馬雪瑤，李 鋼，周俊俊，石金龍，胡 敏，王 娟，陳 諾

（a. 西北大學城市與環(huán)境學院；b. 陜西省地表系統(tǒng)與環(huán)境承載力重點實驗室，西安 710127）

民間抱養(yǎng)在世界范圍內(nèi)普遍存在（Kreager,1980; Treide, 2004; Hansen, 2008）。在中國傳統(tǒng)社會，子女往往被視為父母的“生育性財產(chǎn)”，當家庭或個人的生存發(fā)展出現(xiàn)危機時，父母可能會轉送或售賣子女（王金玲，2014）。在合法收養(yǎng)條件嚴格（吳錕，2014；雷敏等，2017）、政府和社會收養(yǎng)能力不足（盧珊等，2014；趙川芳，2014）等社會背景下，一些家庭收養(yǎng)兒童的需求無法得到滿足。同時，自然災害、父母病逝等意外事件的發(fā)生使得一些家庭內(nèi)部環(huán)境急劇惡化，以致兒童被私下送出甚至遺棄（雷敏等，2017）。在特殊的歷史時期，生育制度或成為家庭或個體行動選擇的邊界（丘海雄等，1998）：1980年“獨生子女”政策在全國范圍內(nèi)的實施，標志著嚴格計劃生育階段的開始，違反生育政策成為該時期導致中國抱養(yǎng)發(fā)生的一個特殊原因（Johansson et al.,1991）。由于家庭的生育觀念和生育意愿無法在短時間內(nèi)轉變，出現(xiàn)了大量的“超生家庭”，這些家庭為避免政治和經(jīng)濟上的處罰，私下將兒童送出；因此，該時期的抱養(yǎng)行為甚至比合法收養(yǎng)更為普遍（斯坦·約翰遜，1995）。

抱養(yǎng)常與拐賣兒童罪等犯罪行為相混淆（王良順，2014；Wang et al.,2018）。從空間上看，拐賣與抱養(yǎng)兒童皆為一種非正式的遷移現(xiàn)象，但兩者在特征和機制上存在明顯的差別（李鋼等，2020）；若將民間抱養(yǎng)簡單地納入拐賣兒童罪，將忽視出生家庭在送養(yǎng)過程中的主導作用。目前，由于民間抱養(yǎng)的合法性仍存在爭議，地方法院的判決標準尚未統(tǒng)一（劉然，2014）。中國學者已就抱養(yǎng)的法律范疇開展了一系列的討論：如李卷林（2000）、康青（2013）等認為民間抱養(yǎng)不符合《中華人民共和國收養(yǎng)法》所規(guī)定的條件，屬于違法行為；王金玲（2014）、劉然（2014）等則認為多數(shù)抱養(yǎng)未構成違法或犯罪，判斷的關鍵在于送出兒童的目的是否為了獲利。已有研究將抱養(yǎng)定義為出生家庭不以獲利為目的送出兒童，收養(yǎng)家庭未按法定程序收養(yǎng)的行為（Ma et al.,2020），在此過程中既包括出生家庭的送養(yǎng)（王金玲，2014），也包含收養(yǎng)家庭非法收養(yǎng)（Johansson et al.,1991）的行為。而本研究聚焦于出生家庭，探討不以獲利為目的送養(yǎng)行為。在解釋送養(yǎng)的機制上，社會學往往通過社會調(diào)研等定性分析方法，從某一地區(qū)的具體案例出發(fā)（李卷林，2000；楊彥，2004；漳州師范學院課題組，2006），分析送養(yǎng)發(fā)生的原因；犯罪學則大多從宏觀層面解釋其產(chǎn)生的原因（陳屹立，2007；劉大千等，2014），并認為社會因素對人的行為起決定性作用（薛淑艷等，2020）。以往對機制的研究往往從單一視角出發(fā)，忽略了不同尺度之間的關聯(lián)性。

鑒于此，本文選取1981－2010年發(fā)生的送養(yǎng)案例，分析被送養(yǎng)兒童的時空分布特征及其空間分異的原因，并分析嚴格生育控制時期家庭在狹小生育空間的生育偏好和決策，最后基于理性選擇理論探討中國家庭送養(yǎng)的機制，以期引起社會對被送養(yǎng)未成年人權益保護的關注，為中國新時期的生育政策落實提供參考。

