農(nóng)村二孩家庭男孩偏好對長姐體質(zhì)健康的影響研究①

高旭瑤

（南開大學(xué) 社會學(xué)院，天津 300350）

1 引言

兒童福利是社會總體福利制度框架的重點和核心，隨著三孩時代來臨，婦幼保健、托育機構(gòu)、健康照顧等兒童福利成為公共政策的熱點議題。兒童不是父母的私有財產(chǎn)，以國家為主體，全社會應(yīng)遵循“兒童優(yōu)先”的原則，并負有保障兒童基本權(quán)利、促進其健康發(fā)展的責(zé)任。自中共十九大以來，習(xí)近平同志提出“健康中國”政策，將人們的健康放在優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略地位，2019 年在國家層面成立了健康中國行動推進委員會，制定了《健康中國行動（2019-2030 年）》，將婦幼健康和中小學(xué)健康列為兩大重點促進行動，兒童健康政策的引導(dǎo)作用不斷強化。然而，現(xiàn)實中兒童健康照顧普遍缺乏兒童福利的理念與價值基礎(chǔ)，少年兒童的健康問題仍然嚴峻?！吨袊鴥和l(fā)展報告（2021）》指出，2010-2019 年間中小學(xué)生的超重肥胖率上升了8.7 個百分點，貧血率和近視率上升至11.1%和67.9%，心理健康問題也十分突出。

長久以來，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的社會發(fā)展進程中。家庭是兒童早期的主要生活環(huán)境和社會化場所，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，偏愛男孩的父母很可能會為了生第二胎而減少對女兒母乳喂養(yǎng)和照料的時間以縮短生育間隔，甚至不少家庭生育多胎次只為了得到一個男孩。農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展較為落后，男孩偏好更嚴重，并存在一定比例的低收入家庭，基于有限的資源，農(nóng)村父母為了在未來獲得更多收益和回報，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成年后個人的發(fā)展產(chǎn)生長期持續(xù)影響?？s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，對個人和社會的健康發(fā)展也大有裨益。以中國“家本位”文化下的男孩偏好觀念為支點，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兒童健康不平等的影響及內(nèi)在機制，試圖減少家庭在資源分配上的性別差異性投資，為我國兒童健康和福利事業(yè)的可持續(xù)性發(fā)展提供經(jīng)驗借鑒。

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）具有生存優(yōu)勢，隨著一個國家總死亡率水平的下降，其優(yōu)勢往往會增加。然而，現(xiàn)實中女孩面臨著遠高于男孩的死亡風(fēng)險，存在女孩生存劣勢。在一項針對女性從出生到5 歲之間死亡率性別比的研究中，有10 個國家的女性死亡率高于預(yù)期[1]。除了死亡風(fēng)險，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)測測試數(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)療護理和營養(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 個百分點和4.9 個百分點[3]。

2.2 性別觀念對兒童健康狀況的影響

“重男輕女”觀念在中國社會根深蒂固，并與生育、養(yǎng)老的意愿和行為相互交織在一起。有學(xué)者認為，一些生育政策本身帶有性別傾向[4]，可能對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，性別觀念對兒童健康的影響存在差異。1970 年，我國計劃生育政策開始形成，規(guī)定每個家庭只能生育一個孩子，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)，父母可能會采取瞞報、不報的方式繼續(xù)生育二胎；在嚴格實行計劃生育的地區(qū)，父母雖然有繼續(xù)生育的意愿，卻沒有機會再生第二胎。在第二種情況下，男孩偏好對兒童健康的影響難以衡量，不過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，如增加人為墮胎和遺棄女嬰的幾率，這直接損害了女嬰的健康，增加了死亡率。

多年來，我國居民生男偏好呈下降趨勢，逐漸向無偏好轉(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，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)村流動人口面臨城鄉(xiāng)社會文化差異的巨大沖擊，并受到戶籍制度等一系列制度性因素的差別對待，導(dǎo)致這一群體在就業(yè)、社會保障等多方面處于劣勢，這種經(jīng)濟和社交上的相對剝奪感越強，其子女性別偏好也越強，將固化原有的生男偏好[7]。此外，得益于改革開放和新農(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)濟地位，又促進了她們主體意識的覺醒。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追隨轉(zhuǎn)變?yōu)橹鲃舆x擇，這也許會給女孩帶來更大的生存發(fā)展空間[8]。

宋月萍等通過比較農(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，偏愛男孩的父母對不同性別孩子的投入、產(chǎn)出持差異化態(tài)度，對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，甚至帶來婚姻擠壓等社會問題。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，對兒童的健康差異產(chǎn)生顯著影響[10-11]。該結(jié)論與國外的研究相似，來自印度等多個國家的實證研究均表明，父母在家庭內(nèi)部分配育兒時間、母乳、蛋白質(zhì)和維生素等方面更偏愛男孩，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，父母將減少對女孩的健康投入，女孩的母乳喂養(yǎng)和照料時間明顯短于男孩，成長過程中女孩的身高、身體質(zhì)量也更差[15-16]。

2.3 研究述評

已有研究為本文提供了豐富的研究經(jīng)驗，但是，還存在一些不足：一是現(xiàn)有文獻多從客觀角度研究影響兒童健康的因素，如父母經(jīng)濟地位、受教育程度、政策實施等，但鮮有文獻關(guān)注到家庭主觀的男孩偏好對兒童健康產(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、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，識別難度較大。由于識別策略的差異，現(xiàn)有文獻得到的有關(guān)男孩偏好對兒童健康影響的結(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制，對男孩偏好如何影響兒童體質(zhì)健康的機理仍不明確。

