一、研究背景
2013年11月，单独二孩政策正式启动。由于政策事关许多家庭的切身利益，且单独二孩政策被视为普遍放开二孩的风向标，故引起了社会各方的强烈反响。与此相反，相关当事人并未表现出相应的热情：至2014年8月，在全国1100万对单独夫妇中，仅70万对提出再生育申请，62万对获准生育二孩；另据2015年1月12日国家卫生和计划生育委员会发布的最新消息，截至2014年底，约有100万对单独夫妇提出再生育申请。
单独二孩政策出台前后，诸多领域学者及政府相关部门对其人口、经济、社会后果进行了测算和前瞻性分析（风笑天，2014;杨菊华，2014;姚引妹等,2014；翟振武、李龙，2014),但由于政策实施时间很短，加上数据缺失，目前对单独夫妇的二孩生育意愿尚缺乏了解。本文的主要目的在于关注流动人口群体，尝试利用最新、具有全国代表性且样本量较大的流动人口调查数据，考察已生育一孩流动人口的生育意愿，以及流动夫妇自身的独生属性和现有子女性别对其生育意愿的影响。具体而言,本文尝试回答在当前的政策背景下,流动人口有多高的生育意愿？流动人口中的单独夫妇是否比其他人群具有更高的生育意愿？具有哪些特点的单独夫妇有明确的二孩生育意愿？
流动人口多处于生育旺盛期,但目前学界对该群体的生育意愿关注不够。同时，各地往往将计划外生育归于流动人口，并将其视为计划生育管理工作的重点和难点，但实际情形是否如此并无明确证据，本文在这方面也可以提供一定的信息。
二、数据来源与变量测量
本文使用国家卫生和计划生育委员会组织实施的“2014年全国流动人口卫生计生动态监测调査”数据，探讨流动人口的生育意愿。调查对象为在调査前1个月来本地居住、非本区(县、市)户口且调查时年龄在15?59岁的流人人口。调査采用分层、多阶段、与规模成比例的PPS抽样方法，初级抽样单元为乡镇(街道）;调查共收集有效问卷200938份。由于调査在单独二孩政策公布半年之后进行,数据具有很好的时效性，也是目前所能获得的最新数据。值得一提的是,除常规的人口、经济、社会问题外,调查询问了流动人口对竿独二孩政策的知晓情况,受访者的兄弟姐妹数量、子女数量、是否打算再要一个孩子等与生育意愿直接有关的问题。尽管样本中单独群体占比较低,但由于调査的样本量大，因此可以对他们的生育意愿进行比较。但是，由于调査的组织实施者是卫生计生部门的工作人员，故受访者对生育意愿问题的回答可能会有一定的戒防心理，从而使数据中反映出来的生育意愿偏低。此外，调査与单独二孩政策出台和实施的时间相隔很近，有些省份在调査时政策尚未“落地”,但数据显示,超过92%的受访者知道单独二孩政策。
本文选择同时具有以下特征的人口作为分析对象：（1)年龄介于15?44岁，这一年龄段的女性处于育龄期（为便于比较,男性样本也选择相同年龄段）；（2)在婚(包括初婚和再婚），仅在婚人口回答了政策知晓、子女数量和生育意愿方面的问题；（3)仅有一个孩子。本研究未剔除男性样本,也未剔除双独和双非样本。一方面，通过将单独夫妇与双独夫妇、双非夫妇进行对比分析,可考察不同独生属性育龄夫妇的生育意愿;另一方面，通过对单独夫妇样本进行独立分析,可细化该群体的生育意愿及其影响因素。在这样的限定标准下，共筛选出67129个样本。
本研究的因变量为生育意愿。调査询问了流动人口“是否打算再生育一个孩子”，选项包括:是、否、没想好、现孕。这里将“现孕”样本(789例，占1.18%)与回答“是”的样本进行合并,进而将其处理为一个三分类变量:否、没想好、是,分别用1、2、3表示。
