高旭瑤

（南開(kāi)大學(xué) 社會(huì)學(xué)院，天津 300350）

1 引言

兒童福利是社會(huì)總體福利制度框架的重點(diǎn)和核心，隨著三孩時(shí)代來(lái)臨，婦幼保健、托育機(jī)構(gòu)、健康照顧等兒童福利成為公共政策的熱點(diǎn)議題。兒童不是父母的私有財(cái)產(chǎn)，以國(guó)家為主體，全社會(huì)應(yīng)遵循“兒童優(yōu)先”的原則，并負(fù)有保障兒童基本權(quán)利、促進(jìn)其健康發(fā)展的責(zé)任。自中共十九大以來(lái)，習(xí)近平同志提出“健康中國(guó)”政策，將人們的健康放在優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略地位，2019 年在國(guó)家層面成立了健康中國(guó)行動(dòng)推進(jìn)委員會(huì)，制定了《健康中國(guó)行動(dòng)（2019-2030 年）》，將婦幼健康和中小學(xué)健康列為兩大重點(diǎn)促進(jìn)行動(dòng)，兒童健康政策的引導(dǎo)作用不斷強(qiáng)化。然而，現(xiàn)實(shí)中兒童健康照顧普遍缺乏兒童福利的理念與價(jià)值基礎(chǔ)，少年兒童的健康問(wèn)題仍然嚴(yán)峻?！吨袊?guó)兒童發(fā)展報(bào)告（2021）》指出，2010-2019 年間中小學(xué)生的超重肥胖率上升了8.7 個(gè)百分點(diǎn)，貧血率和近視率上升至11.1%和67.9%，心理健康問(wèn)題也十分突出。

長(zhǎng)久以來(lái)，受到以父權(quán)制為主的家庭制度影響，重男輕女觀念早已植根于我國(guó)的社會(huì)發(fā)展進(jìn)程中。家庭是兒童早期的主要生活環(huán)境和社會(huì)化場(chǎng)所，也是健康資源的主要提供方。從家庭資源分配角度講，如果頭胎是女孩，偏愛(ài)男孩的父母很可能會(huì)為了生第二胎而減少對(duì)女兒母乳喂養(yǎng)和照料的時(shí)間以縮短生育間隔，甚至不少家庭生育多胎次只為了得到一個(gè)男孩。農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為落后，男孩偏好更嚴(yán)重，并存在一定比例的低收入家庭，基于有限的資源，農(nóng)村父母為了在未來(lái)獲得更多收益和回報(bào)，更可能犧牲女兒的利益將更多資源分配給兒子。男孩偏好威脅著女孩的生存和發(fā)展，農(nóng)村家庭內(nèi)部資源分配的性別差異更容易造成子女間的健康不平等，不利于女孩的健康狀況改善。

兒童早期的健康狀況將對(duì)成年后個(gè)人的發(fā)展產(chǎn)生長(zhǎng)期持續(xù)影響。縮小兒童早期的健康性別差異不僅有助于貫徹男女平等的思想觀念，對(duì)個(gè)人和社會(huì)的健康發(fā)展也大有裨益。以中國(guó)“家本位”文化下的男孩偏好觀念為支點(diǎn)，本文聚焦于兒童健康，從家庭內(nèi)部資源分配的角度出發(fā)，探討農(nóng)村二孩家庭中男孩偏好對(duì)兒童健康不平等的影響及內(nèi)在機(jī)制，試圖減少家庭在資源分配上的性別差異性投資，為我國(guó)兒童健康和福利事業(yè)的可持續(xù)性發(fā)展提供經(jīng)驗(yàn)借鑒。

2 性別觀念與兒童健康狀況

2.1 兒童健康狀況的性別差異

兒童健康狀況在客觀上存在性別差異。從生物學(xué)角度講，女性不易發(fā)生先天性疾病、感染和圍產(chǎn)期疾病，因此在5 歲以下（尤其是1 歲時(shí)）具有生存優(yōu)勢(shì)，隨著一個(gè)國(guó)家總死亡率水平的下降，其優(yōu)勢(shì)往往會(huì)增加。然而，現(xiàn)實(shí)中女孩面臨著遠(yuǎn)高于男孩的死亡風(fēng)險(xiǎn)，存在女孩生存劣勢(shì)。在一項(xiàng)針對(duì)女性從出生到5 歲之間死亡率性別比的研究中，有10 個(gè)國(guó)家的女性死亡率高于預(yù)期[1]。除了死亡風(fēng)險(xiǎn)，性別差異還體現(xiàn)在健康的很多方面。吳衛(wèi)等（2016）利用重慶市幼兒體質(zhì)監(jiān)測(cè)測(cè)試數(shù)據(jù)，分析了530 名6 歲幼兒的體質(zhì)健康狀況，發(fā)現(xiàn)男性幼兒的體質(zhì)健康和身體素質(zhì)為優(yōu)秀和良好的人數(shù)多于女性幼兒，但后者的合格率更高[2]。在家庭性別構(gòu)成上，無(wú)論兄弟姐妹數(shù)量或出生次序如何，女孩都難以接受全面的免疫接種和治療，醫(yī)療護(hù)理和營(yíng)養(yǎng)狀況也較差。在巴基斯坦，家庭中女孩完全免疫接種和接受疾病治療的可能性分別比男孩低6.25 個(gè)百分點(diǎn)和4.9 個(gè)百分點(diǎn)[3]。

2.2 性別觀念對(duì)兒童健康狀況的影響

“重男輕女”觀念在中國(guó)社會(huì)根深蒂固，并與生育、養(yǎng)老的意愿和行為相互交織在一起。有學(xué)者認(rèn)為，一些生育政策本身帶有性別傾向[4]，可能對(duì)生育行為或家庭決策產(chǎn)生誤導(dǎo)，因此在不同的生育政策下，性別觀念對(duì)兒童健康的影響存在差異。1970 年，我國(guó)計(jì)劃生育政策開(kāi)始形成，規(guī)定每個(gè)家庭只能生育一個(gè)孩子，并逐漸發(fā)展為“晚婚、晚育、少生、優(yōu)生”的人口政策[5]。在政策寬松的農(nóng)村地區(qū)，父母可能會(huì)采取瞞報(bào)、不報(bào)的方式繼續(xù)生育二胎；在嚴(yán)格實(shí)行計(jì)劃生育的地區(qū)，父母雖然有繼續(xù)生育的意愿，卻沒(méi)有機(jī)會(huì)再生第二胎。在第二種情況下，男孩偏好對(duì)兒童健康的影響難以衡量，不過(guò)這并不代表男孩偏好不發(fā)揮作用，它可能以更極端的形式表現(xiàn)出來(lái)，如增加人為墮胎和遺棄女?huà)氲膸茁?，這直接損害了女?huà)氲慕】?，增加了死亡率?/p>

多年來(lái)，我國(guó)居民生男偏好呈下降趨勢(shì)，逐漸向無(wú)偏好轉(zhuǎn)變，但農(nóng)村居民仍存在明顯的生男偏好，損害著女孩的生存健康[6]。不過(guò)，隨著工業(yè)化和現(xiàn)代化發(fā)展，農(nóng)村內(nèi)部出現(xiàn)了一些變化。農(nóng)村流動(dòng)人口面臨城鄉(xiāng)社會(huì)文化差異的巨大沖擊，并受到戶(hù)籍制度等一系列制度性因素的差別對(duì)待，導(dǎo)致這一群體在就業(yè)、社會(huì)保障等多方面處于劣勢(shì)，這種經(jīng)濟(jì)和社交上的相對(duì)剝奪感越強(qiáng)，其子女性別偏好也越強(qiáng)，將固化原有的生男偏好[7]。此外，得益于改革開(kāi)放和新農(nóng)村建設(shè)，廣大農(nóng)村女性參與村莊公共事務(wù)和公共生活，既提高了婦女的經(jīng)濟(jì)地位，又促進(jìn)了她們主體意識(shí)的覺(jué)醒。作為生育的主要承擔(dān)方，農(nóng)村女性逐漸擺脫了生育文化的束縛，在生育性別偏好上從被動(dòng)追隨轉(zhuǎn)變?yōu)橹鲃?dòng)選擇，這也許會(huì)給女孩帶來(lái)更大的生存發(fā)展空間[8]。

宋月萍等通過(guò)比較農(nóng)村不同生育政策下兒童的健康狀況，發(fā)現(xiàn)生育政策與兒童間健康狀況差異并沒(méi)有直接聯(lián)系，家庭層面的性別觀念才是導(dǎo)致兒童健康不平等的根本原因[9]。在面臨資源約束的條件下，偏愛(ài)男孩的父母對(duì)不同性別孩子的投入、產(chǎn)出持差異化態(tài)度，對(duì)孩子的健康采取性別差異化的投資策略，從而整體上惡化女孩的生存環(huán)境，甚至帶來(lái)婚姻擠壓等社會(huì)問(wèn)題。尤其在頭胎為女孩的二孩農(nóng)村家庭中，男孩偏好損害了女孩的健康狀況，對(duì)兒童的健康差異產(chǎn)生顯著影響[10-11]。該結(jié)論與國(guó)外的研究相似，來(lái)自印度等多個(gè)國(guó)家的實(shí)證研究均表明，父母在家庭內(nèi)部分配育兒時(shí)間、母乳、蛋白質(zhì)和維生素等方面更偏愛(ài)男孩，由于得到了多于女孩的平均福利，他們的身高更高，患病更少[12-14]。在男孩偏好的家庭中，父母將減少對(duì)女孩的健康投入，女孩的母乳喂養(yǎng)和照料時(shí)間明顯短于男孩，成長(zhǎng)過(guò)程中女孩的身高、身體質(zhì)量也更差[15-16]。