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，影響較為長遠的是資源稀釋理論，又被稱為“效率假說”，Becker（1998）在《家庭論》中提出，在沒有資源約束的情況下，家庭中資源的分配與同胞結(jié)構(gòu)無關(guān)，但現(xiàn)實中資源是既定的，父母會理性地分配有限的資源，以實現(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：環(huán)境資源，包括房子、生活必需品、文化物品（書籍、圖片、音樂等）；機會資源，指融入外部世界的特定機會；照料資源，父母的關(guān)注、干預(yù)和教育。通過研究孩子數(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，在一定時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，“同胞競爭效應(yīng)”表現(xiàn)得越強烈，每個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、性別等也會通過資源稀釋發(fā)揮作用，影響孩子的生存和幸福[17-18]。對于孩子出生次序，可能存在首孩/末孩優(yōu)勢。Behrman 和Taubman 認為首孩在家庭資源中擁有“先占”的優(yōu)勢，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，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奪資源，但實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，他的哥哥姐姐可能已經(jīng)成年離開家庭或者可以自立，他們更可能獲得父母的慷慨投入，甚至還會受到哥哥姐姐的照料而得到更多家庭資源[20]。對于孩子性別來說，父母希望通過合理配置資源達到投資的效用最優(yōu)，而把更多資源分配給未來收益和回報更高的性別上。首先，勞動力市場上存在性別歧視，無論在職位獲得還是報酬、晉升上，男性比女性更具競爭力；其次，中國傳統(tǒng)的“養(yǎng)兒防老”觀念認為女兒最終會出嫁到男方，不再屬于原家庭，兒子才能照顧、贍養(yǎng)年老的父母，因此在家庭同時擁有兒子和女兒時，父母更傾向于將資源分配給兒子。

中國以父權(quán)制為基礎(chǔ)的家庭制度長期存在，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)部資源分配時會出現(xiàn)性別差異，甚至最早在生育階段就有所體現(xiàn)。在沒有一個兒子的家庭中，母親會為了增加再次懷孕的機會而減少喂養(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，仍然進行危險生育行為[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“令人滿意”的兒子，婦女的后續(xù)生育間隔將明顯延長，而一旦達到理想的男孩數(shù)量，父母更可能停止生育，與沒有兒子的女性相比，有一個或多個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過程中仍會采取性別歧視[23-24]。在醫(yī)療分配上，男孩通常在看病、住院過程中消耗更多的醫(yī)療費用，疫苗接種次數(shù)也多于女孩，他們在生病后更可能受到父母重視并得到及時治療。在不改變性別歧視的條件下，即便經(jīng)濟發(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孩子食物的總熱量并沒有顯著的性別差距，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時間的母乳喂養(yǎng)，在后續(xù)成長階段也更容易獲得牛奶，而女孩卻經(jīng)常表現(xiàn)出營養(yǎng)不良[12-14]。

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

我國在出生人口性別比治理工作上卓有成效，但現(xiàn)實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，需要進一步緩解重男輕女的性別偏好[9]。實質(zhì)上，人口性別比失衡反映了社會層面上的性別不平等，其具有長期普遍的影響。一方面，性別不平等引發(fā)的風(fēng)險逐漸從人口領(lǐng)域擴散至健康、文化、經(jīng)濟等領(lǐng)域；另一方面，性別不平等從社會層面滲透到社區(qū)、家庭層面，最終影響個人的發(fā)展和福祉[26]。家庭的各項決策不可避免地受到社會層面的文化觀念影響，如果孤立地分析家庭內(nèi)部的經(jīng)濟權(quán)衡對兒童健康的影響，會忽視父母決策帶來的外部性。實際上，所有家庭的集體決策會形成整個社會的性別觀念，繼而直接或間接地對家庭內(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性別觀念對家庭的影響，如果社會上存在性別失衡，家庭對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，以迎合社會的性別偏好，獲得更高的投資回報率，這將損害女孩的體質(zhì)健康。相反，如果社會性別較為均衡，家庭對性別平等感知則更強，這時父母會認為性別身份并非是影響孩子社會地位、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、財富、機會等資源，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長姐體質(zhì)健康的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)。

父母只生育一個孩子時，獨生子女可以享受全部的家庭資源，而家庭中一旦迎來第二個孩子，同胞競爭效應(yīng)就會發(fā)揮作用，每個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，這種競爭會更加激烈。在二孩家庭中，兩個孩子之間年齡分布的差異可能會影響同胞競爭效應(yīng)的大小，并導(dǎo)致父母對孩子健康的差異化投資。當(dāng)兩個孩子同處學(xué)齡前或?qū)W齡期時，他們屬于同一成長階段，且在每個階段對健康、營養(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，并公平地在兩個孩子間分配資源。當(dāng)一孩優(yōu)先進入學(xué)齡期，而二孩仍處于學(xué)齡前時，年幼的孩子更可能對年長的孩子構(gòu)成威脅。這是因為兩個孩子處于不同的成長階段，年長的孩子優(yōu)先進入了下一個階段，在面臨資源約束的條件下，父母會將重心放到年齡小的孩子身上，以犧牲年長孩子為代價，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)兩個孩子不在同一成長階段時，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：男孩偏好對長姐體質(zhì)健康的影響存在顯著的年齡分布差異。

