中國出生人口性別比失衡的影響因素及其解決對策

張 軍，陳莉敏

(重慶理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)金融學(xué)院，重慶 400054)

中國出生人口性別比失衡的影響因素及其解決對策

張 軍，陳莉敏

(重慶理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)金融學(xué)院，重慶 400054)

從分析出生人口性別比的現(xiàn)狀及失衡程度入手，對以往研究出生性別比失衡影響因素的文獻(xiàn)進(jìn)行歸納梳理。基于全國第六次人口普查數(shù)據(jù)及2011年中國統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，運(yùn)用分層線性模型對出生性別比的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明：育齡婦女的總和生育率反向影響出生性別比；地區(qū)間的農(nóng)民純收入、文盲人口比例等社會經(jīng)濟(jì)因素的差異對出生性別比的影響也較大，并且通過與總和生育率的交互作用進(jìn)一步影響出生性別比。

出生人口性別比；失衡；分層線性模型

一、問題提出

出生人口性別比是性別比的一種分類，國際上通常以每出生100名女嬰相對應(yīng)出生的男嬰數(shù)的數(shù)值來表示。聯(lián)合國明確表示在沒有人為干擾的情況下，人類生殖過程的生物性特征所決定的正常的出生性別比在103到107之間。高于或低于這個比例都會對人口結(jié)構(gòu)的均衡產(chǎn)生影響。圖1顯示了我國歷次人口普查時(shí)的出生性別比變化趨勢。從中可以看出我國出生性別比在20世紀(jì)80年代以前正常，1982年之后開始出現(xiàn)失調(diào)，高于正常值并逐步攀升?！拔迤铡睌?shù)據(jù)顯示為118.2，高出107的正常值上限11.2個單位。我國的出生性別比在1994年以后就始終高于115，相較于2004年創(chuàng)歷史最高記錄的121.8，國內(nèi)的某些省份如海南“五普”時(shí)的數(shù)據(jù)竟然高達(dá)135.64，另外還有廣東、湖南和陜西等6個省份的數(shù)據(jù)顯示為120以上，成為極端嚴(yán)重偏高的省份?！傲铡睍r(shí)極端嚴(yán)重偏高的省份增加到9個[1]。目前，全世界只有18個國家和地區(qū)的性別比高于107的正常值上限，其中僅有亞美尼亞、阿塞拜疆兩個國家的出生性別比失衡程度與中國相似。曾經(jīng)出現(xiàn)失衡的周邊國家地區(qū)如韓國、印度、中國臺灣已通過對出生性別比偏高問題進(jìn)行綜合治理，使出生性別比處于正常范圍，沒有繼續(xù)偏高[2]。中國在失衡的程度、持續(xù)的時(shí)間、波及的人口上都是世界之最。長期的出生性別比失衡造成的積累效應(yīng)已經(jīng)顯現(xiàn)：2015年末，男女人口差距達(dá)到3 366萬，在婚姻市場上將會有3 000多萬的男性找不到婚姻對象，面臨“打光棍”的局面。龐大的光棍大軍將會給婚姻、家庭和社會穩(wěn)定帶來沖擊，加重養(yǎng)老負(fù)擔(dān)。

國家對出生性別比偏高的問題也越來越重視，從頒布《關(guān)于嚴(yán)禁用醫(yī)療技術(shù)鑒定胎兒性別和濫用人工授精技術(shù)的緊急通知》《關(guān)于禁止非醫(yī)學(xué)需要的胎兒性別鑒定和選擇性別的人工終止妊娠的規(guī)定》(非醫(yī)學(xué)需要的胎兒性別鑒定和非醫(yī)學(xué)需要的人工終止妊娠行為簡稱“兩非”)措施，到2011年首次將性別比的明確目標(biāo)納入國家規(guī)劃，在《國家人口發(fā)展“十二五”規(guī)劃》中提出將性別比下降至115以下；再到各地政府組織開展的關(guān)愛女孩行動、綜合治理出生人口性別比宣傳活動，嚴(yán)肅查處“兩非”、溺棄女嬰、虐待婦女的典型案例。在一系列綜合治理下，我國的出生性別比失衡問題得到了緩和。2009—2015年的出生性別比分別是119.45、117.94、117.78、117.7、117.6、115.88、113.51，實(shí)現(xiàn)了七連降。2015年相比2009年下降了5%，但是仍超過中國臺灣、印度最高年份時(shí)的數(shù)據(jù)，和正常值上限也相差6.51個單位。

