“生育主力”緣何有名無實？*
——基于743份城市青年生育意愿的問卷調(diào)查分析

□ 周國紅 何雨璐 楊均中

內(nèi)容提要 城市青年作為生育的主要承擔者，其生育意愿的強弱直接影響到一個國家人口總和生育率的高低。在計劃行為理論和生育意愿相關(guān)理論基礎(chǔ)上，利用浙江省寧波市743 份有效調(diào)查問卷數(shù)據(jù)，建立城市青年生育意愿影響因素結(jié)構(gòu)方程模型，揭示城市青年生育意愿高低的影響因素。結(jié)果顯示，行為態(tài)度對生育意愿起決定性作用，感知行為控制對生育意愿也有極顯著的正向影響。物質(zhì)支持對行為態(tài)度起決定性的正向影響作用，但對感知行為控制具有極顯著的負向影響。社會網(wǎng)路支持正向顯著影響感知行為控制，但負向顯著影響行為態(tài)度。

一、引言

“全面二孩”政策實施以來，國家統(tǒng)計局發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，2016年全年出生人口總數(shù)為1786萬，比2015年全年出生人口增加171 萬。然而，隨后的幾年，全國出生人口總量逐年下降，分別為2017年的1723 萬、2018年的1523 萬 和2019年的1465 萬。中國公安部戶政管理研究中心發(fā)布的《2020年全國姓名報告》顯示，2020年出生并已經(jīng)到公安機關(guān)進行戶籍登記的新生兒共1003.5 萬，同比2019年減少175.5 萬①?？梢灶A(yù)見，2020年的人口出生率將低于2019年的10.48‰，再創(chuàng)1949年以來新低。

從人口總和生育率看，國家統(tǒng)計局資料顯示（圖一所示），我國1950-2018年總和生育率下滑明顯，當前不僅遠低于2.45 的全球平均水平，還低于1.67 的發(fā)達國家水平②。根據(jù)聯(lián)合國統(tǒng)計，1950-2015年美國總和生育率從3.3 降至1.9，日本從3 降至1.4，印度從5.9 降至2.4，均遠小于中國的總和生育率從6 到1.6 的降幅。2018年中國總和生育率為1.52，在全球位居倒數(shù)，不僅遠低于2.45 的全球平均水平，還低于1.67 的高收入經(jīng)濟體水平。與墨西哥、巴西、馬來西亞、俄羅斯等人均GDP 相近的國家相比，中國總和生育率仍然偏低。從世界銀行數(shù)據(jù)材料看，在出生性別比例正常情況下，國際上普遍認為生育更替水平為2.05—2.1，也即一個國家的總和生育率在2.05—2.1 個孩子時，能夠?qū)崿F(xiàn)上一代人和下一代人的更替平衡，但目前我國現(xiàn)在的人口總和生育率不斷下滑，而且低于發(fā)達國家水平，說明我國的“單獨二孩”和“全面二孩”政策均未能扭轉(zhuǎn)低迷的生育趨勢，“生育堆積”效應(yīng)已然消退。

圖一 1950-2018年中國人口總和生育率

表1 近年來國內(nèi)研究者發(fā)表“生育意愿”相關(guān)論文篇數(shù)情況

人口總和生育率是衡量一國新生兒數(shù)量的重要指標，它的高低直接影響到一個國家未來幾年甚至幾十年的人口總量，進而影響到這個國家的人口戰(zhàn)略與方針政策。城市青年作為生育的主要承擔者，其生育意愿的強弱直接影響到一個國家人口總和生育率的高低。國內(nèi)相關(guān)學者對城市青年生育意愿現(xiàn)狀的研究發(fā)現(xiàn)，處于不同城市、具有不同文化程度、不同婚姻狀況的城市青年的生育意愿基本相同。從數(shù)量上看，三分之一左右的青年希望生育兩個孩子，60%左右的青年希望生育一個孩子，5%左右的青年不打算生孩子，希望生育三個以上的不足1%（風笑天，2004）。我們本次研究調(diào)查了743 名城市青年，其生育意愿也和已有研究相類似。很顯然，城市青年作為“生育主力”只不過是理想中的稱謂。為探究城市青年生育意愿的影響因素，本文以城市青年為調(diào)查對象，在計劃行為理論、生育率經(jīng)濟理論、社會支持理論和工作-家庭沖突等理論基礎(chǔ)上，提出包括9 個潛變量的城市青年生育意愿影響因素理論模型，根據(jù)問卷調(diào)查的數(shù)據(jù)，利用AMOS 軟件構(gòu)建城市青年生育意愿影響因素的結(jié)構(gòu)方程模型，從定量上揭示城市青年生育意愿高低的影響因素。

