一、前言

　　中國自1973年起便開展了全國性的計劃生育工作。在早期提出的是“晚、稀、少”生育政策；
1978年又提出一對夫婦生育子女?dāng)?shù)“最好一個、最多兩個，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，要普遍提倡一對夫婦只生育一個孩子”。1980年9月25日發(fā)出《中共中央關(guān)于控制我國人口增長問題致全體共產(chǎn)黨員、共青團(tuán)員的公開信》，將普遍提倡一對夫婦只生育一個孩子的生育政策的執(zhí)行推向高潮。之后，由于過緊的生育政策在實際執(zhí)行中出現(xiàn)較多問題，中共中央于1984年4月下發(fā)了7號文件，該文件提出“要進(jìn)一步完善計劃生育工作的具體政策”，其具體精神后來常被簡稱為“開小口子、堵大口小”，即從實際情況出發(fā)，在生育二孩的限制上有所松動。經(jīng)過幾年的過渡和完善，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。

　　中國現(xiàn)行計劃生育政策的內(nèi)容是：提倡晚婚晚育、少生優(yōu)生；
提倡一對夫婦只生育一個孩子。極少數(shù)確有特殊困難的家庭經(jīng)過批準(zhǔn)可生育第二個孩子；
少數(shù)民族地區(qū)的計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)國家計生委有關(guān)資料，全國僅有6個省區(qū)和西藏自治區(qū)農(nóng)村基本實行生育兩個孩子或多個孩子的政策，有7個省、直轄市規(guī)定一般情況下只生育一個孩子，17個省區(qū)規(guī)定農(nóng)村人口一對夫婦第一個孩子是女孩，有實際生活困難的，可以間隔幾年后，有計劃地安排生育第二個孩子（張二力、陳建利，1999）。

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

　　計劃生育自70年代末在全國大規(guī)模推行以來，對控制中國人口規(guī)模，降低生育率水平起到了積極的作用。統(tǒng)計結(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，人口增長速度得到了有效的控制。與此同時，計劃生育對人口結(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，人口老齡化的態(tài)勢愈加嚴(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，這一變化過程仍在繼續(xù)。

　　近年來，人們對由于計劃生育產(chǎn)生的獨(dú)生子女及其未來家庭結(jié)構(gòu)的情況給予了極大的關(guān)注，很多人擔(dān)心會出現(xiàn)所謂“四二一”家庭問題，即將來人口的贍養(yǎng)與撫養(yǎng)情況將呈現(xiàn)“倒三角”結(jié)構(gòu)，對獨(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存在，而目前它之所以備受關(guān)注，是因為中國的計劃生育形成了歷史上從未有過的大量獨(dú)生子女。那么，究竟現(xiàn)行生育政策會造成獨(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”家庭問題在什么時候達(dá)到最嚴(yán)重的程度？哪些出生隊列（注：人口統(tǒng)計學(xué)中稱同年出生的一批人為一個出生隊列，或簡稱為隊列。）涉及“四二一”家庭的可能性最大？這些問題無論對于社會發(fā)展規(guī)劃和學(xué)術(shù)研究都是必要的基礎(chǔ)信息。本文將就這些問題進(jìn)行一些初步的定量分析探索與測算。

　　二、研究方法

　　家庭的統(tǒng)計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)展緩慢的問題在于缺乏理論，另一些學(xué)者則認(rèn)為障礙主要來自于缺乏資料。國際著名數(shù)理人口學(xué)大師凱菲茨（1986、1994）在評論家庭人口學(xué)發(fā)展時則認(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。

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

　　以上對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)雜性的一個重要方面，即如何確定家庭的參照對象。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，確定一個普適的家庭參照對象，并保證由此劃分出的整個社會中存在的各個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，尋找解決問題的途徑。

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　　就統(tǒng)計而言，“四二一”家庭是一個十分復(fù)雜的特定組合群體概念。這種家庭涉及了三代人，三對夫婦，七個人。其中“二”特指兩個獨(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獨(dú)生子女；
（2）這兩個獨(dú)生子女之間存在婚姻關(guān)系；
（3）這兩個獨(dú)生子女結(jié)婚后只生育一個子女；
（4）獨(dú)生子女夫婦雙方的父母仍然同時生存。

