“重男轻女”是否降低了妇女的福利？离婚和抚养压力_监护权论文

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       一、引言

       “未嫁从父，既嫁从夫，夫死从子”，中国社会悠久的父权传统对妇女的生活产生了深远的影响。现有的文献主要集中在研究重男轻女传统对下一代女性存活和资源获得的影响，如针对女婴死亡率(Sen，1990，1992)、性别选择性流产(Banister and Hill，2004；Chu，2001；Zeng et al.，1993)和子女教育投资(Rosenzweig and Schultz，1982；Parish and Willis，1993)的研究，却鲜有文献关注这一传统如何影响已生育女性的福利。本文利用1990年和2000年的中国人口普查数据，通过探讨第一胎孩子的性别如何影响家庭完整性、离异后父母监护权安排以及完整家庭中祖父母或外祖父母是否帮助照看孙辈，深入分析了孩子的性别对已生育女性福利的影响。就笔者所知，本文是第一篇关注孩子性别对(外)祖父母是否帮助母亲分担抚养压力决策影响的文章，此外也是首次利用国内数据探讨孩子性别与离婚率、离婚之后子女监护权安排的研究，对于探究重男轻女传统对母亲福利的影响具有很强的启示意义。同时，中国人口普查的大样本数据也为本文估计的精确性提供了夯实的基础。

       本文对现有的文献有三个贡献。首先，本文考察了第一胎孩子的性别对其父母婚姻状况的影响。Becker et al.(1977)的研究最早表明孩子的数量与离婚率呈负相关，但并未考虑其中性别偏好可能产生的影响。如果在重男轻女的背景下，第一胎为女孩的婚姻更易于破裂，那么这类婚姻中女性的经济利益与身心健康就受到了损害(Holden and Smock，1991；Peterson，1996；Amato，2000；Uunk，2004)。文献表明，离婚女性的幸福程度普遍低于处于婚姻中的女性(Oswald，1997)，因此婚姻的稳定对女性福利是十分关键的变量。究竟第一胎孩子的性别对于离婚率有怎样的影响呢？不同国家和地区显示出不同的证据。虽然对于美国家庭的研究表明，生育男孩能降低离异的可能性(Katzev et al.，1994；Mott，1994)，但是利用澳大利亚(Bracher et al.，1993)、加拿大(Wu and Penning，1997)和欧洲(Andersson and Woldemicael，2001；Diekmann and Schmidheiny，2004)数据进行的研究却没能发现子女性别与离婚率之间显著的相关关系。在中国大陆，因为缺乏相关的学术研究，二者之间的关系更是有待讨论。

       其次，本文对第一胎孩子性别与离婚后子女监护权安排的关系展开了讨论。对于一个离婚家庭而言，如果父亲能够分担子女的部分抚养权，可使离异后的母亲有更多的时间追求自己的事业和社交生活，获得自我实现，同时减轻生活压力和离婚带来的内疚感，因而可以增加离异后母亲的福利(Kelly，1983；Steinman，1983；Clingempeel and Reppucci，1982)。1990年和2000年中国的人口普查数据显示，独生子女的父母离异后，父亲抚养孩子的比例仅为33.50％，母亲抚养孩子的比例则高达66.50％，离异后男性与女性承担的抚养责任间存在严重的不平等。如果父亲偏爱男孩，那么他就更加可能在离异后将照顾女儿的责任推到母亲身上，使得这种不平等加剧。Dahl and Moretti(2008)首次对于孩子性别与监护权安排之间的关系进行了探究，发现在美国离异后父亲更可能争取对儿子的监护权，而不是对女儿的监护权。但是美国的人口普查数据没有包含生育史，所以对于一个离异的父亲或者母亲，研究者只知道与其共同居住的子女数量，而不能通过生育子女总数来推测由另一半抚养的子女人数，也就无法获知离异后子女是由父母中的一方单独监护还是由双方共同监护。因而，Dahl and Moretti(2008)只能假定离异后所有的孩子均由父方监护或者均由母方监护。但实际上这个假设是难以成立的，对于有多个子女的家庭，父母离异后很有可能考虑各自抚养一部分子女，而不是将全部子女交由一方抚养。上述研究一方面仅采用的是美国的数据，另一方面受数据所限没有考虑父母联合监护的情况。本文将利用国内数据研究中国家庭中第一胎孩子的性别对离婚后子女监护权安排的影响，并利用中国人口普查数据中对于女性生育史的记录将父母联合监护的情况纳入考察范围，从而更加精确了监护权的定义并将这一研究发现推广到中国传统家庭中。