1 數(shù)據(jù)與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

參考聯(lián)合國在《兒童權利公約》和《巴勒莫議定書》中對兒童的定義，結合中國《未成年人保護法》和《民法總則》，將兒童界定為未滿18周歲的未成年人，即在不影響結果的前提下，將概念置于國際語境中。數(shù)據(jù)來源于中國最大的公益尋親網(wǎng)站“寶貝回家”①http://www.baobeihuijia.com，截至2020-11-26 T 00:00，以“抱養(yǎng)”和“送養(yǎng)”為關鍵詞進行檢索，共獲得有效送養(yǎng)案例12 255件；其中，含出生家庭送養(yǎng)原因的數(shù)據(jù)859條。由于該網(wǎng)站中的案例多集中在20世紀90年代，為減小數(shù)據(jù)采集的誤差，選擇1981—2010年為研究時段。此外，利用第四、第五、第六次全國人口普查統(tǒng)計年鑒（國務院人口普查辦公室等，1990；2000；2010），及相應年份的《中國統(tǒng)計年鑒》（中華人民共和國國家統(tǒng)計局，1990；2000；2010）的數(shù)據(jù)指標，進行家庭送養(yǎng)原因分析。研究區(qū)為中國34個省級行政區(qū)，數(shù)據(jù)處理按照現(xiàn)行區(qū)劃進行統(tǒng)計。

1.2 研究方法

基于公益平臺尋親數(shù)據(jù)，分析1981－2010年送養(yǎng)兒童的性別年齡特征；利用空間分析的方法探究送養(yǎng)案例的時空分布特征；運用社會網(wǎng)絡分析各個送養(yǎng)原因的聯(lián)系程度；利用地理探測器探究送養(yǎng)空間分異的原因；最后根據(jù)理性選擇理論探討家庭送養(yǎng)的影響機制。

1）地理集中度指數(shù)（Gini-Hirschman coefficient），可用于衡量商品集中度和地理集中度（劉靖等，2006；魯奇等，2007）。由于在送養(yǎng)的過程中，兒童被看作特殊的商品，故用該指數(shù)衡量送養(yǎng)的集聚程度。計算公式為：

式中：Gxt為抱出地理集中度；m為區(qū)域數(shù)量；j為各個區(qū)域；Xjt為t時間內(nèi)自j地區(qū)送養(yǎng)的人口數(shù)量；Xt為t時間段內(nèi)全國人口總抱出量。G值越大，表示送養(yǎng)在空間上越集中。

2）地理探測器（Geodetector）。地理探測器模型是由王勁峰等（2017）提出的一種探測空間分異性及背后驅動力的方法，被廣泛應用于區(qū)域人口的空間分異研究（呂晨等，2017；史莎娜等，2019）。運用地理探測器分析不同時期單因素與雙因素對送養(yǎng)數(shù)量空間分異的驅動程度。其計算公式為：

式中：q為探測因素X對送養(yǎng)案例數(shù)Y的探測力值；h=1,2,3……L，為探測因子X的分層，即分類或分區(qū)；N為研究區(qū)單元數(shù)，Nh為探測因子h層的單元數(shù)；和σ2分別為層h和全國Y值的離散方差。當q=1 時，表明送養(yǎng)空間分異是完全由因素X決定的理想狀態(tài)；當q=0時，表明因素X對送養(yǎng)空間分異的影響為0。q值越大，因素X對送養(yǎng)案例數(shù)空間分異的影響越大。

2 家庭送養(yǎng)的基礎特征

2.1 性別年齡特征

送養(yǎng)兒童的性別年齡金字塔如圖1-a 所示。從年齡看，送養(yǎng)的兒童大多未滿1 周歲，占總數(shù)的85.91%。將＜1歲的兒童按照月齡細分（圖1-b），可以看出送養(yǎng)數(shù)量隨年齡的增加而減少。送養(yǎng)兒童的數(shù)量隨著年齡的增長急速下降的主要原因有：1）送養(yǎng)大多為出生家庭的自主決策，受當時生育政策、經(jīng)濟狀況等因素的影響，他們往往能較早做出決定；2）隨著兒童成長和自我意識的發(fā)展，他們會對送養(yǎng)產(chǎn)生較強的排斥心理，出生家庭也在情感上難以割舍；3）收養(yǎng)家庭亦希望盡早抱入兒童以便其更好地融入新的環(huán)境。

圖1 1981—2010年家庭送養(yǎng)兒童（a.整體；b.＜1周歲）的性別-年齡金字塔Fig.1 Gender-age pyramid of informal adopted-out children(a.total b.＜1 year old)from 1981 to 2020

