一、引言

国家“十四五”规划纲要提出，要推动实现适度生育水平，减轻家庭生育、养育、教育的成本，释放生育政策的潜力。在第七次全国人口普查中，“三口之家”的传统模式改变，户均人口下降为2.62人，近10年的多孩政策让青少年比重回升，但同时生育率下降，说明多孩的边际效应递减。2003—2021年，我国处于20—39岁的育龄妇女占比下降。已婚育龄女性不愿意生育以及家庭抚养等问题，致使预期多孩政策与实际效果不相符。社会人口的下降也会带来人口红利的下降，与之伴随着我国产业转型、社会保障、经济可持续发展等诸多问题。2021年5月，中共中央政治局进一步优化生育政策，实施一对夫妻可以生育三个子女政策及配套支持措施。该政策着眼于我国人口结构变化，保持我国人口发展优势。生育更多的时候由女性抉择，已婚女性更容易受各种因素的影响，其中配偶支持理论在家庭与夫妻双方取得显著成果。这表明：从配偶支持角度出发，更能全面研究家庭中已婚女性生育多孩意愿的影响。

二、文献综述与研究假设

关于配偶支持(SpousalSupport)的研究，集中在社会学与心理学领域，我国学者关于配偶支持在生育上的研究主要分为三个方面：

第一，工作—家庭方面，丈夫的工作对家庭冲突和妻子的家庭对工作冲突对丈夫当前的婚姻质量有着直接的消极影响，工作家庭冲突的夫妻干预应聚焦在减少丈夫的家庭对工作冲突，提高妻子感受到的配偶支持[1]。由此，基于CGSS2017的数据及相关理论提出第一个假设。

假设1:配偶支持下工作—家庭支持对于已婚育龄女性群体生育意愿呈现正向的促进作用。

第二，配偶情感方面，夫妻亲密度水平越高，工作—家庭增益与配偶工作支持的正向关系越强[2]。由此，基于CGSS2017的数据及相关理论提出第二个假设。

假设2:情感支持对于已婚育龄女性群体生育意愿呈现正向的促进作用。

第三，经济方面，家庭的经济压力、自身所感知到的配偶支持都呈显著正相关；丈夫的养育压力不仅能够显著负向预测自身的婚姻质量，还能够负向预测妻子的婚姻质量；丈夫自身感知到的配偶支持水平在其养育压力对自身婚姻质量的影响中，起到完全中介作用[3]。由此，基于CGSS2017的数据及相关理论提出第三个假设。

假设3:配偶支持下经济支持对于已婚育龄女性群体生育意愿呈现正向的促进作用。

目前，学界对于低生育率，提出生育友好型社会，客观认识生育现状和未来发展趋势是构建我国生育友好型社会的基础和前提。在传统生育结构下，生育率的提升将依赖生育补偿效应的实现[4]。虽然生育政策几经调整，但依然处于超低生育水平，育龄群体生育意愿低迷，存在陷入“低生育率陷阱”的风险，亟须营造生育友好型的社会氛围[5]。

社会公平感是居民个体感知与其社会感知之间的指标，生育是导致城镇女性人力资本贬损的关键影响因素之一，社会公平感越强，人力资本越不易贬损[6]。社会公平感会从就业质量[7]、政府信任、民生保障获得感[8]、住房面积[9]等因素影响公民。这些因素与影响生育多孩的因素大量重合，从家庭向社会的引导，更能体现社会总体生育问题。从配偶支持到社会公平，再到影响生育友好型社会，这一机制关系尚无研究，配偶支持与生育友好型社会联系的研究存在空白。由此，提出第四个假设。

