社会经济地位、主观流动感知与育龄女性的二孩生育意愿
——基于CGSS2013数据的经验研究

张丽娜

（1.江苏师范大学哲学与公共管理学院 江苏徐州 221116；2.台湾政治大学社会科学学院 台湾台北 11605）

人口学家使用“意愿—行为”模式，假定个人的生育行为是由其生育意愿转化而来，通过了解个人的生育意愿，可以预测个人的生育行为，进而预测人口的生育水平［1］。可见人们的生育意愿与生育行为紧密相关，所以育龄人群的生育意愿一直是政府、学界、社会共同关注的话题。2013年实施“单独二孩”的计划生育调整政策之后，有学者和媒体认为“单独二孩”政策遇冷，但是政府相关部门和部分学者认为申请生育二孩人口数量符合预期。2015年，为了进一步完善人口发展战略，积极开展应对人口老龄化行动，我国又全面实施一对夫妇可生育两个孩子政策，这是短期内人口政策的再一次重大调整。这足以说明目前处于生育年龄的这一代人，其生育意愿已经和他们的父辈大不相同［2］。

随着个体生育决策的外部政策限制逐渐放宽，个体的生育意愿成为影响生育行为的关键因素［3］。由此，探究生育意愿的影响因素，对调动生育意愿进而影响生育行为有着理论和现实意义［4］。对于育龄人群生育意愿的影响因素方面的研究成果非常丰富，主要是从个体、家庭、社会、文化、经济、政策制度等方面分析它们对生育意愿的影响［5］-［16］，但是很少有文献侧重主观流动感知与生育意愿相关关系的探讨。虽然考察个体主观流动感知对其生育意愿的影响可能会引发内生性问题，但可以作为在客观维度上分析对生育意愿影响的一种补充，能加深对社会流动对生育意愿影响机制的了解，仍具有研究意义；而且收入、教育和职业等客观分层指标与主观阶层认同存在一定联系，但关联强度不大，甚至存在一定偏差［17］［18］；另外，中国家庭金融调查（CHFS）数据显示，2015年中国家庭的房产在其总资产中占比高达69.2%［19］，因此本文也尝试把家庭拥有房产数量纳入社会经济地位的考量指标，探求社会经济地位对生育意愿的影响。

鉴于以上，本文利用2013年的CGSS数据，探究受教育程度、个体全年收入、家庭拥有住房数量、主观流动感知等因素对育龄女性二孩生育愿意的影响。

一、文献探讨

（一）生育意愿概念界定

关于生育意愿（fertility desire），尚没有统一的说法，我国学者主要有以下几种定义。生育作为一种社会现象，同时兼有数量、时间和性别三个特征［20］，因此，生育意愿应该包括意愿生育数量、意愿生育时间和意愿生育性别三个方面［21］。生育意愿还指人们关于生育行为的态度和看法，通常包括意愿生育子女数、意愿生育性别、生育间隔和生育目的四个维度［15］。另外，生育意愿也是指个人在生育子女方面的愿望和要求，体现在对生育孩子的数量、时间、性别、素质等方面的期望，其中又以数量最为重要［22］。虽然生育意愿涵盖的指标不尽相同，但是本文意在探讨育龄女性是否愿意生育第二个孩子，所以把生育意愿限定为意愿生育孩子数量。

关于生育意愿的影响因素，国内外学者已从经济发展水平、生育文化、国家政策、生活场域、家庭与个体特征等角度形成了丰富的研究成果。因本文意在探讨客观社会经济地位与主观流动感知对育龄女性二孩生育意愿的影响，所以生育意愿影响因素的文献回溯主要从社会经济地位和主观流动感知两个方面展开。

（二）社会经济地位与生育意愿

虽然社会学和社会科学文献的研究表明在社会经济地位（SES）概念意义和测量方面缺乏共识［23］，但学者多倾向于从受教育程度、收入、职业性质以及声望水平等社会经济地位指标来探究它们对生育意愿的影响。

Diamond等在讨论女性受教育水平和生育意愿之间的联系时，指出受中等教育和受高等教育可能会更直接地影响生育率，因为她们可以根据对不同行动的可能成本和收益的评估，更有能力作出独立的决定［24］。目前国内大部分研究普遍认为女性受教育程度和生育意愿负相关［25］-［27］［4］［11］。也有研究指出受教育程度对女性生育意愿的影响呈U型曲线关系：在生育率从较高水平降至中等水平时，受教育程度具有抑制生育的作用；当生育率降至更低水平时，受教育程度具有推高生育水平的作用［28］。