從性別看，女童數(shù)量遠多于男童，占總量的76.34%。一方面受到父系繼嗣制度和“養(yǎng)兒防老”思想的影響，家庭更傾向于生育男孩。在嚴格生育控制時期，出生性別比過高，家庭“生育選擇空間”變得狹小，“生男”欲望更加強烈，生育性別偏好較為明顯。另一方面，人口性別比例的失衡會進一步導致送養(yǎng)“女童”的偏好：在地理位置較偏遠、經(jīng)濟較落后的地區(qū)，男性群體更難找到配偶，故選擇抱入女童作為“童養(yǎng)媳”（張惠芳等，2010）。此外，當出生家庭將因多胎生育面臨受罰時，他們更愿意將女孩送養(yǎng)或遺棄（李宏玉，2007）；也有家庭為獲得生育男童的機會，瞞報、漏報出生的女童，在獲得男童后，就將女童送走（解振明，1998）。家庭的性別偏好使得送養(yǎng)主體為未滿1周歲的女童。

2.2 送養(yǎng)原因分類

根據(jù)網(wǎng)站中“尋親者特征描述”和“其他資料”歸納家庭送養(yǎng)原因（表1）。從總量看，家庭由于經(jīng)濟貧困而送養(yǎng)的案例占比最高，達到40.4%。這一方面是由于家庭無節(jié)制的生育，在節(jié)育技術未普及的地區(qū)，孩子過多使得家庭經(jīng)濟負擔過重，新生兒易被送養(yǎng)；另一方面，在家庭的經(jīng)濟條件急劇下降時，如一個地區(qū)歉收或遭受自然災害后，許多兒童會被送入經(jīng)濟條件較好的家庭撫養(yǎng)。違反生育政策而送養(yǎng)兒童的比例次之，占比為29.8%。以上兩種送養(yǎng)原因均是在家庭和兒童生存和發(fā)展無法保證的情況下將兒童送出。此外，在尋親者的描述中，重男輕女也是主要的送養(yǎng)原因，占總量的9.9%。由于中國傳統(tǒng)社會中男性地位較高，尤其在經(jīng)濟不發(fā)達或農(nóng)村地區(qū)，傳統(tǒng)的婚育觀念和生育文化仍影響人們的生育選擇和生育行為（原新等，2005），一些女童出生即被送養(yǎng)甚至出賣（解振明，1998）。家庭突發(fā)的變故則是在父母一方生病、去世或雙方離異時，會因撫養(yǎng)兒童壓力或重新組建家庭的便利而將兒童送出。其他常見的送養(yǎng)原因還有未婚生子、意外懷孕，這兩類多出現(xiàn)在節(jié)育技術和人工流產(chǎn)未普及的地區(qū)，生育個體因無撫養(yǎng)意愿而將兒童送養(yǎng)。此外，新生兒病殘會降低家庭撫育意愿，當面臨較高的診治費用時，一些家庭會送養(yǎng)兒童。

表1 家庭送養(yǎng)的原因構成（1981—2010年）Table 1 Proportion of causes of informal adopted-out cases from 1981 to 2010

送養(yǎng)兒童性別比指每送養(yǎng)100個女童所對應的男童數(shù)量，各類原因的性別比呈現(xiàn)較大差異（見表1）。因重男輕女思想送出的兒童全為女童，成為送養(yǎng)性別失衡的最主要原因（侯佳偉等，2018）。由于經(jīng)濟貧困和違反生育政策送出兒童的性別比接近平均值，且這兩者的案例數(shù)量最多，其對總體性別比例的影響最大。因家庭變故送出的男童比例略有上升，但仍遠小于女童。經(jīng)濟貧困、違反生育政策、重男輕女和家庭變故4 種原因即可解釋89.8%送養(yǎng)案例。

6.75%的送養(yǎng)案例是多因素綜合作用的結果。送養(yǎng)原因組合關系（圖2）表明，經(jīng)濟貧困與違反生育政策組合出現(xiàn)的頻率最高，即在嚴格執(zhí)行計劃生育政策的時期，一些經(jīng)濟基礎較差的家庭抱有僥幸心理生下孩子，被發(fā)現(xiàn)后由于無法承擔超生的經(jīng)濟處罰，將兒童送出。其次，重男輕女常與違反生育政策、經(jīng)濟貧困組合出現(xiàn)，表明當家庭實際生育情況與經(jīng)濟條件、政策要求沖突時，生男偏好展現(xiàn)得更加強烈（Kane et al., 1999; Das Gupta et al.,2003），而制度和文化對個人偏好的影響最為凸顯（Coleman et al.,1992）。

圖2 家庭送養(yǎng)的多重原因組合關系Fig.2 Multi-factors combination of informal adopted-out cases

2.3 時間演變特征

1981－2010年民間送養(yǎng)數(shù)量的年變化總體呈現(xiàn)“先增后減”的倒U 型分布（圖3），1990 年達到最高值。從送養(yǎng)原因看（圖4），經(jīng)濟貧困與總趨勢變化最相似，說明經(jīng)濟因素一直是家庭送養(yǎng)兒童的最主要原因。因違反生育政策而送養(yǎng)兒童的數(shù)量呈現(xiàn)“中位穩(wěn)定—快速上升—波動下降”的特征。此外，出于家庭變故和重男輕女送養(yǎng)兒童的案例保持在低位波動，持續(xù)影響送養(yǎng)數(shù)量，但在不同時期的差異較小。根據(jù)曲線變化特征，結合相關年份的歷史事件記錄，將年際變化分為3個階段：