孩子的價值可以描述為工具價值和情感價值，前者指孩子作為實現(xiàn)各種功利主義目的的手段，包括他們對家庭收入和老年贍養(yǎng)的潛在貢獻[28]，而后者指父母在情感上與生孩子和撫養(yǎng)孩子相關(guān)的滿足感[29]，人們偏愛兒子是因為他們能夠給家庭帶來高于女兒的收益和回報。然而，在過去的半個多世紀(jì)，我國經(jīng)濟和社會保障事業(yè)快速發(fā)展，極大地提高了人們的生活福利水平，分散了個體在生命周期內(nèi)可能發(fā)生的疾病、年老等風(fēng)險，對子女的經(jīng)濟依賴也有所降低，加上養(yǎng)育成本越來越高，父母對子女的投資和回報并不平衡，孩子的工具價值不斷減弱。與此同時，由于現(xiàn)代化的沖擊，人口流動和遷移更加頻繁，子女常常去別的城市求學(xué)、工作，陪伴父母的時間變少，父母的需求重心逐漸從經(jīng)濟轉(zhuǎn)向情感，孩子的內(nèi)在價值就變得更重要。在這樣的轉(zhuǎn)變過程中，男孩和女孩的工具價值均降低而內(nèi)在價值均上升，原本男孩在工具價值上的優(yōu)勢不復(fù)存在，女兒在情感支持方面將越來越受到重視[30]。孩子父母的出生隊列對應(yīng)著不同的經(jīng)濟發(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)在價值，對男孩的偏好越弱，更可能公平地對孩子進行健康投資。

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

4 研究設(shè)計

4.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）。CFPS 以2010 年為基線正式開始訪問，后分別于2012、2014、2016、2018 年開展了四輪全樣本的追蹤調(diào)查，受訪者來自于25 個省/ 市/自治區(qū)，調(diào)查對象包括了樣本家庭中的所有成員，能夠代表中國95%的人口。CFPS 共有社區(qū)問卷、家庭問卷、成人問卷和少兒問卷四種主體問卷類型，其中涵蓋的家庭結(jié)構(gòu)和特征、健康狀況、醫(yī)療保險、收入和支出等豐富的個人和家戶信息能夠滿足研究需要。為了較好地識別男孩偏好，需要排除出生次序、子女?dāng)?shù)量對孩子體質(zhì)健康產(chǎn)生的影響，本研究對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。在每個訪問年度內(nèi)準(zhǔn)確識別父母、配偶、子女等基本家庭信息，橫向合并家庭關(guān)系庫、家庭經(jīng)濟庫、成人庫和少兒庫，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)。混合截面數(shù)據(jù)可能會引發(fā)同一個體在不同時期擾動項的自相關(guān)，但這并不會影響研究結(jié)論：其一，回歸使用了聚類穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤，即允許同一聚類（個體）的觀測值存在相關(guān)性，但不同聚類（個體）的觀測值是相互獨立的[35-36]。其二，在五次調(diào)查中有1226 個樣本被觀察到1 次，重復(fù)測量2 到4 次的樣本分別為1240 個、906 個和328 個，沒有樣本被重復(fù)測量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)，但本文的研究重點并不在分析時間上的變化或動態(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)，而對于每一年的截面數(shù)據(jù)，本文單獨檢驗了其實證結(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)進行分析。剔除缺失值后，剩余有效樣本數(shù)量為3700 個，樣本在五輪調(diào)查中的分布情況分別為524、831、600、953、792。

4.2 變量選取與測量

4.2.1 被解釋變量

被解釋變量為長姐的體質(zhì)健康。一般來說測量健康狀況的方式有自評健康、臨床指標(biāo)和人體測量指標(biāo)。相較而言，用人體測量指標(biāo)來評價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出于主觀因素回答虛假的數(shù)值，且不容易出現(xiàn)測量誤差，應(yīng)答率和準(zhǔn)確率相對較高；另一方面，0-16 歲兒童正處于個體的成長發(fā)育階段，人體測量指標(biāo)可以更好地反映兒童的營養(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價標(biāo)準(zhǔn)，包括年齡別身高、年齡別體重、年齡別BMI 等，對不同年齡的長姐樣本，本文利用CFPS 問卷中“（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、體重數(shù)值，根據(jù)WHO 的方法進行標(biāo)準(zhǔn)化，形成可以比較的Z 評分（Z score）②Z評分是指實測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/ 身高Z評分、體重Z評分、BMI Z評分。。通常來說，身長/ 身高Z 評分越高表示兒童發(fā)育狀況越好，而體重Z 評分、BMI Z 評分則是需要在一定范圍內(nèi)才表示健康。為了更直觀地評價兒童的營養(yǎng)和發(fā)育情況，本文根據(jù)WHO 的標(biāo)準(zhǔn)構(gòu)造發(fā)育情況和營養(yǎng)狀況兩個變量，如果身長/ 身高Z 評分小于-2 則認為兒童為發(fā)育不良，營養(yǎng)狀況中，體重Z 評分和BMI Z 評分小于-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于他們的身高來說過輕，即營養(yǎng)不良，而肥胖則意味著體重相對于身高過重，即營養(yǎng)過剩。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 評分、發(fā)育情況、營養(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別策略：一是直接通過問卷詢問，如“您認為傳宗接代的重要程度”“懷孕時孩子想要的性別是什么”“如果只有一個孩子，你更喜歡男孩還是女孩”來衡量父母的性別偏好。二是利用一胎孩子性別的隨機性和外生性，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姐有弟弟/ 有妹妹對因變量的不同影響作為男孩偏好效應(yīng)[24]。