2.3 研究述評(píng)

已有研究為本文提供了豐富的研究經(jīng)驗(yàn)，但是，還存在一些不足：一是現(xiàn)有文獻(xiàn)多從客觀角度研究影響兒童健康的因素，如父母經(jīng)濟(jì)地位、受教育程度、政策實(shí)施等，但鮮有文獻(xiàn)關(guān)注到家庭主觀的男孩偏好對(duì)兒童健康產(chǎn)生的影響；二是在變量選取上，男孩偏好作為一種觀念，本身受到經(jīng)濟(jì)、文化等多種復(fù)雜因素的影響，并且與家庭中子女的數(shù)量、出生次序、性別等混雜在一起，具有一定的內(nèi)生性，識(shí)別難度較大。由于識(shí)別策略的差異，現(xiàn)有文獻(xiàn)得到的有關(guān)男孩偏好對(duì)兒童健康影響的結(jié)論可能存在誤差和矛盾；三是多數(shù)文獻(xiàn)僅研究男孩偏好與兒童健康的因果關(guān)系，未更深入地探討作用機(jī)制，對(duì)男孩偏好如何影響兒童體質(zhì)健康的機(jī)理仍不明確。

3 理論框架與研究假設(shè)

在家庭內(nèi)部的資源分配理論中，影響較為長(zhǎng)遠(yuǎn)的是資源稀釋理論，又被稱(chēng)為“效率假說(shuō)”，Becker（1998）在《家庭論》中提出，在沒(méi)有資源約束的情況下，家庭中資源的分配與同胞結(jié)構(gòu)無(wú)關(guān)，但現(xiàn)實(shí)中資源是既定的，父母會(huì)理性地分配有限的資源，以實(shí)現(xiàn)效用最大化。1981 年Blake 提出了“稀釋模型”，他將家庭資源分為三類(lèi)：環(huán)境資源，包括房子、生活必需品、文化物品（書(shū)籍、圖片、音樂(lè)等）；機(jī)會(huì)資源，指融入外部世界的特定機(jī)會(huì)；照料資源，父母的關(guān)注、干預(yù)和教育。通過(guò)研究孩子數(shù)量與質(zhì)量間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)家庭中孩子數(shù)量越多，這些資源被分配的越多，產(chǎn)出的質(zhì)量也越低，這里的質(zhì)量更多指可以衡量的人力資本，比如教育或職業(yè)成就等。也就是說(shuō)，在一定時(shí)空條件下家庭的資源總量有限，增加新同胞將減少原有孩子分配的資源，且孩子數(shù)量越多，“同胞競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)”表現(xiàn)得越強(qiáng)烈，每個(gè)孩子的得到的資源在減少，家庭資源稀釋更明顯。

之后，不少學(xué)者拓展了資源稀釋理論，認(rèn)為孩子數(shù)量只是同胞結(jié)構(gòu)影響家庭資源分配的一部分，孩子的出生次序、性別等也會(huì)通過(guò)資源稀釋發(fā)揮作用，影響孩子的生存和幸福[17-18]。對(duì)于孩子出生次序，可能存在首孩/末孩優(yōu)勢(shì)。Behrman 和Taubman 認(rèn)為首孩在家庭資源中擁有“先占”的優(yōu)勢(shì)，隨著孩子出生次序增加，后出生的孩子可能面臨資源不足的困境[19]。也有研究證明家庭中可能存在末孩優(yōu)勢(shì)，在家庭資源分配中，雖然后出生的孩子要被迫地與首孩及其他兄弟姐妹爭(zhēng)奪資源，但實(shí)際上只有中間出生的孩子處于這種不利地位。當(dāng)末孩處在童年期時(shí)，他的哥哥姐姐可能已經(jīng)成年離開(kāi)家庭或者可以自立，他們更可能獲得父母的慷慨投入，甚至還會(huì)受到哥哥姐姐的照料而得到更多家庭資源[20]。對(duì)于孩子性別來(lái)說(shuō)，父母希望通過(guò)合理配置資源達(dá)到投資的效用最優(yōu)，而把更多資源分配給未來(lái)收益和回報(bào)更高的性別上。首先，勞動(dòng)力市場(chǎng)上存在性別歧視，無(wú)論在職位獲得還是報(bào)酬、晉升上，男性比女性更具競(jìng)爭(zhēng)力；其次，中國(guó)傳統(tǒng)的“養(yǎng)兒防老”觀念認(rèn)為女兒最終會(huì)出嫁到男方，不再屬于原家庭，兒子才能照顧、贍養(yǎng)年老的父母，因此在家庭同時(shí)擁有兒子和女兒時(shí)，父母更傾向于將資源分配給兒子。

中國(guó)以父權(quán)制為基礎(chǔ)的家庭制度長(zhǎng)期存在，形成了“男尊女卑”的文化觀念和習(xí)俗，使男孩偏好更具合理性。由于男孩偏好，父母在家庭內(nèi)部資源分配時(shí)會(huì)出現(xiàn)性別差異，甚至最早在生育階段就有所體現(xiàn)。在沒(méi)有一個(gè)兒子的家庭中，母親會(huì)為了增加再次懷孕的機(jī)會(huì)而減少喂養(yǎng)已生育的女兒，或在明知繼續(xù)生育將增加兒童和孕產(chǎn)婦死亡率的情況下，仍然進(jìn)行危險(xiǎn)生育行為[21]。最極端的情況下，父母可能采取選擇性墮胎或選擇性殺嬰來(lái)消除“不想要的”女孩。如果父母在第一胎或第二胎得到了“令人滿(mǎn)意”的兒子，婦女的后續(xù)生育間隔將明顯延長(zhǎng)，而一旦達(dá)到理想的男孩數(shù)量，父母更可能停止生育，與沒(méi)有兒子的女性相比，有一個(gè)或多個(gè)兒子的女性追求額外生育能力的可能性大幅降低[22]。然而，就算女孩們順利存活，男孩偏好的家庭在其成長(zhǎng)過(guò)程中仍會(huì)采取性別歧視[23-24]。在醫(yī)療分配上，男孩通常在看病、住院過(guò)程中消耗更多的醫(yī)療費(fèi)用，疫苗接種次數(shù)也多于女孩，他們?cè)谏『蟾赡苁艿礁改钢匾暡⒌玫郊皶r(shí)治療。在不改變性別歧視的條件下，即便經(jīng)濟(jì)發(fā)展提升了醫(yī)療保健資源的總量和可及性，醫(yī)療資源投入仍然集中于男孩[25]。在食物分配上，雖然父母分配給每個(gè)孩子食物的總熱量并沒(méi)有顯著的性別差距，但男孩的食物結(jié)構(gòu)更加多樣，他們不僅能在幼兒期得到更長(zhǎng)時(shí)間的母乳喂養(yǎng)，在后續(xù)成長(zhǎng)階段也更容易獲得牛奶，而女孩卻經(jīng)常表現(xiàn)出營(yíng)養(yǎng)不良[12-14]。

研究假設(shè)1：農(nóng)村二孩家庭中，男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐的體質(zhì)健康有顯著負(fù)向影響。

我國(guó)在出生人口性別比治理工作上卓有成效，但現(xiàn)實(shí)中出生人口性別比并未回歸正常水平，仍存在多年齡段的人口性別失衡，需要進(jìn)一步緩解重男輕女的性別偏好[9]。實(shí)質(zhì)上，人口性別比失衡反映了社會(huì)層面上的性別不平等，其具有長(zhǎng)期普遍的影響。一方面，性別不平等引發(fā)的風(fēng)險(xiǎn)逐漸從人口領(lǐng)域擴(kuò)散至健康、文化、經(jīng)濟(jì)等領(lǐng)域；另一方面，性別不平等從社會(huì)層面滲透到社區(qū)、家庭層面，最終影響個(gè)人的發(fā)展和福祉[26]。家庭的各項(xiàng)決策不可避免地受到社會(huì)層面的文化觀念影響，如果孤立地分析家庭內(nèi)部的經(jīng)濟(jì)權(quán)衡對(duì)兒童健康的影響，會(huì)忽視父母決策帶來(lái)的外部性。實(shí)際上，所有家庭的集體決策會(huì)形成整個(gè)社會(huì)的性別觀念，繼而直接或間接地對(duì)家庭內(nèi)部決策產(chǎn)生反饋效應(yīng)，影響兒童體質(zhì)健康。性別平等感知可以衡量社會(huì)性別觀念對(duì)家庭的影響，如果社會(huì)上存在性別失衡，家庭對(duì)性別平等的感知較弱，父母將在孩子出生后的資源分配上向男孩傾斜，以迎合社會(huì)的性別偏好，獲得更高的投資回報(bào)率，這將損害女孩的體質(zhì)健康。相反，如果社會(huì)性別較為均衡，家庭對(duì)性別平等感知?jiǎng)t更強(qiáng)，這時(shí)父母會(huì)認(rèn)為性別身份并非是影響孩子社會(huì)地位、能力等的關(guān)鍵因素，反映到行為上就是傾向于公平地分配食物、財(cái)富、機(jī)會(huì)等資源，因此孩子將獲得更均衡的健康發(fā)展和福利供給。