圖3 1981—2010年家庭送養(yǎng)年際變化Fig.3 Annual evolution of informal adopted-out cases from 1981 to 2010

圖4 1981—2010年家庭送養(yǎng)原因的年際變化Fig.4 Interannual variation of the reasons for sending out children for adoption from 1981 to 2010

1）上升期（1981—1990年）。送養(yǎng)數(shù)量整體呈現(xiàn)上升的常態(tài)化趨勢，并在1990年達到最大值。該時期受經(jīng)濟因素影響送養(yǎng)兒童的數(shù)量較多。1981—1983年，經(jīng)濟貧困成為家庭送養(yǎng)最主要的原因。20世紀80年代后期，隨著“獨生子女政策”在全國范圍內(nèi)實施，因違反生育政策而送養(yǎng)兒童的數(shù)量逐漸上升，在1990年前后成為主因。

2）下降期（1991－2000年）。該階段案例數(shù)量急劇下降。究其原因，可能是因為持續(xù)多年的生育控制和經(jīng)濟水平的不斷提升，人口出生率和死亡率持續(xù)下降。中國在20 世紀90 年代人口持續(xù)穩(wěn)定在低生育水平上，使得這一時期送養(yǎng)兒童的數(shù)量下降。1992 年開始實行的《中華人民共和國收養(yǎng)法》對私下送養(yǎng)的行為實施管控，加上被送養(yǎng)兒童的戶籍登記也較為困難，增加了需求端的阻力。值得一提的是，1991—1996年性別比在低位小幅波動，被送養(yǎng)的女童數(shù)量遠高于男童，或可佐證嚴格計劃生育時期官方統(tǒng)計出生性別比過高的原因之一為超生女嬰的漏報（Johansson,1991;Ebenstein,2010）。

3）低發(fā)期（2001—2010年）。該階段送養(yǎng)數(shù)量穩(wěn)定在較低水平。一方面，中國人口進入平穩(wěn)增長時期。2005 和2006 年全國育齡婦女的總和生育率分別為1.74和1.87，均低于更替水平，并長期保持在更替水平以下；較低的生育意愿使得生育控制對送養(yǎng)的影響程度降低。另一方面，2000年最高人民法院、最高人民檢察院、公安部等六部門聯(lián)合出臺了《關于打擊拐賣婦女兒童犯罪有關問題的通知》，全國自上而下開展打拐專項行動，處于灰色地帶的以“收養(yǎng)”為名，低價收買嬰兒，隨即又以“送養(yǎng)”為由，高價轉賣的違法行為被揭露，非法收養(yǎng)的行為進一步被遏制。該時期各影響因素差距不大，而家庭變故、未婚先孕或者新生兒病殘等因素對家庭送養(yǎng)決策的影響逐漸擴大。

3 家庭決策流程分析

通過對送養(yǎng)原因的初步分析，將家庭送養(yǎng)兒童的決策過程分解為出生家庭在生育、偏好、撫養(yǎng)3個節(jié)點的選擇（圖5）。若將兒童看作家庭的資源，即可將抱養(yǎng)看作一種資源配置的過程：當家庭生育意愿與實際情況相沖突時，兒童“供給方”可能會采用流產(chǎn)、送養(yǎng)、遺棄、出賣子女等方式“消耗”資源，“需求方”則通過合法或非法收養(yǎng)、購買兒童等行為滿足家庭的需求。需要指出的是，上述有的行為已構成犯罪，如以獲利為目的出賣親生子女、購買兒童的行為構成拐賣兒童罪，遺棄行為達到情節(jié)惡劣程度則構成遺棄罪等。因此，家庭的決策不僅會改變送養(yǎng)兒童的一生，也可能會越過法律紅線。此外，突發(fā)事件也會改變家庭決策，如區(qū)域性的災害或父母一方病故，導致家庭生存環(huán)境和經(jīng)濟條件發(fā)生巨大變化，從而影響家庭決策。

圖5 民間抱養(yǎng)家庭決策流程Fig.5 The decision-making process of informal adoption in China

4 送養(yǎng)空間分異因素探測

4.1 空間分異特征

利用地理集中度指數(shù)衡量送養(yǎng)在空間上的集聚程度，并用自然斷點法將各省份案例數(shù)量劃分為5個等級（圖6）。總體上，送養(yǎng)主要分布在中國東部、中部地區(qū)以及川渝地區(qū)，與人口分布特征較為一致，有較為明顯的空間聚集趨勢。3 個階段的地理集中度指數(shù)均＞22。在上升期（1981—1990 年）民間送養(yǎng)在空間分布最為集中，為22.85，之后20年稍有分散。

