中國女性隊列生育水平的變化趨勢

【摘要】中國生育水平的持續(xù)下降引起了社會各界的廣泛關(guān)注。但由于數(shù)據(jù)有限，對于中國女性隊列生育水平的研究較少。文章使用2017年全國生育狀況抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，基于隊列的視角，計算各出生隊列女性的平均曾生子女數(shù)和年齡別平均曾生子女數(shù)，分析生育的推遲與補償情況，計算孩次遞進比，并將隊列到某一特定年齡平均曾生子女數(shù)的變動進行分解。主要研究以下幾個問題：第一，描述各隊列年齡別平均曾生子女數(shù)和分孩次平均曾生子女數(shù)的變化趨勢，包括不同初婚、初育年齡群體平均曾生子女數(shù)的差異；第二，鑒于生育推遲對隊列生育水平存在影響，分析各隊列生育的推遲效應(yīng)和在較高年齡的補償效應(yīng)，包括分孩次生育的推遲與補償情況，從而理解生育的推遲與補償效應(yīng)對隊列曾生子女數(shù)變動的影響；第三，分析各孩次遞進比變動對隊列到特定年齡平均曾生子女數(shù)總變動的影響，探討隊列平均曾生子女數(shù)的變動具體受哪一孩次遞進生育水平變動的影響較大；第四，進一步分析分年齡、分孩次遞進生育條件概率變動對隊列到特定年齡平均曾生子女數(shù)總變動的影響；第五，考慮受教育程度對女性生育行為的重要影響，將隊列平均曾生子女數(shù)的變動進行分解，考察女性教育結(jié)構(gòu)變動和各受教育程度女性分孩次生育水平變動對隊列曾生子女數(shù)總變動的貢獻。研究結(jié)果表明：隨著時間的推移，中國女性隊列平均曾生子女數(shù)呈減少趨勢；初婚和初育年齡越晚，女性曾生子女數(shù)越少；越晚出生的隊列，一孩生育的推遲程度越深。對隊列平均曾生子女數(shù)的變動進行分解，發(fā)現(xiàn)晚出生隊列曾生子女數(shù)的降低主要受一孩遞進比下降的影響；在城市女性和受教育程度高的女性中，一孩遞進比下降的影響更大，而在農(nóng)村女性和受教育程度低的女性中，三孩遞進比下降的影響更大；隊列平均曾生子女數(shù)的降低還受到年齡別孩次遞進生育條件概率變動的影響，且一孩遞進生育條件概率變動的影響在晚出生隊列中變大；女性受教育程度的提高對隊列生育水平產(chǎn)生影響，在越晚出生的隊列中，教育結(jié)構(gòu)變動對隊列平均曾生子女數(shù)降低的影響越大。

【關(guān)鍵詞】隊列生育水平；曾生子女數(shù)；教育結(jié)構(gòu)；孩次遞進比；分解

【中圖分類號】C924.24""""""""""""【文獻標志碼】"A""""""""""doi：10.16405/j.cnki.1004-129X.2025.01.002

【文章編號】1004-129X（2025）01-0016-17

一、引言

中國出生人口數(shù)量持續(xù)下降。數(shù)據(jù)顯示2020年全國出生人口數(shù)量為1200萬，［1］2023年減少至902萬。［2］用時期總和生育率表示的生育水平長期處于較低水平，2020年總和生育率僅為1.3，已經(jīng)跌至國際學術(shù)界所劃分的極低生育率水平。［3］由于當前女性的婚育推遲程度不斷加深，受到進度效應(yīng)的影響，時期總和生育率不能反映女性真實的生育水平。［4］

目前對于中國女性隊列生育水平的研究較少。因為研究隊列生育率需要跨度數(shù)十年時間的生育數(shù)據(jù)，這類數(shù)據(jù)難以獲得。公開出版的普查資料和一些生育調(diào)查缺少完整的相關(guān)數(shù)據(jù)，難以進行深入的隊列生育分析。隨著2020年全國人口普查數(shù)據(jù)和幾次大規(guī)模生育狀況抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)的公布，近年來出現(xiàn)了一些關(guān)于隊列生育水平的研究，［5-7］但由于數(shù)據(jù)有限，也只能列出一些終身生育水平的指標，對于全國女性隊列生育水平的系統(tǒng)分析仍較少。

從隊列的角度看，隨著時間的推移中國女性終身生育子女數(shù)在不斷減少。數(shù)據(jù)顯示全國45～49歲女性平均曾生子女數(shù)從1982年的5.37下降至2010年的1.84，［8］2020年45～49歲女性平均曾生子女數(shù)進一步下降至1.59。［1］當前育齡女性尤其是年輕一代群體的生育意愿低迷，未來女性終身生育子女數(shù)可能進一步降低。

初育年齡的推遲是導(dǎo)致生育水平降低的主要驅(qū)動力。中國育齡女性平均生育年齡不斷推遲，從2000年的25.87歲推遲至2010年的28.44歲，2020年進一步推遲至28.98歲。［1］隊列生育水平是生育的推遲與補償兩個效應(yīng)共同作用的結(jié)果，生育的推遲發(fā)生在較低年齡段，是導(dǎo)致生育水平大幅下降的主要原因；［9］生育的補償則發(fā)生在較高年齡段，當?shù)湍挲g段生育的推遲程度加深，高年齡段生育的補償效應(yīng)減弱，隊列生育水平將進一步下降。

