一、研究背景

2016年1月1日，修订后的 《中华人民共和国人口和计划生育法》第十八条第一款明确规定： “国家提倡一对夫妻生育两个子女。”至此，中国生育政策进入了 “全面两孩”的新历史阶段。 “全面两孩”生育政策的实施是基于人口总量即将实现零增长及其后的长期负增长，劳动适龄人口比重和总量都不断下降，老年人口比例和规模不断提高，社会抚养比不断加大等中国人口的新特征、新变化的背景，其目的是适度缓解老龄化，适当延缓劳动力人口减少的速度，提高人口素质，提升家庭发展能力，并且对人口增长的趋势不会产生大的影响 （原新，2016）。然而，政策的合理性并不意味着政策会成功， “全面两孩”生育政策能否实现预期目标取决于育龄妇女二孩生育行为的落实。

影响二孩出生规模大小的关键因素至少包括两方面：一是已生育一孩育龄女性的总量及其年龄结构，二是育龄妇女的二孩生育意愿、生育决策及生育行为。早在生育政策调整之前，王广州、张丽萍 （2012）以1985年以来全国大型人口抽样调查数据为基础，分析生育水平、生育意愿与生育潜力的基本状况和主要特点，对育龄妇女生育意愿与生育潜力的变化范围进行估计，并提出，中国育龄妇女的生育意愿低于更替水平，二孩生育目标占绝对优势，潜在二孩生育的比例不到50%， “单独”二孩政策不会引起很大的出生人口堆积。

此篇文章主要是讲述了马铃薯脱毒种薯的情况，分析存在的不足，从而提出增强种薯生产经营管理，规范脱毒种薯生产情况，健全种薯繁育、推广和质量保证，从而增强建设种薯检测体系，改良检测方法，确保种薯质量的建议等。

然而，生育意愿并不等同于生育行为，二者之间的差距会影响二孩及整个出生人口规模的准确测算，在 “全面两孩”生育政策背景下，认清生育意愿与生育行为的差距，是把握中国未来生育水平变化的关键 （王军、王广州，2016）。张丽萍、王广州 （2015）通过构建队列终身二孩生育意愿方法对我国育龄人群生育意愿与生育计划进行测算发现，育龄人群意愿生育水平较低且保持稳定，全部育龄人群的二孩终身生育意愿稳定在55%左右。由此可见， “全面两孩”生育政策似乎很难全面落实，很难实现使生育水平达到更替水平的预期目标，对中国未来生育水平的提升作用有限。那么，如何提高育龄人群的生育意愿，或者说，影响或制约着育龄人群的二孩生育决策的因素有哪些？宏观层面的生育水平是由微观层面众多个体的生育行为共同决定的，因此，对于育龄人群生育行为、生育决策、生育意愿等方面的影响因素分析不仅具有一定的学术价值，还能为中国生育政策调整、相关配套措施的出台提供更为切实可行的决策支持。

二、相关研究

（一）从生育意愿到生育行为

宏观层面的生育水平取决于微观层面个体生育行为的践行，二者的关系比较明确。为预见个体的生育行为，生育意愿的研究一直备受关注 （侯佳伟等，2014）。然而，在过去几十年中，实际生育水平 （即生育孩子数）与生育意愿的偏离已是不争的事实，且同时发生在发达国家和发展中国家 （杨菊华，2008）。

[3]王军，王广州.中国低生育水平下的生育意愿与生育行为差异研究[J].人口学刊，2016（2）

根据以往研究经验，在 “全面两孩”生育政策背景下，育龄妇女的二孩生育也可以看做是一个从意愿到行为的序列决策和逐级转化过程，即生育动机→生育意愿 （或偏好）→生育计划或决策→生育行为四个环环相扣的层次，生育动机、生育意愿、生育计划或决策是逐渐接近生育行为的三个层次，其中，生育决策更有可能转化为生育行为，或者说，生育决策是与个体生育行为偏离更小的指标，并最终影响宏观层面的生育水平。

（二）西方生育决策的理论研究

在以往严格的生育控制政策之下，个体生育决策的空间很小，真正对个人生育决策产生实际影响的因素也很少，因此，国内有关生育决策的研究大多集中于理论的探讨和解释框架的构建（李建民，2004）。然而，在西方经济学领域，各种因素与生育决策关系讨论则比较多。

莱宾斯坦是最早用经济学理论来研究生育的学者之一，他认为，影响家庭生育决策的因素是基于收入水平对孩子的成本和效用的比较 （庄渝霞，2009）。首先，他提出了孩子效用和负效用的概念，孩子效用主要由直接效用、间接效用和保障效用三部分构成，孩子的负效用由养育费用和机会成本两部分构成。其次，他运用价格理论和供需理论研究夫妻的生育意愿，并认为，孩子需求与消费、就业一样，存在着供需关系，这种供需关系随着价格的变动而变动。夫妻生育是追求效用最大化，当孩子的边际效用大于边际负效用时，夫妻便会决定继续生育。最后，他分析了收入效应对于生育的影响，并认为，收入的增加使孩子的总效用趋于减少，负效用增大；所以，随着收入水平的提高，家庭中的孩子数量将趋于减少。贝克尔也认为收入是影响家庭生育决策的因素，基于西方国家随着收入增加而生育率不升反降的事实，他创建了孩子数量—质量转换理论，即家庭对孩子的需求正如对消费品的需求一样，随着收入的增加，将会增加对优质物品的需求，家庭更愿意通过增加孩子的支出来改善孩子的质量，也就是说，收入对家庭生育决策的影响是基于孩子数量和质量关系考量，收入增加会减少生育数量 （Becker，1960）。但是，近年有实证研究表明，家庭经济资源的增加会消除了对孩子数量－质量的限制，社会经济地位更高的家庭有足够的资源养育更多的孩子（Ekert-Jaffé等，2002）。可见，经济因素尤其是收入与生育决策的关系可能非常复杂。

其中H1～H7使用+15V直流电源供电，H8使用+5 V直流电源供电.电压霍尔传感器H1～H7通过接线端子J5～J11与电池板相连（图2）产生霍尔效应，得到0～5 V的电压信号.将太阳能电池板输出电流导线穿过带有电流感应孔的电流霍尔传感器H8输出额定值为0～2.5伏直流电压信号.上述电压信号连接单片机U1的A/D引脚（图3），将分压电阻R101～R108（图2）放在单片机U1与霍尔传感器之间，防止感应电压过高而损坏单片机.