資料來源：歷次人口普查數(shù)據(jù)；1986、1994、2004的全國1%人口抽樣

研究出生人口性別比失衡的影響因素的文獻(xiàn)并不少。例如湯兆云等從出生性別比綜合治理工作成效甚微出發(fā)，總結(jié)了治理工作的特點(diǎn)，提出應(yīng)在社會經(jīng)濟(jì)、法律制度、養(yǎng)老保障上有所為，在人口生育政策、傳統(tǒng)文化上有所不為[3]。郭志剛基于2000年人口普查數(shù)據(jù)及1999年的地區(qū)級生育政策建立非線性分層模型，對性別比失衡問題進(jìn)行分析，得出生育政策以單獨(dú)、和其他社會特征交互作用兩種方式影響出生性別比[4]；石人炳研究了生育控制政策對人口出生性別比產(chǎn)生的影響及影響途徑[5]；王軍基于2000年人口普查數(shù)據(jù)和1999年采集的地區(qū)政策生育率數(shù)據(jù)使用分層模型研究出生性別比，得出生育政策和社會經(jīng)濟(jì)狀況對出生性別比的具體影響[6]。綜上，以往的文獻(xiàn)從理論或?qū)嵶C兩個方面得出出生性別比受到諸如生育政策和社會經(jīng)濟(jì)等因素的影響，但是選用的數(shù)據(jù)資料基本上都是來自2000年全國第五次人口普查。2000年離目前時(shí)間跨度較長，那么現(xiàn)階段影響出生性別比失衡的因素有沒有變化？各影響因素之間的作用大小有無變化?運(yùn)用以往的數(shù)據(jù)解答這些問題不太合理。本文查閱前人的研究文獻(xiàn)，總結(jié)歸納已有的理論依據(jù)，并根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，采用離目前較近的2010年的人口普查數(shù)據(jù)，選用新的有影響力的描述指標(biāo)建立婦女為個人層次、省份為地區(qū)層次的分層線性模型，分析出生人口性別比的影響因素和各因素影響的內(nèi)在作用機(jī)制，并在此基礎(chǔ)上提出相應(yīng)的對策建議。

二、出生人口性別比影響因素分析

(一)生育政策

從1982年在全國推行獨(dú)生子女的計(jì)劃生育政策開始，我國婦女的總和生育率就不斷下降，而出生性別比卻不斷攀升。從各省市的角度看，表1顯示了實(shí)行嚴(yán)格計(jì)劃生育的省份如北京、上海、廣東、四川“五普”“六普”時(shí)顯示的數(shù)據(jù)都明顯偏高，而實(shí)行寬松生育政策的省份如新疆、西藏的出生性別相應(yīng)較低。

表1 全國部分省市區(qū)的出生性別比

資料來源：全國第五次和第六次人口普查資料

西藏的出生性別比甚至在正常值以下，可以得出人口生育政策對出生性別比的影響是直接和顯著的[7]。從民族的角度看，漢族的出生性別比兩次普查數(shù)據(jù)分別為121.15、118.47，生育政策普遍寬松的少數(shù)民族如侗族的數(shù)據(jù)為126.72、122.72，土家族的為121.82、116.6，并不比漢族低。再比如一些可以生育二胎的農(nóng)村地區(qū)如河南(130.30，127.64)、安徽(130.76，131.07)出生性別比遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于政策相對嚴(yán)格的北京(114.58，112.15)、上海(115.51，111.49)。這又從另一方面說明生育政策并不是導(dǎo)致出生性別比偏高的主要原因[8]?？梢钥闯錾邔Τ錾詣e比的影響是顯著的，但是有可能受到其他因素如地區(qū)差異、文化風(fēng)俗、經(jīng)濟(jì)發(fā)展的干擾，而表現(xiàn)復(fù)雜。