1981－1990 年，四川省送出的兒童數(shù)量最多，其次為山東、河南、江蘇、湖北、安徽、湖南、福建、河北、陜西、浙江和重慶（圖6-a）；1991－2000年，廣東、四川、河南、湖北和江蘇送養(yǎng)數(shù)量為343～517 例，為高發(fā)省份，中高發(fā)省份為安徽、福建、山東、湖南、河北、江西、重慶和陜西（圖6-b）；2001－2010年送養(yǎng)數(shù)量總體較少，其中廣東送養(yǎng)數(shù)量最多，四川、河南、江蘇、江西、貴州、河北和福建數(shù)量次之（27～39例）（圖6-c）。整體而言，四川、廣東、河南和江蘇為研究時段內(nèi)送養(yǎng)的高發(fā)省份。

圖6 不同時期家庭送養(yǎng)的空間分布Fig.6 Spatial distribution of informal adopted-out cases in different periods

4.2 指標選取

通過對送養(yǎng)原因及家庭決策流程的分析，從經(jīng)濟、社會、家庭環(huán)境3 個維度選取9 項指標探究空間分異的原因。除常規(guī)指標外，本研究在梳理相關文獻的基礎上，選取表示受教育程度的文盲率、與計劃生育相關的性別比和活產(chǎn)子女數(shù)以及婚姻變故指數(shù)4項指標，并做出以下解釋：1）文盲率。家庭的生育意愿及偏好與父母的受教育程度相關（周福林，2005），文盲率可在一定程度上反映地區(qū)受教育水平。2）性別比。計劃生育時期生育空間緊縮導致新生兒的出生性別比偏高，而性別比例失衡則會導致婚姻受擠壓，進而危及人口生態(tài)基本安全（翟振武等，2000）。貧困地區(qū)及經(jīng)濟相對落后的鄉(xiāng)村男性擇偶娶妻會更加困難，一些家庭選擇收養(yǎng)女童以解決婚姻問題。3）活產(chǎn)子女數(shù)。由于計劃生育政策并非簡單的“一孩政策”，20世紀80年代后期生育政策呈現(xiàn)地區(qū)化、多元化的特征，故選取活產(chǎn)子女數(shù)衡量生育政策對區(qū)域生育水平的實際影響。4）婚姻變故指數(shù)。在對研究案例分析中發(fā)現(xiàn)，當家庭出現(xiàn)突然變故，尤其是當父母一方缺位時，兒童更容易被送養(yǎng)。故選用離婚和喪偶的人數(shù)之和與適婚人數(shù)的比例來大致推算區(qū)域中婚姻發(fā)生變故人群的比例。

基于不同時間段送養(yǎng)數(shù)量的變化，選取上升期（1981—1990年）、下降期（1991—2000年）和低發(fā)期（2001—2010 年）3 個時期的累積數(shù)據(jù)，因變量為各省的案例數(shù)，自變量為上述9個影響因子（表2），運用地理探測器分析不同時期民間送養(yǎng)空間分異的多重影響因素。由于地理探測器對多個自變量的共線性免疫，故先利用SPSS 對各自變量進行容差（Tolerance）方差膨脹因子檢驗，得出各自變量VIF均＜7.220，表明各自變量之間多重共線性現(xiàn)象較弱，符合回歸條件。上升、下降、波動3個時期的回歸模型的R2依次為0.812、0.810 和0.794，表明選取的因子對民間送養(yǎng)的解釋力較強，模型擬合度較好。最后對因子進行離散化處理，即用自然斷點法將各因子劃分為低、中低、中、中高、高5級。

表2 送養(yǎng)空間分異因素的指標選取Table 2 Space differentiation factors of informal adopted-out cases in China