收入与生育意愿之间的关系也一直备受关注。有研究发现女性的收入并没有对生育意愿产生显著影响［10］，但也有研究认为收入越高的个体再生育孩子的意愿越低［29］，中国有正式收入的已婚女性群体中，高收入群体的意愿生育数明显少于低收入群体［26］。还有研究指出生育意愿与家庭人均收入水平呈显著的U型曲线关系，即随着家庭人均收入水平的提高，生育意愿呈现出先下降后上升的趋势［4］。从家庭资产角度，有研究指出社会经济因素对家庭生育行为产生累积效应，房价指数平均上涨1%，总和生育率将显著下降0.45%［30］，房价上涨会显著降低城镇在婚居民的二孩生育意愿；家庭房产价值每增加10万美元，家庭中生育一个孩子的机率提高了16%～18%［31］；对于没有房产或者仅有1处房产的家庭来说，因住房负担增加，他们会放弃生育二孩［32］。可见，家庭财富中的房产拥有量有可能影响育龄人群的二孩生育意愿。

职业相关的指标也被认为是影响女性生育意愿的重要因素。拥有工作对妇女的生育意愿有显著的负向影响［33］；随着女性就业机会的增多、独立决策能力的提升，女性的生育意愿保持在较低的水平［3］。就业性质对女性二胎生育意愿的影响存在显著的群体差异。对于较年轻的无子女女性或90后女性，体制内就业对二胎生育意愿的影响表现为抑制作用，而对于年龄相对较大的有孩女性或80后女性，体制内就业的影响显著为正，呈现出体制庇护作用［34］；体制外企业工作的女性和自雇女性比起体制内就业的生育意愿更低，工作自主性强的女性生育意愿也更强［11］。

由于本文研究对象职业性质的界定边缘比较模糊，遂只选择育龄女性的受教育年限、个人收入与家庭财富中的住房数量来考察其对生育意愿的影响，并提出以下三个假设：

研究假设1：受教育程度越高，育龄女性二孩生育意愿越低；

研究假设2：在其他条件不变的情况下，个人收入越高，育龄女性二孩生育意愿越低；

研究假设3：在其他条件不变的情况，家庭拥有的住房数量越多，育龄女性的二孩生育意愿越高。

（三）主观流动感知与生育意愿

虽然有关主观流动感知对于生育意愿影响的文献并不多，但是学界关于主观社会经济地位、阶层自我定位以及主观流动感知等主题的研究，依然给本文提供了研究视角和参考。

主观社会地位作为社会地位的一个类别，其提供的评定信息比客观社会地位这一客观指标更优越，能更为准确地捕捉到个体在社会地位中更为敏感的方面［35］；秦广强认为主观认知并不完全是客观状况的“镜像式”机械反映，相较于客观测量，主观分层分析更为真实具体，且能直接紧密地与一系列社会后果性议题相关联［36］；胡荣利用中国综合社会调查数据（CGSS2010）研究发现，主观社会经济地位对阶层认同的影响高于客观社会经济地位［37］；徐岩也指出主观阶层认知会受到其他一些因素的干扰而使得主观与客观社会分层相偏离，其中社会流动、生活机遇的相对变化和社会比较影响着人们的阶层认知评价［38］；陈云松、范晓光也认为主观流动感知与阶层自我定位的关联较强［39］。在仅有的研究主观社会阶层与生育意愿关系的2篇文献中：李荣彬提出主观社会阶层的提升能够增强流动人口的生育意愿，二者之间具有明显的倒U型关系［14］；何明帅、于渺则认为主观代际社会流动与生育意愿具有显著的正相关关系，随着子代相较于父代向更高社会阶层流动，中国居民会更倾向于把这一过程中增加的社会资源用于养育子女和扩大家庭规模［4］。

