摘 要：新生代农民工作为农民工的主体，绝大部分人处于婚恋和生育的黄金阶段，其生育意愿对中国城镇化发展和人口可持续发展具有重要的现实意义。通过纵向和横向对比分析，发现新生代农民工生育意愿具有明显的现代性特征。相对于老生代农民工而言，新生代农民工生育意愿显著降低，并趋近新生代城—城流动人口；其生育意愿的性别、婚姻状况、受教育程度差异等内部分化显著弱化。而且，基于城市适应理论视角，从经济适应、社会适应、心理适应、制度适应4个维度对其影响因素进行实证分析，发现城市适应对新生代农民工生育意愿的影响呈现代际显著增强的态势。经济适应、社会适应、心理适应程度的提高会显著地降低新生代农民工期望生育子女数。这使得中国城镇化发展与新生代农民工生育意愿降低的现象并存，存在城镇化发展与人口可持续发展之间二律背反的矛盾困境。而制度适应却能显著提升新生代农民工生育意愿，这为促进城镇化发展和人口可持续发展相协调提供了可能和路径。
关键词：期望生育子女数；生育意愿；新生代农民工；城市适应；制度适应
未来中国仍将处于快速城镇化的发展阶段，在此过程中，新生代农民工逐渐成为农民工主体，成为继续推动中国城镇化发展的重要动力。2016年底，新生代农民工（1980年及以后出生）数量达到了1.41亿人[1]。新生代农民工作为一个庞大的群体，绝大多数人都处于婚恋和生育年龄期，其生育意愿不但对流入地城市的人口结构和规模、经济发展、社会建设、服务提供等各个方面产生重要影响，而且也将对中国城镇化的发展质量、中国人口规模、全面二孩政策的实施效果、人口可持续发展等方面具有重要的现实意义。在这样的背景下，本文将对新生代农民工生育意愿的变化趋势、主要特征、影响因素等内容进行深入分析，以期为相关部门制定政策以提升新生代农民工生育意愿及促进城镇化可持续发展提供一定参考。
一、文献回顾及简要述评
中国学者关于生育意愿的相关文献众多。例如，方絃[2]对江苏省吴江市的农村女青年生育意愿进了调查，指出受教育程度、婚姻态度等传统因素、职业等因素都对其生育意愿具有重要影响。之后中国学者对居民生育意愿[3]、中国人口生育意愿变迁[4]、生育意愿影响因素[5]等相关议题进行了深入研究，也对一些特定群体的生育意愿进行了研究，例如，关于符合二胎政策妇女的生育意愿等[6]。1997年，方菁等[7]首次对女性流动人口生育意愿等相关内容开展调查和分析。相对而言，到目前为止，专门对农民工及新生代农民工生育意愿议题进行研究的文献寥寥无几。总体来说，可以将其归纳为以下两个方面。
一方面，以个案访谈资料和一些调查数据对农民工和新生代农民工生育意愿的特点进行描述性分析。例如，李彩霞[8]通过对武汉市43个个案的调查分析发现，超过半数的农民工仅仅只想生育一个孩子，期望生育子女数减少，大部分人表示对生育子女的性别偏好不明显，其生育意愿呈现出由传统向现代的转变。梁如彦和马宏宇[9]对合肥市的600名农民工的调查也发现，农民工期望生育子女数下降，大部分人对性别偏好不明显。而许传新[10]通过对上海市、成都市、义乌市等地的调查，发现新生代农民工的期望生育子女数为1.67个，低于农村居民；期望生育一个、两个子女的人数比例分别为30.9%和62.2%，“儿女双全”是其主要性别结构，新生代农民工生育意愿处于由传统向现代的过渡阶段。
另一方面，对农民工和新生代农民工生育意愿的影响因素进行定量分析。例如，尤丹珍和郑真真[11]运用Logistic回归模型对安徽和四川两地农村妇女的生育意愿进行实证分析，发现外出妇女（女性农民工）的期望生育子女数显著低于未外出妇女，流动经历是期望生育子女数显著降低的重要原因。而庄渝霞[12]对厦门市912名农民工的实证分析，发现不同代别农民工期望生育子女数存在显著差异，运用多元线性回归模型对其影响因素分析发现，年龄、受教育程度、职业、生育经历等因素对旧生代和过渡代农民工期望生育子女数具有显著影响，而只有受教育程度对新生代农民工期望生育子女数具有显著影响，性别对不同代别农民工期望生育子女数都没有显著影响等。
这些相关研究为我们了解农民工和新生代农民工生育意愿的主要特点及影响因素等提供了重要借鉴。然而，也容易看到，已有关于农民工生育意愿的文献屈指可数，而专门研究新生代农民工生育意愿的文献更是凤毛麟角。而且，现有研究还存在以下3个方面的不足。一是，使用的研究资料基本为某一城市、某一省份、某一区域的调研资料，具有浓厚的地域色彩，相关数据的样本量也较少，难以全面地反映中国新生代农民工生育意愿的全貌。二是，农民工及新生代农民工生育意愿的特点，研究方法大多以个案和描述性分析为主，较为单一。对于生育意愿影响因素的研究，也只是运用回归模型对其进行简单的实证分析，而且，所涉及的相关影响因素也较少，有待进一步拓展范围和探索。三是，农民工从乡村走向城市，生育意愿可能受到城市适应各种因素的影响，应该基于理论相关理论建立分析框架，并进行深入的理论分析。但已有研究对新生代农民工生育意愿的影响因素的分析缺乏理论基础和理论分析，其研究的深度有待进一步拓展。基于此，本文基于七大城市的调查数据，尝试建立城市适应的理论框架，对新生代农民工生育意愿的主要特征和影响因素进行实证，以期为制定相关政策提供参考。
唐自大中后，诗家日趣浅薄，其间杰出者亦不复有前辈深闳浑厚之作，久而自厌，然梏于俗尚不能拔出。会有倚声而作词者，本欲酒间易晓，颇摆落故态，适与六朝跌宕意气差近，此集所载是也。故历唐季五代，诗愈卑而倚声者辄简古可爱。盖天宝以后诗人常恨文不迨，大中以后诗衰而倚声作。使诸人以其所长格力施于所短，则后世孰得而议？笔墨驰骋则一，能此不能彼，未易以理推也。开禧元年(1205)十二月乙卯务观东篱书。
二、理论回顾及假设提出
农民工城市适应研究的基本前提是农民工与城市居民之间存在客观差异性，其主要体现在生产方式、经济条件、资源分配、文化差异等各个方面[13]。而且，相对于农村而言，城市具有其独特的“城市性”，在生活方式、社会结构、文化特质等各个方面与农村完全不同[14]。农民工由乡村走向城市，随着城镇化进程的推进和时代变迁，其流动方式发生了重要变化，更倾向于在城市谋求长期发展[15]。大部分人具有永久定居流入地城市的意愿[16]，新生代农民工市民化的意愿更高[17]，因此，农民工和新生代农民工面临着如何适应城市和城市适应的重要问题。从现代性视角来看，农民工的城市适应可以看作是其从乡土到城市、从封闭到开发、从传统到现代的转变过程及其变化，以及由此所获得的现代性特征。农民工现代性的获得体现为价值观念、心理状态、行为模式等各个方面[18]。由此可推知，农民工的生育意愿，其作为价值观念的重要组成部分，随着其城市适应过程的发展也不断发生变化并获得现代性特征。相关研究也指出，农民工生育意愿呈现期望生育子女数降低、性别偏好不明显的现代性特征[19]。可见，城市适应对农民工生育意愿具有重要影响（理论路径如图1所示），基于此，下面提出本文的研究假设。