二、文獻回顧與模型假設(shè)

不同生育政策背景下的生育意愿及其影響因素的問題在理論和學術(shù)界已經(jīng)進行了較多的探索和研究，并取得了一系列的成果。以“生育意愿”作為篇名檢索條件對中國知網(wǎng)期刊數(shù)據(jù)庫進行搜索，截止2021年2月共有相關(guān)論文1237 篇，其中2021年20 篇，2007年之前每年發(fā)表的論文基本都在10 篇左右，其余年份具體見表1。

從被引次數(shù)和影響力來看，有代表性的研究主要有：風笑天等（2002）、侯佳偉等（2014）、張原等（2015）利用相關(guān)歷史調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了我國居民近幾十年來生育意愿及其變遷情況； 顧寶昌等（2011）、鄭真真（2014）、張霞等（2018）梳理了生育意愿、生育行為等相關(guān)概念理論及其相互關(guān)系，以及生育意愿的測量等關(guān)鍵性理論問題； 陳彩霞等（2003）、茅倬彥（2009）則利用相關(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)，實證研究了生育意愿與生育行為之間的差異； 尤丹珍等（2002）、鄭真真（2004）、陳衛(wèi)等（2011）利用相關(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)，實證研究了中國婦女生育意愿狀況，以及生育意愿的個體、區(qū)域差異性；風笑天（2004）、尹勤（2006）、宋?。?010）等則利用相關(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)，對不同城市、文化程度、婚姻狀況的城市青年的生育意愿進行了研究，結(jié)果顯示當代城市青年的生育意愿漸趨一致。我國于2013年正式實施了單獨二孩政策，國內(nèi)學者對居民的生育意愿展開了更多的研究[石智雷等（2014）；楊菊華（2015）；賈志科等（2015）]；2016年，我國實施全面二孩的人口生育政策，有關(guān)生育意愿的研究已日趨成為一個熱點與焦點問題 [張永梅 （2018）； 潘新新等（2016）；田立法等（2016）；梁宏（2018）]。

在生育意愿影響因素方面，縱觀研究我國居民生育意愿的現(xiàn)有文獻，多集中在個人狀況[周福林（2005）；莫瑋俏（2019）]，如收入、年齡、健康、婚姻；家庭狀況[何明帥（2017）；周曉蒙（2018）；魏瑾瑞等（2019）]，如家庭經(jīng)濟條件、教育程度、外部穩(wěn)定性；物質(zhì)經(jīng)濟狀況[王天宇等（2015）；湯兆云（2012）；王志章等（2017）]，如經(jīng)濟水平、社會保障以及房價等方面；文化觀念[何興邦（2017）；周俊山等（2009）]，如傳統(tǒng)的“養(yǎng)兒防老”、生育文化等方面。這些研究都是從人口與家庭特征、物質(zhì)經(jīng)濟條件以及生育文化與觀念等方面來揭示生育意愿影響因素的，而從社會心理學和生育意愿相關(guān)理論角度闡述生育意愿影響因素的則還不多見。社會心理學中的計劃行為理論自提出以來，已廣泛應(yīng)用于各行業(yè)領(lǐng)域，例如健康保健、休閑活動、旅游出行、環(huán)保行為、就業(yè)選擇、購物消費、在線活動和在線服務(wù)使用等，模型中行為態(tài)度、感知行為控制和主觀規(guī)范三個變量對行為意愿的預(yù)測和解釋能力從多項研究中得到了實證。為構(gòu)建理論模型，本文還借鑒了生育率經(jīng)濟理論、社會支持理論和工作-家庭沖突等與生育意愿相關(guān)的理論。表2 匯總概述了社會心理學中的計劃行為理論，以及生育率經(jīng)濟理論、社會支持理論和工作-家庭沖突理論等相關(guān)核心觀念。