假设4:社会公平感在配偶支持对多孩意愿影响中起到中介作用，配偶支持有利于生育友好型社会的构建。

三、数据来源、变量设置与研究方法

(一) 数据来源

数据来源于2017年中国综合社会调查(CGSS)居民问卷A部分数据，总体上能够反映出中国社会的各方面基本情况。探讨的是已婚女性生育多孩意愿，一般而言，女性的生育期为15—49岁，此次调研最小的为18岁，因此筛选18—49岁的女性为研究对象。同时根据所选变量，将不符合要求的个案剔除，将缺失样本和“不清楚”“不便回答”删除，最终得到有效样本685份。

(二) 变量设置

1.因变量

因变量是生育多孩意愿，为方便研究，采用CGSS2017中的A37来表示该变量，即“如果没有政策限制的话，您希望有几个孩子”。在分析样本中，希望生育孩子数量合理值内最少为0个，最多为8个，平均值1.82,标准差0.642。为便于研究，本文围绕多孩将该因变量设为二分类变量，即希望的孩子数目在1个及以下为没有多孩意愿，赋值为0;希望的孩子数目大于等于2的为有多孩生育意愿，赋值为1。

2.自变量

以配偶支持的三个维度来探究影响育龄人群的多孩生育意愿的因素，其中：经济支持维度通过家庭收入满意度进行测量，对应问卷中的是“[我对家里的收入感到满意]您对以下观点的同意程度如何”,区别与对自己收入的满意程度，家庭收入是配偶间共同创造的财富，这里就体现了配偶支持下的经济支持；情感支持维度通过婚姻状况满意度进行测量，对应问卷中的是“总的来说，您对您的婚姻生活感到满意吗”;工作—家庭支持维度通过配偶工作时间进行测量，对应问卷中的是“一般配偶每周的工作时间为多少小时”。

3.控制变量

以个人基本情况为控制变量，包括年龄、户籍性质、初婚年龄、住房面积、受教育年限、社会公平感。

因变量、自变量及控制变量定义如表1所示。

(三) 研究方法

通过CGSS2017数据，对我国育龄群体生育意愿及影响因素进行分析。首先，对我国育龄群体多孩意愿的基本情况及特征进行描述性分析；其次，使用SPSS24.0中的二元Logistic回归方法分析我国育龄群体多孩生育意愿的影响因素。

四、配偶对育龄群体多孩生育意愿的影响因素实证分析

(一) 我国育龄群体多孩生育意愿描述分析

在分析样本中，希望生育孩子数量最少为0个，最多为8个，均值1.82,标准差0.642。总体来看，76.9%的育龄女性群体具有生育多于一孩的意愿，标准差为0.422。相关变量描述性统计分析数据如下所示：

在样本中，平均年龄为38.09岁；样本户口性质中农业户口229个(占33.4%),非农业户口456个(占66.6%);平均住房面积为121.92平方米；在样本群体对于社会公平感的认知中，认为完全不公平的有57人(占8.3%),认为比较不公平有190人(占27.7%),认为说不上公平不公平的有139人(占20.3%),认为比较公平的有291人(占42.5%),认为完全公平的有8人(占1.2%);在受教育年限变量中，没受过任何教育的有21人(占3.1%),只接受过小学教育的有125人(占18.2%),接受过初中教育的有212人(占30.9%),具有高中学历的有141人(占20.6%),具有大专及以上的学历的有186人(占27.2%);在初婚年龄变量中，平均初婚年龄为23.45岁；在经济支持维度中，采用家庭收入满意度变量，其中，对于家庭收入满意的有374人(占54.6%),对于家庭收入不满意的有311人(占45.4%);在工作—家庭支持维度中选择配偶工作时间变量，平均配偶工作时间为每周38.28小时；在情感支持维度下选择婚姻状况满意度变量，其中，对于婚姻满意的有603人(占88.0%),对于婚姻不满意的有82人(占12.0%)。

(二) 我国育龄群体多孩生育意愿影响因素分析

利用SPSS24.0中的二元Logistic模型进行分析，共设置了5个模型对我国育龄群体生育多孩意愿影响因素进行分析。模型一仅引入控制变量，模型二仅加入经济支持变量，模型三仅加入情感支持变量，模型四仅加入工作—家庭支持变量，模型五同时加入经济支持、情感支持、工作—家庭支持，分析结果如下所示：