单独二孩政策下育龄夫妇的二孩生育意愿可能与其独生属性及现有子女性别密切相关，因此本研究对调查对象进行以下分组:(1)育龄夫妇的独生属性，区分为丈夫为独生子、妻子为独生女、双方均为独生子女(双独夫妇）、双方均非独生子女（双非夫妇)4类；（2)子90女性别（以现有一个儿子为对照组）；根据上述分类可将调査对象分为8种类型。
生育意愿是诸多因素综合作用的结果（Weston等，2004)，包括年龄（Liefbroer’2009;Reimondos等，2009)，婚姻状况（Iacovou等，2010;Mitchell等，2007),生儿育女的经历（Hei-land等，2008;Iacovou等,2010)，工作因素和经济状况（Heiland等,2008),社会规范(Iacovou等,2010)。因此,本文同时考虑多个因素，具体包括以下变量:对政策的知晓情况、性别、年龄、汉族、再婚、孩子年龄及孩子年龄平方、农村户籍、受教育程度、职业类型、流人地区。其中，年龄、受教育程度、流人地区均为多分类变量，职业类型分为6个分类：（1)干部(包括国家机关、党群组织、企事业单位负责人、专业技术人员、公务员、办事人员和有关人员），（2)商业服务人员（包括经商、商贩、餐饮、家政、保洁、保安、装修及其他商业服务业人员），（3)普通工人(包括生产、运输、建筑、设备操作及有关人员），（4)其他(包括无固定职业者和其他不便分类的职业者），（5)农民(包括农、林、牧、渔、水利业生产人员），（6)不在业。
三样本分布与相关性分析
不想再生育，略超过1/3的样本表示还没想好；在单独样本中，有44.6%表示没有想好，而明确表示不想生二孩的比例为33.5%。因数据具有全国代表性，故可初步判断，无论是全部样本还是单独样本，明确打算再生育的意愿都不高，但单独样本的二孩生育意愿显著更强。从表1还可以看出，在全部样本中，双独夫妇仅占3.7%，单独夫妇占11.2%，其中丈夫为独生子的比例明显高于妻子为独生女的比例。无论夫妻双方是否为独生子女，仅有儿子的比例均明显高于仅有女儿的比例。
表1全部样本及“单独”样本的因变量及主要自变量的基本分布
如表2所示，无论夫妻双方是否为独生子女，明确表示再要一个孩子的比例均低于不想要和没想好的比例;其中丈夫为独生子的样本想再要一个孩子的比例最高,双非夫妇最低。除双非夫妇外，在其余三类中，“没想好”所占比例均最高，表明在政策落地之后，相当一部分人还需要时间内化政策、并做出明确的决定。
流动人口的生育意愿与现有子女性别的关联程度较大，在巳有一个儿子的受访者中，仅有9.1%明确表示想再要一个孩子，超过半数(56.5%)表示不再要孩子。相比之下,仅有一个女儿的受访者明确想再要一个孩子的比例为21.9%;而明确表示不想要孩子的占39.7%。
此外，在已有一个儿子和已有一个女儿的受访者中,分别有34.5%和38.5%尚未想好。
基于子女性别及本人的独生属性进行交叉生成的新变量共有8个分类，将其与生育意愿进行相关分析可知，夫妻双方均为非独生子女、且巳有一个儿子的流动人口明确表示再要一个孩子的比例最低，为7.8%。而丈夫是独生子且仅有一个女儿的流动人口明确想再要一个孩子的比例最高，为28.3%,其次是夫妻双方均为独生子女且仅有一个女儿的样本。这两类流动人口不确定是否再要孩子的比例也相对更高，分别为44.8%和46.0%(见表3)。这种摇摆不定可能暗示，他们未来更可能生育二孩，相关的服务工作也应该重点针对他们来开展。
四、模型分析结果