本文以社會心理學中的計劃行為理論為基礎(chǔ)，結(jié)合城市青年生育意愿的特點，選取行為態(tài)度和感知行為控制作為生育意愿的直接影響因素。同時，融合生育率經(jīng)濟理論、社會支持理論和工作-家庭沖突等相關(guān)理論，將物質(zhì)支持、社會網(wǎng)絡(luò)支持、政策支持、感知風險、情感體驗和感知價值等六個方面作為外部變量，最終構(gòu)建了城市青年生育意愿影響因素理論模型，具體見圖二。

依據(jù)研究模型中的設(shè)定變量和路徑關(guān)系，本調(diào)研提出的研究假設(shè)包括： 各影響因素變量與感知行為控制、行為態(tài)度之間的關(guān)系假設(shè)；感知行為控制與生育意愿之間的關(guān)系假設(shè)； 行為態(tài)度與生育意愿間的關(guān)系假設(shè)。

H1：物質(zhì)支持（wz）對生育的行為態(tài)度（td）有顯著影響；

H2：社會網(wǎng)絡(luò)支持（sh）對生育的行為態(tài)度（td）有顯著影響；

H3：政策支持（zc）對生育的行為態(tài)度（td）有顯著影響；

H4：情感體驗（qg）對生育的行為態(tài)度（td）有顯著影響；

H5：感知價值（jz）對生育的行為態(tài)度（td）有顯著影響；

H6：物質(zhì)支持（wz）對生育的感知行為控制（xk）有顯著影響；

表2 相關(guān)理論概述

圖二 生育意愿影響因素理論模型

H7：社會網(wǎng)絡(luò)支持（sh）對生育的感知行為控制（xk）有顯著影響；

H8：政策支持（zc）對生育的感知行為控制（xk）有顯著影響；

H9：感知風險（fx）對生育的感知行為控制（xk）有顯著影響；

H10：情感體驗（qg）對生育的感知行為控制（xk）有顯著影響；

H11：行為態(tài)度（td）對生育意愿（yy）有顯著影響；

H12：感知行為控制（xk）對生育意愿（yy）有顯著影響。

三、實證檢驗

（一）數(shù)據(jù)來源及樣本信息特征

青年的定義隨著政治經(jīng)濟和社會文化環(huán)境的變化而有所不同。截止目前，中國國務(wù)院沒有專門對青年的年齡作出行政界定，但世界衛(wèi)生組織（2017年）、聯(lián)合國教科文組織、中國國家統(tǒng)計局、中國共青團等機構(gòu)與組織都對青年的年齡進行了界定。本文根據(jù)世界衛(wèi)生組織2017年確定的年齡分段，將我們調(diào)查的對象——城市青年年齡定為18 至44 周歲之間的人，包括戶籍人口和流入到城市的非戶籍人口。

2019年7-9月，我們對浙江省寧波市5 區(qū)39個街道的城市青年進行問卷調(diào)查，調(diào)查方法采取分層抽樣和簡單隨機抽樣相結(jié)合的辦法，共發(fā)放問卷900 份，最后回收有效問卷743 份。對收集起來的743 份有效問卷進行描述性統(tǒng)計分析，可以得到樣本信息特征，具體見表3。從調(diào)查樣本的性別分布狀況看，女性人數(shù)占54.4%，男性占45.6%；從年齡分布來看，受訪者中41-44 歲的城市青年所占比例最少，26-30 歲這一年齡區(qū)間的受訪者所占比例最大，18-25 歲、31-35 歲、36-44 歲這三個年齡段占比較多，分別占總體的21.8%、23.8%、14.7%；從婚姻狀況分布來看，受訪者中已婚和未婚的比例接近2：1，以已婚人群為主；在受教育程度方面，本科學歷的人數(shù)最多占32.3%，初中以下和碩士以上較少，高中、中職及中專占28.3%，大專比較接近在24.5%左右； 在是否是獨生子女方面，非獨生子女受訪者所占比例稍多，占比為53.8%；在稅前個人月收入方面，受訪者中有近一半的受訪者稅后月收入在4500 元及以上；在工作單位類型方面，就職單位最多的是民營企業(yè)，所占比例23.4%，其他職業(yè)人群所占比例最少，為6.1%，僅次于外資企業(yè)比例8.9%，其他職業(yè)分布較為均衡；從原生家庭規(guī)模情況來看，三口之家最為普遍，占比44.7%，家庭規(guī)模2 位及以下的、4 位與5 位的占比較為均衡。總體來說，該樣本與現(xiàn)實情況較為相符，具有較強的代表性與客觀性。

