性別角色態(tài)度對(duì)城鎮(zhèn)育齡女性意愿生育數(shù)量的影響

李瀟曉　周東洋

(南京大學(xué) 社會(huì)學(xué)院，江蘇 南京 210023)

近幾年，中國城鄉(xiāng)居民意愿生育數(shù)量一直保持在2個(gè)以下[1]，呈下降趨勢(shì)[2]。更要引起注意的是，自1970年代實(shí)行計(jì)劃生育政策以來，中國人口的總和生育率已降至更替水平之下[3]，并開始累積人口的負(fù)增長慣性[4]。一系列社會(huì)問題也逐漸顯現(xiàn)：出生性別比失衡、人口老齡化、家庭養(yǎng)老壓力增大、青壯年勞動(dòng)力人口減少[5]。為解決上述問題，提升國家生育水平，政府先后實(shí)施“單獨(dú)二孩”和“全面放開二孩”政策。在中國實(shí)施嚴(yán)格的計(jì)劃生育政策時(shí)期，個(gè)人受政策限制，多數(shù)情況下只能生育一個(gè)孩子，并沒有太大的生育自主權(quán)。然而隨著生育政策的轉(zhuǎn)變，特別是“全面二孩”政策的出臺(tái)，個(gè)體擁有了更大的生育選擇權(quán)，其生育意愿對(duì)國家生育水平的重要性得以凸顯。因?yàn)樯庠笇?duì)未來的生育行為具有明顯的預(yù)測作用[6]，認(rèn)識(shí)到這種作用將有利于通過預(yù)測人們的生育行為來預(yù)估人口的生育水平。因此，研究育齡人群的生育意愿，特別是意愿生育數(shù)量*生育作為一種社會(huì)現(xiàn)象，同時(shí)兼有三個(gè)特征：數(shù)量、時(shí)間和性別，也成為生育的三維性，數(shù)量是生育的三個(gè)維度之一，相應(yīng)地，意愿生育數(shù)量是生育意愿的三個(gè)重要方面之一。參見顧寶昌：《論生育和生育轉(zhuǎn)變：數(shù)量、時(shí)間和性別》(《人口研究》, 1992年第6期)。，對(duì)中國的人口理論研究和采取措施促進(jìn)人口供需平衡具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)回顧

性別角色態(tài)度(Gender Role Attitudes)也稱社會(huì)性別角色態(tài)度，它作為與社會(huì)性別相關(guān)的一個(gè)重要概念，指對(duì)于男性和女性的角色、責(zé)任和權(quán)利的一種態(tài)度[7]，可以區(qū)分為傳統(tǒng)主義和現(xiàn)代主義兩種取向[8]。在國外，有關(guān)性別角色態(tài)度對(duì)意愿生育數(shù)量影響的研究多是針對(duì)歐洲國家。例如，有研究者發(fā)現(xiàn)，女性的性別角色態(tài)度對(duì)其意愿生育數(shù)量幾乎不產(chǎn)生影響，而男性的性別角色態(tài)度無論是偏向傳統(tǒng)還是現(xiàn)代，都比獨(dú)立于家庭價(jià)值觀念、性別角色態(tài)度在中間維度的男性想要更多的孩子[9]。另有專門針對(duì)男性的研究表明，想要更多孩子的男性性別角色態(tài)度可能更現(xiàn)代[10]，也可能更傳統(tǒng)[11]。