       最后，文章还对完整家庭中祖父母和外祖父母是否与孙辈居住进行了研究。截至2000年，中国适龄女性劳动力人口的劳动参与率已经达到80％(World Labour Report，2000)。同时，已有的研究表明，照顾孩子的责任大部分都落在了母亲身上(Fineman，1995)。说明绝大部分女性同时承担着来自工作和家庭两方面的压力。尤其是对于学龄前儿童的母亲，由于这一年龄段的孩子自理能力较弱，又没有学校帮助教育，他们的母亲负担的抚养责任非常大。此时，祖父母和外祖父母帮助照看孩子能极大地缓解女性育儿的压力，让孩子的母亲有更多的时间工作，从而提高家庭的社会经济地位(Chen et al.，2000；Yi et al.，2006)。孩子的性别对于祖辈是否与孙辈共同居住究竟有怎样的影响呢？到目前为止，在这一方面尚未出现任何其他国内外的研究。

       接下来，本文的第二部分将对数据和关键变量进行系统的处理和描述；第三部分将构建整个分析框架和计量模型；第四部分将给出实证研究的结果；第五部分是对实证结果的深入分析和讨论，并为本文作结。

       二、数据和关键变量

       (一)处理数据

       本文利用1990年和2000年中国人口普查数据研究了第一胎孩子性别对离婚、监护权安排、祖辈同住三个方面的影响。在数据处理的过程中，我们使用了不少原创性的方法。

       我们将基本研究对象限定在夫妻双方第一次结婚组建的家庭。①②对于完整家庭而言，我们的基本研究对象与人口普查的记录单位一致，就是每一个家庭。对于离异的家庭，我们需要以离异前的家庭为单位，分析父母离异和监护权分配。但是在人口普查的记录中，每个原有家庭被拆分为一个离异父亲家庭和一个离异母亲家庭，我们无法将两个家庭一一匹配。此时，直接计算离异后家庭的总数就会发生重复计算，我们只能保留其中的一类家庭。实际上，保留离异父亲家庭或保留离异母亲家庭之后都可以正确计算原有家庭的数量。但是，人口普查中的女性生育史可以帮助我们获知原有家庭中子女的信息，所以我们选择保留离异母亲家庭，剔除离异父亲家庭，这样我们就确定了样本里面初婚家庭或原有初婚家庭的数目。

       根据杨菊华(2006)③和Ebenstein(2010)对1990年和2002年第一胎男女比例所做的调查，男孩比例位于50％—51％，在正常范围之内，性别比例的失调主要出现在第一胎之后。因此第一胎孩子的性别基本可以认为是外生的，所以本文将它作为分析的关键自变量。收养非亲生子女的家庭中第一胎孩子性别有内生性，第一胎为龙凤胎的家庭中第一胎孩子性别无法判断，因而我们将这两类家庭剔除。人口普查时，有些家庭存在子女因为工作或学习的原因外出的情况，这部分子女的年龄就没有被记录在这个家庭的数据中，所以我们需要借助妇女生育史来确定此类家庭中第一胎孩子的性别。生育史给出了母亲生育并存活下来的男孩数和女孩数，我们可以据此推测外出子女的性别组成。如果外出子女性别一致且没有子女与母亲共同居住，或者外出子女性别一致且与观测到最年长子女性别相同，我们就可以判断第一胎孩子的性别。这一部分数据处理的具体过程在附录一中给出。在此之前的研究对于这一变量的处理都存在一定的缺憾。例如，Dahl and Moretti(2008)的研究只是使用可观测到的最年长孩子的性别来近似第一胎孩子的性别。但是，本文利用中国人口普查中女性生育史数据，通过如上所述的精细处理，获得了大部分家庭样本中确切的第一胎孩子性别，对于相关研究有一定的借鉴意义。

       (二)描述变量

       为了估计第一胎孩子性别的影响，在确定有效样本后，我们还需要定义关键的因变量。表1列出了本文用到的关键因变量及其描述性统计量。我们将第一胎为女孩的家庭中各个因变量的平均值作为基准，计算了第一胎为男孩的家庭中各因变量的均值与第一胎为女孩的家庭中因变量的均值之差，并将差与基准的比值定义为百分比效应。

      