另一方面，本文為了揭示城市青年生育意愿高低的影響因素，借鑒相關(guān)成熟量表，采用李克特5 級量表，設(shè)計出與模型9 個潛變量相對應(yīng)的、通俗易懂的觀測題項。為保證觀測題項的科學性與適用性，在正式調(diào)研之前，進行了兩次預(yù)調(diào)研，第一次調(diào)查了60 位城市青年，第二次調(diào)查了70 位。根據(jù)兩次預(yù)調(diào)研和受訪者反饋意見，通過信度與效度分析對量表題項進行嚴格篩選與剔除，對量表中涉及的題目數(shù)量及語言表述進行測試、調(diào)整與修改，最終確定36 個量表題項，具體見表4。

表3 樣本信息特征（N=743）

（二）信度與效度檢驗

為確保調(diào)研問卷的可靠性和有效性，首先采用統(tǒng)計產(chǎn)品與服務(wù)解決方案（SPSS22.0）軟件，由內(nèi)部一致性信度（克朗巴哈系數(shù)）對物質(zhì)支持、社會網(wǎng)絡(luò)支持、政策支持、感知風險、情感體驗、感知價值、感知行為控制、行為態(tài)度以及生育意愿等9個潛變量的可觀測變量進行信度分析。由表4 可知，這9 個潛變量的信度較高。其次，通過平均差異萃取量和標準化因子載荷來檢驗聚合效度，所有觀測變量的標準化載荷取值在0.564-1 之間（見圖三）③，t 檢驗值也均在0.05 水平上顯著，說明結(jié)構(gòu)模型效度也較好。

（三）結(jié)構(gòu)方程模型檢驗

本次建模采用AMOS 21.0 軟件，按照本文提出的理論模型，對物質(zhì)支持、社會網(wǎng)絡(luò)支持、政策支持、感知風險、情感體驗、感知價值、感知行為控制、行為態(tài)度以及生育意愿等9 個潛變量，以及對應(yīng)的36 個觀察變量設(shè)置好因果關(guān)系路徑圖后，運行程序得到初始擬合模型，具體的擬合度指標見表5。

由表5 可知，在絕對擬合指數(shù)中，卡方值與自由度之比（χ2/df）為4.292，這一指標值偏大，效果不甚理想。這主要是由本研究的卡方值較大（2433.427）引起的，而卡方值比較大的根源可能在于本研究的樣本容量比較大 （743 份有效問卷）。吳明?。?009）認為，結(jié)構(gòu)方程模型適配度的卡方檢驗最適用的樣本數(shù)為100 至200，當樣本數(shù)較大時，往往造成卡方值偏大；邱皓政等（2009）也認為，結(jié)構(gòu)方程模型擬合所用的樣本量越大，其卡方值也越大，因而結(jié)構(gòu)方程模型的適配度檢驗除了卡方統(tǒng)計量外還需同時參考其他指標。在本模型中，RMSEA 值為0.067，小于0.08，RMR 接近0.05，說明模型不錯，但GFI 略偏?。辉谙鄬M合指數(shù)中，CFI、IFI 和TLI 的值都大于0.8，但NFI 略偏小，說明這幾個指標基本滿足模型檢驗與擬合優(yōu)度的要求。

為了得到更理想的模型，我們結(jié)合相關(guān)理論以及實際情況，從模型參數(shù)的顯著性檢驗P 值，以及模型的修正指數(shù)，刪減了物質(zhì)支持→wz1、政策支持→zc1、社會網(wǎng)絡(luò)支持→sh2、感知價值→jz1、情感體驗→qg3、感知風險→fx4、行為態(tài)度→td1、生育意愿→yy1 等變量間的相關(guān)路徑；利用臨界比率（Critical Ratio）結(jié)果，對沒有顯著差異的相應(yīng)參數(shù)估計設(shè)定為相等的方法來修正模型，最終得到如圖三的修正模型，以及模型相應(yīng)的適配表6。