(二)生育文化和技術(shù)手段

以儒家文化為主導(dǎo)的中國傳統(tǒng)倫理思想，具有濃厚的“男尊女卑”色彩，導(dǎo)致女性在社會上被動地處于被支配的地位，從而形成了男女不平等的傳統(tǒng)觀念，由此衍生了很多諸如“多子多?！薄皞髯诮哟薄皟簩O滿堂”的生育文化，這種生育文化培育的重男輕女的生育觀念使人們在生育上優(yōu)先選擇男性。另外非法運(yùn)用B超等醫(yī)療技術(shù)手段為人們進(jìn)行性別選擇提供了可能，成為影響出生性別比的重要因素[9]。20世紀(jì)80年代以前人們通過多生育來實(shí)現(xiàn)生男孩的愿望，這種自然狀態(tài)下的性別比是正常的。限制性生育政策減少了子女?dāng)?shù)量，積壓了性別選擇空間，人們只能通過選擇性生育來達(dá)到目的。綜上所述，以性別偏好為前提、醫(yī)療技術(shù)手段為實(shí)施條件的選擇性生育在限制性人口生育政策的作用下導(dǎo)致出生性別比偏高。

(三)家庭因素

1.孩次結(jié)構(gòu)。人口和計(jì)劃生育統(tǒng)計(jì)、管理工作中“孩次”(“一孩”“二孩”“三孩”等)指該嬰兒出生時(shí)在其家庭所有現(xiàn)存子女中的排列順序。30多年的計(jì)劃生育政策使 “少生優(yōu)生”的觀念深入人心，以及現(xiàn)代社會住房擁擠、就業(yè)壓力、教育資源不均等現(xiàn)實(shí)問題帶來的養(yǎng)育成本飆升使得孩次結(jié)構(gòu)發(fā)生了變化，主要變現(xiàn)為“二孩”及“多孩”生育相對數(shù)量的減少。由于出生人口性別比隨著孩次遞增，所以孩次結(jié)構(gòu)的變化在一定程度上抑制了出生性別比失衡。20世紀(jì)90年代以來，分孩次性別比的升高對出生性別比失衡的影響很大，是導(dǎo)致總出生性別比不斷升高的主要原因。但是進(jìn)入21世紀(jì)以后，由于“少生”和性別偏好以及醫(yī)療技術(shù)手段的可獲得性， “一孩”的性別比不斷上升，“二孩”及“多孩”的性別比逐漸下降。分孩次性別比對總出生性別比的影響也不斷下降[10]。圖2—圖3顯示了“六普”的孩次結(jié)構(gòu)和分孩次性別比。可以看出，“三孩”以前，性別比隨著孩次的升高而升高，“三孩”以后，性別比隨著孩次的升高而降低。人口比例隨著孩次的升高而下降。

資料來源：全國第六次人口普查數(shù)據(jù)

資料來源：全國第六次人口普查數(shù)據(jù)

2.婦女的受教育程度。家庭婦女的受教育程度影響生育率。聯(lián)合國兒童基金會通過比較各國2005—2009年的中等教育毛入學(xué)率、青年(15～24歲)婦女識字率資料與總和生育率的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)前者與生育率的相關(guān)系數(shù)高達(dá)-0.848，后者也高達(dá)-0.769[11]。根據(jù)前面的分析認(rèn)為：生育率影響出生性別比，婦女的受教育程度影響出生性別比。表2為按“五普”“六普”數(shù)據(jù)計(jì)算的15～50歲、15～60歲婦女的活產(chǎn)子女的出生性別比。從“五普”的數(shù)據(jù)看，高中及以下學(xué)歷的育齡婦女的活產(chǎn)子女性別比都是在110(除了未上學(xué)的)，高于大學(xué)?？萍耙陨系男詣e比。從“六普”數(shù)據(jù)看，高中及以下學(xué)歷的育齡婦女的活產(chǎn)子女性別比在115以上，嚴(yán)重失衡，并且高于大學(xué)?？萍耙陨系男詣e比。兩次普查數(shù)據(jù)都表明了本科、研究生學(xué)歷對應(yīng)的性別比是最低的，因此婦女的受教育程度是影響出生性別比的因素之一。

(四)社會經(jīng)濟(jì)因素

1.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。由于地域和自然條件的不同，我國不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有較大差異。2010年北京的人均GDP為73 856元，是西藏的4.34倍。圖4顯示了“六普”時(shí)全國31個省市區(qū)的人均GDP與出生性別比。如圖4所示，北京、天津及上海的人均GDP最高，除新疆、西藏外出生性別比較國內(nèi)其他省份失衡程度輕，分別為112.15、114.59、111.49。安徽、江蘇、貴州、甘肅這些人均GDP較低的省份，其出生性別比的失衡程度也比較嚴(yán)重，出生性別比分別達(dá)到了131.07、121.38、126.2、124.79。由此可見，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異使得各地區(qū)之間的出生性別比的失衡程度不同。