对所有育龄妇女个人及其家庭而言，从生育意愿到生育行为是一个需要时间逐级转化的过程，个体之间的差别在于这个过程的起止时间、所需时长和转化结果的不同，因此，只有对育龄妇女进行长期追踪调查才能获得该总体生育决策转换过程及其影响机制的准确资料。然而，对 “全面两孩”生育政策的实施效果、相关配套措施的制订、完善而言，长期追踪调查缺乏政策研究要求的时效性，不能在较短时间内满足育龄妇女及其家庭的二孩生育需求。为此，本研究采用类回顾式的调查方式来测量 “准生”育龄妇女的二孩生育决策。

1974年，莱宾斯坦提出包括社会地位观念在内的相对收入假说，认为影响家庭生育决策的因素是相对收入或社会地位 （李建民，2004）。莱宾斯坦认为，随着经济水平的提高，社会地位高的群体想维持其地位，就要超比例地增加反映其地位的消费支出，在收入一定的制约下，就必须减少对孩子的需求，导致社会地位高的群体对孩子的需求量比社会地位低的群体要低；然而，在社会地位相同的群体内部，富裕家庭更有能力满足对孩子的需求，因此，同一阶层内部相对收入较高的家庭会拥有更多孩子。

最后，不同在业情况 “准生”育龄妇女二孩生育决策的影响模式差异很大。职业女性的二孩生育决策是基于家庭经济基础、母亲生育的机会成本、家庭资源和支持因素等方面综合考量的理性选择结果，可以说，她们的二孩生育面临着工作-家庭-生育三者平衡的困境。

可见，在西方经济学领域，生育决策是以家庭经济水平和社会地位为基础，家庭成员尤其是母亲出于各种成本与收益综合考量后的理性选择结果。

三、研究设计与理论假设

（一）研究对象的选取

此次调查结果显示 （见表1），在 “全面两孩”生育政策背景下， “准生”育龄妇女决定生育二孩的比例不到一半，决定不生育二孩的比例超过五分之一，对二孩生育犹豫不决即不确定者接近三分之一。从不同年龄段来看，35-49岁 “准生”育龄妇女的生育决策更加明确，她们决定不生二孩的比例比15-34岁非高龄段者高出近28个百分点；相反，15-34岁非高龄段 “准生”育龄妇女决定生育二孩的比例超过一半，比35-49岁高龄段 “准生”育龄妇女的这一比例高出近23个百分点。可见，35-49岁高龄段 “准生”育龄妇女是不能实现二孩生育的主体， “全面两孩”生育政策在15-34岁非高龄育龄妇女群体中落实的可能性更大。从在业情况来看，无工作 “准生”育龄妇女的生育决策更加明确，无工作 “准生”育龄妇女决定生育二孩的比例比有工作者的这一比例高近10个百分点，而有工作 “准生”育龄妇女决定不生育二孩及对二孩生育持不确定或随缘态度的比例皆高于无工作者。此次调查结果同时显示，有工作者占 “准生”育龄妇女的比例接近八成（为78.40%），因此，关注职业女性二孩生育决策的影响因素是非常必要的。

在 “全面两孩”生育政策背景下， “准生”育龄妇女都被赋予了相同的二孩生育机会。虽然不能排除因生理疾病等原因不能生育二孩者，但是，考虑到这一群体的比例非常低，且社会调查中难以识别，所以，可近似认为 “全面两孩”生育政策背景下， “准生”育龄妇女不存在二孩生育决策受限的选择性问题，进而降低了研究总体异质性对分析结果的影响。

（二）二孩生育决策的测量

假定“接地故障”发生在三个不同的位置（0 km，80 km，160 km）。表3给出了可变间歇时间控制混合方案获得的性能与预期结果之间的比较。

由于第一孩的生育已在2016年前完成，因此，在 “全面两孩”生育政策实施近一年之时询问“准生”育龄妇女的二孩生育决策是合适的， “准生”育龄妇女及其家庭成员不仅可充分理解新的生育政策，而且，二孩生意愿到决策、行动还有充分的时间得以转化。然而，由于个体间二孩生意愿到生育决策再到生育行动转化的起止时间、所需时长皆存在差异，故而，在 “全面两孩”政策实施一年之久，仍然不能排除有一部分 “准生”育龄妇女尚未完成的二孩生育决策的转化。另外，还有一部分育龄妇女用更短的时间完成了这一过程的转化，不仅做出了二孩生育决策，还实现了二孩生育行为 （已怀孕或生育二孩）。总之，二孩生育决策的科学测量应该包括是否决定、决定的结果两个方面，即：决定生育二孩 （包括怀孕及生育、尚未怀孕二孩）、决定不生生育二孩、不确定或随缘。

（三）总体异质性的思考

在社会科学研究中，异质性一般被界定为差异性，它可以是个体层面上的变异性，也可以是群体层面上的总体异质性。对于总体的异质性，有些是可以观测的，或者说，研究者了解总体异质性体现在哪些方面或哪些维度；有些则是不可观测的，很难通过单一指标进行测量，甚至在很多社会调查中无法识别。由于很多统计方法是基于总体同质的假定，因此，为了得到更合理的认识或对更复杂的理论假设进行实证检验，可采用社会分组的方式处理可观测的总体异质性问题（谢宇，2012）。对于不可观测的总体异质性，通常要采用混合模型等特殊的统计方法。