本文認為，男孩偏好的形成需要兩個條件：第一要生出男孩，第二是父母在家庭資源分配過程中對男孩表現(xiàn)出過多的關(guān)愛，從而剝奪了長姐的家庭地位，損害其營養(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，為了模型簡便和同時排除子女?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的影響，父母可能僅僅出于對弱小的保護和偏愛而降低了長姐的健康水平，也就是說，這種健康損害來自于“首孩劣勢”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)進行對比，此時如果只是“首孩劣勢”的影響，父母將無論性別都偏愛年齡較小的孩子，兩種家庭結(jié)構(gòu)中的長姐健康不會有顯著差異，否則，如果存在男孩偏好，父母將僅偏愛第二胎為男性的孩子，并損害“女-男”結(jié)構(gòu)中長姐的健康，這就是男孩偏好產(chǎn)生的效應(yīng)。具體的操作如下：首先對CFPS 數(shù)據(jù)根據(jù)家庭、年份進行合并，保留二孩家庭樣本，之后由兩個孩子的出生年份計算年齡，區(qū)分第一胎次和第二胎次及對應(yīng)的性別，此時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)”指家庭在進行資源分配時由于男孩偏好而產(chǎn)生的子女體質(zhì)健康差異，并不涉及生育前、生育時等階段。。

4.2.3 控制變量

長姐的體質(zhì)健康不可避免地受到自身素質(zhì)、遺傳因素及家庭、社會特征的影響，因此需要控制個人、家庭、社會層面的相關(guān)變量，以提高研究的準(zhǔn)確性，包括長姐的年齡、生病、醫(yī)保、父母受教育水平、父母身高、父母體重、家庭收入（取自然對數(shù)）、家庭生活水平、性別平等感知。其中，生病變量由“過去一個月孩子是否生?。俊钡玫?，生過病則賦值為1，否則為0。家庭生活水平參考田霖的做法，通過上一年家庭食品支出占總支出的比重來衡量，取值范圍為0-1，數(shù)值越小說明家庭的生活水平越高[35]。實際上，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家庭或個人消費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社會環(huán)境中男女平等的感知，用《中國統(tǒng)計年鑒》不同時期、地區(qū)的出生性別比賦值，值越大表明對性別平等的感知越弱。在分析男孩偏好對長姐體質(zhì)健康的影響機制時，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。

4.3 模型構(gòu)建

4.3.1 Ols 模型

共有兩類指標(biāo)衡量長姐的體質(zhì)健康：一類是連續(xù)變量，為身高Z 評分；一類是離散變量，包括發(fā)育情況和營養(yǎng)狀況。對于連續(xù)變量，構(gòu)建 Ols 回歸模型如下：

式中，i 表示第i 個家庭中長姐，Yi是長姐的身高Z 評分，X1i為0-1 虛擬變量，取值為1 表示長姐有弟弟，取值為0 表示長姐有妹妹，α1表示長姐有弟弟對其身高Z 評分影響的系數(shù)值。X2i表示個人、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是隨機誤差項。

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 仍表示長姐的身高Z 評分，X 是二元虛擬變量，等于1 為長姐有弟弟，否則有妹妹，τ 和ρ為地區(qū)和年份的虛擬變量，θα1、θα2和θα3分別表示對自變量、地區(qū)、年份進行參數(shù)估計后第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 個家庭中長姐的發(fā)育情況，發(fā)育遲緩為1，正常為0。X1i為長姐有弟弟，待估系數(shù)β1為長姐有弟弟對其營養(yǎng)狀況的影響效應(yīng)。τi、ρi、 εi含義同（1）。

分類變量Yi為第i 個家庭中長姐的營養(yǎng)狀況，消瘦取值為1，正常取值為2，肥胖取值為3。X1i為長姐有弟弟，待估系數(shù)β1為長姐有弟弟對其營養(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)致估計結(jié)果有偏，為了得到男孩偏好對長姐體質(zhì)健康影響的凈效應(yīng)，本文通過傾向得分匹配法構(gòu)建“反事實框架”，以緩解“樣本選擇偏誤”及其造成的內(nèi)生性問題，建立模型如下：

表1 變量描述性統(tǒng)計

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

5 實證檢驗

5.1 二孩家庭中長姐的基本特征分析

5.1.1 有弟弟/ 有妹妹與長姐體質(zhì)健康差異分析

根據(jù)有弟弟或有妹妹對長姐進行分組，描述兩組間的長姐體質(zhì)健康差異。由表2 可知，有弟弟的長姐樣本為2536 個，有妹妹的長姐樣本為1164 個，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)健康的各項指標(biāo)中，首先對長姐有弟弟和有妹妹兩類群體的身高Z 評分和發(fā)育情況進行T 檢驗，發(fā)現(xiàn)二者均在1%的置信區(qū)間內(nèi)存在顯著差異。具體來說，有弟弟的長姐身高Z 評分的均值為-0.958，標(biāo)準(zhǔn)差為2.406，有妹妹的長姐身高Z 評分均值為-0.477，標(biāo)準(zhǔn)差為2.083，即無論有弟弟還是有妹妹，長姐的身高Z 評分均低于WHO 公布的身高標(biāo)準(zhǔn)，而有弟弟的長姐平均身高顯著更低。有弟弟的長姐出現(xiàn)發(fā)育遲緩的概率高于有妹妹的長姐，均值差為0.079，說明前者更可能出現(xiàn)發(fā)育遲緩的狀況。接著，將這兩類群體和營養(yǎng)狀況分組進行卡方檢驗，得到Pearson 卡方檢驗值為6.8944（p=0.032＜0.05），說明長姐的營養(yǎng)狀況在有弟弟/ 有妹妹組中存在顯著性差異。觀察詳細檢驗結(jié)果，發(fā)現(xiàn)在有妹妹組中，長姐營養(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%；而長姐在有弟弟組中營養(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，有弟弟和有妹妹對長姐健康狀況的影響存在顯著差異，也為我們后續(xù)實證分析男孩偏好對長姐體質(zhì)健康的影響和作用機制提供了基礎(chǔ)。

