城市青年生育意愿与行为的背离及其影响因素.docx

1、城市青年生育意愿与行为的背离及其影响因素城市青年生育意愿与行为的背离及其影响因素来自4个城市的调查宋健 陈芳2012-7-20 10:13:43来源：中国人口科学(京)2010年5期第103110页内容提要：文章利用2009年4个城市的调查数据，以2034岁城市青年现有人口为研究对象，从时间、数量和性别3个维度描述了其生育意愿与生育行为的背离现状，探讨了初育年龄、性别偏好和政策因素对于生育数量意愿与行为间差异的影响。结果显示，中国城市青年中确实存在着生育意愿与生育行为相背离的现象，行为未达意愿是主导；初育年龄、流动状况及性别因素对城市青年实际子女数与理想子女数的差异有显著影响。关键词：生育意愿

2、 生育行为 背离 影响因素 城市青年作者简介：宋健，中国人民大学人口与发展研究中心副教授；陈芳，中国人民大学人口与发展研究中心硕士研究生。一、研究背景生育意愿是生育行为的主要决定因素之一，然而很多国家都观察到了二者的背离。在发达国家主要表现为人们的生育意愿大于实际生育水平，而在发展中国家主要表现为人们的实际生育水平大于生育意愿，中国则似乎同时具有这两种特点（杨菊华，2008）。如何来解释生育意愿与生育行为的背离现象？邦戈茨（Bongaarts，2001）认为，除生育意愿外，生育水平的影响因素还包括非意愿生育、替补生育、性别偏好、推迟生育、不孕不育、竞争因素等，其中前3个因素起提升作用，后3个因

3、素起抑制作用。基于邦戈茨低生育率模型对中国情况的理论测算（郭志刚，2008）表明，非意愿生育和替补生育对生育率的影响不大；子女性别偏好对生育率的影响方式已经从多生转向性别导向的人工流产，因而不仅不会提升反而会显著降低生育率；推迟生育、不孕不育、竞争因素的确会降低生育率，其中推迟生育所起的作用更大；根据中国的实际情况，还可以加入生育政策和出生漏报等因素来扩展该模型，这两个因素均会对生育水平起抑制作用。对江苏省符合二孩生育政策妇女的实证研究（茅倬彦，2009）则表明，推迟生育（操作化为“初育年龄”）、不孕不育（操作化为“婚姻状况”）和竞争因素（操作化为“就业情况”）使生育行为低于生育意愿，验证了理

4、论设想；而在政策允许的条件下，男性偏好更易促成生育行为和生育意愿达成一致，亦即提升生育水平。中国虽然自20世纪90年代以来总和生育率就持续低于更替水平，但对于生育政策是否要进行宽松性调整却难以下判断，其中性别偏好和政策的作用在争议中充当重要角色。一般认为，严格的计划生育政策造就了中国诱导式的生育转变模式，中国的生育率下降超前于经济社会发展、节制生育行为领先于婚育观念转变，因而目前已经取得的低生育水平是不稳定的。具有强烈男性偏好的夫妇在政策的约束下采用选择性人工流产等途径获得有限生育数量下的理想孩子性别，导致出生性别比偏高。若是政策空间变得宽松，男性偏好的释放就会对生育数量造成冲击。因此，低生育

5、水平还存在着反弹的风险。换句话说，群众的生育意愿还普遍高于实际生育水平。在这一背景下，利用全国范围内的调查数据实证研究人们的生育意愿与生育行为是否存在背离、背离的方向，并探讨其影响因素，无疑具有重要意义。考虑到只有处于婚育年龄的青年群体的生育意愿才具有对现实生育结果的影响力和对生育状况发展趋势的预测意义（风笑天，2004），本文将重点关注中国城市青年的生育意愿与生育行为二者之间的背离及其影响因素。二、数据来源、概念界定与研究假设（一）数据来源本文所用数据来自中国人民大学人口与发展研究中心于2009年1112月组织的“中国城市青年状况调查”，调查对象为1975年1月1日至1989年12月31日出

