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【题目】计划生育新政遇到的困境探析
【第一章】影响计划生育新政的因素研究绪论
【第二章】生育决策理论
【3.1 3.2】受访者再生育意愿的特征分析
【3.3 - 3.6】受访者再生育意愿的影响因素分析
【第四章】计划生育新政的问题及原因分析
【第五章】计划生育新政的对策与建议
【参考文献】完善单独二孩政策的策略研究参考文献
3.3 受访者再生育意愿的影响因素分析
尽管我们在前文对受访者的基本信息做了基本的描述统计分析，并且有了初步的了解。但是对受访者生育意愿的影响因素的分析，我们仍然需要具体的通过相应的分析进行探寻。鉴于现有变量和数据的特点，研究选择了 3 个维度，分别进行受访者再生育意愿影响因素的分析，主要分为个人因素维度、家庭因素维度以及政策因素维度。
3.3.1 个人因素对再生育意愿的影响
在个人因素维度，研究主要探讨了年龄、性别、学历以及职业等因素上不同受访者的差异是否对再生意愿产生一定的影响。在差异分析方法的选择上主要选择了列联表卡方检验，详细结果见下文。
3.3.1.1 年龄差异对再生育意愿的影响
年龄对再生育意愿的影响往往是重大的，平均来说，随着年龄的增长，不论是女性还是男性在生育能力上都有所下降，其身体健康水平有所降低，甚至会患上一些影响生育的疾病。因此考察不同年龄受访者的生育意愿并进行差异比较是十分有意义的，在我们的研究中，主要将受访者的年龄划分为 4 个类别，最终根据不同年龄阶段下再生育意愿的列联表卡方检验得出结论（单独夫妻再生育意愿的卡方检验值为 34.669,对应的 p 值显着小于 0.01,反应出单独夫妻的年龄与再生育意愿是非独立关系，即存在联系，同理，非独生子女夫妻检验的卡方检验值为 52.643,对应的 P 值也小于 0.01），不论是单独夫妻还是非独生子女夫妻，年龄均是影响再生意愿的因素之一，其中，想再生育的受访者年龄主要集中在 21 到 40 周岁之间，而在单独夫妻受访者中，想再生育的年龄主要集中在 21 到 30 周岁之间，而非独生子女夫妻想再生育的年龄主要集中在 31 到 40 周岁之间。
3.3.1.2 性别差异对再生育意愿的影响
受访者的性别差异也可能是影响再生育意愿的重要因素之一。同理，我们也分别对单独夫妻和非独生子女夫妻的再生育意愿进行了性别差异的检验。最终检验结果表明，男性单独夫妻和女性单独夫妻的卡方检验值为 34.669,对应的 p 值为 0.603,男性非独生子女夫妻和女性非独生子女夫妻的卡方检验值为 0.586,对应的 p 值为 0.444,这反映出不论父母是否单独，男性和女性受访者在再生育意愿上不存在显着性差异，男性和女性的再生育意愿基本一致。
3.3.1.3 学历差异对再生育意愿的影响
如前文所述，受访者的学历水平反应了受访者所接受过的知识文化教育程度，在不同背景的文化教育下，受访者往往会对再生育有着个人的看法，但学历水平是否能够通过影响受访者的个人素质从而最终影响再生育意愿仍然需要我们根据实际调查数据进一步检验发现。
根据不同学历受访者在再生育意愿回答上的问卷调查数据的卡方检验结果表明，不论是单独夫妻还是非独生子女夫妻，学历对再生育意愿的影响均没有通过给定水平下的显着性检验，不能表现出不同学历的受访者在再生育意愿上存在差异。其中单独夫妻样本的卡方检验值为 0.887（p=0.926），非独生子女夫妻样本的卡方检验值为 6.489（p=0.165）。
3.3.1.4 职业差异对再生育意愿的影响
茅倬彦（2009）曾在其生育意愿与生育行为差异的实证分析中指出，职业差异是影响夫妻再生育意愿的重要因素之一。从某种程度上来说，不同受访者职业上的差异间接地反应出了受访者的社会经济地位，而在不同社会经济地位的环境影响下，受访者的再生育意愿通常也存在一定的区别。我们的调查数据的检验显示，单独夫妻的职业背景是影响再生育意愿的因素之一（2=7.888,p=0.048），其中个体职业背景的受访者更倾向于再生育二胎（70.7%），而干部职业背景的再生育意愿相对最低（61.3%）；于此同时，职业背景也是影响非独生子女夫妻再生育意愿的重要因素之一（2=9.247,p=0.026），同理，个体的再生育意愿最强（69.7%），干部群体的再生育意愿最低（52.7%）。
3.3.2 家庭因素对再生意愿的影响
3.3.2.1 家庭人均收入差异对再生育意愿的影响