在一般情况下该技术用于大棚种植，特别针对于蔬菜类的农作物具有很大的效果，合理的采用微喷与滴灌的方式进行农田灌溉。此外要构建出通水的管道，并在管道周围安装灌水器，也可在灌输的过程中，将作物所需要的肥料、养料直接随水施在农作物的根部，进而可在水分的作用下，使得肥料和养料直接进入到农田当中，并有效的达到灌溉的效果。
图1 城市适应影响农民工生育意愿的理论路径
首先，适应（adaptation）可以看作一个过程，移民对经济环境、社会环境、政治环境等变化了的各种环境因素作出反应[20]。依此，农民工的城市适应可以分为经济、社会、心理等3个依次递进的方面[21]。农民工进入城市后面临的首要问题是生存和获得经济收入，因而，经济适应相关因素可能对农民工生育意愿具有重要影响。实际上，对于中国妇女的研究发现，工作性质、工资水平、社会保险情况等相关经济因素对其生育意愿具有显著影响[22]。而对流动人口的研究也发现，家庭人均月收入等经济因素对其期望生育子女数量具有显著影响[23]。基于此，提出第一个研究假设：
假设1.经济适应对农民工生育意愿（期望生育子女数下降）具有显著影响。
其次，当农民工完成初步生存和经济适应后，新的生活方式和社会交往等社会适应便成为其城市生活的进一步需求，反映了农民工融入城市生活的广度和深度[24]。一些研究指出，居住类型对流动人口的生育意愿具有显著影响[25]。朱健和陈湘满[26]则通过对湖南省数据分析，发现是否在城市长期居住、流动时间等社会适应性因素对新生代流动人口的二孩生育意愿具有显著的影响等。因此，社会适应相关因素也可能对农民工生育意愿产生显著影响，基于此，提出本文的第二个研究假设：
本文所采用的分析数据为“流动人口管理和服务对策研究”问卷调查数据，该次调查由南开大学和华东理工大学联合课题组于2013年8月，在天津市、上海市、广州市、武汉市、兰州市、成都市、哈尔滨市等7个大城市开展。该次调查共收回有效问卷3 588份，其中，新生代城—城流动人口798人，占22.2%，新生代农民工1 590人，占44.3%，老生代农民工937人，占26.1%。新生代农民工中，女性695人，占43.7%，男性895人，占56.3%。各大城市新生代农民工样本量分别为：天津市（193，12.1%）、上海市（269，16.9%）、广州市（276，17.4%）、成都市（203，12.8%）、武汉市（262，16.5%）、兰州市（191，12.0%）、哈尔滨市（196，12.3%）。 样本情况在此不作具体描述。
社会经济的快速发展，特别是“健康中国”的有效推进，体育作为特殊的身体练习项目之一，既能满足人们的健康需要，也能提升人们的生活品质，体育健身健康逐渐成为人们生活的必需．习近平在党的十九大报告中指出：中国特色社会主义进入新时代，我国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾 [1]．健康与养生已成为人们对美好生活的基本需求之一，满足人民对体育健康和养生的需求已成为一种社会责任．从民族传统武术文化传承的视角，探索和构建民族传统养生与健康高素质人才的培养模式，是一个全新且具挑战性的尝试．
再次，心理适应是农民工在流入地城市经过一段较长时期的生存环境适应的必然结果，心理适应的实现意味着农民工在城市社会融入的实现[27]。心理适应是农民工城市适应的高级阶段及关键环节，心理适应程度的提高能够显著促进农民工现代性特征的获得。研究表明，是否喜欢流入地城市、是否愿意融入城市生活等心理适应因素对流动人口主观幸福感具有显著的影响[28]。尽管，还没有相关研究揭示心理适应与农民工生育意愿的相关关系，但是，生育意愿作为农民工人生观的重要方面不可避免地受到其心理适应因素的影响。基于此，提出本文的第三个研究假设：
假设3.心理适应对农民工生育意愿（期望生育子女数下降）具有显著影响。
另一方面，性别和婚姻状况对新生代农民工生育意愿具有显著的影响，与其对老生代农民工的影响不显著完全不同。即男性新生代农民工的期望生育子女数显著高于女性新生代农民工，而未婚新生代农民工的期望生育子女数则显著高于已婚新生代农民工。可见，新生代农民工在从乡村走向城市的过程中，性别和婚姻状况对其生育意愿的影响变得尤为重要。
（3）第三时期是以混合云计算模式为基准，该种计算模式完全突破了私有云以及公有云计算模式的界限，用户们不仅仅是云服务的使用人员，更是云服务的提供人员，该种模式下，社会信息资源的共享值极大，在第三时期，信息安全也得到了保障，可以将油田的基础设施资源放置到其中。
假设4.制度适应对农民工生育意愿（期望生育子女数下降）具有显著影响。
此外，考虑到人口学特征、地区差异等方面，也将这些变量纳入分析框架。
根据最初的计划，肯首座核电厂将于2027年启动建设。但目前这一时间已被推迟到至少2036年。此外，核电规模也有所调整，从最初的两台1000兆瓦机组缩减至两台600兆瓦机组。虽然单台机组的装机容量大幅缩减，但单台机组的预期造价却大幅上升，从最初的4050亿肯尼亚先令增加至4840亿肯尼亚先令。肯没有解释造价大幅上升的原因。
三、数据来源、指标选取及模型概述
（一）分析框架
假设2.社会适应对农民工生育意愿（期望生育子女数下降）具有显著影响。
（二）指标选取
MicroSol® 585XT 采用的微乳化技术是新一代切削液主流技术，该技术能够将传统乳化液的颗粒变得更细更稳定，达到原有颗粒度1/10的水平。颗粒度的减小可以降低实际应用过程中切削液的带走量和补加量。同时，边界润滑和极压润滑的渗透性能将得到加强，在高速切削中有效降低侧面阻力和切屑阻力，从而改善刀具寿命和表面加工质量。