研究假設(shè)2：性別平等感知在男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)。

父母只生育一個(gè)孩子時(shí)，獨(dú)生子女可以享受全部的家庭資源，而家庭中一旦迎來(lái)第二個(gè)孩子，同胞競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)就會(huì)發(fā)揮作用，每個(gè)孩子獲得的資源將受到兄弟姐妹的影響，如果孩子數(shù)量繼續(xù)增加，這種競(jìng)爭(zhēng)會(huì)更加激烈。在二孩家庭中，兩個(gè)孩子之間年齡分布的差異可能會(huì)影響同胞競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)的大小，并導(dǎo)致父母對(duì)孩子健康的差異化投資。當(dāng)兩個(gè)孩子同處學(xué)齡前或?qū)W齡期時(shí)，他們屬于同一成長(zhǎng)階段，且在每個(gè)階段對(duì)健康、營(yíng)養(yǎng)攝取的需求和目標(biāo)較為相似，在不考慮性別的情況下，父母更可能一視同仁，并公平地在兩個(gè)孩子間分配資源。當(dāng)一孩優(yōu)先進(jìn)入學(xué)齡期，而二孩仍處于學(xué)齡前時(shí)，年幼的孩子更可能對(duì)年長(zhǎng)的孩子構(gòu)成威脅。這是因?yàn)閮蓚€(gè)孩子處于不同的成長(zhǎng)階段，年長(zhǎng)的孩子優(yōu)先進(jìn)入了下一個(gè)階段，在面臨資源約束的條件下，父母會(huì)將重心放到年齡小的孩子身上，以犧牲年長(zhǎng)孩子為代價(jià)，年幼的孩子將獲得父母更多的陪伴和照料，健康狀況也更好[27]。男孩偏好造成的健康不平等在不同的孩子年齡分布中可能存在差異，尤其當(dāng)兩個(gè)孩子不在同一成長(zhǎng)階段時(shí)，女孩更容易被當(dāng)作犧牲品，父母在家庭資源分配中顯現(xiàn)的性別差異更加明顯。

研究假設(shè)3：男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康的影響存在顯著的年齡分布差異。

孩子的價(jià)值可以描述為工具價(jià)值和情感價(jià)值，前者指孩子作為實(shí)現(xiàn)各種功利主義目的的手段，包括他們對(duì)家庭收入和老年贍養(yǎng)的潛在貢獻(xiàn)[28]，而后者指父母在情感上與生孩子和撫養(yǎng)孩子相關(guān)的滿(mǎn)足感[29]，人們偏愛(ài)兒子是因?yàn)樗麄兡軌蚪o家庭帶來(lái)高于女兒的收益和回報(bào)。然而，在過(guò)去的半個(gè)多世紀(jì)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)保障事業(yè)快速發(fā)展，極大地提高了人們的生活福利水平，分散了個(gè)體在生命周期內(nèi)可能發(fā)生的疾病、年老等風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)子女的經(jīng)濟(jì)依賴(lài)也有所降低，加上養(yǎng)育成本越來(lái)越高，父母對(duì)子女的投資和回報(bào)并不平衡，孩子的工具價(jià)值不斷減弱。與此同時(shí)，由于現(xiàn)代化的沖擊，人口流動(dòng)和遷移更加頻繁，子女常常去別的城市求學(xué)、工作，陪伴父母的時(shí)間變少，父母的需求重心逐漸從經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向情感，孩子的內(nèi)在價(jià)值就變得更重要。在這樣的轉(zhuǎn)變過(guò)程中，男孩和女孩的工具價(jià)值均降低而內(nèi)在價(jià)值均上升，原本男孩在工具價(jià)值上的優(yōu)勢(shì)不復(fù)存在，女兒在情感支持方面將越來(lái)越受到重視[30]。孩子父母的出生隊(duì)列對(duì)應(yīng)著不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和性別偏好轉(zhuǎn)變階段，因此出生年份越靠近當(dāng)下的父母將越重視子女的內(nèi)在價(jià)值，對(duì)男孩的偏好越弱，更可能公平地對(duì)孩子進(jìn)行健康投資。

研究假設(shè)4：男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康的影響存在顯著的隊(duì)列差異。

4 研究設(shè)計(jì)

4.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）。CFPS 以2010 年為基線正式開(kāi)始訪問(wèn)，后分別于2012、2014、2016、2018 年開(kāi)展了四輪全樣本的追蹤調(diào)查，受訪者來(lái)自于25 個(gè)省/ 市/自治區(qū)，調(diào)查對(duì)象包括了樣本家庭中的所有成員，能夠代表中國(guó)95%的人口。CFPS 共有社區(qū)問(wèn)卷、家庭問(wèn)卷、成人問(wèn)卷和少兒?jiǎn)柧硭姆N主體問(wèn)卷類(lèi)型，其中涵蓋的家庭結(jié)構(gòu)和特征、健康狀況、醫(yī)療保險(xiǎn)、收入和支出等豐富的個(gè)人和家戶(hù)信息能夠滿(mǎn)足研究需要。為了較好地識(shí)別男孩偏好，需要排除出生次序、子女?dāng)?shù)量對(duì)孩子體質(zhì)健康產(chǎn)生的影響，本研究對(duì)象界定為第一胎為女孩，且年齡范圍在0-18 歲的農(nóng)村二孩家庭。在每個(gè)訪問(wèn)年度內(nèi)準(zhǔn)確識(shí)別父母、配偶、子女等基本家庭信息，橫向合并家庭關(guān)系庫(kù)、家庭經(jīng)濟(jì)庫(kù)、成人庫(kù)和少兒庫(kù)，再將單年數(shù)據(jù)組合形成2010-2018 年五輪調(diào)查的混合截面數(shù)據(jù)?；旌辖孛鏀?shù)據(jù)可能會(huì)引發(fā)同一個(gè)體在不同時(shí)期擾動(dòng)項(xiàng)的自相關(guān)，但這并不會(huì)影響研究結(jié)論：其一，回歸使用了聚類(lèi)穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤，即允許同一聚類(lèi)（個(gè)體）的觀測(cè)值存在相關(guān)性，但不同聚類(lèi)（個(gè)體）的觀測(cè)值是相互獨(dú)立的[35-36]。其二，在五次調(diào)查中有1226 個(gè)樣本被觀察到1 次，重復(fù)測(cè)量2 到4 次的樣本分別為1240 個(gè)、906 個(gè)和328 個(gè)，沒(méi)有樣本被重復(fù)測(cè)量5 次，雖然多輪次的追蹤調(diào)查能夠形成一定規(guī)模的面板數(shù)據(jù)，但本文的研究重點(diǎn)并不在分析時(shí)間上的變化或動(dòng)態(tài)關(guān)系，且數(shù)據(jù)不規(guī)律的缺失也可能影響分析的準(zhǔn)確性。如果使用截面數(shù)據(jù)回歸，其樣本量較少，難以充分利用多年的可比較數(shù)據(jù)，而對(duì)于每一年的截面數(shù)據(jù)，本文單獨(dú)檢驗(yàn)了其實(shí)證結(jié)果，表明與混合截面數(shù)據(jù)結(jié)果具有一致性。因此，為了最大程度上提高研究準(zhǔn)確性和數(shù)據(jù)可用性，選擇混合截面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。剔除缺失值后，剩余有效樣本數(shù)量為3700 個(gè)，樣本在五輪調(diào)查中的分布情況分別為524、831、600、953、792。

4.2 變量選取與測(cè)量

4.2.1 被解釋變量

被解釋變量為長(zhǎng)姐的體質(zhì)健康。一般來(lái)說(shuō)測(cè)量健康狀況的方式有自評(píng)健康、臨床指標(biāo)和人體測(cè)量指標(biāo)。相較而言，用人體測(cè)量指標(biāo)來(lái)評(píng)價(jià)兒童的健康狀況更為客觀。一方面，孩子的身高、體重屬于基本信息，父母或孩子通常不會(huì)出于主觀因素回答虛假的數(shù)值，且不容易出現(xiàn)測(cè)量誤差，應(yīng)答率和準(zhǔn)確率相對(duì)較高；另一方面，0-16 歲兒童正處于個(gè)體的成長(zhǎng)發(fā)育階段，人體測(cè)量指標(biāo)可以更好地反映兒童的營(yíng)養(yǎng)和發(fā)育狀況。

世界衛(wèi)生組織（WHO）在2006 年提出兒童身高體重參考值及評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，包括年齡別身高、年齡別體重、年齡別BMI 等，對(duì)不同年齡的長(zhǎng)姐樣本，本文利用CFPS 問(wèn)卷中“（您的孩子）現(xiàn)在的身高是多少厘米？”“（您的孩子）現(xiàn)在的體重是多少斤？”得到的身高、體重?cái)?shù)值，根據(jù)WHO 的方法進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，形成可以比較的Z 評(píng)分（Z score）②Z評(píng)分是指實(shí)測(cè)值與參照人群中位數(shù)之間的差值和參照人群標(biāo)準(zhǔn)差的比值，可以解釋為樣本與參照組之間的偏差，包括身長(zhǎng)/ 身高Z評(píng)分、體重Z評(píng)分、BMI Z評(píng)分。。通常來(lái)說(shuō)，身長(zhǎng)/ 身高Z 評(píng)分越高表示兒童發(fā)育狀況越好，而體重Z 評(píng)分、BMI Z 評(píng)分則是需要在一定范圍內(nèi)才表示健康。為了更直觀地評(píng)價(jià)兒童的營(yíng)養(yǎng)和發(fā)育情況，本文根據(jù)WHO 的標(biāo)準(zhǔn)構(gòu)造發(fā)育情況和營(yíng)養(yǎng)狀況兩個(gè)變量，如果身長(zhǎng)/ 身高Z 評(píng)分小于-2 則認(rèn)為兒童為發(fā)育不良，營(yíng)養(yǎng)狀況中，體重Z 評(píng)分和BMI Z 評(píng)分小于-2為消瘦，大于2 則為肥胖，否則為正常。其中，消瘦意味著兒童的體重相對(duì)于他們的身高來(lái)說(shuō)過(guò)輕，即營(yíng)養(yǎng)不良，而肥胖則意味著體重相對(duì)于身高過(guò)重，即營(yíng)養(yǎng)過(guò)剩。由于本文的樣本年齡范圍在0-16歲范圍內(nèi)，而WHO 給出的體重標(biāo)準(zhǔn)只涉及了5-10 歲的兒童，因此可以剔除與體重相關(guān)的體型指標(biāo)。綜上，將身高Z 評(píng)分、發(fā)育情況、營(yíng)養(yǎng)狀況共同概括為體質(zhì)健康。

