1、2023年9 月第5 期总第17 1 期山东女子学院学报Journal of Shandong Womens UniversitySep.2023No.5 Ser.No.171专题：低生育水平研究低生育水平下中国育龄家庭的规模与变动宋健,陈文琪（中国人民大学，北京10 0 8 7 2）摘要：基于中国家庭追踪调查2 0 10 一2 0 2 0 年数据获得的结构相关信息进行时间回归拟合，利用全国人口普查和人口抽样调查数据，估算低生育水平时期中国育龄家庭的规模和比例发现，育龄家庭在规模和变动趋势上与全国家庭户的特点有所不同。19 9 3年以来，中国育龄家庭规模为2.1亿 2.5 亿户，在家庭户中所占
2、比例为44%73%，规模及占比随时间推移均呈现较为明显的下降态势。“育龄家庭”是对既有研究中常用的“家庭”概念在生育维度的聚焦，有助于进一步揭示中国家庭生育动力弱化的现实，深入解释出生人口数不断下滑的内在原因。关键词：育龄家庭；时间回归拟合；低生育水平中图分类号：C923一、研究背景中国自19 9 2 年起总和生育率低于更替水平,进入低生育率社会。尽管2 0 13年后中国的生育政策不断宽松化，但出生人口数在2 0 16 年达到17 8 6 万人的小高峰后持续下降，直至2 0 2 2 年总人口出现负增长。出生人口数下降不仅受到经济社会发展长期效应、生育主体代际更替效应、新冠疫情下婚育行为延后效应
3、等多种因素影响,也与育龄女性规模下降、育龄女性年龄结构老化、年龄别生育率低迷密不可分。深度探究低生育水平的原因，采取有效措施稳定出生人口规模，对促进人口长期均衡发展至关重要。围绕生育议题，学界目前已经取得了丰硕的研究成果。大多数研究以女性个体或“育龄女性”作为基本分析单位,因为女性既是生育的直接承担者，也是育儿照料的主要提供者，在“生”和“育”两个方面具有不可替代的作用。但随着婚育年龄的推迟,以及离婚率的不断升高,并非所有育龄女性都具有生育的现实可能性。一些学者意识到应将夫妇双方共同纳入生育分析框架中，认为夫妇从生育意愿开始就相互影响，只有在整合彼此的生育计划后，才会实施共同的生育行为,并产生
4、相应的生育结果 1-2 。还有一些研究把父辈纳入生育分析框架中，发现中国的家庭传统使父辈广泛且深度参与到子辈的育儿实践中,这不仅有助于缓解女性的工作一家庭冲突,还弱化了丈夫的育儿角色 3；父母通过照料支持和表达自身生育偏好显著影响女性的二孩生育计划 4。现实生活中，只有在同居共的基础上,夫妇伴侣的婚育行为才可能实现,而父辈参与婴幼儿照料往往是在生育之后发生，且通常伴随父辈或子辈一文献标识码：A文章编号：10 0 8-6 8 38(2 0 2 3)0 5-0 0 0 1-0 8收稿日期：2 0 2 3-0 6-0 9基金项目：国家社会科学基金重点项目“低生育率背景下育龄家庭的生育机制与生育支持研
5、究”（项目编号：2 0 ARK005)作者简介：宋健，女，中国人民大学人口与发展研究中心教授，博士生导师，主要从事人口发展与政策、婚姻家庭研究；陈文琪，女，中国人民大学社会与人口学院硕士研究生，主要从事社会人口学研究。:1山东女子学院学报2023年第5 期方的迁移流动和家庭结构的变化。无论是育龄女性还是育龄夫妇的生育行为，亦或是父辈的育儿参与,都需要以家庭为基础。然而,既有文献中对育龄女性或育龄夫妇所在家庭基本情况的研究还较少。家庭制度是生育制度的基础 5 。在中国,生育不是个体行为，而是家庭内部资源调度和协商分配后的重大决策。中国长期实施的计划生育政策也是从家庭层面对人们的生育数量和相关行为
6、进行干预。然而迄今为止,关于中国育龄家庭的规模、结构及其变动等基本特征并不清晰。常见的一些家庭户相关信息，如2 0 2 0 年中国平均家庭户规模为2.6 2 人等，展示的只是中国家庭规模小型化、单人户和纯老户比例不断上升等多元化趋势特点。我们感兴趣的是，具有生育潜力的中国家庭数量及其在全部家庭户中的比例有多少？在过去几十年间呈现怎样的变动趋势？本文将围绕上述问题，利用全国人口普查和抽样调查等数据，估计中国进入低生育率社会以来育龄家庭的规模变动特点，以深人了解低生育水平的原因。二、概念界定、数据来源与分析思路（一）育龄家庭的概念界定本文界定“育龄家庭”为：家庭成员中包含至少一对在婚育龄夫妇（包括