表2 按教育程度分類的婦女活產(chǎn)子女性別比

資料來源：全國第五次、第六次人口普查資料

2.城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)。城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)一方面使我國工業(yè)體系快速建立，奠定了我國早期現(xiàn)代化建設(shè)的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)；另一方面，導(dǎo)致農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會變遷滯后于城市，阻礙城市化進(jìn)程和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型和發(fā)展。2010年全國城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入19 109.4元，農(nóng)村居民人均純收入只有5 919.0元，相差13 190.4元。圖5顯示了“五普”“六普”時(shí)全國城鎮(zhèn)、農(nóng)村的出生性別比。如圖所示，城市的出生性別比相對鎮(zhèn)、農(nóng)村偏低，后兩者的出生性別比接近或已超過120，失衡嚴(yán)重。農(nóng)村的出生性別比失衡較為嚴(yán)重，與農(nóng)村的生存環(huán)境有關(guān)。農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)不夠發(fā)達(dá)，生產(chǎn)和生活方式依賴于體力勞動，因此男孩比較受家庭的歡迎。所以，只要農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式相對落后和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的格局不變，男性勞動力經(jīng)濟(jì)回報(bào)率高，就不會改變農(nóng)村出生性別比持續(xù)走高的現(xiàn)狀。

資料來源:全國第六次人口普查資料《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2011》

資料來源：全國第六次人口普查資料

3.養(yǎng)老保障制度。老年人作為社會的一個特殊群體，容易在身體功能、生活能力或社會能力等方面產(chǎn)生障礙，無法保障正常的生活狀態(tài)，必須從國家和社會獲得幫助以保障和改善生活。我國的養(yǎng)老模式是傳統(tǒng)的家庭互助式。從法律上講，男女婚后可以從夫居也可以從妻居，而我國絕大多數(shù)家庭是從夫居的，這樣養(yǎng)老送終就寄托在了男孩身上。所以，養(yǎng)兒防老既揭示了封建文化遺留的生育觀念，又揭示了養(yǎng)老保障制度對出生性別比的影響。農(nóng)村的出生性別比失衡嚴(yán)重的重要原因是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)落后、社會保障制度不健全，農(nóng)民的生老病死依靠家庭，而家庭的支柱是男性，使得養(yǎng)兒防老、重男輕女的舊思想、舊觀念還有著廣闊的市場。

以上分析說明，出生性別比的影響因素是復(fù)雜的。限制性的生育政策形成目前婦女的總和生育率，性別偏好的前提和技術(shù)手段的現(xiàn)實(shí)條件影響出生性別比，這是第一層次的影響。來自家庭、地區(qū)的社會、經(jīng)濟(jì)、文化等種種差異與生育政策交互作用影響出生性別比及生育政策對出生性別比的作用，這是第二層次的影響。各種影響因素通過復(fù)雜的、層次性的作用機(jī)制來影響。

三、實(shí)證分析

(一)研究假設(shè)

抽取目前現(xiàn)實(shí)條件下比較有影響力的指標(biāo)：限制性生育政策由總和生育率反映；婦女的受教育程度由15歲及以上女性文盲人口比例反映；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平由農(nóng)村居民人均純收入反映；城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)由非農(nóng)業(yè)戶口人口比例反映；養(yǎng)老保障制度選用新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(xiǎn)參保人數(shù)和城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險(xiǎn)參保比例反映。由于影響出生性別比的重要因素——生育文化無法衡量，故沒有選擇其作為反映指標(biāo)，在此基礎(chǔ)上提出研究假設(shè)。假設(shè)1：婦女的個人層次上，總和生育率作為自變量影響因變量出生性別比，且回歸系數(shù)受到來自地區(qū)層次的影響。假設(shè)2：農(nóng)村居民人均純收入、15歲及以上女性文盲人口比、新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(xiǎn)參保人數(shù)、非農(nóng)業(yè)戶口人口比例作為地區(qū)層次的自變量影響出生性別比。假設(shè)3：來自地區(qū)層次的自變量農(nóng)村居民人均純收入、15歲及以上女性文盲人口比、城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險(xiǎn)參保比例影響總和生育率的回歸系數(shù)。

