中国居民生育性别偏好变迁的横断历史研究：1981—2016
窦东徽1， 罗明明1， 刘肖岑2
(1.中央财经大学 社会与心理学院， 北京 100081； 2.首都师范大学 学前教育学院， 北京 100048)
摘 要： 中国居民在生育性别偏好方面长期存在“重男轻女”现象，但随着经济社会发展，国人的生育观念也在发生深刻变化。在此基础上，搜集并分析了中国1981—2016年有关生育性别偏好的调查数据，结果表明：(1)城乡居民生男偏好随年代的变迁整体呈下降趋势；(2)农村居民生男偏好没有明显变化，且生男偏好整体要强于城镇居民；(3)城乡居民生男偏好变化趋势存在地区差异，虽然超大城市、东部地区和中部地区居民生男偏好随年代变迁呈下降趋势，但三者降幅由大到小，并且西部地区居民生男偏好基本没有变化。
关键词： 中国人口； 人口结构； 生育观念； 生育性别偏好
一、研究概述与亟待解决的问题
改革开放以来，我国经济与社会发生了翻天覆地的变化，人们的婚育观念、生育观念和家庭观念也随之发生了潜移默化的改变。顾宝昌[1]提出，考察生育问题有三个重要的维度：数量、时间和性别。因此，我国城乡居民生育性别偏好随年代变迁的趋势走向，是学界研究理解生育观念变化的重要“抓手”之一。
生育性别偏好是指在家庭内部长辈对即将出生的下一代性别选择的偏好[2]。中国文化在长期发展中，日益形成了对男性和女性的社会价值差别化的评判标准。例如，“重男轻女”或者“男尊女卑”的社会现象，即对下一代有生育男孩的偏好[3]。在世界上，许多国家和地区男孩偏好问题也由来已久，特别是在亚洲地区(尤其是东亚的一些国家和地区)，人们对生育下一代必须是男孩有明显的偏好[4-9]。
我国是一个有着“重男轻女”传统的国家，存在着比较严重的出生性别比失衡问题[10-11]。这与人们传统观念中存在的男孩偏好有着直接的关系[12-13]。董志强和钟粤俊研究发现[14]，近30年，我国的人口出生性别比从1980的1.07逐渐上升到1990的1.11，再攀升到2010的1.18。近几年，虽然我国的人口出生性别比略有下降，但仍然保持在一个很高的水平。贾亚昌德兰(Jayachandram)在印度的哈里亚纳邦进行了家庭调查，研究发现，在生育率下降的前提下，该地区民众对于男性婴孩的生育偏好会更加直接地表现在畸形的性别比例上[15]。这些结论都表明，生男偏好与人口出生性别比存在很强关联性，而从纵向的时间跨度上把握我国居民生男偏好的变化规律尤为重要。一方面，我们籍此研究可以进一步证实，我国现如今人口出生性别比的失衡是否由居民生男偏好直接导致，从而为未来生育性别偏好的研究提供理论支持；另一方面，掌握居民生男偏好随年代变迁的变化规律，可以为未来生育政策的制定提供借鉴，做到有的放矢，从而使我国人口结构得到进一步优化。
当前，学界关于生育性别偏好的研究更多为区域性、横截面的调查，而涉及全国性的、长期变化规律的研究数量极为有限。本文认为，学界已有研究尚存在一些亟待解决的问题。
首先，学界现有研究关于生育性别偏好长期变化规律的极少。目前，国内只有侯佳伟，黄四林，辛自强，孙铃，张红川和窦东徽[16]等运用了横断历史元分析方法做过生育性别偏好的纵向研究，研究发现，中国人“女孩偏好”近30年来正逐渐增强。学界有的研究主要考察的是“理想子女数”变化背后的性别偏好，由于其重点探讨的是性别偏好与理想子女数的关系，并没有纯粹从生育性别偏好这一变量去研究其随年代的变化趋势，因而在运用横断历史元分析方法搜集整理相关数据时，会遗漏掉很多有关生育性别偏好的调查数据，导致很难准确把握生育性别偏好的长期变化规律。
1.文献检索的标准
例4 （2008年高考浙江卷10）如图，AB是平面a的斜线段，A为斜足，若点P在平面a内运动，使得△ABP的面积为定值，则动点P的轨迹是（ ）
