郭志剛：現(xiàn)行生育政策與未來(lái)家庭結(jié)構(gòu)

　　一、前言

　　中國(guó)自1973年起便開展了全國(guó)性的計(jì)劃生育工作。在早期提出的是“晚、稀、少”生育政策；
1978年又提出一對(duì)夫婦生育子女?dāng)?shù)“最好一個(gè)、最多兩個(gè)，間隔三年以上”；
1980年又改為“除了在人口稀少的少數(shù)民族地區(qū)以外，要普遍提倡一對(duì)夫婦只生育一個(gè)孩子”。1980年9月25日發(fā)出《中共中央關(guān)于控制我國(guó)人口增長(zhǎng)問(wèn)題致全體共產(chǎn)黨員、共青團(tuán)員的公開信》，將普遍提倡一對(duì)夫婦只生育一個(gè)孩子的生育政策的執(zhí)行推向高潮。之后，由于過(guò)緊的生育政策在實(shí)際執(zhí)行中出現(xiàn)較多問(wèn)題，中共中央于1984年4月下發(fā)了7號(hào)文件，該文件提出“要進(jìn)一步完善計(jì)劃生育工作的具體政策”，其具體精神后來(lái)常被簡(jiǎn)稱為“開小口子、堵大口小”，即從實(shí)際情況出發(fā)，在生育二孩的限制上有所松動(dòng)。經(jīng)過(guò)幾年的過(guò)渡和完善，1988年提出現(xiàn)行生育政策（彭p èi ＠①云，1997）。此后，這一生育政策基本穩(wěn)定不變，一直執(zhí)行到現(xiàn)在。

　　中國(guó)現(xiàn)行計(jì)劃生育政策的內(nèi)容是：提倡晚婚晚育、少生優(yōu)生；
提倡一對(duì)夫婦只生育一個(gè)孩子。極少數(shù)確有特殊困難的家庭經(jīng)過(guò)批準(zhǔn)可生育第二個(gè)孩子；
少數(shù)民族地區(qū)的計(jì)劃生育具體措施由所在地區(qū)自行決定（彭p èi ＠①云，1997）。據(jù)國(guó)家計(jì)生委有關(guān)資料，全國(guó)僅有6個(gè)省區(qū)和西藏自治區(qū)農(nóng)村基本實(shí)行生育兩個(gè)孩子或多個(gè)孩子的政策，有7個(gè)省、直轄市規(guī)定一般情況下只生育一個(gè)孩子，17個(gè)省區(qū)規(guī)定農(nóng)村人口一對(duì)夫婦第一個(gè)孩子是女孩，有實(shí)際生活困難的，可以間隔幾年后，有計(jì)劃地安排生育第二個(gè)孩子（張二力、陳建利，1999）。

　　總的來(lái)說(shuō)，中國(guó)農(nóng)村的生育政策是多元化的，根據(jù)實(shí)際情況有不同的政策要求。在城鎮(zhèn)地區(qū)，基本上實(shí)行“獨(dú)生子女政策”。同時(shí)，絕大部分地區(qū)都規(guī)定了夫婦雙方都是獨(dú)生子女時(shí)，可以間隔幾年生育第二個(gè)孩子（張二力、陳建利，1999）。

　　計(jì)劃生育自70年代末在全國(guó)大規(guī)模推行以來(lái)，對(duì)控制中國(guó)人口規(guī)模，降低生育率水平起到了積極的作用。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，進(jìn)入90年代以后，總和生育率（TFR ）已經(jīng)降到更替水平以下，人口增長(zhǎng)速度得到了有效的控制。與此同時(shí)，計(jì)劃生育對(duì)人口結(jié)構(gòu)也產(chǎn)生了不容忽視的影響，人口年齡“金字塔”的底部由于出生減少，明顯呈縮進(jìn)狀態(tài)，加之平均預(yù)期壽命的延長(zhǎng)，人口老齡化的態(tài)勢(shì)愈加嚴(yán)重，平均家庭戶規(guī)模也不斷縮小。根據(jù)有關(guān)研究，80年代平均家庭戶規(guī)模的急劇縮小主要是由于夫婦平均生育子女?dāng)?shù)量的減少（郭志剛，1995：85）。并且，這一變化過(guò)程仍在繼續(xù)。

　　近年來(lái)，人們對(duì)由于計(jì)劃生育產(chǎn)生的獨(dú)生子女及其未來(lái)家庭結(jié)構(gòu)的情況給予了極大的關(guān)注，很多人擔(dān)心會(huì)出現(xiàn)所謂“四二一”家庭問(wèn)題，即將來(lái)人口的贍養(yǎng)與撫養(yǎng)情況將呈現(xiàn)“倒三角”結(jié)構(gòu)，對(duì)獨(dú)生子女家庭的養(yǎng)老前景極為憂慮。我們認(rèn)為，“四二一”家庭在歷朝各代都會(huì)存在，而目前它之所以備受關(guān)注，是因?yàn)橹袊?guó)的計(jì)劃生育形成了歷史上從未有過(guò)的大量獨(dú)生子女。那么，究竟現(xiàn)行生育政策會(huì)造成獨(dú)生子女及其父母的數(shù)量占多大的比重？“四二一”家庭的遍及程度有多大？“四二一”家庭問(wèn)題在什么時(shí)候達(dá)到最嚴(yán)重的程度？哪些出生隊(duì)列（注：人口統(tǒng)計(jì)學(xué)中稱同年出生的一批人為一個(gè)出生隊(duì)列，或簡(jiǎn)稱為隊(duì)列。）涉及“四二一”家庭的可能性最大？這些問(wèn)題無(wú)論對(duì)于社會(huì)發(fā)展規(guī)劃和學(xué)術(shù)研究都是必要的基礎(chǔ)信息。本文將就這些問(wèn)題進(jìn)行一些初步的定量分析探索與測(cè)算。

　　二、研究方法

　　家庭的統(tǒng)計(jì)研究在操作方面困難重重。一些學(xué)者認(rèn)為家庭人口學(xué)發(fā)展緩慢的問(wèn)題在于缺乏理論，另一些學(xué)者則認(rèn)為障礙主要來(lái)自于缺乏資料。國(guó)際著名數(shù)理人口學(xué)大師凱菲茨（1986、1994）在評(píng)論家庭人口學(xué)發(fā)展時(shí)則認(rèn)為，這一課題的復(fù)雜性使得收集資料和理論發(fā)展都十分困難。