根据传统观点来看，我们认为经济状况是影响再生育率的重要因素。家庭人均收入越高，家庭经济状况越好，意味着家庭更有能力抚养子女，给子女带来较好的生活环境，从而最终提高其再生育意愿。研究的调查数据检验结果显示，不同家庭人均收入的单独夫妻在再生育意愿上不存在显着性差异（（2=0.934,p=0.817）；相反，不同家庭人均收入的非独生子女夫妻在再生育意愿上则存在着统计意义上的显着性差异（（2=9.930,p=0.019），随着家庭人均收入的提高，其再生育意愿也随之增强，两者之间有着显着的线性正相关关系，3000 元以上家庭人均收入的受访者群体再生育意愿最强（73.7%）。
3.3.2.2 现有子女性别差异对再生育意愿的影响
夫妻双方现有子女的性别也是影响其再生育意愿的潜在因素之一，传统的家庭观念认为，男性是家庭的支柱，更倾向第一胎是男性孩童，一旦第一胎非男性孩童往往意味着其还想通过再生育来满足自己的愿望。因此我们也分别调查了不同类型父母的现有子女性别，并检验了子女的性别是否影响其再生育意愿，最终结果表明在单独夫妻群体中，子女的性别是影响再生育意愿的重要因素之一（2=11.336,p=0.001），当现有子女为女性时，70.1%的父母更倾向与再生育二胎，相反当现有子女为男性时，这一比例则下降到 60.4%.此外，在非独生子女夫妻群体中，现有子女的性别对其再生育的影响则未能通过给定水平下的显着性检验（2=1.169,p=0.280），反应了在非独生子女夫妻群体中，子女性别并不影响父母的再生育意愿，对比一孩性别，对单独夫妻和非独生子女夫妻的不同影响作用，可能是因为一方为独生子女的父母是家里的“独苗”,更希望下一代中有男孩，而双方都不是独生子女的夫妻因为本身有兄弟姐妹，传宗接代的压力小，因此，再生育的意愿受一孩的性别影响较小。
3.3.2.3 现有子女年龄差对再生育意愿的影响
在讨论过现有子女性别对父母再生育意愿的影响后，我们进一步考虑了现有子女的年龄是否是影响因素之一。我们比较了不同子女的年龄对父母再生育意愿的比例差异，最终结论如下：在所有的受访者群体中（包含单独夫妻和非独生子女夫妻），子女的年龄是影响其再生育的重要因素之一（单独夫妻，（2=35.985,p<0.01）和（非独生子女夫妻，（2=62.303,p<0.01），并且随着子女年龄的增加，意愿再生育的受访者比例呈现出线性下降趋势，当子女年龄在 5 岁以下时，想再生育的受访者比例最高，分别为 72.0%、77.9%,而当子女的年龄在 15 岁以上时，想再生育的受访者比例则下降到 37.7%、44.6%.
3.3.3 其他因素
3.3.3.1 人员类别差异对再生育意愿的影响
有研究显示，夫妻是否有兄弟姐妹对生育意愿有显着影响，同时，为了应对新政实施后可能出现的情况，对全面二孩政策目标人群与单独二孩政策目标人群的生育意愿进行了差异分析。我们发现“单独夫妻”和“非独生子女夫妻”的再生育意愿差异在统计意义上并不显着（（2=0.514,p=0.473），结合表 21 可更进一步看出“单独夫妻”和“非独生子女夫妻”想再生育的比例均在 65%左右，而不想再生育的比例也在35%左右。这表明，这两类人群的再生育意愿不存在显着差异。
3.3.3.2 现有子女性别对期望二孩子女性别的影响分析
由上表可以看出，现有子女的性别与期望生育子女的性别之间存在统计意义上的关联，其中单独夫妻人群的卡方检验值为 90.023（p<0.01），非单独夫妻人群检验的卡方检验值为 79.007（p<0.01）；更具体表现为，不论是单独夫妻人群还是非独生子女夫妻人群，不论现有子女性别是男性还是女性，对期望子女性别抱着顺其自然态度的受访者均占绝大多数（54.1%、56.5%、57.7%、62.5%）；此外，在全部受访者群体中，当现有子女为男性时，期望二胎生育女孩的受访者占比（单独夫妻人群，37.9%）（非独生子女夫妻人群，32.5%）要远远高于期望二胎生育男孩的占比（单独夫妻人群，8.0%）（非独生子女夫妻人群，9.7%），而当现有子女为女性时，期望二胎生育男孩的受访者占比（单独夫妻人群，30.1%）（非独生子女夫妻人群，28.0%）要远远高于期望二胎生育女孩的占比（单独夫妻人群，13.5%）（非独生子女夫妻人群，9.5%）。
可见，受访者对孩子性别主要持顺其自然的态度，但仍然表现出明显的“儿女双全”偏好。
3.4 再生育意愿的影响因素建模
在对育龄人口再生育意愿的影响因素进行差异分析之后，为更加精确不同的影响因素对育龄人口的再生育意愿的影响方向及强度，我们把育龄人口再生育意愿中想再生育编码为 1,不想再生育编码为 0,用其作为被解释变量来反应育龄人口的再生育意愿，于此同时根据人口学等相关理论，并结合前文影响再生育意愿的不同因素分析，最终选择了受访者年龄、职业、子女年龄以及家庭人均收入、现有子女性别等因素作为模型中的解释变量，其中针对全体受访者（包含单独夫妻和非独生子女夫妻），年龄、职业以及子女年龄是共同影响因素，而针对单独夫妻，除了共同影响因素之外，额外加入了家庭人均收入因素；针对非独生子女夫妻，额外增加了现有子女性别因素。（加入的主要原因是根据前面差异分析的结果来，差异显着的就加入到模型，不显着的就不包含在模型内）在模型的选择上，研究根据被解释变量的二值特点，研究选择了二值 logistic模型作为回归模型，最终回归结果见下表：
