女性生育意愿及其實現
——基于互聯網問卷調查數據的實證研究

□王猛，梁聞焰，黃妍妮

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女性生育意愿及其實現
——基于互聯網問卷調查數據的實證研究

□王猛，梁聞焰，黃妍妮

現實中存在女性生育意愿及其實現之間的背離。本文利用互聯網問卷調查數據，實證分析女性生育意愿的決定，并在此基礎上考察女性實現生育意愿的制約因素。研究發(fā)現,決定女性生育意愿的個體異質性中，受教育程度、生育經歷、性取向、價值觀顯著影響女性生育意愿，而年齡、婚姻狀況、收入和城鄉(xiāng)差異的作用均不顯著；在女性實現生育意愿的制約因素中，不同來源的社會壓力會導致女性生育過度或生育不足，家庭壓力通常迫使女性生育過度，經濟條件限制、身體條件限制則導致女性生育不足。進一步分析表明，計劃生育政策緩解了生育過度女性所面對的社會壓力和家庭壓力，而全面二孩政策則可能放大這些壓力；這兩類生育政策對生育不足女性的影響均不顯著。本文的研究結論，凸顯了女性實現生育意愿的重要性。

生育意愿； 生育過度； 生育不足； 生育政策

一、引言

生育意愿與實際生育水平密切相關，但二者常出現背離。發(fā)達國家民眾的實際生育水平通常低于生育意愿，發(fā)展中國家民眾的實際生育水平往往超出生育意愿，而中國這樣的人口大國則同時存在以上兩種背離形式[1][2]。對生育意愿與實際生育水平相背離的原因，學術界已有一些探討。Bongaarts[3]提出的生育率模型中，非意愿生育、替代生育、性別偏好會導致實際生育水平高于生育意愿，推遲生育、不孕不育、競爭性偏好則使得實際生育水平低于生育意愿，這一框架在此后得到完善和廣泛應用[4][5]。以此對照中國現實，郭志剛[6]指出非意愿生育、替代生育對實際生育水平的影響微弱，性別偏好可能通過人工流產降低而不是提高實際生育水平，而推遲生育、不孕不育、競爭性偏好確實會降低實際生育水平，同時認為應考慮生育政策的影響。宋健、陳芳[7]的經驗研究，證實了推遲生育會導致實際生育水平低于生育意愿，但性別偏好、“雙獨”生育政策的作用則不顯著。

現有研究有助于理解生育意愿與實際生育水平的背離，其不足在于，往往將家庭視為統(tǒng)一的生育決策單元，而在一定程度上忽視了女性生育意愿的實現問題。女性在童年和初期社會化過程中逐漸形成生育價值觀，也形成了最初的生育意愿[1]。但是，現實中存在許多制約因素，使得女性生育意愿最終可能無法實現，即出現生育意愿與實際生育水平的背離。在社會層面，傳統(tǒng)觀念、生育文化可能迫使女性生育過度，而職業(yè)發(fā)展需要、嚴格的生育政策可能導致女性生育不足。在家庭層面，來自父母、配偶的壓力也會左右女性生育意愿的實現，最終生育決策可能是家庭內部的納什談判解，雙方的談判力量扮演重要角色[8][9]。女性身體條件、經濟狀況也可能成為制約因素，迫使女性降低實際生育水平。作為生育行為的主體，女性能否順利實現生育意愿，會顯著影響其效用水平和生活質量，這一問題值得更多關注。

有鑒于此，本文將基于大樣本的跨國截面數據，實證研究女性生育意愿的實現問題。同關注生育意愿與實際生育水平背離的現有研究相比，本文將進行以下拓展：通過回歸分析，探討社會壓力、家庭壓力、經濟條件限制和身體條件限制等制約因素是如何影響女性生育意愿的實現；考察女性生育意愿的實現過程中，計劃生育政策、全面二孩政策所起到的作用；此外，在考察女性生育意愿的決定時，捕捉到性取向、價值觀等個體異質性的作用，緩解了遺漏變量的內生性問題。