社会学家斯托弗（Stoffer）于1949年在《美国士兵》一书中首先提出相对剥夺感的概念，后经美国社会学家默顿的发展形成了参照群体理论。相对剥夺感的核心是参照群体的选择，也就是说人们是在与周围他人或自己的过去、将来、期望等的比较中做出各种主观判断的。这种比较既有横向的也有纵向的：横向比较强调的是在同一个时间点，人们把周围的他人、自己的期望、能力等作为参照群体；纵向比较则是个人将现在的状况与自己的过去、预期的将来相比较［37］。但是中国转型期的社会分层和流动不断削弱参照群体作为“横向”阶层定位的稳定性，导致人们更倾向于从自身感受进行“纵向”的阶层定位。在快速的社会分层和流动过程中，传统的阶层参照群体本身的客观指标会愈加离散，让横向对比变得模糊［39］。鉴于此，本文主要探讨纵向的主观流动感知强度对二孩生育意愿的影响，并提出如下两个假设：

假设4：在其他条件不变的情况下，与过去10年相比，认为自己目前的社会阶层向上流动程度越高，育龄女性的二孩生育意愿越强；

假设5：在其他条件不变的情况下，对未来10年社会阶层向上流动预期越高，育龄女性的二孩生育意愿越强。

二、研究方法

（一）资料来源

本研究数据来源于2013中国综合社会调查（Chinese General Social Survey，CGSS）居民问卷 A卷。该调查在全国共抽取了100个县（区），加上北京、上海、天津、广州和深圳五大城市，作为初级抽样单元。按照不同地区不等概率抽样方法选取村（居）委会，并采用地图法在各村（居）委会进行实地家庭户抽样。在家庭中调查个人时采用KISH表进行实地抽样，共获得样本11438份。由于本文要探讨的是育龄女性的二孩生育意愿，一般女性的生育期为15～49岁，此次调查女性年龄最小的为17岁，所以本文选取年龄在17～49岁之间的女性为研究对象。根据数据分析所选择变量，采取个案剔除法，删除“不知道”“不适用”“拒绝回答”“无所谓”以及变量值有遗漏的样本，最终得到有效样本2595份。

（二）变量设置

1.因变量

因变量是二孩生育意愿，测量该变量对应的问卷中的题项为“如果没有政策限制的话，您希望有几个孩子”。该题项数据对考察当前我国全面二孩生育政策下的育龄女性生育意愿具有重要的研究价值。本文将二孩生育意愿设置为二分类变量：认为选择只生育一个孩子或一个孩子也不想要的被访者没有二孩生育意愿，将其合并编码为0；认为选择希望生两个及以上孩子的被访者有二孩生育意愿，将其合并编码为1。

2.自变量

本文的自变量为社会经济地位、主观流动感知，通过这两方面来探究育龄女性的二孩生育意愿。

社会经济地位维度通过受教育年限、个体收入以及所在家庭拥有住房数量三方面进行测量。对“目前您最高教育程度是”的选项赋值，把其转换成是连续变量的受教育年限。“没有受过任何教育”和“私塾”的赋值”为0，“小学”赋值为6，“初中”赋值为9，“职业高中”“普通高中”“中专”或“技校”赋值为12，“大学专科（成人高等教育）”和“大学专科（正规高等教育）”赋值为15，“大学本科（成人高等教育）”和“大学本科（正规高等教育）”赋值为16，“研究生及以上”赋值为19。

个体收入采用问卷中的“您个人去年（2012）全年的总收入是多少”题项进行测量。个人全年收入在0～10000元编码为1，10001～30000编码为2，30001～50000元编码为3，50001～70000元编码为4，70000元以上编码为5。

家庭拥有住房数量采用问卷中的“您家现在拥有几处房产”题项进行测量，最小值为0，最大值为10，均值为1.1。

主观流动感知的测量分为两部分，分别是10年来的主观流动感知和10年后的主观流动感知。CGSS2013问卷把社会阶层划分为10个等级，1为最底层，10为最顶层。让受访者分别选择自己目前、10年前和10年后所在的等级。故主观流动感知指标通过做减法获得。（1）当前阶层认同数值与10年前阶层认同数值相减可得过去10年来主观流动感知具体数值。结果为正数的表示认为自己10年来社会阶层上向流动，结果为0的表示认为自己的社会阶层没有变动，结果为负的表示认为社会阶层下向流动。（2）10年后阶层认同数值减去当前阶层认同数值，可得对未来10年的主观流动感知具体数值。结果为正的说明预期社会阶层会上向流动，结果为0的表示预期自己社会阶层不会流动，结果为负的表示主观认为社会阶层会下向流动。

