邓 敏，陈宝璘

（1.南京中医药大学 卫生经济管理学院，江苏 南京 210023 2.云浮市特殊教育学校，广东 云浮 527300）

20世纪80年代，中国将计划生育定为一项基本国策，提倡晚婚、晚育、少生、优生，人们按照人口政策有计划地进行生育。这一基本国策自制定和实施以来，通过控制人口过快增长缓解了资源和环境的压力。但是随着社会的不断发展，我国人口呈现出老龄化加速、人口结构失衡、生育率低下、性别比例失衡等问题，计划生育政策已表现出与实际情况不相适应的状况。2011年11月，政府全面实施双独二孩政策，即允许双方都是独生子女的夫妇生育两个孩子；2013年12月，开始实施单独二孩政策；2015年10月29日，党的十八届五中全会决定实行全面二孩政策，即一对夫妇可生育两个孩子。至此，实施了30多年的独生子女政策完成历史使命。上述密集的生育政策调整，充分表现出政府对提高生育率、促进人口结构合理化的积极态度。

“全面二孩”政策的实施，尽管为当代中国人口与计划生育领域开启了一个新的时代，但并未带来预期的出生高峰。根据国家统计局发布的数据，2010年至2017年，人口出生率从11.9‰提高到12.43‰，其中，2014年（12.37‰）和2016年（12.95‰）出现两个小高峰，这两个时间点也恰好呼应“单独二孩”和“全面二孩”政策的实施时间。然而，时至2018年，人口出生率降至10.94‰，2019年再减少了0.46个千分点，降到了40年来的最低水平。同时，自然增长率比2018年下降了0.47个千分点，仅为3.34‰。在生育政策调整后，出生率出现了短期的增长，但随后又明显减少。为什么育龄人群中有人选择了生育二孩，有人却没有行动？那些具有较高二孩生育意愿的人群，是否具有一些共同的特征？如果有，满足什么条件的育龄人群更愿意生育二孩？文章拟通过对上述问题的思考，最终回答这个问题：育龄人群愿意生育二孩需要满足的必要条件是什么？通过对二孩生育意愿的条件组合研究，为政府和社会完善生育政策、设计配套政策提供更多参考，从而提高相关政策效力，加强对育龄人群的引导作用。

一、二孩生育意愿文献回顾

20世纪50年代，西方学者开始基于成本-收益理论分析生育意愿，此后诸多学者围绕生育意愿展开理论与实证研究。Bongaarts J在“低生育率理论模型”中指出，人们的生育意愿和生育水平都受到各种因素不同程度的影响，如经济因素、国家环境、家庭因素，以及孩子的性别或家人的意愿等［1］。生育意愿是生育观念、生育文化的直接体现，是人们对待生育问题的态度和看法，尽管生育意愿与生育行为之间存在偏差，但通过大量的生育意愿调查，能够不断加深对人们的生育观念及其转变的认识［2］。目前学界对生育意愿的影响因素在某些方面达成了一致，认为个人特征（如性别、年龄等）和社会特征（如受教育程度、收入状况、婚姻状况等）会对个人生育意愿产生一定影响［3-6］。

与一孩生育意愿存在相似之处，二孩生育意愿与个体特征密切相关，但也会有所差别。对于已有孩子的妇女来说，工作能力强的女性更有可能生第二个孩子［7］。对于想再生育一个孩子的妇女，经济不稳定对她们早日实现生育意愿产生影响［8］。此外，家庭理想的孩子数量［9］和原生家庭子女数量［10］对女性生育二孩意愿也存在显著的正相关影响。

