【成都市90后流动人口生育意愿和生育行为调查报告17000字（论文）】

成都市90后流动人口生育意愿和生育行为调研分析报告目录TOC\o"1-2"\h\u3437成都市90后流动人口生育意愿和生育行为调研分析报告 12911一、研究问题的提出 219739（一）研究背景 24828（二）、研究意义 310153二、文献综述 325151（一）概念界定 315271．90后 394912.生育意愿 4232683.生育行为 4108034.流动人口 411120（二）前人的相关研究 5219931.90后流动人口的生育意愿现状 563702.影响90后流动人口生育意愿的因素 625082（一）理论视角 71305三、研究设计 817203（一）研究方法 827254（二）调查对象 82091（三）调查方法 83070（四）调查内容 825438（五）调查过程 91957四、实证结果分析 925289（一）流动人口的生育意愿情况 925573（二）流动人口生育意愿和生育行为的影响因素 14106652、经济因素 18151123、政策因素 1917549五、结论及对策 2211987（一）一个结果：政策影响下流动人口的承受意愿 229932（二）两个阶段：改善流动人口生育意愿的关键 227666（三）三种方式：提高流动人口承受意愿的方式 2320732参考文献 24摘要：随着90后流动人口队伍的不断扩大，流动人口的分散性、流动性及其较强的隐蔽性使流动人口的计划生育问题也突显出来。本文通过对影响流动人口生育行为的研究，认为流动人口的就业类型、是否购买生育保险以及对流入地城市生活水平的满意度是影响流动人口生育行为的主要因素，并试图通过数据分析得到的结论对未来构建现代生育文化、相关的制度完善给予客观科学的建议，以及利用相关影响因素制定针对有效的策略进行流动人口生育行为的控制。关键词：90后生育意愿生育行为流动人口研究问题的提出（一）研究背景在我国人口转型过程中，生育意愿的转变起着重要作用。生育意愿随着社会、经济、文化和其他因素的变化而变化。生育意愿是影响生育的客观因素在人们思维中的反映，而不是理想的概念。通过描述生育意愿的变化过程，分析影响生育意愿变化的因素，研究生育意愿的变化如何影响生育行为的转变，探讨生育意愿现状下我国生育过渡的内在机制，对于稳定并提高低生育率具有重要意义。（赵鹏娟等，2019）。20世纪70年代，为了解决我国人口连续几十年迅速增长的局面而带来的人口问题社会问题，党和政府决定实行计划生育政策，这标志着我国迈入了严格的生育时代。计划生育实施之初，我国获得了非常显著的成效，我国人口迅速增长的局面得到了很好的控制，在之后的几十年内，我国政府依据时代发展特点以及区域差别，农村城镇差别，汉族少数民族差别等诸多现实因素历史因素，进行政策的调整。计划生育政策的实施获得的效果非常显著，人口出生率大幅降低，我国开始步入低死亡率、低出生率的发展阶段。据2010年的人口普查结果显示，截止到2010年末，我国的家庭户规模下滑至3.1，0~14岁年龄组占比降至16.6%，65岁以上年龄组占比增至8.7%。不仅如此，少儿抚养比下滑至22.3%，老年抚养比上升至11.9%。通过对比2017年数据可知，目前在我国全部人口之中，0-15岁、16-59岁、60岁以上的人口占比分别为18.8%、63.9%和17.3%（冯桂平等，2017）。（二）、研究意义人口是人类社会存在和发展的前提，是社会生活的主体，对促进或延缓社会发展具有重要影响。自古至今，一个国家一个民族要想在世界上具有竞争力的前提条件就是一定要具备高质量的人口素质以及优良的人口结构（冯桂平等，2017）。在某种程度上讲生育意愿决定了生育行为，而整个社会环境的生育行为尤其是同龄人社会中的生育行为又会对于每一个个体的生育意愿起到影响。随着时间的推移，90后逐渐成为生育的主力军，由于社会的高速发展，相关国家生育政策调整，互联网信息的盛行，义务教育以及高等教育的发展等诸多因素的共同作用，各种思潮互相碰撞借鉴，使得生育问题在90后这个群体中呈现出一种全新的样貌。自改革开放之后的10余年，我国的流动人口的数量进入到了一个快速发展的时期，1990年第四次人口普查得出的数据，我国流动人口数量约为2000万人，2000年第五次人口普查的公报显示我国流动人口为1.03亿，到了2010年这个数字就上涨到了2.4亿，比2000年的数据增长了1.25倍。《中国流动人口报号2020》明确指出中国的流动人口达到了2.57亿，占总人数的19%，也就是说每七个人里有一个是流动人口。流动人口已然成为我国人口构成中不可忽视的重要部分。流动人口生育意愿及其实现程度将对流入地的城市结构、人口规模、经济发展速度、社会建设水平、基本公共服务的供给等方面产生重要影响。（佟新等，2010）。二、文献综述（一）概念界定1．90后90后，主要指在1990年以后，2000年之前出生的一批公民，也可以将其理解为1990-2000年之间出生的公民。本文中调查的“90后”主要指年龄达到法定年龄，即1990-1999年、1990-1997年之间出生的女性群体和男性群体。流动群体属于特殊的群体，在社会发展速度不断加快的环境下，该群体规模也呈现出不断增长的发展趋势，在文化、社会设置、生命历程等因素的影响下，该群体显示出代际差异特征。