二、研究設計

(一)模型設定

從理論上看，生育意愿是有條件的，其根植于逐漸展開的生命歷程中，由個體異質性所決定；生育意愿的實現也是有條件的，不僅與個體異質性有關，還受諸多因素的制約[1]?；谶@一認識，構造計量經濟模型進行實證分析。首先考察個體異質性對女性生育意愿的決定：

OFDi=α0+α1IHi+εi

(1)

式(1)為女性生育意愿模型，其中OFD表示女性生育意愿，IH為個體異質性向量，ε為隨機誤差項，α0、α1為待估計的參數向量，i表示女性個體。

在此基礎上引入制約因素，考察女性生育意愿的實現：

RFDi=β0+β1IHi+β2CFi+ξi

(2)

式(2)為女性生育意愿的實現模型。其中，RFD表示女性生育意愿的實現，IH為個體異質性向量，CF為制約因素向量，ξ為隨機誤差項，β0、β1和β2為待估計的參數向量，i表示女性個體。

(二)數據來源

本文所用數據來自互聯網。為考察女性的生育意愿狀況，筆者與專業(yè)的在線問卷調查網站“問卷星”合作，在互聯網上發(fā)起問卷調查。調查自2015年10月30日開始，至2016年1月26日截止，共收集有效問卷8968份*原始問卷網址：http://www.sojump.com/report/6042131.aspx?qc=。。與通常的面對面調查相比，互聯網調查不但容易獲得大樣本，保證研究的統(tǒng)計意義，而且能取得收入、性取向、價值觀等較為敏感變量的精確數據。

筆者根據受調查樣本所顯示的IP地址，判斷有效問卷的分布如下：中國大陸31個省級行政區(qū)8218份，港、澳、臺地區(qū)77份，美國、日本、英國、法國、澳大利亞等29個國家575份，不能確定所在地的98份。可見，本文樣本空間分布廣泛，有良好的代表性。

(三)變量和描述性統(tǒng)計

1.被解釋變量

根據計量經濟模型式(1)、式(2)的設定，本文的被解釋變量包括女性生育意愿(OFD)、女性生育意愿的實現(RFD)兩類。

女性生育意愿：參考現有研究，女性生育意愿用女性理想的生育子女數量來表示[3][6]。問卷中的題項“在理想狀態(tài)下，作為一個女性，您愿意生幾個孩子？”來測量受調查女性的生育意愿。根據受調查女性的選擇，本變量的值域為﹛0，1，2，3，4﹜。

女性生育意愿的實現：測量女性在受制約因素的影響時生育意愿的實現程度。本變量用題項“您在理想狀態(tài)下的生育意愿，有沒有成功實現，或者將來會不會成功實現？”來測量。根據受調查女性的回答，本變量的取值有3個：實現意愿、生育過度和生育不足，分別用1、2、3來表示。

2.解釋變量

基于計量經濟模型，本文選取個體異質性(IH)、制約因素(CF)這兩類主要解釋變量，同時對區(qū)域固定效應進行控制。

個體異質性：決定女性生育意愿的一組解釋變量。結合現有實證研究[10][11]，個體異質性變量包括以下8類。(1)年齡。為識別不同年齡段女性生育意愿的差異，本文以26-30歲的生育高峰年齡為參照，設置2個虛擬變量，分別表示25歲及以下、31歲及以上這2個年齡段。(2)婚姻狀況。以已婚為參照，設置2個虛擬變量，分別表示未婚狀態(tài)、離異或喪偶狀態(tài)。(3)生育經歷。以未生育為參照，設置2個虛擬變量，分別表示已生育1個孩子、已生育2個及以上孩子。(4)性取向。作為重要的個人隱私，性取向在面對面的問卷調查中通常難以測量，本文所依據的互聯網調查彌補了這一不足。以其他性取向為參照，設置同性戀虛擬變量。(5)收入。以受調查女性的月收入來衡量，對無經濟來源女性，以其父母或配偶的月收入代替。本變量值域為1—6的整數，各取值分別對應[0，1000)、[1000，5000)、[5000，10000)、[10000，30000)、[30000，100000)以及[100000，+∞)，單位為元。(6)受教育程度。本變量值域為0—7的整數，各取值分別對應文盲、小學、初中、高中、?？啤⒈究?、碩士和博士。(7)價值觀。測量受調查女性對女權主義的看法，以此作為價值觀的代理變量。該變量值域為1—5的整數，各取值分別對應非常厭惡、有點厭惡、沒感覺、一般感興趣和非常感興趣。(8)城鄉(xiāng)差異。以城市為參照，設置農村虛擬變量，以控制城鄉(xiāng)差異的影響。

