胎次-激化双重效应：中国生育政策与出生性别比关系的理论构建与实证研究*，本文主要内容关键词为：中国论文,效应论文,理论论文,实证研究论文,关系论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：C92-03文献标识码：A文章编号：1674-1668(2009)04-0037-15
修订日期：2009-04-12
1980年代初期以来，中国的出生性别比逐步走向失衡，本世纪初的情势尤甚；其失衡的时间之长、范围之广、程度之深、潜在负面后果之严重均达到极其严峻的地步。学界往往将该比例失衡的原因区分为根本原因和直接原因。根本原因即是基于经济制度、文化惯习、家族政治体制的性别偏好；直接原因主要包括性别选择性人工流产、出生登记系统的不完善，等等。根本原因是直接原因之本，是驱使人们流产女胎、溺弃女婴、漏报女婴的动因；直接原因是实现根本原因的手段，是将性别观念具体化、表象化的工具。然而，根本原因和部分直接原因由来已久，但为什么主要在近年才导致出生性别比失衡呢？近年一定存在某种(些)因素，搭起根本原因与直接原因之间的桥梁，使这两类因素的作用凸显。作者认为，这座桥梁就是生育政策、社会经济的发展和现代化的进程。本文称之为“激化原因”。生育政策对生育数量的刚性制约加快了中国人口转变的速度，使其具有下降的速度过快(在短时间内生育水平)过低的特点；同时，一孩半政策还涉及到生育的性别和间隔维度，给人们留下了进行性别选择的空间。同样，在现代化进程中，人们对生育数量的需求大大降低，但对生育质量(在具有男孩偏好之地，性别即是孩子质量的一个指标)的渴求依旧强烈，故生育政策难脱我“虽不杀伯仁，但伯仁却因我而死”的干系。
然而，尽管学界对根本原因、直接原因及社会经济发展与出生性别比之间的关系已基本达成共识，但由于生育政策与出生性别比的关系属于比较敏感的话题，故学界对此要么避而不谈、讳莫如深，要么羞羞答答、遮遮掩掩。文献检索和梳理的结果显示，与浩如烟海的出生性别比研究相比，直接探讨政策与出生性别比关系的研究寥寥无几。为数不多的相关研究结果众说纷纭，莫衷一是，故二者之间的关系至今依旧处于“犹抱琵琶半掩面”、千呼万唤尚不明的境地。该现象既阻碍了学术研究的正常开展，也不利于政策的完善与发展。
这些分歧来自多种因素，包括(1)政策数据多不可得，人们难以从实证角度检验政策对出生性别比的影响；(2)政策作用于出生性别比的理论连接不明；(3)二者的关系受制于其他因素，其独立关系难以剥离。的确，社会现象是复杂的，不同现象之间的关联更为复杂，故对该问题认识的差异十分正常。然而，它们的关系不仅是学术问题，而且也是现实问题：在短期内，它直接涉及到出生性别比的治理成效；从长远来看，它对个体、家庭、社会的影响十分深远。在个体层面，出生性别比的失衡将影响个体生命轨迹的正常演进，导致两性在不同的人生发展阶段遭遇不同的特殊问题，产出数千万由于“婚姻挤压”而找不到配偶的非意愿性独身男性；在家庭层面，出生性别比的失衡将削弱传统的家庭功能，威胁家庭的稳定与和谐；在社会层面，出生性别比失衡最终可能影响人口安全、社会安全，使社会面临前所未有的复杂局面。这些负面影响的长期存在和相互交织，将使我国社会的稳定及发展在未来面临巨大的风险。因此，厘清政策与出生性别比之间是否相关、怎样相关、为何相关等问题对于统筹解决人口问题、构建和谐社会具有重要的理论、现实、学术意义。
本文从理论和实证两个角度，分析生育政策与出生性别比的关系。具体目的有三：其一，评述现存有关生育政策与出生性别比关系研究的异同，讨论差异产生的原因；其二，构建生育政策与出生性别比关系的“胎次-激化双重效应”理论分析模型，并在此基础上生成相应的理论假设；其三，利用人口普查和抽样调查数据，检验该理论框架及相关假设。分析结果将有助于深化我们对生育政策与出生性别比失衡关系的认识和了解，为制定缓解出生性别比的可行且有效的政策措施、为生育政策的调整及完善提供科学的理论和实证参考依据。
本文在理论上，通过构建政策与出生性别比关系的分析框架，阐明二者关联的潜在机制和路径；方法上，通过利用政策生育率数据，从宏观层面探讨生育政策与出生性别比的相关关系；视角上，通过区分生育政策的地区差异，区别对待不同政策类型对出生性别比潜在的不同影响。这三方面的结合使本文有别于现存其他相关研究。
1 研究背景
1.1 生育政策的时空差异
1980年9月，中共中央国务院鉴于当时的人口总量和年龄结构，并为配合经济改革和发展的需求，发表了《关于控制我国人口增长问题致全体共产党员、共青团员的公开信》，提倡一对夫妇只生育一个孩子。然而，城乡差异和传统的多子多福、养儿防老的生育理念使政策的推行在农村地区遭遇巨大的阻力。考虑到两性之间的生理差异、当时农村的生产力发展水平及根深蒂固的传统文化惯习，为尽可能地兼顾群众利益，解决只生育一个女孩的家庭的实际困难和落实对他们的照顾，从1982年开始，尤其在1984年后，政府决定把计划生育政策建立在合情合理、群众拥护、干部好做工作的基础上。在继续提倡一对夫妇只生育一个孩子的同时，允许部分农村夫妻按照规定的条件，经过批准可以生二胎，①包括第一孩是女孩的，在间隔几年后，可以再生一个，形成了今天的一孩半政策。②同时，在少数民族集中地区，推行一对夫妻可以生两个或多个孩子的二孩或多孩政策(下称二孩政策)。