“代”与种族、阶层、阶级等社会分析概念具有一致性，也属于划分人口社会学研究的主要依据（高春风等，2009）。通过研究“80后”、“70后”两代人的民主意识与公平感后发现，周期性的家庭结构特征是对人口流动迁移产生影响的主要因素之一，根据契约理论思想和投资组合思想可以指导，在家庭稳定收入与抵御风险等方面，个体迁移一直被视为较为有效的手段之一，这同时也属于重要的家庭决策行为之一。与此同时，社会资本在个体流动行为方面也会产生一定影响，不仅可以减少在交易方面的成本支出，而且在流动人口发展中也起到重要作用，例如在流动人口融入城市社会、适应城市和稳定工作等方面，这些均起到重要的作用（卢亚珍等，2008）。2.生育意愿学术界很多学者也分析了生育意愿方面的问题，且不同学者给出的依据也存在差异。佟新（2012）通过研究后表示，生育意愿可以理解为个体对生育的观点与态度，主要包括下述几点：第一，对性别的看法，即对子女是男性或女性存在的看法；第二，对数量的看法，主要指的是子女生育数量的观点；第三，生育目的，对待生育子女原因的观点。张纯元，陈彩霞（2003）在研究期间，通过调查研究了子女质量、性别偏好与数量等方面的生育意愿情况；顾宝昌则根据研究目的，将生育意愿归纳为三方面，即时间、性别与数量这三方面。3.生育行为通过查阅相关文献资料了解，生育行为主要指对应生育意愿的公众观点和操作，主要反应在育龄子女实际生育水平与数量情况等，也可以直接将其理解为生育率。从该角度来看，生育率方面存在的差异就为生育行为差异，前者也是后者的主要体现。然而分析后可以了解，以上主要从狭隘层面入手给出了生育行为的概念，实际上，其并非简单的选择生育子女数量，而且家庭选择子女情况也属于生育行为范畴之内。上述选择质量的方式主要体现在家长在子女投入与支出方面的决定，这些都是对子女健康情况、受教育年限等方面产生影响的主要因素，并且也会因此对社会积累的人力资本产生影响（黄思林等，2014）。显然，黄思林主要在广义层面上给出了生育行为的定义，和贝克尔提出的微观人口经济学也较为相符，所以实践意义也较为明显。4.流动人口流动人口主要指前往城市的农村居民，居住和就业在城市，户口却并非城市户口，也可以直接将流动人口理解为市辖区意外人户分离的人口。若人户分离的人口在市辖区内，则包括地级市、直辖市各地区之间，户口登记地与居住地不一致的乡镇街道人口。从本质上看，流动人口和生育行为、生育思想不同，和现代城市群体的生育文化也并不相同，而是由原本思想观念转向现代的、介于二者间的群体，该群体也形成了特有的生育观念（辛自强等，2014）。从流动人口变化情况可以看出，农村流动人口在不断推进改革进程的过程中持续增长，1993年，我国仅有七万人的流动人口，进入2008年后，已增长近一倍，达到1.32亿人。流动人口具有频繁性、分散性等基本特点，在一定程度上增加了社会管理难度，生育问题作为流动人口面临的主要问题，直接影响我国经济社会发展，在城市发展中，流动人口的不确定性也为躲避计划生育创造了机会，在流动期间，部分公众由严格管控和管理计划生育的地区流入一些相对松散的地区，并因此影响了计划生育的实施。（二）前人的相关研究90后流动人口的生育意愿是指流动人口对生育行为的看法和态度。为了对90后流动人口的生育意愿及其影响因素的研究加以了解，我查询了诸多具有研究意义的文献，确定了本文对90后流动人口的生育意愿的研究范围，并在后文给出自己的观点与对策。截至2021年3月27日，在中国知网上以“生育意愿”为关键词进行搜索，相关文献一共有4322篇，主要研究方向有生育意愿、影响生育意愿的相关因素以及对二孩政策的研究。但是，加上检索词“流动人口”之后，与“流动人口的生育意愿”有关的文献就有824篇，所以站在巨人的肩膀上对前人的文献进行研究得到以下概述。90后的社会人口属于整个社会生育的主力，流动人口在经济发展速度不断加快的环境下，规模也呈现出不断扩大的发展趋势，对90后群体进行研究有利于促进家庭变革，也属于社会形塑得到的结果，因此也成为了预测人口变化与家庭结构的主要因素。在不断深入人口普查后，我国人口出生率也开始明显下滑。与此同时,90后流动人口群体持不婚不育观点的人数也呈现出上升的趋势，这将会对我国今后的人口结构产生巨大影响。所以对90后流动人口的生育意愿进行研究，并对相关影响因素进行分析，这对预测我国今后生育水平、人口变化以及维持健康的人口结构有着重要意义。1.90后流动人口的生育意愿现状生育意愿的相关研究是人口政策转变后的对于生育政策研究需求和决策需求的体现。生育意愿到生育行为的相关系列决策和作用过程表现为，生育动机—生育意愿—生育打算—生育行为—生育率（杨菊华等，2014）。而生育意愿（Fertility—intention）包括生育子女数、性别偏好、生育时间等内容。1997年初，学者们对昆明的妇女流动人口进行了调查，并指出由于主要客观条件的限制，鉴于愿意生育，流动人口中的妇女与城市中的妇女接近。指出消除了降低流动人口中妇女出生率的意愿。后来，有一部分学者对流动人口对于生育子女的意愿进行了分析，指出流动人口生育子女的意愿比较低，对性别的偏好不够明确，其生育意愿表现出现代特征。一些学者（张航空等，2013）还认为，从经济，社会，观念和生活方式习惯的角度来看，移民人口将逐渐适应城市人口，并逐渐改变或放弃原有的观念和行为。促使他们改变从传统复制到现代的意愿。