中國出生性別比時空特征及影響因素

一定時期內，某區域人口數在無人為干擾的自然狀態下，嬰兒出生性別比會處于103～107比點，即出生時刻存活嬰兒中，每出生100個女嬰相對出生男嬰數在103～107。因為男嬰在成長期的死亡率高于女嬰，進入婚配期后兩性比例基本趨于均衡。我國出生性別比從20世紀80年代開始失衡，嚴重失衡的出生性別比，不但影響我國人口結構與人口安全，更對我國經濟與社會可持續發展產生不利影響。

一、中國出生性別比波動及其特征

（一）出生性別比波動具有階段性

從圖1可知，自中華人民共和國成立以來，我國出生性別比總體呈現“先增后減”態勢，從時間上大體可以分為四個階段：合理期、上升期、快速失衡期和回落期。1980年以前為合理期，該段時期內，雖若干年的比值較高，但我國出生性別比總體處于103～107的合理范圍內。1980—1989年為上升期，出生性別比開始失衡，但增長較為緩慢，期間出生性別比共增長了3．21個比點。1990—1999年為快速失衡期，期間出生性別比速增13．64個比點，1993年以后出生性別比一直高于115比點，某些地區的出生性別比更是高達135比點以上。2000年后為回落期，該段時期內，出生性別比開始呈現回落態勢，2015年回落至113．51比點，但出生性別比失衡程度依然嚴重。為扭轉出生性別比的嚴重失衡，我國計劃在“十三五”期間將出生性別比降至112以下，2030年實現出生性別比回歸正常。

圖1 我國歷年出生人口性別比

（二）出生性別比區域差異明顯

從表1可知，我國出生性別比在空間上存在差異，東、中部地區出生性別比失衡較西部地區嚴重，且省域間存在較大差異。通過對我國歷次人口普查數據（缺少三普數據）中各地0歲嬰兒進行統計發現，我國各地出生性別比均存在上升，但出生性別比失衡程度存在明顯空間差異性，呈現“南高北低、東高西低”，并具有明顯的空間關聯性，出生性別比在空間上具有外溢效應。第一次、第二次、第四次人口普查數據顯示，東部地區出生性別比高于中部地區，中部地區高于西部地區。第五次和第六次人口普查數據表明，中部地區出生性別比超越東部地區，西部地區相比依然最低。從省域層面看，在第五次人口普查中，出生性別比值前十位的地區，東部地區為4個，中部地區為4個，西部地區為2個，從大到小依次為：海南、廣東、湖北、安徽、湖南、廣西、陜西、福建、河南、江蘇；第六次人口查中，出生性別比排在前十位的地區，東部地區為3個，中部地區為4個，西部地區為3個，從高到低順序為：安徽、福建、海南、湖北、湖南、江西、廣西、貴州、廣東、山東。安徽、江西、福建、湖北、湖南、廣東、廣西、海南等地的出生性別比，在第一次、第二次和第四次人口普查中都只是略高于全國平均水平1～2個比點，但第五、第六次人口普查中都遠高出全國平均水平5～9個比點，這表明省域間出生性別比在拉大。

表1 我國歷次人口普查區域出生人口性別比

（三）出生性別比城鄉差異明顯

我國出生性別比城鄉差距較大，鄉村的出生性別比明顯高于城市。2000年，我國鄉村出生性別比為121．94，城市出生性別比為114．40，鄉村高出城市7．54個比點。2010年，我國鄉村出生性別比為119．87，而城市出生性別比為115．65，鄉村高出城市4．22個比點。隨著城鎮化推進，眾多農業轉移人口進入城鎮務工、學習與生活，兩者出生性別比的差距存在縮小趨勢。