由于因变量有3个分类,需要采用序次Logistic模型。该模型属于成比例风险模型,系数为对数发生比,不能直接解释为概率。其中，负的系数表示受访者更可能明确表示不想再要一个孩子，而正的系数表示受访者更可能确定地想再要一个孩子。为便于解释,可对回归系数取对数得到风险比，继而可将系数解释为发生哪一种情况的概率。本文主要关注单独二孩政策及其相关变量与生育意愿之间的关系，出于简洁考虑，仅报告并重点讨论与生育政策有关的模型分析结果。
表4展示了主要表4夫妇双方独生属性、一孩性别与二孩生育意愿的序次自变量的模型分析结Logistic模型分析结果
两个模型的实际意义相同，仅表述有别：
模型一使用夫妇双方的独生属性及子女性别的独立变量,模型二使用二者的复合变量。
表4模型一的分析结果表明，与丈夫是独生子的受访者相比，
其他三类受访者明确想要再生一个孩子的概率较低，说明丈夫是独生子的流动人口更可能倾向于生二孩。同时，现有子女的性别对于是否决定再要一个孩子作用很大：与有儿子的人相比，仅有女儿的流动人口倾向于再要一个孩子的对数
发生比提高0.75个单位，即111.7%(expa75-l)。如表4模型二所示，自己的兄弟姐妹数量和现有子女的性别同时作用于流动人口的生育意愿：丈夫是独生子且仅有女儿的被访者的二孩生育意愿高于其他人群。
在模型中纳人控制变量，既考察主要自变量对生育意愿的作用是否会变化，也考察其他因素对二孩生育意愿的影响。表5中的两个模型分别针对全部样本(模型三）和“单独”样本(模型四）。这两个模型均使用独生属性和子女性别的复合变量。此外，本文运行多个相关模型：如分别针对全部样本和“单独”样本，运行其他变量相同、但独生属性为3个分类的模型；分别针对这两个样本，运行独生属性、子女性别独立测量的模型。值得一提的是,在所有模型中，单独人群的二孩生育意愿都明显高于其他人群。
模型三的结果与模型二的结果差别不大，表明即便控制受访者的人口学、经济社会特征和流人地区特征，也未能改变独生属性和现有子女性别与生育意愿的关系，从而进一步印证了夫妻的独生属性和一孩的性别对于二孩生育的重要性，即单独夫妇、尤其是丈夫是表5二孩生育意愿序次Logistic模型分析结果
独生子的夫妇、仅有女儿的人与其他相对应的人群相比，更可能明确表示要生育二孩。这些特点在单独样本（模型四）中也是如此。
模型结果还显示，全部样本中知晓单独新政的样本表示自己“没想好”或“不想再生一个孩子”的对数发生比更大，且这种差异在统计上显著。而在单独夫妇中，是否知晓单独政策对其二孩生育意愿则没有显著影响（见表5)。
女性受访者更倾向于不生育二孩或“没想好”。由于女性是生育的直接承担者，从怀孕到生产存在一定风险；孩子出生后，又必须投人时间和精力养育子女；工作和家庭的双重压力也可能降低其生育意愿。与低龄组相比，35?39岁、40?44岁组的降幅明显，说明并非年龄越大，越会抢生。再婚人群的二孩生育意愿明显强于初婚人群，在“单独”人群中更是如此。再婚人群明确想要生育二孩的概率是初婚人群的2倍。孩子的年龄每增长1岁，想再生一个孩子的概率降低0.035个对数单位，但这种降低随孩子年龄的增长而减缓。农村户籍流动人口的再生育意愿明显强于其他户籍流动人口。
随着教育程度的提高，全部样本倾向于不生育二孩;而在“单独”样本中，受教育程度越高，二孩生育意愿越强烈。这可能反映出，对单独人群而言，即便受过大专及以上教育，只生一个孩子的意愿也并未真正深人人心。职业仅对全部样本的二孩生育意愿有显著影响。总体而言，越是可能受到现有生育政策控制的职业,二孩生育意愿越低。在其他条件相同的情况下，全部样本中，东部地区二孩生育意愿明显高于中部地区和东北地区，但与西部地区无异；“单独”样本中，东北地区二孩生育意愿最低，东和中部地区相对较高,这表明经济发展水平的高低与生育数量意愿并没有必然的联系。