根据上述理论假设，结合以往相关研究经验和数据可及性，选取相关指标以测量城市适应。因此，加上人口学特征和区域差异控制变量，衡量新生代农民工生育意愿影响因素的自变量可分为区域控制变量、人口学特征、经济适应、社会适应、心理适应、制度适应几大类，如表1所示。
对对，小手术。是把一个叫黄酮体的东西摔破了。我也不太懂。现在手术做完了，小涵正躺着呢。一切正常。小涵要我告诉你她没事，要你不要紧张。一会去她爸爸家把孩子接回家，安顿好孩子以后，再到医院来。
（三）分析框架
本文采用SPSS 20.0统计软件对数据进行处理和分析。研究内容涉及两大部分。一是，用交叉表、均值、单因素方差分析等方法对新生代农民工生育意愿进行描述性分析，并与新生代城—城流动人口、老生代农民工进行对比，揭示新生代农民工生育意愿的变化趋势及具体特征。
二是，基于上述理论假设，建立新生代农民工、老生代农民工生育意愿影响因素的无序多分类Logistic回归模型，对新生代农民工生育意愿影响因素进行实证分析和理论解析。以“3个及以上”作为参照水平，建立2个广义Logit模型（General Logits Model）。在模型设定中选择“设定/步进式”（向前进入）的方式让变量进入模型，将性别、年龄、婚姻状况、受教育程度作为强制输入项，其他各指标作为步进项对模型进行拟合。结果显示，模型拟合程度和拟合优度较好，符合统计学的分析意义，如表6和表7所示。
表1 变量含义及测度
变量 变量类型 指标含义及测度控制变量 地区 多分类变量 东部=1，中部=2，西部=3人口学特征性别 二分类变量 女性=0，男性=1年龄 连续变量受教育程度 多分类变量 初中及以下=1，高中=2，大专=3，本科及以上=4婚姻状况 多分类变量 未婚=1，已婚=2经济适应月平均工资 连续变量就业类型 多分类变量 私营企业=1，国有企业=2，外资企业=3，个体就业=4住房产权 二分类变量 非自有住房=0，自有住房=1家庭生活层次水平 多分类变量 下等=1，中等=2，上等=3社会适应邻里友好态度 多分类变量 较差=1，一般=2，较好=3，很好=4与本地人交往频繁程度 多分类变量 没有=1，较少=2，较多=3，很多=4在流入地的亲人数 多分类变量 没有=1，有几位=2，有很多=3心理适应健康自评 多分类变量 不太健康=1，一般=2，比较健康=3，非常健康=4主观幸福感 多分类变量 不幸福=1，一般=2，幸福=3定居意愿 二分类变量 没有=0，有=1制度适应流动类型 二分类变量 跨市流动=0，市内流动=1职工养老保险 二分类变量 没有=0，有=1职工医疗保险 二分类变量 没有=0，有=1
四、双重转变：新生代农民工生育意愿的变化趋势
农民工从乡村走向城市，在此过程中，由于受到城市经济、政治、社会、文化、生活方式等各种因素的影响，其生育意愿也逐渐发生变化。新生代农民工在城市适应过程中，其生育意愿获得明显的现代性特征，主要体现在以下两大方面。
（一）代际递减：新生代农民工生育意愿的总体特征
城—城流动人口的期望生育子女数的平均值为1.46，略低于农民工的1.60。老生代城—城流动人口的期望生育子女数的平均值为1.48，只是略微高于新生代城—城流动人口（1.45），两者的差异较小。但是，与此不同的是，农民工生育意愿出现了显著的代际递减现象。老生代农民工的期望生育子女数的平均值为1.71，高于新生代农民工的1.54。这说明相对于老生代农民工而言，新生代农民工生育意愿呈现出显著的代际递减态势。
具体来说，对期望生育子女数进行分段（如表2所示），发现导致农民工生育意愿代际递减的主要原因是，相对于老生代农民工而言，新生代农民工的期望生育子女数为两个、3个及以上的人数比例显著大幅度降低，而期望生育子女数为一个的人数比例却显著大幅度增加。老生代农民工期望生育子女数为一个的人数比例仅仅只有25.7%；期望生育子女数为两个、3个及以上的人数比例分别为59.0%、7.4%，即高达66.4%的老生代农民工的期望生育子女数为两个及以上。老生代农民工期望生育子女数是以两个及以上为主的。然而，新生代农民工期望生育子女数为两个的比例仅仅只有49.9%，比老生代农民工低9个百分点，其期望生育子女数为一个的人数比例大幅度增加至44.0%，其人数比例逐渐趋近期望生育子女数为两个的人数比例，且比老生代农民工高出18个百分点。这使得新生代农民工生育意愿不但大幅度下降，而且，其期望生育子女数呈现以“一个”和“两个”为主，且基本平分天下的特征。
表2 农民工生育意愿（分段）
类别 不要孩子 一个 两个 3个及以上 合计老生代农民工 样本数 74 241 553 69 937百分比/% 7.9 25.7 59.0 7.4 100.0新生代农民工 样本数 52 699 794 45 1 590百分比/% 3.3 44.0 49.9 2.8 100.0农民工 样本数 126 940 1 347 114 2 527百分比/% 5.0 37.2 53.3 4.5 100.0老生代城—城流动人口 样本数 13 128 112 10 263百分比/% 4.9 48.7 42.6 3.8 100.0新生代城—城流动人口 样本数 40 380 361 17 798百分比/% 5.0 47.6 45.2 2.1 100.0城—城流动人口 样本数 53 508 473 27 1 061百分比/% 5.0 47.9 44.6 2.5 100.0
可见，城—城流动人口生育意愿的代际变化不显著。但与此完全不同的是，农民工生育意愿出现了显著的代际递减现象。相对于老生代农民工而言，新生代农民工期望生育子女数为两个及以上的人数比例大幅度显著下降，而期望生育子女数为一个的人数比例却大幅度显著上升。这使得农民工生育意愿的总体特征也发生了显著的代际变化，由老生代农民工以两个及以上为主，向新生代农民工以一个和两个并重的态势转化。
（二）分化弱化：新生代农民工生育意愿的具体特点
从调查数据来看，相对于老生代农民工而言，新生代农民工生育意愿的内部分化现象出现减弱的趋势，主要体现在性别、婚姻状况、受教育程度3个方面的差异程度逐步缩小。
翻译后的作品具有明显异国情调是指“源文本的语言和文化特征只做了很少改动或未经改动就转移到目标文本中，结果目标文本看起来有一种明显的‘外国’味儿”（转引自谭载喜，2005，p.72）
表3 农民工生育意愿（分性别） %