制約因素：影響女性實現生育意愿的一組解釋變量，本文將其定義為以下4類。(1)社會壓力。不同種類的社會壓力對女性生育意愿的實現的影響路徑存在差異：多子多福、無后為大、重男輕女等傳統(tǒng)觀念，以及來自朋友或同事圈子的生育文化，可能會迫使女性實際生育水平高于生育意愿；但激烈的職場競爭使女性面臨職業(yè)發(fā)展需要和實現生育意愿之間的權衡取舍，實際生育水平可能因此低于生育意愿[3][12]。(2)家庭壓力。最終生育決策通常是家庭內部談判的結果，這一過程中女性可能遭遇來自父母、配偶等家庭成員的壓力[8]，導致實際生育水平偏離生育意愿，而且往往會使女性生育過度。(3)經濟條件限制。在養(yǎng)育成本越來越高的今天，中低收入家庭可能因經濟條件限制而被迫少生子女[11]，因此造成女性的初始生育意愿被扭曲。(4)身體條件限制。Bongaarts[3]指出不孕不育是造成女性生育不足的重要原因。本文用身體條件限制表示所有不適合女性生育的生理和疾病因素，并預期身體條件限制會顯著抑制女性生育意愿的實現。

區(qū)域固定效應：區(qū)域固定效應可能對受調查女性的生育意愿、生育意愿的實現產生影響，有必要對此加以控制。本文以北京為參照，對其余30個大陸省級行政區(qū)、29個國家以及港、澳、臺地區(qū)分別設置虛擬變量，以控制區(qū)域固定效應的影響。

3.描述性統(tǒng)計

從樣本情況看，女性生育意愿從0到4的取值，占有效樣本的比重分別為41.9%、26.7%、29.8%、1.1%和0.5%。有約4成的受調查女性，在理想情況下傾向于不生育；而選擇生育的女性多愿意生育1或2個孩子，且這兩類群體的比重接近。

關于生育意愿的實現，明確表示“實現愿望”的受調查女性占比53.9%，而認為自己“生育過度”或“生育不足”的受調查女性占比分別20.3%、25.9%。接近一半的受調查女性不能實現自己的生育意愿，說明生育意愿的實現問題不容忽視。女性實現生育意愿的4類制約因素中，67.9%的受調查女性認為自己被家庭壓力所困擾，41.9%的女性表示感受到社會壓力，38.6%的女性則受經濟條件限制，還有17.6%的女性受身體條件限制。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

此外，有效樣本中同性戀者約占5.2%；對女權主義“非常感興趣”的受調查女性占比46.7%，顯示出較為強烈的權利意識。主要變量的描述性統(tǒng)計見表1。

由于涉及解釋變量眾多，回歸前有必要檢驗模型的多重共線性。以生育意愿為被解釋變量，所有的個體異質性、制約因素、區(qū)域固定效應為解釋變量，進行OLS估計，進而計算各解釋變量的方差膨脹因子(VIF)。計算結果顯示最大的VIF值為1.92，遠低于可接受水平10，因此本文的計量模型不存在多重共線性。

