陳忱 平玉麗

（浙江工業(yè)大學(xué) 公共管理學(xué)院，浙江 杭州 310023）

1 引言

“優(yōu)化人口發(fā)展戰(zhàn)略”是黨的二十大報(bào)告提出的新時(shí)代人口發(fā)展要求。其中，優(yōu)化人口性別結(jié)構(gòu)既是新時(shí)代人口發(fā)展的重要目標(biāo)，也是落實(shí)男女平等基本國(guó)策的必由之路。然而，我國(guó)出生人口性別比②每出生百名女嬰相對(duì)的出生男嬰數(shù)。自20 世紀(jì)80 年代以來持續(xù)偏離正常范圍。1982 年出生性別比為108.5，之后不斷上升，2004 年達(dá)到峰值121.2。從2008 年開始，出生性別比開始下降，近年來始終在110 上下波動(dòng)，距離正常范圍尚有一定距離。[1-3]性別比失衡既不利于保障婦女兒童的合法權(quán)益，也會(huì)導(dǎo)致婚姻擠壓，成為社會(huì)不穩(wěn)定的因素。長(zhǎng)期的性別比失衡會(huì)進(jìn)一步降低生育率，加速人口老齡化的進(jìn)程。

研究認(rèn)為，性別偏好（特別是兒子偏好）是中國(guó)不同地區(qū)和人群的生育意愿中普遍存在的現(xiàn)象[4]，兒子偏好使得性別選擇技術(shù)廣泛存在[5]，是造成中國(guó)出生性別比失衡的重要原因[5-6]。以往研究多從兩個(gè)方面來解釋我國(guó)民眾的兒子偏好。第一，從生育的成本收益分析來看，兒子經(jīng)濟(jì)價(jià)值較高，有利于降低家庭風(fēng)險(xiǎn)，因此生育男孩是家庭尤其是農(nóng)村家庭所做出的理性決策[7]。第二，從儒家文化的家庭制度來看，儒家傳統(tǒng)文化中的父權(quán)制度，以及相應(yīng)的從夫居住制、姓氏繼承制、財(cái)產(chǎn)繼承制是兒子偏好得以長(zhǎng)期存在的制度基礎(chǔ)[8]，這也可以解釋為什么許多儒家文化國(guó)家都持有較高的兒子偏好[9-10]。

然而，社會(huì)變遷可能對(duì)上述兩種理論實(shí)現(xiàn)的基礎(chǔ)同時(shí)帶來沖擊。隨著現(xiàn)代化進(jìn)程的發(fā)展，近年來中國(guó)女性的勞動(dòng)參與率超過60%，始終位于世界前列；女性受教育程度也大幅度提升，從1949 世代的4.29 年（男性為6.53 年）提高到1990 世代的12.18 年（男性為11.95 年），實(shí)現(xiàn)了對(duì)男性的反超。這些變化提升了女性的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，削弱了傳統(tǒng)的男孩經(jīng)濟(jì)價(jià)值。與此同時(shí)，一些研究發(fā)現(xiàn)，近40 年我國(guó)民眾的兒子偏好和女孩偏好都在趨弱，社會(huì)文化氛圍從有性別偏好向無性別偏好轉(zhuǎn)變[1]，也有一些研究認(rèn)為近年來城市青年群體中出現(xiàn)了一種新型的女孩偏好[11]，部分家庭的生育性別偏好出現(xiàn)了“兩男恐懼”的新特點(diǎn)[12]。這些現(xiàn)象說明傳統(tǒng)的兒子偏好文化似乎也出現(xiàn)了一些新的變化趨勢(shì)。

根據(jù)上述討論，究竟我國(guó)民眾的性別偏好呈現(xiàn)了怎樣的歷時(shí)變化趨勢(shì)？?jī)鹤悠谜娴南陆盗藛?？如果兒子偏好確實(shí)出現(xiàn)了下降，那么這種下降是個(gè)體生命周期變化的結(jié)果，即年齡的變化改變了性別偏好（年齡效應(yīng)），還是受調(diào)查時(shí)所處的環(huán)境、生育政策調(diào)整、歷史事件的影響，即特定時(shí)期的社會(huì)環(huán)境與政策改變了性別偏好（時(shí)期效應(yīng)），抑或是出生在同一時(shí)期的人群由于其成長(zhǎng)時(shí)期的社會(huì)環(huán)境和歷史事件形成了獨(dú)特的性別偏好（世代效應(yīng)）[13]？

為了分析社會(huì)變遷過程與個(gè)體生命歷程如何獨(dú)立地影響民眾的性別偏好，本文利用年齡-時(shí)期- 世代效應(yīng)模型（Age-Period-Cohort Model，簡(jiǎn)稱APC 模型）分析性別偏好變遷的年齡效應(yīng)、時(shí)期效應(yīng)和世代效應(yīng)。其中，時(shí)期效應(yīng)和世代效應(yīng)可以較好地反映社會(huì)變遷、社會(huì)文化結(jié)構(gòu)因素的影響[14-16]。通過分析個(gè)人生命周期與社會(huì)變革對(duì)性別偏好的影響，本文為新時(shí)代優(yōu)化我國(guó)人口發(fā)展戰(zhàn)略、促進(jìn)人口結(jié)構(gòu)平衡提供有效依據(jù)。

2 文獻(xiàn)綜述

年齡、時(shí)期、世代是社會(huì)學(xué)領(lǐng)域有關(guān)變遷的三個(gè)維度[17]。我國(guó)自建國(guó)以來，經(jīng)歷了巨大的社會(huì)變遷，也塑造了我國(guó)民眾特有的性別偏好。下文就我國(guó)民眾性別偏好的年齡、時(shí)期、世代效應(yīng)進(jìn)行理論分析與文獻(xiàn)綜述，并提出研究假設(shè)。