郑真真（2011）在其论文中关于生育意愿的研究表明：由生育动机可以划分为期望生育数量和生育期望，同时期望生育数量可以影响生育数量的打算，而生育期望可以影响到生育意向，对生育时间的态度与信仰会影响到期望生育时间和预计生育时间，并强调上述引入和生育意向共同影响到生育行为。随着经济的不断发展，“多子多福观念”不复存在，“养儿防老”也已经不再是主流，并且随着养育成本（生育的经济成本和心理成本）的升高，生育意愿随之降低。这个结论其实也从侧面反映出现阶段尤其是90后的流动人口，其生育率在下降或者说上升迟缓，而本文笔者将站在前人的肩膀上，对影响90后流动人口的生育意愿和生育行为的因素划分为三大类：社会因素、经济因素和政策因素。笔者将马斯洛需求层次理论与本文的数据分析相结合，探求哪些因素对于生育意愿是积极因素，同时找出消极影响生育意愿的主要因素，在此基础上找出提高生育行为和解决生育问题的措施。2.影响90后流动人口生育意愿的因素（1）经济因素：陈卫、靳永爱（2011）在其论文中提到：生育行为和生育意愿之间存在着一个不等式：在经济发达地区，生育行为会明显低于生育意愿；而在经济发展落后地区，生育行为会高于生育意愿。追溯其原因主要是以下几个方面影响了生育行为：计划生育和社会经济发展、居住模式、性别偏好以及劳动参与率对生育率的影响。所以笔者认为对于生育意愿和生育行为的研究，经济因素一定是重要的影响因素，而在后文笔者也将从经济因素展开，对就业类型与生育意愿的关系进行研究分析。（2）社会因素：陈强（2017）在谈到流动人口的问题时候，提出了“推拉理论”，对于这些流动人口来言，城市对于流动人口的拉力包括：经济驱动力、城市收入高、外出可以见世面；城市对于流动人口的推力包括：农村收入水平太低、农村缺乏发展机会以及农村太穷。根据笔者的调查研究和经验分析，推拉理论同样适用于流动人口的生育意愿和生育行为，因为流动人口在流入地如果能获得正规就业类型，通常也会购买生育保险，正是以为流入地能提供这样的就业机会和社会保障，所以成为了流动人口的拉力，继而为提高生育意愿提供保障，符合了马斯洛需求层次理论的生存需要和安全需要。（3）政策因素：在生育相关政策方面，通过对90后生育意愿的研究发现宽松的生育政策并不一定能够有效激起人们的生育意愿（陈馨和王州，2014）。在90后流动人口群体中，这种现象则是更加显著。与过去相比较，相关生育政策在生育主力群体中的影响力已经远远不如以前了，政策因素在影响90后流动人口生育意愿方面起到的作用近年以来也呈现出递减的趋势（严晓和吕瑾，2011）。理论视角本文笔者将依据马斯洛需求理论对90后流动人口的生育意愿和生育行为展开研究，生育意愿和生育行为的前提都是生存，而马斯洛需求理论的五种层次将为大家揭示了影响生育意愿和生育行为的三大因素。马斯洛的需求层次结构是心理学中的激励理论，包括人类需求的五级模型，通常被描绘成金字塔内的等级。从层次结构的底部向上，需求分别为：生理（食物和衣服），安全（工作保障），社交需要（友谊），尊重和自我实现。低水平需求和高水平需求关系：马斯洛认为需求水平越低，潜力越大，可能性越大。需求的水平一旦上升，需求的强度就会相应地降低。在出现高水平需求之前，必须满足低水平需求。在动物向人类进化的过程中，高度需求的出现相对较慢。婴儿需要生理需求和安全性，而自我实现则需要出现在成人之后。水与食物属于生物的必需品，也属于人自我实现的基本因素。所以在马斯洛需求层次理论的基础上，将影响因素划分为三大因素：社会因素、经济因素和政策因素。由受教育程度、是否购买生育保险、与本地交往的频繁程度和对流入地生活水平的满意度构成影响生育意愿和生育行为的社会因素；由家庭收入、就业类型和是否拥有住房产权构成影响生育意愿和生育行为的经济因素；由是否支持全国二孩政策构成影响生育意愿和生育行为的政策因素。三、研究设计（一）研究方法在本文研究中，主要采用定量调查法对目标群体进行了调查分析，找到了本研究中需要应用到数据信息，分析了90后流动人口生育意愿的主要特征，包括预期生育子女数和生育行为性别偏好，以及影响90后流动人口生育意愿和生育行为的因素分析。因此，为了便于分析，在调查问卷结果的基础上，进行了相应的数据处理，使得性别—受教育程度、就业类型—是否购买生育保险、流入时间—与当地交往频繁程度以及定居意愿—对流入地生活水平的满意度进行联合分析，从而得到笔者想探讨的问题答案。（二）调查对象本次调查根据笔者研究需要，以四川省成都市作为样本进行调查。对于四川的省会成都市而言，较多的流动人口进入该市就业，所以以成都市本次调查共调查了358名流动人口，其中被调查的男性者210名，女性被调查者148名。是通过笔者居住在成都市的朋友在其影响范围内派发的调查问卷得到的调查情况，由于该朋友本就是从四川省雅安市流动到成都市进行工作的流动人口，其周围大部分也是从四川的其他地级市流入成都的，所以在一定程度上该数据具有广泛性和客观性。（三）调查方法为了保证调查内容和研究结果和实际更为相符，本文根据研究目标与内容制作了相应的调查问卷，借助其量化调查问卷后，以书面形式对目标群体进行了调查，通过整理和归纳后得到了本文需要的数据资料，也为接下来的研究奠定了基础。其中大部分的被调查者都愿意花时间配合问卷调查的进程，并且都是在思路清晰且情绪稳定下所做的调查问卷，所以结果客观真实。