4.2.2 解釋變量

家庭層面男孩偏好大致包括三種識(shí)別策略：一是直接通過(guò)問(wèn)卷詢(xún)問(wèn)，如“您認(rèn)為傳宗接代的重要程度”“懷孕時(shí)孩子想要的性別是什么”“如果只有一個(gè)孩子，你更喜歡男孩還是女孩”來(lái)衡量父母的性別偏好。二是利用一胎孩子性別的隨機(jī)性和外生性，將因變量的性別差異作為男孩偏好效應(yīng)[23][33-34]。三是將二孩家庭中長(zhǎng)姐有弟弟/ 有妹妹對(duì)因變量的不同影響作為男孩偏好效應(yīng)[24]。

本文認(rèn)為，男孩偏好的形成需要兩個(gè)條件：第一要生出男孩，第二是父母在家庭資源分配過(guò)程中對(duì)男孩表現(xiàn)出過(guò)多的關(guān)愛(ài)，從而剝奪了長(zhǎng)姐的家庭地位，損害其營(yíng)養(yǎng)和健康發(fā)展。因此，男孩偏好要想發(fā)揮作用，必須在生出男孩前有女孩的存在，為了模型簡(jiǎn)便和同時(shí)排除子女?dāng)?shù)量的干擾，本文將這種情況設(shè)置在二孩家庭且第一胎就為女孩的樣本中。此外，為了盡可能得到男孩偏好的凈效應(yīng)，還必須剔除出生次序帶來(lái)的影響，父母可能僅僅出于對(duì)弱小的保護(hù)和偏愛(ài)而降低了長(zhǎng)姐的健康水平，也就是說(shuō)，這種健康損害來(lái)自于“首孩劣勢(shì)”而非男孩偏好。為了排除其干擾，策略是將“女-男”結(jié)構(gòu)的二孩家庭與“女-女”結(jié)構(gòu)進(jìn)行對(duì)比，此時(shí)如果只是“首孩劣勢(shì)”的影響，父母將無(wú)論性別都偏愛(ài)年齡較小的孩子，兩種家庭結(jié)構(gòu)中的長(zhǎng)姐健康不會(huì)有顯著差異，否則，如果存在男孩偏好，父母將僅偏愛(ài)第二胎為男性的孩子，并損害“女-男”結(jié)構(gòu)中長(zhǎng)姐的健康，這就是男孩偏好產(chǎn)生的效應(yīng)。具體的操作如下：首先對(duì)CFPS 數(shù)據(jù)根據(jù)家庭、年份進(jìn)行合并，保留二孩家庭樣本，之后由兩個(gè)孩子的出生年份計(jì)算年齡，區(qū)分第一胎次和第二胎次及對(duì)應(yīng)的性別，此時(shí)樣本家庭中孩子的性別結(jié)構(gòu)只有“女-男”和“女-女”兩種情況，可以生成“長(zhǎng)姐有弟弟”變量，如果有弟弟賦值為1，表明孩子的性別結(jié)構(gòu)為“女-男”，相反長(zhǎng)姐有妹妹賦值為0，性別結(jié)構(gòu)為“女-女”，此為本文的關(guān)鍵解釋變量，并將其對(duì)因變量的差異影響作為男孩偏好效應(yīng)③“男孩偏好效應(yīng)”指家庭在進(jìn)行資源分配時(shí)由于男孩偏好而產(chǎn)生的子女體質(zhì)健康差異，并不涉及生育前、生育時(shí)等階段。。

4.2.3 控制變量

長(zhǎng)姐的體質(zhì)健康不可避免地受到自身素質(zhì)、遺傳因素及家庭、社會(huì)特征的影響，因此需要控制個(gè)人、家庭、社會(huì)層面的相關(guān)變量，以提高研究的準(zhǔn)確性，包括長(zhǎng)姐的年齡、生病、醫(yī)保、父母受教育水平、父母身高、父母體重、家庭收入（取自然對(duì)數(shù)）、家庭生活水平、性別平等感知。其中，生病變量由“過(guò)去一個(gè)月孩子是否生??？”得到，生過(guò)病則賦值為1，否則為0。家庭生活水平參考田霖的做法，通過(guò)上一年家庭食品支出占總支出的比重來(lái)衡量，取值范圍為0-1，數(shù)值越小說(shuō)明家庭的生活水平越高[35]。實(shí)際上，家庭生活水平可以看作恩格爾系數(shù)的改良，后者指食物支出在整個(gè)家庭或個(gè)人消費(fèi)支出總額中所占的比重，系數(shù)越小，生活越富裕，反之則越貧困。性別平等感知是家庭對(duì)社會(huì)環(huán)境中男女平等的感知，用《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》不同時(shí)期、地區(qū)的出生性別比賦值，值越大表明對(duì)性別平等的感知越弱。在分析男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康的影響機(jī)制時(shí)，本文還引入了性別平等感知變量及與核心自變量的交互項(xiàng)。

4.3 模型構(gòu)建

4.3.1 Ols 模型

共有兩類(lèi)指標(biāo)衡量長(zhǎng)姐的體質(zhì)健康：一類(lèi)是連續(xù)變量，為身高Z 評(píng)分；一類(lèi)是離散變量，包括發(fā)育情況和營(yíng)養(yǎng)狀況。對(duì)于連續(xù)變量，構(gòu)建 Ols 回歸模型如下：

式中，i 表示第i 個(gè)家庭中長(zhǎng)姐，Yi是長(zhǎng)姐的身高Z 評(píng)分，X1i為0-1 虛擬變量，取值為1 表示長(zhǎng)姐有弟弟，取值為0 表示長(zhǎng)姐有妹妹，α1表示長(zhǎng)姐有弟弟對(duì)其身高Z 評(píng)分影響的系數(shù)值。X2i表示個(gè)人、家庭層面的一系列控制變量，τi和ρi分別是樣本所在地區(qū)的固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，εi是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

4.3.2 分位數(shù)回歸模型

分位數(shù)回歸拓展了傳統(tǒng)Ols 僅能對(duì)均值回歸的局限，可以更全面地得到各分位數(shù)下的變量分布特征，建立模型如下：

Y 仍表示長(zhǎng)姐的身高Z 評(píng)分，X 是二元虛擬變量，等于1 為長(zhǎng)姐有弟弟，否則有妹妹，τ 和ρ為地區(qū)和年份的虛擬變量，θα1、θα2和θα3分別表示對(duì)自變量、地區(qū)、年份進(jìn)行參數(shù)估計(jì)后第α 分位數(shù)的回歸參數(shù)。

4.3.3 二元Probit 模型和多元Probit 模型

對(duì)于表示體質(zhì)健康的離散變量，構(gòu)建二元 Probit 和多元 Probit 回歸模型如下：

二元離散變量Yi為第i 個(gè)家庭中長(zhǎng)姐的發(fā)育情況，發(fā)育遲緩為1，正常為0。X1i為長(zhǎng)姐有弟弟，待估系數(shù)β1為長(zhǎng)姐有弟弟對(duì)其營(yíng)養(yǎng)狀況的影響效應(yīng)。τi、ρi、 εi含義同（1）。

分類(lèi)變量Yi為第i 個(gè)家庭中長(zhǎng)姐的營(yíng)養(yǎng)狀況，消瘦取值為1，正常取值為2，肥胖取值為3。X1i為長(zhǎng)姐有弟弟，待估系數(shù)β1為長(zhǎng)姐有弟弟對(duì)其營(yíng)養(yǎng)狀況的影響效應(yīng)。τi、ρi、 εi含義同（1）。

4.3.4 傾向得分匹配模型

由于二胎或更高胎次可能存在“性別選擇”，導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏，為了得到男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康影響的凈效應(yīng)，本文通過(guò)傾向得分匹配法構(gòu)建“反事實(shí)框架”，以緩解“樣本選擇偏誤”及其造成的內(nèi)生性問(wèn)題，建立模型如下：

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

其中，D 為虛擬變量，處理組為1，對(duì)照組為0；f(xi)表示第i 個(gè)樣本協(xié)變量的線性函數(shù)。首先，計(jì)算傾向得分時(shí)要把影響第二胎性別的因素加入模型，運(yùn)用Logit 回歸估計(jì)體質(zhì)健康的傾向得分，并剔除不符合條件的樣本。

5 實(shí)證檢驗(yàn)