隊列終身生育率的下降受各孩次遞進生育水平的影響。有研究基于32個低生育率國家的數(shù)據(jù)分析孩次遞進生育水平對隊列生育率的影響，發(fā)現(xiàn)1940—1955年出生隊列女性生育率的降低主要是由于三孩及更高孩次遞進比的下降導(dǎo)致，而1955—1970年晚出生隊列女性生育率的降低主要由于一孩和二孩遞進比的降低導(dǎo)致。［10］生育具有遞進的特殊性，［11］只有生育了一孩的人才會有繼續(xù)生育二孩進而生育三孩及更高孩次的可能，各年齡分孩次遞進生育水平對總體生育水平產(chǎn)生影響。［12］

女性受教育程度的提高也是影響隊列生育水平變動的重要因素。自1999年高校擴招以來，全國具有大學及以上學歷的女性人數(shù)大幅增加，相對于低學歷女性，受過高等教育的女性在校時間延長、生育意愿也更低，更可能推遲生育或減少生育的數(shù)量。田思鈺對中國1941—1964年女性出生隊列研究發(fā)現(xiàn)教育結(jié)構(gòu)在終身生育率下降過程中的效應(yīng)逐漸增強。［13］隨著女性受教育程度的不斷提高以及生育政策的不斷調(diào)整，教育結(jié)構(gòu)與各教育程度女性分孩次生育水平的變動對隊列生育水平的影響有待進一步研究。

2017年全國生育狀況抽樣調(diào)查為分析隊列生育水平提供了相關(guān)數(shù)據(jù)。本研究基于隊列的視角，試圖研究以下幾個問題：第一，描述各隊列年齡別平均曾生子女數(shù)和分孩次平均曾生子女數(shù)的變化趨勢，包括不同初婚、初育年齡群體平均曾生子女數(shù)的差異；第二，鑒于生育推遲對隊列生育水平存在影響，分析各隊列生育的推遲效應(yīng)和在較高年齡的補償效應(yīng)，包括分孩次生育的推遲與補償情況，從而理解生育的推遲與補償效應(yīng)對隊列曾生子女數(shù)的影響；第三，在分析了隊列曾生子女數(shù)變化趨勢和生育的推遲與補償效應(yīng)的基礎(chǔ)上，更具體地分析各孩次遞進比變動對隊列到特定年齡平均曾生子女數(shù)總變動的影響，探討隊列平均曾生子女數(shù)的變動具體受哪一孩次遞進生育水平變動的影響較大；第四，進一步分析分年齡、分孩次遞進生育條件概率變動對隊列到特定年齡平均曾生子女數(shù)總變動的影響；第五，在前述分析的基礎(chǔ)上，考慮受教育程度對女性生育行為的重要影響，將隊列平均曾生子女數(shù)的變動進行分解，考察女性教育結(jié)構(gòu)變動和各受教育程度女性分孩次生育水平變動對隊列曾生子女數(shù)總變動的貢獻大小。通過這些分析，希望對當前中國女性隊列平均曾生子女數(shù)有一個較為全面的描述，探討影響隊列曾生子女數(shù)變動的人口學因素，對未來年輕隊列曾生子女數(shù)的變動趨勢做出判斷，并對制定有效的干預(yù)措施提供參考。

二、數(shù)據(jù)與方法

（一）數(shù)據(jù)

本研究使用2017年全國生育狀況抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，該調(diào)查的對象為截止2017年7月1日零時居住在中國大陸范圍內(nèi)的15～60歲中國籍女性人口，最終獲得有效樣本量為249946。調(diào)查內(nèi)容包括女性完整的懷孕史信息，記錄了調(diào)查對象每一次懷孕的結(jié)束年月以及懷孕結(jié)果（活產(chǎn)、死產(chǎn)或者流產(chǎn)），數(shù)據(jù)具有較高的準確性。［14］本文剔除了婚育年齡極端、不符合常理以及關(guān)鍵信息缺失的樣本，最終保留的有效樣本量為249895。為了克服由抽樣框的缺陷所導(dǎo)致的樣本結(jié)構(gòu)偏性，該調(diào)查利用抽樣平臺中的住戶、個人信息統(tǒng)計相關(guān)的結(jié)構(gòu)指標，對相關(guān)數(shù)據(jù)進行了事后加權(quán)。因此，本文的計算結(jié)果均為加權(quán)結(jié)果。

（二）方法

本文根據(jù)女性的出生年份區(qū)分隊列，基于隊列的視角，計算各出生隊列的平均曾生子女數(shù)和年齡別平均曾生子女數(shù)，分析生育的推遲與補償情況，計算孩次遞進比，并對隊列到某一特定年齡的平均曾生子女數(shù)變動進行分解，分別分析孩次遞進比、年齡別孩次遞進生育條件概率以及教育結(jié)構(gòu)和各受教育程度女性分孩次生育水平變動的影響。具體方法如下：

1.年齡別平均曾生子女數(shù)

用[Wa]表示[a]隊列女性總?cè)藬?shù)，[Ba（x）]為[a]隊列女性在[x]歲即年齡[[x]，[x]+1）之間的活產(chǎn)子女數(shù)，[a]隊列在[x]歲即年齡區(qū)間[[x]，[x]+1）的平均生育子女數(shù)為[Ba（x）Wa]。從最低生育年齡[σ]開始，[a]隊列女性到[x]歲（包括[x]歲）的平均曾生子女數(shù)為[CEBa（x）]，則：