在中國，學(xué)者們從社會(huì)、家庭和個(gè)體等不同層面探討了影響不同群體意愿生育數(shù)量的因素。在社會(huì)層面，社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、福利保障水平會(huì)影響意愿生育數(shù)量。例如，最近一項(xiàng)研究對(duì)1980～2011年間227項(xiàng)關(guān)于中國人生育意愿的調(diào)查結(jié)果進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與意愿生育數(shù)量呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系[12]。另一項(xiàng)對(duì)成都、上海、義烏三地的調(diào)查研究數(shù)據(jù)顯示，新生代農(nóng)民工享有的福利保障越健全，意愿生育數(shù)量越少[13]。在家庭層面，一項(xiàng)基于2006年中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(China Health and Nutrition Survey,簡稱CHNS)數(shù)據(jù)的研究表明，家庭收入水平和家庭非農(nóng)收入占家庭總收入的比重對(duì)農(nóng)村女性意愿生育數(shù)量具有消極影響[14]。在個(gè)人層面，教育、收入、職業(yè)、戶籍、流動(dòng)情況等都是影響意愿生育數(shù)量的重要因素。例如，有學(xué)者對(duì)廈門流動(dòng)人口進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，新生代農(nóng)民工的受教育程度越高，意愿生育數(shù)量越少，舊生代農(nóng)民工的職業(yè)地位越高，意愿生育數(shù)量越少[15]。然而，另一項(xiàng)對(duì)北京市獨(dú)生子女的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，隨著教育水平的提高，獨(dú)生子女不想要孩子和想要多個(gè)孩子的比例都在提高，另外他們的收入與意愿生育數(shù)量呈正相關(guān)[16]。另有研究者通過對(duì)安徽和四川的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村女性外出打工能顯著減少她們的意愿生育數(shù)量[17]。

要理解中國城鎮(zhèn)女性性別角色態(tài)度和意愿生育數(shù)量之間的關(guān)系，還要充分考慮中國的國情。而相關(guān)研究雖然對(duì)中國居民意愿生育數(shù)量的影響因素進(jìn)行了非常有益的探索，但性別角色態(tài)度這一因素仍較少受到關(guān)注。雖然最近有研究在探討生育意愿的影響因素時(shí)考慮到性別角色態(tài)度這一因素[18-19]，但是還未見專門分析性別角色態(tài)度對(duì)城鎮(zhèn)育齡女性意愿生育數(shù)量影響的研究。本文基于2013年中國綜合社會(huì)調(diào)查(Chinese General Social Survey 2013，簡稱CGSS2013)數(shù)據(jù)，研究性別角色態(tài)度對(duì)中國城鎮(zhèn)育齡女性意愿生育數(shù)量的影響，并且對(duì)城鎮(zhèn)育齡男性的意愿生育數(shù)量情況與女性進(jìn)行比較，突出城鎮(zhèn)育齡女性意愿生育數(shù)量及其影響因素的特點(diǎn)。

二、理論視角與研究假設(shè)

性別角色的現(xiàn)代性理論認(rèn)為，隨著社會(huì)的工業(yè)化和現(xiàn)代化發(fā)展，女性勞動(dòng)參與率會(huì)有所提高，雙薪家庭開始普遍化，女性的性別平等意識(shí)會(huì)有所提升，性別角色態(tài)度也會(huì)逐漸由傳統(tǒng)向現(xiàn)代轉(zhuǎn)變[20]。持傳統(tǒng)性別角色態(tài)度的人多認(rèn)為兩性間存在固有的社會(huì)分工，認(rèn)可“男主外、女主內(nèi)”的勞動(dòng)性別分工模式，相信男性應(yīng)該主要在公共領(lǐng)域發(fā)展，扮演“養(yǎng)家糊口”的角色，而女性應(yīng)以家庭為中心[21]。持傳統(tǒng)性別角色態(tài)度的女性認(rèn)可女性應(yīng)該主要承擔(dān)照顧家庭的責(zé)任，一般將一生的大部分精力用于生兒育女、相夫教子。而現(xiàn)代的性別態(tài)度支持男女平等，認(rèn)為應(yīng)該打破性別的傳統(tǒng)分工，使女性進(jìn)入公共領(lǐng)域參加社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，由兩性共同承擔(dān)家庭和社會(huì)責(zé)任[22]。