2.1 年齡效應(yīng)

年齡與生育意愿和性別偏好之間存在緊密的關(guān)系，這種關(guān)系既體現(xiàn)出基于年齡的生理特征，更反映了年齡所揭示的生命周期效應(yīng)[18]。根據(jù)生命周期理論，人們從出生到成熟會(huì)經(jīng)歷不同的成長(zhǎng)階段，人們所承擔(dān)的社會(huì)角色與所處的社會(huì)地位也會(huì)發(fā)生相應(yīng)的變化[19]。生育行為與女性的生理和心理狀況緊密相關(guān)，因此人們的性別偏好會(huì)隨著年齡而變遷。楊凡通過研究婦女在生育過程中所表現(xiàn)出的男孩偏好，得出婦女的男孩偏好不僅僅是一個(gè)生育選擇問題,它與婦女生命歷程中各個(gè)階段所遭受的不平等待遇密切相關(guān)，婦女在不同生命階段中經(jīng)歷的事件會(huì)影響其期望子女?dāng)?shù)[20]。因此，生育意愿、性別偏好在不同的生命歷程階段存在不同的特征。

具體來看，王鵬研究發(fā)現(xiàn)已婚的、處于主要生育年齡(25-44 歲)的人有著更為明顯的男孩偏好[21]。這說明處于未婚期和婚育期的人對(duì)婚姻家庭的認(rèn)識(shí)和感受不同，在經(jīng)歷過婚姻后，民眾表現(xiàn)出更強(qiáng)的男性偏好。此外，我國(guó)有著傳統(tǒng)的“兒子養(yǎng)老”觀念，養(yǎng)兒防老、多子多福、傳宗接代、男孩偏好的傳統(tǒng)生育觀念文化培植了中國(guó)的高出生性別比[22]。余碧藝研究發(fā)現(xiàn)在不同年齡人口的性別偏好上，30 歲以下的群體想生女兒的比重較高，而60 歲以上的群體想生兒子的比重最大[23]。類似的，梁宏發(fā)現(xiàn)無論是否有限定條件, 低齡群體的“男孩偏好”均弱于高齡群體[24]。由此，本文根據(jù)生命歷程假設(shè)，提出針對(duì)年齡效應(yīng)的假設(shè)1.1。

假設(shè)1.1：隨著年齡的增長(zhǎng)，我國(guó)民眾的男孩偏好不斷增強(qiáng)。

2.2 時(shí)期效應(yīng)

性別偏好的時(shí)期效應(yīng)指的是在特定時(shí)點(diǎn)上發(fā)生的重大社會(huì)、經(jīng)濟(jì)和政治事件對(duì)個(gè)體更希望生兒子還是女兒的影響。隨著幾十年來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，我國(guó)現(xiàn)代化進(jìn)程穩(wěn)步推進(jìn)，已經(jīng)完成經(jīng)典人口轉(zhuǎn)變，人口結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)生育率下降、預(yù)期壽命增長(zhǎng)、死亡率降低等特征。與此同時(shí)，我國(guó)也出現(xiàn)了第二次人口轉(zhuǎn)變的趨勢(shì)[25]。根據(jù)第二次人口轉(zhuǎn)變理論，個(gè)人主義和女權(quán)主義興起、社會(huì)性別平等、婚姻和家庭觀念轉(zhuǎn)變?cè)斐闪说蜕庠负偷蜕省，F(xiàn)代化和兩次人口轉(zhuǎn)變同時(shí)帶來了男女平等觀念的傳播。隨著女性社會(huì)地位的提高，我國(guó)民眾在對(duì)孩子性別的期待上逐漸出現(xiàn)“兒女趨同化”[26]。按照現(xiàn)代化進(jìn)程的假設(shè)，個(gè)人主義的觀念更有可能使得我國(guó)民眾淡化對(duì)子女性別的重視，而是表現(xiàn)出兒女無所謂的生育意愿。

除了現(xiàn)代化進(jìn)程之外，不同時(shí)期生育政策對(duì)我國(guó)民眾性別偏好的影響同樣體現(xiàn)了時(shí)期效應(yīng)，這一點(diǎn)尤其適用于生育政策出現(xiàn)重大調(diào)整的時(shí)期。在我國(guó)，從20 世紀(jì)70 年代開始限制人口的計(jì)劃生育政策使得人口增長(zhǎng)速度在短時(shí)間內(nèi)得到有效控制③我國(guó)70 年代實(shí)行“晚、稀、少”，并形成“一對(duì)夫妻最好一個(gè)，最多兩個(gè)”的生育政策，1980 年以來全國(guó)各地陸續(xù)推行“獨(dú)生子女政策”，要求一對(duì)夫妻只生一個(gè)孩子。，而面對(duì)逐漸嚴(yán)重的低生育率水平和人口結(jié)構(gòu)問題，我國(guó)從2013 年開始對(duì)生育政策作出重大調(diào)整。2013 年底，中國(guó)開始實(shí)行“單獨(dú)二孩”政策，即允許夫妻雙方中一方是獨(dú)生子女的夫婦生育兩個(gè)子女。2016 年1 月，進(jìn)一步提出“全面二孩”政策，我國(guó)實(shí)行了30 余年的計(jì)劃生育政策方告終結(jié)。2021 年，為了刺激生育，我國(guó)推行了“全面三孩”的政策。