　　由于上述幾個條件共存，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法開展“四二一”家庭的量化研究。實際上，通過取消一些限制條件，便可以有所作為。

　　第一，可以取消中間一代夫婦生多少個子女的限制。一來因為現(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子女，二來如果他們真的生育兩個子女，則家庭負(fù)擔(dān)會更重（宋健，2000）。所以，這樣做并不改變研究的性質(zhì)。取消這個條件將使三代人的研究問題簡化為只涉及兩代。

　　第二，可以取消要求上代中四個老人同時存活的條件，因為即使其中的一些死亡了（這是“四二一”家庭瓦解的必由之路），對于其他生存的老人來說，依然僅有下代一對獨(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中間一代夫婦按是否獨(dú)生子女所劃分的婚姻類型。實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)的婚姻簡稱為“雙獨(dú)”婚姻，用“X 二”家庭表示兩個獨(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，研究的第一個技術(shù)關(guān)鍵是如何在人口預(yù)測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。

　　對于上一代，需要取得各出生隊列的終身只生育一個孩子的比例。在操作中，上代的情況以隊列中女性的這一比例來近似代表隊列中夫婦的這一比例。這是因為：一方面，婦女是生育的直接承擔(dān)者；
另一方面，中國婦女普遍結(jié)婚、且女性的平均壽命長于男性。對于下一代，也需要按出生隊列估計其在不同年齡時身為獨(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算，影響因素十分復(fù)雜。但是，只要取得婚姻市場兩性中的獨(dú)生子女比例，便可以在一定假設(shè)條件下對不同類型的婚姻組合的概率進(jìn)行匡算。

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

　　三、基礎(chǔ)數(shù)據(jù)與預(yù)測方法

　　未來的“X 二”家庭可以分別以上下兩代為參照來進(jìn)行分析，但首先要通過人口預(yù)測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)生子女比例的估計方法及其有關(guān)結(jié)果。

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

　　本文人口基數(shù)來源于1990年第四次全國人口普查的人口數(shù)據(jù)，對1990～2100年間的人口進(jìn)行預(yù)測。死亡率參數(shù)以1990年人口出生時平均預(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，而統(tǒng)計部門并沒有公布90年代的城鄉(xiāng)總和生育率的統(tǒng)計數(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）對全國城鎮(zhèn)及農(nóng)村2000～2015年完全符合政策生育時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)生子女的婚姻會越來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。

　　盡管方方面面對于90年代的實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今后中國總?cè)丝谇闆r的可信預(yù)測，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，估計未來社會中“X 二”家庭的數(shù)量可能達(dá)到的程度。所以，如果90年代或今后實際生育水平高于現(xiàn)行政策的要求，那么，社會中獨(dú)生子女及其父母的數(shù)量和比例都會低于這里的預(yù)測值，因此未來能夠形成的“X 二”家庭也會相對減少。于是，按照這樣一種較低生育水平的預(yù)測結(jié)果實際上提供了未來這一程度的數(shù)量上限。

　�。ǘ�）對子代獨(dú)生子女屬性的判別

　　在預(yù)測中判別子代獨(dú)生子女屬性時，孩子的出生孩次是一個重要概念。一個孩子的出生孩次等于其母親生他時的生育孩次。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)婚成家時的同胞屬性，即這時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，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)測中，對子女一代的操作定義是出生隊列，各隊列出生時的一孩人數(shù)便作為該隊列當(dāng)時的獨(dú)生子女人數(shù)，然后在以后的各輪預(yù)測中追隨其母親一代后續(xù)的二孩生育情況不斷調(diào)整更新該隊列的獨(dú)生子女的數(shù)量（注：本預(yù)測用1990年人口普查公布的育齡婦女的曾生子女?dāng)?shù)結(jié)構(gòu)（國務(wù)院人口普查辦公室、國家統(tǒng)計局人口統(tǒng)計司，1993）作為母親一代結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)輸入。）。所以，每個子女隊列中的獨(dú)生子女人數(shù)和比例隨年齡提高而遞減。