6、生的2034岁现有人口，调查地点为北京市城区、河北省保定市、湖北省黄石市、陕西省西安市。采用多阶段、分层、随机抽样方法选取调查地点及样本，调查方式为调查员入户面对面问卷调查。调查得到3283份问卷，经检验合格的问卷为3282份。由于已婚已育者较未婚和已婚未育者在生育选择方面的考虑更接近实际（马小红，2004），本文仅使用已婚已育人口样本，样本量为1262。主要变量分布如表1所示。（二）概念界定根据研究目的和所用数据进行以下界定：（1）城市青年为调查时点居住在城市的2034岁现有人口，包括户籍人口和流入到城市的非户籍人口。本文的研究对象聚焦于已婚已育的城市青年现有人口。（2）生育意愿。人们对于生

7、育孩子数量、时间和性别方面的想法。虽然严格来讲，理想子女与意愿子女会有所不同，但为了与现有相关研究进行比较，本文以理想子女数测度生育的数量意愿，以理想初育年龄和理想初婚、初育间隔测度生育的时间意愿，以理想子女性别结构测度生育的性别意愿。（3）生育行为。是生育意愿的行为表达，表现为最终生育的子女数量。由于绝大多数城市青年尚有生育能力，本文将生育行为的数量维度界定为现有子女数与计划再要子女数之和（以下称“实际子女数”），将生育行为的时间维度界定为实际初育年龄和实际初婚初育间隔，将生育行为的性别维度界定为现有子女性别结构与计划再要子女性别结构的组合（以下称“实际子女性别结构”）。（三）研究假设本文重

8、点观察中国城市青年的生育意愿与生育行为是否存在背离，尝试解释其影响因素，并特别关注以下几个因素：（1）初育年龄。邦戈茨认为推迟生育或生育年龄的提高会抑制生育水平，是使其低于生育意愿的最主要因素，江苏省的实证分析（茅卓彦，2009）似乎验证了这一点。当然，邦戈茨指的是该因素对群体时期生育率会产生“进度效应”，考虑到晚育对个人终生生育率的影响主要表现为最佳生育时间压缩及可能会增加的不孕风险，生育的推迟应对生育水平起抑制作用。（2）性别偏好。邦戈茨在低生育率模型中认为，性别偏好会提高生育率，从而导致在其他条件相同的情况下生育水平高于生育意愿；基于这一低生育率模型的理论测算和区域性实证研究结果在性别偏

9、好的作用上似乎存在一定分歧，而强烈的男性偏好则是中国不容忽视的基本人口国情，需要用全国性数据验证城市青年是否普遍存在男性偏好，以及男性偏好是否会提升生育率水平。（3）双独政策。现行的计划生育政策因区域和对象而异，目前较为一致的规定是除河南省外，其他各省的“双独”夫妇（即夫妇双方都是独生子女）可以允许生育2个孩子，因此可以把复杂的区域间生育政策的差异性，转换为政策允许生育2个孩子的“双独”夫妇与政策仍限制生育数量尤其在城市地区仍鼓励生育1个孩子的“非双独”夫妇之间在生育意愿与生育行为方面的差异。由于多数调查均显示，家庭最为理想的是拥有2个孩子最好儿女双全（郑真真，2004），我们认为“双独”夫妇

10、的生育行为与生育意愿应该接近一致。因此，本文的研究假设为：（1）初育年龄越大，实际生育子女数越可能小于理想子女数；（2）性别偏好会减小实际子女数与理想子女数之间的差异；（3）“双独”家庭的实际子女数和理想子女数之间的差异可能更小。三、城市青年生育意愿与生育行为的背离现象（一）普遍晚育；初婚初育间隔的实际值显著高于理想值根据中国除西藏外30个省份的现行计划生育条例，已婚妇女年满24周岁初次生育则为晚育。调查显示（见表2），城市青年的平均理想初育年龄是25.87岁（标准差为2.13岁），平均实际初育年龄为25.79岁（标准差为2.58岁）；其中男性和女性的平均理想初育年龄分别为26.67岁和25.