3.控制变量

本文选择年龄结构、婚姻状态及户口性质作为控制变量。

（三）分析方法

本文在使用统计软件SPSS18.0对生育意愿的相关变量进行描述性分析的基础上，使用二元logistics模型，以二分类变量生育意愿为因变量，以年龄结构、婚姻状态以及户口性质为控制变量，分析受教育年限、个体收入、家庭房产数以及主观流动感知对育龄女性二孩生育意愿的影响。

三、研究发现

（一）描述分析

在所有参与分析的样本中，意愿生育孩子数量最小值为0，最大值为12，平均值1.81，标准差为0.709。其中农业户口女性意愿生育子女数的均值为1.89，标准差为0.662；非农业户口女性意愿生育子女数量均值为1.67，标准差为0.763；差异检验T值为7.63，p为0.000：可见不同户口性质的育龄女性在意愿生育子女数量上存在显著差异。1980年前出生的女性意愿生育子女数的均值为1.86，标准差为0.670；1980年后出生的女性意愿生育子女数量均值为1.74，标准差为0.761；差异检验T值为4.200，p为0.000：可见不同出生年代的育龄女性在意愿生育子女数量上亦存在显著差异。没有处在婚姻状态的育龄女性意愿生育子女数的均值为1.68，标准差为0.854；处在婚姻状态的育龄女性意愿生育子女数量均值为1.84，标准差为0.678；差异检验T值为-3.471，p为0.001：可见在和不在婚姻状态的育龄女性在意愿生育子女数量上亦存在显著差异。把生育意愿转换成二分变量之后，参与分析的样本数据信息见表1。

表1 变量的描述统计表

（二）生育意愿的影响因素分析

本文设置了三个二元logistics模型对影响育龄女性二孩生育意愿的因素进行分析。模型一，仅仅纳入了控制变量；模型二，增加了社会经济地位变量；模型三，在社会经济地位变量的基础上，增加了主观流动感知变量（见表2）。

表2 生育意愿影响因素的Logistic回归模型

1.社会经济地位的影响

模型结果表明，对育龄女性而言，无论是否考虑主观流动感知变量的影响，社会经济地位即受教育年限与个人收入以及家庭房产数量均对其二孩生育意愿作用显著。

（1）受教育年限越长，二孩生育意愿越低。在无论是否考虑主观流动感知变量的情况下，受教育年限均在0.001显著性水平上通过检验，且为负值，这表明随着育龄女性受教育年限的不断提高，其二孩生育意愿反而会越来越低，这与以往的很多研究一致。可能的解释是一个人的受教育程度越高，价值观就越自由，观念越开放，看问题的视角也就越多元化［40］。关于性别角色观念的研究也表明，受教育程度和职场地位越高，受父权制的影响越小，性别平等意识会越强。这种关于性别的价值观会被带入家庭生活，进而对生育意愿产生影响。

（2）个人收入影响二孩生育意愿，二者呈非线性关系。我们以个人年收入0～10000元为参照组，发现个人年收入在10001～30000元的育龄女性二孩生育意愿和参照组没有显著性差异，而个人年收入在30001～50000元、50001～70000元区间内的育龄女性的二孩生育意愿随着收入提高而呈梯度下降的趋势，个人年收入在70000元以上的女性二孩生育意愿虽然和参照组有差异，但未通过显著性检验。这说明个人收入和二孩生育意愿并不是简单的线性关系，在个人年收入处于高低两端的女性的二孩生育意愿高于收入处在中间区位的女性。所以本文的第2个研究假设未能通过检验，即育龄女性的个人的全年收入与二孩生育意愿之间并不具有一致的线性关系。贝克尔的孩子数量与质量选择模型可以解释低收入家庭倾向于多生孩子，以期获得经济价值和安全保障的社会现象，同时也揭示了高收入家庭倾向于少生孩子，是因为“孩子”只是一种满足心理和精神收益的“消费品”［41］。但是，我们的研究发现，当收入超过一定的数值，二孩生育意愿反而会上升，这也和一些已有的研究结果一致。可能的解释是更高收入的女性认为她们在保证孩子质量的同时，有足够的能力和资源养育更多的孩子。