问卷调查方法的优点是，题目较固定，且多为客观题，对于大部分而言简单易填写，在设计调查问卷期间考虑了受调查者的实际情况，所以多数题目给出了固定答案，直接根据自身意愿或实际情况选择既可。本次发放了400份问卷，其中358份成功收回，最后笔者利用SPSS分析法统计分析了所得的调查结果。（四）调查内容本文主要从研究主题入手，即90后流动人口生育意愿和生育行为调查展开，通过对流入成都市的358名调查，了解到90后流动人口的的基本情况：性别、年龄、户口性质、受教育程度、婚姻状况、就业类型、经济适应、家庭人均月收入、生育保险、住房产权、居住质量、与本地交往的频繁程度、流入时间、心理适应、对城市生活水平的评价、定居意愿进行调查，再将性别—受教育程度、就业类型—是否购买生育保险、流入时间—与当地交往频繁程度以及定居意愿—对流入地生活水平的满意度进行联合分析，旨在发现影响90后流动人口生育意愿和生育行为的各方因素，在之后的提高生育率措施中可以考虑这些影响因素，根据分析结果提出了相应的优化建议，期望能够为生育情况的优化提供参考。（五）调查过程本次调查笔者首先跟身为90后流动人口的朋友进行交流，了解他现在在成都生活现状以及对待生育问题的看法，并且通过他的帮助在他的同事、同学、亲戚之中进行问卷调查。然后从2021年3月1日起到2021年3月15日共发放400份问卷，最后在2021年3月16日回收有效问卷358份，通过对收集到的数据进行归纳整理，并在出现问题的问卷中进行后续的电话回访，再次确认被调查者的真实意见，终于得到了最终的调查结果，所以这些问卷都是真实有效的。笔者希望能通过这些数据分析，得出相应的结论，并以此为基础，在全国人口普查结果尚未公布的情况下，对生育问题有科学的认识，便于日后更好地理解全国人口普查结果以及全面开放生育问题的背后原理。四、实证结果分析（一）流动人口的生育意愿情况在调查期间，主要从受教育程度、就业类型、是否购买生育保险、流入时间以及对城市生活水平满意度等方面入手，研究被调查流动人口的基本情况。流动人口的生育意愿（1）对流入城市的生活水平满意度与生育意愿调查流动人口的生育意愿分布显示，在被调查的358名流动人口中，对流入城市的生活水平很不满意的流动人口数为10人（占总流动人口数的2.8%），而在这10人中，愿意生育的人数为3人（占很不满意人数的30%）；对流入城市的生活水平不太满意的流动人口数为74人（占总流动人口数的20.7%），其中愿意生育的人数为13人（占不太满意人口数的17.6%）；对流入城市的生活水平比较满意的流动人口数为251人（占总流动人口数的70.1%），其中愿意生育的人数为124人（占比较满意人数的49.4%）；对流入城市的生活水平很满意的流动人口数为22人（占总流动人口数的6.1%），其中愿意生育的人数为18人（占很满意人数的81.8%）。根据表1所示，对城市生活水平的满意度会在一定程度上影响到流动人口的生育意愿，从而影响到生育行为，故而笔者将在后文对其进行分析，进一步探讨流动人口对城市生活水平的满意度是否对生育意愿产生影响。表1：对城市生活水平满意度的基本情况与生育意愿很不满意不太满意比较满意很满意合计不愿意人数（人）7611274199百分数（%）2.017.035.51.055.6愿意人数（人）31312418159百分数（%）1.03.634.65.044.4合计人数（人）107425122358百分数（%）2.820.770.16.1100.0（2）、就业类型与生育意愿被调查流动人口的就业类型分布显示，在被调查的358名流动人口中，正规就业人口为219人（占总人口数的61.2%），非正规就业人口为139人（占总人口数的38.8%）。其中具有生育意愿的流动人口数为159人（占总人口的44.4%），不具有生育意愿的流动人口数为199人（占总人口的55.6%），对于就业类型的差异而产生的生育意愿的不同，是否构成影响生育意愿和生育行为的经济因素呢？笔者将在此基础上在后文进行相关数据分析从而得到结论。表2：就业类型与生育意愿愿意不愿意合计正规就业人数（人）13188219百分数（%）36.6%24.6%61.2%非正规就业人数（人）28111139百分数（%）8.0%31.0%38.8%合计人数（人）159199358百分数（%）44.4%55.6%100.0%（3）购买生育保险情况与生育意愿被调查流动人口是否购买生育保险的情况显示，在被调查的358名流动人口中，购买生育保险人数为198人（占总人口数的55.3%），未购买生育保险人数为160人（占总人口数的44.5%）。其中具有生育意愿的流动人口数为159人（占总人口的44.4%），不具有生育意愿的流动人口数为199人（占总人口的55.6%），对于是否购买生育保险而产生的生育意愿的不同，能够构成影响生育意愿和生育行为的社会因素呢？笔者将在此基础上在后文进行相关数据分析从而得到结论。