虽然 “全面两孩”政策赋予了所有 “准生”育龄妇女平等的二孩生育权利，但是，对政策实施初期阶段的 “准生”育龄妇女而言，不同年龄段意味着不同的生理条件、生育基础。众所周知，妇女生育旺盛的年龄段集中在20-34岁，而对35岁及以上妊娠或34岁及以上怀孕的高龄孕产妇来说，胎儿宫内发育迟缓、先天畸形和早产、产程延长或难产的可能性都比较大。另外，王谦（2008）利用多次人口调查数据计算了育龄妇女的队列累计生育率，结果发现，中国1990年代以来生育水平持续下降，35岁及以上的育龄妇女基本达到了终身生育水平。因此，即使在相同的政策生育空间下，35-49岁高龄段与15-34岁非高龄段 “准生”育龄妇女的二孩生育决策及其影响因素皆可能存在差异。

当前，在中国既有的职场生态和家庭分工下， “全面两孩”生育政策的实施使职业女性所面临的窘迫渐渐凸显出来。由于基本公共服务保障不力，生育孩子所产生的教育、医疗等高额成本都被转嫁在家庭身上，而家庭由此产生的过量劳动、精力消耗、生活质量的损失，则被无意识、较大可能性地转嫁到育龄妇女身上；几乎同时，她们还要面对职场歧视、职场边缘人的尴尬以及就业困境。同时，结合西方经济学理论关于生育决策与母亲生育机会成本之间关系的论述，在业“准生”育龄妇女的二孩生育需求及二孩生育决策的影响因素必须予以关注。那么，在业情况的差异是否意味着 “准生”育龄妇女二孩生育决策的影响模式会有所不同呢？

导致外植体污染的原因有很多，各种微生物可能附着在外植体上，也可能附着在植物体内。组培中使用的培养基通常会添加较高浓度的糖分[7]，从而为外植体上的微生物繁殖和生长提供条件。带菌的外植体一旦接触培养基便能迅速繁殖，并排泄出对外植体有害的代谢毒素，影响茎段芽的正常诱导，导致外植体污染直至死亡。使用HgCl2消毒时，要注意消毒时间的控制，由于其具有较强的毒性，对微生物有很好的杀灭效果，若消毒时间过长，其毒性也会被外植体吸收，导致外植体中毒，甚至死亡。

（四）解释框架与研究假设

随着受教育程度的提高、初婚的推迟、劳动参与的普及、消费方式的变迁、育儿成本的提升和四十多年来计划生育政策的宣传倡导，社会经济因素对于人们的生育意愿和生育行为发挥着越来越重要的作用，育龄妇女及其家庭的生育决策变得非常慎重。对于第一个孩子的生育决策，育龄妇女大多出于爱情结晶、情感寄托等非经济因素的考虑；然而，对于第二个孩子的生育决策，她们可能较多地出于经济、时间和精力等生育的直接成本和机会成本的考虑。在 “全面两孩”生育政策背景下，二孩生育可以看作生育成本和预期获得的支持、收益之间的理性权衡，非常有必要建立并检验家庭经济基础、母亲生育的机会成本、家庭资源和支持等因素与二孩生育决策关系的解释框架 （见图1）。

  

图1 “准生”育龄妇女二孩生育决策的解释框架

家庭经济因素与生育决策的关系一直是西方生育理论讨论的热点问题。根据莱宾斯坦的孩子成本—效用理论，随着收入水平的提高，家庭中的孩子数将减少；贝克尔的孩子数量—质量转换理论也认为，随着收入的增加，家庭对孩子会由数量需求转为质量需求，进而减少生育数量；而Ekert-Jaffé等则认为，家庭经济资源的增加会消除对孩子数量－质量的限制，社会经济地位更高的家庭有足够的资源养育更多的孩子。那么，在 “全面两孩”生育政策的背景下，家庭收入对二孩生育决策会有怎样的影响呢？为此，可假设：家庭收入对二孩生育决策有显著影响 （假设1.1）。另外，根据莱宾斯坦的社会地位、相对收入假说，可假设：家庭主要成员的社会阶层地位对二孩生育决策有显著影响 （假设1.2）。

贝克尔的时间分配理论和家庭经济学理论都强调了母亲的在业情况、收入、地位等机会成本因素对生育决策的重要影响。同时，现代化、工业化的发展和社会分工的细化，以及科技产品在家庭劳动中对人力的代替，将女性从家庭中解放出来 (Stevenson&Wolfers，2007)，女性劳动参与率的提高和工资水平的提升进一步使得这种传统的家庭内部分工逐渐弱化，女性生育的机会成本提高。因此，可以假设： “准生”育龄妇女生育的机会成本对其二孩生育决策有显著影响，并可具体为：她们的在业情况对其二孩生育决策有显著影响 （假设2.1）；她们的收入在家庭收入中的重要性对其二孩生育决策也有显著影响 （假设2.2）。

改革开放以来，在快速的人口转变和巨大的社会变迁过程中，中国家庭也发生了翻天覆地的变化 （彭希哲、胡湛，2015）。一方面，受计划生育尤其是独生子女生育政策的影响，家庭规模加速小型化；另一方面，随着 “单位制”和人民公社制度的解体，原本国家所承担的抚幼、教育、养老等的公共服务，在市场化下转由家庭来承担，家庭中作为 “上有老，下有小”的中青年群体承担着巨大的责任，育龄妇女也成为了个人发展、家庭负担和生育责任之间冲突最为集中的群体。在这种情况下，家庭资源尤其是家庭支持因素对二孩生育决策发挥了至关重要的作用。根据社会支持理论，个人可以通过从他人或团体等社会关系网络中获得资源，来缓解源于工作和生活的压力与冲突，个体面临不同生活压力来源时需要不同类型的支持 （黄桂霞，2014）。从支持来源看，社会支持可以分为单位支持、家庭支持等；从性质来看，主要包括经济支持、照料支持、情感和精神支持、信息支持等。在 “全面两孩”生育政策实施初期，单位、社区、地区等中观、宏观层面的政策配套措施及相关公共服务还有待完善，因此，本研究仅能考虑家庭资源和家庭支持因素对 “准生”育龄妇女二孩生育决策的影响，可具体为：家庭成员规模对她们的二孩生育决策有显著影响 （假设3.1），家庭成员提供照料支持的可能性对她们的二孩生育决策有显著影响 （假设3.2），家庭成员提供精神支持的可能性对她们的二孩生育决策有显著影响 （假设3.3），家庭成员提供回归工作状态或事业支持的可获性对她们二孩生育决策有显著影响 （假设3.4）；