模型一：

年龄：0.023*(0.014;1.023);户籍性质(农业户口=0):-0.089(0.244;0.914);

住房面积：0.005***(0.002;1.005);初婚年龄：-0.056*(0.033;0.946);

受教育程度：-0.063*(0.030;0.939);社会公平感：0.318***(0.092;1.375);

-2log-likelihood:689.645;Cox&SnellR2:0.071

X2:50.249****;有效样本：685

模型二：

年龄：0.022(0.014;1.022);户籍性质(农业户口=0):-0.085(0.244;1.005);

住房面积：0.005***(0.002;1.005);初婚年龄：-0.054*(0.033;0.947);

受教育程度：-0.071**(0.030;0.931);社会公平感：0.307***(0.093;1.359);

经济支持(不满意=0):0.323*(0.193;1.382);

-2log-likelihood:686.823;Cox&SnellR2:0.075

X2:53.071****;有效样本：685

模型三：

年龄：0.027*(0.014;1.027);户籍性质(农业户口=0):-0.095(0.246;0.910);

住房面积：0.005***(0.002;1.005);初婚年龄：-0.055(0.033;0.947);

受教育程度：-0.071**(0.030;0.932);社会公平感：0.283***(0.094;1.328);

情感支持(不满意=0):0.793***(0.270;2.210);

-2log-likelihood:681.368;Cox&SnellR2:0.082

X2:58.527****;有效样本：685

模型四：

年龄：0.026*(0.014;1.026);户籍性质(农业户口=0):-0.080(0.245;0.923);

住房面积：0.005***(0.002;1.005);初婚年龄：-0.053(0.033;0.949);

受教育程度：-0.062**(0.030;0.940);社会公平感：0.308***(0.093;1.361);

工作—家庭支持：0.008*(0.004;1.008);

-2log-likelihood:686.075;Cox&SnellR2:0.076

X2:53.820****;有效样本：685

模型五：

年龄：0.029**(0.014;1.030);户籍性质(农业户口=0):-0.080(0.247;0.923);

住房面积：0.005***(0.002;1.005);初婚年龄：-0.050(0.033;0.951);

受教育程度：-0.076**(0.031;0.927);社会公平感：0.266***(0.095;1.305);

经济支持(不满意=0):0.270(0.196;1.310);情感支持(不满意=0):0.721***(0.273;2.056);

工作—家庭支持：0.007*(0.004;1.007);

-2log-likelihood:676.358;Cox&SnellR2:0.089

X2:63.537****;有效样本：685

注：一是因变量以没有多孩生育意愿即多孩生育意愿=0为参照；二是括号内第一个数据表示标准误，第二个数据表示Exp(B)值，由于回归结果的标准误不适宜单列一行，因此与Exp(B)值同放于括号内；三是*、**、***、****分别表示在10%、5%、1%、0.1%水平上显著。

1. 女性育龄群体基本状况对其多孩意愿的影响

回归模型的结果表明，对我国育龄群体而言，无论是否考虑配偶支持在其中的影响，个体的基本情况都会对育龄群体产生影响，而且对于其多孩生育意愿的影响都较为显著。

(1)住房面积越大，多孩意愿越高

无论是否考虑配偶支持的影响，住房面积都通过了0.001的显著性水平检验，回归系数为正值。这表明随着我国育龄群体住房环境不断改善，其生育多孩的意愿会逐渐提高，住房面积每增加1个单位，育龄人群多孩意愿平均增加0.005个单位。可能是由于住房条件好的家庭，能够给予子女更好的生活环境，提升其幸福感，因此倾向于生育多孩。