其次，学界绝大部分研究针对居民生育性别偏好的地区差异展开探讨，未能兼顾时间跨度和地区覆盖范围，且存在结论不一致的情况。一是许多研究涉及的时间跨度较小，不能有效体现生育性别偏好地区差异的年代特征和完整趋势。例如，有研究利用某一年份或某两年的人口普查数据，研究发现了城乡居民生男偏好有差异[17-19]，对时间跨度的不同选择也影响了研究间结论的一致性。例如，杨风[18]通过对人口普查数据进行分析发现，城乡居民生育性别偏好存在差异，农村地区居民意愿生育男孩偏好要强于城市地区，并认为城乡居民生育性别偏好差异还会进一步拉大。侯佳伟等人[16]研究发现，在近30年间，我国城市人口和农村人口在生男偏好方面不存在差异；二是部分研究涉及生育性别偏好城乡差异的研究体现了时间跨度，但考察的地区范围覆盖有限。例如，龚为纲[20]基于1990和2000年的人口普查数据，从许多方面都论证了我国居民男孩偏好存在区域差异；研究也发现，华南地区居民生男的意愿要比长江流域和东北地区居民强很多，二者存在显著差异。然而，研究只分析华南地区、长江流域和东北地区，并没有对整个区域情况进行分析，而且区域的划分也仅仅从一般地理位置进行划分。
本研究拟采用横断历史元分析方法，考察1981—2016年来，中国居民生育性别偏好随年代变迁的变化趋势以及城乡差异。与以往研究不同，本文在文献的时间跨度方面的研究有所扩展，相应地增加了近年来发表的文献；在对生育性别偏好城乡差异的分析中，体现两类地区的生育性别偏好随年代变化的整体趋势差异。
二、以横断历史元分析方法对我国居民生育性别偏好的考察
本文主要采用横断历史元分析方法，考察1981—2016年来，中国居民生育性别偏好随年代变迁的变化趋势以及城乡差异，而且在城乡差异的考察中还会使用一般元分析的方法。
(一)横断历史元分析
笔者认为，了解人们生育性别偏好变迁的理想方法是使用纵向的、收集整理针对样本群体相同，本调查采用的抽样方法一致、主题都是关于生育性别偏好的调查，以此来反映它随着年代变迁的变化趋势，通过分析过往针对生育性别偏好这一问题的调查，找出其是否存在“年代效应”问题。20世纪90年代末，美国圣地亚哥州立大学的简·特温吉(Jean M Twenge)教授提出了一种特殊的元分析技术正是这种理想的方法[21]。我国学者辛自强及同事[22-23]将这种方法翻译为“横断历史的元分析”或者“横断历史研究”(cross-temporal meta analysis)，“它是采用横断研究‘设计’对大跨度时间、时代或历史发展有关的差异或变异进行元分析研究的方法。这里的‘设计’是‘事后追认的’，即把历史研究中所有孤立存在的研究按照时间顺利加以连贯，从而使得已有研究层为关于历史发展的横断取样。”[22]一般元分析方法往往将年代效应作为误差项加以处置，而横断历史元分析则是重点研究年代效应，不仅关注了历年平均值的变化，还重点考察个体的心理变量随着年代变迁的趋势。
横断历史元分析方法在心理学、教育学、行为科学等领域已经得到广泛的运用，但是在人口学领域运用极少。近30年来，随着中国人口有关数据日益增多，政府部门、高校科研机构及一些调查咨询机构每年都会开展不同形式人口信息的数据收集工作。因此，在人口学领域，学界不缺完整和日益更新的数据，缺的是对现有数据的深入挖掘分析；而本文采用横断历史元分析方法试图解决这一问题，从而在历年积累的人口数据中发现规律[24]。
(二)文献搜集
当前我国还不具备功能完善的行业协会。在摩擦不断出现的情况下，我国应当对行业协会的职能进行完善，实施有效的应对策略，进一步了解行业的信息。规范行业内企业的出口标准，凭借着建立贸易壁垒预警系统，掌握国际行业的动态，适当地发布预警信息，通过专家进一步的研究对会员和行业的利益进行维护。
本文将年代与我国居民的生男偏好占比值进行了相关分析，以力求更加准确地量化描述生男偏好随年代的变化，结果表明，生男偏好占比值与年代显著负相关(未控制样本量的相关系数r =-0.20，控制后的r =-0.19，ps <0.05)。这说明，1981至2016年，我国居民生男偏好虽有所波动，但是整体呈下降的趋势(见图1)。
表1 1981—2016年我国居民生育性别偏好文献信息汇总
划分依据来源本文参考文献[32]
本文在中国知网(CNKI)中分别以生育性别偏好、生育意愿、性别偏好字段为主题与关键词进行检索，从检索到的文献中选取符合所有标准的文献。学界在1980—2018年发表的所有相关主题的文献中，符合标准的文献共144篇；其中城镇地区符合标准的文献64篇，农村地区符合标准的文献80篇；对于数据的调查年份，尽量从研究的其他信息进行推测，对于无法推测的研究，若为跨年份的调查数据，则取始起的年份，实在没有报告调查年份的调查数据原则上则用文章具体发表的年份减掉2年获取调查时间。
3.文献基本情况