中國隨著工業(yè)化進(jìn)程加快、女性勞動(dòng)參與率的提高以及社會(huì)民主化和平等意識(shí)的發(fā)展，人們的性別角色態(tài)度也處于不斷變遷中。雖然近20年來，中國人的性別角色態(tài)度有向傳統(tǒng)回歸的趨勢(shì)[23]，但是和中華人民共和國成立初期相比，女性的性別角色態(tài)度總體上也在由傳統(tǒng)向現(xiàn)代過渡[22]。換句話說，中國女性的性別角色態(tài)度處于從傳統(tǒng)到現(xiàn)代的變化進(jìn)程中，具有個(gè)體差異性。就生育而言，由于生育一般會(huì)使女性在諸如就業(yè)等公共領(lǐng)域中的發(fā)展機(jī)會(huì)受到制約[24]，對(duì)其收入和勞動(dòng)參與都會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響[25]，并且對(duì)女性勞動(dòng)參與的負(fù)面影響具有長期性[26]，性別角色態(tài)度更現(xiàn)代的女性為了減少生育對(duì)自身參加社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)以及職業(yè)生涯發(fā)展的影響，會(huì)更傾向于少生孩子。事實(shí)上，在一項(xiàng)對(duì)江蘇女性的調(diào)查中也發(fā)現(xiàn)，認(rèn)同“有孩子會(huì)影響婦女的工作和事業(yè)”、“懷孕生孩子很麻煩”、“養(yǎng)育孩子很費(fèi)力，沒有足夠的精力和經(jīng)濟(jì)條件不應(yīng)當(dāng)要孩子”等觀點(diǎn)的女性，生育二孩的意愿更低[27]。基于以上分析，本文提出假設(shè)一：女性的性別角色態(tài)度越傳統(tǒng)，則越傾向于多生，而性別角色態(tài)度越現(xiàn)代，則越傾向于少生。

除了性別角色態(tài)度的變遷，研究城鎮(zhèn)女性的生育意愿也需要充分考慮中國育兒環(huán)境的影響。中國具有歷史悠久的父權(quán)制家庭傳統(tǒng)，“男主外、女主內(nèi)”的傳統(tǒng)觀念對(duì)中國人的價(jià)值觀有著深刻的影響，其中之一便是育兒分工觀念。傳統(tǒng)的性別分工強(qiáng)調(diào)兒童成長過程中母親照料、陪伴和教育的重要性，母親往往被認(rèn)為是孩子最合適的照顧者[28]，因而婦女除了扮演職業(yè)女性的角色之外，在家庭中還被期望作為孩子的主要照料者。如果女性性別角色態(tài)度更加現(xiàn)代，將過多的精力投入工作而較少顧及家庭尤其是孩子，通常會(huì)受到比男性更為嚴(yán)厲的指責(zé)。更重要的是，如果丈夫不愿意同妻子分擔(dān)照料孩子和做家務(wù)的責(zé)任，社會(huì)也不能給女性提供友好的育兒環(huán)境，使女性孕產(chǎn)之余不僅要承擔(dān)比丈夫更多的育兒和照料家庭的責(zé)任，還要面臨缺乏公共服務(wù)支持、工作受到制約甚至退出勞動(dòng)力市場的境遇。這種身心的雙重壓力將使城鎮(zhèn)女性在個(gè)人發(fā)展和家庭角色之間陷于兩難困境，感受到比男性更強(qiáng)的工作和家庭沖突[29]。一項(xiàng)基于2010年中國婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù)的研究也顯示，在中國公共托幼服務(wù)短缺的情況下，生育對(duì)城鎮(zhèn)年輕女性造成的工作與家庭沖突大于男性[30]，這意味著女性比處于同水平性別角色態(tài)度的男性在面對(duì)生兒育女的決策時(shí)需要考慮的問題更多。基于上述討論，本文提出假設(shè)二：性別角色態(tài)度對(duì)女性意愿生育數(shù)量的影響大于男性。

三、數(shù)據(jù)、變量和方法

(一)數(shù)據(jù)