可见，中国的生育政策有三个具有鲜明时代烙印和历史背景的特点：其一，城乡二元体制，即在城镇地区，一对夫妻一般只能生育一个孩子。其二，地区差异，即在除了江苏省和四川省以外的农村地区，头胎生女儿的夫妻可以生育第二胎；在少数省份，所有农村人口都可以生育第二胎甚至多胎。这表明，中国的生育政策是包含了多个类型的多元政策：一孩政策、一孩半政策和二孩政策，分别称之为强政策、中强政策、弱政策(杨菊华，2007)。近年来，六个省区的农村实行二孩政策；七个省市推行严格的一孩政策；17个省区的农村执行一孩半政策(张二力、陈建利，1999)。1982年，大约5％的农村夫妻被允许生育第二胎，1984年该比例上升到10％，1986年为50％，1988年后，该比例约占中国总人口的53.6％(张维庆，2007)。其三，生育政策的性别特征。一孩政策和二孩政策都只是对生育行为进行数量限定；一孩半政策对量的限定是有条件的，即基于第一胎的性别；它实际上涵盖了生育行为的所有维度：数量、性别和间隔。虽然一孩半政策“不是重男轻女(而是考虑到)在我们国家，特别是在农村中，只有一个女儿的家庭困难比较多，是从实际出发区别情况产生出来的政策”(王伟，1983，引自彭珮云，1997.322)，但它客观上暗含“一女=半个儿”的潜台词，并因此而埋下了出生性别比极其失衡的隐患。当然，生育政策不是该指标失衡的惟一要素(李树茁，2008)，但本文主要关注政策因素。
1.2 近年来中国出生性别比失衡的特点
自1980年后，中国的出生性别比迅速攀高。数据显示，在1982-2007年间，全国的出生性别比从107上升到120以上，远远超出了国际社会公认的105±2的正常值范围。尽管近年来中国政府采取了各种政策、措施，力图遏制出生性别比持续攀升的势头，但效果甚微，没有明显的扭转迹象。虽然中国不是世界上第一个、也不是唯一一个出生性别比异常的国家，一些处于社会转型和人口转变时期的发展中国家或地区曾经出现或正在经历该现象，但作为占全人类人口1/5的人口大国，中国出生性别比失常延续的时间之长、偏高的程度之深、波及的范围之广却是无与伦比的。
其一，延续的时间长。图1展示了过去50余年出生性别比的发展轨迹、变动趋势及失衡程度，揭示了近30年来该比例持续攀升的特点。虽然在1980年前，出生性别比失衡的现象时有发生，但均属于个别年份的偶发现象。然而，自1980年后，出生性别比持续攀升，即便其间有所回落或略有波动，但均属于个别年份的偶然现象。
其二，失衡的程度深。图1还揭示了近30年来出生性别比失常的严峻程度。1980年，出生性别比即已超出了正常值的上限，但程度尚浅；1984-1986年间，随着一孩半生育政策的推行，该比例急剧上扬；虽然在1988年有所回落，但1990年后，其失衡的程度日趋严峻，2000年后的情势更甚(另请参见表1)。虽然由于数据的来源不同，每年的具体数值可能会有差异，但出生性别比严重失常的特点是难以辩驳的。
其三，波及的范围广。根据历次人口普查和1％人口抽样调查数据，表1描述了1982-2005年间中国出生性别比失衡不断扩大的范围。该表将出生性别比主观地区分为正常(＜108)、轻度失衡(108-110.9)、中度失衡(111-115.9)、重度失衡(116-119.9)、极度失衡(＞=120)五个区间，并按照各省市自治区的出生性别比将其划分到各区间中。该表最突出的特点是，出生性别比从正常多于不正常向不正常多于正常转移。在1982年29个省市自治区中，19个省区的出生性别比在正常范围内，中度失衡的省区仅有一个，重度、极度失常的省区均缺失。该形势在1990年出现明显转折，出生性别比介于正常范围的省区仅剩九个，三省区遭遇重度失衡，但没有省区的出生性别比超过120。2000年，七个省区的出生性别比极度失衡，六个省区重度失衡，正常省区仅剩新疆和西藏两地。2005年，该情势进一步恶化，在31个省区中，仅西藏的出生性别比处于正常范围内，轻度失衡的省区也仅剩下东北三省和新疆四地，10个省区的出生性别比重度失衡、11个省区的极度失衡。
图1 1953-2007年中国出生性别比变动趋势
数据来源：1960-1992年数据来自顾宝昌、徐毅(1994)；1993-2000年数据来自吕红平(2003)；其余数据来自历年国家统计年鉴。
注释：图中的横线代表出生性别比正常值的上限。
出生性别比的严重失常直接体现了众人对男孩的强烈追求。历史和制度因素使性别在中国被当成一种资源，而男性即是优势资源(杨菊华，2008a)。出生性别比的失衡发生在社会经济快速发展、限制性生育政策的推行、生育率下降的速度快于人们性别偏好缓解的速度、实际生育水平极低这个大的历史背景之下。生育政策以超前于经济发展、文化变迁的刚性手段制约着人们的生育水平，社会经济的发展促使人们自觉少生，但传统生育观念中男孩偏好的核心内涵却没有相应改变，且一孩半政策默认、姑息、纵容、甚至激化了儿子偏好，B超的普及成就了该偏好。正是这种文化制度、这样的生育政策、这些客观技术，分别构成出生性别比失常的根本、激化和直接原因。传统的文化积淀起到根本作用，政策和社会经济变迁起到触媒作用，技术起到可行作用。
1.3 生育政策与出生性别比关系研究述评
生育政策的推行与出生性别比的失衡存在时间上的先后关系。那么，二者之间是否存在关联、存在怎样的关联、为何存在关联呢？在为数不多的探讨生育政策与出生性别比关系的研究中，目前主要存在六种看法：