更突出的差异体现在受教育程度方面。受过高等教育的人对劳动力市场更强烈的依恋会导致生育意愿的下降［11］。在中国已有一个孩子的妇女中，受教育程度较高的妇女生育意愿较低［12］。有学者使用“地区教育质量”来考察其对居民二孩生育意愿的影响，同样显示出直接的负向影响，因此，生育政策的制定和实施应当考虑地区教育质量的差异［13-14］，而不应“一刀切”。但也有学者指出，相比受教育程度均为初中的夫妇，夫妇受教育程度均较高或较低的女性的二孩生育意愿更高［15］。因此，尽管对受教育年限与二孩生育意愿之间的关系研究较为丰富，但结果存在差异，关于文化程度与二孩生育意愿之间的关系，目前还没有相对确切的认识［16］。

与此同时，城乡因素对二孩生育意愿也具有一定影响。在印度农村，当女性拥有理想或接近理想的儿子数量时，她们就停止生育［17］。在我国也有同样的情况，《关于进一步做好计划生育工作的指示》（中发［1982］11号）中提到，“城镇居民，除特殊情况经过批准者外，一对夫妇只生育一个孩子，农村普遍提倡一对夫妇只生育一个孩子，某些群众确有实际困难要求生二胎的，经过审批可以有计划地安排”。这一城乡差异说明在农村实行计划生育的难度更大，农村夫妇生儿子的愿望更加迫切。这一结论也得到了学者的验证，居住在小城镇和农村地区的人们可能会更希望生育一个以上的孩子［18］，城市育龄人口的二孩生育意愿则相对较低［19］。整体而言，上述成果为二孩生育意愿研究积累了丰富的理论基础，为本研究提供了重要的启发。本文对现有成果进行了梳理和分析，并拟从以下三个方面进行补充研究：

第一，已有研究以定量为主，使用 Logistic回归分析［5，6，9，20］或交互分析［21］寻找影响二孩生育意愿的可能因素。大样本的统计分析成果能够通过不断积累，帮助我们加深对适龄人群二孩生育意愿的了解，但也存在忽视适龄人群内部异质性的情况，毕竟不同人群在二孩生育方面存在不同诉求，甚至存在完全相反的偏好。同时，上述定量成果主要完成了对变量之间相关性的验证，但无法确定不同因素与二孩生育意愿的因果关系，对生育政策制定及配套措施设计的支持力较弱，因此有必要展开进一步探讨。

第二，Miller和Pasta通过模拟家庭生育决策发现，丈夫（妻子）所陈述的愿望被视为丈夫（妻子）潜在倾向的一个指标，生育行为是双方交互影响的结果，生育意愿不应该只考虑女性［22］。但现有研究仍然将女性作为生育的决策主体，忽视了生育主要是以家庭为单位的集体行为。风笑天指出，有的夫妻双方最初的生育意愿并不相同，经过反复协商甚至是双方家长一起进行“家庭谈判”才最终达成一致［23］。因此，开展男性二孩生育意愿研究，从男性角度了解家庭生育问题，对改变当下的低生育意愿可能是一个重要的路径。

第三，上述关于二孩生育意愿的研究主要面向育龄人群开展，仅有少部分研究在调查对象上进行了筛选，选择生育一孩的育龄人群［8，12］，不区分生育经历的调查数据及分析结果可能存在偏差。已有研究表明，生育经历影响生育意愿［24］，二孩生育意愿在家庭经济安全性［8］和家庭分工［25］等方面与一孩生育意愿存在显著差异。在2013年的中国生育意愿调查数据中，已婚育龄人群的平均理想子女数为1.93，已有一孩的家庭理想子女数为1.81［26］，两个群体存在差异，拥有子女数量对生育意愿的影响具有统计学意义［27］，因此，相关研究充分显示了选取调查对象的重要性。本研究将对一孩家庭的育龄男女开展调查，以深入了解他们的二孩生育意愿。

综上，为提高育龄人群的二孩生育水平，更好地发挥二孩生育政策的引导作用，非常有必要对一孩家庭的二孩生育意愿作更进一步的探讨和分析。结合已有研究成果，文章将从城乡和性别角度开展分组对比研究，探讨“哪些一孩育龄人群具有较高的生育意愿”“这些人群之间是否存在差别，如果有，差异是什么”“高生育意愿人群内部存在什么样的共性”等问题。通过深入分析和回答这些问题，为制定更有效、更具针对性的生育政策及措施提供理论参考。