（3）育龄女性家庭拥有房产数量越多，二孩生育意愿越强。无论是否考虑主观流动感知变量的影响，家庭拥有房产数量都在0.05的显著性水平通过检验，且为正值。这说明家庭拥有房产财富的多寡直接影响育龄女性二孩生育意愿的高低。这和以前部分研究的结果［30］［31］一致。另外，欧洲复兴开发银行在英国的调查［42］也显示，住房成本会影响到无房年轻人推迟生育计划。对于有房族，房价上涨会让他们觉得财富增加，有能力生养更多孩子。

2.主观流动感知的影响

阶层变化感知对育龄女性二孩生育意愿产生显著的积极影响。由模型3我们可以看出，无论是对过去十年的主观流动感知还是对未来十年的阶层流动预期，都在0.05的显著性水平上通过检验，且为正值。这说明如果育龄女性认为目前所处的社会阶层比10年前上升的等级越多或预计10年后上升的等级越多，其生育意愿就越强。布迪厄亦认为：向上的流动轨迹，给人们带来乐观主义的态度，使人们对未来充满希望；而向下的流动轨迹，则给人带来悲观的态度，使人们对未来充满疑虑。这样一来，阶级轨迹的变化，就内化到了其成员的阶级惯习之中。外在结构的演化轨迹，变成了人们的心迹，沉淀在人们的阶级惯习中，影响着人们的生活态度和生活方式［43］。如果育龄人群与之前相比，对自己目前的社会经济地位很满意，对未来阶层流动方向预期也很乐观，在其他条件不变的情况下，势必会增强自己的生育意愿。随着近年来生活成本的上涨，特别是住房成本、抚养成本、教育成本的水涨船高，如果对自己的社会经济地位有很强的纵向剥夺感的话，势必会削弱人口的生育意愿和生育行为［44］。

最后，从控制变量来看，婚姻状态在三个模型当中均未通过显著性检验，这说明处在婚姻状态和不在婚姻状态的育龄女性在二孩生育意愿上没有显著性差异，这可能说明在中国低生育率时代，婚姻与否已经不再是生育意愿的影响因素。然而对育龄女性而言，年龄结构和户口性质对其生育意愿都有显著影响。80年代后出生的女性，二孩生育意愿显著低于80年代前出生的女性，可能的解释是80年代后出生于中国改革开放之后，成长于中国从一元到多元社会变迁的过程之中，这些年轻人并不满意传统文化对其生活方式的形塑，他们的价值观、生活追求和生活方式与以往年代的差异性越来越大，并且越来越强烈地追求自我实现。这种社会文化结构变化必然会影响到生育意愿和生育行为，导致其生育意愿下降。

相比于农业户口的女性，非农业户口女性生育两个及以上孩子的意愿更低。这首先可能是因为农业户口的女性受教育程度相对较低（农业户口女性平均受教育年限8.27年，而非农业户口的女性平均受教育年限为13.03年），很容易受到农村传统生育文化的影响。与此同时，生育决策会受周围交往人群的影响。不同的社会互动场域（家庭、朋友、熟人、同事和邻居）对生育决策有较大影响。人们所处社会网络中的生育行为是可以相互“传染”的，其“传染”机制包括社会学习、来自社会网络中的压力以及父母身份所要付出的社交成本［13］。此外，中国的城乡二元分割的经济结构使得城市经济以现代化的大工业生产为主，而农村经济则是典型的小农经济。农业户口的女性一般从事农业劳动，自主性比较高，工作和生活时间安排相对灵活自由，没有就业市场竞争压力，而从事非农劳动的女性则面临家庭和工作的冲突。

四、结论与讨论

学者对教育、收入、职业、权力等客观社会经济地位对女性生育意愿影响进行了大量的定量研究，结果大都显示这些指标对育龄女性的生育意愿有显著影响。然而，现有文献鲜有关于家庭财富的重要组成部分——住房数量和个人的主观阶层流动感知这些变量指标对于生育意愿影响的研究。本文在现有研究的基础上，利用2013年CGSS全国截面数据，以17～49岁全国育龄女性为分析对象，探讨了教育、收入、家庭拥有住房数量等客观社会经济地位以及10年来的阶层流动主观感知和未来10年阶层流动预期等主观社会经济地位变化对女性二孩生育意愿的影响。结果发现，育龄女性的个人收入、受教育程度和家庭住房拥有量、主观流动感知都对二孩生育意愿产生显著影响。