类别 不要孩子 一个 两个 3个及以上 合计老生代农民工 女 8.1 29.0 57.4 5.5 100男 7.8 23.8 60.0 8.4 100新生代农民工 女 3.9 45.2 49.4 1.6 100男 2.8 43.0 50.4 3.8 100老生代城—城流动人口 女 5.3 48.7 42.5 3.5 100男 4.7 48.7 42.7 4.0 100新生代城—城流动人口 女 5.7 47.7 45.3 1.2 100男 4.5 47.5 45.2 2.8 100
首先，如表3所示，从性别差异来看，无论是老生代城—城流动人口还是新生代城—城流动人口，其期望生育子女数为一个、两个等的人数比例都极为接近，其差异程度极小。而农民工的情况与此不同，老生代农民工期望生育子女数存在显著的性别差异，女性的期望生育子女数为两个、3个及以上的人数比例低于男性，而期望生育子女数为一个的女性人数比例为29.0%，比男性高出5个百分点。则老生代女性农民工的生育意愿显著低于男性。然而，相对于老生代农民工而言，无论是男性还是女性，新生代农民工的期望生育子女数均显著降低，体现为期望生育子女数为两个、3个及以上的人数比例不断下降，期望生育子女数为一个的人数比例不断增加。而且，男性的变动幅度显著高于女性。尽管女性生育意愿仍然低于男性，但这就使得新生代农民工男性和女性的期望生育子女数的相关人数比例逐渐趋近。例如，新生代女性和男性农民工期望生育子女数为一个的人数比例分别为45.2%、43.0%，两者的差距不足2个百分点，远低于老生代农民工的情况。可见，相对于老生代农民工而言，新生代农民工生育意愿的性别差距呈现不断缩小的趋势，其性别差异情况已经不甚显著。
从各部件的应力图及其表1中的数据看出，对于推力杆头和销轴在受力一端处相较于约束一端应力值较大，而对于橡胶套来说则相反，其最大的应力出现在约束一端处，橡胶套的最大应力相对于其他部件小了两个数量级，不易造成失效。推力杆头的最大应力值是360 MPa，销轴的最大应力为225 MPa，大于推杆的材质45号钢的许用应力180 MPa，使用过程中可能最先发生失效，这一分析结果与实际故障位置是吻合的。
表4 农民工生育意愿（分婚姻状况） %
类别 不要孩子 一个 两个 3个及以上 合计老生代农民工 未婚 17.5 36.8 38.6 7.0 100已婚 7.3 25.1 60.3 7.4 100新生代农民工 未婚 3.6 45.4 48.0 3.0 100已婚 2.5 41.0 54.0 2.5 100老生代城—城流动人口 未婚 19.0 47.6 23.8 9.5 100已婚 3.7 48.8 44.2 3.3 100新生代城—城流动人口 未婚 5.4 49.8 42.6 2.1 100已婚 3.6 40.6 53.6 2.1 100
其次，如表4所示，从不同婚姻状况来看，无论是农民工还是城—城流动人口，无论是老生代还是新生代，未婚人群的生育意愿都低于已婚人群，两者存在差异。然而，相对于老生代农民工而言，未婚和已婚新生代农民工期望生育子女数为一个的人数比例都显著增加，但已婚人群的增加比例远高于未婚人群。而且，未婚新生代农民工期望生育子女数为两个的人数比例大幅度增加，而已婚的人数比例却出现了下降的现象。这使得新生代农民工期望生育子女数的各阶段人数比例差距呈现缩小的趋势。例如，未婚和已婚新生代农民工期望生育子女数为一个人数比例分别为45.4%、41.0%，两者差距不足4个百分点。同时，新生代农民工生育意愿的婚姻状况差异也小于新生代城—城流动人口。由此可见，尽管新生代农民工生育意愿仍然存在婚姻状况差异，但相对于老生代农民工而言，其差距呈现显著降低的态势。
再次，如表5所示，从受教育程度来看，对于老生代农民工而言，因受教育程度为大专及以上的样本量较少，在此不再分析。受教育程度为小学及以下的人群与受教育程度初中的人群的生育意愿几乎相等，而受教育程度为高中的群体则显著低于前面二者。新生代农民工相对于老生代农民工而言，其受教育程度大为提高，绝大多数人受教育程度为初中及以上，调查样本中受教育程度为小学及以下的只有76人，占新生代农民工的4.78%，样本比例相对较低，而受教育程度为硕士及以上的样本量也较少，故对其情况不做比较。相对于老生代农民工而言，各受教育程度的新生代农民工的生育意愿都显著降低，但幅度不一致。这使得新生代农民工中，受教育程度为初中、高中、大专、本科的人群的期望生育子女数基本持平，其期望生育子女数为一个、两个的人数比例也差异较小。例如，其期望生育子女数为一个的人数比例分别为44.6%、45.0%、45.1%、43.9%，最大值与最小值之差仅为1.2个百分点。可见，不同受教育程度的新生代农民工之间的生育意愿差距极小。同时，也可以看到，新生代农民工生育意愿的受教育程度差异程度也显著小于新生代城—城流动人口。
由此可见，个体特征对农民工生育意愿的影响存在显著的代际差异，尽管年龄对新生代农民工和老生代农民工都具有显著影响，但受教育程度仅仅只对老生代农民工具有显著影响，而性别和婚姻状况仅仅只对新生代农民工生育意愿具有显著影响。
表5 农民工生育意愿（分受教育程度） %
类别 不要孩子 一个 两个 3个及以上 合计老生代农民工小学及以下 8.8 23.8 59.2 8.2 100初中 7.7 25.4 60.2 6.8 100高中 7.2 30.2 56.8 5.8 100大专 6.3 31.3 43.8 18.8 100本科 0.0 33.3 50.0 16.7 100新生代农民工小学及以下 5.3 26.3 60.5 7.9 100初中 2.9 44.6 49.4 3.1 100高中 3.0 45.0 50.2 1.8 100大专 4.5 45.1 48.5 1.9 100本科 2.9 43.9 49.8 3.3 100研究生及以上 0.0 54.2 41.6 4.2 100新生代城—城流动人口小学及以下 12.5 12.5 62.5 12.5 100初中 5.3 36.8 56.1 1.8 100高中 6.9 45.0 45.0 3.1 100大专 5.7 56.7 36.2 1.4 100本科 3.6 47.7 46.5 2.1 100研究生及以上 5.1 35.6 57.6 1.7 100