　　核心家庭是最簡(jiǎn)單的家庭形式。然而，對(duì)核心家庭的研究也并不簡(jiǎn)單。在社會(huì)學(xué)中，同一由父母和子女構(gòu)成的核心家庭可以按參照對(duì)象不同定義出兩個(gè)家庭概念：即對(duì)于子女而言，這個(gè)家庭是其定位家庭，指其出生和早期社會(huì)化所在的家庭；
而對(duì)于父母而言，則是其生育家庭，指其通過(guò)生育或領(lǐng)養(yǎng)所建立的家庭（Macionis，1993：406）。

　　以上對(duì)同一家庭能定義出兩種家庭概念，從方法論上揭示出家庭研究復(fù)雜性的一個(gè)重要方面，即如何確定家庭的參照對(duì)象。家庭的形成和發(fā)展變化既包括婚姻因素（同代非血緣關(guān)系），又包括生育形成的代際血緣關(guān)系和同代血緣關(guān)系（如兄弟姐妹）。在家庭成員“天各一方”的情況下，確定一個(gè)普適的家庭參照對(duì)象，并保證由此劃分出的整個(gè)社會(huì)中存在的各個(gè)家庭所屬成員彼此獨(dú)立，幾乎是不可能的事。

　　本文將從分析這一課題的復(fù)雜性入手，尋找解決問(wèn)題的途徑。

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　　就統(tǒng)計(jì)而言，“四二一”家庭是一個(gè)十分復(fù)雜的特定組合群體概念。這種家庭涉及了三代人，三對(duì)夫婦，七個(gè)人。其中“二”特指兩個(gè)獨(dú)生子女結(jié)婚形成的中間一代，“四”是指他們的父母，“一”指這對(duì)獨(dú)生子女夫婦所生育的獨(dú)生子女。他們只需要具有這種直接親屬關(guān)系結(jié)構(gòu)，不需要生活在一起。

　　從以上“四二一”家庭概念定義可以分解出，其形成的必要條件：（1）中間一代為性別不同的兩個(gè)獨(dú)生子女；
（2）這兩個(gè)獨(dú)生子女之間存在婚姻關(guān)系；
（3）這兩個(gè)獨(dú)生子女結(jié)婚后只生育一個(gè)子女；
（4）獨(dú)生子女夫婦雙方的父母仍然同時(shí)生存。

　　由于上述幾個(gè)條件共存，使直接研究“四二一”家庭變得十分復(fù)雜，很難操作。但這并不意味著我們無(wú)法開展“四二一”家庭的量化研究。實(shí)際上，通過(guò)取消一些限制條件，便可以有所作為。

　　第一，可以取消中間一代夫婦生多少個(gè)子女的限制。一來(lái)因?yàn)楝F(xiàn)行生育政策中明確規(guī)定獨(dú)生子女夫婦可以生育兩個(gè)子女，二來(lái)如果他們真的生育兩個(gè)子女，則家庭負(fù)擔(dān)會(huì)更重（宋健，2000）。所以，這樣做并不改變研究的性質(zhì)。取消這個(gè)條件將使三代人的研究問(wèn)題簡(jiǎn)化為只涉及兩代。

　　第二，可以取消要求上代中四個(gè)老人同時(shí)存活的條件，因?yàn)榧词蛊渲械囊恍┧劳隽耍ㄟ@是“四二一”家庭瓦解的必由之路），對(duì)于其他生存的老人來(lái)說(shuō)，依然僅有下代一對(duì)獨(dú)生子女夫婦可以依靠，這在性質(zhì)上與嚴(yán)格的“四二一”家庭一樣，只是對(duì)于下一代而言，其負(fù)擔(dān)程度稍有減輕而已。這一步取消則有助于研究進(jìn)一步聚集于一代中的獨(dú)生子女。

　　有關(guān)第二代中獨(dú)生子女與獨(dú)生子女結(jié)婚的條件則不僅不需要取消，而且可以用概率分布的形式描述未來(lái)中間一代夫婦按是否獨(dú)生子女所劃分的婚姻類型。實(shí)際上只要夫婦中有一方為獨(dú)生子女，他們就有類似于“四二一”家庭的問(wèn)題（注：一些地方現(xiàn)行生育政策中已經(jīng)允許只有一方為獨(dú)生子女的夫婦生育兩個(gè)孩子。）。

　　為了行文方便，后面將獨(dú)生子與獨(dú)生女締結(jié)的婚姻簡(jiǎn)稱為“雙獨(dú)”婚姻，用“X 二”家庭表示兩個(gè)獨(dú)生子女結(jié)婚且他們?nèi)陨�存的父母人�?shù)未知這樣一種家庭關(guān)系狀況。將獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女締結(jié)的婚姻簡(jiǎn)稱為“單獨(dú)”婚姻，非獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女締結(jié)的婚姻簡(jiǎn)稱為“雙非”婚姻。

　　由于“四二一”家庭只是在“X 二”家庭條件以外再增加更多條件，因此，“四二一”家庭只是“X 二”家庭中的一個(gè)特定部分。所以，即使在最寬松的假設(shè)條件下，其數(shù)量或比例都以“X 二”家庭的相應(yīng)統(tǒng)計(jì)為上限。并且，如果以中間一代為參照，那么“X 二”家庭的比例等價(jià)于“雙獨(dú)”婚姻的比例。

　�。ǘ�）研究的技術(shù)關(guān)鍵

　　現(xiàn)行生育政策的特征是要求生育獨(dú)生子女，而“X 二”家庭或“四二一”家庭關(guān)系結(jié)構(gòu)的基本要素也正是獨(dú)生子女以及“雙獨(dú)”婚姻。因此，研究的第一個(gè)技術(shù)關(guān)鍵是如何在人口預(yù)測(cè)中判別上下兩代人與獨(dú)生子女特征的關(guān)聯(lián)屬性，并解決如何在每輪預(yù)測(cè)中根據(jù)上一代的生育進(jìn)程反映上下兩代人在這些屬性方面的變化。

　　對(duì)于上一代，需要取得各出生隊(duì)列的終身只生育一個(gè)孩子的比例。在操作中，上代的情況以隊(duì)列中女性的這一比例來(lái)近似代表隊(duì)列中夫婦的這一比例。這是因?yàn)椋阂环矫妫瑡D女是生育的直接承擔(dān)者；
另一方面，中國(guó)婦女普遍結(jié)婚、且女性的平均壽命長(zhǎng)于男性。對(duì)于下一代，也需要按出生隊(duì)列估計(jì)其在不同年齡時(shí)身為獨(dú)生子女的比例。母子兩代與獨(dú)生子女屬性關(guān)聯(lián)的分布統(tǒng)計(jì)是研究“X 二”家庭的必要條件，但尚不充分。真正能夠形成“X 二”家庭，還要求第二代中的獨(dú)生子與獨(dú)生女結(jié)婚。