表2 有弟弟/ 妹妹與長姐體質(zhì)健康差異

5.1.2.長姐體質(zhì)健康不佳的年齡分布

個體的成長發(fā)育是一段連續(xù)的過程，各個階段之間有密切的聯(lián)系。一般來說，兒童成長可以分為嬰兒期（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，嬰兒期和青春期個體的發(fā)育速度較快，幼兒期和學(xué)齡期生長發(fā)育較為緩慢。為了考察個體在不同成長階段體質(zhì)健康的差異，本文繪制了長姐體質(zhì)健康不佳時的年齡概率密度圖。圖1 顯示，身高Z 評分和消瘦的概率密度最高點在0.09 左右，分別出現(xiàn)在長姐年齡為14 歲和5 歲時，發(fā)育遲緩和肥胖的概率密度最高超過了0.1，分別出現(xiàn)在長姐年齡的9 歲和5 歲?？傮w來講，長姐健康狀況不佳時的年齡分布近似于正態(tài)分布，四個健康指標(biāo)中，密度高值均開始于4 歲左右，其中肥胖的高值大約在10歲開始下降，而身高Z 評分、發(fā)育遲緩和消瘦一直持續(xù)到接近14 歲才下降。4 至14 歲對應(yīng)著個體成長的學(xué)齡期和青春期，說明長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，長姐進入學(xué)齡期意味著她比弟弟/ 妹妹提前過渡到了下一成長階段，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、陪伴長姐的時間，同時父母的重心也可能發(fā)生轉(zhuǎn)變，將原本屬于長姐的物質(zhì)、精神資源讓渡給二孩，因此長姐的健康狀況在剛進入學(xué)齡期的一段時間內(nèi)會快速變差。隨著年齡不斷增長，在二孩進入學(xué)齡期后，家庭內(nèi)部資源分配的差異可能會逐漸降低，使長姐的體質(zhì)健康逐漸好轉(zhuǎn)。

圖1 長姐體質(zhì)健康不佳時的年齡概率密度圖

5.2 男孩偏好與長姐體質(zhì)健康的實證分析

男孩偏好對長姐體質(zhì)健康的影響如表3 所示。首先觀察男孩偏好對長姐身高Z 評分的影響，長姐有弟弟的系數(shù)為-0.254，并在1%的置信水平顯著，表明男孩偏好不利于長姐的身高發(fā)展。在勞動市場歧視的環(huán)境下，父母能夠意識到性別的薪酬差距，如果同時擁有男孩和女孩，父母受到經(jīng)濟激勵時更希望從兒子那里獲得經(jīng)濟回報，在日常照料等行為上將更偏愛兒子。同時，在以父權(quán)制為主的家庭制度框架內(nèi)，中國社會的重男輕女思想根深蒂固，傳統(tǒng)觀念認為兒子能夠發(fā)揮傳宗接代、光耀門楣的作用，因此父母對孩子進行資源分配時將更偏愛兒子，造成了性別間的健康不平等，損害了長姐的體質(zhì)健康。控制變量中，在個體自然生長規(guī)律下，長姐年齡每增加一歲，身高Z 評分顯著增加0.104（p＜0.01）個單位，父母的身高、體重與長姐身高Z 評分也呈正相關(guān)，體現(xiàn)了遺傳因素的作用。父母的受教育水平與長姐的身高Z 評分呈正相關(guān)說明，高受教育程度的父母更重視兒童的健康、營養(yǎng)、教育等，也更有經(jīng)濟實力將其付諸行動。當(dāng)家庭中感受到的社會性別平等更弱時，長姐的身高Z 評分將降低0.049（p＜0.01）個單位，這是因為家庭決策在很大程度上受到社會環(huán)境的影響，當(dāng)社會重男輕女思想嚴重時，父母也會做出更利于男孩的決策，從而損害長姐體質(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)生性問題，盡可能得到男孩偏好對長姐身高Z 評分影響的凈效應(yīng)。

只考慮男孩偏好對長姐身高的影響可能較為片面，營養(yǎng)吸收和成長發(fā)育也是體質(zhì)健康的重要指標(biāo)，且仍會受到個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)育狀況和營養(yǎng)狀況正常的長姐相比，有弟弟的長姐將顯著提高其發(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)無法直接解釋，只能觀察影響的正負向，因此在表3 的3、5、7 列中進一步報告了各解釋變量的邊際效應(yīng)值。具體來說，與正常組相比，有弟弟的長姐發(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姐的營養(yǎng)攝入和發(fā)育，且當(dāng)前階段主要表現(xiàn)為營養(yǎng)不良而非營養(yǎng)過剩?？傮w來說，有弟弟的長姐無論是身高Z 評分還是發(fā)育和營養(yǎng)狀況，都比有妹妹的長姐表現(xiàn)得更差，這證明了男孩偏好不利于長姐的體質(zhì)健康，假設(shè)1 得到驗證。控制變量中，除去長姐自身年齡以及父母身高、體重等遺傳因素與長姐身體發(fā)育間的相關(guān)關(guān)系，母親的受教育程度對長姐的發(fā)育情況和營養(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），說明女性受教育程度提高有利于孩子健康發(fā)展。對社會中性別平等的感知越弱的家庭，長姐發(fā)育遲緩的概率將比感知強的增加0.9%（p＜0.01）。

為了檢驗?zāi)泻⑵蔑@著降低長姐身高Z 評分的結(jié)論，本文還采用了分位數(shù)回歸模型，以說明結(jié)果的穩(wěn)健性。根據(jù)長姐身高Z評分的分布，選取了15%、35%、50%、65%、90%五個分位點進行回歸（見表4）?？梢园l(fā)現(xiàn)所有分位點上長姐有弟弟的系數(shù)值均為負，且除了90% 分位點外其余系數(shù)均顯著，也就是說相比有妹妹，有弟弟的長姐身高Z 評分將更低，男孩偏好不利于長姐的體質(zhì)健康且造成了子女間的健康不平等，這也說明基準(zhǔn)回歸的結(jié)果較為穩(wěn)健。此外，從整體系數(shù)值來看，男孩偏好對長姐身高Z 評分的影響經(jīng)歷了先降后升再降的倒“N”型變化趨勢，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，在男孩偏好的影響下，長姐的身高發(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 男孩偏好對長姐體質(zhì)健康的影響機制