表4 變量編碼及問卷信度分析

表5 初始模型的擬合度指標

圖三 修正后城市青年生育意愿影響因素結(jié)構(gòu)方程模型圖

表6 調(diào)整后模型適配表

檢驗結(jié)果顯示，修正后模型的整體擬合度有較大幅度提升。在絕對擬合指數(shù)中，模型的卡方值與自由度之比（χ2/df）為2.985，在可接受范圍內(nèi)。在實際研究中，普遍認為χ2/df 應(yīng)當小于3，值越小，表示模型擬合度越高。當樣本容量較大時，5左右也可接受。由于我們的樣本容量較大，因此，在統(tǒng)計上接受模型是沒有問題的；RMSEA 值0.052，小于0.08，RMR 值0.040，小于0.05，GFI 值0.906，大于0.9，說明模型不錯；在相對擬合指數(shù)中，CFI、IFI 和TLI 的值都大于0.9，NFI 值0.882，略偏小，但也在可接受范圍內(nèi)，說明模型的擬合度較好，修正模型的擬合效果更優(yōu)。

（四）路徑分析與模型結(jié)果討論

由標準路徑系數(shù)可知，行為態(tài)度對生育意愿影響很大，其標準路徑系數(shù)為0.777，表示行為態(tài)度提高一個百分點將直接使生育意愿提高0.777個百分點。在影響行為態(tài)度的潛變量中，物質(zhì)支持對行為態(tài)度的影響最大，其標準路徑系數(shù)為0.743，表示物質(zhì)支持提高一個百分點將直接使行為態(tài)度提高0.743 個百分點； 其次是社會網(wǎng)絡(luò)支持，它對行為態(tài)度有極顯著的負向影響，其標準路徑系數(shù)為-0.372，表示社會網(wǎng)絡(luò)支持提高一個百分點，行為態(tài)度反而下降0.372 個百分點；再次是感知價值，它對行為態(tài)度有極顯著的正向影響，其標準路徑系數(shù)為0.360，表示感知價值提高一個百分點將直接使行為態(tài)度提高0.360 個百分點；不過，政策支持與情感體驗對行為態(tài)度的影響在統(tǒng)計上是不顯著的，具體見表7。

表7 路徑系數(shù)估計結(jié)果

表7 還顯示，感知行為控制對生育意愿也有極顯著的影響，其標準路徑系數(shù)為0.289，表示感知行為控制提高一個百分點將直接使生育意愿提高0.289 個百分點。在影響感知行為控制的潛變量中，社會網(wǎng)絡(luò)支持對感知行為控制的影響是最大的，其標準路徑系數(shù)為0.880，表示社會網(wǎng)絡(luò)支持提高一個百分點將直接使感知行為控制提高0.880 個百分點；物質(zhì)支持對感知行為控制影響的標準路徑系數(shù)為-0.880，表示物質(zhì)支持對感知行為控制具有極顯著的負向影響；其次是政策支持，它對感知行為控制也有極顯著影響，其標準路徑系數(shù)為0.501，表示政策支持提高一個百分點將直接使感知行為控制提高0.501 個百分點； 再次是情感體驗與感知風險，它們對感知行為控制也有極顯著影響，其標準路徑系數(shù)分別為0.362 和0.150。具體見表7。

由表7 可知，我們提出的研究假設(shè)，部分得到了驗證，部分假設(shè)沒有通過檢驗。根據(jù)我們的模型設(shè)置以及模型檢驗結(jié)果可以得到，行為態(tài)度對城市青年生育意愿起著決定性的作用，感知行為控制對生育意愿也有極顯著的正向影響。對行為態(tài)度的影響因素來說，按照影響的大小，依次是物質(zhì)支持、社會網(wǎng)絡(luò)支持與感知價值，而政策支持與情感體驗對行為態(tài)度的影響在統(tǒng)計上是不顯著的。對感知行為控制的影響因素來說，按照影響的大小，依次是物質(zhì)支持、社會網(wǎng)絡(luò)支持、政策支持、情感體驗與感知風險。

