育龄夫妻生育意愿的性别差异分析

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育龄夫妻生育意愿的性别差异分析

张竞月

(长春师范大学性别文化硏究所，吉林长春130032)

摘要：近年来，我国一系列的生育政策改革成为研究者关注的焦点。“全面二孩”政策开放以后，育龄夫妻对生育二孩的反映并不积极。文章建立模型分析在生育意愿的选择中，性别因素的影响与差异。在模型中对男性和女性分别做lo g is tic回归，模型结果显示，男性和女性在生育意愿的选择顾虑上存在着较大的差异。分析认为家庭内生育意愿存在着较大的性别差异，主要表现在生育的间接成本和养育孩子两个方面，通过出台相关的配套政策降低生育成本，缓解女性的生育压力，目前育龄家庭生育二孩的意愿还会有很大的提升空间。

关键词：生育政策；生育意愿；性别差异

1研究背景

近年来，我国一系列频繁的生育政策改革成为研究者关注的焦点。从2013年开始实行“双独二孩”生育政策，到2015年全面放开“单独二孩”生育政策，再到2016年全面放幵二孩政策，全国各个地区的实际二孩生育申请数量和生育行为都远低于预期水平(卿石松等，2015 )。发达国家在20世纪末已经进入 了低生育国家行列，人口结构问题早已显现出来，针 对这一现象，国外很多学者幵始关注到低生育率中的性别因素。V ian ello等对世界范围内27个发展中国家商业和政治领袖的研究显示，与同等地位的男性相比，拥有较高商业和政治地位的女性更倾向于限制生育，甚至选择不生育孩子（Vianello et al.，2000; Di Stefano et al.,2004 )〇E kert—Jtaffe等（1995 )学者 认为男性和女性不同，生育行为对于男性的事业发展影响不大。另外，也有学者从社会制度和法律方面解释生育行为的性别差异（M cN icoll,1980; Pinnelli, 1995; Me Lanahan et al.，1995 )。

但是以往的研究都是以家庭为基本的分析单位，假定家庭中夫妻生育意愿一致，调查问卷仅限于夫妻一方或者育龄女性填写，以此衡量出的家庭生育意愿，很有可能与实际生育意愿和生育决策存在着误差(W a tk in s,1993 ；G re e n e,B id d le co m,1998 )〇B a u e r认为，夫妻双方的生育意愿对生育行为具有同等重要的影响（B a u e r等，2013),但是在制定家庭生育决策的时候，夫妻通常会在是否生育、生育数量和剩余时间上存在着不同程度的分歧（D oep k e等，2014 )。实际上，这种性别差异之间的分歧才是阻碍家庭生育行为的最主要原因，本文主要是从家庭单位出发，讨论在家庭内部丈夫与妻子的生育意愿差异。

2数据来源与硏究方法

2.1数据来源

本文使用2017年长春师范大学性别文化研究所“‘二孩政策’对女性生活的影响研究”的调查数据进行分析。该调查采用按比例分层抽样调查，按照第六次人口普查吉林省各市州人口分布情况计算样本。调查范围为吉林省8个地级单位。调查对象为截止到2016年10月年龄为20~45岁有配偶（包括初婚、再 婚）、已育的育龄夫妇。本次调查共发放问卷1 920份，回收有效问卷1 834份。调查内容包括调查对象的基本情况、二孩生育意愿以及生育二孩的主观影响因素以及政策性预测等内容。由于本文关注的是二孩的生育意愿，因此在使用数据时剔除掉了已经生育二孩及多孩的家庭，选取样本为其中已生育一孩，尚未生育 二孩的育龄夫妻，最终样本量1 508份。

2.2研究方法

本文采用lo g is tic回归方法分析性别因素对育龄家庭生育意愿的影响差异，分析软件为SPSS20.0。本 文的因变量为“是否想生育二孩”。调查数据中将生育意愿的测量选项设定为4个：分别为想生、想生但 不敢生、不想生和不确定。从选项设定中可以看出，选择“想生”“想生不敢生”2项的一定是有二孩生育 意愿的人群，有些家庭还在观望中，可能会选择“不 确定”这一选项，只有选择“不想生”一项的人群才是真正没有二孩生育意愿的家庭。因此，分析中将“不 想生”人群作为控制组，将“想生不敢生”人群与“不 确定”人群合并为有生育意愿的人群。本文分析了育龄夫妻生育意愿的影响因素，并分析了其中的性别差异。

3搶型结果

(1 )描述性统计分析。对文章中的变量进行了描述性统计分析。首先是生育意愿，选择不想生的育龄夫妻占总样本量的34.6% ,有二孩生育意愿的为65.4%。一孩性另I J为女孩的家庭占样本总量的52.4%。有46.8%的家庭是由妈妈带第一个孩子，受教育程度主要以高中教育程度为主，占总样本量的55.6%,家 庭人均收入以3 001~5 000元为主（54.9% ),在国有单位工作的受访者占样本总量的50.2%。