　　這涉及到第二個(gè)技術(shù)關(guān)鍵，即子代中不同類型組合（如“雙獨(dú)”婚姻、“單獨(dú)”婚姻和“雙非”婚姻）的婚姻匹配概率的計(jì)算，影響因素十分復(fù)雜。但是，只要取得婚姻市場(chǎng)兩性中的獨(dú)生子女比例，便可以在一定假設(shè)條件下對(duì)不同類型的婚姻組合的概率進(jìn)行匡算。

　　本研究通過(guò)解決這兩個(gè)技術(shù)關(guān)鍵問(wèn)題，取得了在現(xiàn)行生育政策不變的假設(shè)條件下，未來(lái)母子兩代中各隊(duì)列與獨(dú)生子女屬性的關(guān)聯(lián)比例，并在此基礎(chǔ)上計(jì)算了未來(lái)各時(shí)期子代不同類型婚姻組合的概率。這些預(yù)測(cè)結(jié)果便構(gòu)成了在現(xiàn)行生育政策不變的條件下未來(lái)家庭結(jié)構(gòu)的量化指標(biāo)。從實(shí)質(zhì)上說(shuō)，本研究是從子代對(duì)未來(lái)形成“X 二”家庭的人口條件的預(yù)測(cè)和對(duì)未來(lái)“雙獨(dú)”婚姻概率的估計(jì)。

　　三、基礎(chǔ)數(shù)據(jù)與預(yù)測(cè)方法

　　未來(lái)的“X 二”家庭可以分別以上下兩代為參照來(lái)進(jìn)行分析，但首先要通過(guò)人口預(yù)測(cè)取得父母一代中作為獨(dú)生子女父母的比例和子女一代中獨(dú)生子女的比例。二者分別從上代的角度和下代的角度反映了未來(lái)家庭結(jié)構(gòu)的人口條件，可以相輔相成。受篇幅限制，本文只著重介紹子代獨(dú)生子女比例的估計(jì)方法及其有關(guān)結(jié)果。

　�。ㄒ唬┤丝陬A(yù)測(cè)的基本數(shù)據(jù)和假設(shè)方案

　　本文人口基數(shù)來(lái)源于1990年第四次全國(guó)人口普查的人口數(shù)據(jù)，對(duì)1990～2100年間的人口進(jìn)行預(yù)測(cè)。死亡率參數(shù)以1990年人口出生時(shí)平均預(yù)期壽命為基準(zhǔn)（黃榮清、劉琰，1995），并假設(shè)今后每年遞增0.1歲（見表1）。由于是在1990年人口基數(shù)之上開始預(yù)測(cè)，而統(tǒng)計(jì)部門并沒有公布90年代的城鄉(xiāng)總和生育率的統(tǒng)計(jì)數(shù)，所以我們以農(nóng)村總和生育率為2.363、城鎮(zhèn)總和生育率為1.230作為起始水平。以后的生育率假設(shè)采用了張二力、陳建利（1999）對(duì)全國(guó)城鎮(zhèn)及農(nóng)村2000～2015年完全符合政策生育時(shí)的總和生育率模擬結(jié)果（見表2）。即農(nóng)村生育水平逐步下降至1.56，以后不再變化。而城鎮(zhèn)生育水平先下降至2000年的1.09，然后考慮雙方均為獨(dú)生子女的婚姻會(huì)越來(lái)越多而使得允許生育二孩的情況有所增加，所以，生育水平將逐漸提高，到2015年達(dá)到1.45，以后保持不變。因此，所采取的生育水平假定是很低的。

　　盡管方方面面對(duì)于90年代的實(shí)際生育水平有不同的看法。然而，我們的研究目的并不是要提供對(duì)今后中國(guó)總?cè)丝谇闆r的可信預(yù)測(cè)，而是要在假設(shè)現(xiàn)行生育政策完全能夠得到執(zhí)行的條件下，估計(jì)未來(lái)社會(huì)中“X 二”家庭的數(shù)量可能達(dá)到的程度。所以，如果90年代或今后實(shí)際生育水平高于現(xiàn)行政策的要求，那么，社會(huì)中獨(dú)生子女及其父母的數(shù)量和比例都會(huì)低于這里的預(yù)測(cè)值，因此未來(lái)能夠形成的“X 二”家庭也會(huì)相對(duì)減少。于是，按照這樣一種較低生育水平的預(yù)測(cè)結(jié)果實(shí)際上提供了未來(lái)這一程度的數(shù)量上限。

　�。ǘ�）對(duì)子代獨(dú)生子女屬性的判別

　　在預(yù)測(cè)中判別子代獨(dú)生子女屬性時(shí)，孩子的出生孩次是一個(gè)重要概念。一個(gè)孩子的出生孩次等于其母親生他時(shí)的生育孩次。母親的生育孩次屬性隨其后續(xù)生育是可變的，而子女的出生孩次屬性則不可變。子女的出生孩次對(duì)于判別其是否為獨(dú)生子女是有用的，但子女最終是否為獨(dú)生子女，并不完全取決于出生孩次，真正有效的信息是子女在結(jié)婚成家時(shí)的同胞屬性，即這時(shí)其同母所生所有子女總數(shù)的情況。按照研究的具體要求，可簡(jiǎn)化為獨(dú)生子女和非獨(dú)生子女兩種類型，劃分方法是看其有沒有兄弟姐妹。子女的出生孩次屬性與其同胞屬性既有關(guān)聯(lián)，又不等同。所有的一孩剛出生時(shí)都是獨(dú)生子女，但其同胞屬性卻可能由于母親的后續(xù)生育而發(fā)生變化。換句話說(shuō)，獨(dú)生子女一定是一孩，但一孩不一定是獨(dú)生子女。