五、适应效应：新生代农民工生育意愿的影响因素
本文采用SPSS 20.0统计软件对数据进行处理分析，建立了农民工生育意愿影响因素的无序分类Logistic回归模型，如表6和表7所示。具体分析如下。
（一）个体特征：年龄、性别、婚姻的三重影响
人口学因素等个体特征对农民工生育意愿具有重要影响，但对不同代际农民工的影响存在显著差异。从模型6可以看到，年龄和受教育程度对老生代农民工生育意愿具有显著影响，随着年龄逐渐增加，老生代农民工生育意愿会随之显著降低；而随着老生代农民工受教育程度的提高，其生育意愿会显著提高。与老生代农民工相同的是，随着年龄的增加，新生代农民工的期望生育意愿子女数也会随之显著降低。然而，个体特征对新生代农民工生育意愿的影响与老生代农民工不完全相同，主要体现在以下两个方面。
一松了口气，她浑身疲软像生了场大病一样，支撑着拿起大衣手提袋站起来，点点头笑道：“明天。”又低声喃喃说道：“他忘了有点事，赶时间，先走了。”
一方面，受教育程度对新生代农民工生育意愿的影响不显著。而相对而老生代农民工而言，调查数据显示，新生代农民工受教育程度为大专及以上的人数比例高达33.4%，而老生代农民工的人数比例仅仅只为2.3%，只有新生代农民工的6.89%。由此可知，尽管新生代农民工受教育程度大幅度提高，但受教育程度对新生代农民工生育意愿的影响却不显著。受教育程度对农民工生育意愿的影响出现了显著的代际差异。由受教育程度对老生代农民工的显著影响转变为对新生代农民工的影响不显著。则新生代农民工由乡村向城市流动过程中，受教育程度对其生育意愿的影响也逐渐弱化，对其期望生育子女数的影响不再显著。
（2）治疗组：34例患者中男性30例，女性4例；年龄60～84岁，平均年龄70.5岁；双侧血肿9例，单侧血肿25例。
最后，农民工的城市适应还包括制度适应[29]。学者们指出，城乡二元结构等各种制度性因素的制约，使得新生代农民工难以扎根城市[30]，严重制约着其城市适应和城市融入。事实上，户籍制度等制度性因素对新生代农民工主观幸福感等方面具有重要影响[31]。这为考察制度适应因素对农民工生育意愿的影响提供了重要参考。基于此，提出本文的最后一个研究假设：
因此可以看到，相对于老生代农民工而言，新生代农民工生育意愿呈现显著的代际递减趋势。同时，与老生代农民工生育意愿存在显著的内部分化不同，新生代农民工生育意愿的性别差异、婚姻状况差异、受教育程度差异程度较小，其内部分化现象已不再那么明显。则相对于老生代农民工而言，新生代农民工生育意愿的内部分化现象大为弱化，其生育意愿的异质性逐渐消失，其一致性的特征日益明显。
表6 农民工生育意愿影响因素的无序多分类Logistic回归模型1
注：*** 表示 p〈0.01，** 表示 p〈0.05，* 表示 p〈0.1；0b表示参考组。
地区性别年龄婚姻口学特征受教育程度就业类型适应住房产权家庭生活水平层次较差邻里友好态度社会适应与本地人交往的频繁程度在流入地亲人数类别 模型1（新生代） 模型2（新生代） 模型3（新生代）1个/3个及以上 2个/3个及以上1个/3个及以上 2个/3个及以上1个/3个及以上 2个/3个及以上截距 6.870***5.707***5.121**4.047*5.986***5.302**东部 -0.715* -0.256 -0.760 -0.295 -0.747 -0.309中部 0.595 0.166 0.684 0.294 0.742 0.343西部 0b0b0b0b0b0b女0.803**0.733**1.000**0.914**1.102**1.032**男0b0b0b0b0b0b-0.138***-0.103**-0.159***-0.132**-0.169***-0.142***未婚 -0.836**-0.844**-0.797*-0.834*-0.905*-0.966*已婚 0b0b0b0b0b0b初中及以下 -0.472 -0.070 0.153 0.448 0.172 0.467高中 0.241 0.599 0.828 1.080 0.842 1.097大专 0.122 0.546 0.893 1.162 0.962 1.228本科 -0.231 0.206 0.335 0.624 0.350 0.642硕士及以上 0b0b0b0b0b0b私营企业 1.699*1.745*1.665*1.709*国有企业 2.926***2.886***2.943***2.905***外资企业 17.609***17.196***17.570***17.168***个体就业 0b0b0b0b非自有住房 -14.997***-14.002***-14.578***-13.998***自有住房 0b0b0b0b下等 -2.266**-2.170**-2.213**-2.239**中等 -1.347***-1.527***-1.381***-1.558***上等 0b0b0b0b-1.812***-2.708***一般 -1.631**-2.043**较好 -1.239**-1.528**很好 0b0b没有 -1.843***-1.616***较少 -1.654***-1.434**较多 -1.327**-1.262**很多 0b0b没有 -0.207 -0.443有几位 -0.865 -1.370*有很多 0b0b Cox和Snell 0.052 0.084 0.095 Nagelkerke 0.065 0.105 0.119
（二）经济适应：职业层次和财富积累的关键作用
邻里友好态度和与本地人交往频繁程度两个指标，各模型中的所有系数均为负，均在0.05及更低的显著性水平下显著，说明其对新生代农民工生育意愿具有显著的反向影响。例如，模型5中，与本地人交往的频繁程度的大部分系数的绝对值均大于1。随着新生代农民工与本地人交往的频繁程度的提高，其期望生育子女数也显著大幅度降低。同时，随着邻里友好态度的改善，新生代农民工期望生育子女数也显著降低。可见，新生代农民工在社会适应过程中，随着邻里友好态度的改善和与本地人交往频繁程度的提升，其逐渐适应城市生活方式和互动行为方式，并逐渐获得现代性特征，这使得其生育意愿也随之由传统向现代转化。所以，社会适应对农民工生育意愿的影响呈现代际强化的现象，其对老生代农民工的影响有限，但社会适应程度的提升会使得新生代农民工生育意愿显著降低。
