譚少鵬

一、引言

性別失衡會帶來嚴(yán)重的社會問題，這成為我國政府和學(xué)界所關(guān)注的焦點之一。產(chǎn)生性別失衡的最終原因是男孩偏好。在嚴(yán)格的計劃生育政策下，由于B超技術(shù)普及所導(dǎo)致的性別人工選擇和女嬰漏報，使得男孩偏好表現(xiàn)為出生人口性別比高企[1]。我國政府禁止了非醫(yī)學(xué)需要性別鑒定，在戶口申報與計劃生育脫鉤等方面采取了相關(guān)措施，但男孩偏好這一最根本原因并未根除[2]。因此，改變居民的性別偏好，才是治理性別失衡的根本。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于男孩偏好產(chǎn)生原因的研究，可以歸為三類。第一類研究從制度層面上做出了探討，發(fā)現(xiàn)社會在資源配置、婚居形式、繼承制度等方面存在著一整套性別歧視制度[3]，這種制度被歸納為父權(quán)（社會地位）、父居（婚姻模式）、父系（生育模式）的父權(quán)制度[4]。這類研究認(rèn)為父權(quán)制度的存在是產(chǎn)生男孩偏好的根源。第二類研究從文化方面展開，認(rèn)為家本位、宗族文化或是以“三綱五?！睘楹诵牡娜寮椅幕钱a(chǎn)生男孩偏好的原因[5-7]。然而這些研究忽略了制度、文化的形成有著社會經(jīng)濟(jì)的根源。第三類研究是從經(jīng)濟(jì)角度探尋男孩偏好產(chǎn)生的原因，該類研究認(rèn)為男孩偏好源自婦女的社會地位低下，而女性社會地位低下根源于女性經(jīng)濟(jì)獲取能力的低下[4]，不同性別子女對家庭效用存在差異；婦女在就業(yè)、收入等經(jīng)濟(jì)資源配置的劣勢等方面分析了女性社會地位低下產(chǎn)生的原因[8-10]。

事實上，女性的經(jīng)濟(jì)收入較低是由于社會生產(chǎn)方式所決定的，農(nóng)耕文明和工業(yè)文明中女性在體力上劣于男性，從而逐漸形成了父權(quán)制度與相應(yīng)的宗族文化。而這一制度和文化又加深了女性在勞動市場上的劣勢，削弱了女性對家族的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)。

生產(chǎn)方式的改變終將改變生活方式與社會行為規(guī)范，自新中國成立以來，我國迅速地完成了工業(yè)化；改革開放之后，又迅速地跟上了信息革命的步伐，生產(chǎn)力得到了極大的發(fā)展，傳統(tǒng)農(nóng)耕文明下形成的社會規(guī)范已經(jīng)發(fā)生了巨大的改變，而且這種變化還在不斷的進(jìn)行之中。近年來，不少學(xué)者開始關(guān)注社會進(jìn)步對居民性別偏好的作用。這些研究考察了社會保障、人口流動、家庭關(guān)系等方面對男性偏好的弱化作用[11-13]。

本文的研究以經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)決定上層建筑為主線考察經(jīng)濟(jì)與社會的發(fā)展對制度與文化的作用。因此，作為一種非正式制度的父權(quán)制與宗族文化也在該種作用機(jī)制之內(nèi)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展將改變社會的生產(chǎn)方式和交易方式，這將破壞父權(quán)制度、宗族文化賴以生存的基礎(chǔ)，進(jìn)而改變受此影響而產(chǎn)生的男孩偏好。

三、變量選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以社會性別偏好作為被解釋變量，但是社會的性別偏好是不可直接測度的，只能采用間接的方式計量，而使用代理變量是一個可行的方法。性別偏好并不直接反映為出生性別比失衡，只是在性別選擇技術(shù)的發(fā)展和子女?dāng)?shù)量彌補(bǔ)的道路被限制以后才使男性偏好表現(xiàn)為出生人口性別比高漲。雖然，有學(xué)者將出生人口性別比偏高歸因于漏報、溺嬰等社會現(xiàn)象，但這些行為正是性別偏好的表象。因此，出生人口性別比在一定程度上能夠反映居民的性別偏好狀況?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，本文采用0到4歲的人口性別比來表示居民性別偏好。

衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會發(fā)展的變量首推技術(shù)進(jìn)步，技術(shù)進(jìn)步可能會改變勞動收益的性別差異，這是改變父權(quán)制度的最根本動力。經(jīng)濟(jì)發(fā)展的另一表現(xiàn)為社會交易規(guī)模的擴(kuò)大，這將導(dǎo)致人口的流動性增加。人口的流動可以促進(jìn)不同地域文化的交流與碰撞，同時也為個體避開宗族文化影響提供了可能。同時，由于城市是交易集中發(fā)生的地區(qū)，因此經(jīng)濟(jì)發(fā)展的另一個表現(xiàn)為城市化率的不斷增加。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個后果是個體收入增加，這將增強(qiáng)個體的抗風(fēng)險能力，新一代居民對傳統(tǒng)家庭的依附關(guān)系大大減弱，大家族式的生活方式將會被逐漸的取代，這直接表現(xiàn)為家庭規(guī)模的小型化。歷史上母權(quán)制度向父權(quán)制度轉(zhuǎn)變的一個重要表現(xiàn)既是家庭結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變[14]。而且，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，社會福利也會隨之增加，社會養(yǎng)老保險的出現(xiàn)，將會替代父權(quán)制經(jīng)濟(jì)作用。

因此，本文選擇技術(shù)進(jìn)步、人口流動比率、家庭規(guī)模、養(yǎng)老保險比例、城市化率作為解釋變量。

表1 變量及其代碼

在經(jīng)濟(jì)學(xué)上，通常用全要素生產(chǎn)率表示技術(shù)進(jìn)步，但全要素生產(chǎn)率并無直接的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，一般采用生產(chǎn)函數(shù)法或是生產(chǎn)可能性邊界方法間接計算得出?？紤]到數(shù)據(jù)的易獲得性，本文采用勞均產(chǎn)出指標(biāo)作為技術(shù)進(jìn)步的衡量指標(biāo)。具體采用不變價國內(nèi)生產(chǎn)總值比上經(jīng)濟(jì)活動人口表示。流動人口是中國戶籍制度下的概念，指離開戶籍所在地到其他地方居住的人口，這里采用人戶分離人口比上總?cè)丝跀?shù)作為人口流動性的指標(biāo)。我國農(nóng)村開展養(yǎng)老保險較晚，在 2010年之后又逐步的建立起新型農(nóng)村養(yǎng)老保險制度代替了原有的農(nóng)村養(yǎng)老保障系統(tǒng)，由于數(shù)據(jù)的缺失、采用城鎮(zhèn)養(yǎng)老比率作為替代變量。本文所有數(shù)據(jù)均來自中國統(tǒng)計年鑒和中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒，數(shù)據(jù)區(qū)間為2003年至2015年。

四、實證分析

在做回歸分析時，自變量之間往往會呈現(xiàn)出相關(guān)關(guān)系，這種現(xiàn)象可能由于自變量之間存在著因果關(guān)系，也可能是由于這些自變量受到共同的因素驅(qū)動，這種現(xiàn)象被稱作多重共線性。如果對因變量和自變量直接進(jìn)行回歸，其參數(shù)的估計值往往是無效的，如果完全共線性甚至還得不到估計值。解決這一問題的一個可選方案是使用主成分回歸法。主成分回歸是指將自變量通過線性變換，轉(zhuǎn)換成一組線性無關(guān)的因子，使用這一組因子對因變量進(jìn)行回歸。

（一）相關(guān)分析

根據(jù)收集到的數(shù)據(jù)，對因變量和自變量之間進(jìn)行相關(guān)分析（相關(guān)系數(shù)矩陣見表2）。從得到的結(jié)果可以看出各自變量與因變量之間除了家庭規(guī)模以外，相關(guān)系數(shù)的絕對值均超過了80%，家庭規(guī)模這一自變量與因變量之間的相關(guān)性也超過了60%。所以，可以認(rèn)為建立因變量與自變量之間的線性回歸模型有一定的合理性。

表2 相關(guān)系數(shù)矩陣

（二）共線性的診斷

從自變量之間的相關(guān)系數(shù)可以看出自變量間的相關(guān)性較強(qiáng)，這樣在建立模型時就可能產(chǎn)生多重共線性。為驗證自變量間是否存在多重共線性，一般采用計算自變量間方差膨脹因子的方法。當(dāng)方差膨脹因子大于 10說明自變量間存在著嚴(yán)重的多重共線性。表3給出相關(guān)的計算結(jié)果。

表3 方差膨脹因子

從表3上的數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，除家庭規(guī)模與人口流動比率兩個變量外，其余變量的方差膨脹因子均大于10，說明存在著較嚴(yán)重的多重共線性，這種多重共線性會影響到參數(shù)估計的準(zhǔn)確性。本文將采用主成分回歸方法建立計量模型。