本研究利用2016年11月底中山市二孩生育群体状况及需求调查数据，以2016年1月1日前已生育第一个孩子且仅有一个孩子的婚内育龄 （15-49岁）妇女为研究对象，在包括家庭经济基础、母亲生育的机会成本、家庭资源和支持等因素的解释框架下，分析了 “全面二孩”生育政策实施近一年时期内二孩生育决策的影响因素。结果发现：

（五）统计方法

本研究二孩生育决策的测量设计不仅反映了从生育意愿到生育行动的转化结果，而且，决定不生二孩、不确定、决定生二孩三个类别还能表达 “全面二孩”生育政策实施以来 “准生”育龄妇女二孩生育意愿的强烈及迫切程度的逐级深入，因此，为简化数据分析结果，本研究采用序次逻辑斯蒂回归模型①数据分析所涉及的所有序次Logit回归模型皆基本通过了序次平行假定检验，可以说，本研究因变量不仅在概念含义上符合定序测量，在统计分析中也较好地实现了序次模型的拟合。（Ordinal Logistic Regression Model）。

四、数据与变量

（一）数据来源

本研究使用的数据来源于广东省中山市卫生与计划生育局与中山大学于2016年11月底联合组织的中山市二孩生育群体状况及需求的调查 （以下简称 “此次调查”）。此次调查采用多阶段、分层抽样法，涉及中山市所有镇、区 （共24个），每个镇、区随机抽取2-6个村、居社区 （抽取个数由镇、区人口规模决定）；然后，在每个村、居社区提供的15-49岁已婚、2016年1月1日前已育且目前仅有一个孩子的婚内育龄妇女抽样框中随机抽取50人进行问卷调查。全市共抽取70个村、居社区，共发放3500份问卷。调查结束后的数据核查结果显示， “准生”育龄妇女的有效问卷量为3114份，问卷填答情况良好，符合本研究的分析要求。

（二）变量描述

因变量为二孩生育决策。反映自2016年1月1日 “全面两孩”生育政策实施以来， “准生”育龄妇女的的二孩生育决策，分为 “决定不生育”、 “不确定”和 “决定生育”三个类别。

自变量。本研究解释框架中，家庭经济基础中的绝对收入和相对地位分别用家庭年收入和社会阶层地位认知得分来测量，家庭资源和支持中的成员规模和支持的可获性分别用家庭同住人数、若生育二孩家人帮忙照顾孩子、给予精神支持、给予回归工作或事业支持的可能性来测量，母亲生育机会成本中的工作情况和收入重要性分别用是否工作和家庭主要收入来源来测量。

控制变量分别为年龄、健康状况、受教育程度、户口性质、流动状况、第一孩性别和年龄、夫妻双方是否为独生子女。

总体分类变量为年龄段和在业情况，其中，年龄段分为35-49岁高龄段和15-34岁非高龄段，在业情况分为有工作和无工作。

五、分析结果

（一）“准生”育龄妇女的二孩生育决策

据修订后的 《中华人民共和国人口和计划生育法》，自2016年1月1日起，中国所有夫妇，无论城乡、区域、民族，都可以生育两个孩子。但是，由于孩次特征和年龄条件的限制，二孩生育决策的直接承担者是2016年1月1日前已经生育了第一个孩子且仅有一个孩子的婚内育龄（15-49岁）妇女 （以下简称 “准生”育龄妇女）。

简单地说，多用途。具体到眼前就是救援和救火这两个主要用途。因此，我们就不得不提及“鲲龙”AG-600具备的最大航程4500千米，最大巡航速度500千米/小时，最大航时12小时，可适应3级～4级海况，能适应75%～80%的南海自然海况等特点了。

 

表1 不同特征“准生”育龄妇女的二孩生育决策 单位:%

  

注:***表示 P＜0．001，**表示 P＜0．01，*表示P＜0．05。?

 

年龄段 在业情况二孩生育决策总体15-34岁35-49岁有工作 无工作已生育或已怀孕、决定生育但尚未怀孕46．1055．0032．2943．9653．89不确定/随缘33．2335．2530．1034．3029．36决定不生育二孩20．669．7537．6221．7416．75合计100100100100100有效样本量2681163110502102579差异显著性检验chi2值及显著度—316．70***18．51***

（二）“准生”育龄妇女二孩生育决策的影响因素分析

在控制个人特征、第一孩特征、夫妻是否为独生子女等特征的情况下，家庭经济基础、母亲生育的机会成本、家庭资源和支持等因素逐步纳入序次Logit回归模型，结果显示，上述因素对全部 “准生”育龄妇女的二孩生育决策皆有显著影响。

首先，较好的家庭经济基础对 “准生”育龄妇女的二孩生育决策有显著的促进作用。具体来说 （见表2模型2、3、4），家庭年收入越高，或者社会阶层认知得分越高， “准生”育龄妇女都显著地更倾向于决定生育二孩；而且，这种显著倾向并不随 “准生”育龄妇女生育的机会成本因素、家庭资源和支持因素的加入而发生明显改变。可以说，在 “全面两孩”生育政策背景下，家庭经济基础是 “准生”育龄妇女二孩生育决策的重要影响因素，收入越高或社会地位越高的家庭，越倾向于生育二孩。研究假设1.1和1.2得到证实。