[CEBa（x）=j=σxBa（j）Wa]（1）

2.生育的推遲與補償

隊列的生育水平受到兩個過程的影響：［15-17］生育的推遲（即年輕時生育水平的下降）以及生育的補償（即在推遲程度達到最大后生育水平的上升）。

通過計算觀察隊列與設(shè)定的基準隊列間對應(yīng)年齡的平均曾生子女數(shù)差值可以衡量觀察隊列生育的推遲與補償情況。若觀察隊列在低年齡段相比于基準隊列相應(yīng)年齡的平均曾生子女數(shù)降低，且與基準隊列在對應(yīng)年齡平均曾生子女數(shù)的差值隨年齡的增長而逐漸變大，表示觀察隊列存在生育的推遲；在兩個隊列平均曾生子女數(shù)差值絕對值達到最大后，隨著年齡的增長，差值逐漸減小，表示觀察隊列存在生育推遲后的補償效應(yīng)。

基準隊列通常是較早出生的隊列，觀察隊列為晚出生的隊列。本文使用1967年而不是1957年出生隊列為基準，原因在于1957年出生隊列年輕時的婚育行為受到20世紀70年代推行“晚、稀、少”政策的影響，初婚、初育年齡較1967年出生隊列晚，在1980年修改《中華人民共和國婚姻法》后又出現(xiàn)集中婚育的現(xiàn)象，［18］不適合作為基準隊列來比較后續(xù)隊列的生育推遲情況。而1967年出生隊列作為較早出生的隊列，受到的特殊干擾也較少，更適合將其設(shè)定為基準隊列。

用[m]表示觀察隊列[a]與基準隊列[b]之間的年齡別平均曾生子女數(shù)差值的絕對值達到最大時的年齡，觀察隊列生育的推遲程度用[Pa]來表示：

[Pa=CEBa（m）-CEBb（m）]（2）

推遲后在某一年齡[n]歲的補償效應(yīng)用[Ra（n）]表示：

[Ra（n）=CEBa（n）-CEBb（n）-Pa]（3）

3.孩次遞進比變動影響

我們用[PPRi-1，i]表示已有[i]-1個孩子的女性生育第[i]個孩子的遞進比1，即[PPRi-1，i=CEBiCEBi-1]。隊列平均曾生子女數(shù)與各孩次遞進比的關(guān)系為：

[CEB=PPR0，1+PPR0，1?PPR1，2+PPR0，1?PPR1，2?PPR2，3+PPR0，1?PPR1，2?PPR2，3?PPR3+，4+1-PPR3+，4+]（4）

本研究使用逐步替換的方法，［10］依次替換低孩次到高孩次的孩次遞進比，并將更高孩次遞進比的值固定為基準隊列的水平，分析孩次遞進比變動對兩個隊列到某一年齡平均曾生子女數(shù)總變動的影響。

首先，用隊列[a]的一孩遞進比[PPRa0，1]替換隊列[b]的一孩遞進比[PPRb0，1]，保持隊列[b]的二孩及更高孩次遞進比不變，得到固定隊列[b]的二孩及更高孩次遞進比的平均曾生子女數(shù)[CEBa，bfixPPR1]+，其與隊列[b]的平均曾生子女數(shù)[CEBb]的差值為[dPPRa，b0，1]，表示一孩遞進比變動對隊列平均曾生子女數(shù)總變動的影響；然后，再用隊列[a]的二孩遞進比[PPRa1，2]替換[CEBa，bfixPPR1]+公式中隊列[b]的二孩遞進比[PPRb1，2]，保持隊列[b]的三孩及更高孩次遞進比不變，得到固定隊列[b]的三孩及更高孩次遞進比的平均曾生子女數(shù)[CEBa，bfixPPR2]+，其與[CEBa，bfixPPR]1+的差值為[dPPRa，b1，2]，表示二孩遞進比變動對隊列平均曾生子女數(shù)總變動的影響；最后，[CEBa]與[CEBa，bfixPPR]2+的差值為[dPPRa，b2，3]+，表示三孩及以上遞進比變動對隊列平均曾生子女數(shù)總變動的影響。各孩次遞進比的影響如下：

[dPPRa，b0，1=CEBa，bfixPPR1-CEBbdPPRa，b1，2=CEBa，bfixPPR2+-CEBa，bfixPPR1+dPPRa，b2，3+=CEBa-CEBa，bfixPPR2+]（5）

4.年齡別孩次遞進生育條件概率變動影響

我們用[qai（x）]表示[a]隊列生育了[i]-1個孩子的[x]歲女性在[x，x+1]歲生育第[i]個孩子的年齡別孩次遞進生育條件概率。

從最低生育年齡[σ]開始，[a]隊列女性在[x]歲前尚未生育子女的概率為[j=σx-11-qa1（j）]，在[x]歲即[x]，[x]+1）歲生育第1個孩子的概率為[qa1（x）j=σx-11-qa1（j）]。則[a]隊列到某一特定年齡[ω]歲的曾生一孩數(shù)可以表示為：

[CEBa1（ω）=x=σωqa1（x）j=σx-11-qa1（j）]（6）

[a]隊列女性到某一特定年齡[ω]歲的曾生二孩數(shù)表示為：

[CEBa2（ω）=x=σωqa2（x）n=σx-1qa1（n）j=σn-11-qa1（j）k=n+1x-11-qa2（k）]（7）

采用逐步替換法，將隊列[a]的[x]歲之前的年齡別孩次遞進生育條件概率替換至隊列[b]，計算特定年齡[x]歲年齡別一孩遞進生育條件概率變動對隊列到某一年齡[ω]歲曾生一孩數(shù)總變動的影響為：

[δa-b1（x）=n=σx-11-qa1（n）×qa1（x）-qb1（x）×1-j=x+1ωqb1（j）k=x+1j-11-qb1（k）]（8）

類似地，也可以用隊列[b]的[x]歲之前的年齡別孩次遞進生育條件概率替換至隊列[a]，將隊列[a]逐步替換到[b]的結(jié)果和將隊列[b]逐步替換到[a]的結(jié)果不同，為了消除這種影響，我們?nèi)。?/p>