本文數(shù)據(jù)來自CGSS2013，該調(diào)查是中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心負(fù)責(zé)設(shè)計(jì)實(shí)施的一項(xiàng)大型的綜合性社會(huì)調(diào)查，采用多階段分層概率抽樣方法，在中國內(nèi)地城鄉(xiāng)抽取了28個(gè)省/市/自治區(qū)、125個(gè)縣/區(qū)、500個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)/街道、1000個(gè)村/居委會(huì)共11 438人的全國代表性樣本，調(diào)查內(nèi)容包括被訪者的基本信息、婚姻家庭情況、工作和收入情況、行為和性別角色態(tài)度等多個(gè)方面。本文分析了調(diào)查樣本中平均年齡在20～49歲且居住在城鎮(zhèn)的育齡女性和男性。在剔除一些變量中的缺失值和無意義值之后，最終進(jìn)入分析模型的樣本是2081個(gè)，其中女性1000個(gè)，男性1081個(gè)。

(二)變量

本文的因變量是被訪者的意愿生育數(shù)量。CGSS2013直接詢問了被訪者“如果不受政策限制，希望生育幾個(gè)孩子”,這是一個(gè)取值為正整數(shù)的計(jì)數(shù)變量。

本文的核心自變量是性別角色態(tài)度。CGSS2013中詢問了被訪者對(duì)以下四個(gè)問題的看法：“你是否同意男人以事業(yè)為重，女人以家庭為重”、“你是否同意男性能力天生比女性強(qiáng)”、“你是否同意干得好不如嫁得好”、“你是否同意在經(jīng)濟(jì)不景氣時(shí)，應(yīng)該先解雇女性員工”。問題答案分別為“完全不同意、比較不同意、無所謂同意不同意、比較同意、完全同意”5個(gè)等級(jí)，取值分別為1到5分。其中“男人以事業(yè)為重，女人以家庭為重”反映的是性別角色態(tài)度的家庭性別分工；“男性能力天生比女性強(qiáng)”和“經(jīng)濟(jì)不景氣時(shí)，應(yīng)該先解雇女性員工”反映的是性別角色態(tài)度的競爭力；“干得好不如嫁得好”則反映了女性依附地位的建構(gòu)和性別角色態(tài)度的自主性。由于上述4個(gè)項(xiàng)目的測量內(nèi)容和標(biāo)準(zhǔn)不一致，不能用簡單相加的方法求總和，本文對(duì)被調(diào)查者的回答采用因子分析法，用以反映4個(gè)項(xiàng)目對(duì)性別角色態(tài)度的相對(duì)重要性，所求的因子值就是性別角色態(tài)度總分。分?jǐn)?shù)越高，性別角色態(tài)度越趨向于傳統(tǒng)；分?jǐn)?shù)越低，性別角色態(tài)度越趨向于現(xiàn)代。因子分析后提取一個(gè)公因子，經(jīng)檢驗(yàn)量表的信度系數(shù)為0.68。KMO檢驗(yàn)值為0.71，表明題項(xiàng)間的共同因素比較多，Bartlett球體檢驗(yàn)的值達(dá)到1321.588(P<0.001)，說明這些題目適合做因子分析。因子為一個(gè)均值是0、標(biāo)準(zhǔn)差是1的標(biāo)準(zhǔn)分變量，為了方便描述和解釋，將因子值轉(zhuǎn)化成1到100之間的指數(shù)[31]，因子值越大，指數(shù)取值越大。

(三)研究方法

由于因變量意愿生育數(shù)量是一個(gè)計(jì)數(shù)變量，它的取值較少，是正整數(shù)，并且分布呈現(xiàn)偏態(tài)(生育較少的人很多，但是生育很多的人很少)，嚴(yán)格來講，它不符合設(shè)定常規(guī)線性回歸模型的基本假定條件，若對(duì)其進(jìn)行常規(guī)回歸的估計(jì)會(huì)產(chǎn)生嚴(yán)重偏差，相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)無效。而泊松回歸可以有效克服常規(guī)模型的這一局限，因此，在本研究中使用泊松模型來進(jìn)行統(tǒng)計(jì)估計(jì)。模型的方程表達(dá)式為：

(1)

式(1)中：Yi是因變量，其分布稱為泊松分布，記做P(λ)；Xi是各個(gè)自變量的向量；n! 是期望生育孩子數(shù)量的階乘；e是一個(gè)自然發(fā)生的常量，近似于2.71828；λ是n的均值。在泊松分布P(λ)中只有一個(gè)參數(shù)λ，同時(shí)代表均值和方差。具體而言，本文的回歸方程為：