(二)模型設(shè)計(jì)

本文采用分層線性模型。分層線性模型不同于一般意義上的線性回歸模型，它可以對嵌套數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)進(jìn)行分層多元回歸分析，在社會科學(xué)和行為科學(xué)的研究現(xiàn)象中應(yīng)用普遍；而后者只能對單一層次的分析單位進(jìn)行變量之間的關(guān)系研究[12-13]。 選取如表3的描述指標(biāo):第一層(婦女的個人層次):出生人口性別比(SRB)、總和生育率(TFR)。第二層(地區(qū)層次):農(nóng)村居民人均純收入(MONC)、15歲及以上女性文盲人口比例(EDU)、城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險(xiǎn)參保比例(包括城鎮(zhèn)企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)和新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(xiǎn))(SUP)、新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險(xiǎn)參保人數(shù)(SUPC)、非農(nóng)業(yè)戶口所占比例(NAG)。運(yùn)用學(xué)生版的HLM6.04軟件，選取全國第六次人口普查31個省(市、自治區(qū))的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

(三)單因素方差分析模型

方差分析模型即零模型，即各層模型均不含預(yù)測變量。將因變量的方差分解到各層，判斷總體變異的多大比例是由第二層背景因素造成的，進(jìn)而決定有無進(jìn)行分層分析的必要。模型的具體形式如下：

第一層模型：SRB=B0+r

第二層模型：B0=γ00+μ0

其中，B0是第一層模型的截距，γ是隨機(jī)誤差項(xiàng)，Var(r)=σ2。γ00是第二層模型的截距，μ0是隨機(jī)誤差項(xiàng),Var(μ0)=τ00。利用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的方差成分分析結(jié)果如表4所示。

計(jì)算組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC1=τ00/(τ00+σ2)。ICC1=0.19>0.12，證明存在層次效應(yīng)，可以使用分層線性模型。SRB的總變異中有19.2%的變異是由地區(qū)之間的差異造成的，有80.8%的變異是由婦女個人的總和生育率造成的。在可信度檢驗(yàn)中，B0的可信度λ=0.192>0.1，證明用樣本的均值表示實(shí)際均值是可靠的，不需要改動隨機(jī)項(xiàng)[14]。

表3 二層模型的自變量、因變量描述性統(tǒng)計(jì)

表4 零模型的方差成分分析

(四)完整模型

模型的形式如下：

第一層模型:SRB=B0+B1*TFR+r

第二層模型：

B0=γ00+γ01*MONC+γ02*EDU+γ03+NAG+γ04*SUPC+μ0

B1=γ10+γ11*MONC+γ12*EDU+γ13*SUP

混合模型為：

SRB=γ00+γ01*MONC+γ02*EDU+γ03*NAG+γ04*SUPC+γ10*TFR+γ11*MONC*TFR+γ12*EDU*TFR+γ13*SUP*TFR+μ0+r

模型的運(yùn)行結(jié)果見表5。

表5結(jié)果顯示，總和生育率對出生性別比的影響顯著，總和生育率每上升一個百分點(diǎn)，出生性別比下降0.22個百分比。與歷年的總和生育率與出生性別比的變化趨勢相符合，假設(shè)1得到驗(yàn)證。省份的差異對出生性別比的影響程度較大(P<0.001)，說明農(nóng)村居民人均純收入、文盲人口比、非農(nóng)業(yè)戶口比、新型農(nóng)村合作醫(yī)療參保人數(shù)對出生性別比產(chǎn)生了重要的影響。其中，農(nóng)村居民人均純收入和文盲人口比對出生性別比的影響較顯著，農(nóng)村居民人均純收入每增加一個單位(100元)，出生性別比下降0.003 895，影響程度較小。而文盲人口比例每上升一個百分點(diǎn)，出生性別比就下降1.54個百分比。非農(nóng)業(yè)戶口比和新型農(nóng)村參保人數(shù)都與出生性別比成反向變化關(guān)系，非農(nóng)業(yè)戶口比每上升一個百分比，出生性別比下降0.046個百分比。新型農(nóng)村參保人數(shù)每上升一個單位(萬)，出生性別比下降0.001 1個百分比，但是兩者的系數(shù)不顯著。假設(shè)2中，農(nóng)村居民人均純收入、文盲人口比例影響出生性別比得到驗(yàn)證。而非農(nóng)業(yè)戶口比、新型農(nóng)村參保人數(shù)對出生性別比的影響在10%的置信水平下不顯著。