       在研究对离婚率的影响时，研究样本包括完整双亲家庭和离异家庭。从表1的第一行可以看到，总样本的离婚率为0.49％。在第一胎为男孩的家庭中，离婚率降至0.47％，而在第一胎为女孩的家庭中，离婚率则升至0.52％。家庭中父母是否离异会受到很多因素的影响。一般在其他因素使得婚姻关系十分脆弱之后，第一胎子女性别才有可能导致父母的离异。

       在对于离异家庭中子女监护权的研究中，本文定义的监护权与严格法律意义上的监护权有所区别，本文中的母方(父方)监护指的是离异后母亲(父亲)和孩子居住在一起。对于只有一个孩子的家庭，监护权安排只有母方监护和父方监护两种。但是对于至少有两个孩子的家庭，监护权的安排有母亲单独监护全部子女、父母分别监护部分子女、父亲单独监护全部子女三种，我们将之简称为母方监护、父母联合监护、父方监护。所以在这一部分的讨论中，我们将离异家庭分为仅有一个孩子的离异家庭和至少有两个孩子的离异家庭这两个子样本。

       我们先将样本限定在仅有一个孩子的离异家庭。从表1的第二行可知，在我们的研究样本中，66.50％的家庭在离异后由母亲照顾孩子。而这一比例在第一胎为女孩的离异家庭中为71.01％，在第一胎为男孩的离异家庭中则降至62.09％，比前者低12.6％。对于有两个或者更多孩子的离异家庭，表1的第四至第六行给出了三种监护权安排的比例。在这一子样本中，父方监护占12.52％，父母联合监护占29.57％，其余则全部为母方监护，占比为57.92％。而在第一胎为女孩的离异家庭中母方监护的比例进一步上升至61.16％，在第一胎为男孩的离异家庭中这一比例为54.33％，比前者低11.2％。和在仅有一个孩子的离异家庭中一样，第一胎为女孩的离异家庭中母方监护的比例明显高于第一胎为男孩的离异家庭。

       在研究孩子的祖父母和外祖父母是否与孙辈共同居住时，我们将样本限定在完整的家庭中④，并且要求每个家庭中的孩子都不得超过6岁。以6岁为孩子年龄的上限是因为6岁以下的孩子自理能力弱且没有开始上学，最需要家长的照顾(Peisner-Feinberg et al.，2001)。此外我们还将样本扩充至孩子年龄以12岁为上限的家庭，得到的结果与限制在6岁以下孩子基本相同。研究样本中祖父母或外祖父母与孙辈同住的比例为13.82％，第一胎为男孩的家庭中这一比例高于第一胎为女孩的家庭。2000年人口普查数据还区分了孩子的祖父母和外祖父母，据此可以在2000年的样本中分别定义祖父母与孙辈同住和外祖父母与孙辈同住。第一胎为男孩的家庭中，祖父母与孙辈同住的比例和外祖父母与孙辈同住的比例都高于第一胎为女孩的家庭。

       三、模型与方法

       在估计第一胎孩子性别对离婚、监护权安排以及祖辈与孙辈同住这三方面的影响时，参照Becker et al.(1977)的研究，本文将运用以下线性模型进行估计：

      

       在式(1)中，i表示不同家庭，t表示不同年份，c表示不同的县域。

表示在t年时，c县的i家庭中父母是否离异、孩子是否由母方单独监护或(外)祖父母是否与孙辈同住。

表示i家庭的第一胎是否为男孩；

表示第一胎孩子性别对因变量影响的大小；

包括i家庭中的一组特征，包括母亲的户口类型、调查时的年龄、受教育时间、生育孩子总数、出生年代、工作状况、民族以及母亲是否居住在户口所在地。此外，当因变量为是否离婚及(外)祖父母是否监护时，我们还控制了父亲的相应特征，而由于离婚后监护权的安排只涵盖了离婚样本，而在这一样本中我们无法观测到父亲的信息，因此在这一回归中并未控制父亲的个人特征。⑤

是固定县域效应变量，最后的研究样本中总共包含426个不同的县级区域；

是固定时间效应变量；

是随机误差项。

       在分析至少有两个孩子的家庭离异后的监护权安排时，我们将采用Multinomial Logit模型进行回归。考虑如下潜变量模型：

      

       其中

表示t年c县的i家庭从离婚后的监护安排j中获得的效用。其中监护安排j有三个选择，分别为母亲单独监护、父母联合监护和父方单独监护。从这三个选项中，家庭i将根据效用最大化原则进行选择，其中选项j被选中的条件为：