其一，二者关系尚不明确(屈坚定，2005)。其二，二者没有关系(蔡菲、陈胜利，2005；高凌，1995)，因为周边国家和地区的情况表明，即便没有生育政策，但只要有男孩偏好的存在，出生性别比就可能失常。其三，二者间接关联(陈友华，2008；顾宝昌、Roy，1996；李若健，2005；穆光宗，1995、2008；汤兆云，2006；原新、石海龙，2005；)：计划生育促成了中国低生育率的早日到来，加速人口转变的实现，造成了强烈的性别偏好与过于狭小的生育选择空间相互冲突和挤压，间接地影响了出生性别比的失衡。其四，二者存在关系，即政策是造成或加剧出生性别比偏高的主要原因之一(周丽苹，2005；Assche，2004；Banister，2004；Greenhalgh，1986；Hull，1990；Zeng et al.，1993)，但其机制没有得到充分论证。其五，二者存在关系，但其关系因政策的地区差异而异(顾宝昌，2007；杨菊华，2006；张二力，2005；Qian，2005；周丽苹，2005)。出生性别比的失衡发生在严格限制性生育政策的推行之后，故二者满足因果关系的时间前提(李树茁，2008；杨云彦，2005)；更重要的是，宏观(地区)和微观(社区)数据的分析结果表明，总体来看，趋于平衡的性别比更可能在政策被严格推行的地点和时间或政策宽松的地点出现，而在一孩半生育政策地区，出生性别比最高(杨菊华，2006)，但政策的作用主要表现在第二胎(李树茁，2008；杨菊华，2006；张二力，2005)；而且，在一孩半政策地区，婴幼儿死亡性别比的失衡程度也最为严重(张二力，2005)。其六，生育政策对出生性别比升高的作用明显存在：从逻辑上看，生育政策是中国生育数量减少的最重要原因，生育数量的减少导致了出生性别比上升，于是生育政策也就是导致出生性别比升高的原因；从数据上看，第一孩为男孩和第一孩为女孩的条件出生性别比差异极大(前者为101.1，后者为126.4)，故有条件的二孩生育政策自然会使二孩性别比明显上升(乔晓春，2008)。可见，生育政策通过对生育数量、二胎生育条件的控制对出生性别比产生影响，是其严重失常的重要因素。
上述分歧源自多因。从理论上看，生育政策与出生性别比之间的关系缺乏理论阐述。虽然很多研究构建了出生性别比失衡的理论体系，但对于生育政策影响(或不影响)出生性别比的机制尚未有明确的理论解释、或缺乏说服力。比如，1980年代中后期和1990年代前期，韩国和台湾在生育水平急速下降的过程中也遭遇出生性别比失衡现象(尤其是三胎及以上胎次)，而此时它们也正提倡计划生育，故不能说计划生育倡导项目对该比例的失衡没有影响，虽然其作用没有像在中国这样明显；可能也正是因为它们的计划生育项目不如中国的生育政策严格，故其出生性别比失衡的程度不如中国的严峻。从视角上看，大部分学者忽视了生育政策的地区差异。政策的多样性要求相关研究必须注意辨识并比较不同生育政策环境下，出生性别比失衡的状况与特点。从方法上看，(1)多数研究为理论思考，实证研究极其缺乏；(2)为数不多的实证研究主要是宏观层面的人口普查或抽样调查数据，对生育政策与低层次性别比例或个体生育行为的研究基本缺失(例外见杨菊华，2006)；(3)极少研究区分政策的地区差异(郭志刚，2007；杨菊华，2006；张二力，2005)。研究理论、研究对象、研究方法等方面的差异造成了相关研究结果的分歧。③
可见，时至今日，学界对生育政策与出生性别比之间是否、怎样、为何存在关系依旧见仁见智。作者认为，无论是从理论、还是从现实情况看，(1)生育政策与出生性别比存在关联；(2)通过直接和间接两种途径存在关联；(3)胎次-激化双重效应即为其关联的显性和潜在机制。下面，作者先构建二者关系的理论框架，后提出基于该框架的理论假设，再利用人口普查和抽样调查数据检验理论模式和假设。
2 生育政策与出生性别比关系的理论构建
2.1 生育率下降与儿童性别比关系理论
研究表明，在没有男孩偏好的国家和地区，无论生育率是否下降、下降的速度是否过快，都谈不上有性别歧视；相反，在男孩偏好依然流行、且生育率急剧下降的社会环境中，两种相互抗衡的力量左右出生性别比和婴幼儿死亡率：“胎次效应”和“激化效应”(Das Gupta and Bhat，1997)。由于高胎比例随生育率的降低而减少，前者可能缓解性别歧视(即胎次效应)；相反，由于理想子女数量下降的速度超过男孩偏好减弱的速度，低胎女婴可能不受欢迎，从而强化性别偏好(即激化效应)。前者见之于南亚国家和地区，那里过高的女孩死亡率主要出现于高位胎次(Das Gupta，1987；Muhuri and Preston，1991；Pebley and Amin，1991)；随着生育率的降低和高胎次的减少，女孩的死亡率也相应降低。相反，激化效应见于中国、韩国及印度，因为在这些地方，随着总和生育率的降低，任何一个胎次女孩的高死亡率都极其明显，因为父母歧视每一个胎次的女儿(Das Gupta and Bhat，1997；Hull，1990；Zeng et al.，1993)。对子女数量及子女性别欲求之间的差异仅给女儿留下狭小的生存空间，导致更大的流女保男的压力。在生育水平下降过程中，这两种力量相互抗衡，且激化效应的作用超过胎次效应的作用，导致了儿童生别比的失衡。
Das Gupta and Bhat(1997)暗示，胎次效应和激化效应由于相互抗衡而构成两股独立的力量。那么，该理论在中国这种特定的环境下是否适用？这两种力量能否同时存在？在怎样的场景下同时存在呢？我们认为，两种情况下，二者可能同时存在：(1)在生育政策严格且具有性别含义的条件下，同一政策类型可能暗含胎次-激化双重力量。(2)在对子女性别偏好或平衡的渴求超过对子女数量的渴求的社会经济情景下④。本文关注前者。
2.2 “胎次-激化双重效应”理论模式