11、53岁（标准差分别为2.21岁和2.01岁），平均实际初育年龄分别为26.62岁和25.44岁（标准差分别为2.45岁和2.56岁）。由于KS检验表明初育年龄分布与正态分布有显著差异，因此使用非参数统计法进行检验。Wilcoxon符号秩检验结果表明，实际初育年龄与理想初育年龄的差异不具有统计显著性（Z0.928，Sig.0.353）。可见，晚育已成为中国现代城市青年普遍认同的观念，并实际予以践行。初婚年龄的数据显示，城市青年理想初婚年龄的平均值为24.77岁，实际初婚年龄为24.17岁（标准差为2.29岁）。非参数检验（初婚年龄分布与正态分布有显著差异）证明初婚年龄的实际值与理想值差异具有统计

12、显著性（Z10.333，Sig.0.000），说明城市青年的实际初婚年龄小于其理想初婚年龄。而理想初婚初育间隔平均为1.09年（标准差为1.56年），实际的初婚初育间隔平均为1.62年（标准差为1.20年）；非参数检验（初婚初育间隔分布与正态分布有显著差异）结果显示，初婚初育间隔的实际值与理想值差异具有统计显著性（Z10.097，Sig.0.000），即城市青年的实际初婚初育间隔要比理想初婚初育间隔多0.53年。由此我们得到的一个结果是，城市青年的初婚年龄实际值小于理想值，初育年龄实际值等于理想值，初婚初育间隔实际值晚于理想值。或者可以理解为，现代城市青年一般都能够在理想的年龄实现初次生育，并

13、且是晚育，但其途径并非是通过推迟结婚而实现的，恰恰相反，他们往往早于理想的年龄就步入了婚姻殿堂，晚育是通过拉长初婚初育间隔实现的。需要注意的是，即便如此，他们的初婚年龄仍然满足晚婚要求，初婚、初育间隔也并不长。（二）子女数量意愿与行为均低于更替水平；实际子女数显著低于理想子女数与同类调查结果相似，在本次调查中2个孩子也被认为是最理想的子女数，占被访者的比例为59.27，理想子女数选择1个孩子的占被访者比例为39.94，认为不要孩子最理想和3个及以上孩子最理想的被访者比例较小，分别为0.24和0.55。理想子女数的平均值为1.61个（见表3）。实际只生育了1个孩子的城市青年占被调查者的93.42

14、，另有6.34已经生育了2个孩子。考虑到这些青年未来再生育的可能性，我们利用“您是否计划再要孩子”和“您还打算要几个孩子”这两个问题的回答结果，结合现有子女数，构造新的变量来表达实际子女数（已有子女数计划再要子女数），变量基本情况如表3所示。结果表明城市青年实际子女数的平均值为1.19个。非参数检验（子女数变量分布与正态分布有显著差异）显示，城市青年实际子女数的平均值显著低于其理想子女数的平均值（Z21.332，Sig.0.000）。可见，城市青年的理想子女数和实际子女数均低于更替水平，即使考虑到未来继续生育的可能性，实际子女数仍是达到超低生育水平，且显著低于理想子女数。将城市青年的实际子女数

15、和理想子女数进行对比（见表4），发现实际子女数小于理想子女数、实际子女数大于理想子女数以及二者相等的城市青年所占比重分别为42.72、1.83和55.45。有42.16的城市青年理想子女数为2个但实际子女数为1个，构成了生育数量方面意愿与行为背离的主导人群。（三）性别偏好多元化；理想子女性别结构未实现的更可能再要孩子城市青年的理想子女性别结构呈现明显的“双峰”分布，其中希望儿女双全者与对孩子性别无所谓者所占比重分别为44.65和40.76，偏好男孩者（希望都是男孩或至少1个男孩）与偏好女孩者（希望都是女孩或至少1个女孩）所占比重分别为8.72和5.63。可见，虽然目前仍然有一半以上的城市青年存