(2)

λi=E(Expectioni)=β0+β1Male+β2Cohort+β3Han+β4Health+β5Marriage+β6Child+β7Edu+β8Income+β9FamIncome+β10Occup+β11WeekHour+β12City+β12GenderRole

(3)

式(3)中：λi是期望生育孩子數(shù)量的均值；Expectioni表示期望生育孩子的數(shù)量;β是待估參數(shù)，Male表示性別；Cohort表示年齡段；Han表示民族；Health表示健康狀況；Marriage表示婚姻狀況；Child表示孩子情況；Edu表示受教育程度；Income和FamIncome分別表示個(gè)人年收入和家庭年收入；Occup表示就業(yè)狀態(tài)；WeekHour表示周工作時(shí)間；City表示被訪者所在城市；GenderRole表示性別角色態(tài)度。

本文首先對(duì)全部樣本進(jìn)行回歸，再分別對(duì)女性和男性樣本進(jìn)行回歸分析，以便在比較中更直觀地了解女性性別角色態(tài)度對(duì)其意愿生育數(shù)量的影響。所有變量分性別的描述統(tǒng)計(jì)量見表1。

表1　相關(guān)變量的描述統(tǒng)計(jì)表

四、數(shù)據(jù)分析結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

從表1可以看到，女性的意愿生育數(shù)量平均約為1.67個(gè)，比男性(1.75個(gè))略少，經(jīng)過t檢驗(yàn)兩性差異顯著(p<0.05)。女性性別角色態(tài)度指數(shù)的平均值小于50(38.48)，偏向于現(xiàn)代，并且低于男性(45.66)，經(jīng)過t檢驗(yàn)兩性差異顯著(p<0.001)。也就是說，總體而言兩性性別角色態(tài)度趨向于現(xiàn)代，這和楊菊華等人[32]的研究結(jié)果相似。并且，女性的性別角色態(tài)度比男性更加現(xiàn)代，這和張雷等[33]、劉愛玉等[34]的研究結(jié)論相一致。

(二)模型分析結(jié)果

表2是意愿生育數(shù)量影響因素的估計(jì)值。模型1和模型2是全樣本模型，其中模型1是基準(zhǔn)模型，模型2是交互模型。從模型1可以看到，性別變量的回歸系數(shù)為正并且顯著(p<0.01)，即在控制了其他變量后，男性比女性的意愿生育數(shù)量多。性別角色態(tài)度變量的回歸系數(shù)為正并且顯著(p<0.01)，即性別角色態(tài)度對(duì)意愿生育數(shù)量有顯著影響，態(tài)度越趨向于傳統(tǒng)，越希望生更多的孩子。模型2關(guān)注的是兩性的性別角色態(tài)度對(duì)意愿生育數(shù)量的影響是否有性別差異。從模型2可以發(fā)現(xiàn)，性別角色態(tài)度的主效應(yīng)系數(shù)為正，而性別和性別角色態(tài)度的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)并且顯著(p<0.05)，這意味著，性別角色態(tài)度對(duì)女性意愿生育數(shù)量的影響大于男性。因此，假設(shè)2得到支持。

模型3和模型4是對(duì)女性和男性意愿生育數(shù)量影響因素分別做回歸，以估計(jì)影響意愿生育數(shù)量具體因素的性別差異。就模型3來看，在控制了其他條件后，性別角色態(tài)度變量回歸系數(shù)為正并且顯著(p<0.01)，也就是說，女性性別角色態(tài)度越傳統(tǒng)，意愿生育數(shù)量越多；而性別角色態(tài)度越現(xiàn)代，意愿生育數(shù)量越少。因此，假設(shè)1得到支持。另外，還可以看到，在控制了其他變量后，對(duì)女性而言，年齡、民族、健康狀況、婚姻和孩子狀況對(duì)意愿生育數(shù)量沒有影響；初中到?？茖W(xué)歷比小學(xué)及以下想生更少的孩子；個(gè)人年收入越高，意愿生育數(shù)量越少；家庭年收入越高，意愿生育數(shù)量越多；有職業(yè)比無職業(yè)者意愿生育數(shù)量更少。對(duì)男性而言，30歲及以上比30歲以下者、未婚比在婚者、有一個(gè)女兒比沒孩子者、初中比小學(xué)及以下者的意愿生育數(shù)量更少，其他變量對(duì)意愿生育數(shù)量不產(chǎn)生影響。