      

       这里我们将母亲单独监护作为参照项，也即假设参照项的效用为0，这是模型识别的需要。之后我们对父母联合监护和父方监护两个结果进行回归，回归结果将代表各变量对离婚家庭相较于母方单独监护更倾向于父母联合监护或父方监护的影响。

       四、实证结果

       这一部分给出了第一胎孩子的性别对离婚、监护权安排以及祖辈同住这三方面影响的实证分析结果。父母对于是否继续生育的自主选择使得孩子的数目具有内生性，所以本文依据孩子的个数划分子样本，同时给出至少有一个孩子的家庭、仅有一个孩子的家庭以及至少有两个孩子的家庭的回归结果。其中，我们最为关注的是至少有一个孩子的家庭样本，只有在这一部分的样本里面，第一胎孩子的性别可以当成是外生的。

       在回归结果之后，本文将第一胎为女孩的家庭中各个因变量的平均值作为基准，计算了第一胎为男孩的边际效应与基准的比值，定义为百分比效应，以此反映与第一胎为女孩的家庭相比，第一胎为男孩对于因变量描述情况的出现概率的影响。

       (一)对离婚的影响

       OLS回归得到自变量的系数如表2所示。表2的第(1)列探究的是第一胎孩子性别与离婚率的关系，显示第一胎孩子性别对父母婚姻状况影响的估计值。第(1)列的回归结果表明，与第一胎是女孩的家庭相比，第一胎是男孩的家庭中父母离异的可能性低0.08个百分点。而这0.08个百分点的百分比效应高达16.1％，意味着第一胎是男孩的家庭比第一胎是女孩的家庭出现离异的可能性低16.1％。这种百分比效应比其他国家和地区要大得多。Dahl and Moretti(2008)利用美国1960年至2000年的人口普查数据得到的百分比效应仅有1.3％，而Lin(2010)利用中国台湾地区1980年至2000年的普查数据得到的百分比效应也只有3.5％。通过对中国人口普查数据的回归分析，我们发现和第一胎为男孩的父母相比，第一胎为女孩的父母更容易出现离异的情况。第一胎孩子性别对于婚姻状况的影响多显现在脆弱的婚姻关系中。当一段婚姻在破裂的边缘时，第一胎为女孩就使得婚姻中的父母最终更加可能选择离异。因为离异会使妇女的经济水平下降，身心健康受损，所以本文的研究结果说明，严重的重男轻女观念提高了第一胎生育女孩的母亲的离婚率，从而损害了她们的福利状况。

      

      

       (二)对监护权安排的影响

       本文接下来探究了第一胎孩子性别对离异家庭中孩子监护权安排的影响。我们将样本分为仅有一个孩子的家庭和至少有两个孩子的家庭两个子样本分别进行回归。表2的第(4)列为仅有一个孩子的离异家庭的OLS回归结果。与第一胎为女孩时相比，第一胎为男孩时的父方进行监护的可能性高出8.70个百分点，其百分比效应为12.3％。

       表2的第(5)—(6)列将样本限定在至少有两个孩子的家庭。通过Multinomial Logit模型的估计，第一胎为男孩在“父母联合监护”结果中的系数为0.23，在1％置信水平上显著，此外第一胎为男孩在“父亲监护”结果中的系数为0.27，说明当第一胎为男孩时，相比于母方单独监护，父亲更有可能参与承担部分或全部的抚养责任。计算边际效应后发现第一胎为男孩与第一胎为女孩相比，父方监护增加1.85个百分点，联合监护增加3.98个百分点，说明当第一胎为男孩时，父亲有更高的可能性以联合监护甚至单独监护的方式分担母亲的抚养压力。两个样本的回归结果都显示，与第一胎为男孩的家庭相比，第一胎为女孩的家庭中父亲更加不可能为母亲分担抚养孩子的责任，对男孩的偏好使得本就严重不平等的抚养责任分配进一步向女性倾斜。

       (三)对祖辈与孙辈同住的影响

       本文最后探究在完整家庭中，第一胎孩子性别对祖父母和外祖父母是否帮助照看孙辈的影响。表3第(1)列的回归系数显示，与第一胎为女孩的家庭相比，第一胎为男孩的家庭中(外)祖父母和孙辈居住的可能性高出0.15个百分点，这一数值在5％的置信水平下显著。我们认为，第一胎为男孩的完整家庭中祖辈与孙辈居住的比例更高很可能是因为祖辈更偏好男孩。