7、在婚未孕/备孕/曾孕未育/已育夫妇）,其中女方处于2 0 49 岁育龄期的家庭。既有文献中，国外有学者将处于孕期或育儿期的夫妇组成的家庭称为生育/抚育家庭（c h i l d b e a r i n g/c h i l d r e a r i n g f a mi l i e s）6-7 ，中国学者虽曾使用“育龄家庭”概念，但由于其主要介绍其他国家的家庭支持政策 8 ,对概念本身缺少明确界定,实际针对的也仍是生育/抚育家庭。生育/抚育家庭概念脱胎于家庭生命周期理论 9 ，多聚焦于因生育而开启的家庭拓展阶段,通常限制家庭中最大的儿童年龄在出生到30 个月范围内,讨论与生育过程或结果有关的家庭政策
8、。而国内相关研究中的生育主体，一般涉及“育龄女性”（women of childbearing age）、“育龄夫妇”（couples of childbearing age）等，虽然也会考虑诸如父母、兄弟姐妹等其他家庭成员及家庭社会经济资源等对其生育决策的影响，但关注点并不在家庭本身。本文所建构的“育龄家庭”概念从生育行为主体出发，,关注具有生育潜力或可能性的家庭，涵盖生育/抚育家庭，包含在婚育龄夫妇，其核心在于兼顾“家庭”和“育龄”。首先聚焦“家庭”，基于生育发生在家庭的现实，强调家庭成员围绕生育进行决策互动和资源分配。其次关注“育龄”,即具有生育潜力的主体。由于生育行为的实际承担者为女性
9、,而女性一生中具备生育能力的时期有限且边界相对清晰,所以从生育能力出发,以女性是否处于生物学意义上的育龄期为基础,考虑其婚姻状况及其与配偶是否共同居住等条件,将至少有一对在婚育龄夫妇的家庭视为育龄家庭。建构这一概念的目的在于将具有生育潜力和生育能力的家庭从一般意义的家庭中剥离出来,这样更有利于政策聚焦和精准施策。鉴于中国法律对女性最低结婚年龄的规定（不得早于2 0 周岁），在本研究中以2 0 岁作为在婚育龄女性的年龄下限。由此可见,育龄家庭包含于家庭之内,其核心单元是在婚育龄夫妇,其中在婚育龄女性是育龄家庭概念界定的依据及生育观察的重点。(二)数据来源目前尚未有公开数据直接提供育龄家庭的规模。
10、由“家庭一育龄家庭一在婚育龄夫妇一在婚育龄女性”的概念层级，我们利用现有的全国调查数据对育龄家庭规模进行估算。自19 9 0 年以来每10 年一次的全国人口普查、每5 年一次的全国1%人口抽样调查以及年度全国1%人口变动抽样调查均提供了分年龄、性别、婚姻状况的人口数据，可据此得到在婚育龄女性数量。考虑到中国总和生育率自19 9 2 年起低于更替水平,且目前统计年鉴中缺失19 9 1年和19 9 2 年分年龄、性别、婚姻状况的人口数据，本文以19 9 3年作为估算的起始年份，以展示中国进人低生育社会后的图景。2低生育水平下中国育龄家庭的规模与变动按照一夫一妻制原则，在婚育龄女性数量等于在婚育龄夫
11、妇数量，每个育龄家庭中可能包含一对及以上在婚育龄夫妇，但从公布的人口普查和人口抽样调查数据中难以得到育龄家庭内部在婚育龄夫妇的分布信息。我们使用中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS）数据得到分布和结构相关信息，以弥补人口普查和人口抽样调查数据的不足。作为一项全国性、大规模、多学科的固定样本追踪调查项目，,CFPS家庭问卷使用了独特的T表设计,以代答的方式采集了家庭中所有成员的父母、配偶和所有子女的关系及这些直系亲属的基本社会人口信息，可构造和区分各类家庭结构。其2 0 10 年开展的基线访问，样本覆盖全国2 5 个省区市的近1.5万个家庭户，调查对象
12、包含样本家户中的全部家庭成员。后续每两年开展一次的追踪调查的对象包含基线家庭成员及其新生血缘或领养的子女，追踪成功率在同类调查中保持国际领先水平。2010一2 0 2 0 年的CFPS家庭成员关系库提供了受访者本人、配偶、父亲、母亲和所有子女共计三代人的基本社会人口特征,因此可通过是否同属于一个家庭、在婚有配偶的女性是否处于2 0 49 岁育龄期等关键信息，依次识别该家庭不同代际含有的在婚育龄夫妇数量,有一对及以上在婚育龄夫妇的可判断该家庭属于育龄家庭。由于CFPS家庭成员关系库包含了一个家庭中可能的在婚育龄夫妇代数上限（即使是多代同堂的大家庭也几乎不可能有四代及以上的女性同时处于2 0 49