可見，2013 年以來的生育政策調(diào)整把人們的生育空間從1 個(gè)提高到3 個(gè)，生育政策的“釋放效應(yīng)”體現(xiàn)在一孩家庭可以生育二孩三孩，并且存在一定比例的家庭愿意生二孩三孩。生育政策的“釋放效應(yīng)”可能會(huì)改變民眾的性別偏好。劉華等人研究證實(shí)如果存在性別偏好且生育選擇技術(shù)可及,計(jì)劃生育政策確實(shí)會(huì)影響生育行為,造成出生性別比偏高的問題[27]。朱明寶、石智雷發(fā)現(xiàn)，限制性生育政策下單獨(dú)家庭一孩出生性別比失調(diào)嚴(yán)重，單獨(dú)二孩政策的放開，該政策可通過“釋放效應(yīng)”和“稀釋效應(yīng)”促進(jìn)出生性別比的平衡[28]。因此，生育政策的調(diào)整確有可能促進(jìn)我國(guó)民眾的性別偏好趨向平衡，兒子偏好也可能會(huì)逐漸弱化。由此，本文提出針對(duì)時(shí)期效應(yīng)的假設(shè)2.1 和假設(shè)2.2。

假設(shè)2.1：隨著時(shí)間的推移，我國(guó)民眾傾向于認(rèn)為生兒生女無所謂。

假設(shè)2.2：隨著時(shí)間的推移，我國(guó)民眾的兒子偏好不斷弱化。

2.3 世代效應(yīng)

世代可以指代任何一群出生在同一時(shí)間段的群體[29]。性別偏好的世代效應(yīng)反映早年生活條件、社會(huì)經(jīng)歷或制度環(huán)境對(duì)某一特定出生世代產(chǎn)生的影響，它體現(xiàn)了隨著社會(huì)變遷，性別偏好在不同世代中的變化趨勢(shì)。制度文化理論可以幫助我們理解不同世代性別偏好的差異。根據(jù)制度文化的解釋，制度環(huán)境對(duì)民眾的生育態(tài)度具有較強(qiáng)的引導(dǎo)和塑造作用，個(gè)人的利益立場(chǎng)和價(jià)值取向受到所處環(huán)境的正式制度和非正式制度的影響[30]。制度環(huán)境之所以有這樣的作用，在于人們普遍存在遵從的傾向，并且人們會(huì)通過學(xué)習(xí)不斷習(xí)慣和適應(yīng)所處的制度環(huán)境，最終使個(gè)人的態(tài)度、信念和判斷得以“嵌入于制度”。

新中國(guó)剛剛成立后的1950 和1960 年代，人們視孩子為一種資源，對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)具有重要意義[31]，并且社會(huì)上形成了鼓勵(lì)生育、獎(jiǎng)勵(lì)多子女母親的風(fēng)尚。由于新中國(guó)成立初期農(nóng)業(yè)占國(guó)民經(jīng)濟(jì)總比重較高，男性在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的經(jīng)濟(jì)價(jià)值更大，俗稱“生男好種田”。因此，出生于1950 和1960 的世代所成長(zhǎng)的環(huán)境強(qiáng)調(diào)男性對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)的重要作用，通過長(zhǎng)期的社會(huì)化過程，這些世代的群體更容易形成遵從傳統(tǒng)規(guī)范、重視兒子的生育態(tài)度。

隨著現(xiàn)代化進(jìn)程的推進(jìn)，農(nóng)業(yè)在經(jīng)濟(jì)中的比重越來越低，女性的經(jīng)濟(jì)價(jià)值和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位進(jìn)一步提升，個(gè)人主義思潮推動(dòng)傳播男女平等的觀念，這些因素可能會(huì)減弱一個(gè)家庭的兒子偏好[32]。竇東徽發(fā)現(xiàn)自1981 年至2016 年36 年間，我國(guó)居民兒子偏好存在代際下降趨勢(shì)，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展就是其中一個(gè)非常重要的因素[33]。此外，“養(yǎng)兒防老”解釋了為什么傳統(tǒng)中國(guó)具有較強(qiáng)的兒子偏好，農(nóng)業(yè)社會(huì)中兒子往往是家庭的主要?jiǎng)趧?dòng)力和經(jīng)濟(jì)收入來源，但是隨著女性逐漸走出家庭，男女之間的收入差距不斷縮小，女兒在為父母提供老年照料時(shí)的表現(xiàn)甚至優(yōu)于男性。比如，陳衛(wèi)和杜夏基于1998 年中國(guó)高齡老人健康長(zhǎng)壽調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，兒子和女兒對(duì)生活照料都有顯著影響，并且隨著存活女兒數(shù)的增加，老人的生活和健康狀況更好，但存活兒子數(shù)對(duì)其沒有顯著影響[34]。因此，對(duì)于更加年輕的世代來說，其成長(zhǎng)環(huán)境中女性經(jīng)濟(jì)價(jià)值不斷提高，兒子不再是養(yǎng)老的唯一選擇，因此他們更有可能內(nèi)化這樣的價(jià)值規(guī)范，傾向于認(rèn)為生男生女無所謂，其兒子偏好有可能呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。由此，本文根據(jù)制度文化理論，提出針對(duì)世代效應(yīng)的假設(shè)3.1 和3.2。

假設(shè)3.1：隨著世代的推移，我國(guó)民眾傾向于認(rèn)為生兒生女無所謂。

假設(shè)3.2：隨著世代的推移，我國(guó)民眾的兒子偏好不斷弱化。

3 數(shù)據(jù)、變量和分析模型

3.1 數(shù)據(jù)