(2)分性别生育意愿差异。文章对男性和女性分别建立lo g is tic模型来具体分析生育意愿中的性别差异，进而分析家庭内夫妻生育意愿的分歧出现在哪些

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表1分性别生育意愿影响因素lo g is tic回归模型

男性女性

S.E.Sig Exp(B)S.E.Sig Exp(B)年龄0.1170.293 1.1310.1210.08 1.235一孩性别（女）0.2200.013 1.729*0.2390.049 1.412*一孩主要由谁带（母亲）

父亲0.5100.173 2.0010.5410.91 1.063

祖辈0.2450.000 2.385*0.2880.061 1.716

他人0.4740.2970.6090.5210.034 3.011*

受教育程度（小学及以下）

初中0.3430.012 2.379*0.4070.244 1.606

高中0.3440.000 3.862*0.4290.003 3.548*大专及以上0.3940.069 2.0510.5030.001 5.558*

家庭人均收入（1 000元以下）

1 001 〜3 000元0.4820.1660.051 1.603*0.025 1.260*

3 00卜5 000元0.4580.1230.049 1.585*0.027 1.274*

5 001〜8000元0.4620.0690.4320.5850.0520.321

8 001〜1 0000元0.4980.1260.4670.6130.0210.243*

10 000元以上0.6620.5650.6830.7420.0020.103*

家庭劳动分工（夫妻共同承担）

妻子承担0.6340.4370.6110.4580.000 5.562*

丈夫承担0.6410.1440.3920.4780.304 1.634

他人承担0.7120.6250.7060.5170.362 1.602职业类型（国有单位）

私企或外企0.3490.5750.8220.4730.013 3.221*

时间自由职业0.3310.002

/^=0.327,文2=142.512.789*0.3650.000

/^=0.221，j c2=72.93

6.594*

数据来源：“二孩政策”对女性生活影响调查。括号中为参照组（P<0.05*) tw o-tails test.

方面，提出解决夫妻之间生育意愿不统一的矛盾的方法，才能够促进更多的家庭愿意生育二孩。将“想生 不敢生”人群与“不确定”人群合并，使用“想生”二孩人群作为控制组，分析与“想生”二孩的人群相比，“想生不敢生”的人群到底有哪些顾虑，在这些顾虑中，是否存在着性别差异。

模型结果如表1所示。男性模型R2为0.327,女 性模型R2为0.221,两个模型的拟合程度都比较高，可以较好地解释数据。从模型中可以看出，一孩性别、受教育程度、收入、家庭劳动分工和职业类型均对生育意愿有所影响，而且存在着不同程度的性别差异。

4模型结果分析

(1 ) 一孩性别。从表1可以看出，与一孩性别是 女孩的家庭相比，一孩性别为男孩的家庭“想生不敢生”的风险更高，这是由于以现在的社会环境和社会现状来看，生育男孩不止需要付出养育成本，在男孩成年以后，还要付出结婚成本，在城市中，男孩家庭需要为男孩准备结婚所需的房屋，吉林省大部分农村地区除了要准备购置房屋的成本，还要准备彩礼金，这对于生育男孩的普通家庭，无疑是一笔巨大的付出，所以很多家庭在生育一个男孩以后，都对再生育一个孩子“望而却步”，害怕万一再生一个男孩，无法支付生育男孩所带来的“附加成本”。综合分析看来，“一孩性别”对于想生二孩的人群没有显著影响，但是对“想 生不敢生”的人群影响却十分显著，足以见得目前在吉林省地区“男孩偏好”的传统思想已经减弱，但是男孩“附加成本”风气依然较重。

(2 )孩子由谁带。关于一孩主要由谁带这个问题，男性“想生不敢生”的顾虑主要集中在由祖辈带孩子的家庭，而女性的顾虑则主要集中在由他人带孩子的家庭。在祖辈带第一个孩子的家庭中，男性模型中“想 生不敢生”的统计值是显著的，而女性模型中也是边际显著的。随着父母的年龄逐渐增大，帮助夫妻带第一个孩子时身体状况还允许，但是在带第二个孩子或者同时带两个孩子的时候，也许是祖辈承受不了的，考虑到这些问题，生育第二个孩子很有可能面临没有人带孩子的问题，这是很多家庭“想生不敢生”的主 要原因之一。而在第一个孩子由别人带的家庭，女性体现出的顾虑比较明显。由于目前国内保姆市场没有合理的监管机制，秩序比较混乱，保姆素质良莠不齐，虐待孩子的新闻频发，很多职业女性自己没有时间带孩子，却也不敢将孩子交给保姆来带，而且保姆无法固定，频繁更换保姆会对孩子的身心造成一定的伤害，这应该是很多女性“想生不敢生”的主要顾虑。综上所述，担心没人带孩子是很多家庭“想生不敢生”的

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