5.1 二孩家庭中長(zhǎng)姐的基本特征分析

5.1.1 有弟弟/ 有妹妹與長(zhǎng)姐體質(zhì)健康差異分析

根據(jù)有弟弟或有妹妹對(duì)長(zhǎng)姐進(jìn)行分組，描述兩組間的長(zhǎng)姐體質(zhì)健康差異。由表2 可知，有弟弟的長(zhǎng)姐樣本為2536 個(gè)，有妹妹的長(zhǎng)姐樣本為1164 個(gè)，其比例約為2.18：1，即二孩家庭中“女- 男”結(jié)構(gòu)是“女- 女”結(jié)構(gòu)的兩倍多。在體質(zhì)健康的各項(xiàng)指標(biāo)中，首先對(duì)長(zhǎng)姐有弟弟和有妹妹兩類(lèi)群體的身高Z 評(píng)分和發(fā)育情況進(jìn)行T 檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)二者均在1%的置信區(qū)間內(nèi)存在顯著差異。具體來(lái)說(shuō)，有弟弟的長(zhǎng)姐身高Z 評(píng)分的均值為-0.958，標(biāo)準(zhǔn)差為2.406，有妹妹的長(zhǎng)姐身高Z 評(píng)分均值為-0.477，標(biāo)準(zhǔn)差為2.083，即無(wú)論有弟弟還是有妹妹，長(zhǎng)姐的身高Z 評(píng)分均低于WHO 公布的身高標(biāo)準(zhǔn)，而有弟弟的長(zhǎng)姐平均身高顯著更低。有弟弟的長(zhǎng)姐出現(xiàn)發(fā)育遲緩的概率高于有妹妹的長(zhǎng)姐，均值差為0.079，說(shuō)明前者更可能出現(xiàn)發(fā)育遲緩的狀況。接著，將這兩類(lèi)群體和營(yíng)養(yǎng)狀況分組進(jìn)行卡方檢驗(yàn)，得到Pearson 卡方檢驗(yàn)值為6.8944（p=0.032＜0.05），說(shuō)明長(zhǎng)姐的營(yíng)養(yǎng)狀況在有弟弟/ 有妹妹組中存在顯著性差異。觀察詳細(xì)檢驗(yàn)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)在有妹妹組中，長(zhǎng)姐營(yíng)養(yǎng)狀況正常的樣本頻次為974，占該組總樣本的83.7%，消瘦和肥胖的比例分別為3.6%和12.7%；而長(zhǎng)姐在有弟弟組中營(yíng)養(yǎng)狀況正常的樣本頻次為2046，占該組總樣本的80.7%，明顯低于前者，相應(yīng)的消瘦和肥胖的比例為5.4%和14.0%，均高于有妹妹組。這表明，有弟弟和有妹妹對(duì)長(zhǎng)姐健康狀況的影響存在顯著差異，也為我們后續(xù)實(shí)證分析男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康的影響和作用機(jī)制提供了基礎(chǔ)。

表2 有弟弟/ 妹妹與長(zhǎng)姐體質(zhì)健康差異

5.1.2.長(zhǎng)姐體質(zhì)健康不佳的年齡分布

個(gè)體的成長(zhǎng)發(fā)育是一段連續(xù)的過(guò)程，各個(gè)階段之間有密切的聯(lián)系。一般來(lái)說(shuō)，兒童成長(zhǎng)可以分為嬰兒期（0-1 歲）、幼兒期（2-3 歲）、學(xué)齡期（4-10 歲）和青春期（11-18 歲），其中，嬰兒期和青春期個(gè)體的發(fā)育速度較快，幼兒期和學(xué)齡期生長(zhǎng)發(fā)育較為緩慢。為了考察個(gè)體在不同成長(zhǎng)階段體質(zhì)健康的差異，本文繪制了長(zhǎng)姐體質(zhì)健康不佳時(shí)的年齡概率密度圖。圖1 顯示，身高Z 評(píng)分和消瘦的概率密度最高點(diǎn)在0.09 左右，分別出現(xiàn)在長(zhǎng)姐年齡為14 歲和5 歲時(shí)，發(fā)育遲緩和肥胖的概率密度最高超過(guò)了0.1，分別出現(xiàn)在長(zhǎng)姐年齡的9 歲和5 歲?？傮w來(lái)講，長(zhǎng)姐健康狀況不佳時(shí)的年齡分布近似于正態(tài)分布，四個(gè)健康指標(biāo)中，密度高值均開(kāi)始于4 歲左右，其中肥胖的高值大約在10歲開(kāi)始下降，而身高Z 評(píng)分、發(fā)育遲緩和消瘦一直持續(xù)到接近14 歲才下降。4 至14 歲對(duì)應(yīng)著個(gè)體成長(zhǎng)的學(xué)齡期和青春期，說(shuō)明長(zhǎng)姐更可能在此階段表現(xiàn)出較差的健康狀況，并顯現(xiàn)出持續(xù)性。原因可能是在二孩家庭中，長(zhǎng)姐進(jìn)入學(xué)齡期意味著她比弟弟/ 妹妹提前過(guò)渡到了下一成長(zhǎng)階段，而嬰幼兒期向?qū)W齡期轉(zhuǎn)變的特殊之處在于其生活環(huán)境從家庭轉(zhuǎn)向?qū)W校，這一變化從客觀上減少了父母照料、陪伴長(zhǎng)姐的時(shí)間，同時(shí)父母的重心也可能發(fā)生轉(zhuǎn)變，將原本屬于長(zhǎng)姐的物質(zhì)、精神資源讓渡給二孩，因此長(zhǎng)姐的健康狀況在剛進(jìn)入學(xué)齡期的一段時(shí)間內(nèi)會(huì)快速變差。隨著年齡不斷增長(zhǎng)，在二孩進(jìn)入學(xué)齡期后，家庭內(nèi)部資源分配的差異可能會(huì)逐漸降低，使長(zhǎng)姐的體質(zhì)健康逐漸好轉(zhuǎn)。

圖1 長(zhǎng)姐體質(zhì)健康不佳時(shí)的年齡概率密度圖

5.2 男孩偏好與長(zhǎng)姐體質(zhì)健康的實(shí)證分析

男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康的影響如表3 所示。首先觀察男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐身高Z 評(píng)分的影響，長(zhǎng)姐有弟弟的系數(shù)為-0.254，并在1%的置信水平顯著，表明男孩偏好不利于長(zhǎng)姐的身高發(fā)展。在勞動(dòng)市場(chǎng)歧視的環(huán)境下，父母能夠意識(shí)到性別的薪酬差距，如果同時(shí)擁有男孩和女孩，父母受到經(jīng)濟(jì)激勵(lì)時(shí)更希望從兒子那里獲得經(jīng)濟(jì)回報(bào)，在日常照料等行為上將更偏愛(ài)兒子。同時(shí)，在以父權(quán)制為主的家庭制度框架內(nèi)，中國(guó)社會(huì)的重男輕女思想根深蒂固，傳統(tǒng)觀念認(rèn)為兒子能夠發(fā)揮傳宗接代、光耀門(mén)楣的作用，因此父母對(duì)孩子進(jìn)行資源分配時(shí)將更偏愛(ài)兒子，造成了性別間的健康不平等，損害了長(zhǎng)姐的體質(zhì)健康?？刂谱兞恐?，在個(gè)體自然生長(zhǎng)規(guī)律下，長(zhǎng)姐年齡每增加一歲，身高Z 評(píng)分顯著增加0.104（p＜0.01）個(gè)單位，父母的身高、體重與長(zhǎng)姐身高Z 評(píng)分也呈正相關(guān)，體現(xiàn)了遺傳因素的作用。父母的受教育水平與長(zhǎng)姐的身高Z 評(píng)分呈正相關(guān)說(shuō)明，高受教育程度的父母更重視兒童的健康、營(yíng)養(yǎng)、教育等，也更有經(jīng)濟(jì)實(shí)力將其付諸行動(dòng)。當(dāng)家庭中感受到的社會(huì)性別平等更弱時(shí)，長(zhǎng)姐的身高Z 評(píng)分將降低0.049（p＜0.01）個(gè)單位，這是因?yàn)榧彝Q策在很大程度上受到社會(huì)環(huán)境的影響，當(dāng)社會(huì)重男輕女思想嚴(yán)重時(shí)，父母也會(huì)做出更利于男孩的決策，從而損害長(zhǎng)姐體質(zhì)健康。最后，模型控制了年份固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)，可以緩解由年份、城市等控制變量遺漏而導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，盡可能得到男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐身高Z 評(píng)分影響的凈效應(yīng)。

只考慮男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐身高的影響可能較為片面，營(yíng)養(yǎng)吸收和成長(zhǎng)發(fā)育也是體質(zhì)健康的重要指標(biāo)，且仍會(huì)受到個(gè)人和家庭特征的影響。因此，繼續(xù)將相關(guān)變量放入模型并控制年份和地區(qū)的固定效應(yīng)。表3 的2、4、6 列為各解釋變量的系數(shù)值，可以發(fā)現(xiàn)，與發(fā)育狀況和營(yíng)養(yǎng)狀況正常的長(zhǎng)姐相比，有弟弟的長(zhǎng)姐將顯著提高其發(fā)育遲緩（b=0.213，p＜0.01）和消瘦（b=0.313，p＜0.01）的概率，但不會(huì)影響肥胖（b=0.076，p＞0.1）的概率。此外，由于模型的回歸系數(shù)無(wú)法直接解釋?zhuān)荒苡^察影響的正負(fù)向，因此在表3 的3、5、7 列中進(jìn)一步報(bào)告了各解釋變量的邊際效應(yīng)值。具體來(lái)說(shuō)，與正常組相比，有弟弟的長(zhǎng)姐發(fā)育遲緩的概率將提高5%（p＜0.01），消瘦的概率將提高2%（p＜0.05），即男孩偏好不利于長(zhǎng)姐的營(yíng)養(yǎng)攝入和發(fā)育，且當(dāng)前階段主要表現(xiàn)為營(yíng)養(yǎng)不良而非營(yíng)養(yǎng)過(guò)剩?？傮w來(lái)說(shuō)，有弟弟的長(zhǎng)姐無(wú)論是身高Z 評(píng)分還是發(fā)育和營(yíng)養(yǎng)狀況，都比有妹妹的長(zhǎng)姐表現(xiàn)得更差，這證明了男孩偏好不利于長(zhǎng)姐的體質(zhì)健康，假設(shè)1 得到驗(yàn)證?？刂谱兞恐?，除去長(zhǎng)姐自身年齡以及父母身高、體重等遺傳因素與長(zhǎng)姐身體發(fā)育間的相關(guān)關(guān)系，母親的受教育程度對(duì)長(zhǎng)姐的發(fā)育情況和營(yíng)養(yǎng)狀況有顯著影響，父親的受教育程度不再顯著，而與正常組相比，母親的受教育年限每增加一年，長(zhǎng)姐發(fā)育遲緩和肥胖的概率將分別下降1.5%（p＜0.01）和0.9%（p＜0.01），說(shuō)明女性受教育程度提高有利于孩子健康發(fā)展。對(duì)社會(huì)中性別平等的感知越弱的家庭，長(zhǎng)姐發(fā)育遲緩的概率將比感知強(qiáng)的增加0.9%（p＜0.01）。