四、結(jié)論與啟示

中國是世界上最大的發(fā)展中國家，人口問題也一直是我國社會的焦點之一。在過去幾十年里，中國經(jīng)歷了前所未有的人口變化。從上世紀80年代獨生子女政策的施行到2016年全面開放二胎政策，如此重大的轉(zhuǎn)折，預(yù)示著中國從改革開放以來就在積極地調(diào)整著人口結(jié)構(gòu)，以謀求更快、更好的發(fā)展。雖然人口問題廣受人們重視，但是以往研究大都是從人口與家庭特征、物質(zhì)經(jīng)濟條件以及生育文化與觀念等方面來揭示生育意愿影響因素的，而從社會心理學和生育意愿相關(guān)理論角度闡述城市青年生育意愿影響因素的還很少。本文嘗試構(gòu)建了由9 個潛變量、36 個觀察變量構(gòu)成的城市青年生育意愿影響因素的結(jié)構(gòu)方程模型，研究發(fā)現(xiàn)：（1）行為態(tài)度對城市青年生育意愿起著決定性的作用，感知行為控制對生育意愿也有極顯著的正向影響。在影響生育意愿的兩個主要變量中，行為態(tài)度和感知行為控制都對生育意愿有極顯著的正向影響，但行為態(tài)度的影響作用明顯大于感知行為控制。對行為態(tài)度的影響因素來說，按照影響作用的大小，依次是物質(zhì)支持、社會網(wǎng)絡(luò)支持與感知價值，而政策支持與情感體驗對行為態(tài)度的影響在統(tǒng)計上是不顯著的。對感知行為控制的影響因素來說，按照影響的大小，依次是物質(zhì)支持、社會網(wǎng)絡(luò)支持、政策支持、情感體驗與感知風險。（2）物質(zhì)支持對行為態(tài)度起著決定性的正向影響作用，但對感知行為控制卻具有極顯著的負向影響。物質(zhì)支持的三個觀察題項分別為：“我認為我的收入能夠養(yǎng)育孩子”、“我認為產(chǎn)后恢復(fù)服務(wù)可以滿足我的需要”、“我認為國內(nèi)醫(yī)療水平可以滿足我的生育需要”，這說明，收入與醫(yī)養(yǎng)水平是影響城市青年生育意愿最為重要的因素。而且，從物質(zhì)支持與感知行為控制是負向關(guān)系可以得到，物質(zhì)支持越強，感知行為控制越弱，也即物質(zhì)支持越有保障，年齡、受教育程度、婚煙等狀況對生育意愿的影響越弱。（3）社會網(wǎng)路支持正向顯著影響感知行為控制，但卻負向顯著影響行為態(tài)度。對行為態(tài)度和感知行為控制的影響僅次于物質(zhì)支持的是社會網(wǎng)絡(luò)支持，雖然它正向顯著影響感知行為控制，但是并沒有如我們所預(yù)想的那樣也正向影響行為態(tài)度，也即家庭成員、親朋好友等的“支持”，反倒成為城市青年生育意愿的“勸阻”，這個結(jié)論似乎有悖常理。一種可能的解釋是：作為出生在中國社會急劇變革時期中的青年，是一代具有某種共同特征的特殊人群，他們的生育意愿漸趨一致，都具有某種共同的生育意愿（風笑天，2004）。這種共同生育意愿，可能暗示外界物質(zhì)或者親朋好友的支持僅僅是生育的必要條件，而非充分條件。另一方面，由于當代城市青年的自主性強，傳宗接代、多子多福、養(yǎng)兒防老等傳統(tǒng)生育觀念已經(jīng)較為淡薄。我們的本次調(diào)查發(fā)現(xiàn)，有近七成的受訪城市青年生育二孩的動機是為了讓原來生育的第一個孩子可以有陪伴，不孤單。這樣一種二孩生育觀念似乎說明，家人、親朋好友的支持恰恰起到了一孩的陪伴、讓其不孤單的作用，并不會因為家人和朋友的支持而提升他們生育意愿的行為態(tài)度。

注釋：

①因中國國家統(tǒng)計局還未公布2020年中國出生人口總數(shù)，這里使用中國公安部戶政管理研究中心發(fā)布的2020年出生并已經(jīng)到公安機關(guān)進行戶籍登記的人口數(shù)據(jù)作為比較。

②有關(guān)中國人口總和生育率數(shù)據(jù)，作者參考的是《中國生育報告2020 （恒大研究院發(fā)布）》，該《報告》注釋說明恒大研究院所用的數(shù)據(jù)來自中國國家統(tǒng)計局發(fā)布的數(shù)據(jù)。

③為節(jié)省篇幅，圖三中所有變量之間的標準化載荷取值沒有單獨列表，如因看不清楚確實需要的，可以聯(lián)系作者索取。