在資源分配理論框架內(nèi)，本文構(gòu)造性別平等感知與長姐有弟弟的交互項，檢驗性別平等感知在男孩偏好和長姐體質(zhì)健康關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)（見表5）?？梢园l(fā)現(xiàn)，長姐有弟弟和性別平等感知的交互項對長姐體質(zhì)健康的四項指標(biāo)均存在顯著影響，家庭對社會性別平等的感知越弱，男孩偏好對長姐體質(zhì)健康的不利影響越強，即社會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 得到驗證。從外部因素來看，家庭集體決策會形成社會整體的性別觀念，并反過來影響家庭資源分配，強化原有性別偏好，如果社會中性別歧視較強，男性將在勞動力市場和家族傳承中占據(jù)優(yōu)勢，為了迎合社會的性別“期望”，父母會將有限的資源分配給男孩，最終損害長姐健康。需要說明的是，加入自變量與性別平等感知的交互項后，調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，而長姐有弟弟對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)回歸中長姐有弟弟對肥胖的影響系數(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)，即加劇了長姐有弟弟對營養(yǎng)狀況的不利影響；其二，調(diào)節(jié)變量作為一種情景變量，其加入會改變殘差而使主效應(yīng)顯著，預(yù)示了更深層次的社會文化對家庭的影響。

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

5.4 男孩偏好對長姐體質(zhì)健康影響的異質(zhì)性

5.4.1 男孩偏好對長姐體質(zhì)健康影響的年齡分布差異

男孩偏好對長姐的體質(zhì)健康存在不利影響，但由于個體間存在異質(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列兩方面進行分析。首先構(gòu)造長姐和弟弟/ 妹妹的年齡分布虛擬變量。通常來說，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，將長姐和二孩均處于學(xué)齡前賦值為1，長姐處于學(xué)齡期、二孩處于學(xué)齡前賦值為2，長姐和二孩均處于學(xué)齡期賦值為3，加入控制變量后進行分組回歸（見表6）。首先觀察男孩偏好對長姐身高Z 評分的影響，在長姐和二孩均處于學(xué)齡前/ 學(xué)齡期組中，相比有妹妹，有弟弟的長姐身高Z 評分并沒有顯著下降（b=0.279，p＞0.1；b=-0.107，p＞0.1）；而在長姐學(xué)齡期、二孩學(xué)齡前組別中，有弟弟的長姐的身高Z 評分顯著降低了0.524（p＜0.01）個單位。之后考察男孩偏好對長姐發(fā)育情況和營養(yǎng)狀況的影響，長姐有弟弟在長姐和二孩均處于學(xué)齡前組中僅對發(fā)育情況有顯著負向影響（b=-0.259，p＜0.1），邊際效應(yīng)為-6.6%；當(dāng)長姐處于學(xué)齡期、二孩處于學(xué)齡前時，有弟弟的長姐表現(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）；而在長姐和二孩均處于學(xué)齡期組中，男孩偏好對長姐發(fā)育情況和消瘦仍產(chǎn)生影響，但程度減弱，長姐發(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，男孩偏好對長姐肥胖的影響在三個組別中均不顯著。

表6 男孩偏好對長姐體質(zhì)健康影響的年齡分布差異

總體來看，當(dāng)兩個孩子均處在學(xué)齡前時，男孩偏好對長姐的體質(zhì)健康幾乎沒有影響，不僅不會增加其發(fā)育遲緩的概率，反而有所降低；當(dāng)長姐處于學(xué)齡期、二孩處于學(xué)齡前時，相比有妹妹，有弟弟的長姐在各項體質(zhì)健康指標(biāo)上表現(xiàn)得更差；隨著二孩也進入學(xué)齡期，這種影響逐漸降低，男孩偏好對長姐體質(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，可能與孩子的成長階段相關(guān)。當(dāng)兩個孩子都處于學(xué)齡前時，他們在同一成長階段所需的健康投資基本相同，父母最經(jīng)濟的方式就是無差別地分配資源，而非根據(jù)性別設(shè)置兩套不同的投資方案，這時男孩偏好可能不會發(fā)揮作用，而對長姐的體質(zhì)健康基本沒有影響。當(dāng)年長的姐姐優(yōu)先進入學(xué)齡期時，家庭的焦點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，而忽視了對長子的健康投資。這時年幼的孩子稀釋了年長孩子的資源，尤其當(dāng)一孩是長姐時，這種基于性別偏好的健康不平等十分顯著。直到兩個孩子都進入學(xué)齡期，他們再次處于同一成長階段，父母將轉(zhuǎn)變觀念，在資源分配上更加一視同仁。