事有凑巧，不久，《中国作家》杂志举办全国散文奖。评委包括中国散文学会会长林非先生在内有19位之多。评奖会由刊物副主编杨匡满先生主持。会上我看了参评的篇目，对匡满说：“据我看来，胡冬林写水獭的《拍溅》，比这次列出的所有参评作品精彩得多。”匡满说：“既然你认为好，那请你把《拍溅》复印19份，让评委们审读。”我立即复印了19份，请全体评委审阅。结果一致称赞，全票通过，又获了奖。这事不知被谁告诉了胡冬林，导致他进京领奖时特地到我家拜访。这是我和冬林认识的开始。

 

表2 “准生”育龄妇女二孩生育决策影响因素的序次Logit回归模型分析

  

注：1）因变量为已生育一孩女性的二孩生育决策，分为“全面两孩”生育政策实施期间已生育或已怀孕、决定生育二孩但尚未怀孕，二孩生育决策尚不确定或持随缘态度，决定不生二孩三类；（2）健康状况的参照类为不健康，受教育程度的参照类为大专以下，户口性质的参照类为农业户口，流动情况的参照类为外省流入，第一孩性别的参照类为男孩，第一孩年龄的参照类为2岁及以下，夫妇是否为独生子女的参照类为双方都不是，是否工作的参照类为有工作，家庭收入主要来源的参照类为育龄女性自己，若生育二孩家人能够帮忙照顾孩子的参照类为不可能，若生育二孩家人能够给我精神鼓励的参照类为不可能，若生育二孩家人支持我生育工作的参照类为不可能；（3）***表示P＜0.001，**表示P＜0.01，*表示P＜0.05；（4）括号内为标准误。

 

?年龄0.140***0.141***0.141***0.120***(0.011)(0.011)(0.011)(0.011)健康状况: 一般-0.033-0.034-0.0330.039(0.174)(0.175)(0.175)(0.180)健康-0.328*-0.264-0.274-0.068(0.171)(0.172)(0.172)(0.177)受教育程度:大专及以上-0.184**-0.085-0.165*-0.147(0.081)(0.084)(0.087)(0.090)户口性质: 非农户口0.0510.0870.1050.039(0.097)(0.097)(0.098)(0.100)居民户口-0.0200.0190.033-0.031(0.099)(0.099)(0.100)(0.102)流动情况: 本省-0.059-0.045-0.127-0.020(0.110)(0.110)(0.112)(0.116)第一孩性别: 女孩-0.566***-0.564***-0.558***-0.515***(0.080)(0.080)(0.081)(0.082)第一孩年龄: 3-4岁-0.293**-0.271**-0.307**-0.353***(0.122)(0.123)(0.124)(0.127)5-8岁-0.650***-0.643***-0.720***-0.738***(0.120)(0.120)(0.122)(0.125)9-14岁-0.784***-0.776***-0.842***-0.820***(0.144)(0.145)(0.146)(0.149)15岁及以上0.1780.1930.1150.159(0.204)(0.204)(0.206)(0.210)夫妇是否是独生子女:是0.321***0.320***0.318***0.327***(0.106)(0.106)(0.107)(0.109)家庭年收入(万元)-0.0134**-0.0141**-0.0123**(0.006)(0.006)(0.006)社会阶层认知得分-0.091***-0.095***-0.069***(0.025)(0.025)(0.026)是否工作:否-0.357***-0.553***(0.111)(0.115)家庭收入主要来源:丈夫-0.425***-0.395**(0.150)(0.155)夫妻双方差不多-0.341**-0.209(0.142)(0.147)双方父母及其他人-0.167-0.0388(0.234)(0.239)家庭同住人数(人)-0.0814***(0.028)若生育二孩,家人能够帮忙照顾-0.533***孩子:不确定(0.121)有可能-0.991***(0.115)若生育二孩,家人能够给我精神-0.102鼓励:不确定(0.161)有可能-0.683***(0.154)若生育二孩,家人能够支持我生-0.367**育后工作:不确定(0.164)有可能-0.311**(0.156)/cut1 3.528***3.117***2.549***0.400(0.352)(0.363)(0.391)(0.468)/cut2 5.329***4.929***4.373***2.358***(0.362)(0.372)(0.399)(0.471)LR Chi(2)577.30***600.36***625.19***856.22***Pseudo R2 10.(020.6711.1215.22有效样本量227_3097 width="

其次，生育的机会成本因素对 “准生”育龄妇女的二孩生育决策有显著影响。具体来说 （见表2模型3、4），无工作的 “准生”育龄妇女显著地更倾向于决定生育二孩，并且，相对 “准生”育龄妇女自己为家庭收入主要来源而言，丈夫为家庭主要收入来源者显著地更倾向于决定生育二孩，而且，上述显著倾向不随家庭资源和支持因素的加入而发生改变。可见，正如贝克尔在时间分配理论和家庭经济学理论中所强调的，母亲的机会成本因素对对生育决策有重要影响，为了谋求家庭总效用最大化，有工作或作为家庭主要收入来源的 “准生”育龄妇女更可能面临二孩生育与事业的严重冲突，更可能放弃生育。研究假设2.1和假设2.2得到证实。

最后，家庭资源与支持因素对 “准生”育龄妇女的二孩生育决策有显著影响。具体来说 （见表2模型4），家庭同住人数越多， “准生”育龄妇女显著地更倾向于决定生育二孩；类似地，相对于不可能获得的各种家庭支持者而言，在生育二孩时有可能获得家庭成员照料支持、精神支持、继续工作或回归事业支持的 “准生”育龄妇女都显著地更倾向于决定生育二孩。可见，在 “全面两孩”生育政策背景下，良好的家庭资源、充分的家庭支持对 “准生”育龄妇女的二孩生育决策有重要促进作用。研究假设3.1、假设3.2、假设3.3、假设3.4都得到证实。