本研究基于中國(guó)人民大學(xué)發(fā)布的中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（Chinese General Social Survey，CGSS）七期數(shù)據(jù)（2010 年、2012 年、2013 年、2015 年、2017 年、2018 年、2021 年）中有關(guān)期望子女?dāng)?shù)回答所組成的混合橫截面數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)我國(guó)民眾性別偏好的變遷趨勢(shì)進(jìn)行研究。主要考察我國(guó)居民性別偏好隨年齡、時(shí)期、世代三個(gè)角度的變化趨勢(shì)，剔除缺失值后，最終樣本數(shù)為91236 個(gè)。

3.2 變量測(cè)量

本文研究的生育意愿是一個(gè)多梯度的概念，根據(jù)與生育行為關(guān)聯(lián)的密切程度, 生育意愿可以分為三個(gè)層次：理想子女?dāng)?shù)、期望子女?dāng)?shù)(desired family size)和打算生育子女?dāng)?shù)[35]。其中，期望子女?dāng)?shù)可以體現(xiàn)在沒有政策限制下個(gè)人的生育意愿和性別偏好水平[36-37]。因此，在本研究選取的CGSS 七期數(shù)據(jù)中均使用了填空問題測(cè)量受訪者的期望子女?dāng)?shù)。題目為“如果沒有政策限制的話，您希望有幾個(gè)孩子？其中，希望有幾個(gè)兒子？其中，希望有幾個(gè)女兒？”我們生成了幾種反映性別偏好的虛擬變量，如果受訪者期望兒子數(shù)大于期望女兒數(shù)，表示受訪者更希望要兒子，這一部分群體記為“兒子偏好”。如果受訪者期望兒子數(shù)小于期望女兒數(shù)，表示受訪者更希望要兒子，這一部分群體記為“女兒偏好”。如果受訪者認(rèn)為兒子女兒無所謂，則后面兩道題目均填97，這一部分群體記為“兒女無所謂”。如果受訪者期望兒子數(shù)和期望女兒數(shù)均大于0，則記為“兒女雙全”。新生成的4 個(gè)虛擬變量，1 表示屬于這種群體，0 表示不屬于。

自變量主要有三類，分別是年齡、時(shí)期、世代變量。年齡變量通過被訪者的歲數(shù)來測(cè)量。時(shí)期變量作為定類變量，取值對(duì)應(yīng)每個(gè)數(shù)據(jù)的具體調(diào)查年份，分別為2010、2012、2013、2015、2017、2018 和2021。另外，新中國(guó)成立以來，我國(guó)經(jīng)歷了巨大的歷史變遷，既有現(xiàn)代化的快速推進(jìn)，也有生育政策的巨大調(diào)整和計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的經(jīng)濟(jì)體制變遷。本文重點(diǎn)分析新中國(guó)成立后不同民眾的性別偏好在年齡、時(shí)期、世代的分化模式。因此，將1950 年至2003 年出生的中國(guó)民眾劃分為各個(gè)世代，根據(jù)被調(diào)查者的出生年份來測(cè)量世代變量。其中除1995-2003 年歸為1995代外，每5 年編碼為一個(gè)世代，1950-1954 年即歸為1950 代，1955-1059 年即歸為1955 代，依次類推，共計(jì)10 個(gè)世代組。除了年齡、時(shí)期和世代變量之外，模型中還納入了其他個(gè)體人口學(xué)特征與社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等相關(guān)因素。關(guān)于變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3.3 分析模型

年齡- 時(shí)期- 世代分析（APC analysis） 是 識(shí)別中國(guó)民眾性別偏好隨年齡、時(shí)期、世代變遷趨勢(shì)的有力分析工具[16][18]。而針對(duì)年齡、時(shí)期和世代三者之間的共性關(guān)系這一問題，許多學(xué)者提出了不同的解決方法。楊洋等人提出的一種方法是內(nèi)生因子模型(Intrinsic Estimator，以下簡(jiǎn)稱IE)[39]，其本質(zhì)是成分求解法，與傳統(tǒng)APC 模型的設(shè)定沒有本質(zhì)上的差別。之后，楊洋和蘭德提出了分層交叉隨機(jī)效應(yīng)APC 模型(Hierarchical crossed random-effect APC Model，以下簡(jiǎn)稱HAPC 模型)。具體含義是如果將年齡、時(shí)期和世代中的一個(gè)或兩個(gè)放到更高層次，使用多層線性模型求解就不會(huì)遇到參數(shù)識(shí)別問題，從而可以較準(zhǔn)確地識(shí)別三者的“凈效應(yīng)”[14]。HPAC 和IE 同樣適用于本研究，但是由于IE 方法要求數(shù)據(jù)跨度一致，綜合考慮HAPC 和IE 方法的優(yōu)缺點(diǎn)，本文主要使用HAPC 方法，同時(shí)使用IE 方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。⑤由于APC 模型的多種解決方案各有局限和優(yōu)缺點(diǎn)，使用多種APC 模型估計(jì)方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)已是學(xué)術(shù)界使用APC 模型的共識(shí)。具體操作時(shí)，本研究將年齡作為個(gè)人層次的變量，將時(shí)期和世代同時(shí)作為更高層次的變量來擬合分層交叉隨機(jī)效應(yīng)模型。

4 研究結(jié)果

通過使用年齡-時(shí)期-世代分析模型，本研究將年齡、時(shí)期、世代影響性別偏好的效應(yīng)進(jìn)行分離，同時(shí)將性別、受教育年限、婚姻狀況等因素作為控制變量，結(jié)果見表2。