[δ1（x）=12×δa-b1（x）-δb-a1（x）]（9）

年齡別一孩遞進生育條件概率變動和年齡別二孩遞進生育條件概率變動均會對隊列到某一年齡的平均曾生二孩數(shù)產(chǎn)生影響。同樣使用逐步替換的方法，將隊列[a]的[x]歲之前的年齡別一孩遞進生育條件概率[qa1（x）]替換至隊列[b]，再將隊列[a]的年齡別二孩遞進生育條件概率[qa2（x）]替換至隊列[b]，并消除其替換方向不同結(jié)果不同的影響，得到在特定年齡[x]歲一孩遞進、二孩遞進生育條件概率變動對隊列到[ω]歲平均曾生二孩數(shù)總變動的影響分別為[δ'1（x）]、[δ'2（x）]。其中，[δ'1（x）]和[δ'2（x）]相加等于隊列間平均曾生二孩數(shù)的總差異[δ2（x）]。

5.教育結(jié)構(gòu)和分孩次生育水平變動影響

用[i]表示孩次，[e]表示不同受教育程度，[a]隊列女性的平均曾生子女數(shù)可以寫為：

[CEBa=ieBai，eWa]（10）

用[Eae=WaeWa]表示[a]隊列女性的教育結(jié)構(gòu)，[Fai，e=Bai，eWae]表示特定教育程度女性分孩次的平均曾生子女數(shù)，則：

[CEBa=ieEaeFai，e]（11）

兩個隊列到某一年齡平均曾生子女數(shù)的差異可以分解為：

[CEBa-CEBb=ieFai，e+Fbi，e2×Eae-Ebe+ieEae+Ebe2×[Fai，e-Fbi，e]]（12）

公式（12）右邊的兩項分別表示女性教育結(jié)構(gòu)變動影響以及各受教育程度女性分孩次平均曾生子女數(shù)變動影響。

三、結(jié)果

（一）隊列平均曾生子女數(shù)

除1961年和1962年出生隊列外，其余隊列平均曾生子女數(shù)隨隊列的后移下降。如圖1a所示，隊列到49歲和到39歲的平均曾生子女數(shù)相差不大，表明40歲及以后的生育數(shù)量很少。到29歲時的平均曾生子女數(shù)由1957年出生隊列的1.73增加至1962年出生隊列的1.86，之后下降至1981年出生隊列的1.19，1982年之后出生隊列的平均曾生子女數(shù)存在小幅度上升。

從年齡別平均曾生子女數(shù)來看，越晚出生的隊列，平均曾生子女數(shù)越低。如圖1b所示，1957—1987年出生隊列的平均曾生子女數(shù)隨隊列的后移降低，雖然1967年出生隊列在26歲以前年齡別平均曾生子女數(shù)高于1957年出生隊列，但最后各隊列的平均曾生子女數(shù)都低于1957年出生隊列，且越晚出生的隊列，平均曾生子女數(shù)越少。

分孩次來看，隨著時間的推移，晚出生隊列平均曾生一孩數(shù)降低，除1987年出生隊列外，晚出生隊列平均曾生二孩及更高孩次子女數(shù)降低。如圖1c至圖1f所示，晚出生隊列年齡別平均曾生一孩數(shù)量降低，但最終還是普遍生育一孩；晚出生隊列年齡別平均曾生二孩數(shù)量降低，但1987年出生隊列年齡別平均曾生二孩數(shù)量多于1977年出生隊列；晚出生隊列年齡別平均曾生三孩、四孩及以上數(shù)量降低，其中1987年出生隊列平均生育三孩數(shù)量略多于1977年出生隊列。1987年出生隊列女性在調(diào)查時尚未度過完整育齡期，因此只能計算到29歲時的曾生子女數(shù)。到29歲時，與早出生隊列比較，1987年出生隊列平均曾生一孩數(shù)量降低，但平均曾生二孩、三孩數(shù)量多于1977年出生隊列，反映出1987年出生隊列一孩生育水平降低，同時，受生育政策調(diào)整的影響，二孩、三孩生育水平有所提升。

（二）分初婚、初育年齡曾生子女數(shù)

初婚年齡越晚則婚后到某一年齡的曾生子女數(shù)越少。如圖2a和圖2b所示，各隊列女性中，20歲初婚的女性在婚后20年（40歲）的曾生子女數(shù)均超過1.7，而30歲初婚的女性，婚后10年（40歲）的曾生子女數(shù)均低于1.3。

對于同一初婚年齡的女性，越晚出生的隊列，到某一年齡的曾生子女數(shù)越少。20歲初婚的女性中，1957—1961年、1962—1966年、1967—1971年、1972—1976年出生隊列婚后20年（40歲）的平均曾生子女數(shù)分別為2.32、2.05、1.74、1.73；30歲初婚的女性，1957—1961年、1962—1966年、1967—1971年出生隊列婚后10年（40歲）的平均曾生子女數(shù)分別為1.15、1.09、1.00，1972—1976年出生隊列婚后10年的平均曾生子女數(shù)有所上升，為1.22。

初育年齡越高則初育后到某一年齡的曾生子女數(shù)越少。如圖2c和圖2d所示，各隊列女性中，20歲初育的女性在初育后20年（40歲）的曾生子女數(shù)均超過1.9，而30歲初育的女性初育后10年（40歲）的曾生子女數(shù)均低于1.5。