二、我國出生性別比失衡的相關研究及觀點采納

國內外學者從20世紀80年代起，就開始關注我國出生性別比失衡問題?？偨Y國內外相關學者對我國出生性別比失衡的研究，可以歸納為以下幾種觀點。

溺棄女嬰論。中國歷史上有溺棄嬰兒的陋習，因為家庭無法養育更多的下一代，而又無法通過生育技術來控制下代數量，故有些家庭有選擇性地溺棄超出家庭養育能力的嬰兒，其中以女嬰為絕大多數。澳大利亞學者Hull稱,中國因強制計劃生育而導致的溺棄女嬰行為是造成中國出生性別比升高的第一原因［1］(P20)；曾毅、顧寶昌也承認因為中國某些地方存在溺棄女嬰的陋習而導致性別比升高，但他們認為溺棄女嬰不是首要原因［2］(P3)。

女嬰漏報論。有學者認為我國實際出生性別比要低于國家統計比例，這主要是因為出生女兒的家庭擔心超生罰款和強制節育，而有意漏報女嬰的出生數。曾毅、顧寶昌認為1983—1990年間的女嬰漏報，導致出生性別比升高至少占出生性別比超常部分的二分之一至四分之三以上［2］(P12)；顧寶昌、徐毅認為出生性別比升高，在一定程度上反映的不是真實的性別比失調,而是瞞報、漏報女嬰形成的統計誤差［3］(P47)。

政策論。從圖1可以看出，我國出生人口性別比失衡與國家實行計劃生育政策在時間上具有同步性，而且計劃生育政策越嚴格，出生性別比失衡越嚴重。計劃生育執行力度最嚴格的九十年代，也正是我國性別比失衡快速上升時期。隨著21世紀計劃生育政策逐漸寬松，我國出生性別比呈現下降趨勢。穆光宗認為，我國出生性別比升高可以被看成是“生育選擇空間”的狹小和“偏男生育意愿”過于強烈相互沖突和碰撞的結果［4］(P48)。王軍、郭志剛認為，出生性別比失衡與生育水平下降在時間上緊密相連，生育政策越緊，出生性別比越高［5］（P5）。

B超實現論。1979年我國正式投產第一臺B超儀，到1990年鄉鎮一級醫療機構基本都配備了精準度很高的B超儀和操作水平很高的操作技師。有學者認為，我國出生性別比失衡是由B超儀的普及和違規用于性別鑒定造成的，B超儀給人為選擇性別給予了技術支撐。曾毅、顧寶昌［2］(P10)與馬瀛通［6］(P2-13)等認為，商品經濟不但使生育者有能力承擔做產前性別決定的費用，而且也使B超儀使用者見錢眼開而致法律不顧。穆光宗認為，在“B超儀”沒有普及之前，偏男生育意愿主要通過“躲生”“逃生”實現，但其不破壞男女出生性別平衡。但是，當“周期短”“成本低”的“B超儀”成為實現性別選擇的基本手段時，出生性別比就急促而集中的出現［4］(P49)。劉華等研究提出，在男孩偏好與性別選擇技術可行的條件下，出生性別比失衡成為必然［7］（P15）。

文化論。有學者認為中國遺留下來的傳統文化理念對出生性別比有重大影響。李亦園認為中國傳統社會是一個典型的“父權、父居、父系”社會，由此形成了以親子關系，即父子關系為主軸的社會結構［8］(P88-92)。我國歷來的婚姻制度是“婚嫁從夫”，女子出嫁后就成為男方家庭的一員,最主要的職責就是為夫家生育男性后代，延續血脈。女子出嫁后與原出生家庭的經濟關系基本終結，女子無權繼承其父母財產，也無需承擔養老的職責，就算父母沒有生育兒子，父母的養老也是由家族中其他男丁承擔，并繼承財產。張川川、馬光榮實證研究宗族文化與男孩偏好的關系表明：宗族文化強度與男孩偏好存在強關聯性，宗族文化越強的地區，出生性別比失衡程度越高。［9］（P142）