二、数据和方法

围绕文献回顾所提出的问题，以已生育一孩的育龄女性和男性为调查对象，调查他们的二孩生育意愿，并通过比较研究寻找具有较高生育意愿（下面简称“高生育意愿”）的人群及其背后的人群特征。考虑到生育行为是夫妻双方共同协商的结果，男性也具有话语权，在分析中首先以性别分组，考察男性与女性之间可能存在的差异，寻找可能的规律，归纳产生高生育意愿的潜在因素；其次，控制城乡因素，区分城市人群与乡村人群在二孩生育意愿上的差异，探讨可能引发高生育意愿的因素；最后，从不同人群的对比分析中总结规律，探讨产生高生育意愿的可能组合，为生育政策进一步细化提供参考。

（一）变量设置

综合已有研究成果，将影响二孩生育意愿的相关因素分为个体因素（性别、居住地、年龄、健康水平、受教育年限、兄弟姐妹数量以及理想子女数量）和家庭因素（家庭月收入、有老人帮助和一孩性别）。

“理想子女数量”和“二孩生育意愿”都具有很好的测量生育意愿的表面效度［28］。“理想子女数量”是影响生育意愿的重要因素，因此将“理想子女数量”作为个体在生育观念方面的外部表征指标，“二孩生育意愿”作为测量最终意愿的指标。

（二）数据收集

本研究对广东省一地级市展开城乡调查。2019年广东省常住人口11 521万人，其中城镇常住人口8 225.99万人。全省年出生人口143.38万人，出生率为12.54‰，自然增长率为8.08‰，较2018年的12.79‰和8.24‰有较大下降。所选择的城市位于广东省中西部，是典型的山区城市。根据该市《国民经济和社会发展统计公报》，2019年全年出生率为11.86‰，自然增长率为7.26‰，虽明显高于全国水平，但这两个数据在2018年分别为13.09‰和8.59‰，这与目前全国普遍存在的低生育问题表现一致，该市同样面临着生育率下降的问题。通过对该市人口二孩生育意愿的数据分析，能够为全国其他地区人口的二孩生育意愿改善提供参考。

根据国际定义，育龄妇女年龄界限为15～49岁，而我国《婚姻法》规定：“结婚年龄，男不得早于二十二周岁，女不得早于二十周岁”。以我国法定的最低结婚年龄为起点，结合我国婚姻、家庭和生育的实际情况，本研究中所界定的育龄人群是指年龄在20～49岁之间，长期（三年以上）居住在城市或乡村的男性和女性。面向该市目标人群发放并收回问卷205份，变量相关分布情况如表1所示。

表1 变量描述

（三）分析策略

文章采用Charles C.Ragin始创的、以集合论为基础的定性比较分析（QCA）方法，主要考虑以下两点因素：

第一，影响二孩生育意愿的因素十分复杂，多变量交互作用下的二孩生育意愿问题，难以通过变量独立作用或两两交互作用的常规统计分析满足研究需求，必须从整体性关系出发探讨众多因素间复杂的共同作用，QCA方法对此类研究较为合适。该方法专注于挖掘对被解释结果有解释力、由大量前因要素组成的相似或相异类型［29］，能够较好地支持本研究，清晰识别出二孩生育高意愿产生的不同前因条件构型。

第二，全面二孩生育政策自2015年颁布以来，已经实施4年多，但生育率并未达到预期的水平，反而在下降，这说明目前面向全人群的政策及相关激励措施，并未能有效改善育龄人群的生育意愿。拥有较高生育意愿的人群究竟有什么特征，他们已拥有了哪些条件，这需要使用QCA归纳出不同人群产生高生育意愿的必要条件和充分条件，从而可以为同类特征群体（但缺乏相关条件）提供针对性的政策支持或保障。QCA方法是以集合论和布尔运算作为基石，探究前因条件组合（简称组态）如何引致被解释结果出现可观测的变化［30-31］，可以实现对二孩生育意愿人群组态特征的提炼。在完成对群体特征描述的同时，兼顾个体之间二孩生育意愿的诉求差异。