對于同一初育年齡的女性，越晚出生的隊列，到某一年齡的曾生子女數(shù)越少。20歲初育的女性中，1957—1961年、1962—1966年、1967—1971年、1972—1976年、1977—1981年出生隊列初育后20年（40歲）的平均曾生子女數(shù)分別為2.60、2.34、2.02、1.97、2.00；30歲初育的女性，1957—1961年、1962—1966年、1967—1971年、1972—1976年、1977—1981年出生隊列初育后10年（40歲）的平均曾生子女數(shù)分別為1.46、1.43、1.33、1.32、1.30。

（三）生育的推遲與補償

晚出生隊列存在生育推遲且推遲程度加深。如圖3a所示，晚出生隊列年齡別平均曾生子女數(shù)差值曲線有向右偏移的趨勢，峰值大小也隨隊列后移而增加。與1967年出生隊列比較，1957年出生隊列在15～26歲平均曾生子女數(shù)少于1967年出生隊列，在23歲達到差值絕對值最大后，與基準隊列的年齡別平均曾生子女數(shù)差值迅速減少，27歲之后隊列平均曾生子女數(shù)開始高于1967年出生隊列。1977年和1987年出生隊列年齡別平均曾生子女數(shù)始終低于1967年出生隊列。

在達到差值絕對值最大年齡后，生育開始補償，但晚出生隊列補償程度減弱。1957年出生隊列在23歲之后生育迅速補償1，其補償程度大于差值最大值時的推遲程度，表明1957年出生隊列在較低年齡時生育數(shù)量的減少隨著年齡的增長已經(jīng)得到完全補償。而1977年和1987年出生隊列補償程度較弱，且開始補償?shù)哪挲g向右推移。

晚出生隊列一孩生育推遲且推遲程度加深。如圖3b所示，1977年和1987年出生隊列與1967年出生隊列比較，年齡別平均曾生一孩數(shù)差值曲線呈向右偏移趨勢，且峰值絕對值隨隊列后移變大，反映出晚出生隊列一孩生育推遲程度加深。

晚出生隊列二孩、三孩生育推遲，但1987年出生隊列推遲程度減弱。如圖3c至圖3e所示，1957年出生隊列在26歲之前平均曾生二孩和三孩數(shù)略低于1967年出生隊列，之后平均曾生二孩和三孩數(shù)在各年齡均高于1967年出生隊列；1977年和1987年出生隊列在各年齡平均曾生二孩和三孩數(shù)均低于1967年出生隊列。反映了與1967年出生隊列比較，晚出生隊列生育二孩及以上孩次子女數(shù)減少的趨勢。1987年出生隊列在生育二孩和三孩數(shù)量上有所增加，二孩和三孩生育推遲程度較1977年出生隊列有所減弱。

（四）孩次遞進比變動趨勢

總的來看，隊列生育孩次遞進比隨隊列的后移下降。如圖4所示，1957—1979年出生隊列的一孩遞進比緩慢下降，1980年之后出生的隊列生育一孩遞進比下降幅度變大，這主要是由于1980年之后出生的隊列在調(diào)查時仍處于育齡期，與其他已經(jīng)度過育齡期或處于育齡期末期的隊列相比，尚未生育一孩的情況較多，生育一孩遞進比較低。各隊列生育三孩、四孩及以上孩次遞進比下降趨勢明顯，且生育了三孩的女性，生育四孩及以上孩次的遞進比高于生育了二孩繼續(xù)生育三孩的遞進比。

（五）孩次遞進比變動影響

晚出生隊列平均曾生子女數(shù)的降低，受一孩遞進比下降的影響變大。如圖5所示，分別與1967年出生隊列到相應(yīng)年齡時的平均曾生子女數(shù)比較：到49歲時，1957年出生隊列平均曾生子女數(shù)高的原因，主要是二孩和三孩及以上孩次遞進比較高；到39歲時，1977年出生隊列平均曾生子女數(shù)降低，主要是由二孩和三孩及以上孩次遞進比的下降導(dǎo)致的；到29歲時，1987年出生隊列平均曾生子女數(shù)的降低，主要受一孩遞進比下降的影響。

各孩次遞進比變動對隊列平均曾生子女數(shù)變動的影響在城市女性和農(nóng)村女性之間存在差異。與1967年出生隊列比較：到49歲時，早出生隊列（1957年出生隊列）城市女性平均曾生子女數(shù)略高于1967年出生隊列，二孩和三孩及以上孩次遞進比較高導(dǎo)致農(nóng)村女性平均曾生子女數(shù)更高。晚出生隊列中，城市女性平均曾生子女數(shù)降低受到一孩遞進比和三孩遞進比下降的影響，其中一孩遞進比下降對晚出生隊列平均曾生子女數(shù)下降的貢獻變大；農(nóng)村晚出生隊列平均曾生子女數(shù)下降主要受三孩及以上孩次遞進比下降的影響，在1987年出生隊列中，一孩遞進比下降對平均曾生子女數(shù)下降的貢獻變大。

各孩次遞進比變動對隊列平均曾生子女數(shù)變動的影響在不同受教育程度女性之間存在差異。與1967年出生隊列比較：在各受教育程度女性中，晚出生隊列一孩遞進比下降對隊列平均曾生子女數(shù)降低的影響變大，且受教育程度越高，一孩遞進比下降對隊列平均曾生子女數(shù)降低的貢獻越大；晚出生隊列二孩遞進比上升均使隊列平均曾生子女數(shù)升高，而三孩及以上孩次遞進比下降導(dǎo)致平均曾生子女數(shù)降低，且三孩及以上孩次遞進比在受教育程度高的女性中影響較小。