　　本預(yù)測采用根據(jù)1990年全國人口普查1%原始抽樣數(shù)據(jù)對家庭戶中母子關(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)

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

　�。ㄈ�）孩次遞進(jìn)預(yù)測方法

　　常規(guī)人口預(yù)測方法不能勝任研究“X 二”家庭研究的需要，即使是分孩次的年齡別生育預(yù)測也有問題。主要是因為這類方法的生育預(yù)測以時期年齡別婦女合計人口作為生育預(yù)測的基數(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)行過嘗試，最大的問題是結(jié)果中若干年份的0孩次婦女人數(shù)會出現(xiàn)不合邏輯的負(fù)值，反應(yīng)出常規(guī)方法對于此類人口模擬的有效性較差。）

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

　　孩次遞進(jìn)預(yù)測有兩種基本類型：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)測的可靠性高于按年齡別遞進(jìn)的生育預(yù)測（Ni Bhrolchain ，1992）。但是，對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，這樣一來雖然可以按孩次和遞進(jìn)間隔預(yù)測每年出生，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（即隊列）育齡婦女的生育孩次分布，并且還給模型的死亡預(yù)測部分造成了一定困難。也就是說，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)模型的另一個原因是，由于我們預(yù)測的基礎(chǔ)信息來自于1990年全國第四次人口普查，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，否則會因子女離家的概率加大而匹配不全，因而無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)測模型沒有包含生育間隔因素，看起來該模型無法根據(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)生育模型中實際上隱含了遞進(jìn)生育的間隔分布，這一信息可以用來將該年所生二孩數(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)測模型。

　　孩次遞進(jìn)預(yù)測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差異，這樣實際上是假設(shè)死亡對獨(dú)生子女比例沒有影響。于是，預(yù)測可以不斷地反映各出生隊列在各年份時的獨(dú)生子女比例。由于育齡階段為15歲到49歲，共35年，那么，對于各子女隊列中的所有人來說，可以認(rèn)為，到其35歲時其母親肯定結(jié)束了生育，隊列的獨(dú)生子女比例也不可能再發(fā)生變化，我們將這時的獨(dú)生子女比例作為該隊列的終身獨(dú)生子女比例。

　　中國在生育政策方面的城鄉(xiāng)差異很大，因此預(yù)測分為城鄉(xiāng)兩個部分。我們所設(shè)計的預(yù)測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。但為了簡單，下面我們只討論假設(shè)不存在遷移情況的預(yù)測結(jié)果。

　　四、子女隊列的終身獨(dú)生子女比例

　　人口預(yù)測是按隊列推移的原理進(jìn)行的。如前所述，子女隊列的獨(dú)生子女比例會隨年齡發(fā)生變化，變化過程達(dá)到35歲便停止。于是，預(yù)測能夠得到各隊列的終身獨(dú)生子女比例。因為，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，各隊列到成年以后的獨(dú)生子女比例還是按時期匯總的統(tǒng)計和婚姻組合概率計算所需的必要信息。此外，對不同隊列的終身狀況的分析還有助于確定未來受“X 二”家庭結(jié)構(gòu)問題困擾最大的隊列。表3提供了部分子女隊列的終身獨(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)序列的子女隊列都存在一段類似的奇異動態(tài)特征，即80年代后期的出生隊列的獨(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)很簡單明了的趨勢（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年份相對較少，于是一孩出生就不，最終保持獨(dú)生屬性的也少。這就是說，80年代搶生早育的情況比較多。同時，并不排除1990年全國人口普查的婦女孩次結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)存在一定問題。）。

　　預(yù)測結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)按出生隊列的獨(dú)生子女比例的變化可大致分為4個階段：（1）隨著計劃生育工作的開展，70～80年代中的出生隊列的終身獨(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年隊列，達(dá)到了64.6%.這十幾個出生隊列便是形成“X 二”家庭的主要源泉，必須特別關(guān)注。（3）2000～2010年出生隊列的終身獨(dú)生子女比例將會發(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孩子。（4）按照現(xiàn)行生育政策，城鎮(zhèn)2010年以后出生的隊列的終身獨(dú)生子女比例將基本穩(wěn)定于35%的水平上。