具体而言，就业类型各系数均为正，即相对于个体就业而言，在私营企业、国有企业和外资企业的从业新生代农民工，其期望生育子女数显著降低，尤其是外资企业指标的各系数值均大于15。实际上，从权益保障等各个方面来看，从个体就业、私营企业就业到国有企业和外资企业就业，体现了农民工就业层次的提高。新生代农民工就业层次的提高，不仅是其经济适应的重要方面，也为其社会适应、心理适应、制度适应铺垫了坚实基础。则新生代农民工职业层次的提高，使其经济适应程度大为提高，从而导致其生育意愿显著下降。
表7 农民工生育意愿影响因素的无序多分类Logistic回归模型2
注：*** 表示 p〈0.01，** 表示 p〈0.05，* 表示 p〈0.1；0b表示参考组。
地区性别年龄婚姻人口学特征受教育程度就业类型住房产权经济适应家庭生活水平层次邻里友好态度社会适应与本地人交往的频繁程度在流入地亲人数定居意愿心理适应健康自评主观幸福感流动类型制度适应职工养老保险职工医疗保险类别 模型4（新生代） 模型5（新生代） 模型6（老生代）1个/3个及以上 2个/3个及以上 1个/3个及以上 2个/3个及以上 1个/3个及以上 2个/3个及以上截距 20.607***19.638***20.856***19.606***22.716***21.753***东部 -0.723 -0.264 -0.741 -0.254中部 0.948 0.532 0.971 0.529西部 0b0b0b0b女1.208***1.100**1.215***1.101** 0.081 -0.180男0b0b0b0b0b0b-0.163***-0.140**-0.167***-0.139**-0.153***-0.118***未婚 -0.887*-0.982*-0.896*-0.981** 0.917 0.355已婚 0b0b0b0b0b0b初中及以下 -0.183 0.202 -0.052 0.142 3.193**3.620**高中 0.490 0.858 0.575 0.820 2.888*3.116**大专 0.819 1.170 0.857 1.137 3.216**3.084**本科 0.161 0.545 0.159 0.522 3.406***3.562***硕士及以上 0b0b0b0b0b0b私营企业 1.609*1.713*1.490*1.742*国有企业 2.815**2.829**2.657**2.861**外资企业 15.309**15.016**15.110**15.085**个体就业 0b0b0b0b非自有住房 -14.447***-13.961***-14.426***-13.974***-1.347*-1.116*自有住房 0b0b0b0b0b0b下等 -2.121**-2.480**-2.139**-2.479**中等 -1.666***-1.796***-1.675***-1.798***上等 0b0b0b0b较差 -1.708***-2.591***-1.625***-2.290*** -0.154 -0.725一般 -1.471**-1.984**-1.397**-1.769** -0.633 -1.740**较好 -1.109**-1.420**-1.006**-1.217** -0.512 -0.596很好 0b0b0b0b0b0b没有 -1.751***-1.542***-1.512***-1.478***较少 -1.453***-1.246**-1.360***-1.219**较多 -1.289**-1.063**-1.197**-0.934**很多 0b0b0b0b没有 -0.092 -0.358 -0.087 -0.359有几位 -0.779 -1.295* -0.786 -1.297*有很多 0b0b0b0b没有 -1.011**-0.878**-0.942**-0.681**有0b0b0b0b不太健康 -2.153***-2.824***-2.134***-2.823***一般 -1.726***-1.200**-1.733***-1.204**比较健康 -0.689*-0.574*-0.710*-0.573*非常健康 0b0b0b0b不幸福-2.002***-2.479***一般 -0.894**-0.748**幸福 0b0b跨市流动 -15.573***-16.000***市内流动 0b0b没有 0.923**0.788**有0b0b没有 0.785**0.687**有0b0b Cox和Snell 0.121 0.126 0.159 Nagelkerke 0.151 0.157 0.197
更加重要的是，住房产权各系数均为负，系数绝对值都大于13，在0.01的显著性水平下显著，说明非自有住房新生代农民工生育意愿显著高于自有住房新生代农民工，拥有自有住房能够显著降低新生代农民工的生育意愿。一般而言，住房不仅是累积财富的重要体现，而且在传统观念中更代表着家和稳定，是农民工定居城市和安身立命的基础，是农民工经济适应和城市适应的关键性环节，其作用远超过其他方面，这致使住房获得显著提升新生代农民工的经济适应程度，从而使得其生育意愿显著降低。同时，家庭生活水平层次的各系数也均为负，在0.05及更低的显著性水平显著，说明随着其家庭生活水平层次的提高，新生代农民工生育意愿显著降低。家庭生活水平层次是家庭累积财富的直接体现，能够为新生代农民工经济适应提供坚实支持，因而，家庭生活水平层次的提升，在促进新生代农民工经济适应的同时，也使其生育意愿显著降低。
所以，经济适应对农民工生育意愿的影响存在显著的代际增强的现象，就业层次的提高、自有住房的获得、家庭生活水平层次的提升等因素使得新生代农民工经济适应程度显著提高，从而导致其生育意愿显著降低。
（三）社会适应：邻里关系和社会交往的重要意义