（六）年齡別孩次遞進生育條件概率變動影響

晚出生隊列平均曾生一孩數(shù)的降低主要受低年齡段年齡別一孩遞進生育條件概率下降的影響。如圖6所示，仍以1967年出生隊列為基準隊列：到49歲時，1957年出生隊列平均曾生一孩數(shù)略高，其中在較低年齡15～24歲時，年齡別一孩遞進生育條件概率略低于1967年出生隊列，導(dǎo)致曾生一孩數(shù)的降低，隨后年齡別一孩遞進生育條件概率開始增加，最終使1957年出生隊列平均曾生一孩數(shù)高于1967年出生隊列；到39歲時，1977年出生隊列平均曾生一孩數(shù)低于1967年出生隊列，主要是由于在33歲之前年齡別一孩遞進生育條件概率的降低導(dǎo)致，在33歲之后，年齡別一孩遞進生育條件概率開始上升，將使隊列最終曾生一孩數(shù)有所增加；到29歲時，1987年出生隊列平均曾生一孩數(shù)低于1967年出生隊列，主要受1987年出生隊列年齡別一孩遞進生育條件概率降低的影響，由于在較高年齡存在生育的補償，晚出生隊列年齡別一孩遞進生育條件概率變動影響在24歲之后開始減小。

晚出生隊列平均曾生二孩數(shù)的降低主要受年齡別一孩遞進生育條件概率下降的影響（見圖7）?？偟膩砜?，1957年出生隊列平均曾生二孩數(shù)高于1967年出生隊列，受二孩遞進生育條件概率變動的影響較大，其中一孩遞進生育條件概率的下降貢獻了-100.60%，二孩遞進生育條件概率的增加貢獻了200.60%。而對于晚出生隊列，一孩遞進生育條件概率變動的影響更大：1977年出生隊列到39歲時平均曾生二孩數(shù)低于1967年出生隊列到相應(yīng)年齡的平均曾生二孩數(shù)，其中一孩遞進生育條件概率的下降對曾生二孩數(shù)的降低貢獻了109.80%，二孩遞進生育條件概率的增加貢獻了-9.80%；1987年出生隊列到29歲時平均曾生二孩數(shù)低于1967年出生隊列，其中一孩遞進生育條件概率的下降對曾生二孩數(shù)的降低貢獻了208.21%，二孩遞進生育條件概率的增加貢獻了-108.21%。

各年齡的孩次遞進生育水平變動對隊列平均曾生子女數(shù)變動產(chǎn)生的影響不同。如圖7所示，從各個年齡來看，早出生隊列雖然在較低年齡的一孩遞進生育條件概率較低，但在23歲之后一孩遞進生育條件概率迅速上升，并在25歲之后高于1967年出生隊列，再加上早出生隊列的二孩遞進生育條件概率在34歲之前始終較高，最終1957年出生隊列平均曾生二孩數(shù)高于1967年出生隊列。而晚出生隊列在較低年齡的一孩遞進生育條件概率和二孩遞進生育條件概率均低于1967年出生隊列，受二孩政策放開的影響，1987年出生隊列年齡別二孩遞進生育條件概率迅速升高，但年齡別一孩遞進生育條件概率始終低于1967年出生隊列，預(yù)計在30歲之后會有所上升。

（七）教育結(jié)構(gòu)和分孩次生育水平變動影響

晚出生隊列中，教育結(jié)構(gòu)變動對隊列平均曾生子女數(shù)下降的影響變大。如圖8所示，與1967年出生隊列比較，1957年出生隊列平均曾生子女數(shù)較高主要是由于各受教育程度女性曾生子女數(shù)較高導(dǎo)致的；而晚出生隊列中，教育結(jié)構(gòu)的變動對隊列平均曾生子女數(shù)下降的影響變大，晚出生隊列平均曾生子女數(shù)降低主要是由女性受教育程度提高驅(qū)動的，且越晚出生的隊列，受教育程度提高導(dǎo)致隊列平均曾生子女數(shù)降低的影響越大。

分孩次生育水平變動對隊列平均曾生子女數(shù)變動的影響在不同受教育程度女性之間存在差異。如圖9所示，與1967年出生隊列比較，晚出生隊列中，受教育程度較低的女性平均曾生子女數(shù)降低的主要原因是三孩和四孩及以上孩次生育數(shù)量的降低；受教育程度高的女性，一孩生育數(shù)量的減少對隊列平均曾生子女數(shù)降低的影響隨隊列的后移變大。

四、結(jié)論與討論

本文基于隊列的視角，分析了中國女性隊列平均曾生子女數(shù)的變化趨勢以及生育的推遲與補償情況，探討了孩次遞進比、年齡別孩次遞進生育條件概率以及教育結(jié)構(gòu)和各受教育程度女性生育水平變動對隊列平均曾生子女數(shù)總變動的影響。得出以下結(jié)論：

隨著時間的推移，中國女性隊列平均曾生子女數(shù)總體呈減少趨勢。1962年之后出生隊列的女性，到29歲、39歲和49歲時的平均曾生子女數(shù)隨隊列的后移下降；1982年之后出生的隊列到29歲時的平均曾生子女數(shù)存在小幅度上升。分孩次來看，各隊列年齡別平均曾生一孩數(shù)隨隊列的后移降低，除1987年出生隊列外，隊列平均曾生二孩及更高孩次子女數(shù)隨隊列的后移降低。自20世紀70年代中國執(zhí)行嚴格的計劃生育政策以來，生育水平總體呈現(xiàn)不斷下降的趨勢。隨著生育水平的下降，國家在2013年和2016年分別實施了單獨二孩和全面兩孩政策，二孩生育政策對晚出生隊列女性二孩生育數(shù)量的增加具有明顯的作用。2021年中國實施全面三孩政策，生育限制進一步放松，但生育政策的調(diào)整對于提高生育水平的刺激作用有限。［11］當前育齡女性尤其是年輕一代受經(jīng)濟成本、時間成本等現(xiàn)實條件的制約，生育意愿較難實現(xiàn)；［19］再加上在少子化和老齡化的背景下，未來育齡女性的規(guī)模將進一步縮小，育齡女性年齡結(jié)構(gòu)老化，“生育潛力”降低，“低生育率”風險將進一步增加。