4.3 分時段單因子探測結果

利用地理探測器模型，分別測算各影響因素對送養(yǎng)兒童數(shù)量的決定力q值，以分析不同時期影響送養(yǎng)空間分異的主要因素（表3）。結果發(fā)現(xiàn)，不同時期送養(yǎng)原因的差異性顯著，多因素復合影響的特征明顯。其中，戶籍人口（X4）對于送養(yǎng)數(shù)量的影響力始終強于其他因子，說明送養(yǎng)數(shù)量與人口分布呈現(xiàn)較高的相關性。從不同階段看，上升期的單因子探測排在前三位的為戶籍人口（X4）＞受災面積（X7）＞活產(chǎn)子女數(shù)（X8），q值分別為0.693、0.600、0.279；下降期排在前三位的為戶籍人口（X4）＞活產(chǎn)子女數(shù)（X8）＞恩格爾系數(shù)（X2），q值分別為0.802、0.282、0.226；低發(fā)期排在前三位的為戶籍人口（X4）＞國民生產(chǎn)總值（X1）＞受災面積（X7），q值分別為0.617、0.420、0.299。除去戶籍人口的影響，第二影響因子呈現(xiàn)一定的時代特性。在上升期，受災面積對送養(yǎng)空間分異的影響較大，在此期間，四川、湖南、山東等省份遭受伏秋連旱以及風暴等自然災害，且這些省份的送養(yǎng)數(shù)量也較多（陳洪玲等，1991）。在上升期和下降期，活產(chǎn)子女數(shù)的q值均＞0.27，且數(shù)值變化不大，說明這20年間計劃生育政策地區(qū)化特征明顯，對送養(yǎng)數(shù)量空間分布的影響較為穩(wěn)定。在低發(fā)期（2001－2010 年），國民生產(chǎn)總值對空間分異的影響力上升，該時期的送養(yǎng)數(shù)量整體較少，空間分布受經(jīng)濟因素的影響較高。

表3 1981-2010年送養(yǎng)的影響因子探測Table 3 Impact factors of informal adopted-out cases in China from 1981 to 2010

4.4 分時段交互作用探測結果

對9個影響因子進行交互探測后得到36個影響因子對（表4），影響因子對送養(yǎng)空間分異影響并不是單獨發(fā)生作用，而是呈現(xiàn)協(xié)同增強的作用效果，即表明因子兩兩交互后對送養(yǎng)空間分異的影響程度高于各單個因子，任意2個因子交互探測后解釋力可進一步分為非線性增強或雙因子增強，非線性增強則表明交互后的影響力大于兩因子之和，就本研究而言，影響因子對的非線性增強作用總體強于雙因子增強的方式。

表4 1981—2010年送養(yǎng)的交互因子探測Table 4 Interactions between factors of informal adopted-out cases from 1981 to 2010

交互因子之間的作用強度呈現(xiàn)一定的差異性，表現(xiàn)為戶籍人口與其他因子之間的交互作用強于其他因子之間的交互作用。從時間序列看，上升期X4∩X6、X2∩X4、X4∩X9、X2∩X3的交互作用最強，q值分別為0.959、0.941、0.937、0.910；下降期X4∩X7、X4∩X8、X2∩X4、X4∩X6的交互作用最強，q值分別為0.930、0.920、0.918、0.911；低發(fā)期則為X7∩X9、X4∩X7、X3∩X4、X2∩X4四對因子，q值分別為0.912、0.896、0.895、0.889。在各個時期，戶籍人口與恩格爾系數(shù)的交互作用均較強，說明人口與居民富裕程度交互后的因子能在較大程度上說明送養(yǎng)在空間上分布的差異性。由于中國人口呈現(xiàn)“東密西疏”的特征，在改革開放后，東南沿海城市經(jīng)濟迅速發(fā)展并與其他省份拉開差距，經(jīng)濟落后且人口稠密的省份生存壓力較大，家庭送養(yǎng)兒童的數(shù)量較多；此外，人口密集省份對生育控制往往更加嚴格，加上自然災害、家庭變故等突發(fā)事件等因子的相互作用形成了中國家庭送養(yǎng)特定的空間格局。

婚姻變故指數(shù)與多個因子疊加后的增幅較大。在下降期，婚姻變故指數(shù)（0.041）與國民生產(chǎn)總值（0.064）交互后的q值為0.517，增加了297%，說明當經(jīng)濟貧困與家庭變故同時發(fā)生時，將會大幅度增加兒童被送養(yǎng)的概率；父母一方的缺位不僅使家庭經(jīng)濟情況惡化，也會在情感上降低撫養(yǎng)兒童的意愿。此外，婚姻變故指數(shù)（X9）與代表地區(qū)文化程度的X5、地區(qū)性別比例（X6）以及災害影響程度的X7因子交互后，影響程度增長超過1 倍，這說明家庭出現(xiàn)重大變故后，地域生育觀念以及地區(qū)教育普及情況將滲透并影響個體的行為決策，在重男輕女思想嚴重及兒童權利尚未普及的地區(qū)，家庭傾向于送養(yǎng)兒童以應對內(nèi)部危機。而當?shù)貐^(qū)面對突發(fā)災害等更大危機時，家庭生存成本上升，內(nèi)外矛盾疊加，更易使父母做出送養(yǎng)兒童的決定。