表3：是否购买生育保险与生育意愿愿意不愿意合计购买生育保险人数（人）14652198百分数（%）40.8%14.5%55.3%未购买生育保险人数（人）13147160百分数（%）3.7%41.1%44.47%合计人数（人）159199358百分数（%）44.4%55.6%100.0%（4）流入时间与生育意愿调查流动人口的流入时间分布显示，在被调查的358名流动人口中，流入时间为一年以下的人口数为71人（占总人口数的19.8%），流入时间1-3年的人口数为86人（占总人口数的24.0%），流入时间3-5年的人口数为79人（占总人口数的22.1%），流入时间5年以上的人口数为122人（占总人口数的34.1%）；其中流入时间越短，生育意愿越低，正如表3所示，流入时间1年以下的流动人口具有生育意愿的人数为13人（占总人数的3.6%）；流入时间1-3年的流动人口具有生育意愿的人数为27人（占总人数的7.5%）；流入时间3-5年的流动人口具有生育意愿的人数为23人（占总人数的6.4%）；流入时间5年以上的流动人口具有生育意愿的人数为96人（占总人数的26.8%）。由表得到的基本情况使笔者对流入时间是否构成影响生育意愿的社会因素产生疑问，并在下文对此进行数据分析。表4：流入时间与生育意愿愿意不愿意合计1年以下人数（人）135871百分数（%）3.6%16.2%19.8%1-3年人数（人）275986百分数（%）7.5%16.5%24.0%3-5年人数（人）235679百分数（%）6.4%15.6%22.1%5年以上人数（人）9626122百分数（%）26.8%7.3%34.1%合计人数（人）159199358百分数（%）44.4%55.6%100.0%（5）与当地交往的频繁程度与生育意愿调查流动人口的流入时间分布显示，在被调查的358名流动人口中，与当地较少接触的流动人口数为34人（占总人数的9.5%），其中具有生育意愿的流动人口数为7人（占总人口数的2.0%）；与当地一般接触的流动人口数为148人（占总人数的41.3%），其中具有生育意愿的流动人口数为24人（占总人口数的6.7%）；与当地较多接触的流动人口数为176人（占总人数的49.2%），其中具有生育意愿的流动人口数为128人（占总人口数的35.8%）；以上的基本情况也表明与当地交往的频繁程度也会在一定程度上影响到流动人口的生育意愿，从而影响到生育行为。故而笔者也将其归纳为影响生育意愿的社会因素，并在下文进行相关的数据分析。如表5：表5：与当地交往的频繁程度与生育意愿愿意不愿意合计较少接触人数（人）72734百分数（%）2.0%7.5%9.5%一般接触人数（人）24124148百分数（%）6.7%34.6%41.3%较多接触人数（人）12848176百分数（%）35.8%13.4%49.2%合计人数（人）159199358百分数（%）44.4%55.6%100.0%流动人口的生育结果——性别偏好为重男轻女相关研究表明，流动人口所生子女的数量低于登记的常住人口的数量，而高于未登记的常住人口的数量。他们对生育的渴望正从传统变为现代。结果表明，总体上，流动人口预期生育的子女数量为1.54；预期老一辈出生的孩子数量为1.68，这与新生代的1.53相比高出0.15。相比于老生代的流动人口而言，新生代的流动人口对少生孩子的意愿更高。因此，流动人口的生育欲转换过程中存在代际分化。与老生代的流动人口相比，新生代的流动人口比未登记的居住人口更希望生育更多的孩子。他们的生育欲望将从传统向现代性转变的速度更快，同时也突出了其现代性特征。整体来讲，对于流动人口而言，其生育意愿的代际差异主要凸显在两方面。一方面，预期生育的新生代流动人口数量显着增加，占46.2％，是老生代的1.5倍。另一方面，新生代有两个孩子的流动人口的数据预计将显着下降，仅下降45.4％，比老生代下降10个百分点。此外，预计有三个或更多孩子的新生代流动人口将大大减少，不到老生代的40％（如表4所示）。可以看出，与新生代相比，流动人口更倾向于新生代。目前，流动人口的主体是新生代流动人口，尤其是在流动人口的占比之中，新生代流动人口的所占比例进一步提升，但是其子女的生育意愿却呈现出显著下滑，这也就导致我国刚刚推出的“二胎政策”受到巨大冲击。表4流动人口生育意愿及代际差异不要孩子1个2个3个及以上均值老生代9．3%29．8%53．4%7．6%1．68新生代6．9%46．2%45．4%1．6%1．53总体6．0%39．4%49．7%4．9%1．54根据生育意愿子女数量和男孩数量，分析了流动人口对子女的性别偏好。除去不想生育的人数后，如果生育男孩与女孩的意愿相等，这时的性别偏好将被认作是中性；如果生育男孩的意愿高于生育女孩的意愿时，这时将被认为是偏于对男孩的喜爱；如果生育男孩的意愿低于生育女孩的意愿时，这时将被认为是偏于对女孩的喜爱。通过实际调查显示，在流动人口之中，50.6%的受调查者都选择性别中立，换言之，男女学生的比例预计相同，如表5所示。表5流动人口的性别偏好生育意愿代际女孩偏好偏好中立男孩偏好老生代32．2%——67．8%1个新生代36．1%——63．9%合计34．4%——65．6%老生代3．9%88．5%7．6%2个及以上新生代2．4%93．6%4．0%合计2．1%91．8%6．1%老生代35．2%12．4%52．4%合计新生代19．0%49．6%31．4%合计17．8%53．6%28．6%通过调查可以看出当生育意愿为一个小孩时，对于男孩的偏爱无论是新生代还是老生代都是远远高于女孩；而当生育意愿为三个小孩时，对生育子女的性别偏好由男孩偏好转变成为偏好中立；可见，在实施二胎政策之后，若能提升新生代流动人口生育意愿，那么将对我国人口性别失衡的缓解起到极大帮助。若能因此提升流动人口的二胎生育意愿，那么对我国人口失衡的缓解也有着极大帮助。（二）流动人口生育意愿和生育行为的影响因素通过马斯洛需求理论，笔者将影响流动人口生育意愿和生育行为的因素分为以下三大因素:社会因素、经济因素和政策因素。