從第二層的指標(biāo)對第一層的指標(biāo)回歸系數(shù)的具體影響來看，影響均顯著。假設(shè)3得到驗(yàn)證。農(nóng)村居民人均純收入、文盲人口比正向影響總和生育率，城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險(xiǎn)參保比例與總和生育率變化趨勢相反。因此，農(nóng)村居民純收入每上升一個單位，總和生育率對出生性別比的負(fù)向作用下降0.000 057個百分點(diǎn)。文盲人口比例上升一個百分點(diǎn)，總和生育率對出生性別比的負(fù)向作用下降0.013 125個百分點(diǎn)。城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險(xiǎn)參保比例每上升一個百分點(diǎn)，總和生育率對出生性別比的變化作用增強(qiáng)0.001 856個百分點(diǎn)。如表6所示，殘差的方差由零模型的28.86下降到混合模型的12.48，方差削減了56.76%，說明在加入第一層的總和生育率和第二層的各個變量之后，殘差被解釋掉了56.76%。

表5 完整模型的回歸系數(shù)(固定效應(yīng))

表6 完整模型的方差成分分析(隨機(jī)效應(yīng))

四、結(jié)論及對策建議

通過零模型判斷出生性別比不只受到婦女的總和生育率的影響，還受到來自省份層次的各因素的影響。通過完整模型的構(gòu)建，本研究的結(jié)論如下：

(一)生育政策對出生性別比的影響

總和生育率對出生性別比的影響顯著，總和生育率每上升一個百分點(diǎn)，出生性別比下降0.22個百分比，與歷年生育率和出生性別比的變化趨勢相符?？偤蜕实闹笜?biāo)反映限制性生育政策的影響因素，與以往文獻(xiàn)中關(guān)于生育政策影響出生性別比的論述一致，如石人炳證實(shí)了生育控制政策通過“選擇途徑”和“統(tǒng)計(jì)途徑”對出生性別比產(chǎn)生影響，即使沒有選擇性生育，生育控制政策也會通過“統(tǒng)計(jì)途徑”對人口性別比產(chǎn)生影響[4]。

(二)社會經(jīng)濟(jì)因素對出生性別比的影響

社會經(jīng)濟(jì)因素選取的3個代表性指標(biāo)：農(nóng)村居民人均純收入、非農(nóng)業(yè)戶口比、新型農(nóng)村合作醫(yī)療參保人數(shù)對出生性別比產(chǎn)生了重要的影響。其中，農(nóng)村居民人均純收入對出生性別比的影響較顯著，影響程度較小。非農(nóng)業(yè)戶口比例出生性別比影響程度大，在10%的置信水平下不顯著。新型農(nóng)村參保人數(shù)每上升一個單位(萬)，出生性別比下降0.001 5個百分比，系數(shù)在10%的置信水平下不顯著。因?yàn)榉謱泳€性模型對數(shù)據(jù)要求嚴(yán)格，所以在一定程度上可以判斷新型農(nóng)村參保人數(shù)、非農(nóng)業(yè)戶口的增加能夠降低出生性別比。

(三)社會經(jīng)濟(jì)因素與生育政策的交互作用對出生性別比的影響

社會經(jīng)濟(jì)因素對生育政策的影響顯著，通過與生育政策的交互作用影響出生性別比。農(nóng)村居民人均純收入正向影響總和生育率，城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險(xiǎn)參保比例與總和生育率變化趨勢相反。農(nóng)村居民純收入水平的上升使得總和生育率對出生性別比的負(fù)向作用下降。城鄉(xiāng)養(yǎng)老保險(xiǎn)參保比例每上升一個百分點(diǎn)，總和生育率對出生性別比的負(fù)向作用增強(qiáng)。

討論：為什么文盲人口比例上升卻導(dǎo)致出生性別比下降？究其原因，一方面可能是教育水平較低的群體人口生育率較高，然后根據(jù)生育率與出生性別比的反向作用得出出生性別比的升高得到抑制。另一方面，文盲人口通常收入較低，可能不會通過醫(yī)療技術(shù)手段進(jìn)行性別鑒定進(jìn)而選擇性生育，從而使得出生性別比下降。綜上所述，提出治理出生性別比失衡應(yīng)采取的對策如下：