13、 岁育龄期），因此基本不会遗漏育龄家庭。全国人口普查和抽样调查数据实际上属于“家庭户”统计，即居住在同一个住房单元的家庭成员，而非仅通过成员的婚姻、血缘、收养关系进行“家庭”界定。为了衔接不同来源的数据分析结果，我们使用“是否居住在家”这一指标来判定CFPS数据中的家庭成员是否属于该家庭户。这种以同住一处判定“家庭户”的口径在一定程度上也更符合本文以生育为侧重点的“育龄家庭”界定。(三)分析思路基于现有数据估算全国育龄家庭规模有两种方案。方案一是根据CFPS数据，得到调查年份的育龄家庭规模及其在全部家庭中的比例，拟合育龄家庭比例随时间变化的曲线，将其应用于根据全国人口普查和人口抽样调查数据得到
14、的19 9 3年以来全国家庭户规模，推导出全国育龄家庭规模。基本思路是：其中N,为按方案一估算得到的第t年的育龄家庭规模;H,为第t年的全国家庭户规模;P，为通过CFPS数据结果拟合得到的第t年的育龄家庭占全部家庭户比例。方案二是根据CFPS数据,观察育龄家庭内部在婚育龄夫妇的数量分布情况,拟合这一分布随时间变化的曲线,借助家庭一育龄家庭一在婚育龄夫妇一在婚育龄女性”的内在层级关系,反向逆推19 9 3年以来全国育龄家庭规模。基本思路是：Nn(a,+2xb,+3c,)其中N，为按方案二估算得到的第t年的育龄家庭规模;n，为第t年的在婚育龄夫妇数量,通过计算同年的在婚育龄女性数量并假设其与在婚育
15、龄夫妇数量相等得到;,为拟合得到的第t年含一对在婚育龄夫妇的育龄家庭在全部育龄家庭中的比例;b,为拟合得到的第t年含两对在婚育龄夫妇的育龄家庭在全部育龄家庭中的比例；c，为拟合得到的第t年含三对及以上在婚育龄夫妇的育龄家庭在全部育龄家庭中的比例。分母（a,+2xb,+3xc,）可视为加权后的育龄家庭内部在婚育龄夫妇的平均数量。N;=H,XP,(公式1)(公式2)调查未覆盖内蒙古自治区、海南省、西藏自治区、青海省、宁夏回族自治区、新疆维吾尔自治区、香港特别行政区、澳门特别行政区和台湾地区。2参见中国家庭追踪调查官网，“CFPS小课堂1如何用CFPS做性别研究”，http：/w w w.i s s
16、 s.p k u.e d u.c n/c f p s/c j w t/c f p s x k t/1348 0 7 9.h t m.3N;+N?山东女子学院学报2023年第5 期由于c，中的育龄家庭包含有三对及以上育龄夫妇,设定权重为3,意味着将有四对及以上在婚育龄夫妇的育龄家庭也用了较低权重,因此公式2 中的N?为育龄家庭规模的高估值。上述两个方案都利用了CFPS数据和全国人口普查及人口抽样调查数据,其中方案一的优势在于较充分利用了各年份全国家庭户规模数据，不足在于主要依据CFPS数据所得的育龄家庭在全部家庭户中的比例,比较依赖这一比例的估计趋势值;方案二的优势在于较充分利用了各年份在婚育龄
17、女性即在婚育龄夫妇的基础数据,不足在于主要依据CFPS数据所得的育龄家庭内部在婚育龄夫妇数量分布情况,比较依赖这一分布的拟合结果,且所得育龄家庭规模略有高估。两种方案互为映衬，本文将上述两种方案结果取简单算术平均值，即：N,=2其中N,为最终估算得到的第t年的育龄家庭规模;N,和N分别为按方案一和方案二估算得到的第t年的育龄家庭规模。之所以采用两种方法的简单算术平均值,原因主要在于每种方法可能存在不同的偏差和局限性，通过取平均值可以减少单一方法引人的偏差，减少异常值及个别方法局限性的影响，降低整体误差,增加估算的稳健性，更好地反映真实情况。取简单算术平均值也是使用混合方法时的一种惯常做法（如组