通过对所调查的358份数据进行处理，在已有的基础情况下进行影响生育行为和生育意愿的因素分析，包括单因素方差分析、卡方检验以及等级相关检验。社会因素（1）、流动人口的受教育程度对生育意愿的影响被调查流动人口的受教育程度分布显示，在被调查的358名流动人口中，生育意愿为愿意的流动人口159人（占比44.4%），生育意愿为不愿意的流动人口199人（占比55.6%）其中受教育程度为初中及以下有52人（占比14.5%），高中学历有60人（占比15.7%），大专学历有78人（占比21.8%），本科学历有158人（占比44.2%），硕士及博士学历10人（占比2.8%）（如表6）。在受调查的流动人口中，多数人的学历水平是处于本科学历（占比为44.2%），大专及以下学历人数较为均衡，三者共占比50%。可见，该地区被调查的流动人口的受教育程度所覆盖范围较为全面。表6：流动人口的生育意愿与受教育程度初中及以下高中大专本科硕士及博士合计愿意人数（人）422737986159百分数（%）11.7%7.5%10.3%27.4%1.7%44.4%不愿意人数（人）103341604199百分数（%）2.8%9.2%11.5%16.8%1.1%55.6%合计人数（人）52607815810358百分数（%）14.5%16.7%21.8%44.2%2.8%100.0%Gamma等级相关系数=0.177p=0.017Spearman=-0.275p=-0.029根据调查情况，0.05Gamma小于0.05，因此应该拒绝原假设，认为“”对“生育意愿”有影响。由于斯皮尔曼等级相关系数为-0.275，说明受教育程度与生育意愿呈现负相关，即随着对受教育程度的提高，生育意愿有所下降。若按马斯洛需求层次划分，人们获得更高水平的教育会使人们更加注重自我需要的实现，所以就会降低生育意愿从而减少生育行为，而随着经济社会的不断发展，国民的受教育水平也是不断提高，因此为了提高生育率还需要改善高等教育人群的生育观念，而其核心就就是降低生育成本，使得生育的效益能高于生育成本，由此来提高生育率。2.是否购买生育保险对生育意愿的影响同样的，笔者认为是否购买生育保险可能对于90后流动人口的生育意愿和生育行为也存在着差异。被调查流动人口购买生育保险的基本情况（见图1），我们可以看出流动人口中未购买生育保险的人数偏多，人数达到259人（占比71.2%），购买生育保险的人数只有99人（占比28.8%）；所以笔者认为是否生育保险对生育意愿和生育行为有一定的影响。图1：生育保险比例于是笔者进行了生育意愿——是否购买生育保险的单因素方差分析，试图对两者关系实施推断性统计。具体步骤如下：H0：是否购买生育保险不同并不会导致生育意愿存在差异。H1：是否购买生育保险的不同对生育意愿存在影响。如果显著性水平，通过SPSS分析获得如下表：通过表7数据可知，组内和组间的平方和分别为8.3和22.9，且，这时的。如果显著性水平，这时受检验的显著性水平α=0，因为其小于α1，故而对原假设予以拒绝，对备择假设予以接受，即是否购买生育保险的不同会造成生育意愿存在差异。根据调查，90后流动人口的生育意愿和生育行为会受到是否购买生育保险的影响，那么如果后续在提高生育意愿和生育率的措施中，可以增加购买生育保险的比例。表7：生育意愿——是否购买生育保险的单因素方差分析平方和Df均方F显著性组间22.958.2641.80.000组内8.3541.363总数31.2593.对城市生活水平的满意度对生育意愿的影响而在调查过程中，笔者深刻地感受到就流动人口对城市生活水平的满意度的不同，导致其生育意愿存在着差异。部分流动人口表示该对所流入城市的生活水平较满意，但是由于就业类型的差异，非正规就业人群的薪资较正规就业人群不够稳定，导致生活压力的大小也存在差异，自然也对该城市生活水平的满意度也有所不同，那么这样的差异究竟是否真的存在呢？城市生活水平满意度是否会对流动人口的生育意愿产生影响？笔者进行了流动人口生育意愿与流动人口的城市生活水平满意度的卡方检验，具体如下：原假设H0：流动人口生育意愿并不受城市生活水平满意度影响备择假设H1：流动人口生育意愿受城市生活水平满意度影响如果显著性水平，通过SPSS分析获得如下表：表8对城市生活水平的满意度——生育意愿列联表很不满意不满意一般满意很满意合计愿意17485312422264不愿意1355186294合计301037113024358通过表9中的数据可知，自由度，卡方值大小为47.53。通过查表可知，如果显著性水平为0.05，这时的卡方值将为9.488。由于，故而生育意愿受城市水平满意度的影响。结合马斯洛需求层次理论，对城市生活水平的满意度是满足了社交需要，高级需要不断得到满足才会改善生育意愿，在满足生存需要的前提下同时得到了社交需要的满足，必然会提高生育行为。也就进一步证实了对城市生活水平满意度对生育意愿产生的影响。所以日后如果要提高生育率，提高对城市生活水平满意度也是一大举措。表9对城市生活水平的满意度——生育意愿的卡方检验值df渐进Sig.