本文根据文献搜集的标准共筛选出144篇合格的文献，只有1982、1991、1993和1996年没有合格的文献，其他年份都至少有一篇文献，调查数据较为完整，共涉及208 898人；其中城镇地区有101 578人，农村地区有107 320人，城镇地区与农村地区的比例为1∶1.05。
本文搜集的合格文献中有4项全省范围内的调查，因其抽样合理，样本具有较好的覆盖面，并且分别明确报告了城镇地区居民和农村地区居民的生育性别偏好，因此保留并纳入研究；其余调查数据，城镇地区都精确到某城市或城镇(县份)的调查，农村地区都具体到某一个乡镇下面的自然村或行政村。笔者整理有效文献发现，相比城镇地区，农村地区文献更加完备；有2篇是跨省市的调查研究，其中1篇涉及北京、陕西、湖北和河北四个省份的城市地区的调查，还有1篇涉及宁夏、甘肃两个西部省份的农村地区的调查。研究的样本群体覆盖了全国31个省份、直辖市、自治区。同时，在80篇农村地区生育性别偏好的调查文献中，有5篇是关于少数民族地区的调查研究；而这五个农牧区或农村地区受访者的样本总量为2 054人，占农村地区总样本的比例为1.92%。故本文研究主要以汉族为主，少数民族占比极少。
其他微生物：包柔螺旋体（Lyme病原体）、肺炎衣原体、肺炎支原体、人型支原体、解脲脲原体、弯曲菌属、单核细胞增多性李斯德杆菌。
4.指标合成
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本文已搜集到的144篇文献都报告了受访者生育性别偏好情况，但调查结果的呈现方式稍有差异，主要有五种呈现结果，文献数和文献比例统计如表2。
用典者为了表达 “将出来做官或比喻相友善者援引出仕”与“将做官而互相庆贺”的典义，便决定运用《汉书》七二《王吉传》：“吉与贡禹为友，世称‘王阳在位，贡公弹冠’，言其取舍同也。”这一语典，为了适合不同的诗文创作语境，用典者创造了“弹冠”与“弹冠相庆”这两个典面。
表2 我国生育性别偏好文献中指标呈现方式及文献数量占比
需要特别指出的是，对于表2列出期望后代数量和性别组合的这类结果，性别偏好比例采用强制划分的方式，例如：意愿生2男1女、3男1女或男多女少则转换为生男偏好；同理，对于意愿生1男2女、1男3女或女多男少转换成生女偏好，但男女数量一致时(例如：1男1女、2男2女或男女一样多)，则不做偏好划分，归于“儿女双全”情况中。由于本文着重探讨是生育性别偏好，所以只考察有偏好(包括“偏男”或“偏女”)群体，研究中生育性别偏好(即生男偏好)采用偏好生男孩的人数占总的有偏好人数的比重。
三、我国居民生男偏好随年代变迁呈下降趋势并存在地区差异
(一)我国居民生男偏好随年代变迁的整体变化趋势
为了直观描述1981年以来我国居民生男偏好随年代的变化趋势，本文以年代为横坐标，生男偏好占比值为纵坐标绘制了散点图，用以描述我国居民生男偏好占比值的变化趋势。
一般横断历史研究在搜集文献前都会严格设定文献检索的标准。本研究根据研究的变量——生育性别偏好设定标准，并依此标准绘制表1。(1) 研究中涉及到的样本群体主要是处于我国计划生育政策涉及的30个省市自治区，也包含西藏、新疆等西部极少数乡村的调查数据，但是不涉及香港、澳门和台湾地区的受访者；(2) 使用同一主题完全一致或基本相近的测量工具，即符合生育性别偏好的计算方法，所求得的结果可进一步计算、整并获得所需结果；(3) 受访者是处在18—60岁年龄段健康的普通群体，绝大部分受访者属于汉族，但也可包括广西、新疆、西藏等少数民族受访者；(4) 研究样本既包括城镇居民、也包括农村居民，城镇和农村地区都以本地居民为主(本研究未采纳受访者是流动性人口或调查某大学学生的样本)；(5) 搜集发表在1980—2018年间的文献，文献搜集截止2018年2月；(6) 若同一次调查的数据被多次用于发表，那么就选用数据最为完整且最早发表的一篇；(7) 基本数据不清楚或存在明显错处，且不能修正的调查数据不予采用；(8) 仅采用问卷调查数据，不采用访谈材料、个案研究；(9) 用于研究的每一篇文献必须满足以上所有标准，否则将被剔除在外。