初婚和初育年齡越高，女性曾生子女數(shù)量越少。從時期的角度講，生育的進度效應(yīng)即生育年齡的推遲是時期總和生育率下降的主要原因。［4］從隊列的角度來看，在以婚內(nèi)生育為主的中國社會，隊列女性初婚年齡越晚，初育時間也進一步推遲，從而導(dǎo)致各孩次平均生育年齡均推遲，降低了高孩次生育的可能性，隊列終身生育子女數(shù)進一步降低。年輕人對未來經(jīng)濟前景的不安全感會使他們推遲婚育年齡、減少生育數(shù)量，［20-21］越來越多的年輕人希望接受更多的教育、實現(xiàn)更高的職業(yè)地位，并通過保持單身、推遲婚育、少生孩子等方式減少自身發(fā)展與家庭照料的沖突，從而導(dǎo)致了婚育年齡的不斷推遲，終身可能生育的子女數(shù)量減少。

晚出生隊列生育推遲程度加深，且在高年齡段的補償程度減弱。與1967年出生隊列比較，晚出生隊列生育推遲程度加深，在達到差值絕對值最大年齡后的補償程度也在減弱；分孩次來看，晚出生隊列一孩生育的推遲程度加深，1987年出生隊列二孩和三孩生育推遲程度有所減弱。晚出生隊列在年輕時不生育而推遲到更大年紀再生育，因此，隊列的生育水平在較高年齡時有所補償，［22］且這一補償現(xiàn)象在不同孩次生育水平上同樣存在。但生育的補償程度在不同孩次上存在差異，研究表明一孩生育的推遲在較高年齡均有較強的補償，而三孩及更高孩次生育的補償則會減弱。［15］我們的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)晚出生隊列一孩生育的補償程度仍較強，但有減弱趨勢，隊列終身生育0個子女數(shù)的比例有可能增加；而二孩、三孩生育的補償程度有所提高，這主要是受到生育政策調(diào)整的影響；四孩及以上孩次生育的補償程度減弱，且不能完全補償。

不同孩次遞進比變動對隊列平均曾生子女數(shù)變動的影響在隊列間存在差異。與1967年出生隊列比較，早出生隊列平均曾生子女數(shù)較高，主要受二孩遞進比和三孩遞進比增加的影響；晚出生隊列平均曾生子女數(shù)的降低，主要受一孩遞進比下降的影響，且越晚出生的隊列，一孩遞進比下降的影響越大。在城市女性和受教育程度高的女性中，一孩遞進比下降的影響對晚出生隊列平均曾生子女數(shù)降低的影響更大，而對于農(nóng)村女性和受教育程度低的女性，三孩遞進比下降的影響更大。年輕隊列的生育觀念與生育模式已經(jīng)發(fā)生了變化。過去（尤其是在農(nóng)村地區(qū)）人們對“多子多?！薄梆B(yǎng)兒防老”的傳統(tǒng)觀念認同度較高，隨著女性社會地位的提高和生育觀念的轉(zhuǎn)變，社會對女性必須生育的認同度有所下降，［23］平均婚育年齡不斷推遲，再加上當前不孕不育癥發(fā)生率在上升，終身未育比例升高等各方因素導(dǎo)致了晚出生隊列一孩遞進比下降。［6］［24］

隊列平均曾生子女數(shù)受年齡別孩次遞進生育條件概率的影響。晚出生隊列平均曾生一孩數(shù)的降低主要受15～29歲年齡別一孩遞進生育條件概率下降的影響；晚出生隊列平均曾生二孩數(shù)的降低主要受年齡別一孩遞進生育條件概率下降的影響，年齡別二孩遞進生育條件概率的上升使得隊列曾生二孩數(shù)增加。隨著年齡的變化，各孩次遞進生育水平變動對隊列平均曾生子女數(shù)均產(chǎn)生了影響。生育政策的調(diào)整非常顯著地增加了晚出生隊列年齡別二孩遞進生育條件概率，但一孩遞進生育條件概率仍然較低，是導(dǎo)致隊列平均曾生子女數(shù)不斷降低的主要原因。盡管二孩生育水平有所上升，但一孩生育在人口生育中具有主導(dǎo)性和基礎(chǔ)性作用，［11］未來隊列平均曾生子女數(shù)量將會進一步降低。

女性受教育程度越高，曾生子女數(shù)量越少；在晚出生隊列中，教育結(jié)構(gòu)變動對隊列平均曾生子女數(shù)下降的影響變大。不同受教育程度女性的生育水平存在差異，且高學歷女性往往有較低的生育率。［24-26］隨著各受教育程度對應(yīng)的生育水平逐漸穩(wěn)定，受教育程度高的女性比例的增加成為推動隊列生育水平下降的重要原因之一。［27］中國育齡女性受教育程度不斷提高，晚出生隊列中初中及以下女性占比降低，大專及以上女性占比增加，而受教育程度越高，到某一年齡的曾生子女數(shù)量越少。育齡女性生育水平因受教育程度提高而持續(xù)下降的趨勢將不可避免。