表2 中國(guó)民眾性別偏好的年齡-時(shí)期-世代模型結(jié)果（HAPC 方法）

注: #、*、**、*** 分別表示在 10%、5%、1% 和 0.1% 的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。

4.1 年齡效應(yīng)

圖1 顯示年齡對(duì)兒子偏好的影響，可以看出兒子偏好隨年齡的變遷呈U 型趨勢(shì)，即隨著年齡的增長(zhǎng)，兒子偏好先降后升。這一發(fā)現(xiàn)研究假設(shè)1.1 并不完全相符，假設(shè)1.1 未得到完全證實(shí)。根據(jù)生命周期理論，人們的社會(huì)角色隨著年齡的變化而發(fā)生改變。對(duì)于未婚青年來說，其對(duì)婚姻和生育還處于概念階段，并且距離做出生育子女?dāng)?shù)量的決策還有一定的時(shí)間，因此其生育意愿一般帶有濃厚的理想色彩[16]。而25-29歲是大多數(shù)人走入婚姻組建家庭的時(shí)間，此時(shí)，許多家庭便會(huì)產(chǎn)生生兒育女的意愿。因此20-30 歲的人的兒子偏好也就較強(qiáng)。

圖1 兒子偏好的年齡效應(yīng)（20-60 歲）

另外，人們所處的婚姻家庭狀況和養(yǎng)育子女的經(jīng)歷也會(huì)對(duì)其性別偏好產(chǎn)生影響。其中，30-40 歲青年人的生育態(tài)度主要受到已經(jīng)生育子女?dāng)?shù)量和性別的影響。30-40 歲的群體因?yàn)榧抑幸延凶优?，子女尚處在教育投入階段，成本支出高，生活壓力大。而生育的男孩越多, 就意味著將來更大的經(jīng)濟(jì)壓力[40]，尤其是成年后在置房與結(jié)婚這兩件人生大事上，家庭對(duì)男孩的經(jīng)濟(jì)支出通常要遠(yuǎn)大于女孩[41-42]。因此該階段人們的男孩偏好有所下降。但經(jīng)過了生育期，人們的角色又發(fā)生了改變，從青年人變成了中老年人。人們?cè)絹碓交貧w家庭，受中國(guó)父系傳統(tǒng)與贍養(yǎng)文化的影響，中老年群體對(duì)兒子養(yǎng)老的期待更高，認(rèn)為兒子養(yǎng)老是天經(jīng)地義的事情[43]。實(shí)證研究同樣證實(shí)，盡管女兒給老年父母提供更多的生活照料，兒子贍養(yǎng)父母的總效應(yīng)依然顯著地超過女兒，這主要是因?yàn)閮鹤痈锌赡芘c父母同住，從而承擔(dān)了贍養(yǎng)父母的責(zé)任[44]。因此，到了老年階段，人們的兒子偏好進(jìn)一步增強(qiáng)。

4.2 時(shí)期效應(yīng)

圖2-圖4呈現(xiàn)時(shí)期對(duì)兒女無所謂、兒子偏好、女孩偏好的影響。圖2 顯示，在2010-2021 這幾年中，兒女無所謂偏好呈現(xiàn)了下降的趨勢(shì)。這與現(xiàn)代化進(jìn)程假設(shè)不符，所以假設(shè)2.1 未能得到證實(shí)。從圖3 中可以看出，這一段時(shí)間我國(guó)民眾的兒子偏好基本保持不變，表2 顯示幾次輕微波動(dòng)的系數(shù)也不顯著。這一發(fā)現(xiàn)與假設(shè)2.2 所預(yù)測(cè)的“隨著時(shí)間的推移，兒子偏好呈現(xiàn)弱化的趨勢(shì)”有所不同，也與此前的一些歷時(shí)研究存在差別，[1]這可能是由于調(diào)查時(shí)期跨度較短的原因，假設(shè)2.2 未能得到證實(shí)。不過，當(dāng)進(jìn)一步分析圖4 女兒偏好的時(shí)期效應(yīng)時(shí)，本文發(fā)現(xiàn)2010-2021 年女孩偏好有了顯著上升。表2 顯示2010、2012年的女孩偏好的系數(shù)為負(fù)，在0.05 水平上顯著，2021 年女孩偏好的系數(shù)為正，在0.001 水平上顯著。

圖2 兒女無所謂的時(shí)期效應(yīng)（2010-2021）

圖3 兒子偏好的時(shí)期效應(yīng)（2010-2021）

圖4 女兒偏好的時(shí)期效應(yīng)（2010-2021）

當(dāng)使用現(xiàn)代化進(jìn)程和政策釋放效應(yīng)來估計(jì)性別偏好的時(shí)期效應(yīng)時(shí)，本文預(yù)期兒子偏好減弱，兒女無所謂偏好上升。然而，涉及兒子偏好和兒女無所謂偏好的假設(shè)2.1 和假設(shè)2.2 都不成立，但是女兒偏好出現(xiàn)了顯著的上升。與現(xiàn)代化假設(shè)預(yù)期不同，兒子偏好并沒有被兒女無所謂偏好所替代，而是基本保持穩(wěn)定。由于同時(shí)期兒子偏好的變化較小，我們認(rèn)為女兒偏好的上升更多源于政策的釋放效應(yīng)。⑥從CGSS 的問題設(shè)計(jì)來看，當(dāng)受訪者分別給出了期望兒子數(shù)或期望女兒數(shù)時(shí)，受訪者就默認(rèn)不持有兒女無所謂的偏好。因此，女孩偏好的顯著上升客觀上也造成了兒女無所謂偏好持有者的下降。