1981至2016年，我国居民生男偏好占比值究竟下降了多少？本文根据学界以往研究[25-26]处理数据的方法，以生男偏好占比值为因变量，以年代为自变量，用样本量进行加权，拟合线性回归模型。研究具体步骤为：第一，以生男偏好占比值为因变量，以年代为自变量，代入对样本量进行加权而建立的回归方程：y =Bx +C (其中B 代表未标准化的回归系数，x 为年代，C 为常数项，y 为生男偏好的占比值)；第二，通过建立因子的回归方程之后，可以预测1981和2016的占比值M 1981、M 2016，经计算，回归方程为：y =-0.004x +7.931，将年代1981和2016带入回归方程中，获得这两个年度的占比值M 1981、M 2016；第三，计算二者之差，再除以36年所有研究的生男偏好占比值的标准差SD ，就可以得到d 的值，再求得r 2的值。
图1 1981—2016年我国居民生男偏好的变化
由表3可知，从1981至2016年间，我国居民生男偏好下降了0.14分，从效果量d 来看，降低了0.78个标准差。由此可知，我国居民生男偏好随年代的变迁而减弱，年代能够解释我国居民生男偏好得分变异的13%。根据科恩[27]对效果量效应大小的划分，0.20～0.50为小效应，0.5～0.8为中效应，即用肉眼可见的且要足够引起我们重视的效应，而超过0.8就是大效应。我国居民生男偏好的下降为中效应。
表3 1981—2016年我国居民生育性别偏好与年代之间的相关和变化量
注：β 为标准化回归系数，R 2为决定系数，
代表p <0.05，**代表p <0.01，***代表p <0.001
目标干燥质量计算方法：预设含水饱和度分别为0、20%、40%、60%、80%、100%，则m=S0(ms-md)+md；式中，m为目标干燥质量；S0为预设含水饱和度；ms为饱和水煤样的质量。
(二)城镇地区、农村地区居民生男偏好随年代的变化趋势及二者差异
正如特温吉等人指出的那样[28-30]，与普通元分析一样，搜集到的有用文献或者受访者样本所具有特点等一些因素都会对横断历史研究的结果产生影响。本文在筛选出的符合标准的144篇文献中，还介绍了受访者是来次城镇地区、还是农村地区，因此除了考察整体的生男偏好的变化趋势，还需进一步探究城镇地区和农村地区居民生男偏好随年代的变化趋势，以及二者之间的差异。根据本文设定的文献搜索标准，城镇地区有效文献为64篇，农村地区有效文献80篇。
本文采取一致的分析方法，以年代为横坐标，城镇地区居民和农村地区居民生男偏好的占比值为纵坐标，绘制了散点图2。年代对城镇地区居民生男偏好变化的预测作用达到边缘显著(β =-0.22，p =0.08，R 2=0.05)，但不能显著预测农村地区居民生男偏好(β =-0.11，p =0.35，R 2=0.01)，城镇居民生男偏好随年代变迁呈缓慢下降趋势，农村居民生男偏好随年代变迁没有明显的变化趋势。
CRS病因复杂，至今尚未明确，可能与反复上呼吸道感染、 变态反应、 腺样体肥大、扁桃体炎、免疫力低下等因素有关[9]，其中二手香烟烟雾和主动吸烟是CRS的危险因素[10]。CRS的发病率为8%～15%，目前国内CRS患者正以每年0.3%的速度增加，尤其是因变态反应而引起的鼻窦炎患者[11]。
为了进一步了解在1981至2016年我国城镇和农村地区居民生男偏好的占比值的变化量(见图2)，采用上文一致的计算方法，算出效果量d 和年代解释率r 2，并进行衡量。
图2 1981—2016年我国城镇与农村居民生男偏好的变化
首先，本文分别以城镇地区居民生男偏好占比值、农村地区居民生男偏好占比值为因变量，以年代为自变量，代入对样本量进行加权而建立的回归方程；其次，通过建立因子的回归方程之后可以预测起始和终止年份的占比值M 起始、M 终止，由于城镇地区1981—1982年未找到符合标准的文献，因此城镇和农村地区初始值不一样；对于城镇地区，将年代1983和2016代入回归方程中，获得这两个年度的占比值M 1983、M 2016；对于农村地区，将年代1981和2016代入回归方程中，获得这两个年度的占比值M 1981、M 2016；最后，计算二者之差，再分别除以城镇地区34年、农村地区36年所有研究的生男偏好占比值的标准差SD ，就可以得到d 的值，再算得r 2的值(详见表4)。
1.1.3 子宫肌瘤 子宫肌瘤是女性生殖系统常见的良性肿瘤，可引起经量异常增多、继发贫血、盆腔疼痛等，还可以改变子宫的解剖结构，进而影响子宫的收缩、蠕动以及内膜的容受性。据统计，以子宫肌瘤作为不孕唯一因素的占不孕女性的1%～3%[19-21]。肌瘤类型不同影响妊娠的机制也不同。有研究认为，黏膜下肌瘤是导致不孕的首要因素[22]。黏膜下肌瘤可影响宫腔面积和血供，使妊娠率和分娩率降低；肌壁间肌瘤对于妊娠和分娩的影响并不明显；而浆膜下肌瘤对于妊娠和流产无明显影响[23]。肌瘤的生长部位对于妊娠也有影响，前壁及后壁的肌瘤较其他部位的肌瘤对妊娠的影响小[24]。