16、在性别偏好，但是这种偏好并不单一地表现为男孩偏好，而是多元化的。将城市青年的现有子女性别结构和理想子女性别结构进行对比发现（见表5），二者一致的比例为55.03，现有子女性别结构尚未达到理想子女性别结构的城市青年所占比例为44.72。将计划再要子女性别结构考虑进来，比较实际子女性别结构与理想子女性别结构（见表5），二者一致的城市青年所占比例为62.80，实际子女性别结构尚未达到理想子女性别结构的城市青年所占比例为36.96，一致性比例有所提高。一般来说，存在强烈性别偏好的人群要实现其理想子女性别结构，要么通过多生，要么通过性别鉴定选择生育，而无论人们采取何种途径，都在一定程度上不利于中国人口形

17、势的发展。前者会增加人口数量，后者则会加重出生性别比失常。我们虽然无法仅通过此次调查得知存在性别偏好的城市青年性别偏好程度及为实现其理想子女性别结构将做何选择，但通过以下分析或许可以得到一些启示。尚未实现理想子女性别结构的城市青年中，有19.96计划再要孩子，而已实现理想子女性别结构的城市青年中，只有5.62计划再要孩子，卡方检验这种差异具有统计显著性（Sig.0.001）。四、城市青年实际与理想子女数差异的影响因素上述研究发现，中国城市青年中确实存在着生育意愿与生育行为相背离的现象，虽然生育数量方面实际子女数大于理想子女数和实际子女数小于理想子女数并存，但后者更为突出。前文分析指出，生育数量

18、方面意愿与行为背离的主导人群理想子女数为2个但实际子女数为1个，考虑到理想子女数的多少对人们最后是否实现生育意愿可能存在影响，因此，我们着重分析理想子女数都为2个，而实际生育子女数为不超过2个的城市青年，即探讨在理想子女数相同的情况下，导致实际子女数符合或者小于理想子女数的因素。将初育年龄、生育1孩后性别偏好是否满足、是否“双独”夫妇这3个主要自变量，与实际子女数与理想子女数的差异进行交叉分析，结果显示（见表6），初育年龄较大的城市青年实际子女数小于理想子女数的比例更大，卡方检验差异具有统计显著性；生育1孩后性别偏好得到满足的城市青年实际子女数小于理想子女数的比例更大，卡方检验差异具有统计显著

19、性；非“双独”夫妇实际子女数小于理想子女数的比例更大，但卡方检验其差异不具有统计显著性。由于城市青年实际子女数与理想子女数的差异受到多种因素的影响，需要进行多因素分析。以实际子女数是否小于理想子女数作为因变量（虚拟变量，“小于”赋值为1，“等于”赋值为0），进行两分类logistic回归。最终的模型结果如表7所示。在初育年龄、性别偏好和“双独”政策3个的自变量中，初育年龄对城市青年实际与理想子女数的差异有显著影响。在控制其他变量的情况下，初育年龄每提高1岁，城市青年实际子女数小于理想子女数的可能性提高15，因此假设一“初育年龄越大，实际生育子女数越可能小于理想子女数”得到了支持，说明推迟生育对

20、于生育水平的确有抑制作用。生育第一个孩子后性别偏好得到满足的家庭实际子女数更可能小于理想子女数，暗示性别偏好可能会提升生育率水平，但统计检验不显著；相比较其他夫妇，“双独”夫妇实际子女数小于理想子女数的可能性更低，暗示“双独”政策可能会提升生育率水平，但同样统计检验不显著。因此假设二“性别偏好会减小实际子女数与理想子女数之间的差异”和假设三“双独家庭的实际子女数和理想子女数之间的差异可能更小”未能在此次实证研究中得到支持。另外，在控制因素中，流动状况对于城市青年实际子女数与理想子女数的差异有显著影响。从外地来本地居住的“流动人口”实际子女数小于理想子女数的可能性要比“一直在本地，从未离开过”的