18、合赋权法对不同方法权重的处理方案）。由公式3可得到19 9 3年以来中国育龄家庭规模及其变动情况，以及在此基础上计算得到育龄家庭在全部家庭户中的比例。三、中国育龄家庭的规模及其变动情况（一)全部家庭户中育龄家庭所占比例：方案一估算结果首先通过方案一对育龄家庭规模进行推导。CFPS数据结果显示（见表1），在2 0 10 一2 0 2 0 年调查年份，中国育龄家庭在全部家庭户中所占比例从接近六成到不足一半，整体上呈现下降态势。2 0 10 年育龄家庭比例为5 6.8 5%，2 0 16 年降至44.8 2%，此后略有回升，但未能突破5 0%，2 0 2 0 年为48.9 8%。指标2020年育龄家
19、庭数（户）8504全部家庭户数（户）14959育龄家庭占全部家庭户的比例（%）56.85数据来源：根据CFPS20102020年调查年份相关数据计算获得。对上述数据绘制散点图，发现基本符合线性变化趋势。育龄家庭占全部家庭户的比例与时间变量呈现较强的线性负相关关系（相关系数=-0.7 9 6 1,p0.1）,因此拟合时间序列线性回归方程得到：其中P,为拟合得到的第t年的育龄家庭占全部家庭户比例;t为时间（tE1,2 8 对应19 9 3一2020年）。依据公式4和公式1推导得到方案一结果（见表3）。（二)育龄家庭内部在婚育龄夫妇的数量分布：方案二估算结果其次通过方案二对育龄家庭规模进行推导。观察
20、CFPS数据中育龄家庭内部在婚育龄夫妇的数量R=63.40%;F检验模型显著。4(公式3）表1全部家庭户中育龄家庭所占比例（2 0 10 2 0 2 0 年调查年份）2010年2016年72397214134511421953.8250.73P,=-0.0096t+0.7229(公式4)2012年2014年2018年66177012147631505144.8246.5963761301748.98低生育水平下中国育龄家庭的规模与变动分布情况发现（见表2），在2 0 10 一2 0 2 0 年调查年份，9 3%9 7%的育龄家庭内部仅含有一对在婚育龄夫妇,3%6%的育龄家庭内部含有两对在婚育龄
21、夫妇,育龄家庭内部含有三对及以上在婚育龄夫妇的比例不足0.2%。育龄家庭内部在婚育龄夫妇“一对为主、两对较少、多对极少”的结构及相应比例在几次调查中保持着相当程度的稳定性。表2 育龄家庭内部在婚育龄夫妇的数量分布（2 0 10 2 0 2 0 年调查年份）指标2016年2018年2020年含一对在婚育龄夫妇的育龄家庭比例（%）95.81含两对在婚育龄夫妇的育龄家庭比例（%）4.14含三对及以上在婚育龄夫妇的育龄家庭比例（%）0.05合计100.00育龄家庭数(户）8504数据来源：根据CFPS20102020年调查年份相关数据计算获得。为了保证包含不同数量在婚育龄夫妇的育龄家庭比例加总等于10
22、 0%，采用两次拟合，首先基于CFPS的6 次调查数据,对包含不同数量在婚育龄夫妇的育龄家庭规模拟合线性回归,得到分别包含一对、两对、三对及以上在婚育龄夫妇的三类育龄家庭数量及合计值,计算各类育龄家庭在全部育龄家庭中所占比例，以确保三类育龄家庭比例合计为10 0%;然后将上述比例拟合时间序列线性回归方程得到：其中a,为拟合的第t年含一对在婚育龄夫妇的育龄家庭在全部育龄家庭中的比例;b,为拟合的第t年含两对在婚育龄夫妇的育龄家庭在全部育龄家庭中的比例;c，为拟合的第t年含三对及以上在婚育龄夫妇的育龄家庭在全部育龄家庭中的比例;t为时间（t=1,2 8 对应19 9 3一2 0 2 0 年）。依据
23、公式5、公式6、公式7 和公式2 推导得到方案二结果（见表3）。（三)综合两种方案结果的育龄家庭规模及其变动两种方案估算出的中国育龄家庭规模在19 9 32 0 10 年期间较为接近，相差不到10%。2 0 112 0 18 年期间两种方案结果差异较为明显，根据在婚育龄夫妇数量分布估计的方案二结果显著高于根据育龄家庭比例估计的方案一结果（见表3）。说明根据CFPS调查年份的育龄家庭规模及其在全部家庭中的比例所拟合的2 0 11一2 0 18 年育龄家庭比例可能偏低于实际比例,导致低估育龄家庭规模;或者依据CFPS调查年份的育龄家庭内部在婚育龄夫妇的数量分布所拟合的2 0 11一2 0 18 年