表4 1981—2016年我国城镇和农村地区生男偏好与年代之间的相关和变化量
如表4所示，从1983至2016年，城镇地区居民生男偏好占比值下降了0.10分，降低了0.77个标准差(效果量d )；而从1981至2016年间，农村地区居民生男偏好占比值下降了0.07分，降低了0.37个标准差。从解释率r 2来，年代能够解释城镇居民生男偏好得分的变异要高于农村地区。根据科恩(Cohen，1992)[27]的标准，效果量d 在0.20至0.50之间为小效应，0.50至0.80之间为中效应，故农村地区居民生男偏好的下降属于小效应，而城镇地区居民生男偏好的下降属于中效应。
实际上，自1983至2016年34年以来，我国城镇地区和农村地区居民生男偏好占比值的均值哪个更高呢？这里按照一般元分析的思路，其计算公式[31]为：
由此可知，我国居民生女偏好与年代显著正相关，随着年代的变迁呈现上升趋势，各项统计指标值与生男偏好的值完全一致。这表明，我国居民生男偏好随年代的变迁而显著下降，这是伴随着生女偏好上升而发生的，并且二者上升和下降的幅度完全一致。因此，本文在研究我国城乡居民、各区域居民生育性别偏好随年代变化趋势时，只需要考察生男偏好这一个因子。
黄河口旅游发展应定位于文化这一主题，即明确黄河口独特的象征意义和文化底蕴是黄河口旅游可持续发展的主题与灵魂，而湿地生态资源则是黄河口旅游深度发展的载体和依托。因此今后应深度挖掘黄河口文化内涵，大胆创新，努力开发以“黄河口”为主题的产品和线路系列，实现发展模式由资源型向文化型的转变，促进黄河口资源优势向经济优势、产品优势的转化。
d =(M 城市-M 农村)/SD
(1)
同样，本文以年代为横坐标，以各区域生男偏好占比值为纵坐标，绘制散点图3～6。我国超大城市居民生男偏好占比值与年代极显著相关(p <0.01)、东部地区居民生男偏好占比值与年代显著相关(p <0.05)，而中部地区、西部地区生男偏好占比值与年代不显著相关(ps >0.05)。由此可知，我国超大城市居民生男偏好随年代变迁呈明显下降趋势，中部地区居民生男偏好随年代变迁也呈下降趋势，中部地区居民生男偏好随年代变迁呈缓慢下降的趋势，而西部地区居民生男偏好随年代的变迁几乎没有发生变化。
根据公式1，以城市作为实验做，农村作为控制组，计算求得d =-0.82。根据科恩的标准，该效果量属于大效应。由此可知，中国在34年间，由于农村地区居民生男偏好要显著强于城镇地区居民，因而居民的生男偏好存在城乡差异。
所有患者术前给予常规四联抗结核治疗（异烟肼0.4 g，利福平0.45 g，乙胺丁醇0.75 g，链霉素0.75 g，链霉素过敏者给予吡嗪酰胺）和辅助全身营养支持，抗结核治疗至少3周，定期监测血沉、肝肾功能和血尿酸情况调整用药，嘱患者严格卧床休息。待结核中毒症状改善、血红蛋白达到100 g/L以上、血沉＜60 mm/h或有明显下降趋势且全身状况良好后行手术治疗。对呈活动性病变、脓液较多、神经功能损伤呈进行性加重的患者，如果不经手术清除病灶，血沉难以下降，则考虑提前手术。根据术前抗结核治疗的时间不同分为早期手术组（术前抗结核治疗＜3周）（12例）和晚期手术组（术前抗结核治疗＞3周）（16例）。
(三)超大城市、东中西部地区居民生男偏好随年代的变化趋势
我国是一个幅员辽阔的国家，各地区经济社会文化发展水平差异较大。为了进一步了解我国各区域居民生男偏好随年代变迁的变化趋势，本文将144篇符合标准的文献进行再整理，在中国国家统计局公布的最新经济区域划分方法的基础上，将北京、上海、天津和重庆4个直辖市做单独划分，归为超大城市一栏，其余按照国家统计局的划分方法，把区域具体划分为超大城市、东部地区、中部地区、西部地区和东北地区五个区域[32]。但是，由于东北地区涉及到的有效调查数据很少，为了更好利用搜集到的文献，按照经济发展水平，将东北三省的辽宁划入东部地区，黑龙江和吉林省划入中部地区。故本文仅探析超大城市、东部、中部和西部地区4个区域的居民生男偏好随年代变迁的整体变化情况。此外，在所有符合标准的文献中，有2篇是跨省市的调查研究，其中1篇涉及北京、陕西、湖北和河北4个省份，无法进行区域划分，故将这篇文献剔除在外，还有1篇涉及宁夏、甘肃两个西部省份，统一划分到西部地区。本文有关具体区域划分、受访者所在省份及文献篇数见表5[32]。