5 家庭送養(yǎng)的影響機制

兒童作為送養(yǎng)主體，在送養(yǎng)過程中不僅被視為商品，同時還具有生產(chǎn)的功能，在空間上有被動遷移的特質(zhì)，因此，本研究提出3點假設：1）效用最大化，在拓展效用含義后，從“成本-收益-風險”3 種維度分析家庭生育行為，認為決策遵循效用最大化原則；2）偏好穩(wěn)定，即在社會文化的影響下，家庭存在某種穩(wěn)定的生育偏好，如子女數(shù)量、質(zhì)量、性別等；3）市場均衡理論，市場不僅指日常商品交換的場所，也是人類行為發(fā)生和活動的場域，本文指允許送養(yǎng)與收養(yǎng)的行為發(fā)生的特定時空。

在宏觀環(huán)境層面，中國父系社會中孕育了儒家文化以及農(nóng)耕文化，形成對兒童性別（重男輕女）以及數(shù)量（多子多福）偏好的共性特征；在地域上表現(xiàn)為民俗、婚俗以及女性地位上的差異性，女性在社會及家庭生育中的話語權，在一定程度上影響兒童的送養(yǎng)決策。在計劃生育時期，當生育情況與生育意愿或生育政策存在沖突時，養(yǎng)育兒童成本上升（如超生家庭面臨的經(jīng)濟處罰和事業(yè)影響等），風險上升（如“漏報”兒童存在被發(fā)現(xiàn)的風險等）以及收益下降（如社會認同感的下降等）。20 世紀80年代末期，計劃生育政策呈現(xiàn)區(qū)域差異：不同省份、城鄉(xiāng)間的生育政策，執(zhí)行力度上存在差異；此外，在節(jié)育技術普及的地區(qū)，因未婚生子以及新生兒病殘送養(yǎng)兒童的行為有所減少。在地方法制層面上，由于民間抱養(yǎng)合法性存在爭議，地方法院的判決有所差異，在打擊拐賣犯罪力度上也有所區(qū)別。加上區(qū)域經(jīng)濟總量以及內(nèi)部貧富差距程度等經(jīng)濟因素共同建構了家庭理性決策的區(qū)域性環(huán)境，使得送養(yǎng)既有相似的基本特征和時間特征，也表現(xiàn)為空間上的差異性。

根據(jù)理性選擇理論，當假設家庭作為送養(yǎng)的理性決策者時，可將效用拓展為經(jīng)濟收益、減少懲罰、滿足情感需求、順應文化習俗等多重內(nèi)涵（Coleman et al.,1992），家庭通過比較生育和養(yǎng)育孩子成本與收益后，做出理性的生育決策和人力資本的投資選擇（周長城等，2010）。家庭的理性可劃分為生存理性、經(jīng)濟理性、制度理性和社會理性4個層面。1）生存理性是從家庭最基本的需求出發(fā)，家庭決策者以保證個人及家庭成員的基本生存為目標。在經(jīng)濟極度貧困或家庭突發(fā)重大變故等，在無法保障所有家庭成員生存的情況下選擇將兒童送出。2）經(jīng)濟理性指從家庭或個人發(fā)展的角度出發(fā)，以效用最大化為目標。在經(jīng)濟條件較差、子女數(shù)目相對較多或新生兒身體存在殘疾等情況下，決策者在衡量撫養(yǎng)兒童的成本與家庭預期收益后，選擇將兒童送養(yǎng)。3）送養(yǎng)與收養(yǎng)制度、戶籍制度、生育制度的執(zhí)行力度和管控的程度聯(lián)系密切。制度理性是指從家庭決策者對于法律和規(guī)定的認識程度出發(fā)做出決策，即家庭決策者在感知社會對超生以及送養(yǎng)兒童的管控程度，評估違反制度的收益與風險后，選擇是否將兒童送養(yǎng)。4）社會理性是指家庭決策者在追求效益的最大化過程中，也同時尋求社會認同感。如在計劃生育和經(jīng)濟貧困擠壓生育空間的情況下，決策者受到社會生男偏好的影響，將女童送養(yǎng)以獲得生育男童的機會。

因此，送養(yǎng)是在特定的時空背景下家庭的理性決策，文化、制度、法律和經(jīng)濟構成了民間抱養(yǎng)的宏觀環(huán)境，自上而下地影響家庭的行為決策；理性家庭作為基本的研究單元，群體決策結果的集合在宏觀上既存在相似性，又呈現(xiàn)地域特征。以家庭為研究的起點，當生育情況與偏好存在沖突時，家庭從理性出發(fā)，通過分析比較生育的“成本-收益-風險”以做出生育以及人力資本投資的決策。在這個過程中宏觀環(huán)境既建構了家庭理性的內(nèi)涵，又影響了家庭生育的偏好，而區(qū)域層面上文化、制度、法律和經(jīng)濟的差異性，則使得家庭送養(yǎng)呈現(xiàn)出空間分異的特征。