價值效用論。這種觀點認為，對性別的偏好是由性別給家庭或家族帶來的價值與效用大小決定的。20世紀80年代中國農村開始實行家庭聯產承包責任制，在這種以家庭為單位的生產方式中，男丁多的家庭往往具有更多的生產資料（土地）和勞動力，進而擁有更高的生活水平和影響力。如果將子女看成是父母對于未來的一項投資，在不帶有性別偏好下，男孩與女孩生育成本基本相同，但當生育男孩將帶來更多的經濟與社會效用時，出生性別比將失衡。如果兩者之間的勞動生產率趨同時，出生性別比將趨于平衡。楊菊華認為，在微觀層面上，人們的生育行為是理性的，他們關心自己的家庭，致力使家庭的經濟與非經濟收益最大化，故而漠視出生性別比失衡的社會后果［10］(P33)。劉爽認為中國男孩偏好有兩層涵義：一是男孩具有女孩所不具備的某些個體價值（如勝任勞動強度更大的工作），二是生育男孩偏好是一種制度化的價值取向［11］(P5)。郭凱明認為，資本積累和技術進步提升了女性生產效率,導致男女勞動回報的差異減小,女孩對家庭效用的貢獻提高,性別偏好程度將降低［12］(P1211)。

本文采納楊菊華關于出生性別比失衡源于家庭收益最大化的觀點，從家庭收益最大化角度來思考眾多因素對出生性別比的影響?；诶硇匀思僭O，出生性別比失衡是家庭成員在一定環境下，基于眾多因素影響所作的家庭收益最大化決策的后果，具有典型的“家庭理性，社會非理性”特點。家庭收益包括經濟收益與非經濟收益，經濟收益就是家庭勞動收入，而非經濟收益包括家庭成員休閑時間、身體健康、家庭聲望與口碑等。居民家庭收益從感知上可以分為絕對收益和相對收益，絕對收益指不考慮他人因素下對收益的感知，它表現為家庭收益在量上的增減，相對收益指與他人對比后對收益的感知，它表現家庭收益在質上的變化。家庭絕對收益增加，并不代表家庭相對收益增加；可能家庭絕對收益增加，但與他人對比后感知相對收益減小，所以家庭相對收益更能影響家庭生育性別選擇決策。影響家庭絕對收益的有經濟發展水平、家庭勞動人數、勞動時間、生產方式與生產手段等，影響家庭相對收益的有城鄉收益差距與社會貧富差距。經濟發展水平影響家庭勞動收入和社會轉移支付能力及保障水平，工業化、城鎮化影響生產結構、居民生產方式與生活方式，城鄉收入差距和貧富差距影響居民對家庭相對收益大小的感知。

三、我國出生性別比影響因素的對比分析

本文從總和生育率、人均國內生產總值（GDP）、城鎮化水平、城鄉收入差距四個因素來分析。數據時間跨度為1985—2016年，所用數據來源于歷年《中國統計年鑒》。人均GDP以1980年不變價格為基礎進行了換算，城鄉收入水平為城鎮居民可支配性收入與農村居民可支配收入之比；1985—2014年總和生育率值來自 《中國統計年鑒》，2015年數值來源于黃匡時的研究結論［13］(P32)，2016年數值來源于《2016年我國衛生和計劃生育事業發展統計公報》。

（一）總和生育率與出生性別比對比分析

總和生育率指女性在育齡期間（15～49歲）生育子女的個數，總和生育率可以用于衡量人口生育政策對出生性別比的影響。從圖2可知，我國總和生育率長年低于人口正常更替水平2．1，并于1999年降至1．09最低點。進入21世紀后，總和生育率有所提升，2016年總和生育率提升至1．7以上，但仍低于正常更替水平。圖2顯示總和生育率與出生性別比具有強耦合關系，總和生育率越高，出生性別比越低，而隨著總和生育率上升，出生性別比趨于下降。