需要说明的是，QCA最早是为了满足社会学、政治学等社会学科开展小样本的跨案例定性比较分析［29，32］，因此，有效处理小样本数据是QCA的一大特点。QCA对10～15之间的小样本案例研究，16～50之间的中等样本案例研究，抑或是100个以上的大样本案例研究都是适用的［30，33］。本研究的数据根据性别和城乡分组后，每组人数在41～62之间，属于中等样本。通过QCA对四组人群进行统计分析和整体分析，在提升外部效度的同时，尽力保留案例的异质性与案例分析的深度［34］。此外，结合本研究中部分变量的取值特征，本文从QCA的三种方法中，选用模糊集定性比较分析（简称fsQCA）。

（四）数据整理及校准

由于研究数据涉及多个不同取值范围，在进入QCA分析之前，需要对数据进行校准（见表2）。考虑到研究目的和变量特征，使用fsQCA对年龄、受教育程度、健康水平和家庭月收入进行模糊集校准，根据样本数据的特征，将3个锚点分别设定为样本数据的高值、高值与低值的均值、低值。通过XY Plot对3个变量进行校准后的检验，符合平均分布的特征。

性别、居住地、兄弟姐妹数量、理想子女数量、有老人帮助和一孩性别设定为清晰集。

表2 数据校准说明

三、城乡比较分析

首先对四类人群进行分类，对每类人群的生育意愿进行子集分析，发现各组人群的一致性分别达到1.000（城市男性）、0.988（乡村男性）、0.794（城市女性）和0.958（乡村女性），可进一步展开研究。

进一步分组进行充分条件分析，对结果变量（二孩生育意愿）进行赋值，参考前人的建议［31］，一致性阈值大于0.8赋值为1，否则为0。这里的1对应高生育意愿，0对应非高生育意愿，并得到城乡女性高生育意愿和城乡男性高生育意愿的结果。根据充分条件分析发现，在女性的生育意愿结果中，55位城市女性中仅有3例拥有高生育意愿（5.5%），而62位乡村女性中52位拥有高生育意愿（83.9%）。在男性的生育意愿结果中，41位城市男性中有30位有高生育意愿（73.2%），47位乡村男性中有29位有高生育意愿（61.7%）。这揭示出一孩育龄人群中，城市女性人群出现高生育意愿的比例是最低的，并明显低于另外三类人群。

此外，四类人群的必要条件分析显示，城市男性达成高生育意愿的必要条件只有“理想子女数量”；乡村男性和城市女性达成高生育意愿的必要条件是“理想子女数量”和“有老人帮助”；乡村女性的必要条件在“理想子女数量”和“有老人帮助”的基础上，还增加了“兄弟姐妹数量”。

在分析组态之前，有两点需要说明：

第一，在进行真值表处理时，城市女性人群的高生育意愿结果非常少，因此在保留样本记录时N＝1。而乡村女性、城市男性和乡村男性的组态记录比较丰富，如果N也设为1，最后的组态种类较多，一致性反而会下降，因此，在比较四组人群高生育意愿的出现频率时，统一取N＝1。而在后面的组态分析中，对城市男性、乡村男性和乡村女性仅保留N＝2的组态，以实现在归纳人群特征的同时兼顾结果的精炼性。

第二，由于模糊集的定性比较分析会得到3类解：复杂解（不包含逻辑余项）、简约解（包含逻辑余项，但不评价其合理性）以及中间解（仅限于将符合理论和实际知识的逻辑余项纳入解），其中，中间解的一个优点是它们不允许消除必要条件，一般而言，中间解优于复杂解和简约解［35］。因此，在后续的组态分析中，将结合中间解和简约解开展。根据简约解和中间解来区分组态的核心条件和边缘条件：若一个前因条件同时出现在简约解和中间解中，则为核心条件，它是对结果产生重要影响的条件；若此条件仅出现在中间解中，则将其记为边缘条件，它是起辅助作用的条件［30］。

