與生育行為之間關(guān)系的形成原因包括以下兩個方面：

(一)歷史因素

20世紀(jì)70年代，我國為了緩解環(huán)境資源壓力，提升社會經(jīng)濟(jì)水平，避免人口爆炸，適度控制人口增長，開始實(shí)施計劃生育政策。80年代中后期，國家將人口問題提高到可持續(xù)發(fā)展的重要位置。1991年，中共中央、國務(wù)院印發(fā)了《關(guān)于加強(qiáng)計劃生育工作嚴(yán)格控制人口增長的決定》，此后中共中央連續(xù)召開全國人口與計劃生育座談會，反復(fù)強(qiáng)調(diào)計劃生育工作的重要性。從20世紀(jì)90年代中期以來，所有有關(guān)生育率的全國性抽樣調(diào)查或人口普查數(shù)據(jù)顯示出的總和生育率均未超過1.4[25]，這意味著20世紀(jì)90年代可能是我國歷史上計劃生育政策執(zhí)行最為嚴(yán)格的時期。而這個時期，正是現(xiàn)在40～49歲的育齡晚期婦女結(jié)婚生子的年紀(jì)，也是其生育行為發(fā)生比較頻繁的十年。40～49歲婦女在其合適的生育年齡時，需要嚴(yán)格遵守國家的生育政策，因而她們的生育行為并不全是自身生育意愿的體現(xiàn)，在很大程度上受到國家政策調(diào)控的影響，可以說自身的生育意愿沒有完全得到滿足，導(dǎo)致她們到了40～49歲時生育意愿依然比較強(qiáng)烈。

(二)個人因素

育齡晚期婦女的生育意愿引導(dǎo)生育行為，在某種程度上，生育行為是生育意愿的直接表現(xiàn)。上文已經(jīng)表明海南省40～49歲育齡晚期婦女的意愿生育數(shù)大于實(shí)際生育數(shù)，以往的生育行為對其生育意愿產(chǎn)生強(qiáng)烈的正向影響。海南省40～49歲婦女自身生育意愿比較強(qiáng)烈，但其實(shí)際生育行為并未滿足生育意愿。40～49歲育齡晚期婦女的生育理想與現(xiàn)實(shí)生育行為的差距在一定程度上是由歷史因素造成的。從個人因素來說，2016年全面兩孩政策的實(shí)施，給想生二孩的育齡晚期婦女帶來了希望，但很多高齡婦女因?yàn)槟挲g問題放棄生育二孩的機(jī)會。由于年齡較大導(dǎo)致身體機(jī)能下降、精力不足等一系列問題，該群體較難將生育意愿轉(zhuǎn)化為生育行為，造成了不少人的生育遺憾，形成了心理學(xué)中的“羅密歐效應(yīng)”——越是得不到，越是渴望得到，因而她們的生育意愿依然比較強(qiáng)烈。

六、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

本文基于2017年全國生育狀況抽樣調(diào)查中海南省的數(shù)據(jù)，利用結(jié)構(gòu)方程模型，研究發(fā)現(xiàn)：(1)在生育意愿轉(zhuǎn)化為生育行為的過程當(dāng)中，婦女生育意愿對生育行為存在正向促進(jìn)作用，生育意愿強(qiáng)烈的婦女往往更有可能發(fā)生生育行為；(2)以往的生育行為對育齡晚期婦女生育意愿的影響是顯著的，婦女以往發(fā)生的生育行為會提升婦女的生育意愿。

此外還發(fā)現(xiàn)：(1)海南省婦女現(xiàn)有子女性別比例失衡，育齡晚期婦女的生育性別偏好在實(shí)際生育行為中已經(jīng)得到了滿足；(2)海南省育齡晚期婦女自身生育意愿是比較強(qiáng)烈的，但其實(shí)際生育行為并未滿足生育意愿，并且這種生育理想與實(shí)際差距較大。

(二)建議

全面兩孩政策實(shí)施后，我國全年出生人口從2016年的1 786萬人到2017年的1 723萬人，再到2018年的1 523萬人，逐年下降，我國東北地區(qū)甚至出現(xiàn)了人口負(fù)增長，這一系列數(shù)據(jù)說明，我國進(jìn)入了低生育水平社會，提升育齡婦女的生育意愿迫在眉睫。本文建議從以下方面著手，提升婦女生育意愿，促使生育行為的發(fā)生。

首先，加大全面兩孩政策宣傳力度，推進(jìn)兩孩政策落地，使群眾了解國家全面放開兩孩政策的重大意義，推動全社會認(rèn)識到人口適度增長的重要性和緊迫性。其次，完善兩孩政策相關(guān)配套設(shè)施，制定出臺鼓勵生育的政策措施，減輕家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)；加大資金投入，完善學(xué)前教育基礎(chǔ)設(shè)施，并推動家政服務(wù)行業(yè)發(fā)展。最后，建立孕產(chǎn)家庭生育關(guān)懷制度，幫助大齡孕婦實(shí)現(xiàn)健康生育，有針對性地開展大齡孕婦人群婦幼健康、孕期保健等專業(yè)指導(dǎo)，幫助其合理備孕、懷孕以及產(chǎn)后保健，降低缺陷兒的出生概率，利用輔助性生殖技術(shù)幫助有生育意愿的不孕不育夫婦達(dá)成生育愿望。