三、實證結果及分析

(一)個體異質性與女性生育意愿

本部分對式(1)進行參數估計，以考察女性生育意愿的決定，即在控制區(qū)域固定效應的基礎上，分析個體異質性的影響。由于被解釋變量生育意愿取值為非負整數，屬于典型的計數數據，宜采用泊松回歸(Poisson Regression)。同時，生育意愿的取值中含有大量的0值，選擇零膨脹泊松回歸(Zero-inflated Poisson Regression，ZIP)可獲得更好的參數估計結果。泊松回歸的使用前提是，被解釋變量的方差與期望大致相等，如果存在被解釋變量方差明顯大于期望的“過度分散”情形，應改用負二項回歸或零膨脹負二項回歸。

參數估計涉及的三類樣本說明如下：(1)從有效樣本中剔除無法根據IP地址判斷所在區(qū)域的98個樣本，剩余的樣本稱為全樣本，其觀測值為8870。(2)在全樣本中剔除29個國家樣本以及港、澳、臺地區(qū)樣本，生成的樣本稱為大陸樣本，觀測值為8295。(3)筆者在互聯網問卷調查初期，曾通過微博、微信等在線社交工具進行推廣，因此最早填寫問卷的若干受調查者與筆者日常交往較密切，導致樣本可能存在一定的結構偏差。為此，根據問卷提交時間，進一步剔除大陸樣本中屬于前1000名受調查者的樣本，生成精煉的大陸樣本，其觀測值為7368。

對全樣本進行泊松回歸和負二項回歸，LR檢驗結果表明前者的估計結果更為合理。進一步進行零膨脹泊松回歸，Vuong統(tǒng)計值顯示其估計結果優(yōu)于泊松回歸。因此表2中的模型1、2報告了對全樣本的泊松回歸、零膨脹泊松回歸的結果。為消除異方差的影響，所有估計系數的t統(tǒng)計值均基于穩(wěn)健標準誤計算。類似地，對大陸樣本、精煉的大陸樣本的參數估計結果見表2中的模型3-6。

觀察變量系數估計值的符號和顯著性，有以下三個發(fā)現。

第一，年齡、婚姻狀況、收入和城鄉(xiāng)差異均不影響女性生育意愿。從年齡看，與處在生育高峰期的26-30歲女性相比，25歲及以下女性的生育意愿沒有顯著差異；31歲及以上變量的估計系數，在全樣本、大陸樣本中表現出一定顯著性，但在修剪后的精煉的大陸樣本中并不顯著?？傮w來說，可認為年齡不是導致女性的生育意愿差異的原因。2個婚姻狀況變量的估計系數在所有模型中均不顯著，說明生育意愿在不同婚姻狀況的女性群體間不存在差異性。收入變量的估計系數在所有模型中不顯著，可見收入差異不會導致生育意愿差異。農村虛擬變量的系數缺乏顯著性，則說明女性生育意愿受城鄉(xiāng)差異的影響不明顯。

第二，受教育程度、生育經歷會顯著提高女性生育意愿。所有模型中，受教育程度變量的系數估計值均為正，且通過1%水平的顯著性檢驗，表明受教育程度較高的女性有較強的生育意愿，這與陳字、鄧昌榮[10]的結論不同。同時，2個生育變量的估計系數說明，與尚未生育的女性相比，已生育女性的生育意愿更強。這里需要說明的是，生育意愿與生育經歷間可能存在反向因果關系，即有更強生育意愿的女性生育了更多的孩子，因此生育經歷變量可能為內生變量。為此，本文將已生育女性、未生育女性分別作為處理組、對照組，利用傾向得分匹配(PSM)進行處理效應分析，結果表明，緩解了可能的聯立內生性后，生育經歷仍顯著提高女性生育意愿*限于篇幅，本文未報告處理效應模型的結果，有需要者可向作者索取。。

表2 個體異質性與女性生育意愿

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，小括號內數值為根據穩(wěn)健標準誤計算的t統(tǒng)計值；LR檢驗用于選擇泊松回歸或負二項回歸，Vuong檢驗用于選擇泊松回歸或零膨脹泊松回歸，原假設均為泊松回歸，中括號內為相伴概率