　　表3分城鄉(xiāng)子女出生隊列的終身同胞屬性分布%

　　農(nóng)村預(yù)測結(jié)果中如果忽略80年代末、90年代初出生隊列在終身獨(dú)生子女比例上的波動，大體是循序緩慢提高的變化動態(tài)。如果繼續(xù)執(zhí)行現(xiàn)行生育政策，那么，這一提高的過程在2000年以后出生的隊列將變得十分不明顯，到2010年以后的隊列基本上不再變化，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，但由于社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不同和實行的生育政策不同，城鄉(xiāng)同年出生隊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列。以后出生隊列的城鄉(xiāng)差距則由于農(nóng)村計劃生育工作的深入開展而逐步縮小。到21世紀(jì)以后的出生隊列時，由于城鎮(zhèn)“雙獨(dú)”夫婦生育二孩的情況越來越多，導(dǎo)致城鄉(xiāng)時期出生中的獨(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個百分點(diǎn)。

　　應(yīng)該指出，預(yù)測雖然采用完全符合生育政策的低生育水平，但隊列獨(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)的隊列獨(dú)生子女比例，即使在最高的隊列也不到2/3.這是因為，人們判斷獨(dú)生子女比例的信息來源主要是根據(jù)城鎮(zhèn)地區(qū)普遍實行的獨(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)生子女比例比計劃生育部門統(tǒng)計的獨(dú)生子女領(lǐng)證水平要略低。其中有遷移和常住外來人口的影響，也有超計劃生育的影響。比如，25歲組城鎮(zhèn)女性人口生育了兩個或更多孩子的比例已經(jīng)在10%以上，30歲組則超過了24%.如果從子女角度來看，生育兩個孩子權(quán)數(shù)便是2，生育三個孩子權(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孩子的比例（注：本研究得到1968年城鎮(zhèn)出生隊列的婦女終身只生育一個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，但峰谷之間的差異幅度非常小，故省略。

　　圖1子女隊列中終身為獨(dú)生子女的比例

　　五、時期成年人口中的獨(dú)生子女比例

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

　　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)險人口。在計算時期指標(biāo)時，如果一個隊列尚未達(dá)到35歲（即終身獨(dú)生子女比例的計算尚未完成），便直接采用該隊列當(dāng)時的獨(dú)生子女比例。而時期中出現(xiàn)較早隊列根本沒有獨(dú)生子女比例時，我們假定其水平等于預(yù)測中第一個得到的隊列（1976年出生隊列）的相應(yīng)值。因為第一個隊列終身統(tǒng)計值在2011年預(yù)測中才能得到，所以，時期成年人口統(tǒng)計從2011年起開始計算。表4和圖2分別提供了有關(guān)的統(tǒng)計值和曲線圖。

　　從表4和圖2的統(tǒng)計結(jié)果可以看到，在2011年時城鎮(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，時期統(tǒng)計指標(biāo)的動態(tài)比較簡單。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。時期農(nóng)村成年人口的獨(dú)生子女比例變化動態(tài)更為簡單。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)定下來不再變化。城鄉(xiāng)之間在這一時期指標(biāo)上差距最大時是2030年，正值城鎮(zhèn)指標(biāo)達(dá)到極大值。這時的差距為42個百分點(diǎn)。而這一指標(biāo)值在城鄉(xiāng)都穩(wěn)定下來時，其差距只有7個百分點(diǎn)。

　　表4時期25～49歲成年人口中的獨(dú)生子女的比例%

　　圖2時期25～49歲人口中的獨(dú)生子女比例

　　六、未來“雙獨(dú)”婚姻出現(xiàn)的時期最大可能性

　　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，即只考慮個體的獨(dú)生子女屬性，以及群體的匯總水平（如隊列或時期的部分人口），尚未考慮婚姻問題。但是，形成“X 二”家庭的必要條件是兩個獨(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，專注于取得時期成年獨(dú)生子女比例。其實，這一轉(zhuǎn)化的實質(zhì)是要將分析單位從家庭先換成個人。下一步研究中，分析單位再轉(zhuǎn)換為婚姻。在得到時期成年人口獨(dú)生子女比例的基礎(chǔ)上，借助一些假設(shè)條件，我們便可以計算不同時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）。下面用時期中“雙獨(dú)”婚姻的概率來反映“X 二”家庭或“四二一”家庭中“二”的可能性。同樣，還可以計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。