（二）經濟發展與出生性別比對比分析

趙惠英［14］(P97)、王軍［15］(P97)認為，出生性別比失衡問題是經濟問題，通過城鎮化和經濟發展可以消除性別偏好。經濟發展對于出生性別比的影響可能為正反兩個方面：一方面，經濟發展促進家庭財富增長，社會保障能力增強，家庭養兒防老功能弱化，有利于出生性別比趨衡；另一方面，經濟發展將提升生養子女的顯性成本與機會成本，家庭為了相對收益最大化可能采取生育性別選擇來控制子女數量與性別，導致出生性別比失衡。從圖3可知，我國人均國內生產總值增速呈現先慢后快態勢。在20世紀人均GDP小增速慢，出生性別比趨于失衡；21世紀人均GDP增速明顯加大，出生性別比越趨于平衡。這說明人均GDP對出生性別比可能存在門檻效應，即人均GDP與增速跨越某一限值后，才能促使出生性別比趨衡。

圖2 出生性別比與總和生育率對比圖

圖3 經濟發展與出生性別比對比圖

（三）城鎮化水平與出生性別比對比分析

辜勝阻認為，改變我國出生性別比失衡，就需要改變產生男孩偏好的文化與制度，通過農村向城市人口遷移（城鎮化）和婚居模式及社會保障制度的引進，改善影響生育性別偏好的制度與文化環境，對出生性別比失衡達到標本兼治［16］(P30-37)。李樹茁、胡瑩等基于六普數據和線性多層次Logistic模型分析提出，家庭生育男孩概率與母親個人屬性、家庭結構和婚姻模式有關，提高城鎮化率和工業化水平比單純提高人均GDP能更好地起到平衡出生性別比的作用［17］(P69-70)。城鎮化誘使農業剩余勞動力離開農村，這其中包括大量女性勞動力。女性參與工業與服務業生產獲取高于農業勞動的報酬，生養小孩的機會成本隨之上升，生養期間將使家庭收入減少。在勞動收入水平不高的情況下，生養過多小孩的家庭相對于少生養小孩家庭要艱辛?；诩彝ジ喑蓡T、更多時間參與非農生產獲取收入需要，家庭會通過生育性別選擇來控制小孩的數量與性別。我國城鎮化率1985年為23.71%，2013年增加到53.73%。從圖4可知，我國城鎮化水平也存在先慢后快的現象，當城鎮化率增大與增速加快時，出生性別比呈現趨衡態勢。

（四）城鄉收入差距與出生性別比相關分析

圖4 出生性別比與城鎮化水平對比圖

城鄉最大的差距是收入差距，城鄉收入水平對比能較好反映出城市居民與農村居民在收入上的差距。過大的收入差距可能促使農村居民增加外出生產時間，以及通過生育性別選擇來減少子女數量。從圖5可知，雖近年城鄉收入水平比有所下降，但我國城鄉收入差別依然較大，城市居民收入水平遠高于農村居民。圖5顯示出生性別比具有滯后性，隨著城鄉收入差距拉大，出生性別比滯后顯示出明顯失衡態勢，當城鄉收入差距縮小，出生性別比又隨之趨衡。

圖5 出生性別比與城鄉收入水平比對比圖

四、影響我國出生性別比相關因素的實證分析

（一）單位根檢驗

本文將出生性別比作為因變量，總和生育率、人均GDP、城鎮化率與城鄉收入差距作為自變量。另外，為驗證城鎮化水平與出生性別比是否存在二次關系，故加入城鎮化率平方項變量。由于虛假回歸問題的存在，為避免因變量與自變量出現虛假回歸，在協整分析前對變量需進行單位根檢驗。當數據存在單位根時，就需要對數據進行差分。本文利用ADF檢驗方法進行單位根檢驗。計算得知，除了人均GDP未通過檢驗往外，其他所有變量ADF在1%顯著水平下，二階差分序列為平穩序列（見表2）。這表明這些變量之間存在長期平穩關系可能,符合構造協整方程的條件。