(2)受教育程度对多孩意愿具有抑制作用

在不考虑配偶支持的前提下，家庭收入满意度均通过了0.05的显著性水平检验，回归系数为负值。这表明随着育龄女性所受教育越高，其生育多孩的意愿越低，可能的原因是“更高的受教育程度带来的是更晚的结婚，由控制变量中的初婚年龄可知初婚年龄越高，生育多孩的意愿越低”。根据已有研究结果，越是受高等教育的女性越只愿意生育一孩，实验分析结果也符合这一现象。所以，这也造成了随着经济水平与女性地位的提高，女性育龄群体不愿意生育多孩的社会现象。

(3)社会公平感对于育龄群体的多孩生育意愿具有促进作用

在模型一到模型五中，社会公平感都起到显著影响。随着配偶支持的介入，其正向影响因子在下降，社会公平与配偶支持间存在一定的关系。可以看出，生育的问题也是社会的问题，随着女性育龄人群社会公平感越高，她们的多孩意愿也越高。

2. 配偶支持对于育龄群体生育意愿的影响

配偶支持是女性育龄群体提升多孩意愿的一个重要影响因素，在和谐的配偶关系下，配偶对女性育龄群体生育产生相互的影响，从精神到物质层面，在配偶支持的三个维度中，都对女性育龄群体产生了显著的影响。

(1)经济支持对于多孩生育意愿具有正向促进的作用。在模型二中，经济支持对于女性育龄群体的多孩意愿影响显著，通过了0.1的显著性检验，其中对于经济支持满意的女性育龄群体的多孩意愿是不满意群体的1.382倍，可能的原因是对于家庭经济状况满意的女性群体更敢于去承担多孩带来的费用支出，在夫妻双方共同创造的家庭经济财富中，也体现了配偶支持对于女性育龄群体多孩意愿的重要性。

(2)情感支持对多孩生育意愿具有正向支持的作用，即人们对当前婚姻状况满意度越高，则生育多孩的意愿越低。由模型三可以看出，婚姻状况满意度通过了0.01的显著性水平检验，回归系数为正，这表明我国育龄群体对婚姻状况满意度对其多孩生育意愿产生直接影响，与对婚姻状况不满意的女性育龄群体相比，对于婚姻状况满意的女性育龄群体生育多孩的意愿是其2.2倍。情感支持对于女性生育多孩影响程度最大，对于目前婚姻情况满意的群体更会选择生育多孩，这也体现配偶支持在情感支持方面的作用。

(3)工作—家庭支持对于生育多孩具有正向的促进作用，配偶工作时间既是经济获得的中间指标，又是工作—家庭冲突理论的参考因素之一。模型四表明，配偶工作时间与生育多孩之间呈现显著的关系，配偶工作时间每增加1个单位，对于育龄群体的生育意愿提升0.008个单位。可能的原因是：首先，配偶的工作对于育龄人群具有经济支持，育龄人群有经济依靠敢于去生育更多的孩子；其次，配偶良好的工作时间，平衡了工作—家庭冲突，促进了家庭生产生活的发展，更有利于家庭生育意愿的提高。

(三)配偶支持的多孩生育意愿影响因素的中介分析

在模型五中，社会公平感在三个维度的支持下依旧显著，社会支持度与配偶支持存在内部的联系，这种联系可能是一种中介效应的影响，配偶支持下经济支持提升女性育龄群体社会公平感，继而在生育友好型社会下，促进多孩意愿的提升；同理，经济支持也是如此。

采用Hayes(2012)编制的SPSS宏中的Model4中介模型,在控制年龄、户籍、居住面积的情况下对社会公平感在配偶支持(经济支持与情感支持)与多孩意愿之间关系中的中介效应进行检验。结果表明：经济支持不仅能够影响女性已婚育龄群体的生育意愿，而且能够通过社会公平感影响女性已婚育龄群体的生育意愿的中介作用。该直接效应(0.236)和中介效应(0.059)占总效应(0.295)的80.00%、20.00%(见表2)。