由上表 22 单独夫妻再生意愿影响因素的 logistic 回归模型结果表明，21-30 周岁的受访者在再生育意愿上要比其它年龄段的受访者要强（OR=1.64（0.11,2.67），p<0.10）；此外，个体职业背景的受访者的再生育意愿要强于其它职业背景的受访者（OR=1.52（1.06,2.17），p<0.05）；最后，现有子女年龄在 15 岁以下的受访者再生育意愿均比现有子女年龄在 15 岁以上的受访者要强，其中再生育意愿最强的为现有子女年龄在 0 到 5 岁之间的受访者（OR=2.91（1.52,5.55），p<0.01），其次为现有子女年龄在 5 到 10 岁之间的受访者（OR=2.29（1.23,4.26），p<0.05），再次为现有子女年龄在 10 到 15 岁之间的受访者（OR=2.00（1.07,3.74），p<0.05）。
同理，由下表 23 非独生子女夫妻再生意愿影响因素的 logistic 回归模型结果可以看出，同样是 21-30 周岁的受访者再生育意愿最强（OR=1.77（1.03,3.06），p<0.05）；此外个体职业背景（OR=1.38（0.95,2.00），p<0.10）的父母生育意愿要强于干部及其他背景（OR=1.37（0.98,1.92），p<0.10）；现有子女年龄依然是影响育龄人口再生育意愿的重要因素之一，随着现有子女年龄的增加，育龄人口的再生育意愿的倾向更小，其中现有子女年龄在 0-5 岁时，其生育意愿最强（OR=2.68（1.45,4.94），p<0.01），其次为子女年龄在 5-10 岁（OR=2.25（1.31,3.87），p<0.01），最后为子女年龄在 10-15岁之间的受访者（OR=1.56（0.97,2.51），p<0.10）。
综合单独夫妻和非独生子女夫妻再生育意愿的 logistic 回归模型结果可以看出，不论父母双方是否有一人为独生子女，影响他们再生育意愿的主要因素基本一致，并且影响强度和方向也基本一致，分别为年龄、职业背景以及现有子女年龄。
3.5 单独二孩政策实施后泰山区出生人口分析
据统计，泰山区符合单独二孩再生育政策的育龄妇女统计人数为 12723 人（统计实点 2015 年 5 月 50 日），山东省于 2014 年 5 月 30 日单独二孩政策正式实施后，截止 2015 年 10 月底，泰山区单独夫妻办理二孩生育证共 6455 对，其中在 2014 年 7月和 8 月办理二孩生育证的人数达到顶峰，分别为 729 对和 868 对，以后又逐步下降，2015 年 10 月份，降到了 140 对。单独二孩政策实施后，截止 2015 年 9 月底，共出生1835 人，其中男孩 998 人，女孩 836 人。（表 24）同时每个月出生人口相对稳定，政策实施接近一年半，出生人口占目标人群的 14.4%.
根据政策实施以来每个月出生人数，对出生男孩女孩做对比，如表 25 ,因出生人数太少，达不到统计出生人口性别比的数量，但是可以看出出生男孩比女孩稍多，但基本持平。
通过数据可以看出，政策实施后，泰山区符合“单独二孩”新政的目标人群出现了“办证潮”,而非“婴儿潮”,出生人口数量稳定，且水平较低，再生育意愿与实际再生育水平出现背离。
3.6 结论
（1）无论是单独夫妻还是双方均不是独生子女的夫妻，再生育意愿相当（单独夫妻 64.79%,非独生子女夫妻 66.24%），但是再生育意愿均低于理想子女数（理想子女数是 2 个子女的 1773 人，79.20%），这符合理想子女数>意愿子女数的研究结论。
（2）受访者无论一胎是男孩还是女孩，二胎性别均更倾向于顺其自然，其次是女孩偏好大于男孩偏好；参考一孩性别后，二孩性别仍然是顺其自然占绝大多数，其次是儿女双全偏好明显。性别偏好结论与目前关于东部发达城市地区的性别偏好研究结论一致。
（3）统计显示，年龄、职业背景以及现有子女年龄都对受访人群的再生育意愿产生显着影响。
（4）是否再生育原因方面，“单独夫妻”和“非独生子女夫妻”观点基本一致，意愿再生育的原因主要是认为孩子太少，不想再生育的主要原因是经济承受能力和无人照顾孩子两方面。
（5）单独二孩政策实施一年半后，泰山区实际再生育水平低于预期，与调查的再生育意愿相背离，“单独二孩”政策实施对出生人口总量影响不明显，整体出生平稳，出生人口性别合理。