當前，國家已經(jīng)出臺相關(guān)政策提倡適齡婚育，但由于年輕人受到經(jīng)濟負擔重、就業(yè)壓力大、生育觀念轉(zhuǎn)變等因素的影響，初婚、初育年齡不斷推遲。為此，應(yīng)當進一步制定必要的支持和干預(yù)措施，加強輿論宣傳和政策引導(dǎo)，鼓勵年輕人適齡婚育；一體化考慮婚嫁、生育、養(yǎng)育和教育問題，減輕群眾生育養(yǎng)育負擔；全面、深入地推動社會性別平等，保障職業(yè)女性生育期間的合法權(quán)益，減少女性因生育養(yǎng)育對事業(yè)發(fā)展帶來的影響。此外，晚出生隊列一孩遞進比下降是導(dǎo)致女性曾生子女數(shù)降低的主要原因。然而，目前各地政策更多地聚焦生育二孩和生育三孩的獎勵，而忽視了一孩生育。為此，在生育支持政策的落實中，應(yīng)加強對女性一孩生育的支持與關(guān)注。最后，鑒于受教育程度提高導(dǎo)致了女性曾生子女數(shù)的降低，一方面，進一步制定多方面的生育支持政策，降低高學歷人群生育的機會成本和子女養(yǎng)育負擔，增加高學歷人群的生育意愿；另一方面，對于正在接受高等教育并且有生育意愿的群體，從學業(yè)年限等方面消除制度障礙，為她們生育提供必要的支持。

本研究也存在一定局限。一是研究使用的懷孕史信息來自回顧性數(shù)據(jù)，可能存在不同程度的回憶偏差，尤其是在較早出生隊列的女性中。二是本研究中晚出生隊列女性在調(diào)查時尚未度過生育期，無法計算其終身生育子女數(shù)，但對隊列年齡別平均曾生子女數(shù)變動趨勢和特征的研究也可以反映出曾生子女數(shù)在晚出生隊列中明顯減少的趨勢。在未來的研究中可以通過預(yù)測的方法對年輕隊列曾生子女數(shù)的趨勢進行預(yù)測。

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［責任編輯王曉璐］

TrendsinCohortFertilityLevelinChina

WANGTianA，JIANGQuanbaoB

（A.SchoolofPublicPolicyandAdministration，Xi'anJiaotongUniversity，Xi'anShaanxi，710049，China；

B.InstituteforPopulationandDevelopmentStudies，Xi'anJiaotongUniversity，Xi'anShaanxi，710049，China）

Abstract：ThecontinuousdeclineinthefertilityrateinChinahascausedextensiveattention.Duetolimiteddata，thereislessresearchonthecohortfertilitylevelofChinesewomen.Basedonthe2017ChinaFertilitySurveydataandfromacohortperspective，thispapercalculatestheaveragenumberofchildreneverborn（CEB）bybirthcohortandage-specificaveragenumberofCEB，analyzesthepostponementandrecuperationoffertility，calculatesparityprogressionratio（PPR）anddecomposesthechangesintheaveragenumberofCEBbyaspecificagebetweencohorts.Thisstudymainlyfocusesonthefollowingquestions：（1）DescribethetrendintheaveragenumberofCEBandage-specificaveragenumberofCEBbycohort，includingthetrendintheaveragenumberofCEBforwomenofdifferentagesatfirstmarriageandfirstchildbirth.（2）Giventheimpactofdelayedchildbearingoncohortfertility，analyzethepostponementeffectofchildbearingandtherecuperationeffectatlaterreproductiveagesineachcohort，includingthepostponementandrecuperationeffectsbyparities，tounderstandtheimpactofpostponementandrecuperationeffectsofchildbearingonthenumberofCEB.（3）AnalyzetheimpactofchangesintheparityprogressionratiosonthetotalchangeintheaveragenumberofCEBbyaspecificagebetweencohortstoexplorewhichparityhasagreaterinfluenceonthetotalchangeintheaveragenumberofCEB.（4）Furtheranalyzetheeffectofage-parity-specificconditionalprobabilityoffertilityonthedifferencesinthenumberofCEBbyaspecificagebetweencohorts.（5）Consideringthesignificantimpactofeducationalattainmentonwomen'sfertility，adecompositionmethodwasemployedtoexaminethecontributionofthechangeinthenumberofCEBspecifictoeducationalcategoriesandthechangeineducationalstructuretothetotalchangeinthenumberofCEBbetweencohorts.TheresultsshowthatthereisadecreasingtrendintheaveragenumberofCEBacrosscohorts.Theoldertheageatfirstmarriageorfirstbirth，thefewerchildrenwereeverborn.Thepostponementofthefirstchildbirthdeepensamongwomeninlaterbirthcohorts.ThedecompositionofchangesintheaveragenumberofCEBshowsthatthedeclineinthenumberofCEBinlaterbirthcohortsismostlydrivenbyreductionsintheprogressionratiostofirstbirth.Thedeclineoffertilitylevelamongurbanorhighereducatedwomenismostlyattributabletothereductionintheprogressionratiostofirstbirth；Whilethedeclineoffertilitylevelamongruralorlesseducatedwomenisattributabletothereductionintheprogressionratiostothirdbirth.ThedeclineintheaveragenumberofCEBisalsoaffectedbychangesinage-parity-specificconditionalprobability，andthecontributionoftheage-specificconditionalprobabilityoffirstbirthbecomeslargerinlaterbirthcohorts.Theeducationlevelofwomenaffectscohortfertility，andthecontributionofchangesineducationalstructuretothedecreaseoftheaveragenumberofCEBincreasesinlaterbirthcohorts.

KeyWords：CohortFertilityLevel，ChildrenEverBorn，EducationalStructure，ParityProgressionRatio，Decomposition