（一）城乡女性高生育意愿组态分析

设定两组人群中必要条件变量的出现会引发高生育意愿，模糊集分析得出城市女性产生高生育意愿的组态（路径）有2条，且2个组态的一致性指标分别为0.81、0.92，构成了城市女性高生育意愿的充分条件，而解的总体一致性指标为0.84，则说明覆盖绝大部分案例的2个组态一致性较高。模型解的总覆盖度为0.36，说明2个组态解释了城市女性约36%的高生育意愿原因。与此同时，乡村女性产生高生育意愿的组态（路径）则达到3条（城市女性以N＝1保留后仅有2个组态，若乡村女性同样以N＝1保留，可获得7个组态，远远超过城市女性），一致性指标都保持在0.77以上，3个组态覆盖了超过2／3的案例，不仅构成了乡村女性高生育意愿的充分条件，而且解释了约67%的高生育意愿原因。相关情况详见表3。

表3 城乡女性具有高生育意愿的必要条件和组态

续表3

从两类女性人群的组态分布来看，理想子女个数和有老人帮助是所有女性高生育意愿的核心条件。在健康水平方面，两类人群也比较统一，健康水平并没有影响她们的二孩生育意愿。但她们也有明显的差别，譬如城市女性会更注意年龄的要素，尽管对年龄高低各有不同的偏好。而乡村女性在年龄条件上比较统一，年龄是三组高生育意愿的边缘条件，并且她们都希望在更低的年龄生育二孩。在受教育程度和收入方面，高生育意愿的女性普遍受教育程度和收入都较高，但在乡村女性的三类组态中不完全一致。下面分别对城市女性和乡村女性做进一步解析。

（1）城市女性：从组态的要素构成来看，两类城市女性人群在年龄、一孩性别以及兄弟姐妹数量上都存在差别，尤其需要关注的是在两类组态的核心条件中，城市女性自身年龄和一孩性别存在完全相反的情况，即当城市女性受教育程度高和高收入作为核心条件时，低龄女性会因为已有男孩而愿意再生育二孩（CFA）；而当受教育程度高和高收入成为边缘条件时，高龄女性会因为已有女孩而希望再生育二孩（CFB）。

（2）乡村女性：除共同的必要条件和核心条件外，三类乡村女性也存在显著的差别，这三类人群分别对应原本就希望有多个孩子的乡村女性（RFA）、高收入乡村女性（RFB）以及一孩是女孩的乡村女性（RFC）。其中，第三类RFC组态的独立解释力（28%）远超过另外两类组态（14%和6%），说明当下乡村女性生育二孩的一个重要驱动力就是生育一个男孩。此外，受教育程度低的乡村女性如果有一个较高的理想子女数量，她也会拥有高生育意愿。因高收入而拥有高生育意愿的乡村女性也存在，但可解释的人群规模较小。

（二）城乡男性高生育意愿组态分析

城乡男性之间的差距相较城乡女性的差距要小很多。仍考虑结论的精炼性，以N＝2进行保留，城市男性和乡村男性产生高生育意愿的组态（路径）分别有4条和3条。前者4条组态的一致性指标分别为1，1，0.92和0.93，并解释了54%的高生育意愿原因。后者3条组态的一致性指标也都在0.83以上，解释了48%的高生育意愿原因。相关情况详见表4。

从组态路径看，理想子女数量是男性拥有高生育意愿的共同核心条件，而有老人帮助也分别是乡村男性的核心条件和城市男性的边缘条件。在健康方面，他们没有出现高健康水平的条件，也非常统一，这可能与二孩生育的人群特征有关。样本对象的年龄在育龄人群中相对偏高，体能上相对会弱些。在生育年龄上，乡村男性与乡村女性一致，尽管不是核心条件，但他们都希望非高龄时生育二孩，而城市男性在年龄上并不统一。