5.4.2 男孩偏好對長姐體質(zhì)健康影響的隊列差異

隊列效應(yīng)能夠反映生命歷程和社會變遷的交互影響，每一時代的父母經(jīng)歷了不同的經(jīng)濟發(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”三個出生同期群分別進行基準(zhǔn)回歸，檢驗是否存在隊列效應(yīng)。由于考察不同出生隊列下男孩偏好對長姐體質(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 匯報了回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，父親出生于1975 年以前時，有弟弟的長姐比有妹妹的長姐身高減少了0.368（p＜0.05）個單位，1975-1984 年隊列組和1985 年以后隊列組中，男孩偏好對長姐身高的不利影響呈減弱趨勢，且顯著性有所降低（b=-0.187，p＜0.1），而在1990-2000 年隊列組中，男孩偏好對長姐身高Z 評分的影響不再顯著（b=-0.201，p＞0.1）。男孩偏好對長姐發(fā)育情況的不利影響逐漸減弱，1975年以前隊列組中有弟弟的長姐發(fā)育遲緩的概率將增加8.6%（b=0.382，p＜0.05），到1975-1984 年 隊 列組此概率已降為3.6%（b=0.153，p＜0.1），1985 年以后不再顯著。對于消瘦指標(biāo)，男孩偏好在1975-1984 年隊列組顯著增加了長姐3.8%（b=0.440，p＜0.01）的消瘦概率，在另外兩個隊列組則不顯著。此外，男孩偏好在每個隊列組對肥胖都不具有顯著影響。

表7 男孩偏好對長姐健康影響的隊列差異

綜合來看，男孩偏好對長姐身高Z 評分、發(fā)育遲緩和消瘦的不利影響隨著隊列增加逐漸減弱，而對肥胖的影響則不顯著，即男孩偏好對長姐的健康狀況影響存在顯著的隊列差異，假設(shè)5 成立。這可能是因為長達30 多年的社會變遷中，我國經(jīng)濟得到快速發(fā)展，改革開放和現(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)在價值而非工具價值，其重心從經(jīng)濟需求轉(zhuǎn)向情感需求，因此逐漸減少了差異化的健康投資。此外，新時代的父母更持有更強的性別平等觀念，在子女教養(yǎng)中也更注重個人的全面發(fā)展和社會融入，所以在進行資源分配時，出生時代越晚的父母受到“效率假說”的影響越小，越可能公平地對孩子進行投資。

5.5 男孩偏好對長姐體質(zhì)健康影響的穩(wěn)健性檢驗

本文將采取反事實估計的方法檢驗前述結(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兒童健康不平等的影響，結(jié)論表明有弟弟的長姐體質(zhì)健康更差。然而，這一結(jié)論無法排除出生次序的影響，長姐的體質(zhì)健康差可以解釋為與男孩偏好無關(guān)的“首孩劣勢”，即無論男女，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行基準(zhǔn)回歸，此時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“長兄有弟弟”。如果長兄有弟弟對長兄體質(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”，如果不顯著則表明長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 報告了回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)有弟弟的長兄在各項體質(zhì)健康指標(biāo)中并不會表現(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，說明男孩偏好確實對長姐體質(zhì)健康產(chǎn)生了不利影響，證實了結(jié)論的穩(wěn)健性。

表8 男孩偏好對長兄體質(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間和地區(qū)的固定效應(yīng)，但該研究問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，第二胎為女孩的家庭有1164 戶，性別比達到了2.18：1，遠遠超出了正常范圍，說明可能存在“樣本選擇偏誤”的問題。通常來說，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，不少父母仍會想盡辦法躲過嚴苛的生育政策再生一個兒子。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)生性問題，以驗證結(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照組，把影響二胎孩子性別的長姐年齡、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算傾向得分，經(jīng)過匹配的兩組樣本在協(xié)變量上沒有顯著差異，可以得到男孩偏好對長姐體質(zhì)健康影響的凈效應(yīng)。表9 報告了傾向得分匹配結(jié)果，通過核匹配、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，說明經(jīng)過傾向得分匹配處理“樣本選擇偏差”后，男孩偏好對長姐體質(zhì)健康影響的凈效應(yīng)仍然為負向且較為穩(wěn)健。

表9 男孩偏好對長姐體質(zhì)健康影響的傾向得分匹配結(jié)果

6 結(jié)論與討論

基于兒童健康問題頻發(fā)、重男輕女思想依然嚴重的背景，縮小子女間健康差異能夠從整體上提高兒童的福利水平，并有助于實現(xiàn)在教育、健康等人力資本發(fā)展中的性別平等。本文對男孩偏好與長姐體質(zhì)健康間的關(guān)系進行了理論和實證分析，分析了男孩偏好對長姐體質(zhì)健康的影響，探討其內(nèi)在機制和群體異質(zhì)性，最終得到了較為穩(wěn)健的結(jié)論。第一，男孩偏好與長姐體質(zhì)健康顯著負向相關(guān)，相比有妹妹，有弟弟的長姐身高Z 評分將降低0.254 個單位，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長姐體質(zhì)健康的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，家庭對性別平等感知弱使身高Z 評分的下降幅度、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長姐體質(zhì)健康的不利影響。第三，男孩偏好對長姐健康的影響存在年齡分布差異和隊列差異。當(dāng)長姐處于學(xué)齡期、二孩處于學(xué)齡前時，有弟弟的長姐在各項體質(zhì)健康指標(biāo)上表現(xiàn)得最差；隨著隊列增加，男孩偏好對長姐身高Z 評分、發(fā)育遲緩和消瘦的不利影響逐漸減弱，而對肥胖的影響則不顯著。本研究的不足在于重復(fù)樣本可能帶來的標(biāo)準(zhǔn)誤估計偏差，但研究結(jié)論在促進兒童福利改善等方面的價值仍是值得肯定的。進一步優(yōu)化數(shù)據(jù)并分析男孩偏好對長姐健康的影響，是本研究未來需要努力的方向。