在2010-2012 年期間，生育政策經(jīng)歷了多次重大調(diào)整，比如2013 年底的“單獨(dú)二孩”，2016 年初的“全面二孩”和2021 年的“三孩政策”，這些政策提升了生育空間，也釋放了許多家庭生女孩的需求。圖4 顯示，女孩偏好從2013 年開始穩(wěn)步上升，這恰恰與2013 底開始的生育政策調(diào)整有很大關(guān)聯(lián)。在獨(dú)生子女政策下，父母可能會(huì)實(shí)施性別選擇技術(shù)以確保他們唯一的孩子是兒子。已有的實(shí)證研究對(duì)這一現(xiàn)象提供了較為豐富的證據(jù)[45-46]。獨(dú)生子女政策的廢除可能會(huì)弱化民眾的性別選擇傾向。因此，取消獨(dú)生子女政策在一定程度上激發(fā)了在政策壓抑背景下人們的女孩偏好，刺激了中國(guó)民眾對(duì)女兒的需求，這一發(fā)現(xiàn)也與近年來學(xué)者們提出的“兒女趨同化”、城市青年的新“女孩偏好”的現(xiàn)象相一致[13][47]。

為了分析生育政策的調(diào)整與出生人口性別比的關(guān)系，本文進(jìn)一步結(jié)合2021 年全國(guó)人口變動(dòng)情況抽樣調(diào)查對(duì)不同年齡的性別比進(jìn)行討論。圖5 顯示2021 年不同年齡段人口的性別分布情況，橫坐標(biāo)是出生年份⑦出生年份是由調(diào)查數(shù)據(jù)中調(diào)查時(shí)間（2021 年）減年齡所得。，縱坐標(biāo)是性別比。其中，2013 年以后的出生世代受到了生育政策調(diào)整的影響。可以看到，政策調(diào)整后的出生人口性別失衡情況確實(shí)有所好轉(zhuǎn)，這也從側(cè)面印證了我們的研究發(fā)現(xiàn)。對(duì)此，本文認(rèn)為2013-2021 年的幾次生育政策調(diào)整可能會(huì)出現(xiàn)優(yōu)化出生人口性別比的積極效果。

圖5 2021 全國(guó)人口變動(dòng)情況抽樣調(diào)查不同世代的性別比

4.3 世代效應(yīng)

圖6- 圖9 展示世代對(duì)兒女無所謂、兒子偏好、女孩偏好、兒女雙全偏好的影響。世代效應(yīng)反映了出生在同一時(shí)期因?yàn)槠涑砷L(zhǎng)環(huán)境發(fā)生的社會(huì)環(huán)境和歷史事件所造成的生育意愿和性別偏好的變遷。圖6 顯示，對(duì)于出生于1950-1989 的世代來說，隨著世代的推移，我國(guó)民眾越來越呈現(xiàn)出兒女無所謂的生育偏好（盡管這種上升的趨勢(shì)未能持續(xù)影響到“90 后”）?？梢?，對(duì)于“50 后”“60 后”“70 后”和“80 后”來說，現(xiàn)代化進(jìn)程帶來了個(gè)人主義思潮的發(fā)展，女性社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的提升使得“兒女趨同化”越來越成為一種新的風(fēng)尚，性別偏好隨世代推移而減弱，這一發(fā)現(xiàn)也印證了之前的研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)文化觀念從有性別偏好向無性別偏好轉(zhuǎn)變，這一發(fā)現(xiàn)為假設(shè)3.1 提供了部分證據(jù)：隨著世代的推移，我國(guó)民眾傾向于認(rèn)為生兒生女無所謂。其中，圖6顯示“70 后”末期與“80 后”表現(xiàn)出最強(qiáng)的兒女無所謂偏好，表2 模型1“80 后”的系數(shù)在0.01 水平上顯著。

圖6 兒女無所謂的世代效應(yīng)（1950-2003）

從表2 的模型2 和圖7 中可以看出，我國(guó)民眾兒子偏好的世代效應(yīng)大多不顯著，也沒有哪個(gè)世代表現(xiàn)出特別強(qiáng)烈的兒子偏好，并沒有出現(xiàn)如假設(shè)3.2 預(yù)測(cè)的那樣，隨著世代的推移，兒子偏好趨于弱化，因此假設(shè)3.2 未能得到證實(shí)。與此同時(shí)，圖8 顯示女孩偏好在不同世代之間的差異也不顯著。不過，當(dāng)我們進(jìn)一步分析圖9 兒女雙全偏好的世代變化趨勢(shì)，則發(fā)現(xiàn)我國(guó)“60 后”和“70 后”初期的民眾的兒女雙全偏好很強(qiáng)，表2 模型4 顯示“70 后”初期的系數(shù)在0.01 水平上顯著。換句話說，從性別偏好的世代更替來看，我國(guó)民眾從“60 后”“70 后”初期的兒女雙全過渡到了“70 后”末期“80 后”的兒女無所謂。當(dāng)受訪者選擇兒女雙全偏好時(shí)，意味著其期望子女?dāng)?shù)至少要大于2，即兒女雙全偏好的前提是期望子女?dāng)?shù)要達(dá)到2 以上。為了進(jìn)一步分析“60 后”和“70 后”的性別偏好，本文加了一個(gè)補(bǔ)充測(cè)試，以期望子女?dāng)?shù)為因變量，如果受訪者的期望子女?dāng)?shù)大于3，表示其期望生育子女?dāng)?shù)量較高，因此將期望子女?dāng)?shù)大于3 的皆處理為3 個(gè)。同樣使用APC 模型，為了簡(jiǎn)化表格，表3 僅展示世代效應(yīng)的結(jié)果，圖10 繪制了不同世代“期望子女?dāng)?shù)”的變遷情況。