　　在預(yù)測(cè)中，對(duì)子女一代的操作定義是出生隊(duì)列，各隊(duì)列出生時(shí)的一孩人數(shù)便作為該隊(duì)列當(dāng)時(shí)的獨(dú)生子女人數(shù)，然后在以后的各輪預(yù)測(cè)中追隨其母親一代后續(xù)的二孩生育情況不斷調(diào)整更新該隊(duì)列的獨(dú)生子女的數(shù)量（注：本預(yù)測(cè)用1990年人口普查公布的育齡婦女的曾生子女?dāng)?shù)結(jié)構(gòu)（國(guó)務(wù)院人口普查辦公室、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局人口統(tǒng)計(jì)司，1993）作為母親一代結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)輸入。）。所以，每個(gè)子女隊(duì)列中的獨(dú)生子女人數(shù)和比例隨年齡提高而遞減。

　　本預(yù)測(cè)采用根據(jù)1990年全國(guó)人口普查1%原始抽樣數(shù)據(jù)對(duì)家庭戶中母子關(guān)系匹配得到的0～14歲的獨(dú)生子女比例（郭志剛，(點(diǎn)擊此處閱讀下一頁(yè))

　　2001）作為子女結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)輸入信息（注：這一估計(jì)直接由人口普查原始數(shù)據(jù)推算，與計(jì)劃生育部門的獨(dú)生子女領(lǐng)證率統(tǒng)計(jì)無(wú)關(guān)。與楊叔章、郭震威（2000）所引用5年出生隊(duì)列的獨(dú)生子女比例相比較，在可比性較大的1976～1980年出生隊(duì)列，我們的估計(jì)值略低（郭志剛，2001）。）。

　�。ㄈ�）孩次遞進(jìn)預(yù)測(cè)方法

　　常規(guī)人口預(yù)測(cè)方法不能勝任研究“X 二”家庭研究的需要，即使是分孩次的年齡別生育預(yù)測(cè)也有問(wèn)題。主要是因?yàn)檫@類方法的生育預(yù)測(cè)以時(shí)期年齡別婦女合計(jì)人口作為生育預(yù)測(cè)的基數(shù)，完全不考慮該年齡組業(yè)已形成的生育孩次結(jié)構(gòu)。（注：本研究曾用分孩次的年齡別生育率進(jìn)行過(guò)嘗試，最大的問(wèn)題是結(jié)果中若干年份的0孩次婦女人數(shù)會(huì)出現(xiàn)不合邏輯的負(fù)值，反應(yīng)出常規(guī)方法對(duì)于此類人口模擬的有效性較差。）

　　孩次遞進(jìn)預(yù)測(cè)與常規(guī)生育率預(yù)測(cè)不同，這種預(yù)測(cè)是在條件概率生育的基礎(chǔ)上進(jìn)行分孩次的預(yù)測(cè)。也就是說(shuō)在預(yù)測(cè)中，只有尚未生育的婦女才能生育一孩，只有只生育了一個(gè)孩子的婦女才能生育二孩，等等。所以，孩次遞進(jìn)預(yù)測(cè)可以控制婦女隊(duì)列的既成孩次結(jié)構(gòu)。

　　孩次遞進(jìn)預(yù)測(cè)有兩種基本類型：一是生育間隔別孩次遞進(jìn)模型（Feene-y ，1985；
Feeneyand Yu，1987），二是年齡別孩次遞進(jìn)模型（馬瀛通、王彥祖、楊叔章，1986；
馬瀛通1989：469～473；
馬瀛通，1993）。

　　有的人口學(xué)家認(rèn)為生育間隔別遞進(jìn)的生育預(yù)測(cè)的可靠性高于按年齡別遞進(jìn)的生育預(yù)測(cè)（Ni Bhrolchain ，1992）。但是，對(duì)于我們的特定研究而言，間隔別模型并不好用。比如，由于該模型是按在各孩次上的生育間隔劃分育齡婦女，這樣一來(lái)雖然可以按孩次和遞進(jìn)間隔預(yù)測(cè)每年出生，但按間隔的育齡婦女分組中已經(jīng)不包含育齡婦女的年齡信息，于是便很難追蹤某一特定年齡（即隊(duì)列）育齡婦女的生育孩次分布，并且還給模型的死亡預(yù)測(cè)部分造成了一定困難。也就是說(shuō)，這種遞進(jìn)生育模型的注重點(diǎn)是得到更準(zhǔn)確的年度分孩次出生人數(shù)，而沒有考慮提供其他信息。我們沒有采用間隔別遞進(jìn)模型的另一個(gè)原因是，由于我們預(yù)測(cè)的基礎(chǔ)信息來(lái)自于1990年全國(guó)第四次人口普查，而這次普查的數(shù)據(jù)中沒有提供育齡婦女在特定孩次上的間隔信息（注：雖然母子匹配方法也可以應(yīng)用于普查原始數(shù)據(jù)得到母親孩次間隔的信息，但這種方法只適用于母親年齡較輕、孩子年齡較小的情況，否則會(huì)因子女離家的概率加大而匹配不全，因而無(wú)法確定子女的出生孩次（參見郭志剛，2001）。）。

　　而后一種孩次遞進(jìn)生育模型則沒有上述缺點(diǎn)。雖然有些人認(rèn)為馬瀛通等人提出年齡遞進(jìn)預(yù)測(cè)模型沒有包含生育間隔因素，看起來(lái)該模型無(wú)法根據(jù)二孩的生育間隔分布分解每年的二孩出生數(shù)以調(diào)整相應(yīng)間隔年以前所生一孩的同胞屬性。其實(shí)這是一種誤解。馬瀛通等人提出的年齡別遞進(jìn)生育模型中實(shí)際上隱含了遞進(jìn)生育的間隔分布，這一信息可以用來(lái)將該年所生二孩數(shù)分解并相應(yīng)調(diào)整其若干年前所生育的一孩子女的同胞屬性。因此，我們采用這種年齡別孩次遞進(jìn)預(yù)測(cè)模型。

　　孩次遞進(jìn)預(yù)測(cè)方法可以記錄子女一代的出生孩次，更重要的是能夠勝任進(jìn)一步構(gòu)建和更新子女獨(dú)生子女屬性的工作。其方法是，根據(jù)每年婦女分孩次生育預(yù)測(cè)確定該年出生的獨(dú)生子女比例（一孩為獨(dú)生子女，二孩、三孩等為非獨(dú)生子女）。每年各隊(duì)列母親所生的二孩意味著她們以前所生的獨(dú)生子女一孩現(xiàn)在已經(jīng)轉(zhuǎn)變?yōu)榉仟?dú)生子女一孩，孩次遞進(jìn)預(yù)測(cè)方法可以按照二孩生育數(shù)量并根據(jù)其內(nèi)含的孩次遞進(jìn)間隔分布調(diào)整前若干年出生一孩中相應(yīng)數(shù)量的同胞屬性。