21、“本地人口”低53.6，暗示其潜在的生育水平可能更高。性别因素对于实际子女数与理想子女数的差异也有显著影响：男性实际子女数小于理想子女数的可能性是女性的64.1。五、结论与讨论本文得出了以下主要结论：第一，中国城市青年中确实存在着生育意愿与生育行为相背离的现象，在3个维度上均有所表现。时间维度上，晚育已成为城市青年普遍接受的观念并在行动上予以践行，但晚育是通过延长初婚、初育间隔实现的。数量维度上，城市青年的生育意愿与生育水平均低于更替水平，即使考虑到未来继续生育的可能性，实际子女数仍处于超低生育水平，且显著低于理想子女数；实际子女数小于理想子女数是生育意愿与生育水平背离的主导现象，且其主导人群

22、是理想子女数为2个但实际子女数为1个的城市青年。性别维度上，仍然有一半以上的城市青年存在性别偏好，但这种偏好是多元化的，其中“儿女双全”仍是大多数人的选择；性别意愿尚未实现的城市青年计划再要孩子的比例显著高于那些已实现性别意愿的城市青年。第二，生育意愿与生育行为背离的影响因素模型检验结果显示，在控制其他因素的情况下，城市青年初育年龄越大，其实际子女数更可能小于理想子女数，说明推迟生育年龄能够显著降低生育水平，验证了以往的研究结论。以城市青年生育第一个孩子后性别偏好是否得到满足来度量“性别偏好”，以“夫妇双方是否都为独生子女”来度量“双独”政策，虽然发现性别偏好与“双独”政策对生育水平似乎均有提

23、升作用，但这两个因素的作用统计检验不显著。第三，回归分析发现，流动状况和性别因素对于城市青年在生育子女数量上的意愿与行为的差异有显著影响。从外地来本地居住的“流动人口”实际子女数小于理想子女数的可能性比“一直在本地，从未离开过”的“本地人口”低，男性实际子女数小于理想子女数的可能性比女性低，暗示流动人口和男性潜在的生育水平可能更高。第四，研究揭示了初育年龄、流动和性别因素对实际子女数与理想子女数差异的显著影响。其中较为普遍的婚前性行为现象、比理想年龄提前了的初婚行为及延长了的初婚、初育间隔无不对避孕措施的普及和有效提出了挑战。遗憾的是，虽然性别偏好与“双独”政策因素似乎显示出对生育水平的提升作

24、用，但在本研究中并未通过显著性检验，有待进一步的实证检验。本研究还存在一些不足，如用生育子女的“理想”替代“意愿”，二者可能存在差距；生育时间维度未考虑孩次间隔等变量；对“实际子女数”的操作是建立在被访者未来生育情况与现在计划相一致的基础之上，可能会与真实的终身生育水平有差距；影响实际子女数和理想子女数差异的因素除本文特别关注的初育年龄、性别偏好、双独政策外，还有邦戈茨低生育模型里提及的非意愿生育、替补生育、不孕不育、竞争因素以及其他还未预见的因素等，这些也都有待今后更加深入的调查和研究。参考文献：1杨菊华（2008）：意愿与行为的悖离：发达国家生育意愿与生育行为研究述评及对中国的启示，学海，

25、第1期。2郭志刚（2008）：中国的低生育水平及其影响因素，人口研究，第4期。3茅倬彦（2009）：生育意愿与生育行为差异的实证分析，人口与经济，第2期。4风笑天（2004）：城市青年的生育意愿：现状与比较分析，江苏社会科学，第4期。5马小红（2004）：“双独政策”影响下北京市人口生育水平变动分析，人口研究，第1期。6郑真真（2004）：中国育龄妇女的生育意愿研究，中国人口科学，第5期。7Bongaarts, J.(2001): Fertility and Reproductive Preferences in Post-transitional Societies. Population and Development Review. Vol. 27, Supplement: Global Fertility Transition. pp. 260281