一方面，政策对生育行为的刚性制约留给人们无多的选择空间，该制约与男孩偏好的文化惯习相互作用，产生激化效应，致使出生性别比极度失衡。另一方面，限制性的生育政策在很短的时间内、以很快的速度降低了高胎次孩子出生的概率，绝大部分孩子都属于低胎次，每个孩子均为至宝；同时，政策规则的多样性使部分地区的低位女胎与男胎一样受欢迎，导致胎次效应，使低胎的出生性别比趋于平衡。可见，在众人不想多生、宏观的政策环境也不允许人们多生、且二胎生育有一定条件限制的主客观情势下，生育政策与出生性别比之间存在“胎次-激化双重效应”。
将上述思路图示化，且将二者关系置于宏观社会情景中，则生育政策通过直接与间接两种途径作用于出生性别比，分别映射出胎次效应和激化效应。图2是简明的理论关系图。其主要目的不在于构建出生性别比失衡的全景框架，也未考虑因素之间的互动关系，而是突出生育政策对出生性别比的胎次-激化双重效应。胎次效应可直接作用于出生性别比；激化效应借助第三个因素(即技术手段)作用于出生性别比。⑤需要指出的是，推行生育政策是为了促进社会经济的发展，且政策的地区差异直接受制于根本原因：说到底，它在某种程度上是社会经济发展水平及传统性别观念的内生变量；因为经济发展程度较低，也因为人们希望生育儿子，故有了一孩半政策。
图2 生育政策与出生性别比关系的胎次-激化效应
注释：图示中的粗细线段分别代表关系的强弱。如其所示，胎次效应和激化效应同时存在，但激化效应的作用强于胎次效应。图中的“+”、“-”符号分别表示正向或负向、提高或降低出生性别比。需要指出的是，图2不是一个出生性别比影响因素的全景图；该比例的失衡是多维度、多层次因素综合作用的结果。
*生育政策包括两个方面：限制性政策本身、政策的地区差异。
2.2.1 胎次效应
生育政策与出生性别比的直接关系主要反映了胎次效应。二者之所以可能存在胎次效应，一是与持续不断的少生优生、优生优育的生育政策宣传教育有关，二是与政策规则的地区差异有关。规模大、时间长、程度深的性别平等宣传教育可能起到“润物有声”的作用；虽然儿子女儿一个样的理念未必深入人心，但也逐渐为人们(尤其为年轻人)所接受。若生育的载体认为，对某个特定的胎次而言，儿、女均可，则其生育行为多听其自然。同时，由于以下三方面的原因，胎次效应还会因政策的地区差异而异。
首先，一孩政策地区的孩子多属低胎，每个孩子都弥足珍贵。而且，至今依旧推行一孩政策的地区自1980年代初以来始终如此，30年如是，政策的严肃性和连续性促使人们基本认同了该政策；政策推行手段的严格使人们在行为上按政策规则行事。同时，由于推行一孩政策的地区大多比较发达，人们的性别偏好即便依旧尚在，但已不足以左右他们的生育行为，故这类政策地区可能显现胎次效应。然而，胎次效应是否在一孩地区出现是有条件的，即人们的生育行为符合政策规范，即便他们在理念上并未完全消化、吸纳该观念；如果人们依旧保有强烈的男孩偏好，则胎次效应的作用就会大大减弱，一孩地区也会呈现出激化效应。
其次，一孩半政策允许人们有条件地生育二胎；由于众人理想的生育意愿是两个孩子、必有一子，若第一胎生儿子，他们就失去了合法的再生育机会；相反，若第一胎生女儿，他们还可以继续生育二胎，故在这样的政策地区，人们在一般情况下，不会对第一胎进行性别选择。定性研究表明，在一孩半政策地区，一些妇女宁愿头胎生女儿，以达到儿女双全的目的(Short等，2001)。因此，一孩半政策地区的低胎将体现胎次效应。
其三，在二孩政策地区，人们可以无条件地生育两个孩子，生物学规律的作用使这里的出生性别比与其他政策地区相比可能更趋平衡。而且，二孩政策比较宽松，对生育行为的制约相对较弱，较低比例的人群需要通过人为手段来实现生育儿子的目的，故政策与出生性别比的关系可能趋于常态，第一胎尤其如此。
2.2.2 激化效应
两种因素使生育政策与出生性别比的间接关系主要折射出激化效应：(1)政策对生育数量的刚性制约：人们若想生儿子，除进行人为的性别选择外，难有它法；(2)有条件的二胎生育使在政策允许的生育数量范围内进行性别选择成为可能：一孩半政策在制度上默认、在内容激化了男孩偏好，客观上对“生儿生女一个样”的宣传和新生育理念形成冲击，使政策在限制人们生育数量的同时，强化了对男性性别的渴求，留给女胎的生存空间更为狭小。其后果是，相关人群将通过可及和可得的技术手段对第二胎进行性别选择，打破了可能由于胎次效应带来的性别平衡，间接地作用于出生性别比的失衡，导致激化效应的发生。
一孩半政策造成的社会后果与其良好的初衷是相悖的。虽然该政策是对独女户家庭的照顾，在短期内符合群众的利益，但从本质上看，该政策是对儿子偏好的妥协和认同，从公共政策的角度暗示并认可了女儿≠儿子；一女≤半个儿(因为农村生育两个女儿的家庭往往会继续生育，直到生一个儿子为止)。于是，农民对一孩半政策的解读是，这是一个让没有儿子的家庭生儿子的政策(关于这一点的详细论述，请参见杨菊华，2009)，从而在一定程度上激化了出生性别比的失衡和女婴死亡率的上升。
2.3 “胎次-激化双重效应”的特色