　　在預(yù)測(cè)中，我們假設(shè)不同生育孩次的婦女和不同出生孩次的子女在年齡別死亡率上無(wú)差異，這樣實(shí)際上是假設(shè)死亡對(duì)獨(dú)生子女比例沒有影響。于是，預(yù)測(cè)可以不斷地反映各出生隊(duì)列在各年份時(shí)的獨(dú)生子女比例。由于育齡階段為15歲到49歲，共35年，那么，對(duì)于各子女隊(duì)列中的所有人來(lái)說(shuō)，可以認(rèn)為，到其35歲時(shí)其母親肯定結(jié)束了生育，隊(duì)列的獨(dú)生子女比例也不可能再發(fā)生變化，我們將這時(shí)的獨(dú)生子女比例作為該隊(duì)列的終身獨(dú)生子女比例。

　　中國(guó)在生育政策方面的城鄉(xiāng)差異很大，因此預(yù)測(cè)分為城鄉(xiāng)兩個(gè)部分。我們所設(shè)計(jì)的預(yù)測(cè)模型中可以容納城鄉(xiāng)遷移的情況，而遷移能夠改變城鄉(xiāng)“X 二”家庭結(jié)構(gòu)的程度。但為了簡(jiǎn)單，下面我們只討論假設(shè)不存在遷移情況的預(yù)測(cè)結(jié)果。

　　四、子女隊(duì)列的終身獨(dú)生子女比例

　　人口預(yù)測(cè)是按隊(duì)列推移的原理進(jìn)行的。如前所述，子女隊(duì)列的獨(dú)生子女比例會(huì)隨年齡發(fā)生變化，變化過(guò)程達(dá)到35歲便停止。于是，預(yù)測(cè)能夠得到各隊(duì)列的終身獨(dú)生子女比例。因?yàn)�，只有到了成年仍然還保持著獨(dú)生屬性的子女才可能與“X 二”家庭直接有關(guān)，所以，各隊(duì)列到成年以后的獨(dú)生子女比例還是按時(shí)期匯總的統(tǒng)計(jì)和婚姻組合概率計(jì)算所需的必要信息。此外，對(duì)不同隊(duì)列的終身狀況的分析還有助于確定未來(lái)受“X 二”家庭結(jié)構(gòu)問(wèn)題困擾最大的隊(duì)列。表3提供了部分子女隊(duì)列的終身獨(dú)生子女比例，圖1則提供了完全序列的子女出生隊(duì)列的終身獨(dú)生子女比例的變化曲線。

　　圖1中分城鄉(xiāng)序列的子女隊(duì)列都存在一段類似的奇異動(dòng)態(tài)特征，即80年代后期的出生隊(duì)列的獨(dú)生子女比例出現(xiàn)明顯的凸起，隨即90年代初期的出生隊(duì)列相應(yīng)比例又出現(xiàn)明顯的凹下。如果城鄉(xiāng)兩條曲線在這里各自削凸補(bǔ)凹，那么，兩條曲線便成為形態(tài)很簡(jiǎn)單明了的趨勢(shì)（注：深入分析后發(fā)現(xiàn)這種結(jié)果顯然是由于90年代初育齡婦女中從未生育的比例比后來(lái)年份相對(duì)較少，于是一孩出生就不，最終保持獨(dú)生屬性的也少。這就是說(shuō)，80年代搶生早育的情況比較多。同時(shí)，并不排除1990年全國(guó)人口普查的婦女孩次結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)存在一定問(wèn)題。）。

　　預(yù)測(cè)結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)按出生隊(duì)列的獨(dú)生子女比例的變化可大致分為4個(gè)階段：（1）隨著計(jì)劃生育工作的開展，70～80年代中的出生隊(duì)列的終身獨(dú)生子女比例迅速提高。（2）80年代中至90年代末的出生隊(duì)列的終身獨(dú)生子女比例達(dá)到并基本穩(wěn)定在60%的水平。其中，獨(dú)生子女比例最高的是1989年隊(duì)列，達(dá)到了64.6%.這十幾個(gè)出生隊(duì)列便是形成“X 二”家庭的主要源泉，必須特別關(guān)注。（3）2000～2010年出生隊(duì)列的終身獨(dú)生子女比例將會(huì)發(fā)生大幅度的遞減，這是由于其父母中已經(jīng)有很大比例為“雙獨(dú)”夫婦，因此按照政策可以生育兩個(gè)孩子。（4）按照現(xiàn)行生育政策，城鎮(zhèn)2010年以后出生的隊(duì)列的終身獨(dú)生子女比例將基本穩(wěn)定于35%的水平上。

　　表3分城鄉(xiāng)子女出生隊(duì)列的終身同胞屬性分布%

　　農(nóng)村預(yù)測(cè)結(jié)果中如果忽略80年代末、90年代初出生隊(duì)列在終身獨(dú)生子女比例上的波動(dòng)，大體是循序緩慢提高的變化動(dòng)態(tài)。如果繼續(xù)執(zhí)行現(xiàn)行生育政策，那么，這一提高的過(guò)程在2000年以后出生的隊(duì)列將變得十分不明顯，到2010年以后的隊(duì)列基本上不再變化，穩(wěn)定在27%的水平上。

　　相比之下，早年出生隊(duì)列的終身獨(dú)生子女比例在城鄉(xiāng)之間的差別并不是很大，但由于社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不同和實(shí)行的生育政策不同，城鄉(xiāng)同年出生隊(duì)列之間的差別一度極為顯著地拉開距離。差別最大的是80年代中前期出生的隊(duì)列。以后出生隊(duì)列的城鄉(xiāng)差距則由于農(nóng)村計(jì)劃生育工作的深入開展而逐步縮小。到21世紀(jì)以后的出生隊(duì)列時(shí)，由于城鎮(zhèn)“雙獨(dú)”夫婦生育二孩的情況越來(lái)越多，導(dǎo)致城鄉(xiāng)時(shí)期出生中的獨(dú)生子女比例日益接近。以后，城鄉(xiāng)差距雖仍然存在，但已經(jīng)不大，只有8個(gè)百分點(diǎn)。