公式中SD 为联合标准差，
其中n e 和
分别为各研究中城市地区的样本量及方差，n c 和
为各研究中农村地区的样本量及方差。
式中 βe为土壤系数，工程沿线为黏土、粉土，取0.79；阴面（阳面）底面均取1.10；Zw0为邻近气象台的地下水位深度（m），取3m；Zwi为计算点的渠底至地下水位的深度（m）。
表5 我国城市及区域划分及涉及文献篇数
2.文献检索
有效的注视点要求视网膜中央凹对准注视目标超过200ms,考虑到视觉任务的处理耗时,操作者的视觉注意处于用户界面局部区域并进行任务加工时,注意转移速度慢,注视点停留时间可能会更长,因此本研究认为注视点停留时间大于某一阈值也可以反映操作者正在关注注视点所在位置区域.
图3 1985—2015我国超大城市生男偏好的变化
图4 1983—2016我国东部生男偏好的变化
图5 1981—2015我国中部地区生男偏好的变化
图6 1990—2014我国西部地区生男偏好的变化
为了能够详细量化不同区域居民生男偏好因子随年代变迁的变化的情况，本文可以用效果量d 和年代解释率r 2来衡量。由于每个区域符合标准的起始文献时间和终止文献时间各有不同，因此采用上文一致的计算公式分别计算出各个区域的M 始和M 終，在计算出M 变化，最终求得效果量d 和解释率r 2的值。
从变化量来看，我国超大城市居民生男偏好占比值下降的幅度最大，其次是东部地区和中部地区；超大城市从1985至2015年间下降了1.50个标准差(效果量d )，东部地区从1983至2016年下降了0.89个标准差，中部地区从1981至2015年间下降了0.56个标准差；但是西部地区从1990至2014年间上升了0.13个标准差，从年代解释率r 2来看，年代能够分别解释超大城市、东中西部地区居民生男偏好得分变异的36%、17%、7%和0.4%(如表6所示)。依据科恩[27]对效果量(绝对值)大小的区分，超大城市和东部地区居民生男偏好的下降都超过0.8，属于大效应；中部地区居民生男偏好的下降属于中效应；西部地区居民生男偏好的下降属于小效应。
表6 我国各区域生男偏好与年代之间的相关和变化量
四、我国居民生育性别偏好的变化趋势及存在地区差异的原因
(一)我国居民生男偏好存在代际下降的原因
本研究发现，自1981年至2016年36年间，我国居民生男偏好随年代变迁呈下降的趋势，我国居民的生男偏好并没有与人口出生性别比同步增高，更没有保持不变，而是呈现下降的趋势。这表明，我国出生性别比的增高与生男偏好有关，但不是最直接和最根本的原因。笔者认为，我国居民生男偏好存在代际下降的原因有三方面因素。
1.经济因素
改革开放以来，我国经济取得前所未有的迅猛发展，而经济因素又被看作是生育性别偏好的最核心的影响因素，尤其是女性的经济价值和社会经济地位的提升会进一步减弱一个家庭对下一代一定要生男孩的偏好[14]。这正是阿森·杜蒙特(Ahsen Dumont)“社会毛细管理论”的体现。该理论认为，人们的生育意愿就像侵入水中的毛细管一样，玻璃管越细水柱上升越高。人们为了提高自我的社会经济地位，就会减少生育孩子的数量，对下一代一定要生男孩的意愿也随之减弱[33]。我国改革开放40年来，越来越多的女性走出家庭，参与到社会建设中并逐渐成为经济社会的中坚力量，女性的社会经济地位得到了极大的提高，“相夫教子”不再是女性生活的全部。在这种背景下，女性意愿生育孩子的数量和对男孩的偏好都会显著下降。此外，女性经济地位的上升也弱化了传统“养儿防老”的功能，使得生男偏好有所消解。杨立雄等人指出[34]，“养儿防老”一直是中国人对男孩偏好的重要原因，过去很长一段时间，儿子往往是家庭的主要劳动力和经济收入的主要来源，也顺理成章肩负起养老的重任，但是随着经济的发展，男女在收入方面的差距逐渐缩小，而且父辈的收入也得到了大大提高，对子女养老的经济依赖下降，从而对下一代必须生男的偏好呈减弱趋势[34]；同时，女儿可能为年老父母提供更多的照顾。例如，杜鹏和曲嘉瑶发现[35]，与“养儿防老”相反，只有儿子的老人对子女孝顺评价最低，只有女儿的的老年人对子女孝顺评价最高，儿女双全的老人评价居中。陈卫和杜夏[36]基于1998年中国高龄老人健康长寿调查数据发现，儿子和女儿对生活照料都有显著影响，并且随着存活女儿数的增加，老人的生活和健康状况更好，但存活儿子数对其没有显著影响。