第三，同性戀、女權主義顯著降低女性生育意愿。在所有模型中，同性戀變量的估計系數均在1%水平顯著為負，可見與其他群體相比，同性戀女性群體普遍具有較低的生育意愿。女權主義變量的系數估計值為負，且在1%水平具有顯著性，說明女性對女權主義的認可程度越高，越傾向于節(jié)制生育。性取向、女權主義價值觀等決定因素在以往的生育意愿研究中較少涉及，導致回歸分析中可能存在遺漏變量的內生性，本文則基于互聯網問卷調查數據，有效捕捉到這些因素的影響。

(二)制約因素與女性生育意愿的實現

在探討女性生育意愿如何決定的基礎上，本部分對式(2)進行參數估計，以分析女性實現生育意愿所面臨的制約因素。為此，需要在控制個體異質性、區(qū)域固定效應的基礎上，定量分析社會壓力、家庭壓力、經濟條件限制及身體條件限制等因素的作用。

由于被解釋變量“生育意愿的實現”的取值1、2、3分別表示實現意愿、生育過度和生育不足，屬于典型的多值離散變量，且不具備內在排序特征，因此應采用多值選擇模型進行估計。適用于本文的多值選擇模型包括多項Probit、多項Logit兩類。本文以“實現意愿”作為參照項，對全樣本、大陸樣本、精煉的大陸樣本分別進行多項Probit估計，所得結果見表3中的模型7—9*大樣本下的多項Probit、多項Logit估計結果非常接近，因此本文僅報告前者。。

表3 制約因素與女性生育意愿的實現

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號內數值為根據穩(wěn)健標準誤計算的t統(tǒng)計值

模型7的第1列中，社會壓力變量的系數估計值為正，并通過1%水平的顯著性檢驗，表明社會壓力是造成女性過度生育的原因之一；第2列中，社會壓力變量的系數估計值仍在1%水平顯著為正，說明社會壓力也會導致女性生育不足。類似的結果也出現在模型8、9中，說明社會壓力對女性實現其生育意愿的影響具有穩(wěn)健性。這與前文的預期一致，即不同種類的社會壓力，對女性實現生育意愿的影響是多元的：傳統(tǒng)觀念、生育文化等可能導致女性實際生育水平高于生育意愿，職業(yè)發(fā)展則可能使實際生育水平低于生育意愿[3][12]。

家庭壓力變量的估計系數，在模型7第1列中為正且通過1%水平顯著性檢驗；而在第2列，家庭壓力變量的估計系數在1%水平顯著為負。模型8、9的估計結果與此類似。可見，來自家庭成員的壓力確實會扭曲女性的生育意愿，遭遇家庭壓力的女性一般會被迫過度生育，而不是生育不足。

從對3類樣本的估計結果看，經濟條件限制變量的系數估計值在生育過度列顯著為負，在生育不足列則顯著為正。其結果與通常的直覺相符：受經濟條件限制的女性，由于預期到無法支付高昂的撫養(yǎng)成本，通常傾向于節(jié)制自身的生育意愿，導致生育不足而非生育過度。這也支持了徐映梅、瞿凌云[11]的結論，即生活壓力大、撫養(yǎng)成本高是制約女性繼續(xù)生育的重要因素。

與經濟條件限制類似，身體條件限制變量的估計系數在生育過度列為負，在生育不足列為正，且均具有顯著性。這一結果，驗證了Bongaarts[3]和郭志剛[6]的理論分析，說明不適合女性生育的生理和疾病因素顯著地抑制了女性生育意愿的實現。

綜上所述，4類制約因素確實影響了女性生育意愿的實現，但作用存在差異：社會壓力既可能導致生育過度，也可能導致生育不足；家庭壓力迫使女性生育過度；經濟條件限制、身體條件限制則導致女性生育不足。