(1)適當(dāng)放寬生育政策

本文理論部分論證了生育政策對出生性別比的影響是顯著的，實(shí)證研究部分也證實(shí)了總和生育率對出生性別比具有反向影響作用，所以適當(dāng)放寬生育政策有利于降低出生性別比。盡管國家出臺各種政策制止非法進(jìn)行選擇性生育，但是只要性別偏好的前提存在，它就會通過限制性生育政策對出生性別比產(chǎn)生影響，如出現(xiàn)“溺女嬰”“棄女嬰”的現(xiàn)象。即只要政策限制的人數(shù)低于人們意愿生育的人數(shù)，就有可能出現(xiàn)選擇性生育。適當(dāng)放寬生育政策可以減少選擇性生育發(fā)生的比例，如對需要依靠體力勞動的偏遠(yuǎn)農(nóng)村，可以適當(dāng)放寬至“三孩”政策。

(2)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，加快城鎮(zhèn)化建設(shè)步伐

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定生產(chǎn)方式。在經(jīng)濟(jì)落后、交通不暢的農(nóng)村主要是以體力活為主的勞動方式，所以重男輕女的傳統(tǒng)思想非常濃厚。而我國絕大多數(shù)人口分布在農(nóng)村，因此要解決出生性別比失調(diào)問題，最根本的是要轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，加快城鎮(zhèn)化建設(shè)。要加大發(fā)展生產(chǎn)力，調(diào)整優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，由以體力勞動為主、分散經(jīng)營的傳統(tǒng)耕作方式向現(xiàn)代化、集約化、機(jī)械化的生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變；加快城鄉(xiāng)一體化建設(shè)，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展、增加農(nóng)民收入和提高農(nóng)業(yè)并重，逐步縮小城鄉(xiāng)差距。農(nóng)民的物質(zhì)越豐富，對子女的依賴越小，男性的性別優(yōu)勢就越小。

(3)完善養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)等社會保障制度

由于養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)等社會保障制度的不健全，導(dǎo)致人們老年的生活沒有保障，缺乏安全感，加大了對男孩的偏愛。農(nóng)村的社會保障制度較城鎮(zhèn)欠缺，因此養(yǎng)兒防老的思想盛行。要改變農(nóng)村傳統(tǒng)的養(yǎng)老模式，逐步建立健全養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)等社會保障制度，以社會性的養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)弱化家庭的功能，降低老年人口對子女養(yǎng)老角色的期待，使農(nóng)民的養(yǎng)老方式從家庭養(yǎng)老和自我養(yǎng)老為主逐步向社會養(yǎng)老為主轉(zhuǎn)變，使其老有所養(yǎng)、老有所樂，這會在很大程度上削弱家庭對男嬰的需求。

(4)加大打擊“兩非”案件力度，強(qiáng)化利益導(dǎo)向政策

限制性生育政策通過B超等醫(yī)療技術(shù)手段的作用導(dǎo)致出生性別比升高，要加大查處“兩非”案件力度。協(xié)調(diào)公安等相關(guān)部門建立聯(lián)合執(zhí)法機(jī)制，堅(jiān)決把涉案單位和人員查處到位。加大“兩非”案件曝光力度，警示教育廣大群眾自覺抵制“兩非”行為。在嚴(yán)厲打擊“兩非”的同時(shí)，做好對出生性別比的監(jiān)測，特別是對第一孩為女孩的育齡人口[15]。要在各級黨委政府的領(lǐng)導(dǎo)下，努力推動各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)社會政策向計(jì)劃生育女孩家庭傾斜，切實(shí)保障計(jì)劃生育女孩家庭的權(quán)益。要想方設(shè)法為女孩家庭營造良好的社會經(jīng)濟(jì)環(huán)境，創(chuàng)造條件鼓勵、幫助女孩上學(xué)、女性就業(yè)，解決計(jì)劃生育女孩家庭養(yǎng)老、照護(hù)等現(xiàn)實(shí)問題。

(5)深入開展宣傳倡導(dǎo)工作

動員傳統(tǒng)和新興媒體，發(fā)動社會力量，大力倡導(dǎo)男女平等、關(guān)愛女孩的先進(jìn)理念，破除男尊女卑、重男輕女、傳宗接代的傳統(tǒng)思想，不斷提高社會性別平等意識。認(rèn)真開展“關(guān)愛女孩”等公益活動，使女孩的成長發(fā)展得到更多的關(guān)心和愛護(hù)。加強(qiáng)新型家庭文化建設(shè)，營造社會性別平等的輿論氛圍，以文化的感召力促進(jìn)性別平等，引導(dǎo)民眾逐步消除性別偏好。

[1] 石人炳.我國出生性別比變化新特點(diǎn)——基于“五普”和“六普”數(shù)據(jù)的比較[J].人口研究,2013(2):66-72.