圖7 兒子偏好的世代效應(yīng)（1950-2003）

圖8 女兒偏好的世代效應(yīng)（1950-2003）

圖9 兒女雙全的世代效應(yīng)（1950-2003）

圖10 期望子女?dāng)?shù)的世代效應(yīng)（1950-2003）

表3 中國(guó)民眾生育意愿和性別偏好的世代變遷結(jié)果（HAPC 方法）

本文發(fā)現(xiàn)，“60 后”和“70 后”世代的生育意愿較高，遠(yuǎn)高于之前的“50 后”。與“50 后”相比，這一世代成長(zhǎng)的社會(huì)環(huán)境安定有序、享受到改革開放的早期紅利、生活水平有了顯著提高、職業(yè)向上流動(dòng)更為普遍，這些皆有利于生育意愿的提升[47]，然而他們?cè)谄渖狞S金時(shí)期恰逢嚴(yán)格的計(jì)劃生育政策限制。出于“補(bǔ)償”的心理，這一世代表現(xiàn)出較強(qiáng)的生育意愿。由于他們的生育意愿較高，當(dāng)他們表達(dá)性別偏好的時(shí)候，則表現(xiàn)出了兒女雙全的偏好。換句話說，“60 后”“70 后”初期的世代不是不重視男孩，而是他們?cè)诟呱庠傅谋尘跋驴粗貎号p全。

如何理解“90 后”的性別偏好？本文發(fā)現(xiàn)，出生于1990-1994 的世代的性別偏好呈現(xiàn)了些許向傳統(tǒng)回歸的趨勢(shì)。因?yàn)槌錾?990-1994的群體沒有表現(xiàn)出如“80 后”一樣的男女無所謂的態(tài)度，而是像“60 后”和“70 后”初期一樣具有較強(qiáng)的兒女雙全的偏好，盡管顯著性相對(duì)較低（如圖8）。本文認(rèn)為生育意愿與性別偏好越來越成為受到家庭代際關(guān)系的影響。1990-1994 的出生世代的父代恰好是持有高兒女雙全偏好的“60 后”“70 后”，因此他們更有可能從他們的父代那里繼承了兒女雙全的性別偏好，生育意愿的代際傳遞已在許多學(xué)者的研究中得到證實(shí)[48]。

最后，本文來分析一下“95 后”的性別偏好?！?5 后”既沒有像現(xiàn)代化理論假設(shè)的那樣表現(xiàn)出更強(qiáng)的兒女無所謂偏好，也沒有像“90 后”一樣向傳統(tǒng)回歸。為了更好的理解“95 后”的性別偏好，本文新生成了兩個(gè)虛擬變量，第一個(gè)是“不生兒子”，如果期望兒子數(shù)為0 記為1，其他人記為0；第二個(gè)是“不生女兒”，如果期望女兒數(shù)為0 記為1，其他人記為0。表3 模型2 和3 展示了APC 模型的結(jié)果，圖11 和圖12 繪制了不同世代的“不生兒子”和“不生女兒”的變遷情況。本文發(fā)現(xiàn)95 后在“不生兒子”和“不生女兒”兩個(gè)問題上顯著地超過了其他任何一個(gè)世代。換句話說，之所以未能發(fā)現(xiàn)“95 后”的兒女無所謂偏好、兒子偏好或兒女雙全偏好，主要是由于“95 后”在期望子女?dāng)?shù)、兒子數(shù)和女兒數(shù)的三個(gè)題目上更傾向于給出0 的答案。因此，“95 后”的極低生育意愿是這一世代的顯著特征。

圖11 不生兒子的世代效應(yīng)（1950-2003）

圖12 不生女兒的世代效應(yīng)（1950-2003）

由此，可以看出我國(guó)民眾性別偏好的世代效應(yīng)并非簡(jiǎn)單的線性變化?！?0 后”和“70 后”初期的民眾整體生育意愿較高，呈現(xiàn)出兒女雙全的偏好?！?0 后”末期和“80 后”呈現(xiàn)了兒女無所謂的偏好，符合現(xiàn)代化進(jìn)程假設(shè)，也體現(xiàn)了社會(huì)文化觀念的變遷?！?0 后”初期的民眾的性別偏好呈現(xiàn)了一定的復(fù)雜性，出現(xiàn)了輕微地向傳統(tǒng)回歸的趨勢(shì)，表現(xiàn)出與“60 后”和“70 后”初期相近的性別偏好，但是這種回歸顯著性不高，很可能是家庭內(nèi)父代的影響?！?5 后”的生育意愿則呈現(xiàn)了兒女都不要的特點(diǎn)，這與其極低的生育意愿息息相關(guān)。