為了檢驗(yàn)?zāi)泻⑵蔑@著降低長(zhǎng)姐身高Z 評(píng)分的結(jié)論，本文還采用了分位數(shù)回歸模型，以說(shuō)明結(jié)果的穩(wěn)健性。根據(jù)長(zhǎng)姐身高Z評(píng)分的分布，選取了15%、35%、50%、65%、90%五個(gè)分位點(diǎn)進(jìn)行回歸（見(jiàn)表4）。可以發(fā)現(xiàn)所有分位點(diǎn)上長(zhǎng)姐有弟弟的系數(shù)值均為負(fù)，且除了90% 分位點(diǎn)外其余系數(shù)均顯著，也就是說(shuō)相比有妹妹，有弟弟的長(zhǎng)姐身高Z 評(píng)分將更低，男孩偏好不利于長(zhǎng)姐的體質(zhì)健康且造成了子女間的健康不平等，這也說(shuō)明基準(zhǔn)回歸的結(jié)果較為穩(wěn)健。此外，從整體系數(shù)值來(lái)看，男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐身高Z 評(píng)分的影響經(jīng)歷了先降后升再降的倒“N”型變化趨勢(shì)，且在10%分位處的影響最大?？赡艿脑蚴?，女孩的身高發(fā)育呈先快后慢的趨勢(shì)，在男孩偏好的影響下，長(zhǎng)姐的身高發(fā)育最容易在早期階段受阻，在后期受到的不利影響則較小。

5.3 男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康的影響機(jī)制

在資源分配理論框架內(nèi)，本文構(gòu)造性別平等感知與長(zhǎng)姐有弟弟的交互項(xiàng)，檢驗(yàn)性別平等感知在男孩偏好和長(zhǎng)姐體質(zhì)健康關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)（見(jiàn)表5）?？梢园l(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)姐有弟弟和性別平等感知的交互項(xiàng)對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康的四項(xiàng)指標(biāo)均存在顯著影響，家庭對(duì)社會(huì)性別平等的感知越弱，男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康的不利影響越強(qiáng)，即社會(huì)性別歧視加劇了子女間健康不平等，性別平等感知在男孩偏好與長(zhǎng)姐體質(zhì)健康關(guān)系中發(fā)揮了調(diào)節(jié)作用，假設(shè)2 得到驗(yàn)證。從外部因素來(lái)看，家庭集體決策會(huì)形成社會(huì)整體的性別觀念，并反過(guò)來(lái)影響家庭資源分配，強(qiáng)化原有性別偏好，如果社會(huì)中性別歧視較強(qiáng)，男性將在勞動(dòng)力市場(chǎng)和家族傳承中占據(jù)優(yōu)勢(shì)，為了迎合社會(huì)的性別“期望”，父母會(huì)將有限的資源分配給男孩，最終損害長(zhǎng)姐健康。需要說(shuō)明的是，加入自變量與性別平等感知的交互項(xiàng)后，調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，而長(zhǎng)姐有弟弟對(duì)肥胖的影響由不顯著變得顯著：其一，在調(diào)節(jié)方向上，基準(zhǔn)回歸中長(zhǎng)姐有弟弟對(duì)肥胖的影響系數(shù)為正，而調(diào)節(jié)效應(yīng)模型中的交互項(xiàng)系數(shù)也為正，因此性別平等感知為正向調(diào)節(jié)，即加劇了長(zhǎng)姐有弟弟對(duì)營(yíng)養(yǎng)狀況的不利影響；其二，調(diào)節(jié)變量作為一種情景變量，其加入會(huì)改變殘差而使主效應(yīng)顯著，預(yù)示了更深層次的社會(huì)文化對(duì)家庭的影響。

表5 性別平等感知在男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康影響中的調(diào)節(jié)作用

5.4 男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康影響的異質(zhì)性

5.4.1 男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康影響的年齡分布差異

男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐的體質(zhì)健康存在不利影響，但由于個(gè)體間存在異質(zhì)性，不同群體的健康狀況可能存在差異，因此本文將從二孩的年齡分布和父母出生隊(duì)列兩方面進(jìn)行分析。首先構(gòu)造長(zhǎng)姐和弟弟/ 妹妹的年齡分布虛擬變量。通常來(lái)說(shuō)，孩子的年齡小于7 歲為學(xué)齡前，大于等于7 歲為學(xué)齡期，將長(zhǎng)姐和二孩均處于學(xué)齡前賦值為1，長(zhǎng)姐處于學(xué)齡期、二孩處于學(xué)齡前賦值為2，長(zhǎng)姐和二孩均處于學(xué)齡期賦值為3，加入控制變量后進(jìn)行分組回歸（見(jiàn)表6）。首先觀察男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐身高Z 評(píng)分的影響，在長(zhǎng)姐和二孩均處于學(xué)齡前/ 學(xué)齡期組中，相比有妹妹，有弟弟的長(zhǎng)姐身高Z 評(píng)分并沒(méi)有顯著下降（b=0.279，p＞0.1；b=-0.107，p＞0.1）；而在長(zhǎng)姐學(xué)齡期、二孩學(xué)齡前組別中，有弟弟的長(zhǎng)姐的身高Z 評(píng)分顯著降低了0.524（p＜0.01）個(gè)單位。之后考察男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐發(fā)育情況和營(yíng)養(yǎng)狀況的影響，長(zhǎng)姐有弟弟在長(zhǎng)姐和二孩均處于學(xué)齡前組中僅對(duì)發(fā)育情況有顯著負(fù)向影響（b=-0.259，p＜0.1），邊際效應(yīng)為-6.6%；當(dāng)長(zhǎng)姐處于學(xué)齡期、二孩處于學(xué)齡前時(shí)，有弟弟的長(zhǎng)姐表現(xiàn)出發(fā)育遲緩和消瘦的概率將分別提高8.8%（b=0.389，p＜0.01）和4.2%（b=0.696，p＜0.01）；而在長(zhǎng)姐和二孩均處于學(xué)齡期組中，男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐發(fā)育情況和消瘦仍產(chǎn)生影響，但程度減弱，長(zhǎng)姐發(fā)育遲緩和消瘦的概率將提高4.6%（b=0.219，p＜0.1）和2.4%（b=0.504，p＜0.1）。此外，男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐肥胖的影響在三個(gè)組別中均不顯著。

表6 男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康影響的年齡分布差異

總體來(lái)看，當(dāng)兩個(gè)孩子均處在學(xué)齡前時(shí)，男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐的體質(zhì)健康幾乎沒(méi)有影響，不僅不會(huì)增加其發(fā)育遲緩的概率，反而有所降低；當(dāng)長(zhǎng)姐處于學(xué)齡期、二孩處于學(xué)齡前時(shí)，相比有妹妹，有弟弟的長(zhǎng)姐在各項(xiàng)體質(zhì)健康指標(biāo)上表現(xiàn)得更差；隨著二孩也進(jìn)入學(xué)齡期，這種影響逐漸降低，男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康的影響存在顯著的年齡分布差異，假設(shè)3 成立。究其原因，可能與孩子的成長(zhǎng)階段相關(guān)。當(dāng)兩個(gè)孩子都處于學(xué)齡前時(shí)，他們?cè)谕怀砷L(zhǎng)階段所需的健康投資基本相同，父母最經(jīng)濟(jì)的方式就是無(wú)差別地分配資源，而非根據(jù)性別設(shè)置兩套不同的投資方案，這時(shí)男孩偏好可能不會(huì)發(fā)揮作用，而對(duì)長(zhǎng)姐的體質(zhì)健康基本沒(méi)有影響。當(dāng)年長(zhǎng)的姐姐優(yōu)先進(jìn)入學(xué)齡期時(shí)，家庭的焦點(diǎn)通常集中在較為年幼的孩子上并給予其更多物質(zhì)投入和情感投入，而忽視了對(duì)長(zhǎng)子的健康投資。這時(shí)年幼的孩子稀釋了年長(zhǎng)孩子的資源，尤其當(dāng)一孩是長(zhǎng)姐時(shí)，這種基于性別偏好的健康不平等十分顯著。直到兩個(gè)孩子都進(jìn)入學(xué)齡期，他們?cè)俅翁幱谕怀砷L(zhǎng)階段，父母將轉(zhuǎn)變觀念，在資源分配上更加一視同仁。