另外，模型分析结果还显示 （见表2），年龄和第一孩特征对 “准生”育龄妇女的二孩生育决策有显著影响。具体来说，在其他因素相同的情况下，自己的年龄越小、第一孩为女孩的 “准生”育龄妇女都显著地越倾向于决定生育二孩，同时，在第一孩15岁以下时，第一孩年龄越大 （即两孩生育间隔越长）的 “准生”育龄妇女显著地越倾向于决定生育二孩。

（三）不同年龄段“准生”育龄妇女二孩生育决策的影响因素比较

用年龄段替换年龄因素后，年龄段因素及 “准生”育龄妇女二孩生育决策的影响因素仍然显著 （见表3模型5），并且，在其他因素相同的情况下，35-49岁高龄段 “准生”育龄妇女显著地更倾向于决定不生育二孩。所以，将 “准生”育龄妇女按年龄段区分后进行二孩生育决策影响模式的比较分析时有必要的。

模型比较分析结果显示 （见表3模型6、7），家庭经济基础、母亲生育的机会成本、家庭资源和支持因素对两个年龄段 “准生”育龄妇女二孩生育决策的作用有所不同。具体来说：首先，家庭经济基础因素对二孩生育决策的影响力大大降低，家庭年收入对两个年龄段 “准生”育龄妇女的二孩生育决策皆无显著影响，社会阶层地位认知得分对15-34岁非高龄段者的二孩生育决策仍有显著影响，即社会地位自评越高越倾向于决定生育二孩；其次，母亲生育的机会成本因素对不同年龄段 “准生”育龄妇女二孩生育决策的影响有所不同，虽然不同年龄段有工作者皆显著地更倾向于决定不生育二孩，但是，自己是否为家庭收入的主要来源对35-49岁高龄段者的二孩生育决策不再有显著影响，而对15-34岁非高龄段者仍有显著影响，即丈夫为家庭主要收入来源的15-34岁 “准生”育龄妇女显著地更倾向于决定生育二孩。最后，家庭资源和支持因素对不同年龄段 “准生”育龄妇女二孩生育决策皆有显著影响。

民办高校仍有相当部分科研水平薄弱，缺乏企业工作经历，没有负责或参与过产品的研发和改进，因而对于大部分尤其是一毕业就进入高校工作的青年教师来说，在双创教育方面没有足够多的实践历练和心得体会，导致难以胜任双创教育工作。

（2）引导交流：有没有什么发现？（茉莉的特点：平淡无奇、洁白纯净、缕缕幽香、充满诗意；茉莉是本文的线索，让文章形散意不散，主题突出。）

由此可见，35-49岁高龄段 “准生”育龄妇女的二孩生育决策主要受家庭资源、支持因素及在业情况的影响，而不再由家庭经济基础因素所决定；相比而言，15-34岁非高龄段“准生”育龄妇女的二孩生育决策则仍受本研究假设涉及的各因素的影响。值得注意的是，在业情况、家庭资源和支持因素不分年龄段地显著影响着 “准生”育龄妇女的二孩生育决策。

另外，对不同年龄段“准生”育龄妇女而言，户口性质对其二孩生育决策的影响凸显出来 （见表 3模型 6、7），即与农业户口 “准生”育龄妇女相比，拥有非农户口的15-34岁非高龄段者显著地倾向于决定不生育二孩，而35-49岁高龄段非农户口者则显著地更倾向于决定生育二孩。随着城市化进程的加快，非农户口的15-34岁非高龄段 “准生”育龄妇女会越来越多，因此，户口性质与她们二孩生育决策的关联需要引起关注。同时，虽然年龄因素对不同年龄段 “准生”育龄妇女的二孩生育决策皆有显著影响，但是，对35-39岁高龄段者的作用幅度明显较大，即在高龄段“准生”育龄妇女中，年龄的提高对降低二孩生育倾向的作用更明显。

 

表3 不同年龄段“准生”育龄妇女的二孩生育决策影响因素的序次Logi t回归模型分析

  

?注：同表2。

 

?自变量 模型5:全体 模型6:15-34岁 模型7:35-49岁年龄0.065***0.264***(0.020)(0.027)健康状况: 一般0.109-0.0390.191(0.178)(0.248)(0.265)健康-0.040-0.1380.069(0.175)(0.242)(0.265)受教育程度:大专及以上-0.074-0.104-0.082(0.089)(0.120)(0.143)户口性质: 非农户口0.1260.325**-0.357**(0.099)(0.135)(0.156)居民户口0.0440.066-0.246(0.101)(0.135)(0.165)流动情况: 本省0.058-0.1540.241(0.114)(0.138)(0.219)第一孩性别: 女孩-0.495***-0.664***-0.399***(0.082)(0.107)(0.136)第一孩年龄: 3-4岁-0.169-0.326**0.088(0.125)(0.140)(0.405)5-8岁-0.368***-0.604***-0.324(0.116)(0.148)(0.318)9-14岁-0.312**-0.921***-0.343(0.138)(0.220)(0.298)15岁及以上1.106***0.924-0.086(0.179)(0.682)(0.334)夫妇是否是独生子女:是0.338***0.2080.332*(0.108)(0.143)(0.180)家庭年收入(万元)-0.012**-0.013-0.004(0.006)(0.008)(0.009)社会阶层认知得分-0.069***-0.102***-0.032(0.026)(0.035)(0.040)是否工作:否-0.589***-0.652***-0.516***(0.114)(0.152)(0.186)家庭收入主要来源:丈夫-0.398***-0.451**-0.255(0.154)(0.209)(0.240)夫妻双方差不多-0.192-0.226-0.135(0.146)(0.198)(0.228)双方父母及其他人-0.151-0.0970.010(0.236)(0.298)(0.434)家庭同住人数(人)-0.107***-0.071**-0.138***(0.028)(0.034)(0.051)若生育二孩,家人能够帮忙-0.575***-0.686***-0.436**照顾孩子:不确定(0.120)(0.169)(0.180)有可能-1.045***-1.132***-0.857***(0.114)(0.165)(0.165)若生育二孩,家人能够给我-0.067-0.111-0.125精神鼓励:不确定(0.160)(0.212)(0.262)有可能-0.626***-0.702***-0.754***(0.152)(0.205)(0.246)若生育二孩,家人能够支持-0.424***-0.245-0.407*我生育后工作:不确定(0.163)(0.237)(0.241)有可能-0.383**-0.187-0.329(0.155)(0.228)(0.226)是否为35岁及以上:是0.675***(0.110)/cut1-2.960***-1.610**6.808***(0.338)(0.714)(1.112)/cut2-1.050***0.6688.486***(0.333)(0.714)(1.125)LR Chi(2)777.84***254.54***386.98***Pseudo R2 13.**(.4516.84有效样本量_490_221_308