“胎次-激化双重效应”模型补充和发展胎次效应和激化效应理论，具有以下特色。其一，该框架认为，这两种力量在中国当前生育政策及社会经济环境下同时并存，但二者存在强弱、消长的互动：一方力量的强势必然导致另一方力量的减弱，但这并不表示它们只能独立存在；相反，政策的地区差异使二者同时存在。若胎次效应的作用大于激化效应，则出生性别比将维持正常水平，或已经失常的比例将逐渐回归正常；若激化效应大于胎次效应，则出生性别比将出现失衡、或继续失常、且难以回归正常；若二者势均力敌，则出生性别比将维持现状，出现静位平衡。其二，现存理论主要用于解释婴幼儿死亡率的差异(Das Gupta and Bhat，1997)，但胎次-激化双重效应可用来解释女婴的高死亡率和出生性别比的失衡。其三，在生育率很低的情况下，需要重新界定高胎次和低胎次。在一孩政策地区，绝大部分人仅有一个孩子；在二孩地区，多数人也只有两个孩子，多孩主要出现在超生人群中，故传统意义上的高胎比例大大降低。因此，本文在分析胎次-激化双重效应时，将第一胎定义为低胎，将第二胎及多胎定义为高胎。其四，在人口众多、地域辽阔的国度，不同人群之间的异质性很强，生育理念存在较大差异，生育政策及其对行为的宏观制约也各有不同，故胎次效应和激化效应可能因人群而异。
2.4 理论假设
胎次-激化双重效应模型是一个普适性框架，下面据此提出相应的假设。假设分主要关系(即近考虑政策等因素与出生性别比的关系)和互动关系(即政策与其他因素的互动对出生性别比的影响)。需要指出的是，当应用到实际研究时，它们在不同时期、对个体不同的生命阶段、政策人群、胎次、居住地等可能产生相异的作用，其具体表现可能不同。表2分别考虑上述各类因素，展示了作者对其差异性的初步思考。比如，就个体的生命阶段来看，胎次效应可以发生在胎儿诞生以后(因为孩子已经诞生，众人皆喜)，而性别选择性人工流产行为则主要发生在此之前。同样，前者也可能作用于胎儿时期——如果生育载体认为，因为只能生育一个孩子，男孩女孩都好，并不人为选择胎儿性别，则胎次效应也可能作用于胎儿时期；后者也可以作用于婴幼儿时期：若生育载体认为，正是因为只能生育一个孩子，而自己希望生育儿子，则出生后的女儿可能受到忽视、歧视等不公待遇。
2.4.1 主要关系假设
现实情况表明，众人在自觉或不自觉地限制生育数量的同时，依旧保有传统的男孩偏好。在这种生育理念的左右下，胎次效应将让位于激化效应。故文章假设：
假设1：生育政策的推行将提高出生性别比。
政策规则和推行手段因地而异，从而可能导致各政策地区出生性别比的不同。二孩政策相对宽松，在一定程度上缓解了生育数量和子女质量(即性别)之间的矛盾，使2/3以上人群在满足理想子女数量的同时，也能自然地获得理想的子女性别构成；而且，二孩政策仅限制生育数量，不以第一胎的性别为条件，仅故推行二孩政策有助于防止出生性别比严重失常或减缓该指标的失常。一孩政策地区政策的连续性和严肃性、较高的社会经济发展水平、较为平等的社会性别理念等因素可能使这类地区的出生性别比也相对平衡。当然，由于数量的限定不同，一孩地区的性别比将超过二孩地区。相反，一孩半政策纵容了性别偏好，遭到另类解读，故在这类政策地区，出生性别比可能最高。因此：
假设2：二孩地区的出生性别比低于一孩地区；一孩半政策地区的出生性别比最高。
由于生育政策的地区差异和性别特征，出生性别比还因胎次而异：
假设3：第一胎的出生性别比低于第二胎的性别比；胎次越高，出生性别比越高。
同时，政策规则和推行手段的力度均因城乡而异。城乡居住地及其背后的制度、文化、经济与社会等诸多因素也与胎次-激化效应相关联：由于农村地区男孩偏好的观念更强烈，若胎次效应起作用的话，其作用应该在城镇地区更明显；相反，若激化效应起作用的话，则其效果当在乡村更明显。故有：
假设4：城市的出生性别比低于乡镇的出生性别比，农村的出生性别比最高。
中国的生育政策一直都在微调中，一孩半政策最后在1990年前后成型，至此现今生育政策的基本格局尘埃落定。然而，早期的政策控制更为严格；随着时间的流逝，虽然政策规则依旧不变，但其执行力度逐渐放松；虽然一些相应的行政配套手段也早已出台，但地方官员更重视控制生育数量。同时，早期不够便捷的歧视女胎、女婴的手段逐渐为B超等便捷技术所取代，产前性别选择越发可及和可得，故政策对出生性别比的作用因时间而异。因此：
假设5：在1980-2005年间，出生性别比随时间的流逝而攀升：1982年的比例基本正常，1990年的出生性别比低于2000年的出生性别比，2005年的出生性别比最高。
2.4.2 互动关系假设
上面的胎次效应和激化效应仅考虑政策的地区差异及与之密切相关的多种因素(胎次、城乡居住地、时间等)与出生性别比之间的主要关系。此外，这些相关因素可能通过互动而影响出生性别比。基于前面的理论阐述，我们认为，政策与胎次、政策与城乡居住地之间存在互动，共同作用于出生性别比的失衡。因为一孩政策地区的二胎、一孩半政策和二孩政策地区的三胎及以上胎次均属计划外生育，而超生的主要目的是为了生男孩，故这些胎次将展现也更强的激化效应。同时，由于政策本身的性别特征，一孩半政策地区的激化效应将比一孩和二孩地区的更明显，但该效应主要表现在第二胎及以上。第一胎无论男孩、女孩都一样受欢迎，但如果第一胎生了女儿，第二胎就要保证生一个儿子；若继续生育第三胎，则表明头两胎可能生的都是女儿，第三胎无论如何也要生个儿子。基于上述思路，故有：
假设6：一孩和一孩半政策地区的高胎(包括二胎)、二孩政策地区的三胎及以上胎次的激化效更强；一孩半地区和二孩地区第一胎的性别比将趋于正常。
假设7：由于生育政策的地区差异及性别特征，农村地区高胎(即二胎及以上胎次)的出生性别比将超过城镇地区，一孩半政策地区的尤其如此。
3 生育政策与出生性别比关系的实证研究
本节利用1982、1990、2000年人口普查数据和2005年1％人口抽样调查的汇总资料，从省区、地区两个层面初步检验上述理论模型及假设。与现存大部分研究不同的是，这里的分析区分政策的地区差异。结果表明，生育政策与出生性别比之间存在明显的相关关系。
3.1 省区层面分析