24、育龄家庭内部在婚育龄夫妇平均数量可能偏低于实际值，导致高估育龄家庭规模。换言之,2 0 11一2 0 18 年实际的育龄家庭占全部家庭户的比例可能略高于方案一的拟合结果,实际的育龄家庭内部在婚育龄夫妇的平均数量可能略高于方案二的拟合结果。2 0 19 一2 0 2 0 年的拟合结果两种方案差距缩小,其中,2 0 2 0 年方案二估计结果略低于方案一估计结果,可能原因在于，根据2 0 2 0 年第七次全国人口普查数据计算得到的在婚育龄夫妇数量较以往相对偏低（分子偏低），而根据CFPS2020年数据计算得到的育龄家庭内部在婚育龄夫妇的平均数量变化相对稳定（分母几乎不变），由此导致方案二估计结果相对
25、偏低。综合两种方案，依据公式3得到19 9 3年以来中国育龄家庭规模估算值，并根据全国家庭户规模计算育龄家庭所占比例。表3结果显示，育龄家庭无论在规模还是在变动趋势上，都与全国家庭户的特点有所不同。19 9 3过程中的规模拟合方程面于篇幅未呈现。本文还尝试了其他非线性拟合方式，各有优劣，且结果差异不大。为简便起见，采用线性拟合结果。2010年2012年2014年94.3293.935.585.920.100.15100.00100.0072397214a,=0.0015t+0.9185(公式5)b,=-0.0015t+0.0813(公式6)c,=0.00003t-0.0002(公式7)95.3
26、64.520.12100.00661795.694.250.06100.0070125.96.823.060.13100.006376表3中国育龄家庭规模估算值（19 9 32 0 2 0 年）山东女子学院学报2023年第5 期年以来中国育龄家庭规模保持在2.1亿 2.5 亿户区间，相较于区间在3.0 亿 4.9 亿户的全国家庭户规模更为稳定。2 0 16 年以来中国育龄家庭规模呈现较为明显的下降态势，从之前2.4亿户左右的规模降至不足2.3亿户，2 0 2 0 年育龄家庭规模相较高峰期2 0 0 6 年的2.5 亿户减少了2 5 2 6 万户。而同期全国家庭户总规模呈现上升态势，2 0 0
27、0 年之前不足3.5 亿户，2 0 0 6 年突破4亿户，2 0 2 0 年达到4.9 4亿户。育龄家庭占全部家庭户的比例因此随时间呈现明显的下降态势，所占比例从2 0 0 6 年之前的6 0%以上，降到2 0 19 年以来的不足5 0%。由于育龄家庭与家庭户在规模与变动趋势上的差异,研究生育问题以育龄家庭为基础和以家庭户为基础可能会产生不一样的结果。方案一结果年份（万户）1993235911994214461995220741996222891997225561998224841999226182000220112001223182002231802003231222004231452005
28、23884200623912200723647200823461200923361201022139201122952201222838201322995201422785201520625201621484201721566201821472201921686202022492注：方案一按照育龄家庭占全部家庭户比例估算；方案二按照育龄家庭内部在婚育龄夫妇数量分布推算。两方案结果差异=（方案二结果-方案一结果)/方案一结果*10 0%。6方案二结果（万户）2420522402230522373624049243052460723207242762519125223253892491925271
29、2509825124255002393826076260452568725535248902477524447239282354921637两方案结果育龄家庭规模全国家庭户差异(%)（万户）2.60238984.46219244.43225636.49230136.62233028.10233958.79236125.43226098.77232978.68241869.09241729.70242674.33244025.68245916.14243727.09242929.16244308.132303813.612451414.042444211.712434112.072416020.