5.4.2 男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康影響的隊(duì)列差異

隊(duì)列效應(yīng)能夠反映生命歷程和社會(huì)變遷的交互影響，每一時(shí)代的父母經(jīng)歷了不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和生育政策，將在后續(xù)的生命歷程中表現(xiàn)出差異化的生活觀念，因此父母出生年代會(huì)影響男孩偏好與兒童體質(zhì)健康間的相關(guān)關(guān)系。由于樣本中父母的出生年份相近，本文根據(jù)孩子父親的出生年份將其分為“1975 年以前”“1975-1984 年”“1985 年以后”三個(gè)出生同期群分別進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，檢驗(yàn)是否存在隊(duì)列效應(yīng)。由于考察不同出生隊(duì)列下男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康影響，已經(jīng)包含了年份信息，因此模型中不再控制年份固定效應(yīng)，以避免可能出現(xiàn)的共線性。表7 匯報(bào)了回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，父親出生于1975 年以前時(shí)，有弟弟的長(zhǎng)姐比有妹妹的長(zhǎng)姐身高減少了0.368（p＜0.05）個(gè)單位，1975-1984 年隊(duì)列組和1985 年以后隊(duì)列組中，男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐身高的不利影響呈減弱趨勢(shì)，且顯著性有所降低（b=-0.187，p＜0.1），而在1990-2000 年隊(duì)列組中，男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐身高Z 評(píng)分的影響不再顯著（b=-0.201，p＞0.1）。男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐發(fā)育情況的不利影響逐漸減弱，1975年以前隊(duì)列組中有弟弟的長(zhǎng)姐發(fā)育遲緩的概率將增加8.6%（b=0.382，p＜0.05），到1975-1984 年 隊(duì) 列組此概率已降為3.6%（b=0.153，p＜0.1），1985 年以后不再顯著。對(duì)于消瘦指標(biāo)，男孩偏好在1975-1984 年隊(duì)列組顯著增加了長(zhǎng)姐3.8%（b=0.440，p＜0.01）的消瘦概率，在另外兩個(gè)隊(duì)列組則不顯著。此外，男孩偏好在每個(gè)隊(duì)列組對(duì)肥胖都不具有顯著影響。

表7 男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐健康影響的隊(duì)列差異

綜合來(lái)看，男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐身高Z 評(píng)分、發(fā)育遲緩和消瘦的不利影響隨著隊(duì)列增加逐漸減弱，而對(duì)肥胖的影響則不顯著，即男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐的健康狀況影響存在顯著的隊(duì)列差異，假設(shè)5 成立。這可能是因?yàn)殚L(zhǎng)達(dá)30 多年的社會(huì)變遷中，我國(guó)經(jīng)濟(jì)得到快速發(fā)展，改革開(kāi)放和現(xiàn)代化沖擊了人們傳統(tǒng)的重男輕女觀念，使父母更在乎孩子的內(nèi)在價(jià)值而非工具價(jià)值，其重心從經(jīng)濟(jì)需求轉(zhuǎn)向情感需求，因此逐漸減少了差異化的健康投資。此外，新時(shí)代的父母更持有更強(qiáng)的性別平等觀念，在子女教養(yǎng)中也更注重個(gè)人的全面發(fā)展和社會(huì)融入，所以在進(jìn)行資源分配時(shí)，出生時(shí)代越晚的父母受到“效率假說(shuō)”的影響越小，越可能公平地對(duì)孩子進(jìn)行投資。

5.5 男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文將采取反事實(shí)估計(jì)的方法檢驗(yàn)前述結(jié)論的穩(wěn)健性。在“女-男”“女-女”兩種性別結(jié)構(gòu)的二孩家庭中，本文考察了男孩偏好對(duì)兒童健康不平等的影響，結(jié)論表明有弟弟的長(zhǎng)姐體質(zhì)健康更差。然而，這一結(jié)論無(wú)法排除出生次序的影響，長(zhǎng)姐的體質(zhì)健康差可以解釋為與男孩偏好無(wú)關(guān)的“首孩劣勢(shì)”，即無(wú)論男女，只要處于首孩的位置其健康狀況都更差。為了排除這種可能性，本文將第一胎為女孩替換為男孩再次進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，此時(shí)二孩家庭中的性別結(jié)構(gòu)為“男-男”和“男- 女”，關(guān)鍵自變量為“長(zhǎng)兄有弟弟”。如果長(zhǎng)兄有弟弟對(duì)長(zhǎng)兄體質(zhì)健康同樣具有顯著影響就表明前文結(jié)論應(yīng)歸因于“首孩劣勢(shì)”，如果不顯著則表明長(zhǎng)姐健康水平的降低是受到男孩偏好而非出生次序的影響。表8 報(bào)告了回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)有弟弟的長(zhǎng)兄在各項(xiàng)體質(zhì)健康指標(biāo)中并不會(huì)表現(xiàn)得更差，因此反向排除了出生次序干擾本文結(jié)論的可能性，說(shuō)明男孩偏好確實(shí)對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康產(chǎn)生了不利影響，證實(shí)了結(jié)論的穩(wěn)健性。

表8 男孩偏好對(duì)長(zhǎng)兄體質(zhì)健康的影響

為了克服遺漏變量的影響，本文已在回歸模型中加入了時(shí)間和地區(qū)的固定效應(yīng)，但該研究問(wèn)題中仍可能存在其他內(nèi)生因素。篩選后的樣本中第二胎為男孩的家庭有2536 戶(hù)，第二胎為女孩的家庭有1164 戶(hù)，性別比達(dá)到了2.18：1，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出了正常范圍，說(shuō)明可能存在“樣本選擇偏誤”的問(wèn)題。通常來(lái)說(shuō)，一孩的性別是外生的，在第一胎是女孩的情況下，父母再次生育的意愿并不強(qiáng)烈，且很有可能停止生育，而存在男孩偏好的農(nóng)村夫婦往往會(huì)借助“一孩半”政策繼續(xù)生育二胎，如果二胎仍非男孩，不少父母仍會(huì)想盡辦法躲過(guò)嚴(yán)苛的生育政策再生一個(gè)兒子。因此，父母在第二或更高胎次的孩子上可能存在“性別選擇”，具有男孩偏好的父母更傾向于生二胎，這就使農(nóng)村二孩家庭中第二胎為男孩的樣本大幅增加。本文試圖通過(guò)傾向得分匹配（PSM）的方法緩解樣本選擇偏誤和由此導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，以驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

根據(jù)第二胎為男孩/ 女孩將樣本分成處理組和對(duì)照組，把影響二胎孩子性別的長(zhǎng)姐年齡、父母受教育程度、家庭年收入、家庭生活水平、性別平等感知等變量納入模型并計(jì)算傾向得分，經(jīng)過(guò)匹配的兩組樣本在協(xié)變量上沒(méi)有顯著差異，可以得到男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康影響的凈效應(yīng)。表9 報(bào)告了傾向得分匹配結(jié)果，通過(guò)核匹配、近鄰匹配、卡尺匹配三種匹配方法得到的回歸結(jié)果較為一致，說(shuō)明經(jīng)過(guò)傾向得分匹配處理“樣本選擇偏差”后，男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康影響的凈效應(yīng)仍然為負(fù)向且較為穩(wěn)健。

表9 男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康影響的傾向得分匹配結(jié)果

6 結(jié)論與討論

基于兒童健康問(wèn)題頻發(fā)、重男輕女思想依然嚴(yán)重的背景，縮小子女間健康差異能夠從整體上提高兒童的福利水平，并有助于實(shí)現(xiàn)在教育、健康等人力資本發(fā)展中的性別平等。本文對(duì)男孩偏好與長(zhǎng)姐體質(zhì)健康間的關(guān)系進(jìn)行了理論和實(shí)證分析，分析了男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康的影響，探討其內(nèi)在機(jī)制和群體異質(zhì)性，最終得到了較為穩(wěn)健的結(jié)論。第一，男孩偏好與長(zhǎng)姐體質(zhì)健康顯著負(fù)向相關(guān)，相比有妹妹，有弟弟的長(zhǎng)姐身高Z 評(píng)分將降低0.254 個(gè)單位，發(fā)育遲緩和消瘦的概率將比正常組分別提高5%和2%，但與肥胖不存在顯著關(guān)聯(lián)。第二，性別平等感知在男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，家庭對(duì)性別平等感知弱使身高Z 評(píng)分的下降幅度、發(fā)育遲緩、消瘦和肥胖的概率增加幅度明顯變大，總體上加劇了男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐體質(zhì)健康的不利影響。第三，男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐健康的影響存在年齡分布差異和隊(duì)列差異。當(dāng)長(zhǎng)姐處于學(xué)齡期、二孩處于學(xué)齡前時(shí)，有弟弟的長(zhǎng)姐在各項(xiàng)體質(zhì)健康指標(biāo)上表現(xiàn)得最差；隨著隊(duì)列增加，男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐身高Z 評(píng)分、發(fā)育遲緩和消瘦的不利影響逐漸減弱，而對(duì)肥胖的影響則不顯著。本研究的不足在于重復(fù)樣本可能帶來(lái)的標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì)偏差，但研究結(jié)論在促進(jìn)兒童福利改善等方面的價(jià)值仍是值得肯定的。進(jìn)一步優(yōu)化數(shù)據(jù)并分析男孩偏好對(duì)長(zhǎng)姐健康的影響，是本研究未來(lái)需要努力的方向。