省区分析从全国或省区视角探讨出生性别比与政策之间的直接或间接关系。如果仅仅胎次效应发生作用、激化效应不存在或作用不明显，则所有政策地区、所有居住地、所有胎次的出生性别比都将趋于平衡；如果激化效应大于胎次效应，人们会主要在胎儿期进行性别选择，则中国的出生性别比将全面失衡。实际情况表明，这两种情况都不是独立存在的。
如前面的图1所示，在生育政策推行前后，出生性别比明显从平衡走向失衡，从低度失衡趋于极度失衡。该图形提供的资料印证了假设1(即出生性别比全面失衡)和假设5(即出生性别比随时间的流逝而攀升)。可见，在没有考虑其他因素的情况下，二者显然相关。
表3描述了根据1982、1990、2000年人口普查和2005年1％人口抽样调查汇总数据计算的出生性别比。数据的局限使我们难以计算1982年和1990年政策的地区差异与出生性别比的关系。阴影部分展示的是互动效果，其余部分为主要效果。对假定2的检验结果可以根据第(4)-(6)行(2000年)及第(8)-(10)行(2005年)和第(1)列联合判断。⑥无论是哪一年，出生性别比在二孩地区最低，一孩半地区最高，一孩地区居中。该发现证实了假设2：一孩半政策姑息了人们的性别偏好，驱使人们更多地进行性别选择，导致了该指标的严重失衡；二孩相对宽松的政策让更大的人群可以满足对理想子女数量和性别的需求。然而，在一孩政策地区，激化效应明显超过胎次效应。该现象充分表明，不是所有的城镇人口都消化、吸纳、实践着性别平等观念。
第(3)行的第(2)-(4)列及第(7)行的第(2)-(4)列是对假设3(即胎次与出生性别比关系)的检验。结果显示，第一胎的出生性别比最低、但该比例随胎次的上升而上升，胎次越高，出生性别比越高，该特点在所有调查年份都是如此，第一胎与第二胎的极差犹大。同样，第(3)行和第(7)行的第(5)-(7)列的数据表明，城市的出生性别比低于乡镇的出生性别比，而乡镇的又低于农村的，印证了假设4，即农村的失衡程度更严峻。这些发现进一步支持胎次-激化双重效应的论点。
政策与出生性别比的胎次-激化双重效应的主要假设关系均得到省区层次数据的证实。生育政策及其密切相关的各要素之间还存在互动，而该互动可能干扰或调节主要关系的分析结果。表3的阴影部分是对互动假定的检验。结果表明，政策与出生性别比的关系的确因胎次和城乡居住地而异。比如，一孩和一孩半政策地区的高胎(包括二胎)出生性别比严重超过低胎性别比。不过，二孩政策地区的三胎与二胎之间没有明显差别。2000年时，一孩政策地区第一胎的出生性别比高于其他两类政策地区第一胎的出生性别比，是这三类政策地区中最高的；2005年，一孩地区第一胎和第二胎的出生性别比都高于其他两类政策地区相应胎次的性别比；只是到了第三胎，一孩半政策地区的出生性别比才高于其他政策地区的同样胎次，可见强政策与高出生性别比相关联。该发现部分印证了假定6，部分是对假定6的反证。反证的出现也许表明，即便在一孩政策地区，依旧有相当一部分人保有强烈的男孩偏好；其人数之众或程度之深足以导致出生性别比的失衡。同时，一孩地区的二胎生育多是计划外超生，其目的主要是为了生儿子；同样，在一孩半和二孩政策地区，生育三胎的目的更是为了生儿子，故这些胎次的性别比极度失常。这些发现表明，若同时考虑政策与胎次的互动，胎次-激化双重效应发生了微妙的变化：在强政策地区，无论是低胎还是高胎，激化效应都十分明显，虽然高胎的激化作用更强；在弱政策及中强政策地区，低胎表现出明显的胎次效应，高胎表现出强烈激化效应。这些发现表明，在相同的政策环境下，胎次和激化效应通过不同的胎次并存。
政策规则与城乡居住地的互动同样明显。无论城市、集镇或乡村，除了个别的例外情况外，二孩地区的出生性别比最接近正常，次为一孩政策地区，一孩半政策地区的出生性别比最为失常。当然，为了检验假设7(即农村地区二胎及以上胎次的出生性别比将超过城镇地区，一孩半政策地区尤其如此)是否成立，我们还将2005年的出生性别比按照城乡居住地与胎次进行区分(见表4)。从全国水平来看，该假设部分地得到支持，因为乡村第二胎和第三胎的出生性别比分别高于城、镇相应胎次的性别比。然而，若区分政策类型，则发现居住地、胎次与出生性别比之间的关系更为复杂。不过，无论城、镇、乡，一孩半政策地区依旧是性别比失衡的重灾区；在一孩政策地区，除了城市的第一胎基本正常外，城、镇、乡第二胎的出生性别比几乎都是最高的。当然，在不同政策地区的城市中，第二胎和第三胎过高的性别比可能是由于案例较少造成的。
3.2 地区层次分析
省区层次的分析结果基本支持胎次-激化双重效应理论模式。该模式是否也得到地区层次数据的支持呢？通过考察各地区的政策生育率与全国340个地市出生性别比之间的关系，我们发现，前面发现的规律和特点在地区层次的数据中得到印证。图3展示了2000年地区层次的政策生育率⑦与2000年和2005年出生性别比的相关关系。显而易见的是，首先，出生性别比介于正常值域的地市寥寥无几；无论是2000年还是2005年，该比例都高度失衡：2000年地区层次出生性别比的均值为116，2005年的超过120。其次，出生性别比随时间而持续攀升：除个别地区外，2000年的出生性别比均在150以下，而2005年，相当多地区在150以上。其三，在出生性别比严重失衡的地区，政策生育率区间介于1.3孩-1.6孩；在出生性别比失衡最严峻的地区，政策生育率为1.4孩左右，而这正是一孩半政策类型的政策生育率(张二力，2005)。该发现进一步表明，一孩半政策与出生性别比严重失衡的关系的确十分密切。同样，在一孩政策区域，散点也都在出生性别比正常值的范围之上；虽然不少推行二孩政策的地区出生性别比业已失常，但其失常的程度偏低、地区更少。