（三）主成分回歸建模

進(jìn)行主成分回歸，首先將自變量標(biāo)準(zhǔn)化，然后求得這些自變量的相關(guān)矩陣，求解該矩陣的特征根和特征向量，將這些特征根從大到小排列，計算出特征根的方差貢獻(xiàn)率，以確定選擇的主成分個數(shù)。將特征向量比上對應(yīng)特征根的平方根，得到自變量的轉(zhuǎn)換矩陣，通過轉(zhuǎn)換矩陣求得對應(yīng)主成分的值。

本文運用統(tǒng)計軟件 SPSS19.0對自變量進(jìn)行主成分分析，方差貢獻(xiàn)率的計算結(jié)果見表4。

表4 主成分分析結(jié)果

從表4的計算結(jié)果可知，第一主成分的貢獻(xiàn)率為 91.36%，根據(jù)主成分確定的原則：累積貢獻(xiàn)率大于85%的標(biāo)準(zhǔn)確定主成分的個數(shù)，確定以第一個主成分建立計量模型。

根據(jù)統(tǒng)計軟件計算的成分矩陣，可以計算得到轉(zhuǎn)換矩陣，計算結(jié)果見表5。

表5 轉(zhuǎn)換矩陣

通過轉(zhuǎn)換矩陣將標(biāo)準(zhǔn)化后的因變量轉(zhuǎn)換為成分值，然后用被解釋變量對第一主成分進(jìn)行回歸可得到下式：

由于主成分是由自變量轉(zhuǎn)化而來，通過自變量的線性組合替代主成分，可以得到原始變量的回歸方程。

五、結(jié)論與建議

（一）主要結(jié)論

根據(jù)實證分析的結(jié)果，家庭規(guī)模的回歸系數(shù)大于0，也就是說當(dāng)家庭規(guī)模變小時，性別比將會下降。其余四個自變量的回歸系數(shù)均小于0，說明這4個變量的提高會導(dǎo)致性別比的下降。家庭規(guī)模的小型化逐漸削弱了宗族關(guān)系存在的社會基礎(chǔ)；人口流動帶來的是不同文化的碰撞，這將導(dǎo)致新文化的產(chǎn)生，這一切都會降低宗族文化的作用，改變居民的性別偏好。

勞均產(chǎn)值的回歸系數(shù)小于0，說明技術(shù)進(jìn)步會弱化居民的男孩偏好。技術(shù)進(jìn)步將會改變性別間勞動收益的差距，瓦解社會產(chǎn)生男孩偏好的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，進(jìn)而減輕社會的男孩偏好。

養(yǎng)老保險的回歸系數(shù)小于 0，這說明社會養(yǎng)老保障系統(tǒng)的覆蓋面擴(kuò)大會減緩居民的男孩偏好。社會保障系統(tǒng)通過一種強(qiáng)有力的制度約束，為老人提供更加穩(wěn)定而有力的經(jīng)濟(jì)保證。社會保障系統(tǒng)的產(chǎn)生與發(fā)展將取代男性子女對居民的投資性生育功能，進(jìn)而減輕社會的男孩偏好。

城市化率的回歸系數(shù)小于0，說明促進(jìn)我國城市化的發(fā)展將有利于改變居民的男孩偏好。在我國城市化率是由城鄉(xiāng)人口的占比來計量的，城市化率的提高是農(nóng)村人口進(jìn)城的過程。一方面改變了進(jìn)城居民的文化氛圍、另一方面改變了其生產(chǎn)、生活方式。這為居民改變其原有的性別偏好提供了有利的社會環(huán)境。

（二）政策建議

加快技術(shù)進(jìn)步的步伐，降低性別間由生理不同帶來的勞動能力不同，提高女性的經(jīng)濟(jì)地位來提高女性的社會地位。

擴(kuò)大社會保障的覆蓋范圍，加強(qiáng)社會保障體系的力度；降低男性子女在家庭中的投資性、保障性功能，減輕男性子女與女性子女對家庭收益由于性別不同而帶來的差異，促使社會性別偏好回歸正常。

通過對傳統(tǒng)文化的揚棄，在全社會建立起社會主義文化體系。以社會主義的價值觀念替代居民原有價值觀中的糟粕，促使居民樹立兩性平等的觀念，改善男孩偏好。

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（責(zé)任編輯、校對：劉俊萍）