社会适应是指农民工与城市常住居民互动的行为方式以及日常生活方式等方面的适应，具有参与城市生活的主动性和低层次性等特点[33]。农民工在社会适应过程中逐渐获得某些现代性特征。模型结果显示，社会适应因素确实对农民工生育意愿具有重要影响，但存在明显的代际差异。从模型6可以看到，只有邻里友好态度一个指标进入该模型，而且，绝大部分系数都在0.1的显著性水平下不显著，由此可认为，社会适应因素对老生代农民工生育意愿的影响有限。然而，从模型3～模型5可以看到，邻里友好态度、与本地人交往的频繁程度、在流入地亲人数3个指标都进入这3个模型，说明社会适应因素对新生代农民工生育意愿具有重要影响。而流入地亲人数指标的大部分系数不显著，说明其对新生代农民工生育意愿的影响程度有限。
本文研究的对象为生育意愿，主要关注期望生育子女数指标，用问卷中的题目“如果可以，你希望生育的子女数量为？”来测量。该指标初始为连续性变量，在计算均值的时候，仍然采取原始变量数据。根据样本的实际情况和研究目标，在建立新生代农民工生育意愿的影响因素的实证模型的时候，将期望生育子女数变量转化为一个三分类变量，并对其进行赋值，一个=1，两个=2，3个及以上=3。
相关专家基于“推拉理论”（push and pull theory）的实证研究指出，巨大的经济驱动力是促使中国大规模人口流动和流动人口形成的主要推动力[32]。农民工作为流动人口的主体，其进入城市后面临的首要适应问题也是经济适应。模型分析结果也显示，经济适应对农民工生育意愿具有极其重要的影响，但其影响存在显著的代际差异。尽管月平均工资指标未能进入各个模型，然而，从模型6可以看到，对老生代农民工而言，经济适用因素中只有住房产权对其生育意愿具有显著影响。与此完全不同的是，从模型2～模型5可以看到，经济适应因素中的就业类型、住房产权、家庭生活水平层次等指标均进入各个模型，而且，各指标系数在0.1及更低的显著性水平下显著。这就说明相对于老生代农民工而言，经济适应因素对新生代农民工生育意愿的影响显著增强，即经济适应对农民工生育意愿的影响呈现出代际显著增强的趋势。
（四）心理适应：健康自评和定居意愿的显著影响
心理适应是农民工在流入地城市经过一段较长时期的生存环境适应的必然结果，是城市适应的高级阶段。心理适应的实现，意味着农民工在流入地城市社会融入的实现[34]，说明农民工市民化过程的逐步完成。心理适应使得农民工获得各种现代性特征，从而显著影响着其生育意愿。模型结果显示，健康自评和定居意愿进入模型4和模型5，而主观幸福感进入模型6，说明心理适应不同因素对不同代际农民工生育意愿的影响完全不同。模型4和模型5中，定居意愿的各个系数值均为负，均在0.05的显著性水平下显著，说明希望在流入地城市永久定居的新生代农民工生育意愿显著低于没有定居意愿的新生代农民工。同时，健康自评的各个系数也为负，都在0.1及各显著性水平下显著，说明健康自评对新生代农民工生育意愿具有显著的反向影响。随着健康自评程度的提高，新生代农民工生育意愿也会显著降低。然而，定居意愿和健康自评对老生代农民工生育意愿的影响有限。
为了印证自我的审美偏好和品味，寻找志趣相同的人，粉丝们开始结伴成群。社交媒体时代，越来越多的粉丝通过社交网络聚集起来，形成了纪律严明、分工明确、行动力极强的粉丝社群。这些粉丝社群一般被称为“站子”，从类型上进行划分，可分为应援站、资源站、反黑站、打榜站等。
与此不同的是，主观幸福感在模型6中，各系数值均为负，而且均在0.05等显著性水平下显著，说明主观幸福感对老生代农民工生育意愿具有显著影响。随着主观幸福感的提升，老生代农民工生育意愿也随之显著降低。而主观幸福感对新生代农民工生育意愿的影响较为有限。实际上，从调查数据来看，新生代农民工和老生代农民工心理适应的程度不存在显著的差异。例如，有41.2%的新生代农民工希望永久定居流入地城市，略高于老生代农民工的40.0%。而主观幸福感的水平为“幸福”的新生代农民工有46.2%，与老生代农民工基本持平（45.9%）。然而，从年龄和流入时间来看，相对于老生代农民工而言，整体而言，无论是年龄还是流入时间，新生代农民工都相对较短。据此可推知，新生代农民工心理适应的速度较快及其适应过程大为缩短，这使得心理适应因素对新生代农民工生育意愿的影响不同于老生代农民工。因此，不同心理适应过程使得其对农民工生育意愿的影响存在代际差异，定居意愿和健康自评对新生代农民工生育意愿具有显著的影响，而主观幸福感的影响则较为有限。
（五）制度适应：基本公共服务可及性的现实意义
制度适应实际上指的是，农民工在城市适应过程中的权益保障及基本公共服务获得状况，是农民工市民化的制度保障情况的重要反映。而专家指出，农民工问题的实质是一种社会建构，农民工在城市中面临着作为移民的“外来人弱势”、作为农民进入城市的“乡下人弱势”、作为劳工的市场弱势、作为没有本地户口人群在流入地城市公共管理和公共服务体系中的地位弱势等“四维弱势”[35]5-10。农民工面临的四维弱势严重制约着其制度适应，从而也对其生育意愿产生重要影响。从模型结果来看，制度适应因素确实对农民工生育意愿具有重要影响，但对不同代际农民工的影响不完全相同。从模型6可以看到，流动类型的各系数为负，其绝对值均大于15，在0.01的显著性水平下显著，说明户籍对老生代农民工生育意愿具有显著影响。但该指标未能进入模型5，说明户籍对新生代农民工生育意愿不具有显著影响。
对新生代农民工而言，其更加关注基本公共服务的可及性。从模型5可以看到，职工养老保障和职工医疗保险两个指标的各个系数均为正，而且，各系数都在0.05的显著性水平下显著，说明其对新生代农民工生育意愿具有显著影响。拥有职工养老保险、职工医疗保险的新生代农民工生育意愿显著高于没有相关保险的新生代农民工。可见，职工养老保险和职工医疗保险等基本公共服务的可及性提升能够显著提高新生代农民工期望生育子女数。则制度适应程度的提升能够显著提高新生代农民工生育意愿，这与经济适应、社会适应、心理适应对其生育意愿的影响截然不同。究其原因，基本公共服务的获得体现了新生代农民工在城市中的权利实现和获得实际保护的情况，能够显著提升其获得感和安全感，消除其后顾之忧，这为其生育等提供了有效保障和制度支持，从而使得其生育意愿大为提高。所以，如何打破制度壁垒，提升基本公共服务可及性，是提升新生代农民工生育意愿的重要着力点。
六、结论与讨论
综上所述，通过对新生代农民工生育意愿的变化趋势及其影响因素等进行分析，可以得出下面3个结论。
式中,σ是随机力的标准差(或称为噪声振幅),γ是黏滞系数,也被称作摩擦因子,kB为Boltzmann因子,T为体系的绝对温度.