表2　意愿生育數(shù)量的泊松回歸模型估計(jì)結(jié)果

注：*表示在0.05水平上顯著、**表示在0.01水平上顯著、***表示在0.001水平上顯著。

五、結(jié)論與討論

以往研究很少關(guān)注中國城鎮(zhèn)育齡女性性別角色態(tài)度對(duì)其意愿生育數(shù)量的影響，利用CGSS2013的數(shù)據(jù)，本文對(duì)這種影響進(jìn)行了檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：首先，女性性別角色態(tài)度越傳統(tǒng)，意愿生育數(shù)量越多；而性別角色態(tài)度越現(xiàn)代，意愿生育數(shù)量越少。其次，性別角色態(tài)度對(duì)女性意愿生育數(shù)量的影響大于男性。最近的研究也表明，現(xiàn)代的性別分工觀念降低了女性的生育意愿，但對(duì)男性的生育意愿沒有影響[19]。如前文所述，由于中國城鎮(zhèn)育齡女性性別角色態(tài)度整體更趨向于現(xiàn)代，而性別角色態(tài)度越現(xiàn)代，意愿生育數(shù)量越少，在性別態(tài)度對(duì)女性比對(duì)男性意愿生育數(shù)量影響更大的情況下，這可能不利于“全面二孩”政策的落實(shí)。最近的研究也表明，2014年實(shí)施的“單獨(dú)二孩”政策在一定程度上已經(jīng)遇冷[34]，“全面二孩”政策也可能遇冷[35]，這可能不利于中國生育水平的回升。

該如何解讀這種女性性別態(tài)度現(xiàn)代導(dǎo)致生育意愿低，繼而可能導(dǎo)致生育水平低的邏輯呢？一種重要的解釋認(rèn)為在于中國處于社會(huì)轉(zhuǎn)型期的文化與制度的交互作用。中國具有歷史悠久的集體主義傳統(tǒng)，傳統(tǒng)上家庭成員在彼此提供物質(zhì)和情感支持的同時(shí)，也要求個(gè)人對(duì)家庭利益的犧牲和忠誠，基本的決策單位是擴(kuò)展的家庭和戶而不是個(gè)人。因此，一直以來中國的生育行為主要受家庭體系的控制，而非取決于個(gè)人的生育意愿。并且，中國政府也是從家庭的單一的集體主義發(fā)展至以民眾參與和動(dòng)員為基礎(chǔ)的社會(huì)主義社會(huì)的更加普遍的集體主義，要求以個(gè)人的犧牲和奉獻(xiàn)作為集體福利的代價(jià)。因此，以往生育的決策權(quán)并不在于個(gè)人，而在于家庭或社區(qū)或國家政策[36]。