       那么，这种对男孩的偏好在祖父母中更为强烈还是在外祖父母中更为强烈呢？2000年人口普查对祖父母和外祖父母进行了区分，我们可以利用这一年的数据对二者的偏好强度进行估计和比较。表3第(4)—(6)列探究了第一胎孩子的性别与祖父母是否与孙辈居住的关系，第(7)—(9)列则探究了这一因素与外祖父母是否与孙辈居住的关系。表3的第(5)列表明，在仅有一个孩子的家庭中，第一胎为男孩将祖父母同孙辈居住的概率显著地增加了0.31个百分点，说明祖父母对于孙辈的男孩有着统计上显著的偏好。但是在第七至第(9)列中所有的边际效应都不显著，意味着外祖父母是否同孙辈居住不受第一胎孩子性别的影响。第一胎孩子的性别对祖父母的影响强于对外祖父母的影响，这或许是因为祖父母对孙辈的性别更为敏感。在祖父母眼中，男孩能够“传宗接代”，女孩却不能。而外祖父母并不需要外孙为其“传宗接代”，因而对孙辈的性别没那么敏感。此外，我们还尝试将样本扩充到12岁以下的孩子进行回归分析，所得结果与限制在6岁以下孩子的样本结论一致，证明我们所得到的结论具有稳健性。

      

      

       综上，根据利用中国人口普查数据的回归分析，第一胎生育男孩可以提高祖辈与孙辈共同居住并提供抚养帮助的可能性。这种效应在祖父母中显著，在外祖父母中则不明显。重男轻女的思想减少了祖父母帮助第一胎生育女孩的母亲照顾孩子的意愿，从而使得这部分母亲承担了更大的育儿压力。

       五、总结

       目前，对重男轻女影响的研究主要集中在下一代女性存活率和资源分配等方面，却鲜有文献探讨第一胎生育女孩对已生育女性的影响。本文通过实证研究发现，第一胎为女孩会增加父母离婚的概率以及离异后母亲监护子女的可能。研究的另一个发现是，即便在完整双亲家庭中，第一胎是女孩时，祖父母和外祖父母对孩子的照顾也会更少，这一差异主要是由祖父母的偏好引起的。重男轻女的思想通过提高离婚率、增加母亲监护责任、减少祖辈帮助三个方面的影响，加大了第一胎生育女孩的母亲的心理压力，并损害了她们的经济利益。因此，本文呼吁关注第一胎生育女孩的母亲，她们的福利现状亟待提高，建议相关政策的制定对她们予以适当的倾斜。

       附录一：生成自变量第一胎孩子性别

       在这一部分我们将详细叙述生成第一胎孩子性别这一关键变量的方法，总体流程见附图1。

       由于收养子女的过程中有时存在对孩子性别的有偏选择，收养非亲生子女的家庭样本中第一胎孩子的性别可能存在内生性，不符合我们对于因变量的要求，所以这部分家庭样本被剔除。

       进而，我们对子女均为亲生的家庭进行分析。人口普查数据中并没有第一胎孩子性别的信息，我们可以利用的相关数据只有两类：第一，母亲生育并存活下来的男孩总数和女孩总数；第二，人口普查时与母亲共同居住的子女的性别和年龄。数据的限制使得我们遇到了两个主要问题：第一，人口普查数据没有区分龙凤胎中两个孩子的出生顺序，当第一胎为龙凤胎时我们就无法确定第一胎孩子的性别，因此我们将第一胎为龙凤胎的家庭剔除；第二，由于外出子女的年龄没有记录，有子女外出的家庭中第一胎孩子的性别无法直接获得，对于这一问题的处理则较为复杂，我们在下面予以详细解释。

       根据两类相关数据我们可以推断出三个重要信息：第一，与母亲共同居住的最年长孩子的性别；第二，是否全部子女均与母亲共同居住；第三，如果存在子女未与母亲共同居住，外出子女中有多少男孩和多少女孩。因而我们先将样本分为两个子样本：样本(一)中，每位女性生育并存活的子女数等于与其共同居住的子女数，所有的孩子都与生母居住在一起；样本(二)中，每位女性生育并存活的子女数大于与其共同居住的子女数，意味着该女性并没有与其所有的孩子居住在一起。对于样本(一)，人口普查记录了母亲生育并存活的所有子女的年龄和性别，因而我们可以根据年龄得到子女的出生顺序，确定该家庭中第一胎孩子的性别。对于样本(二)，我们需要把它进一步分为两部分：部分(一)中，母亲至少与一个孩子居住在一起；部分(二)中，母亲所有的孩子都未与其居住在一起。