　　應(yīng)該指出，預(yù)測(cè)雖然采用完全符合生育政策的低生育水平，但隊(duì)列獨(dú)生子女比例并不像通常人們想象得那樣高，特別是城鎮(zhèn)的隊(duì)列獨(dú)生子女比例，即使在最高的隊(duì)列也不到2/3.這是因?yàn)�，人們判斷�?dú)生子女比例的信息來(lái)源主要是根據(jù)城鎮(zhèn)地區(qū)普遍實(shí)行的獨(dú)生子女政策。即使如此，我們根據(jù)1990年人口普查1%原始數(shù)據(jù)進(jìn)行家庭戶內(nèi)母子匹配得到的信息表明，1990年城鎮(zhèn)少兒人口中的獨(dú)生子女比例比計(jì)劃生育部門統(tǒng)計(jì)的獨(dú)生子女領(lǐng)證水平要略低。其中有遷移和常住外來(lái)人口的影響，也有超計(jì)劃生育的影響。比如，25歲組城鎮(zhèn)女性人口生育了兩個(gè)或更多孩子的比例已經(jīng)在10%以上，30歲組則超過(guò)了24%.如果從子女角度來(lái)看，生育兩個(gè)孩子權(quán)數(shù)便是2，生育三個(gè)孩子權(quán)數(shù)便是3，所以，子女中的獨(dú)生比例要明顯低于母親中只生育一個(gè)孩子的比例（注：本研究得到1968年城鎮(zhèn)出生隊(duì)列的婦女終身只生育一個(gè)孩子的比例為最大值，高達(dá)75.2%.）。然而，只有獨(dú)生子女自己所占的比例才直接影響形成“X 二”家庭的可能性。

　　注：2015年以后的子女出生隊(duì)列的終身獨(dú)生子女比例仍然存在約為25年為周期的波動(dòng)，但峰谷之間的差異幅度非常小，故省略。

　　圖1子女隊(duì)列中終身為獨(dú)生子女的比例

　　五、時(shí)期成年人口中的獨(dú)生子女比例

　　以上隊(duì)列分析雖然提供了從子女的角度測(cè)量的隊(duì)列基礎(chǔ)信息，但從實(shí)際工作出發(fā)還需要描述不同時(shí)期的匯總狀況，即用各年份成年人口中獨(dú)生子女的比例來(lái)折射時(shí)期有可能處于“X 二”家庭的風(fēng)險(xiǎn)人口（注：實(shí)際處于“X 二”家庭的人口比例小于對(duì)應(yīng)的風(fēng)險(xiǎn)人口比例。）。

　　本研究將成年人口定義為25～49歲人口，即最有可能處于“上有老、下有小”的年齡段人口，而他們之中的獨(dú)生子女即那些有可能處于“X 二”家庭中“二”的狀況的風(fēng)險(xiǎn)人口。在計(jì)算時(shí)期指標(biāo)時(shí)，如果一個(gè)隊(duì)列尚未達(dá)到35歲（即終身獨(dú)生子女比例的計(jì)算尚未完成），便直接采用該隊(duì)列當(dāng)時(shí)的獨(dú)生子女比例。而時(shí)期中出現(xiàn)較早隊(duì)列根本沒有獨(dú)生子女比例時(shí)，我們假定其水平等于預(yù)測(cè)中第一個(gè)得到的隊(duì)列（1976年出生隊(duì)列）的相應(yīng)值。因?yàn)榈谝粋�(gè)隊(duì)列終身統(tǒng)計(jì)值在2011年預(yù)測(cè)中才能得到，所以，時(shí)期成年人口統(tǒng)計(jì)從2011年起開始計(jì)算。表4和圖2分別提供了有關(guān)的統(tǒng)計(jì)值和曲線圖。

　　從表4和圖2的統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看到，在2011年時(shí)城鎮(zhèn)成年人口將有近1/4是獨(dú)生子女，而農(nóng)村的相應(yīng)比例尚不到3%.并且，時(shí)期統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的動(dòng)態(tài)比較簡(jiǎn)單。2011～2030年階段城鎮(zhèn)成年人口的獨(dú)生子女比例呈線性增加，2030年達(dá)到最大值58.5%.在隨后的年代中這一時(shí)期指標(biāo)值又逐漸縮小，并且在2055年以后穩(wěn)定在34%的水平。時(shí)期農(nóng)村成年人口的獨(dú)生子女比例變化動(dòng)態(tài)更為簡(jiǎn)單。在2045年之前，這一比例逐年提高。2045年達(dá)到近27%的水平，之后便穩(wěn)定下來(lái)不再變化。城鄉(xiāng)之間在這一時(shí)期指標(biāo)上差距最大時(shí)是2030年，正值城鎮(zhèn)指標(biāo)達(dá)到極大值。這時(shí)的差距為42個(gè)百分點(diǎn)。而這一指標(biāo)值在城鄉(xiāng)都穩(wěn)定下來(lái)時(shí)，其差距只有7個(gè)百分點(diǎn)。

　　表4時(shí)期25～49歲成年人口中的獨(dú)生子女的比例%

　　圖2時(shí)期25～49歲人口中的獨(dú)生子女比例

　　六、未來(lái)“雙獨(dú)”婚姻出現(xiàn)的時(shí)期最大可能性

　　形成家庭的基本要素是婚姻。但是，以上所有統(tǒng)計(jì)結(jié)果反映的只是形成“X 二”家庭結(jié)構(gòu)的人口條件，即只考慮個(gè)體的獨(dú)生子女屬性，以及群體的匯總水平（如隊(duì)列或時(shí)期的部分人口），尚未考慮婚姻問(wèn)題。但是，形成“X 二”家庭的必要條件是兩個(gè)獨(dú)生子女結(jié)婚。

　　本研究將“四二一”家庭結(jié)構(gòu)研究轉(zhuǎn)化為“X 二”家庭結(jié)構(gòu)研究，避開了很多操作上的困難，專注于取得時(shí)期成年獨(dú)生子女比例。其實(shí)，這一轉(zhuǎn)化的實(shí)質(zhì)是要將分析單位從家庭先換成個(gè)人。下一步研究中，分析單位再轉(zhuǎn)換為婚姻。在得到時(shí)期成年人口獨(dú)生子女比例的基礎(chǔ)上，借助一些假設(shè)條件，我們便可以計(jì)算不同時(shí)期人口條件下夫婦雙方均為獨(dú)生子女的婚姻概率（郭志剛，1995；
楊叔章、郭震威，2000）。下面用時(shí)期中“雙獨(dú)”婚姻的概率來(lái)反映“X 二”家庭或“四二一”家庭中“二”的可能性。同樣，還可以計(jì)算出夫婦中只有一方為獨(dú)生子女的婚姻概率，以及雙方都為非獨(dú)生子女的婚姻概率。