同理，使用Hayes(2012)编制的SPSS宏中的Model4,通过非参数百分位Bootstrap法(N=5000)得到的估计结果如表3所示。结果显示，情感支持对多孩意愿的正向直接效应显著(Effect=0.726,95%CI=[0.205,1.247]),而各个中介变量的中介效应也显著(Eeffect=0.112,95%CI=[0.028,0.248])。该直接效应和中介效应占总效应(0.838)的86.63%、13.37%。

社会公平感在经济支持与情感支持中都对多孩意愿起到了中介作用，相对来说，情感支持的效应值大，但当社会公平感作为中介作用时在经济支持中更大。在财富水平快速增长的同时，情感的缺失则是婚姻不幸福、生育率低的重要原因。除此之外，社会公平感体现个体对于社会的认知，和谐友好的生育社会更有利于生育意愿的提升。

五、结论分析与建议

(一) 结论分析

根据CGSS2017数据，对配偶支持下已婚育龄女性生育多孩意愿进行分析，得出以下结论：配偶支持会从情感支持维度、工作—家庭维度、经济维度对于职业育龄人群的多孩意愿影响显著；配偶支持呈现正向的影响，成立支持关系，配偶支持理论在职业育龄女生育多孩意愿中成立，配偶支持有利于社会公平感的提升，从而有利于营造生育友好型社会，形成从家庭单位向社会单位的飞跃。从配偶支持理论出发，可以为研究家庭生育意愿提供新的视角。

(二) 建议

针对以上结论，提出以下建议，从而促进生育政策的完善。

1. 推动育龄人群的工作时间合理化

生产与生活是育龄人群绕不开的两个话题，生产与生活间也会相互作用产生影响。首先，配偶支持理论下配偶的工作时间在一定程度上影响职业育龄人群的多孩意愿；其次，配偶的收入与家庭的收入存在内部一致性，工作时间的提升使家庭收入提高，进而提升生育意愿，但是无休无止的工作时间也会对陪伴家人的时间、员工身心健康产生多方面的负面影响。近年来，在“996”等超时加班的工作体制下，员工会出现身体、心理的不同程度的损害，甚至危害健康。有研究表明：加班对多孩生育意愿没有显著的影响，但呈现出负相关关系，即加班越多，多孩生育意愿越低。陪伴家人的时间也与工作时间成反比，生活中缺少陪伴与参与的家庭，生育意愿不高。陪伴家人的时间减少，回家就是休息，休息完就是上班和加班，员工缺乏时间去陪伴孩子，对于未来养育孩子的时间成本和精力担心，更谈及不了多孩的出现，无休无止的超时加班往往会产生负面的影响。所以推动育龄人群的工作时间合理化既提升了职业育龄人群的生育多孩意愿，又不至于损害其生育的积极性。

2. 注重家庭关系和谐与传统观念重建

现阶段要解决人口出生率低的问题，近年来，由于受低生育率的影响，生育政策也随之不断调整，从单独二孩到全面二孩，甚至现在的放开三孩。这都可以总结为“生育政策焦虑”,即现阶段及短期人口发展趋势与未来预期社会生产生活不匹配而产生的对于生育的鼓励或抑制。人口红利是一个国家经济长期有效发展的推动力，我国从改革开放后一直受益于此。社会在市场经济冲击下，传统伦理的“多子多福”思想被挑战，重新构建新的“子福观念”,从“多子多福向适子优福”转变，使人们的生育观念由“家庭单元向社会单元”转变，有利于我国生育率与社会发展需要相匹配。

3. 重塑生育友好型社会环境，形成生育友好型社会

南开大学人口与发展研究所教授原新指出，现阶段最重要的是构筑一个生育安全和生育关怀的社会公共政策体系，应建立与现行政策相适应的法律体系。当下，社会环境应该被积极重塑，让整个社会尽快形成生育友好型社会。

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文章来源：罗欢.配偶支持对已婚女性多孩意愿的影响研究[J].继续教育研究,2021(12):39-44.