      

       附图1 样本选择

       注：可以确定第一胎孩子的母亲样本分别为阴影部分标示的与所有子女共同居住的母亲样本、与至少一个子女(但不是全部)共同居住的母亲样本中单独居住的子女与家庭中可观测到的最年长子女性别相同的部分、所有子女单独居住的母亲中所有子女性别相同的部分。

       在样本(二)的部分(一)中，如果外出的孩子全部为男孩或全部为女孩，并与家中最年长孩子的性别一致，我们就可以确定第一胎孩子的性别。例如，对于一个生育了两个女儿和一个儿子的女性，在人口普查期间，普查人员只观测到一个12岁的女儿和一个9岁的儿子，另外一个女儿由于外出而没有被观测到。如果那个外出的女儿大于12岁，那么该家庭的第一胎就是女儿；如果外出的女儿小于12岁，该家庭的第一胎同样为女儿。因此在这类情况下，虽然无法得知外出孩子的年龄，但我们依然可以确定家庭中第一胎孩子的性别。但是，如果外出的孩子与家中最年长孩子性别不一致，或者外出的孩子有男有女时，我们就无法确定第一胎孩子的性别。例如，同样是生育了两女一男的女性，如果同她居住在一起的是9岁的女儿和12岁的儿子，外出的是二个在普查中没有被记录年龄的女儿。如果外出的女儿大于12岁，那么该家庭的第一胎是女儿；如果外出的女儿小于12岁，那么家庭第一胎就是儿子。因此我们将这类家庭从样本中剔除。对于部分(二)，由于所有的孩子都没有和母亲居住在一起，我们对此类家庭中孩子的年龄一无所知。因而只有当所有的孩子性别都相同时，我们才能确定第一胎孩子的性别。

       综合以上的分析和筛选，我们最后保留了没有孩子外出、部分孩子外出且外出子女与家中最年长孩子性别一致、全部孩子外出且性别一致的家庭。

       附录二：将再婚母亲还原至离异母亲

       如本文第二部分所述，本文的研究对象为父母均为第一次结婚的家庭。对于再婚的母亲，我们关心的是她们在初婚中的离异和监护权安排，因而需要将她们还原为初婚离异母亲，并得到母亲抚养的初婚中孩子的数量以及初婚中第一胎孩子的性别。

       1990年的中国人口普查没有区分初婚和再婚，而是统一记为已婚。这使得我们利用1990年人口普查数据时无法将再婚家庭从完整家庭中分离，可能会影响估计的稳定性。但是2000年的人口普查加入了再婚的类别，因此我们用2000年的人口普查数据区分再婚家庭之后再次进行回归分析，以此来检验正文部分回归结果的稳健性。

       人口普查为我们提供的信息有：第一，母亲和父亲的婚姻状态；第二，母亲第一次结婚和父亲第一次结婚的时间；第三，母亲生育并存活下来的男孩总数和女孩总数；第四，再婚家庭中观测到的子女的性别和年龄。据此，我们首先修正再婚家庭的婚姻状况，将其记为离异家庭。其次我们需要确定初婚中子女的监护权安排和第一胎孩子性别这两个关键变量。在这一过程中我们使用了两个假设：第一，我们假定所有的再婚母亲之前都只有过初婚这一次婚姻；第二，由于在中国大陆未婚生子的母亲所占比例极小(Xie and Goyette，2004)，我们假定母亲生育的孩子均来自初婚婚姻或再婚婚姻。之后我们将样本分为两个部分进一步分析：部分(一)为母亲再婚父亲初婚的家庭；部分(二)为父母均是再婚的家庭。