（一）现代性特征：新生代农民工生育意愿的主要特点
新生代农民工从乡村走向城市、从封闭走向开放、从传统走向现代，在城市适应过程中获得生育意愿的现代性特征。具体而言，农民工生育意愿发生了显著的代际递减现象。相对于老生代农民工而言，新生代农民工期望生育子女数显著降低，并趋近新生代城-城流动人口。而且，老生代农民工的期望生育子女数以两个为主，而新生代农民工期望生育子女数为一个的人数比例大幅度提高，期望生育子女数为两个的人数比例却大幅度降低，这使得新生代农民工期望生育子女数呈现以“一个”和“两个”为主的格局。与此同时，新生代农民工生育意愿的内部分化也呈现弱化的现象，与老生代农民工相比，不同性别、不同婚姻状况、不同受教育程度的新生代农民工的期望生育子女数的差距显著降低。由此可见，新生代农民工生育意愿显著降低，内部分化弱化使得其内部异质性逐渐消失，而生育意愿的同一性逐渐呈现并不断增强。
（二）二律背反：城镇化与人口可持续发展的矛盾困境
基于城市适应理论的实证分析发现，城市适应因素对农民工生育意愿的影响呈现代际强化的趋势。相对于老生代农民工而言，经济适应、社会适应、心理适应、制度适应相关因素对新生代农民工生育意愿的影响尤为显著，影响框架如图2所示。就业类型、住房产权、家庭生活水平层次等经济适应因素，邻里友好态度、与本地人交往频繁程度等社会适应因素，定居意愿、健康自评等心理适应因素、职工养老保险、职工医疗保险等制度适应因素对新生代农民工期望生育子女数具有显著影响。经济适应、社会适应、心理适应程度的增强会显著地降低新生代农民工期望生育子女数。
图2 新生代农民工生育意愿的影响框架
整体而言，随着在流入地城市流入时间的增加，新生代农民工的经济适应、社会适应、心理适应程度也会提高，从而增进其现代性特征的获得，促进其市民化进程不断推进，这使得其生育意愿也随之显著降低。新生代农民工作为城镇化进程中的庞大群体，其生育意愿的显著降低，对流入地城市人口规模和结构，以及中国人口可持续发展产生重要制约。实际上，新生代农民工的城市适应和市民化过程是中国城镇化进程的重要部分。然而，伴随着中国快速城镇化进程的推进，新生代农民工生育意愿却不断降低，这导致城镇化发展与新生代农民工生育意愿的显著下降并存，出现城镇化和人口可持续发展二律背反的矛盾困境。因此，在人口老龄化的时代背景下，如何促进城镇化发展和人口可持续发展相协调成为新时代应该面对的重要议题。
（三）制度保障：协调城镇化和人口发展的可行进路
职工养老保险、职工医疗保险等制度适应因素对新生代农民工期望生育子女数具有显著的正向影响，即公共服务可及性等对新生代农民工生育意愿具有显著影响，这为协调城镇化发展和人口发展提供了重要进路。然而，现实中农民工和新生代农民工在流入地城市的基本公共服务可及性较低，居民养老保险和居民医疗保险等社会保险项目、最低生活保障与医疗救助等社会救助项目、相关社会福利项目、限价商品房等住房保障项目都没有或者甚少将农民工纳入涵盖范围。这使得在城镇化进程中，农民工和新生代农民工在流入地城市的制度适应程度较低，严重制约着生育意愿的提高。因而，如何增进新生代农民工基本公共服务可及性成为协调城镇化发展和人口可持续发展的关键。
相关专家指出，强调社会公平的价值观，在权利公平价值理念基础上落实基本公共服务均等化原则是实现农民工和新生代农民工在流入地城市的公共管理和公共服务平等地位的关键。在当前居住证制度框架下推动农民工公共服务均等化需要采取有效措施[35]5-10。必须明确居住证制度的过渡性属性并确定具体改革进程，消除基本公共服务中对农民工等非户籍人口的制度性排斥。扩大农民工可获得的基本公共服务范围，将居民养老保障和居民医疗保险等具有社会保障属性的基本公共服务覆盖到所有农民工，提高其基本公共服务可及性，增强其制度适应程度，消除其后顾之忧，从而有效地提高其生育意愿，以促进城镇化和人口可持续的协调发展。
此外，年龄、性别、婚姻状况也是影响新生代农民工生育意愿的重要因素。女性作为生育的主体，其生育意愿显著低于男性新生代农民工；而已婚新生代农民工的生育意愿也显著低于未婚新生代农民工，如何提升女性、已婚新生代农民工群体的生育意愿也是值得考量的重要方面。
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The Trend and Policy Implication of The Fertility Desire of the New Generation of Migrant Workers
LIANG Tukun
（Social and Public Administration School，East China University of Science and Technology，Shanghai 200237，China）
Abstract：As the main body of migrant workers,most of the new generation of migrant workers are in the golden stage for marriage and childbearing.Their fertility desire has important practical significance for the urbanization and population sustainable development in China.Through vertical and horizontal comparisons,it found the fertility desire of the new generation of migrant workers significantly decreased,with an obvious modernized characteristic,reaching new generation inter-city migrant population.The differences of gender,marital status and educational level in their fertility desire weakened significantly.Based on the theory of urban adaptation,this paper analyzed the influencing factors of their fertility desire,and found that the influence of economic adaptation,social adaptation,psychological adjustment and institutional adjustment is significantly enhanced.The improvement of economic adaptation,social adaptation and psychological adaptation will significantly reduce their expected number of children in the new generation of migrant workers.This makes the development of urbanization and the phenomenon of reducing the fertility of the new generation of migrant workers coexist.There are two contradictions between urbanization and population sustainable development.However,institutional adaptation can significantly improve their fertility desire,which provides a possibility and path for the coordinated development of urbanization and population sustainable development.
Key words：the number of children expecting birth;fertility desire;migrant workers of new generation;urban adaptation;institutional adaptation
中图分类号：C924.24
文献标识码：A
文章编号：1009-3370（2019）03-0094-12
DOI：10.15918/j.jbitss1009-3370.2019.1047
收稿日期：2018-04-22
基金项目：教育部人文社会科学研究青年基金资助项目“城市适应视阙下新生代流动人口生育意愿研究”（19YJC840020）；教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目资助“流动人口管理和服务对策研究”（12JZD022）
作者简介：梁土坤（1983—），男，讲师，社会学博士后流动站博士后，E-mail：liangtuk@126.com
[责任编辑：宋宏]
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