（四）不同在业情况“准生”育龄妇女二孩生育决策的影响因素比较

根据在业情况对 “准生”育龄妇女分组后的模型比较结果显示，不同在业情况 “准生”育龄妇女二孩生育决策的影响模式存在很大差别。具体来说 （见表4模型8、9），在控制其他变量的情况下，家庭经济基础、母亲生育的机会成本、家庭资源和支持因素对有工作 “准生”育龄妇女的二孩生育决策皆有显著影响；然而，对于无工作的 “准生”育龄妇女而言，除了生育二孩时家人提供照料支持的可能性外，其他经济、机会成本、家庭资源和支持等因素皆对其二孩生育决策皆无显著影响。

可以推测，有工作 “准生”育龄妇女的二孩生育决策不是 “自发”或“随意”的选择，而是一种深思熟虑的理性决策结果，可以说，二孩生育决策是职业女性在经济、资源等条件约束下追求家庭效益最大化的决策。

 

表4 不同在业情况“准生”育龄妇女二孩生育决策影响因素的序次Logit回归模型分析

  

?注：同表2。

六、结论与讨论

（一）主要结论

最后，基于总体异质性的考虑，高龄段 （35-49岁）和非高龄段 （15-34岁）、有工作和无工作的 “准生”育龄妇女二孩生育决策的影响模式可能存在差异，那么，这种差异对未来的生育问题意味着什么？又有着怎样的政策含义呢？本研究将对此进行描述、比较分析。

首先，中山市 “准生”育龄妇女决定生育二孩的比例不到一半，对二孩生育犹豫不决即不确定者接近三分之一，决定不生育二孩的比例超过五分之一。中山市 “全面两孩”生育政策的全面落实仍然任重而道远。

其次，二孩生育决策是 “准生”育龄妇女基于家庭经济基础、母亲生育的机会成本、家庭资源和支持因素综合考虑后的理性选择结果，经济压力、照料子女压力、女性自身事业上发展压力是二孩生育落实的障碍因素。

再次，15-34岁和35-49岁年龄段 “准生”育龄妇女二孩生育决策的影响模式有所不同。35-49岁高龄段 “准生”育龄妇女的二孩生育决策更多地由在业情况、家庭资源及支持等非经济因素所决定，与家庭经济基础的关联度不大；而15-34岁非高龄段 “准生”育龄妇女的二孩生育决策则受制于包括家庭经济基础、母亲生育的机会成本、家庭资源和支持等多方面因素。由于15-34岁非高龄段 “准生”育龄妇女仍然处于生育旺盛期，她们的二孩生育决策模式对未来生育水平的发展有重要的借鉴意义，因此，在关注35-49岁高龄孕产妇医疗、保健需求的同时，还要从全局和长远角度设计 “全面两孩”生育政策的配套措施，满足 “准生”育龄妇女的二孩生育需求。值得注意的是，在业情况、家庭资源及支持等非经济因素对二孩生育决策的显著作用在不同年龄段“准生”育龄妇女中是类似的。

贝克尔的有关家庭的时间分配理论和家庭经济学，把对家庭生育决策影响因素的关注焦点从孩子转移到了母亲，阐述了母亲的就业、收入、地位对于生育决策的重要影响。他认为，生育是家庭经济生产的重要组成部分，在时间与收入的约束条件下，夫妇在谋求家庭总效用最大化的前提下决定生育孩子的数量。他还特别强调生育机会成本的概念，生育的机会成本是由母亲的时间价格所决定。对于家庭而言，特别是有职业的母亲来说，生育将占用她们的大量时间，还会影响其收入。因此，在受时间与收入制约的条件下，为了谋求家庭总效用最大化，育龄妇女必须在生育与就业之间进行抉择；换言之，一个理性家庭关于生育和就业的决策行为是追求家庭效用最大化的结果，妇女生育还是就业、生育子女的个数以及如何抚养等都服从这一目标原则 （Becker，1965，1976）。

（二）讨论与建议

“全面两孩”生育政策是否能够落实，以及育龄妇女的生育决策由哪些因素决定是全社会普遍关注的问题。本研究发现，家庭经济基础、母亲生育的机会成本、家庭资源和支持是影响育龄妇女二孩生育决策的重要因素。因此，在 “全面两孩”生育政策的整体性配套措施设计上，应基于经济压力、照料子女压力、女性自身事业上发展压力这三方面的实证依据，改善社会服务的质量，提供符合二孩生育需求的公共产品供给，以促进 “全面两孩”生育政策的有效落实。

与其他因素相比，家庭成员规模及其提供各种支持的可能性是不同年龄段、不同在业情况育龄妇女的二孩生育的坚强后盾，因此，在 “全面两孩”生育政策的配套措施制订时，要重点考虑家庭支持政策的改进、完善和发展。本文认为，当务之急是大力发展托幼事业，以补充市场经济发展下对于母亲家庭-工作平衡和家庭发展支持的公共服务的缺位。比如，根据儿童成长的生命历程需要，加强对专业儿童健康照料和教育等服务行业的扶持；实施幼儿园低龄化服务，并延长托幼时间，提高托幼服务质量；鼓励各地政府从本地实际出发，制定托幼事业发展规划，增设质优价廉的公立育婴托幼机构和哺乳设施；并通过减免税收、适当补贴、用地租房优惠等方式，鼓励有条件的企、事业单位、社会力量开办托儿机构。