（二）協整檢驗

協整檢驗是檢驗變量是否存在長期穩定的線性關系，利用Eviews6.0軟件做OLS回歸分析，估計各變量的相關系數。為更好檢驗城鄉收入水平對出生性別比的滯后影響，本文利用數據年份前移來驗證。經過驗證，城鄉收入水平比前移3年的實證結果最好。（見表3）

表2 二階差分單位根檢驗

該模型的擬合度達到0．9626，說明擬合效果較好。所有變量的t檢驗通過，總和生育率、城鎮化率、城鎮化率二次方、城鄉收入水平比在1%水平顯著，人均GDP在5%水平下顯著，DW值接近2，F統計量也通過檢驗，說明變量之間具有較為顯著的關系。城鄉收入差距對出生性別比的影響最大，其次是總和生育率與城鎮化水平，人均GDP相關系數較小。

（三）格蘭杰檢驗

為驗證變量間的因果關系，我們進行格蘭杰檢驗。將顯著水平設為1%，檢驗結果見表4。從表4可知，總和生育率、城鎮化水平與城鄉收入差距是出生性別比失衡的格蘭杰原因，人均GDP不是引起出生性別比的格蘭杰原因。另外，城鄉收入差距是城鎮化率的格蘭杰原因。

（四）實證結果分析

總和生育率與出生性別比負相關，總和生育率越高，出生性別比越趨于平衡。在實行計劃生育政策以前，我國總和生育率長期維持在6左右，而出生性別比也相應地處在103～107比點內。計劃生育政策在降低總和生育率的同時，也提升了出生性別比。居民在嚴格的生育政策控制下，男孩偏好將得到強化，會采取女孩遺棄、漏報或人為技術淘汰達到生育男孩的目的。這種行為對居民而言是數量限制下的自我理性選擇，但這種“家庭理性”最終形成了社會層面的“合成謬誤”，導致出生性別比失衡。

經濟發展水平與出生性別比失衡關系不明確。主要原因是人均GDP無法衡量居民的真正生活水平，如果社會上存在較大的貧富差距，則人均GDP不能真實反映低收入群體的經濟收入狀況。這說明經濟增長不一定會降低出生性別比，經濟發展質量才可能降低出生性別比。這與胡耀嶺、原新研究結論一致，即光有經濟增長而無生產方式的改變將會促進出生性別比失衡［18］(P21)。

表3 出生性別比影響因素相關系數表

表4 格蘭杰檢驗結果

出生性別比與城鎮化率成倒U型關系，即出生性別比隨城鎮化率的提升先增后降。這種現象主要是由我國城鎮化的“半市民化”特點所決定的。我國現有的城鎮化率以常住人口占總人口比例來統計，如以擁有城市戶籍人口來計算，我國城鎮化率實際只有36%左右，約有17%的人口屬于半城鎮化。隨著城鎮化推進，越來越多農村居民從傳統的農村分工協作的生產方式轉變為社會大生產方式，弱化了家庭與家族男孩偏好的影響力，最重要的是城鎮化解放了女性的思想和發展了女性工作能力，為女性提供了與男性公平競爭的機會和崗位。思想上的解放和經濟上的獨立，以及對家庭收入貢獻的增大，使婦女在家庭或家族的具有更多話語權和決策權，這有利于降低遺棄女嬰和人為性別選擇的概率。隨著城鎮化水平提升和社會保障制度的完善，男孩對于家庭的未來價值將進一步弱化，出生性別比將趨于下降。

城鄉收入差距與出生性別比正相關，是促進出生性別比失衡的重要原因。城鄉收入差距拉大將可能激發農村家庭通過男孩偏好來強化家庭在社會中的價值，寄望通過生育性別選擇來提高家庭收益，減少家庭生育成本，提升家庭地位與聲望。

五、結論和啟示

出生性別比失衡是多種原因共同作用的結果，通過對我國出生性別比的實證分析得出的結論是：提高總和生育率對出生性別比失衡有抑制影響，全面放開二胎的政策有利于出生性別比趨于平衡；簡單增加經濟規模不能使出生性別比平衡，提升經濟發展質量才能促進出生性別比趨于平衡；過大的城鄉收入差距對出生性別比失衡有促進作用；城鎮化率與出生性別比成倒U型關系，城鎮化質量的提升將有利于促進出生性別比平衡。據此，可得到如下啟示。