表4 城乡男性具有高生育意愿的必要条件和组态

进一步对城市男性和乡村男性的生育意愿分别进行探讨。

（1）城市男性：城市男性高生育意愿的核心条件除理想子女数量外，还有高收入和有兄弟姐妹，并分别对应两条路径（CMA和CMB）。高收入组态（CMA）又分为CMA1和CMA2，这两组城市男性的主要区别在于，CMA1是低龄、无兄弟姐妹且一孩为男孩的人群，CMA2是高龄、有兄弟姐妹且一孩为女孩的人群，两类人群的独立解释力分别为11%和6%。有兄弟姐妹的人群中，CMB1和CMB2在年龄、受教育程度、收入和一孩性别方面存在差别，独立解释力分别为18%和3%，所以CMB1可代表的人群范围更广一些，此类人群的高生育意愿并不受一孩性别和受教育程度的影响，与城市女性差别较大。

（2）乡村男性：乡村男性的高生育意愿组态中，RMA、RMB和RMC是三条乡村男性的高生育意愿的形成路径。其中，RMB可以解释乡村男性17%的高生育意愿，而这17%的乡村男性的重要特征就是高收入；RMA可以解释14%的高生育意愿，这一人群的特征是一孩是女孩；RMC可以独立解释4%的高生育意愿，其主要特征是受教育程度低且没有兄弟姐妹。具体来说，除拥有相同的“理想子女数量”和“有老人帮助”两个核心条件外，乡村男性拥有高生育意愿主要有这样三类比较典型的路径：第一类，收入较高（说明经济条件较好），有兄弟姐妹且受教育程度高的人群（RMB），一孩性别完全不影响他们的二孩生育意愿，此类人群的生育意愿比较纯粹；第二类，一孩性别为女孩、低收入但有兄弟姐妹的人群（RMA），这与前面的第三类乡村女性（RFC）存在相似的特征，并在乡村男性中占有不小的比例；最后一类是受教育程度低且没有兄弟姐妹的乡村男性，与此同时，他还有低龄、低收入以及一孩为男孩的要素特征。

四、结论与讨论

考虑到生育是以家庭为单位的行为，文章对城市和乡村家庭进行综合对比，探讨不同因素与高生育意愿的可能关联，进一步了解当下城乡夫妇二孩生育意愿的内在特征以及育龄人群的真实诉求，总结如下：

（一）组合之间的差异说明需要更灵活的生育政策

“影响育龄妇女生育的因素是多方面的”已成为共识［37-38］，但现有的研究方法制约了我们对多因素的因果分析。文章通过对城乡男女数据的比较分析，将四组人群中拥有高生育意愿的典型人群的特征比较清楚地刻画出来。可以发现，由于性别、城乡等不同因素，四类人群的差异非常大。如相对于其他三类人群，城市女性的二孩生育意愿非常低，其生育意愿的改善更需要得到重视，此类人群生育意愿的提升将能够显著提高整体生育意愿水平，应进一步了解此类人群的偏好和需求，给予精准化的政策支持。

再如，高收入是城市男女高生育意愿的重要条件，虽然乡村男性中也有高收入类，但还有其他组合情况，这可能是因为城市的生育成本和教育成本较高，因此高收入成为他们高生育意愿的充分条件。但在乡村男女的组态中，高收入人群都只是产生高生育意愿的三类组态中的一种，相较于城市人群，其充分性会低一些。乡村人群也有自己的特征，想生男孩是乡村男女高生育意愿的最大驱动力，并在乡村男性和女性中具有一定的典型性。此外，面向一些发达的大城市（如上海）的研究显示，城乡居民的生育意愿均不断减弱并且二者逐渐趋同［39］，这从侧面说明社会和经济环境的变化发展确实会影响人们的生育意愿。但现阶段城乡差异在大部分地区仍有体现，需要对此多加考虑。