图3 2000年地区层次的政策生育率与2000及2005年出生性别比的关系
数据来源：2000年数据由张二力提供(图4来源同)；2005年出生性别比根据2005年1％人口抽样调查的20％数据计算。2005年，有相当比例地区的出生性别比在100以下，这主要是由于样本量较小所致。
注：图中的细横线条为数据的均值线；粗横线条为出生性别比正常值的上限。
图4 按胎次区分的2000年地区层次生育政策率与2000年出生性别比的相关关系
注释：左图中的横线条为第一胎的均值参考线，其取值为107.5，与出生性别比正常值的上限基本重合；右图的细线条为第二胎的均值线(取值为154)，粗线条为出生性别比正常值的上限。
注：为了使第一胎和第二胎的图形具有可比性，这里重新定义了第一胎的最小值、第二胎的最小值和最大值：将第一胎和第二胎性别比低于100的地区定义为100(第一胎有50个、第二胎有32个这样的地区)；将第二胎性别比大于200的定义为200，共有57个这样的地区。
若区分胎次(见图4)进行分析，则第一胎和第二胎性别比的幅度差异极其巨大。其一，无论是第一胎还是第二胎，在一孩半政策地区，出生性别比最高。不过，大约一半地市的第一胎出生性别比位于正常值范围内，尤其是在二孩政策地区。其二，与图3的全部地区相比，第一胎的出生性别比稍低，第二胎的比例却急剧飙升。绝大部分地区第一胎的性别比介于100-120之间，而绝大部分地区第二胎的比例在110以上，介于110-210之间。这清楚地表明，在地区层面，出生性别比的失衡也主要见之于一孩半政策地区包括第二胎在内的高胎(由于数量较少，这里没有列出三胎及以上胎次的性别比)，其次是一孩政策地区的低胎和高胎。同时，二孩地区的失衡程度虽有所缓解，但介于正常范围的地市也为数不多。当按照胎次分析2000年的政策生育率与2005年的出生性别比关系时，我们发现类似特征，且2005年第一胎的出生性别比失衡情况更为严重，限于篇幅，这里不详细介绍其结果。
上面描述了按照政策的地区差异、政策生育率和胎次区分的省区、地区层次的出生性别比。图形和表格清楚地显示，中国1990、2000年和2005年的出生性别比全面失衡，且随胎次的上升而上升、但随政策生育率的宽松而降低；胎次-激化效应因政策类型和胎次而异，这与其他学者在其他地方(Das Gupta and Bhat 1997)发现的有所不同。其中，胎次效应主要体现在一孩半和二孩政策的第一胎，而包括二胎在内的高胎出生性别比尤其失衡，反映了激化效应。
4 总结与思考
中国推行生育政策的目的在于通过“控制人口数量”来“提高人口素质”，促进社会经济的发展；允许农村地区头胎生女儿的家庭在间隔几年后生育第二胎的一孩半政策主观上体现了以人为本的理念。然而，由于政策在生育限制方面的超前性，也由于一孩半政策的性别含义，故生育政策与出生性别比的极度失衡存在千丝万缕的联系。本文通过构建“胎次-激化双重效应”理论分析框架，并利用人口普查和抽样调查的宏观数据，从省区、地市两个层次分析了它们的关系。同时，鉴于中国的低生育率、传统意义上的高胎比例很低，本文还重新界定了胎次效应中的“高胎”、“低胎”等概念，将二胎及以上胎次界定为高胎。
文章假设，生育政策与出生性别比直接和间接相关；其关联的机制在于胎次-激化双重效应：胎次效应为直接关系，降低出生性别比；激化效应为间接关系，提高出生性别比。与邻国和地区不同的是，中国的生育政策赋予了胎次效应和激化效应特殊的含义：其他地区虽也倡导计划生育，但约束力不强，弹性较大，社会经济发展的作用更强；中国却不然。一方面，经济转型、社会发展、人口转变和观念变迁等诸多因素改变了中国人的生育观念，但变化了的主要是生育数量，传统的性别观念却得以维系。同时，政策对生育数量的刚性约束使人们除流女保男外，没有更多的选择，而有条件的二胎生育既默许了男孩偏好，又使在政策允许范围内的性别选择成为可能，致使一孩半政策遭到另类解读。公共政策的制约与文化惯习的延续相互作用，产生激化效应，导致出生性别比极度失衡。另一方面，政策规则的多样性使政策相对宽松地区的低位女胎与男胎一样受欢迎；同时，严格的政策在客观上降低了三胎及以上孩子出生的概率，使绝大部分孩子都属于一胎或二胎，从而引发胎次效应。
省区和地区层次的数据分析结果表明了三点。其一，总体而言，生育政策使胎次效应和激化效应这两股相互抗衡的力量在中国同时存在；它们分别直接和间接作用于出生性别比。而且，同一类型政策(如：一孩半政策、二孩政策)可以通过高位胎次和低位胎次同时映射这两种效应。比如，在一孩半政策地区，第一胎往往表现出胎次效应，但其第二胎却展现出极为强烈的激化效应。
其二，激化效应的作用强于胎次效应。中国的出生性别比在生育政策推行后全面失衡；虽然由于数据和方法的局限，目前我们还难以剥离生育政策对出生性别比失衡的贡献率，但政策至少起到触媒作用，并通过直接和间接双重途径作用于出生性别比的失衡。此外，一孩政策地区出生性别的失衡表明，即便在政策规则和推行手段极其严格的强政策地区，依旧有相当一部分人保有并实践着男孩偏好；其人数之众已使这类政策地区的出生性别比遭遇失衡。当然，胎次效应也不可忽视，因为它使出生性别比没有以更急剧的步伐攀升。而且，总体而言，与其他胎次相比，第一胎的出生性别比始终是最低的；与其他政策类型相比，二孩政策地区的出生性别比也是最低的，因为该政策类型对生育数量的制约程度最小，政策可解释的弹性较大，且其二胎生育是无条件的。