2.男性成婚成本增加
我国男性结婚成本增加的影响主要体现在购房成本以及农村地区的高额彩礼。王子铭提出[37]，在中国很多地区尤其是大城市地区，人们的意识中存在这样一种观念，就是组成婚姻家庭的男方提供结婚之后的住房学界。有研究数据显示[38]，我国自1998年住房市场化改革以来，城市的房价进入快速增长期，房价一直居高不下，一线城市房价的上涨幅度超过20%，而且如今房价并没有下跌的迹象。董志强和钟粤俊发现[14]，高房价地区个体的生男偏好要显著低于低房价地区。王德福[39]研究指出，在农村地区，彩礼一般被看作是婚姻支付的重要形式，一直是缔造婚姻的标识物，但是随着农村社会发生的巨大变化，彩礼变成代一种代际剥削的手段，晚辈(儿子)借此向长辈(父亲)索要数额较大的家庭财产，无形中助推了彩礼数目的迅猛增涨，对此许多农民不堪重负[39]。类似的由于彩礼文化导致的财务负担让生男偏好降低、生女偏好上升的现象在印度已被证明[5]。在中国文化背景下，人们一般认可父母为儿子买房。在农村地区，父母有义务支付儿子娶妻要支付的高额彩礼。这些因素都影响着人们的生育观念，男性日益增加的成婚成本转嫁给有儿子的父辈，从而逐渐弱化了他们对下一代一定要生育男孩的偏好。
3.教育因素
张家界地处湖南西部，处于武陵山腹地，拥有丰富的历史文化资源与人文资源，在利用这些资源时要突出张家界特有的，独一无二的优势特征，并要保持其优势的持久性与稳定性。张家界旅游演艺应立足当下，在已有题材的基础上进行创新，引进先进的技术扩充舞台效果、进行剧本创新，同时挖掘更深层次的文化内涵，利用自己独特的民族文化资源来发展旅游演艺品牌。
本文研究发现，随着年代变迁，我国农村地区农村居民的受教育水平取得显著提高，农村居民人均受教育年限对生男偏好有显著的预测力。董志强和钟粤俊[14]基于中国综合社会调查数据的研究发现，受教育程度高的人口男孩偏好要弱于受教育程度低的人口。我国改革开放以来，人们的教育水平取得了极大的提高，权威中心发布的有关中国人口教育水平的数据显示，从20世纪80年代至今，中国劳动人口的人均受教育年限提高近4年，拥有高中及以上文凭的人口占比提高22个百分点，拥有大专及以上文凭的人口占比提高了14个百分点。这表明，随着人们教育水平的提高，人们逐渐树立正确的生育观念，排斥传统落后的生育观念，对下一代一定得生男孩的偏好也随之弱化了。
(二)城乡居民生男偏好变化趋势差异的原因
本研究对城镇和农村居民生男偏好随年代变迁的变化趋势分析发现，农村居民生男偏好与年代的关系不显著，而城市地区与年代边缘显著负相关，居民生男偏好随年代变迁呈缓慢下降的趋势；同时，运用一般元分析方法发现，我国近30多年来，农村居民生男偏好整体上要强于城镇居民，居民生男偏好存在城乡差异，而且外在因素和内在因素共同导致我国居民生男偏好的城乡差异。杨风[18]认为，对于外在因素，中国城乡居民生育性别偏好差异将进一步拉大，其归纳了影响城乡居民生意性别偏好差异的外在因素，具体包括生产力方面、文化因素、社会因素、经济因素和政策因素五个方面。改革开放以来，我国经济社会取得了迅猛发展，但是城乡在经济、文化、教育等方面还是存在显著的差异，其差异还有进一步拉大趋势，正是这些外部因素的不同，一定程度上影响了城乡居民的生育观念，也就导致了民众生男偏好的城乡差异。
除外在因素外，居民生育内在需求的差异也是生男偏好城乡差异的重要影响因素。付雪梅[40]基于马斯洛的ERG理论，总结了我国民众生男偏好的原因，具体包括生存的需要、相互关系的需要和成长发展的需要三个维度。对于农村居民而言，下一代必须生男一个很重要原因，是为了延续香火或世系继嗣，生存的需要是更重要的内在需求。此外，农村为了解决家庭劳动力和养老送终等问题，进一步强化了农村居民的生男偏好。城市居民由于社会保障更加完善，生存需要得了较好满足，加上受教育程度远远高于农村居民，其生育内在需求更多是相互关系和成长发展的需要，而且生育女孩比男孩可以更好地满足其精神需求。因此，我国城市居民生男偏好要弱于农村地区。
尹文耀[41]认为，中国是一个幅员辽阔、民众众多且经济社会文化、生育政策和出生人口性别比治理多样化的国家，在客观上不同区域环境存在差异，这就决定了不同空间区域居民生男偏好也存在差异。本文研究也发现了超大城市居民生男偏好随年代变迁呈明显下降趋势，东部地区居民生男偏好随年代变迁呈下降趋势，中部地区居民生男偏好随年代变迁呈缓慢下降的趋势，而西部地区居民生男偏好随年代的变迁基本没有变化。