　　計(jì)算“雙獨(dú)”婚姻概率時(shí)的假設(shè)條件如下：（1）夫婦雙方在同一人口群體中。（注：這個(gè)人口群體沿用時(shí)期中25～49歲人口的定義，并沿用前面描述的方法來(lái)計(jì)算該群體匯總的獨(dú)生子女比例。由于這個(gè)群體的年齡跨度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于通常的夫婦年齡差，便意味著絕大部分的夫婦年齡差問(wèn)題都可以在這個(gè)群體中被抵消。）（2）這個(gè)群體的男女比例差異可以忽略。（3）同一隊(duì)列乃至同一群體中男女獨(dú)生子女比例的差異可以忽略。（4）不存在城鄉(xiāng)之間的通婚。（5）男女選擇配偶時(shí)不存在對(duì)獨(dú)生子女屬性方面的選擇性。（6）所有的人都結(jié)婚并處于有配偶狀態(tài)之中。(點(diǎn)擊此處閱讀下一頁(yè))

　　在上述假設(shè)條件下，我們便可以將該人口群體中的男女對(duì)半分開，然后按預(yù)測(cè)中得到的獨(dú)生子女和非獨(dú)生子女的比例計(jì)算上述不同婚姻類型的期望概率。由于預(yù)測(cè)是在1990年人口普查的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上按現(xiàn)行生育政策要求得出各年份成年人口中的獨(dú)生子女比例，因此取得的時(shí)期各種婚姻類型的概率便可以揭示現(xiàn)行生育政策導(dǎo)致未來(lái)各時(shí)期中這一人口群體中各類婚姻的比例，其中“雙獨(dú)”婚姻概率便代表這一群體中處于“X 二”家庭的比例。由于形成“四二一”家庭的人口條件更多，因此，這一群體的“雙獨(dú)”婚姻中只可能有一部分處于“四二一”家庭，其比例還要再打折扣。但我們可以視“雙獨(dú)”婚姻概率為邏輯上的數(shù)量上限。

　　在隨機(jī)婚姻匹配的條件下，計(jì)算各類婚姻概率的公式如下：時(shí)期成年人口中“雙獨(dú)”婚姻的概率為：

　　P[，雙獨(dú)]=K[2，獨(dú)生子女]，其中K[，獨(dú)生子女]為獨(dú)生子女比例。

　　時(shí)期成年人口中“單獨(dú)”婚姻的概率為：

　　P[，單獨(dú)]=K[獨(dú)生子女]×（1-K[，獨(dú)生子女]）×2，其中1-K[，獨(dú)生子女]為“雙非”生子女比例。

　　時(shí)期成年人口中“雙非”婚姻的概率為：

　　P[，雙非]=1-P[，雙獨(dú)]-P[，單獨(dú)].

　　表5提供了若干時(shí)期成年子女中各類婚姻的概率，圖3繪出了時(shí)期序列的各類婚姻的概率變化曲線。計(jì)算出的時(shí)期“雙獨(dú)”婚姻概率便是從第二代的角度測(cè)量的“X 二”家庭在社會(huì)中的比例，從而指示了“四二一”家庭可達(dá)到比例上限�！半p獨(dú)”婚姻概率的計(jì)算結(jié)果可能出乎許多人的預(yù)料，因?yàn)椋�即使在城�?zhèn)中，“雙獨(dú)”婚姻的概率也并不是非常高。用成年子女中的獨(dú)生子女比例來(lái)測(cè)量各時(shí)期可能處于“二”狀態(tài)的人口時(shí)，城鎮(zhèn)在2030年為最大值，獨(dú)生子女比例為58%.這意味著2030年時(shí)，城鎮(zhèn)成年人口中“雙獨(dú)”婚姻的概率約為34%，這意味著成為“二”的成年人口比例，也可以理解為該年齡段中“雙獨(dú)”婚姻占所有婚姻的比例。也就是說(shuō)，在城鎮(zhèn)的時(shí)期成年人口中獨(dú)生子女比例最高的年份，每三對(duì)婚姻中有一對(duì)是“雙獨(dú)”婚姻。由于“雙獨(dú)”婚姻交互概率是男性獨(dú)生子女比例乘以女性獨(dú)生子女比例（即所計(jì)算的獨(dú)生子女比例的2次方），而比例是一個(gè)小數(shù)，因而平方值只能變小。并且，獨(dú)生子女比例越小，其平方值變小的速率越快。所以58%的獨(dú)生子女比例雖然看來(lái)已經(jīng)不小，然而對(duì)應(yīng)“雙獨(dú)”結(jié)婚的概率卻不是很大。農(nóng)村“雙獨(dú)”婚姻概率更是這樣，雖然其時(shí)期獨(dú)生子女比例最大值達(dá)到27%，然而相應(yīng)的“雙獨(dú)”婚姻概率只有7%.從圖3中可以看到城鎮(zhèn)“雙獨(dú)”婚姻概率曲線的形狀與獨(dú)生子女比例非常對(duì)應(yīng)，也是先升后降，但其幅度相對(duì)要小得多。其中在20%水平以上維持的時(shí)間為23年，也就是說(shuō)在這些年代里，每五對(duì)婚姻中至少有一對(duì)為“雙獨(dú)”婚姻。

　　表5時(shí)期成年子女中各類婚姻的期望概率%

　　與城鎮(zhèn)“雙獨(dú)”婚姻概率相比，城鎮(zhèn)“單獨(dú)”婚姻概率值一直保持在相對(duì)較高的水平上。在2020～2045年的25年中，這一概率保持在近50%的水平上。這就是說(shuō)，每?jī)蓪?duì)夫婦中就有一對(duì)為“單獨(dú)”婚姻。而城鎮(zhèn)中的“雙非”婚姻概率則大致是在另一半概率中與“雙獨(dú)”概率互補(bǔ)。

　　農(nóng)村的“單獨(dú)”婚姻概率一直隨年代提高，直至2045年達(dá)到39%，以后便穩(wěn)定在這一水平上。而“雙非”婚姻的概率則是從極高的水平一路下降，到2045年降至54%，之后也穩(wěn)定不變了。

　　表5的計(jì)算乃是在一定假設(shè)條件下的大體匡算，忽略了遷移的影響、男女性比例不等、城鄉(xiāng)之間的通婚可能、獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女之間的婚配選擇性、獨(dú)生子女比例在性別之間的差異及婚齡差等婚配中的具體因素，但計(jì)算結(jié)果仍可以顯示出夫妻雙方均為獨(dú)生子女的概率變化趨勢(shì)。