其三，两种效应的具体表现因政策类型及其相关因素而异：胎次效应在一孩半政策和二孩政策地区的第一胎表现得尤为明显，而在强政策地区表现较弱；相反，激化效应更多地反映在一孩政策地区的所有胎次、一孩半和二孩政策地区的高胎身上。换言之，在强政策地区，低胎和高胎都表现出激化效应，虽然高胎的激化作用更强；在弱政策及中强政策地区，低胎表现出明显的胎次效应，高胎表现出明显的激化效应；可见，在相同的政策地区，胎次-激化效应同时并存，但它们通过不同的胎次显现出来。这些发现暗示，政策越强，低位和高位女胎可能都不受重视，都可能遭遇人工流产；相反，在相对宽松的政策环境下，低位女胎所受的歧视程度相对减弱，但高位女胎受到的歧视程度十分严峻。
需要说明的是，这里的数据尚不足以证明政策与出生性别比失衡之间存在因果关系，因为它并未排除二者虚假关系的可能性，即没有证明政策与出生性别比的关系不是由于第三个因素造成的，而是真实存在的。因此，(1)这里显现的政策与出生性别比之间的关系只是相关关系，而非独立的因果关系；(2)同时，本文未能分解、辨析生育政策对出生性别比失衡的贡献大小，而这可能是政府部门和学界最为关心的问题。遗憾的是，数据的制约使这项工作十分困难；(3)本文的数据分析仅限于宏观层面数据，未来的研究需要获得包括社区、家庭、个人在内的低层次数据，考虑政策对家庭生育决策、个体生育行为的影响及其对出生性别比的作用，进一步检验本文构建的理论框架和假设。
尽管如此，本文的理论构建及数据分析结果依旧具有一定的政策意义。它表明，调整生育政策或许是缓解出生性别比失衡的主要途径之一：(1)使其对生育数量的限制更为宽松，(2)使其仅仅限定生育数量，摒弃以第一胎性别为基础的性别特征(杨菊华，2008b)。当然，将生育政策调整为二孩政策并不意味着出生性别比就能骤然降至正常水平(穆光宗，2008；陈兆钧，2004)。虽然二孩地区的出生性别比相对趋于正常(杨菊华，2008c)，但也存在不正常的现象(王金营，2008)。一般情况下，即便所有夫妇都听其自然生育两个孩子，终究会有一部分人没有儿子。只要人们在保有男孩偏好的同时，减少生育数量，即便推行全面的二孩政策，该指标也难以完全正常，因为图2的框架显示，直接和通过技术手段间接地作用于出生性别比的除生育政策外，还有其他多种因素。然而，从理论上看，政策的作用无疑是巨大的。
*作者感谢翟振武、陈卫、宋月萍、陶涛、陈蓉对初稿部分内容的建议。
注释：
①1982年，群众在十种情况下可以生育二胎：(1)第一个孩子有非遗传性残疾，不能成为正常劳动力的；(2)重新组合的家庭，一方原只有一个孩子，另一方系初婚的；(3)婚后多年不育，抱养一个孩子后又怀孕的；(4)两代或三代单传的；(5)几兄弟只有一个有生育能力的；(6)男到独女家结婚落户的；(7)独子独女结婚的；(8)残废军人；(9)夫妇均系归国华侨的；(10)边远山区和沿海渔区的特殊困难户。前三类适用于城和乡，后七类只适用于农村。1984年，农村政策的口子进一步开大。
②1985年11月，国家计划生育委员会主任王伟在中共中央党校作“关于计划生育工作问题”报告时首次提到，在农村，“照顾只生育一个女孩的允许再生一个”。不过，根据我们掌握的资料，似乎没有任何政府文件称之为一孩半政策；该名称似是约定俗成的。
③不过，差异尽管存在，但多数学者认为，(1)高出生性别比与生育政策在时间、空间、群体等方面具有一致性，该比例的上升与计划生育政策的推行同步；(2)生育政策使人们的生育空间过于狭小；(3)政策的性别特征可能强化男孩偏好，刺激出生性别比的持续攀升；(4)政策虽不是形成和实现男孩偏好的根本原因和路径，但它起到强化和调节作用。
④社会经济的转型提高了养儿育女的成本，但生一个儿子的意愿依旧十分强烈(楚军红，2000；刘爽，2002)。在过去，男孩偏好的结果是家庭规模大，子女数量多。如今，生育意愿的下降速度超过了对儿子需求的减弱速度。许多夫妻为了家庭血统的延续、老年赡养和财产继承(解振明，2002)及母亲的地位(顾宝昌and Roy，1995)，选择生儿子，导致了出生性别比失衡。失衡的出生性别比在某种程度上既满足了人们的性别偏好，又满足了低生育意愿(Park and Cho，1995)。
⑤在不同时期，技术手段的可及性和可得性不同，存在一定的时间序次，虽然有些手段(如：女婴漏报、忽视女婴)一直被采用。1980年代，主要技术手段包括溺弃女婴、忽视女婴、漏报女胎；1990年代初期，漏报女婴、忽视女婴依旧常用；1990年代中后期，B超的普及使夫妻能便捷且有效地控制子女的性别构成，故流产女胎取代了其他手段，成为导致出生性别比失衡的最主要的直接原因。
⑥第(4)-(6)行、(8)-(10)行不同政策的划分方法是，首先，按照各省农村的生育政策类型，将全国各省区区分为三大类型；然后，对每个类型下各省的出生性别比通过加权汇总进行计算。当然，这里的计算并没有考虑城乡人口结构、民族成分、各种例外情况，故还有许多值得改进之处。不过，这里的目的在于探讨特点与规律，而不是计算各政策地区的精确比例。令人欣慰的是，地区层次的分析结果与省区层次的非常接近，表明这里的分析基本上是可信的。
⑦政策生育率的计算方法是，按照各地区城乡居民人口数及其相应的生育政策，根据总人口加权计算而来。在推行一孩半政策地区，政策生育率应该低于1.5，因为城镇人口的政策生育率大约为1.2左右；在政策生育率小于1.3的地区，90％的人口实行一孩政策；当政策生育率约为1.5时，近3/4的人口实行一孩半政策；当政策生育率大于1.6时，实行二孩及二孩以上政策的人口大于2/3(张二力，2005)。