针对在职女性面临的工作-家庭-生育三者平衡的困境，建议保障女性的生育和就业权益等“全面两孩”生育政策的配套措施尽快出台。除了传统的生育津贴和产假的保障之外，还应加大对女性用人单位的奖励和优惠政策，以减轻企业由于女性劳动者的生育行为所需负担的成本，形成二孩生育成本的家庭、用人单位和国家三方共同分担的良性运作格局 （宋健、周宇香，2016）。

(2)若G=Mp(n,m),此时G={biaj:ab=ba1+pn-1},|G|=pn+m,故知biaj两两不同.容易计算

［参 考 文 献］

[1]原新.我国生育政策演进与人口均衡发展——从独生子女政策到全面二孩政策的思考[J].人口学刊，2016（5）.

[2]王广州，张丽萍.到底能生多少孩子?——中国人的政策生育潜力估计[J].社会学研究，2012（5）.

由于生育意愿是生育行为预判的重要参考指标，故而，人口学界对生育意愿的概念、层次、生育意愿到生育行为的序列决策和逐步演化过程的理论和实证研究成果非常丰富。生育意愿是出于个人或家庭对子女的偏好、考虑到各种限制条件后的生育愿望表达，包括期望生育的子女数量、性别、生育时间和间隔；也可区分为不同层次，即生育偏好和生育计划 （郑真真，2014）。从生育意愿到生育行为是一个序列决策和作用的过程，也就是说，生育经历了生育动机→生育意愿→生育打算→生育行为→生育率，这个过程可通过特征意愿计划序列模型 （Trait Desire Intention Sequence Model）加以概括 （Miller and Pasta，1995）。作为阐释生育行为决策过程的理论分析框架，该理论框架明确区分了生育动机、偏好、计划和行为，详细阐释了生育行为的形成过程：即生育行为始于生育动机、态度和观念，表现为生育偏好，然后，在考虑现实因素的基础上形成生育计划或打算，通过一些促进生育或抑制生育的行为，最后形成生育结果即生育行为。

[4]张丽萍，王广州.中国育龄人群二孩生育意愿与生育计划研究[J].人口与经济.2015（6）.

目前旅游业仍然缺乏成体系的监管法规，不利于旅游业的长远发展。相关部门应针对旅游业发展实际情况，完善相关监管法规，使旅游业实现规范、有序发展。增加监管和执法力度，对旅游业违规、违法行为进行合法的严厉惩处，能够为旅游业打造有序发展的大环境，为行业长远发展保驾护航，对管理和执法部门、旅行社和消费群体都有益处。

[5]侯佳伟，黄四林，辛自强等.中国人口生育意愿变迁：1980-2011[J].中国社会科学，2014（4）.

[6]杨菊华.意愿与行为的悖离：发达国家生育意愿与生育行为研究述评及对中国的启示[J].学海，2008（1）.

[7]郑真真.生育意愿的测量与应用[J].中国人口学科，2014（6）.

[8]Miller，W． and Pasta，D． 1995． "Behavioral Intentions:Which Ones Predict Fertility Behavior in Married Couples?"Journal of Applied Social Psychology 6:530-555．

[9]李建民.生育理性和生育决策与我国低生育水平稳定机制的转变[J].人口研究，2004（6）.

[10]庄渝霞.资本与行动：生育决策的跨学科研究[M].上海人民出版社，2009:18-26.

[11]Becker,.G．S．1960．An EconomicAnalysisofFertility，Demographicandeconomicchangein developed countries，Columbia University Press:209．

[12]Ekert-Jaffé，O．，Joshi，H．，and Lynch，K．2002． "Fertility，Timing of Births and Socio-Economic Status in France and Britain",Population(english edition)57:475－507．

对于非变位或等变位齿轮单星行星机构LgR和LgS,可以用构成行星机构各构件的齿数和模数表达,其同心条件的关系式为

[13]Becker,G．S.1965.A Theory of the Allocation of Time.Economic Journal,Vol.75（299）：493-517.

中国作为农业大国的基本国情尚未改变，修复、完善乡村道德体系，对提高整个中华民族素质，加速现代化建设进程，意义不言而喻。

[14]Becker,G．S.1976.The Economic Approach to Human Behavior． Chicago:University of Chicago Press 4:515-518．

[15]谢宇.社会学方法与定量研究[M]，社会科学文献出版社，2012：3-39.

[16]王谦.应用队列累计生育率分析我国生育水平变动趋势——兼与郭志刚教授讨论[J].人口研究，2008（6）.

[17]Stevenson B,Wolfers J． 2007． Marriage and Divorce:Changes and their Driving Forces． Journal of Economic Perspectives 21(2):27-52.

8月20日，证监会公布市场禁入决定，从当日起，对内幕交易人潘某采取10年证券市场禁入措施。在禁入期间内，潘某不得从事证券业务或担任上市公司、非上市公众公司董事、 监事、高级管理人员职务。

[18]彭希哲，胡湛.当代中国家庭变迁与家庭政策重构[J]，中国社会科学，2015（12）.

[19]黄桂霞.生育支持对女性职业中断的缓冲作用——以第三期中国妇女社会地位调查为基础[J].妇女研究论丛，2014（4）.

[20]宋健，周宇香.全面两孩政策执行中生育成本的分担——基于国家、家庭和用人单位三方视[J].中国人民大学学报，2016（6）.

[21]傅崇辉，王文军，曾序春.中国人口生育变化及影响因素——基于第六次人口普查的分析[J].南方人口.2012（5）.

[22]李龙，翟振武.生育一孩弱化二孩生育意愿吗?——基于北京市“单独”家庭的考察[J].南方人口.2014（5）.