未來城鎮化應堅持“以人為本”的新型城鎮化道路，積極實現農民工市民化，改變以往城鎮化中對農民工“經濟性接納、社會性排斥”的現象，給予入城農民與城市居民同等享有城市公共服務和社會福利的權利。當入城農民在社會保障和勞動就業中與市民同權時，他們對男孩的偏好自然也會弱化。

積極發展生產性服務業。引導勞動力流向第三產業，有助于女性獲得更多的工作機會，進一步將女性從家庭中解放出來，女性經濟收入的提升，將有助于出生性別比趨向平衡。

調整生育政策導向，較快實現由“控制”到“放松”再到“鼓勵”的轉變。從我國全面放開雙獨子女生二胎和單獨子女生二胎政策來看，效果不理想，總和生育率變化不大。符合單獨二胎政策的家庭，一部分想生但無法生，一部分可以生但不想生，前一部人主要是錯過了育齡時間，后一部分因生活壓力大而無生育動力，而符合現非獨生子女生二胎的育齡女性中，其年齡大都已在30歲以上，生理上已錯過了最佳生育期，所以全面放開二胎生育政策在短期內對總和生育率有影響，但長期影響不大。我國總和生育率將長期處于低水平狀態，未來生育政策將由“控制”到“放松”到最終轉為“鼓勵”。

全力推進新農村建設，大力完善農村基礎設施，優化農民工返鄉創業環境與制度保障，縮小城鄉居民收入差距。

［1］Hull T.Recent trends in Sex Ratio at Birth in China.Population and Development Review，1990，(1).

［2］曾毅，顧寶昌.我國近年來出生性別比升高原因及其后果分析［J］.人口與經濟，1993，(1).

［3］顧寶昌，徐毅.中國嬰兒出生性別比綜論［J］.中國人口科學，1994，(3).

［4］穆光宗.近年來中國出生性別比升高偏高現象的理論解釋［J］.人口與經濟，1995，(1).

［5］王軍,郭志剛.孩次結構與中國出生性別比失衡關系研究［J］.人口學刊,2014,(3).

［6］馬瀛通.重新認識中國人口出生性別比失調與低生育水平的代價問題［J］.中國人口科學,2004，(1).

［7］劉華.計劃生育政策影響了出生性別比嗎?——基于微觀行為主體的考察［J］.人口學刊,2016,(4).

［8］李亦園.文化與行為［M］.臺北：商務印書館，1966.

［9］張川川,馬光榮.宗族文化、男孩偏好與女性發展［J］.世界經濟,2017,(3).

［10］楊菊華.生育政策的地區差異與兒童性別比關系研究［J］.人口研究，2006，(3).

［11］劉爽.對中國生育“男孩偏好”社會動因的再思考［J］.人口研究，2006，(3).

［12］郭凱明,顏色.性別偏好與人口轉型［J］.經濟學(季刊),2011,（4）.

［13］黃匡時.為什么不能用調查數據中“直接匯總”的總和生育率?［J］.人口與計劃生育,2017，(12).

［14］趙惠英.從人口結構演化解析中國人口政策的實際影響［J］.西北人口,2011,（2）.

［15］王軍.生育政策和社會經濟狀況對中國出生性別比失衡的影響［J］.人口學刊,2013，(5).

［16］辜勝阻，陳來.城鎮化效應與生育性別偏好［J］.中國人口科學，2005，(3).

［17］李樹茁,胡瑩,閆紹華.當代中國家庭生育性別偏好的影響機制研究——基于六普數據的實證分析［J］.人口與發展,2014,(5).

［18］胡耀嶺,原新.基于空間數據的出生性別比偏高影響因素研究［J］.人口學刊,2012,（5）.