兒童健康是兒童福利的重中之重，也是其他各項福利實現(xiàn)的先決條件?；凇靶蕛?yōu)先，兼顧公平”的原則，我國不斷縮小兒童間健康不平等，以應(yīng)對隨社會經(jīng)濟環(huán)境發(fā)展而不斷變化的健康風(fēng)險[36]。為改善農(nóng)村兒童尤其是貧困地區(qū)和家庭經(jīng)濟困難兒童的營養(yǎng)健康狀況，國務(wù)院于2011年啟動實施農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)生營養(yǎng)改善計劃，具體措施包括提供營養(yǎng)膳食補助、加強學(xué)生食堂管理、提高學(xué)生生活費補助標(biāo)準(zhǔn)等。2014 年，國家衛(wèi)計委和全國婦聯(lián)在集中連片特殊困難地區(qū)實施貧困地區(qū)兒童營養(yǎng)改善項目，為6-24 月齡嬰幼兒補充輔食營養(yǎng)補充品，普及嬰幼兒科學(xué)喂養(yǎng)知識與技能，進一步改善了貧困地區(qū)兒童營養(yǎng)和健康狀況。20 世紀(jì)末開展的“關(guān)愛女孩行動”經(jīng)過自主探索、國家試點、拓展深化三個階段，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，國家計生委宣教司、安徽省人口計生委、西安交通大學(xué)人口與發(fā)展研究所共同開展了“改善女孩生存環(huán)境”課題研究，對中國兒童生存性別差異的現(xiàn)狀、原因、產(chǎn)生機制、政策意義等進行了為期三年的深入研究，建立“改善女孩生活環(huán)境實驗區(qū)”，取得了顯著成果。2000 年至2005 年，國家人口計生委在出生人口性別比超過110 的24 ?。▍^(qū)、市）選擇了24 個縣（市、區(qū)）開展國家層面的“關(guān)愛女孩行動”試點工作，初步形成了綜合治理出生人口性別比偏高問題的局面。2005 年底，國務(wù)院辦公廳轉(zhuǎn)發(fā)了國家人口計生委等部門《關(guān)于廣泛開展關(guān)愛女孩行動綜合治理出生人口性別比偏高問題的行動計劃》，制定了有利于女孩健康成長和婦女發(fā)展的社會經(jīng)濟政策，把關(guān)愛女孩行動推向全國。在此基礎(chǔ)上，對農(nóng)村計劃生育女兒戶給予獎勵，在扶貧濟困、慈善救助、貼息貸款、就業(yè)安排、項目扶持中對計劃生育女兒戶予以傾斜，推動“幸福工程”“春蕾計劃”等社會公益活動，保障了女孩的生存權(quán)、發(fā)展權(quán)、受保護權(quán)、參與權(quán)等基本權(quán)利。

面對農(nóng)村家庭中男孩偏好對兒童健康的不利影響，我國各項政策做出了積極回應(yīng)，能夠在一定程度上應(yīng)對兒童資源投資不足，抵御基本生存風(fēng)險。然而，在保障兒童生活質(zhì)量、提高兒童社會福利方面仍有進一步改善和提升空間，應(yīng)結(jié)合我國農(nóng)村地區(qū)重男輕女的社會環(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)費的供給責(zé)任，資金支持上加大對兒童福利事業(yè)投入的力度，提高其在公共財政支出中的占比。通過財政補貼、稅收優(yōu)惠、費用減免等政策，鼓勵社會力量進入兒童福利領(lǐng)域，充分調(diào)動民間資本，以創(chuàng)新合作方式提供或購買兒童照料、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，重點關(guān)注低收入家庭等困境家庭，關(guān)注無人撫養(yǎng)、傷殘、留守兒童的基本福利需求。具體實施過程中，一方面可以增加學(xué)校公共投入和農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟、教育投資等來彌補家庭投入的不足，促進兒童的人力資本發(fā)展，另一方面可依托社會保障體系，建立省、市、縣、鄉(xiāng)、村多級兒童福利制度，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，阻斷代際間的劣勢傳遞。最后，發(fā)展專業(yè)的兒童社會工作隊伍，對兒童工作者進行系統(tǒng)培訓(xùn)，全面提升其服務(wù)能力，針對性地解決家庭在兒童養(yǎng)育中遇到的問題，及時滿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。社會媒體應(yīng)積極廣泛宣傳，落實男女平等的基本國策，建立起社會范圍內(nèi)的男女平等意識，在家庭層面引導(dǎo)和鼓勵父母關(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繼續(xù)擴大，以全面改善兒童在成長過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，家庭影響著個體早期的意識形成和生存發(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，彌補現(xiàn)有社會保障政策回應(yīng)的不足。一方面，通過育兒津貼、兒童基礎(chǔ)教育費用減免、免費接種疫苗等政策安排降低父母養(yǎng)育孩子的成本和經(jīng)濟負擔(dān)，加大對兒童的福利投入，在家庭福利政策設(shè)計上還要注重長期效應(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)險的能力；另一方面，基于我國獨特的家庭文化傳統(tǒng)，充分發(fā)揮政府、社區(qū)、家庭等多級網(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，形成國家援助、社會支持與家庭功能的有機結(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，重視國家責(zé)任，樹立普惠型兒童福利觀。2018 年民政部單獨設(shè)立兒童福利司，體現(xiàn)了國家對兒童群體的關(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)、兒童救助保護政策和標(biāo)準(zhǔn)，健全農(nóng)村留守兒童關(guān)愛服務(wù)體系和困境兒童保障制度，并指導(dǎo)兒童福利、收養(yǎng)登記和救助保護機構(gòu)管理工作。實施過程中，應(yīng)建立部門間的合作渠道，如衛(wèi)健委負責(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，在劃分明確各部門的職責(zé)的基礎(chǔ)上不斷優(yōu)化治理效能。我國兒童保障措施長期停留在維持生存和幫扶救助的最低層次，應(yīng)樹立更為現(xiàn)代、廣義、普惠的兒童福利觀，實現(xiàn)由傳統(tǒng)補缺型向更為廣義的普惠型兒童福利過渡。在保障對象上，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、主動投資普通兒童，重點關(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。