6 結論與討論

本研究從微觀的具體案例出發(fā)，分析了1981—2010年中國送養(yǎng)的時空演化特征，并對送養(yǎng)原因分類，進而選取指標運用地理探測器的方法探究送養(yǎng)在省域尺度上空間分異的原因，最后提出家庭的送養(yǎng)機制，得到的主要結論為：

1）1981－2010 年的送養(yǎng)以未滿1 周歲的女童為主，且家庭傾向于盡早送出。從時間上看，送養(yǎng)數(shù)量總體呈現(xiàn)“先增后減”的趨勢，可分為上升期（1981—1990 年）、下降期（1991—2000 年）、低發(fā)期（2001—2010 年）3 個階段。在空間分布上，送養(yǎng)較為集中，主要分布在東部和中部地區(qū)，與中國人口分布基本一致。四川、廣東、河南和江蘇在1981—2010年為送養(yǎng)數(shù)量較多的省份。

2）經(jīng)濟貧困和違反生育政策是出生家庭送養(yǎng)兒童的主要原因，即在家庭和兒童生存和發(fā)展無法保證的情況下，兒童最容易被送出。這2種原因與重男輕女組合出現(xiàn)幾率較高，在經(jīng)濟貧困和生育空間受限的情況下，家庭的“生男偏好”更加強烈。重男輕女思想也導致了送養(yǎng)性別比偏低。

3）家庭送養(yǎng)的決策過程可分解為生育、偏好、撫養(yǎng)3個節(jié)點的選擇。當家庭生育意愿與實際情況相沖突時，出生家庭可能會采用流產(chǎn)、送養(yǎng)、遺棄、出賣子女等方式放棄兒童的撫養(yǎng)權。

4）地理探測器分時段單因子探測的結果表明，戶籍人口對送養(yǎng)數(shù)量影響始終最顯著。此外，自然災害、計劃生育政策執(zhí)行力度和經(jīng)濟因素分別對上升期、下降期和低發(fā)期的空間分異有較大的影響。交互作用探測結果表明，戶籍人口與其他因子之間的交互作用最強，婚姻變故指數(shù)與多個因子疊加后的增幅較大。

5）送養(yǎng)是宏觀和微觀影響因素綜合作用的結果。理性的家庭決策者通過分析生育的“成本-收益-風險”以做出是否送養(yǎng)的決策。而宏觀環(huán)境影響了家庭價值觀念和生育偏好，區(qū)域層面上文化、制度、法律和經(jīng)濟的差異性，使得家庭送養(yǎng)呈現(xiàn)出時空分異的特征。

本研究利用網(wǎng)絡尋親案例，聚焦出生家庭，分析特定時期家庭決策的流程及影響機制，從送養(yǎng)行為主體的主觀描述出發(fā)，研究送養(yǎng)兒童時空分異的影響因素，為此類研究提供了新的思路和角度。但由于研究數(shù)據(jù)來源于網(wǎng)絡尋親者的自述，主觀性較強，或存在誤差，因此，亟需尋找不同來源的數(shù)據(jù)資料解析驗證送養(yǎng)行為特征、比較出生家庭和收養(yǎng)家庭行為動機以及開展熱點省市的深入研究。。

圖7 家庭送養(yǎng)機制Fig.7 The Mechanism of Informal Adopting out

2015年，中國提出了“全面二胎”的政策，二胎政策或帶來“收養(yǎng)熱”，收養(yǎng)也逐漸從“家庭利益最大化”轉向追求“兒童權益的最大化”。由于送養(yǎng)行為的隱蔽性和定義的模糊性，在特定的歷史時期送養(yǎng)一直游離在法律邊緣，甚至產(chǎn)生了灰色產(chǎn)業(yè)鏈條。送養(yǎng)的過程可能會損害兒童、女性等弱勢群體的合法權益，應對其權利保護和反向融入以及生命歷程開展進一步研究。結合本研究結論，提出以下建議：首先，相關部門應進一步關注“賣方市場”，打擊父母“親生親賣”的行為，同時盡量滿足國內(nèi)家庭合法收養(yǎng)的需求。其次，建立送養(yǎng)尋親信息公布網(wǎng)絡平臺，宣傳普及DNA 庫比對等技術以助力“科學尋親”，幫助家庭團圓。再次，還應加強法制教育，完善《中華人民共和國收養(yǎng)法》內(nèi)容，切實保護未成年人在收養(yǎng)過程中的合法權益，明確出生家庭的撫養(yǎng)義務。最后，明確男女平等地位，堅持“兒童權益最大化”原則，摒棄性別歧視，關注尋親者和被收養(yǎng)兒童的社會融入和心理健康。