       对于部分(一)中的样本，再婚家庭中的子女可能包括母亲初婚中生育并由母亲抚养的孩子和母亲在再婚中生育的孩子两类，母亲生育的子女可能包括母亲初婚中生育由父亲抚养的孩子、母亲初婚中生育由母亲抚养的孩子、母亲再婚中生育的孩子三类。因此，通过比较母亲生育并存活下来的子女数和再婚家庭中观测到的子女数，我们可以得到初婚中父亲抚养的男孩数和女孩数。下一步我们确定哪些孩子是由母亲从初婚中带入再婚家庭。因为再婚中父亲只有这一次婚姻，所以父亲初婚时间就是再婚婚姻开始的时间。如果再婚中观测到的孩子出生时间早于再婚婚姻开始的时间，这些孩子就是母亲初婚中所生并由母亲抚养。到目前为止，我们已经确定了初婚中孩子监护权在父母间分配的情况，之后我们需要推断初婚中第一胎孩子的性别。将初婚中父亲和母亲抚养的男孩数和女孩数分别相加得到母亲在初婚中生育的男孩总数和女孩总数。而母亲抚养的初婚中孩子就是初婚中可观测到性别和年龄信息的孩子。所以根据附录一中的方法，我们可以分析出初婚中第一胎孩子的性别。

       对于部分(二)中的样本，母亲生育子女的分类与部分(一)中相同，但是再婚家庭中子女的分类更为复杂，可能包括三类：母亲由其初婚带来的孩子、再婚中父亲由其初婚带来的孩子、母亲在再婚中生育的孩子。虽然我们依然可以确定再婚家庭中出生时间早于父亲初婚时间的孩子是由母亲从初婚中带来，但是对于出生时间晚于父亲初婚时间的孩子，我们无法获知他们属于三类再婚家庭孩子中的哪一类。因此我们只能将再婚家庭中出生时间早于父亲初婚时间的孩子数记为母亲抚养的初婚中所生的孩子数。由于这一部分样本的情况过于复杂，为了保证初婚中第一胎孩子性别这一关键变量的准确性，我们只保留了母亲生育的子女均为男孩或者均为女孩的样本，并将所生育子女的唯一性别记为第一胎孩子的性别。

       最后，我们将再婚家庭替换为处理后的初婚离异家庭，重新进行了回归分析并调整了表1至表3，最后的结果见附表1至附表3。从附表1至附表3我们可以看到，未区分再婚家庭的结果与区分之后的结果具有高度的稳定性和一致性。

      

      

      

      

      

       注释：

       ①将样本限定在初婚家庭是因为对于再婚婚姻来说，父母可能在前一次婚姻中已经生育过子女，这些子女的性别会影响父母对于再婚中子女性别的偏好。另外，再婚中第一胎子女性别的数据也难以获得。

       ②在1990年的人口普查中并没有区分初婚未离异和再婚，而是统一记为已婚，直到2000年的人口普查才加入了再婚的类别。在2000年的人口普查数据中，再婚女性仅占所有已生育女性的3.2％，所以本文的正文部分暂时忽略再婚的情况，仅区分完整家庭与离异家庭。在附录二中，我们利用2000年的数据对初婚和再婚进行了区分，并将再婚家庭还原为初婚离异家庭重新进行了回归。回归的结果见附表1至附表3，结果显示出正文没有区分再婚家庭的处理并不影响本文第四部分实证结果的稳健性。

       ③杨菊华，“生育政策的地区差异与儿童性别比关系研究”，《人口研究》，2006年第3期，第30—41页。

       ④本文没有探讨离异家庭中第一胎孩子的性别与祖辈是否同住的关系，这是因为在离婚后分配监护权时祖父母和外祖父母对于孩子性别的偏好都可能已经影响了母亲最终监护的孩子的性别。此时，祖辈是否与母亲及其子女共同居住则更多地取决于最终抚养权的分配是否如他们所愿，而非他们对于孩子性别的偏好。例如，一对仅有一个男孩的父母离婚时，偏好男孩的祖父母会争取使父亲获得监护权，如果最终分配如其所愿，父亲监护男孩，则祖父母居住在我们关注的母亲家庭的可能性较小。祖父母偏好不变，如果最终分配不能如其所愿，母亲监护男孩，祖父母就变为有较高可能与母亲及其孩子居住。

       ⑤此外，在讨论(外)祖父母是否与孙辈同住时，我们没有加入(外)祖父母是否去世以及其他人口学特征，主要基于以下考虑：首先，从数据中只能得到(外)祖父母是否共同居住的信息，但不能得到(外)祖父母是否去世的信息，如果(外)祖父母是否还在世与第一胎是否为男孩的比例没有系统性偏误的话，应该就不会对第一胎是男孩的系数产生偏误。其次，由于(外)祖父母同住的比例很小，如果考虑(外)祖父母特征将使样本量大大缩减。

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