兒童健康是兒童福利的重中之重，也是其他各項(xiàng)福利實(shí)現(xiàn)的先決條件?；凇靶蕛?yōu)先，兼顧公平”的原則，我國(guó)不斷縮小兒童間健康不平等，以應(yīng)對(duì)隨社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境發(fā)展而不斷變化的健康風(fēng)險(xiǎn)[36]。為改善農(nóng)村兒童尤其是貧困地區(qū)和家庭經(jīng)濟(jì)困難兒童的營(yíng)養(yǎng)健康狀況，國(guó)務(wù)院于2011年啟動(dòng)實(shí)施農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)生營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃，具體措施包括提供營(yíng)養(yǎng)膳食補(bǔ)助、加強(qiáng)學(xué)生食堂管理、提高學(xué)生生活費(fèi)補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)等。2014 年，國(guó)家衛(wèi)計(jì)委和全國(guó)婦聯(lián)在集中連片特殊困難地區(qū)實(shí)施貧困地區(qū)兒童營(yíng)養(yǎng)改善項(xiàng)目，為6-24 月齡嬰幼兒補(bǔ)充輔食營(yíng)養(yǎng)補(bǔ)充品，普及嬰幼兒科學(xué)喂養(yǎng)知識(shí)與技能，進(jìn)一步改善了貧困地區(qū)兒童營(yíng)養(yǎng)和健康狀況。20 世紀(jì)末開(kāi)展的“關(guān)愛(ài)女孩行動(dòng)”經(jīng)過(guò)自主探索、國(guó)家試點(diǎn)、拓展深化三個(gè)階段，在很大程度上改善了女孩的生存環(huán)境，提升了福利水平。從1996年到1999 年，國(guó)家計(jì)生委宣教司、安徽省人口計(jì)生委、西安交通大學(xué)人口與發(fā)展研究所共同開(kāi)展了“改善女孩生存環(huán)境”課題研究，對(duì)中國(guó)兒童生存性別差異的現(xiàn)狀、原因、產(chǎn)生機(jī)制、政策意義等進(jìn)行了為期三年的深入研究，建立“改善女孩生活環(huán)境實(shí)驗(yàn)區(qū)”，取得了顯著成果。2000 年至2005 年，國(guó)家人口計(jì)生委在出生人口性別比超過(guò)110 的24 ?。▍^(qū)、市）選擇了24 個(gè)縣（市、區(qū)）開(kāi)展國(guó)家層面的“關(guān)愛(ài)女孩行動(dòng)”試點(diǎn)工作，初步形成了綜合治理出生人口性別比偏高問(wèn)題的局面。2005 年底，國(guó)務(wù)院辦公廳轉(zhuǎn)發(fā)了國(guó)家人口計(jì)生委等部門(mén)《關(guān)于廣泛開(kāi)展關(guān)愛(ài)女孩行動(dòng)綜合治理出生人口性別比偏高問(wèn)題的行動(dòng)計(jì)劃》，制定了有利于女孩健康成長(zhǎng)和婦女發(fā)展的社會(huì)經(jīng)濟(jì)政策，把關(guān)愛(ài)女孩行動(dòng)推向全國(guó)。在此基礎(chǔ)上，對(duì)農(nóng)村計(jì)劃生育女兒戶(hù)給予獎(jiǎng)勵(lì)，在扶貧濟(jì)困、慈善救助、貼息貸款、就業(yè)安排、項(xiàng)目扶持中對(duì)計(jì)劃生育女兒戶(hù)予以?xún)A斜，推動(dòng)“幸福工程”“春蕾計(jì)劃”等社會(huì)公益活動(dòng)，保障了女孩的生存權(quán)、發(fā)展權(quán)、受保護(hù)權(quán)、參與權(quán)等基本權(quán)利。

面對(duì)農(nóng)村家庭中男孩偏好對(duì)兒童健康的不利影響，我國(guó)各項(xiàng)政策做出了積極回應(yīng)，能夠在一定程度上應(yīng)對(duì)兒童資源投資不足，抵御基本生存風(fēng)險(xiǎn)。然而，在保障兒童生活質(zhì)量、提高兒童社會(huì)福利方面仍有進(jìn)一步改善和提升空間，應(yīng)結(jié)合我國(guó)農(nóng)村地區(qū)重男輕女的社會(huì)環(huán)境，在保證兒童福利有效供給的基礎(chǔ)上，發(fā)展以家庭為核心的福利政策，全面構(gòu)建普惠型兒童福利支持體系。

第一，支持農(nóng)村發(fā)展，保證兒童福利有效供給。首先，政府應(yīng)明確兒童福利經(jīng)費(fèi)的供給責(zé)任，資金支持上加大對(duì)兒童福利事業(yè)投入的力度，提高其在公共財(cái)政支出中的占比。通過(guò)財(cái)政補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠、費(fèi)用減免等政策，鼓勵(lì)社會(huì)力量進(jìn)入兒童福利領(lǐng)域，充分調(diào)動(dòng)民間資本，以創(chuàng)新合作方式提供或購(gòu)買(mǎi)兒童照料、寄養(yǎng)領(lǐng)養(yǎng)、教育、衛(wèi)生保健等兒童福利服務(wù)，提升福利供給水平。其次，重點(diǎn)關(guān)注低收入家庭等困境家庭，關(guān)注無(wú)人撫養(yǎng)、傷殘、留守兒童的基本福利需求。具體實(shí)施過(guò)程中，一方面可以增加學(xué)校公共投入和農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)、教育投資等來(lái)彌補(bǔ)家庭投入的不足，促進(jìn)兒童的人力資本發(fā)展，另一方面可依托社會(huì)保障體系，建立省、市、縣、鄉(xiāng)、村多級(jí)兒童福利制度，設(shè)立兒童基層福利主任和督導(dǎo)員，打通兒童福利服務(wù)供給的“最后一公里”，不斷縮小福利差距，阻斷代際間的劣勢(shì)傳遞。最后，發(fā)展專(zhuān)業(yè)的兒童社會(huì)工作隊(duì)伍，對(duì)兒童工作者進(jìn)行系統(tǒng)培訓(xùn)，全面提升其服務(wù)能力，針對(duì)性地解決家庭在兒童養(yǎng)育中遇到的問(wèn)題，及時(shí)滿(mǎn)足不同階段兒童健康發(fā)展的多樣化需求。

第二，宣傳男女平等，發(fā)展家庭福利支持政策。社會(huì)媒體應(yīng)積極廣泛宣傳，落實(shí)男女平等的基本國(guó)策，建立起社會(huì)范圍內(nèi)的男女平等意識(shí)，在家庭層面引導(dǎo)和鼓勵(lì)父母關(guān)注女孩的健康投資及資源獲得情況，避免兒童期的不平等在未來(lái)繼續(xù)擴(kuò)大，以全面改善兒童在成長(zhǎng)過(guò)程中可能面臨的健康、教育、就業(yè)的性別歧視。作為兒童福利的主要供給者，家庭影響著個(gè)體早期的意識(shí)形成和生存發(fā)展，應(yīng)充分重視家庭保障的功能，發(fā)展家庭福利支持政策，逐步提高其福利供給的能力，彌補(bǔ)現(xiàn)有社會(huì)保障政策回應(yīng)的不足。一方面，通過(guò)育兒津貼、兒童基礎(chǔ)教育費(fèi)用減免、免費(fèi)接種疫苗等政策安排降低父母養(yǎng)育孩子的成本和經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，加大對(duì)兒童的福利投入，在家庭福利政策設(shè)計(jì)上還要注重長(zhǎng)期效應(yīng)，以家庭為核心大力發(fā)展托育托幼、家庭醫(yī)生、少兒醫(yī)保事業(yè)，減輕家庭的兒童照顧壓力，提高抵御外部風(fēng)險(xiǎn)的能力；另一方面，基于我國(guó)獨(dú)特的家庭文化傳統(tǒng)，充分發(fā)揮政府、社區(qū)、家庭等多級(jí)網(wǎng)絡(luò)的支持效應(yīng)，將家庭嵌入社區(qū)、地方或更大的互聯(lián)網(wǎng)關(guān)系中，形成國(guó)家援助、社會(huì)支持與家庭功能的有機(jī)結(jié)合，構(gòu)建多元共擔(dān)、多層互助的家庭福利支持體系。

第三，重視國(guó)家責(zé)任，樹(shù)立普惠型兒童福利觀。2018 年民政部單獨(dú)設(shè)立兒童福利司，體現(xiàn)了國(guó)家對(duì)兒童群體的關(guān)注和重視，也意味著民政部將承擔(dān)更大的責(zé)任，包括擬定兒童福利、孤棄兒童保障、兒童收養(yǎng)、兒童救助保護(hù)政策和標(biāo)準(zhǔn)，健全農(nóng)村留守兒童關(guān)愛(ài)服務(wù)體系和困境兒童保障制度，并指導(dǎo)兒童福利、收養(yǎng)登記和救助保護(hù)機(jī)構(gòu)管理工作。實(shí)施過(guò)程中，應(yīng)建立部門(mén)間的合作渠道，如衛(wèi)健委負(fù)責(zé)兒童的疫苗接種、疾病預(yù)防和健康管理，教育部主管學(xué)前、義務(wù)和特殊兒童在各階段的教育，在劃分明確各部門(mén)的職責(zé)的基礎(chǔ)上不斷優(yōu)化治理效能。我國(guó)兒童保障措施長(zhǎng)期停留在維持生存和幫扶救助的最低層次，應(yīng)樹(shù)立更為現(xiàn)代、廣義、普惠的兒童福利觀，實(shí)現(xiàn)由傳統(tǒng)補(bǔ)缺型向更為廣義的普惠型兒童福利過(guò)渡。在保障對(duì)象上，普惠意味著全民性，要求將全體兒童納入保障范圍，積極關(guān)懷、主動(dòng)投資普通兒童，重點(diǎn)關(guān)注傷殘、困境、留守等特殊兒童；在保障內(nèi)容上，將涉及教育、健康等促進(jìn)兒童人力資本“發(fā)展”的政策內(nèi)容正名為兒童“福利”，構(gòu)建層次分明、范圍廣泛的兒童福利體系。