四、進一步分析：生育政策的作用

前文通過計量經濟學分析，識別了社會壓力等因素對女性實現生育意愿的制約作用。事實上，對中國大陸女性而言，生育政策作為一種特殊的社會壓力，也可能影響生育意愿的實現。例如，對于希望生育兩個或以上孩子的女性群體來說，計劃生育政策顯然限制了其生育意愿，導致生育不足；而對于希望不生或只生一個孩子的女性群體而言，全面二孩政策可能會強化家庭壓力和其他社會壓力，迫使其過度生育。近年來，中國人口結構的迅速變化，引發(fā)全社會對生育率走低現象的關注。由計劃生育向單獨二孩、全面二孩的政策轉變，也表明政府試圖通過生育政策來提振實際生育水平。因此，生育政策對女性生育意愿的實現產生怎樣的影響，也值得探討。

限于數據，本文無法將生育政策直接作為解釋變量納入式(2)*本文的問卷調查，在中共十八屆五中全會宣布施行全面二孩政策之后進行，此時中國大陸的受調查女性已普遍形成全面二孩預期。由于計劃生育、全面二孩政策在調查期均缺乏變異，其影響無法用式(2)來識別。，但一個變通的辦法是，可以通過受調查女性對生育政策的主觀態(tài)度來間接判斷生育政策對女性生育意愿的實現所造成的影響。我們的問卷中，題項“您對計劃生育政策的總體看法是什么？”用于測量女性對計劃生育政策的態(tài)度；題項“國家在最近全面開放了二孩，和之前的獨生子女政策相比，您的看法是？”用于測量女性對全面二孩政策的態(tài)度。對計劃生育政策的態(tài)度、對全面二孩政策的態(tài)度這2個變量，取值均為以下3種：有利、不利和有利有弊。

在式(1)、式(2)基礎上，構造如下的計量經濟模型：

POLi=γ0+γ1IHi+γ2CFi+γ3RFDi+ζi

(3)

式(3)中，POL表示對生育政策的態(tài)度，IH表示個體異質性向量，CF表示制約因素，RFD表示女性生育意愿的實現，ζ為隨機誤差項，γ0～γ2為待估計的參數向量，i為女性個體。有必要說明，改作解釋變量的RFD是以“實現意愿”為參照所設置的“生育過度”、“生育不足”這2個虛擬變量。

由于被解釋變量“對計劃生育政策的態(tài)度”為典型的多值離散變量，且不具備內在排序特征，應采用多值選擇模型進行估計。我們基于精煉的大陸樣本，以“有利有弊”作為參照項，對式(3)進行多項Probit估計，所得結果見表4中的模型10。模型10的第1列中，生育過度變量的系數估計值為正，并通過1%水平的顯著性檢驗，而生育不足變量的系數估計值不顯著；第2列中，生育過度變量的系數估計值在10%的微弱水平顯著為正，生育不足變量的系數估計值仍不顯著。據此判斷，與實現了生育意愿的女性群體相比，生育過度的女性群體對計劃生育政策的態(tài)度存在分歧，其主流認為計劃生育政策有其合理性，而生育不足的女性群體對計劃生育政策的利弊無明確評價。Wu and Li(2012)[13]發(fā)現，計劃生育政策通過放松家庭資源約束，改善了母親們的健康狀況，本文則從另一視角，證實了計劃生育政策在保護女性方面具有一定價值。

表4 生育政策的作用

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號內數值為根據穩(wěn)健標準誤計算的t統(tǒng)計值

同樣的，基于精煉的大陸樣本，將“對全面二孩政策的態(tài)度”作被解釋變量，以“有利有弊”作為參照項，對式(3)進行多項Probit估計，結果見表4中的模型11。生育過度變量的估計系數在模型11的第1列中以10%的微弱水平顯著為負，在第2列中則為正并通過了1%的顯著性檢驗；生育不足變量的估計系數在兩列中均缺乏顯著性。這一結果表明，與實現生育意愿的女性群體相比，生育過度的女性群體對全面二孩政策普遍持反對態(tài)度，生育不足的女性群體對全面二孩政策的利弊無傾向性。