(双侧)Pearson卡方47.43a40.000似然比63.5140.000线性和线性组合37.2510.000有效案例中的N384经济因素（1）就业类型对生育意愿的影响表10：生育意愿与就业类型基本情况愿意不愿意合计正规就业人数（人）128136264百分数（%）35.8%40.0%73.8%非正规就业人数（人）316394百分数（%）8.7%17.6%26.3%合计人数（人）159199358百分数（%）44.4%55.6%100%根据表，笔者认为90后流动人口的生育意愿和生育行为与就业类型之间存在某种联系，比如正规就业人群在生育行为和生育意愿研究中就比非正规就业人群的生育意愿更加强烈。于是笔者进行了生育意愿——就业类型的单因素方差分析，试图对两者关系实施推断性统计。具体步骤如下：H0：就业类型不同并不会导致生育意愿存在差异。H1：就业类型的不同对生育意愿存在影响。如果显著性水平，通过SPSS分析获得如下表：通过表11数据可知，组内和组间的平方和分别为8.6和24.3，且，这时的。如果显著性水平，这时受检验的显著性水平α=0，因为其小于α1，故而对原假设予以拒绝，对备择假设予以接受，即就业类型不同会造成生育意愿存在差异。根据调查，正规就业的人群在生育意愿和生育行为方面较非正规就业人群而言更加强烈。结合马斯洛需求层次理论不难理解，当就业类型的区别带来经济收入的不同，且由之引发是否满足生存需求的问题，如何满足生存需求，那么将遵循马斯洛需求理论，自然生育行为也会得到提高。所以为了更好地促进生育意愿的改变可以从就业方面进行改善，更加稳定、更加高薪的就业类型会提高90后流动人口的生育意愿和生育行为。表11：生育意愿——就业类型的单因素方差分析平方和Df均方F显著性组间24.358.2643.20.000组内8.6541.363总数32.959（2）、就业类型和购买生育保险情况对生育意愿的影响通过对就业类型和是否购买生育保险两个变量进行等级相关系数检验可知，当显著性水平设为0.05时，由于Gamma系数的概率P值（0.034）小于0.05，因此应该拒绝原假设，认为“就业类型”对“是否购买生育保险”有影响，即就业类型属于正规就业的流动人口购买生育保险的比例更高，从而更加符合马斯洛需求理论中安全保障的需要，也就是社会保障给予流动人口生育的“底气”和“安全感”，从而得出结论：就业类型越正规的流动人口购买生育保险的比例越高，生育意愿和生育行为也较未购买生育保险的流动人口更高。故在提高生育率的措施中就可以从就业类型方面进行引导，扩大生育保险的覆盖率，为流动人口的生育行为提供保障。（详见表12）表12：就业类型与是否购买生育保险的基本情况已购买生育保险未购买生育保险合计正规就业人数（人）18138219百分数（%）82.6%17.4%61.2%非正规就业人数（人）17122139百分数（%）12.2%87.8%38.8%合计人数（人）198160358百分数（%）55.3%44.7%100.0%Gamma等级相关系数0.417p=0.034Spearman0.248p=0.042政策因素（1）二孩政策对生育愿意的影响调查流动人口的生育意愿分布显示，在被调查的358名流动人口中，具有生育意愿的流动人口数为159人（占比44.4%），其中支持全国二孩政策的人口数141人（占愿意生育总人数的88.7%），不支持全国二孩政策的人口数18人（占愿意生育总人数的5%）；不具有生育意愿的流动人口数为199人（占比55.6%），其中支持全国二孩政策的人口数13人（占不愿意生育总人数的6.6%），不支持全国二孩政策的人口数186人（占不愿意生育总人数的93.5%）；是否全国二孩政策影响到生育意愿和生育行为，故而笔者将在后文对生育意愿和生育行与是否支持全国二孩政策进行了等级相关检验，进一步探讨全国二孩政策对生育意愿和生育行为的影响。表13：全国二孩政策对生育意愿的影响愿意不愿意合计支持人数（人）14113154百分数（%）39.4%3.6%43.0%不支持人数（人）18186204百分数（%）5.0%52.0%60.0%合计人数（人）159199358百分数（%）44.4%55.6%100.0%Gamma等级相关系数0.037p=0.039Spearman0.288p=0.032通过对是否支持全国二孩政策和生育意愿两个变量进行等级相关系数检验可知，当显著性水平设为0.05时，由于Gamma系数的概率P值（0.037）小于0.05，因此应该拒绝原假设，认为“是否支持全国二孩政策”对“生育意愿”有影响，即支持全国二孩政策的流动人口的生育意愿比不支持全国二孩政策的流动人口的生育意愿更高，依据马斯洛需求理论，政策因素也是影响生育意愿的重要因素，通过该等级相关系数检验，全国二孩政策确实在一定程度上为具有生育意愿的流动人口提供了政策便利，从而提高了生育率；同时，也证明了不具有生育意愿的流动人口也是大概率不支持全国二孩政策。故而得出一个结论：为了提高生育率，可以在降低生育成本的同时辅之政策的引导，从而提高流动人口的生育率。（2）生育保险政策对生育愿意的影响通过对是否支持生育保险政策和生育意愿两个变量进行等级相关系数检验可知，当显著性水平设为0.05时，由于Gamma系数的概率P值（0.031）小于0.05，因此应该拒绝原假设，认为“是否支持生育保险政策”对“生育意愿”有影响，即支持生育保险政策的流动人口的生育意愿比不支持生育保险政策的流动人口的生育意愿更高，依据马斯洛需求理论，政策因素也是影响生育意愿的重要因素，通过该等级相关系数检验，生育保险政策确实在一定程度上为具有生育意愿的流动人口提供了政策便利，从而提高了生育率。