从个体层面来看，80年代后出生的女性比80年代前的女性二孩生育意愿低；非农户口的女性比农业户口的女性二孩生育意愿低；受教育程度越高，其二孩生育意愿越低；个人收入与二孩生育意愿呈非线性关系。从女性个体所在家庭来说，其家庭拥有的房产财富越多，其二孩生育意愿会越高；女性对10年来阶层变动和对未来10年阶层变动感知如果是上向的，那上向流动程度越高，其二孩生育意愿越强。这说明，除了个体特征会影响二孩生育意愿之外，家庭住房财富的多寡和其主观流动感知的高低也会影响二孩生育意愿。在我国，随着商品房价格的持续螺旋式上涨，城镇居民生活成本和生育成本增加，特别是对那些基本住房需要都无法得到满足的城镇居民来说，会显著降低其二孩生育意愿。即便有些无房或者居住空间受限人群有二孩生育意愿，也可能会在面对现实住房压力时选择放弃生育二孩，出现生育意愿和生育行为的背离。多项研究表明房价上涨会产生两种效应：一是挤出效应，房价上涨会导致对孩子需求的减少；二是收入效应，房价上涨会带来父母财富的增加，进而导致对孩子需求的增加。单从这个方面来看，保持房地产市场的稳定将有助于提高全面二孩生育政策的实施效果。主观社会经济地位不同于客观社会经济地位，是人们对所处社会阶层的主观感受，从而形成对社会、人生的不同认知层次，在影响心理认知的同时，也影响人们的行为抉择。人们如果与过去对比，看不到今天阶层地位的上升，或者是预期未来的阶层地位不会向上流动，都会显著降低人们的生育意愿，进而影响生育抉择与生育行为。政府应采取积极有效的措施构建开放公平的社会流动机制，尽可能破解社会阶层固化，只有人们从纵向和横向的对比中感受到向上流动的希望和现实，才能减少各种“相对剥夺”意识，最终才有可能提高育龄人群的生育意愿。

此外，本研究显示育龄女性的希望生育子女数量均值为1.81，已经在更替水平之下。值得注意的是，生育意愿虽然与生育行为高度相关，但是国内外已有研究成果表明，生育意愿与生育行为并不完全一致。在发达国家，普遍的情况是实际生育率低于意愿生育率［7］［45］。生育意愿—生育计划—生育行为三者的生育倾向呈现出一种逐渐下降递进关系［8］。究其原因，有学者认为，社会经济的发展带来的女性劳动参与率的提高和职业竞争的加剧、生育年龄的延迟等抑制性因素的作用显著提高，导致实际生育水平要低于生育意愿［5］。目前中国终身生育水平低于意愿生育水平虽有生育政策的影响，但主要还是育龄人群自身健康、经济条件、职业发展等非政策性因素的抑制作用［46］。所以，为了弥合育龄女性生育意愿和生育行为之间的距离，提升我国人口的实际生育率，应积极吸取西方国家陷入极低生育率的现实教训和学习一些国家通过政策激励机制提高生育率的成功经验，以全面放开二孩政策为契机，结合实际国情国力，以减轻家庭育儿成本与负担、提升儿童发展水平、促进社会性别平等及优化女性的就业环境为宗旨，积极构建家庭友好型的制度环境、政策环境、社会环境，实现人口的持续均衡发展。

本研究也存在一定的局限性与不足之处。首先，采用截面数据分析对论证自变量与因变量之间的因果关系力度仍然较弱，后续采用面板数据研究会在因果关系的探讨上更具有说服力。其次，本研究用受教育程度、个人收入、家庭资产来考量社会经济地位对于女性生育意愿的影响，后续研究应尽量考虑把职业声望这一衡量社会经济地位的重要变量纳入到生育意愿影响因素的分析中来，因为在我国体制内和体制外二元就业结构会显著影响女性的生育意愿和生育可能。再次，本研究主要关注的是不同社会经济地位、主观流动感知的育龄女性的二孩生育意愿，后续研究可以扩展到基于夫妻匹配的生育意愿影响因素研究，夫妻匹配调查更符合生育决策的本质属性，能够真实地反映家庭生育意愿，对生育行为具有更好的预测作用。最后，因为生育意愿深受个人、家庭、经济、社会、文化、政策等多方面因素影响，也可以采用质化和量化相结合的研究，通过质化研究可以更深入、更翔实地探寻育龄人群的生育意愿和生育行为背后的因素考量。

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