30、682275715.322312913.362300711.44227008.5922618-3.8022065育龄家庭所占规模(万户)比例(%)3306972.273047171.953179570.963255370.693340969.753378169.253447968.483404966.403504466.483695265.453742964.583805663.773989961.164059360.584080759.734116559.014168958.604019357.324240657.814295556.904404355.274445554.354100555
31、.504354053.124457251.624527150.144666348.474941644.65低生育水平下中国育龄家庭的规模与变动四、总结与讨论中国进人低生育率社会已逾30 年,应对低生育挑战需要对低生育的原因进行更深入的分析，三孩生育政策及配套支持措施的有效实施也需要聚焦生育核心人群。迄今为止，中国的生育仍以婚姻为前提、以家庭为基础，但目前关于育龄家庭规模和特点的研究还较为匮乏。本文通过建立“家庭一育龄家庭一在婚育龄夫妇一在婚育龄女性”的嵌套概念框架,基于CFPS2010一2 0 2 0 年数据获得育龄家庭占全部家庭户的比例以及育龄家庭内部在婚育龄夫妇的数量分布情况，进行时间回归
32、拟合后，利用19 9 3年以来的全国人口普查和人口抽样调查数据，估算低生育水平下中国育龄家庭的规模和比例，揭示其随时间变动的趋势。研究发现，育龄家庭无论在规模还是在变动趋势上，都与全国家庭户的特点有所不同。19 9 3年以来，中国育龄家庭规模保持在2.1亿 2.5 亿户区间，相较于区间在3.0 亿 4.9 亿户的全国家庭户规模更为稳定。育龄家庭在所有家庭户中所占比例为44%7 3%，规模及比例随时间推移均呈现较为明显的下降态势。与分家立户和迁移流动造成的家庭户规模不断增加相比，育龄家庭规模不仅变化较小，且在2 0 11年后呈现明显下降态势。这一态势固然受全部家庭户中育龄家庭比例不断下降的影响，
33、也反映了低生育率时期的家庭分裂会造成更大比例的由未婚独居青年或中年及老年“空巢”家庭所组成的非育龄家庭。对“育龄家庭”的规模及其变动特点进行分析，相当于对既有研究中常用的“家庭”概念在生育维度加以聚焦，有助于进一步揭示中国家庭生育动力弱化的现实，深人解释出生人口数不断下滑的内在原因。面对低生育率的严峻挑战,近年来中国生育政策不断做宽松化调整,但释放的生育需求终究有限。家庭虽仍作为中国生育制度的基本单位，但能够承担生育功能的育龄家庭规模和比例不断减少，家庭对于生育功能的维系和支持越发脆弱。在生育率陷入长期低迷、提振生育水平刻不容缓的当下,如何弥补育龄家庭生育功能的不足具有重大而深远的意义。生育的
34、最终受益者是全社会，而目前生育养育的高昂成本却主要由家庭承担,生育这一正外部性促使育龄家庭倾向于减少自身的人口生产乃至不生产，家庭的生育功能不断弱化。社会需要通过构建生育友好的家庭制度来支持生育。一方面，借助普惠型托育服务以及完善的社会保障和福利制度来减少育龄家庭的负担，支持人们充分实现其生育意愿；另一方面，增强和恢复育龄家庭的生育功能，通过采取以家庭为单位的税收返还、生育津贴等措施为家庭增加经济收人，科学实施各类时间支持措施以减缓工作与家庭冲突，促进家庭内部的性别平等以提高生育意愿，以及鼓励家庭成员居住在一起或附近,这些综合性措施的效果考验着当前中国的家庭政策构建和生育政策改革。本文的创新和
35、贡献在于，分别以育龄和婚姻为限定条件聚焦“育龄家庭”及其内部的“在婚育龄女性”,排除了其他家庭类型和其他婚姻状态的干扰，有助于准确把握生育潜力，使生育相关的家庭政策更为精准。不足在于,对育龄家庭的规模估算取决于根据CFPS连续6 轮的调查数据获得的结构和分布数据拟合结果。王跃生曾计算了三次全国人口普查中不同类型家庭的构成，从其论文表5 数据中可推算2 0 0 0 年全国育龄家庭占全部家庭的比例不应超过8 4.35%（育龄家庭全部家庭-单亲核心家庭-单人家庭-缺损家庭）【10 ,可作为本文估算结果中2 0 0 0 年这一数据点（6 6.40%）的一个佐证。但由于相关文献太少，后续还有待更多来源数
36、据进行核实和检验。参考文献 1 JANSEN M,LIEFBROER A C.Couples attitudes,childbirth,and the division of laborJ.Journal of family issues,2006,27(11):1487-1511.【2 宋健,靳永爱，吴林峰.性别偏好对家庭二孩生育计划的影响夫妻视角下的一项实证研究 J.人口研究，2019,43(3):31-44.7.山东女子学院学报2023年第5 期3许琪.性别公平理论在中国成立吗？家务劳动分工、隔代养育与女性的生育行为 J.江苏社会科学，2 0 2 1(4):47-58.4靳永爱赵梦晗,宋