　　計算“雙獨(dú)”婚姻概率時的假設(shè)條件如下：（1）夫婦雙方在同一人口群體中。（注：這個人口群體沿用時期中25～49歲人口的定義，并沿用前面描述的方法來計算該群體匯總的獨(dú)生子女比例。由于這個群體的年齡跨度遠(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題都可以在這個群體中被抵消。）（2）這個群體的男女比例差異可以忽略。（3）同一隊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）男女選擇配偶時不存在對獨(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)

　　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半分開，然后按預(yù)測中得到的獨(dú)生子女和非獨(dú)生子女的比例計算上述不同婚姻類型的期望概率。由于預(yù)測是在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)致未來各時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，計算各類婚姻概率的公式如下：時期成年人口中“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提供了若干時期成年子女中各類婚姻的概率，圖3繪出了時期序列的各類婚姻的概率變化曲線。計算出的時期“雙獨(dú)”婚姻概率便是從第二代的角度測量的“X 二”家庭在社會中的比例，從而指示了“四二一”家庭可達(dá)到比例上限。“雙獨(dú)”婚姻概率的計算結(jié)果可能出乎許多人的預(yù)料，因為，即使在城鎮(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)生子女比例來測量各時期可能處于“二”狀態(tài)的人口時，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，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，在城鎮(zhèn)的時期成年人口中獨(dú)生子女比例最高的年份，每三對婚姻中有一對是“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（即所計算的獨(dú)生子女比例的2次方），而比例是一個小數(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已經(jīng)不小，然而對應(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)生子女比例非常對應(yīng)，也是先升后降，但其幅度相對要小得多。其中在20%水平以上維持的時間為23年，也就是說在這些年代里，每五對婚姻中至少有一對為“雙獨(dú)”婚姻。

　　表5時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，每兩對夫婦中就有一對為“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。

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

　　圖3時期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)問題，近年來出生性別比顯示出男嬰超常的多于女嬰。這將導(dǎo)致未來婚姻市場中一部分男性將很難結(jié)婚。如果考慮這個因素，將會導(dǎo)致實際婚配數(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），然而這里所計算的“雙獨(dú)”概率仍然不失作為測量家庭結(jié)構(gòu)問題嚴(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，因而會使第一孩為男孩時便成為終身的獨(dú)生子，而第一孩為女孩時還要繼續(xù)生育，那么，女孩成為獨(dú)生女的可能便會減小。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，不會動搖所計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

　　實際問題主要是農(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)的遷移不會改變農(nóng)村的獨(dú)生子女比例，但會減少城鎮(zhèn)中獨(dú)生子女的比例。其結(jié)果也不會影響本研究結(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列中進(jìn)行。如果兩個隊列的獨(dú)生子女比例相等，那么沒有什么影響。如果兩個隊列的獨(dú)生子女比例不等，則會降低較高獨(dú)生子女比例隊列的“雙獨(dú)”婚配的比例，并提高較低獨(dú)生子女比例隊列的“雙獨(dú)”婚配的比例。因本研究計算時期婚配概率時，采取了包括許多個隊列的匯總統(tǒng)計，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，如果實際中真的存在，會有以下兩種情況。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，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提高“雙獨(dú)”婚配概率以外，其他因素幾乎都會降低城鎮(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，未來成年人口中生活于“四二一”家庭的可能性會顯著低于上述統(tǒng)計結(jié)果。

　　七、結(jié)語

　　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)行生育政策對人口的生育結(jié)構(gòu)及未來的家庭結(jié)構(gòu)都起著很大的影響作用，但是，未來社會中形成“四二一”家庭的比例實際上遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于人們的預(yù)期。然而，未來社會中與“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)計結(jié)論僅供參考。此外，本文對量化結(jié)果所評論的多與少、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)的實際意義。低生育水平下的未來人口與家庭結(jié)構(gòu)對社會經(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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