目前的政策是面向所有育龄人群实施的，并不具有差异性。但从分析结果来看，产生高生育意愿的路径并非单一的，这说明未来的人口政策也应当灵活化，避免一概而论，多渠道、细节化的设计可以为不同人群提供其所需的组合激励或保障措施，增加生育人群的选择权，缓解不同人群的生育压力，最终改善其生育意愿。

（二）幼儿照护压力是制约高生育意愿的关键

四组研究对象除了在“高理想子女数量”上达到了高度一致之外，在“有老人帮助”这个要素上也达成了高度一致，除城市男性将它作为边缘条件外，其余三类人群都将其作为高生育意愿的核心条件。这说明随着孩子数量的增加，孩子的看护成为问题，家庭成员的负担也随之加重，“有老人帮助”能够为二孩照护提供较好的支持力量，极大地促进了二孩生育意愿。因此，未来在人口政策制定方面，应当考虑进一步加强对幼儿照护的社会支持，减轻育龄家庭因此面临的压力。

（三）各类因素对二孩生育意愿的影响是复杂的

在已有的研究成果中，有些结论是存在差异的，这在本研究中也得到了一些回答。譬如，受教育程度对二孩生育意愿的影响，目前更多的意见认为是抑制作用［40-41］，但通过组态分析发现，拥有高生育意愿的两个城市女性组态都具有受教育程度高的特征；而对于乡村女性，第一类组态中受教育程度低才是高生育意愿的核心条件，而另外两组则完全不受受教育程度的影响。因此，前人关于受教育程度与高生育意愿之间的分歧，可能是因为样本的差异导致的，亦或者存在其他的因素，扰乱了受教育程度对生育意愿的影响。

同样情况的还有收入水平，根据组态分析结果，具有高收入不等于拥有高生育意愿，在乡村男性和女性的高生育意愿路径中，2／3的组态中非高收入才是高生育意愿的充分条件。因此，开展相关政策设计时，经济帮助未必适合所有的人群，可能存在随着家庭收入增加生育意愿下降的情况，应结合政策受众的特征进行区分，才能更好地引导不同类别的育龄人群。

上述结论提醒我们，关于受教育程度和收入水平对二孩生育意愿的影响，未来可面向不同人群开展进一步的探讨和比较。

（四）理想子女数量与生育意愿的差距：内生且感性

从前面分析可以看到，高理想子女数量是拥有高生育意愿的必要条件，这在一孩育龄人群（所有城乡男女）中达到高度的一致，是所有人群高生育意愿的前因条件。而理想子女数量是主观性指标，是综合文化、习俗等所形成的个体认知的结果，是一种内生性的驱动力。风笑天指出城市一孩育龄人群的二孩生育动机已经从传统的“为家庭生孩子”“为自己生孩子”转变为“为孩子生孩子”，传统的生育动机已经退到很不重要的位置上［42］。这些动机在发生变化，最后反映在结果上就是理想子女数量的多少。如果育龄人群认为自己只需要生育一个孩子，甚至不认为自己一定要生育孩子，那么这将是对生育意愿最大的阻碍。改变人们的理想子女数量，是一个更综合、更复杂的长期积累过程。研究还发现，原生家庭子女数量（兄弟姐妹数量）在乡村女性群体、部分城市女性以及大部分男性群体中以核心条件或边缘条件发挥作用，促进高生育意愿的产生，即当人们自己拥有兄弟姐妹时，他们会更倾向于生育一个以上的孩子。据此推断，如果原生家庭包含多个子女，那么在同等条件下，该家庭的子女也更愿意生育两个（或两个以上）孩子。在人口政策放宽的趋势下，也许可能会出现某种迭代效应。与此同时，也需要考虑一直推行的独生子女政策是否存在类似的迭代作用。