37、健.父母如何影响女性的二孩生育计划来自中国城市的证据 J.人口研究,2 0 18,42(5)：17-29.5任远.低生育率社会的家庭制度建设 J.探索与争鸣,2 0 2 1(1)：137-143+18 0.6STERN P N.Solving problems of cross-cultural health teaching:the Filipino childbearing familyJJ.Image,1981,13(2):47-50.7YAMAZAKI A,LEE K A,KENNEDY H P,WEISS S J.Sleep-wake cycles,social rhythms,an
38、d sleeping arrangement dur-ing Japanese childbearing family transition J.Journal of obstetric,gynecologic&neonatal nursing,2005,34(3):342-348.8汤兆云，邓红霞.日本、韩国和新加坡家庭支持政策的经验及其启示 J.国外社会科学，2 0 18（2)：36-42.9LASZLOFFY T A.Rethinking family development theory:teaching with the systematic family development(S
39、FD)modelJ.Family relations,2002,51(3):206-214.10王跃生.当代中国家庭结构变动分析 J.中国社会科学，2 0 0 6（1）：9 6-10 8+2 0 7.Childbearing-age Families underLow Fertility Level in China:Size and ChangeSONG Jian,CHEN Wen-qi(Renmin University of China,Beijing 100872,China)Abstract:Based on the structural information obtained f
40、rom the China Family Panel Studies（CFPS)d a t afrom 2010 to 2020,and using data from the national census and population sampling surveys,this study esti-mates the size and proportion of childbearing-age families in China during the period of low fertility levels.It isfound that the size and trend of
41、 childbearing-age families differ from those of the overall household population.Since 1993,the size of childbearing-age families in China has ranged from 210 to 250 million households,ac-counting for 44%to 73%of all households.Both the size and proportion have shown a significant downwardtrend over
42、 time.Childbearing-age families focuses on the dimension of fertility in the commonly used con-cept of“family in existing research,which helps to further reveal the reality of weakened fertility dynamics inChinese households and provide a deeper understanding of the underlying reasons for the continuous decline inthe birth rate.Key words:childbearing-age families;time regression fitting;low fertility levels(责任编辑李恃帆）.8