[2] 湯兆云.韓國、印度和中國臺灣治理出生性別比偏高的對策及啟示[J].國外社會學(xué),2010(4):68-75.

[3] 湯兆云,馬琳.出生性別比綜合治理：有所為,有所不為[J].人口與計(jì)劃生育研究,2011(4):104-112.

[4] 郭志剛.對2000年人口普查出生性別比的分層模型分析[J].人口研究,2007(3):20-31.

[5] 石人炳.生育控制政策對人口出生性別比的影響研究[J].中國人口學(xué),2009(5):86-112.

[6] 王軍.生育政策和社會經(jīng)濟(jì)狀況對中國出生性別比失衡的影響[J].人口學(xué)刊,2013(5):5-14.

[7] 劉春暉.基于HLM方法的出生性別比失衡問題研究[D].成都：西南財(cái)經(jīng)大學(xué),2012:27-47.

[8] 蔡菲,陳勝利.限制生育政策不是影響出生人口性別比升高的主要原因[J].市場與人口分析,2006(3):29-31.

[9] 陳衛(wèi)，翟振武．1990 年代中國出生性別比:究竟有多高[J].人口研究,2007(5):1-8.

[10]王軍,郭志剛.孩次結(jié)構(gòu)與中國出生性別比失衡關(guān)系研究[J].人口學(xué)刊,2014(3):5-13.

[11]易國賢.大國空槽：反思中國計(jì)劃生育政策[M].北京:中國發(fā)展出版社,2012:148-149.

[12]張力為.哪些研究問題需要用分層線性模型解答[J].天津體育學(xué)院學(xué)報(bào),2002(2):36-39.

[13]寧科,馬云霞,李曉天.基于分層線性模型的我國城市居民體育鍛煉行為研究[J].體育學(xué)刊,2012(2):49-54.

[14]賈俊民，葛文光.關(guān)于三農(nóng)概念與三農(nóng)問題提法的考察[J].中國農(nóng)村觀察,2013(5):86-94.

[15]王欽池.生育水平、性別偏好和出生性別比——兼論出生性別比的監(jiān)測方法[J].人口學(xué)刊,2013(2):5-14.

(責(zé)任編輯 魏艷君)

Analysis on the Influence Factors and Countermeasures of Sex Ratio Imbalance in China’s Birth Population

ZHANG Jun, CHEN Li-min

(School of Economics and Finance, Chongqing University of Technology, Chongqing 400054, China)

Starting with the analysis of the current situation of sex ratio at birth and the degree of imbalance, the literature on the influencing factors of the imbalance of sex ratio at birth in the past is summarized. Based on the sixth census data of the whole country and the Chinese statistical yearbook of 2011, an empirical analysis of the influence factors of the birth sex ratio is made by using the hierarchical linear model. It is concluded that the total fertility rate affects the birth sex ratio; the difference in the proportion of net income of farmers and the proportion of illiteracy among the provinces also have a great influence on the sex ratio at birth.

sex ration at birth; imbalance; hierarchical linear model

2016-09-18

張軍(1978—)，男，四川巴中人，教授，博士，研究方向：社會保障理論與實(shí)踐、福利文化與社會政策。

張軍，陳莉敏.中國出生人口性別比失衡的影響因素及其解決對策[J].重慶理工大學(xué)學(xué)報(bào)(社會科學(xué))，2017(2):23-31.

format：ZHANG Jun, CHEN Li-min.Analysis on the Influence Factors and Countermeasures of Sex Ratio Imbalance in China’s Birth Population[J].Journal of Chongqing University of Technology(Social Science)，2017(2):23-31.

10.3969/j.issn.1674-8425(s).2017.02.004

C924.24

A

1674-8425(2017)02-0023-09