故而得出一个结论：为了提高生育率，可以扩大生育保险的覆盖率，争取做到全民参保，从而提高流动人口的生育率。表14：生育保险政策对生育意愿的影响愿意不愿意合计支持生育保险支持人数（人）14652198百分数（%）40.8%14.5%55.3%不支持生育保险支持人数（人）13147160百分数（%）3.7%41.1%44.47%合计人数（人）159199358百分数（%）44.4%55.6%100.0%Gamma等级相关系数0.029p=0.031Spearman0.238p=0.029（3）住房政策政策对生育愿意的影响通过对是否拥有自住房和生育意愿两个变量进行等级相关系数检验可知，当显著性水平设为0.05时，由于Gamma系数的概率P值（0.036）小于0.05，因此应该拒绝原假设，认为“是否拥有自住房”对“生育意愿”有影响，即拥有自住房的流动人口的生育意愿比未拥有自住房的流动人口的生育意愿更高，通过该等级相关系数检验，住房政策如果能够落实，为流动人口提供相对稳定的住房，确实在一定程度上为具有生育意愿的流动人口提供了住房便利，那必然会相应的提高生育率。故而得出一个结论：为了提高生育率，可以出台并完善住房政策的落实，争取为流动人口提供稳定的住房环境，从而提高流动人口的生育率。表15：住房政策政策对生育意愿的影响愿意不愿意合计有自住房人数（人）10911120百分数（%）30.4%3.1%33.5%没有自住房人数（人）50188238百分数（%）14.0%52.5%66.5%合计人数（人）159199358百分数（%）44.4%55.6%100.0%Gamma等级相关系数0.034p=0.036Spearman0.338p=0.031五、结论及对策（一）一个结果：政策影响下流动人口的承受意愿通过调查表明，在流动人口预期生育子女数上，呈现出显著性下滑，这代表了其代际差异非常显著。新一代移民希望少生孩子。从长远来看，在流动人口城市适应力日渐提升的背景下，心理适应将引导其与城市融合，这也就改变了其最初的生育意愿，使之朝着现代生育意愿转变，这时他们期望的孩子数量将会大大减少（周福林等，2005）。目前，大多数流动人口都展现出较低的生育意愿，这导致低生育率呈现出常态化的发展趋势，进而也就影响了我国总人口生育意愿，并为我国人口发展带来巨大威胁。因此，目前重要的课题之一当属如何提升流动人口生育意愿，并实现城市化发展与人口可持续发展的相互协调。可见，“二胎”政策实施之后，通过有效途径提高了流动人口的生育率，特别是提高新一代流动人口的预期生育数量，这不仅有助于提高“二孩”政策的效果，而且有助于促进社会的健康发展，推动我国人口增长。除此之外，受子女期望与中性偏好的影响，我国人口性别失衡问题也将得到有效改善。故而，相关部门需要考虑如何制定合理措施，以此来提升流动人口生育行为和意愿，并实现城市与人口的协调发展。（二）两个阶段：改善流动人口生育意愿的关键根据城市适应理论可知，心理、社会、经济上的适应正是城市适应的过程。当流动人口实现心理适应之后，其生育能力将步入现代，这时的预期儿童数量将大幅下滑。不仅如此，这时流动人口生育能力将无法通过相应措施来改善。故而，通过合理措施来提升流动人口生育能力显得尤为重要，这也是对流动人口心理适应的实现（王良健等，2017），所以改善流动人口生育能力的关键将会是经济适应和社会适应的阶段。根据以上所得出的数据分析，我们可以得出影响生育意愿和生育行为的因素有：流动人口的生育意愿与受教育程度、就业类型与是否购买生育保险、与当地的交往频繁程度与流入时间以及定居意愿与对流入城市的生活水平的满意度。所以在此结论的基础上，为了改善流动人口的生育意愿从而提高生育率可以通过改善就业结构，使更多的流动人口实现正规就业，从而获得五险一金的社会保障，购买生育保险为其提高生育意愿和生育行为做好保障；再次是重视社区活动，加强流动人口与本地人口的交往程度，通过本地人口的友善交往促使流动人口更加容易产生归属感，从而加强流动人口的定居意愿，这样为提高生育意愿也会产生一定的影响。但是，在流动人口生育意愿的影响上，社会适应与经济适应带来的影响有所不同。故而，对照两阶段特征制定合理措施，以此来提升其生育意愿。目前，理应实施合理政策降低流动人口“四维薄弱”束缚，缓解流动人口在心理、生活、经济等方面的压力，消除流动人口的发展障碍。同时，我们应该提高流动人口的社会适应能力，以提高他们的生育意愿。（三）三种方式：提高流动人口承受意愿的方式首先，我们可以考虑从各个方面消除给生育意愿和生育行为所造成的阻碍及其带来的压力，以促进实现流动人口的经济适应，与此同时，放宽流动人口生育限制，依托健全的居住证制度来解决流动人口生育问题，并以社会福利制度和公共服务制度来消除流动人口社会融合的障碍（蒋淑云等，2003），通过社会保障的不断覆盖，满足流动人口的安全需要，从而提高流动人口的生育意愿。除此之外，还要发挥法律援助与就业援助功能，如此则可有效解决流动人口就业过程中的待遇差别和就业歧视问题。此外，我们可以与流入地的心理咨询机构建立长期合作，委托心理咨询辅导机构为流动人口提供心理服务，通过疏导流动人口心理问题，减轻他们在流入地工作、结婚、生育面临的心理压力。增强流动人口对流入城市的不断适应，也可以因此而减轻经济成本对控制流动人口生育意愿的心理压力，从而提高流动人口的生育意愿。不仅