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)以上趨勢(shì)的穩(wěn)健性，本文采用年齡-時(shí)期- 世代效應(yīng)模型的IE 方法進(jìn)行檢驗(yàn)。IE 方法要求（1）調(diào)查年份之間的距離完全相等，（2）調(diào)查年份間隔與世代間隔相等。因此，本文選擇中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查2012，2015，2018，2021 四期的數(shù)據(jù)，并把世代改為3 年，與時(shí)期間隔保持一致。運(yùn)用IE 方法得到的時(shí)期效應(yīng)、世代效應(yīng)、年齡效應(yīng)趨勢(shì)與HAPC 方法的結(jié)果基本一致。具體而言，從年齡效應(yīng)來講，兒子偏好與年齡呈現(xiàn)倒U 型關(guān)系；從時(shí)期效應(yīng)來講，2012-2021 年的兒女無所謂偏好呈現(xiàn)顯著下降趨勢(shì)，而女孩偏好呈現(xiàn)上升趨勢(shì)；從世代效應(yīng)來看，我國(guó)民眾的性別偏好隨著世代的推移依次出現(xiàn)：兒女雙全- 兒女無所謂- 兒女都不要。因此，本文基于HAPC 模型對(duì)性別偏好的變遷研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。⑧因篇幅所限，此處未展示穩(wěn)健性檢驗(yàn)的表格，讀者有需要請(qǐng)聯(lián)系作者獲取。

5 總結(jié)和展望

利用中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查的多期數(shù)據(jù)，本文考察了中國(guó)民眾性別偏好的變遷趨勢(shì)，為完善我國(guó)人口政策、促進(jìn)男女平等提供了有效依據(jù)。本文的一大貢獻(xiàn)在于利用APC 模型分別識(shí)別了性別偏好變遷的年齡效應(yīng)、時(shí)期效應(yīng)和世代效應(yīng)。區(qū)分年齡、時(shí)期、世代三個(gè)維度不僅可以從個(gè)體生命軌跡上理解性別偏好的變化規(guī)律，還可以分析個(gè)體的性別偏好如何受到社會(huì)文化結(jié)構(gòu)的影響。已有學(xué)者提出中國(guó)社會(huì)文化整體觀念從有性別偏好向無性別偏好轉(zhuǎn)型[1]，但是這一轉(zhuǎn)型究竟是社會(huì)變遷帶來的性別偏好隨時(shí)間而改變（時(shí)期效應(yīng)）還是因世代更替帶來的觀念轉(zhuǎn)向（世代效應(yīng)）則不清楚。本文發(fā)現(xiàn)兒女無所謂偏好的興起更多是一種世代效應(yīng)。從“50 后”到“80 后”，兒女無所謂偏好的確呈現(xiàn)了上升趨勢(shì)。

與此同時(shí)，性別偏好的世代效應(yīng)沒有呈現(xiàn)簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，大體呈現(xiàn)了從兒女雙全偏好向兒女無所謂偏好，再向兒女都不要偏好的過渡，中間“90 后”初期亦出現(xiàn)了向兒女雙全偏好的短暫回歸。雖然有諸多學(xué)者認(rèn)為隨著現(xiàn)代化的發(fā)展，個(gè)人主義等觀念使得性別偏好也逐步淡化。但是亦有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，隨著世代的更替，1980-1990 年出生的人群更加尊重權(quán)威，呈現(xiàn)了向傳統(tǒng)回歸的趨勢(shì)[49]，這在一定程度上可以解釋為什么“90 后”初期的性別偏好向兒女雙全回歸。因此，中國(guó)民眾不同世代的性別偏好受到新中國(guó)成立以來的歷史大事、生育政策的重大調(diào)整、現(xiàn)代化與兩次人口轉(zhuǎn)變等因素的綜合影響，其趨勢(shì)體現(xiàn)了一定的復(fù)雜性。⑨這種復(fù)雜性同時(shí)體現(xiàn)在出生于1950-1959 年的世代，無論使用HAPC 方法還是IE 方法，皆發(fā)現(xiàn)這一世代的性別偏好未呈現(xiàn)顯著特點(diǎn)，無論是兒女雙全、兒女無所謂、兒子偏好、女孩偏好或是不生兒子/ 女兒皆不顯著。從期望子女?dāng)?shù)來看，1950 世代的生育意愿較低，筆者推測(cè)這有可能與這一世代成長(zhǎng)時(shí)期經(jīng)歷了較多的社會(huì)變革有關(guān)。

從時(shí)期效應(yīng)來看，2010-2021 期間最為顯著的特征是女孩偏好的興起，這主要體現(xiàn)了生育政策調(diào)整的釋放效應(yīng)。盡管取消獨(dú)生子女政策對(duì)生育率的長(zhǎng)期提振作用尚待討論，當(dāng)生育空間擴(kuò)大以后，民眾的女兒偏好的確出現(xiàn)了上升的趨勢(shì)。本文發(fā)現(xiàn)女孩偏好的興起不僅僅局限于城市，農(nóng)村的兒子偏好雖然仍然較高，女孩偏好也隨著時(shí)間的推移而更加流行。因此，近年來生育政策的調(diào)整可能會(huì)帶來出生性別比回歸的積極影響。

近年來，“年輕人不愿意生小孩”的問題頻頻成為新聞熱詞，本研究同樣發(fā)現(xiàn)“95 后”世代出現(xiàn)了兒女都不要的偏好。通過世代效應(yīng)的分析，本文發(fā)現(xiàn)生育行為越來越成為一種家庭決策，代際之間的生育意愿和性別偏好會(huì)相互影響[48][7]。比如，本文發(fā)現(xiàn)“90 后”初期的性別偏好出現(xiàn)了向其父代回歸的趨勢(shì)，那么從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，“95 后”的“70 后”“80 后”父母的高生育意愿與兒女無所謂偏好可能也會(huì)對(duì)其“95 后”的子女產(chǎn)生影響，這對(duì)于提振“95 后”的低生育意愿，促進(jìn)出生性別比平衡也會(huì)存在一定的積極作用。