　　雖然獨(dú)生子女的實(shí)際婚配存在極為復(fù)雜的多種可能，一時(shí)還難以具體模擬，但我們可以定性地討論以上所忽略的各種因素對(duì)于“雙獨(dú)”婚姻或“X 二”家庭可能性的大致影響。

　　圖3時(shí)期25～49歲人口中各類婚姻的期望概率

　�。ㄒ唬╆P(guān)于人口中男女比例失調(diào)

　　根據(jù)有關(guān)研究，獨(dú)生子女政策與人們的男孩偏好相沖突，造成了一定程度的性別比失調(diào)問(wèn)題，近年來(lái)出生性別比顯示出男嬰超常的多于女嬰。這將導(dǎo)致未來(lái)婚姻市場(chǎng)中一部分男性將很難結(jié)婚。如果考慮這個(gè)因素，將會(huì)導(dǎo)致實(shí)際婚配數(shù)量的減少和男性所有類型婚配概率的下降（不能婚配要擠占一定比例），然而這里所計(jì)算的“雙獨(dú)”概率仍然不失作為測(cè)量家庭結(jié)構(gòu)問(wèn)題嚴(yán)重程度上限的有效性。

　�。ǘ�）關(guān)于男孩中的獨(dú)生子女比例高于女孩相應(yīng)比例

　　農(nóng)村很多地區(qū)的現(xiàn)行生育政策是由第一孩的性別決定了隨后的條件生育政策，因而會(huì)使第一孩為男孩時(shí)便成為終身的獨(dú)生子，而第一孩為女孩時(shí)還要繼續(xù)生育，那么，女孩成為獨(dú)生女的可能便會(huì)減小。在“雙獨(dú)”婚配上所起的影響是，由于降低了女孩中獨(dú)生子女比例，而使“雙獨(dú)”婚配可能性降低。因此，不會(huì)動(dòng)搖所計(jì)算的婚姻概率作為上限的有效性。

　�。ㄈ�）關(guān)于城鄉(xiāng)之間的遷移

　　實(shí)際問(wèn)題主要是農(nóng)村到城鎮(zhèn)的人口遷移。如果遷移在獨(dú)生子女屬性上沒有選擇性的話，農(nóng)村向城鎮(zhèn)的遷移不會(huì)改變農(nóng)村的獨(dú)生子女比例，但會(huì)減少城鎮(zhèn)中獨(dú)生子女的比例。其結(jié)果也不會(huì)影響本研究結(jié)論的有效性。

　�。ㄋ模╆P(guān)于城鄉(xiāng)之間通婚的可能性

　　隨著人口流動(dòng)和信息交流的擴(kuò)大，城鄉(xiāng)聯(lián)姻的可能性提高。由于城鄉(xiāng)生育政策差別及其獨(dú)生子女比例的差異，城鄉(xiāng)聯(lián)姻將會(huì)降低城鎮(zhèn)中“雙獨(dú)”婚配的可能性，提高農(nóng)村“雙獨(dú)”婚配的可能性。

　�。ㄎ澹╆P(guān)于夫妻年齡差

　　夫妻年齡差的存在導(dǎo)致婚姻匹配在不同出生隊(duì)列中進(jìn)行。如果兩個(gè)隊(duì)列的獨(dú)生子女比例相等，那么沒有什么影響。如果兩個(gè)隊(duì)列的獨(dú)生子女比例不等，則會(huì)降低較高獨(dú)生子女比例隊(duì)列的“雙獨(dú)”婚配的比例，并提高較低獨(dú)生子女比例隊(duì)列的“雙獨(dú)”婚配的比例。因本研究計(jì)算時(shí)期婚配概率時(shí)，采取了包括許多個(gè)隊(duì)列的匯總統(tǒng)計(jì)，所以受這些因素的影響也不大。

　�。�六）關(guān)于婚配中在獨(dú)生子女屬性上的選擇性

　　現(xiàn)在還沒有這方面的信息，如果實(shí)際中真的存在，會(huì)有以下兩種情況。一是不愿意選擇與自己獨(dú)生子女屬性不同的異性為偶，這將會(huì)提高“雙獨(dú)”婚配概率，減少“單獨(dú)”婚配概率。二是相反的情況，那么其影響正好與前一種結(jié)果相反。

　　總之，當(dāng)考慮上述忽略因素時(shí)，除了婚配在獨(dú)生子女屬性上的選擇性方面有一種情況將會(huì)提高“雙獨(dú)”婚配概率以外，其他因素幾乎都會(huì)降低城鎮(zhèn)“雙獨(dú)”婚配的期望概率�？傊�，由于“X 二”家庭的條件少于“四二一”家庭的條件，因此，未來(lái)成年人口中生活于“四二一”家庭的可能性會(huì)顯著低于上述統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

　　七、結(jié)語(yǔ)

　　本文從探討研究“四二一”家庭結(jié)構(gòu)的操作性困難入手，提出了“X 二”家庭研究的命題，這樣可以提高分析的操作性，并且使“四二一”家庭結(jié)構(gòu)研究的本質(zhì)更加一般化。

　　本文的主要結(jié)論是：現(xiàn)行生育政策對(duì)人口的生育結(jié)構(gòu)及未來(lái)的家庭結(jié)構(gòu)都起著很大的影響作用，但是，未來(lái)社會(huì)中形成“四二一”家庭的比例實(shí)際上遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于人們的預(yù)期。然而，未來(lái)社會(huì)中與“四二一”家庭類似情況將更為普遍，比如“X 二”家庭，以及“單獨(dú)”婚姻的情況。這些情況雖然困難程度低于“四二一”家庭，然而問(wèn)題的性質(zhì)是相同的。所以，同樣應(yīng)該引起政府和公眾的重視。

　　需要申明，本研究在方法上進(jìn)行了一系列的創(chuàng)新，但仍不成熟，因此所有統(tǒng)計(jì)結(jié)論僅供參考。此外，本文對(duì)量化結(jié)果所評(píng)論的多與少、嚴(yán)重與不嚴(yán)重主要是就數(shù)量本身而言的，尚未深入涉及這類家庭結(jié)構(gòu)的實(shí)際意義。低生育水平下的未來(lái)人口與家庭結(jié)構(gòu)對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響和人民群眾在養(yǎng)老保障、日常生活、家庭負(fù)擔(dān)方面產(chǎn)生困難的嚴(yán)重性，還有待從多學(xué)科角度展開研究。

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