(三)研究不足与展望
本文并没有把我国流动人口考虑在内，因为农村地区有大量的流动人口，很多农民选择常年在外打工，而不是留在乡村从事农业劳动。这也可能是年代与农村居民生男偏好不显著的重要原因之一。2013年12月，中国实施单独二孩政策；2015年10月，中国放开了全面二孩政策。我国全面二孩的放开对人们的生育性别偏好肯定也会产生很大的影响。因此，学界通过更多的实证研究，考察二孩政策推行前后人们对生男孩偏好是否有显著的差异，这也是未来研究的一个重要方向。
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A Change in Procreative Gender Preference of Chinese Residents During 1981 ～2016 : A Cross-temporal Meta-analysis
DOU Donghui1， LUO Mingming1， LIU Xiaocen2
(1.School of Social Sciences and Psychology, Central University of Finance and Economics, Beijng 100081, China;2.School of Early Childhood Education, Capital Normal University, Beijng 100048, China)
Abstract ： This paper has studied how the procreative gender preference for sons superior to daughters long in Chinese residents is under change along with its development in economy and society. The survey mainly collected and analyzed the data about the procreative gender preference from 1981-2016, and its results shows: (1) a downward change in son preference of urban residents; (2) no significant change in son preference of rural residents and stronger preference for son in rural residents than in urban ones; (3) a downward change in son preference of residents in big cities, eastern and central regions with its degree from large to small, while no change in son preference of residents in western regions, which shows a regional difference exists.
Key words ： China′s population; population structure; procreative values; procreative gender preference
中图分类号： C 924.24
文献标志码： A
文章编号： 1671-0398(2019)06-0028-11
DOI :10.12120/bjutskxb20190628
收稿日期： 2019- 05- 26
基金项目： 国家社会科学基金青年项目(14CRK011)
作者简介： 窦东徽(1979—)， 男， 中央财经大学社会与心理学院副教授。
(责任编辑 冯 蓉)
标签：中国人口论文; 人口结构论文; 生育观念论文; 生育性别偏好论文; 中央财经大学社会与心理学院论文; 首都师范大学学前教育学院论文;