然而，在當(dāng)前處于轉(zhuǎn)型時(shí)期的中國社會(huì)中，作為生育行為主要承擔(dān)者的女性隨著自身地位的提升，對(duì)于個(gè)人實(shí)際生育行為的決策權(quán)也在逐漸提升。計(jì)劃生育作為中國政府近期最成功最有效的政策之一[36]，在促進(jìn)女性有機(jī)會(huì)接受更多教育、發(fā)展自我的同時(shí)[37]，某種程度上也引導(dǎo)著中國社會(huì)生育文化的變遷[38]，使得民眾尤其是城鎮(zhèn)居民將計(jì)劃生育政策的外在要求逐漸內(nèi)化為自己的生育意愿，形成“少生、優(yōu)生、優(yōu)育”的生育觀念。最近的一項(xiàng)研究亦表明，從1980～2011年的30多年，不考慮計(jì)劃生育政策前提下的理想子女?dāng)?shù)呈下降趨勢(shì)，即在決定意愿生育數(shù)量的因素中，個(gè)體自身意愿的作用在增強(qiáng)，外在因素如政策等因素的影響在減弱[12]。而當(dāng)城鎮(zhèn)人口的生育觀念已然更趨于現(xiàn)代時(shí)，“全面二孩”生育政策的推行使得個(gè)人在政策上可以生更多的孩子。也就是說，多子多福、重男輕女的傳統(tǒng)文化觀念對(duì)城鎮(zhèn)個(gè)人生育行為的影響，以及國家制度對(duì)個(gè)人生育行為的制約都減弱了。相比過去，總體上這可以說是一種弱制度-弱文化的社會(huì)情境，這種情境對(duì)個(gè)人生育行為產(chǎn)生影響的結(jié)果是城鎮(zhèn)居民尤其是城鎮(zhèn)女性的生育決策受到經(jīng)濟(jì)收入、家庭對(duì)照料幼兒的支持、個(gè)人和家庭生育意愿等個(gè)體水平的因素影響，城鎮(zhèn)女性的生育行為更遵循人口經(jīng)濟(jì)學(xué)的成本效用邏輯[39]。然而，對(duì)生育表現(xiàn)并不友好的社會(huì)環(huán)境以及家庭的性別角色分工未有效改變等現(xiàn)實(shí)問題，使得女性比男性更需要面對(duì)生育和個(gè)人事業(yè)發(fā)展的兩難困境[40]，性別角色態(tài)度更加現(xiàn)代的城鎮(zhèn)女性更不愿意生育。

然而，性別角色態(tài)度趨向于現(xiàn)代是時(shí)代發(fā)展的必然要求和總體趨勢(shì)。那么在此基礎(chǔ)上，該如何提高城鎮(zhèn)女性生育意愿、促進(jìn)“全面二孩”政策的落實(shí)以提高國家的生育水平呢？根據(jù)歐洲不同國家的經(jīng)驗(yàn)，僅有家庭友好的公共政策不足以保證女性平衡家庭和事業(yè)(比如法國)，還需要有效改變男女在家庭中的角色分工[40]。因此，提高女性的生育意愿和實(shí)際生育數(shù)量不僅需要家庭友好的公共政策的支持，也需要促進(jìn)家庭內(nèi)部角色分工向更有利于女性平衡工作與家庭的方向發(fā)展。具體而言，西方發(fā)達(dá)國家提高生育水平的重要措施是，政府通過宏觀政策對(duì)整個(gè)生育過程進(jìn)行干預(yù)[41]。并且，在推動(dòng)性別平等方面，鼓勵(lì)男性在家庭領(lǐng)域中轉(zhuǎn)變性別角色態(tài)度，為妻子分擔(dān)更多養(yǎng)育孩子和做家務(wù)的責(zé)任[42]。雖然相關(guān)措施并不一定完全適用于中國，措施實(shí)行效果也會(huì)因?yàn)樯鐣?huì)環(huán)境的不同而有所差異，但其經(jīng)驗(yàn)仍然有許多可借鑒之處。

中國學(xué)者就兒童養(yǎng)育責(zé)任需要整個(gè)社會(huì)來集體分擔(dān)并落實(shí)于具體的社會(huì)政策中這一觀點(diǎn)已經(jīng)達(dá)成共識(shí)[43-44]，而且從不同角度對(duì)中國女性生育面臨的困難和應(yīng)對(duì)之道提出了諸多政策建議。研究者認(rèn)為，總體而言，國家需要通過各方面政策的落實(shí)承擔(dān)起養(yǎng)育兒童的責(zé)任，并形成各項(xiàng)政策相互呼應(yīng)、相互補(bǔ)充的完整的政策體系和制度框架，為育兒家庭分擔(dān)兒童養(yǎng)育的直接成本(兒童的衣食住行和醫(yī)療支出等)和間接成本(照顧和教育的費(fèi)用，照顧者的機(jī)會(huì)成本、時(shí)間成本等)[45]。這些政策建議也可為相關(guān)部門的政策制定與實(shí)施提供參考。

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