五、结论与讨论
单独二孩政策的出台和实施，是对实行了30多年的计划生育政策的调整和完善。由于新政仅涉及很少一部分家庭，带来的变化微小,但这一变化意义深远。由于新政刚刚实施，实证研究尚较为匮乏，其具体影响尚不明确。本文针对15?44岁在婚且育有一孩的流动人口，分析了单独新政及相关因素对生育意愿的影响，得出以下几点结论：
其一，单独、双独、双非这3个流动群体的二孩生育意愿都很低，但单独人群的意愿明显高于其余两个人群。单独、尤其是丈夫是独生子的流动人口的二孩生育意愿最强。可见，单独新政的影响在很大程度上与夫妇双方自身是否为独生子女密切相关。其主要原因在于，新政的直接受惠群体是单独夫妇;双独夫妇在此前已享受到二孩政策，并可能对二孩生育有了更长远的规划，从而可能对新政不敏感。对于双非夫妇，一方面，新政对他们并不适用，故总体上他们对政策的反响较弱;另一方面，他们中的一部分人可能本身就是不按政策生育的群体，特别是在农村地区，即便想生’未必一定会表达出来。在单独夫妇中,丈夫是独生子的生育意愿相对更强，这可能与中国数千年来的男系血统传承规制密切相关。
其二，父权文化对二孩生育的作用通过子女性别的影响进一步凸显出来。在所有预测变量中，一孩性别对生育意愿的作用最大。在中国的生育率降至更替水平时，多数家庭只有1?2个孩子。但是,性别偏好并未随子女数量的减少而得到相应的缓解;相反，在只能少生、或只想少生的情况下，生育一个儿子对部分人来说成为不可替代、不会让步的刚性需求。对于巳育一女的人来说，一部分人再生一个孩子可能只是希望让孩子多一个伙伴或达到儿女双全的目的；而对另一些人而言，主要目的更可能是希望生一个儿子，满足有儿子的刚性需求，故现有子女的性别直接影响人们的二孩生育意愿。可见,男孩偏好仍然是人们二孩生育意愿和生育行为的重要决定因素之一。当然，儿子和女儿的养育成本不同会对男孩偏好与生育之间的关系进行干扰和调节(郑真真等,2009)。
其三，若单独夫妇仅有一个女儿，则其二孩生育意愿会大大增强；当丈夫是独生子时，二孩生育意愿更强。该结果进一步说明，男孩偏好这一传统文化观念并未随着人们对子女数量追求的减少而相应减弱。
尽管本研究结论还需要在未来的实证研究中加以检验，但较低的生育数量意愿巳成为流动人口（甚至全体国人)的正常状态，进而使低生育率也成为一种“新常态”，一方面，生育政策调整虽然可以释放出一定的生育潜能，但难以使生育意愿出现较大改变。另一方面，虽然生育的数量意愿已经较低,但生育的性别选择依旧强烈，不少中国人对男孩的需求仍然是刚性的。这一刚性需求反过来可能导致非意愿性生育,使数量意愿与生育行为之间出现更大的悖离，进而使通过生育意愿来估计实际生育水平具有更大的不确定性。而这种不确定的方向是正向的，即对中国的生育率会有一个推升作用。因此，中国的生育水平在短期内可能不会降至像韩国、日本那样低。
当然，生育政策的后果具有延时效应。由于单独新政刚刚实施1年，人们需要一定的时间获得相关资讯、消化吸收新的信息后,才能做出是否生育的决定,并进行相应的心理和物质准备。而且，公众普遍认为，未来的政策只会向更宽松的方向发展,没有抢生的必要。因此，流动人口的二孩生育意愿是否确实很低，还需要更多的实证结果予以支撑。