受調查女性對生育政策的態(tài)度，間接反映了生育政策如何影響女性生育意愿的實現。生育過度群體大多贊同計劃生育政策，普遍反對全面二孩政策，說明計劃生育政策在一定程度上保護了生育過度的女性，減小其所面對的“不得不生”的社會壓力、家庭壓力，而全面二孩政策則可能會放大這些壓力，使其生育意愿遭到扭曲。生育不足的女性對計劃生育、全面二孩政策沒有明顯好惡，可見對生育不足群體而言，生育政策沒有顯著影響。根據前文的分析，生育不足主要由其他社會壓力、經濟條件限制和身體條件限制所導致，而生育政策顯然不能改變女性的經濟和身體條件，因而其作用有限。

五、結論

本文利用互聯網問卷調查數據，實證分析女性生育意愿的實現問題。研究表明：首先，在決定女性生育意愿的個體異質性中，受教育程度、生育經歷顯著提高女性生育意愿，同性戀、女權主義則顯著降低女性生育意愿，年齡、婚姻狀況、收入和城鄉(xiāng)差異的影響不顯著。其次，在女性實現生育意愿的各類制約因素中，社會壓力的影響是多元的，不同來源的社會壓力導致女性生育過度或生育不足；家庭壓力通常迫使女性生育過度；經濟條件限制、身體條件限制則導致女性生育不足。最后，對生育政策的分析發(fā)現，計劃生育政策在一定程度上緩解了生育過度女性所面對的社會壓力和家庭壓力，而全面二孩政策則可能放大這些壓力；生育不足女性受生育政策的影響不顯著。

中國作為人口大國，近年來面臨生育率放緩、快速老齡化、人口紅利喪失等一系列人口問題，相應的生育政策主要集中于調節(jié)家庭層面的生育數量。事實上，盡管生育是家庭決策，但女性作為生育承擔者，面臨著比其他家庭成員更多的壓力和困難，可能存在生育過度或生育不足。生育意愿的實現對女性影響巨大，是物質和其他精神補償無法替代的[12]，因此女性個體層面的生育意愿實現應引起政策制定者更多的關注。政策理念上，應從以往將家庭生育數量調節(jié)視為實現國家發(fā)展目標的手段，轉變?yōu)榻o生育承擔者提供精準服務以提升其生活質量，盡可能為女性實現其生育意愿創(chuàng)造友好的社會環(huán)境。具體操作中，一方面應致力于培育健康、理性的生育文化，以緩解社會和家庭帶給女性的生育過度的壓力；另一方面，可從完善勞動法規(guī)、社會保障和醫(yī)療救助等角度入手，著力減少工作壓力、經濟條件、身體條件等制約因素導致的生育不足問題。

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責任編輯 胡章成

Women’s Fertility Desire and Realization: An Empirical Study Based on Internet Questionnaire Survey Data

WANG Meng,ShaanxiNormalUniversity; LIANG Wen-yan,BostonUniversity; HUANG Yan-ni,ShanghaiUniversityofEngineeringScience

In real life, there is a divergence between women’s fertility desire and its realization. In this paper, we use the internet questionnaire survey data, empirically analyze the determination of women’s fertility desire, and on this basis identify constraint factors on realization of women’s fertility desire. The study finds that among the individual heterogeneities to determine women’s fertility desire, education level and fertility experience significantly improve women’s fertility desire, while homosexuality and feminist values significantly reduce mong the factors to constrain realization of women’s fertility desire, social pressure from different sources can lead to excessive or inadequate fertilityamily pressure usually force women to have excessive fertility, and limits of economic condition and physical condition lead to inadequate fertility. Further analysis shows that the family planning policy eases social and family pressures on women with excessive fertility which may be amplified by the overall two-child policy, and the two fertility policies affect women with inadequate fertility insignificantly. Study conclusion of this paper highlights the importance of realization for women’s fertility desire.

fertility desire; excessive fertility; inadequate fertility; fertility policy

王猛，陜西師范大學國際商學院講師；梁聞焰，美國波士頓大學數學系本科生；黃妍妮，上海工程技術大學社會科學學院講師

國家自然科學基金項目“強制性生育政策、低生育陷阱與中國經濟的長期增長：微觀機理與實證檢驗”(71473118)

2017-04-12

C913.68; F063.4

A

1671-7023(2017)04-0110-09