论家庭结构对个体子女性别偏好的影响

文/杨 帆（西南财经大学，四川成都 611130）

论家庭结构对个体子女性别偏好的影响

文/杨 帆（西南财经大学，四川成都 611130）

基于四川省调查数据研究家庭结构对个体子女性别偏好的影响，结果表明：个体对子女的性别偏好已不再局限于“男孩偏好”，需增加“双性偏好”视角的观察；除年龄、受教育年限等个体因素以外，子女构成和家庭结构因素对个体子女性别偏好也表现出显著影响。进一步研究有关微观心理变量及其效应有助于更深入把握家庭结构对个体子女性别偏好的影响机制。

家庭结构 男孩偏好 性别偏好

一、引言

在我国，一般认为人们对子女的性别偏好主要体现在重视男孩的传统观念上，一项基于1982年的一次大规模调查的研究表明男孩偏好在中国大部分地区都存在。［1］中国人重男轻女思想的本源是基于“养儿防老”和“传宗接代”需求的传统观念，而人口计划生育政策则在一定程度上强化了人们对男孩的偏好。

人们对子女的性别偏好是生育意愿的一方面反映，“在一定条件下男孩偏好会影响出生人口的性别构成”，［2］可以说“对子女的性别偏好是性别比失衡的原因之一”。子女性别偏好特别是男孩偏好客观上会通过人口生育意愿和行为对人口和社会发展产生影响，“包括性别偏好持续存在在内的生育意愿变迁为性别比失衡提供了社会心理基础”。［3］对孩子的性别偏好在个体已有子女的前提下还会影响再生育意愿，国外已有研究对此予以证明。我国子女性别偏好对人口再生育的影响则与低生育水平不无关系，“性别偏好反映在生育行为上，表现为在高生育率状态下以多生来保障有男孩，在低生育率状态下通过申报的性别选择、生育的性别选择等种种方式来实现至少有一个男孩，正是后一种情况造成80年代以来出生性别比偏高”。［4］

人们对子女的性别偏好各有不同，这是由个体异质性所决定的。不同性别的人对子女性别的偏好及其后果可能不同，国外有研究显示男性比女性更重视子女性别，［5］男性对子女的性别偏好也可能更容易影响理想家庭规模和最终家庭生育行为。个体子女性别偏好与文化程度有关，如有研究指出完成了初级教育的女性男孩偏好更小。［6］除个人基本特征外，个体的子女性别偏好还受到不同类型子女构成的影响，这是以其与个体生育和再生育之间的逻辑联系为基础的，如一项基于安徽省农民生育行为的调查研究指出，农民家庭生育的性别偏好受子女对家庭物质生活和精神生活贡献率的影响［7］，这说明子女构成发挥作用的原因还可能与个体对子女未来家庭贡献的预期有关。此外，由于个体生活于家庭环境之中，家庭因素对个体子女性别偏好也有影响，如有研究认为家族制度约束力由宗族势力、婚嫁模式和传宗接代观念三部分构成，且它们对男孩偏好都有显著影响［8］；在人们多具有强烈男孩偏好的韩国，规模小的家庭子女性别比要显著高于规模大的家庭。

子女性别偏好和社会性别构成之间有一定联系，从某种意义上讲，“性别比是反映性别偏好的有效指标”，其中出生人口性别比的表现最为直接。目前我国过高的出生人口性别比也证实了男孩偏好依然普遍，“六普”结果显示我国2010年出生人口性别比为118.06，比“五普”时高1.2个百分点，并且高于正常范围。可见，在我国人口发展出现新形势以及计生政策不断调整完善的双重背景下，探讨个体对子女的性别偏好问题有现实意义。与此同时，探讨对子女的性别偏好在人口和社会相关理论研究领域也有重要作用。如有研究曾提出中国农民生育需求的层次结构理论，并指出子女的性别偏好比数量和时间偏好更重要；［9］美国一项上世纪五十年代的研究表明，对子女的性别偏好会显著影响生育决策并最终影响家庭规模。考虑到家庭规模变化与家庭变迁的紧密联系，在讨论社会变迁时则无法忽视个体对子女的性别偏好这一具有潜在影响的因素。总之，尽管已有不少研究在关注关于个体子女性别偏好的影响因素，但可能扮演重要角色的家庭因素的影响却仍有待进一步明晰。本文在考虑个人特征和子女构成的基础上，从家庭结构的视角探索个体子女性别偏好可能受到的影响。

二、研究设计

（一）方法和数据

本研究基于Multinomial logistic模型进行，数据来源于2011年一项关于四川家庭发展问题的调查，调查在8个区（县）内分城乡进行，以家庭住户为基本单位，共发放问卷800份，其中城镇和农村各400份。调查由家庭某位成员响应，调查内容既包括回答人本人的基本信息，也包括其他家庭成员（包括共同居住和未共同居住）的基本信息和有关的家庭整体情况。本文从回收的全部问卷中剔除了相关变量包含缺失值的样本，并以原有变量为基础构造研究所需变量。

由以往研究对“家庭”的定义可以看出，［10］［11］“是否有亲属关系”和“是否共同组成一个生活单位”可用来识别家庭。无论家庭成员是否属于同一个生活单位，成员之间都可能有紧密联系。因此本文认为“家庭”由有紧密联系的亲属关系但不局限于一个生活单位即不局限于共同居住的成员所组成，除特别说明，文本所指“家庭”均表示“不局限共同居住”的家庭。研究所依托的调查数据收集被调查者自己与配偶、子女、自己和配偶的父母、兄弟姐妹等亲属的相关信息，并假定这些亲属与被调查者联系紧密。

（二）目标变量

有关男孩偏好的讨论固然最多，但子女的性别偏好不等同于男孩偏好，人们也可能具有对儿女性别平衡即儿女双全的偏好。个体对子女的性别偏好有方向和强度之分。就方向而言，已有一些研究给出了分类方法：如将子女性别偏好分为“有性别偏好”和“无性别偏好”，前者可分为“男女偏好”和“均衡偏好”，其中“男女偏好”包括“男孩偏好”和“女孩偏好”两类；［12］也有将对问题“打算要的子女性别结构”回答为儿女双全的划归为 “性别数量双偏好”类别。［13］由于所使用的调查数据显示对子女持“双性偏好”者已占不小比重（28.91%），且客观存在的“双性偏好”作为生育文化的一个方面在分析社会变迁时有重要意义，因此本文将个体对子女的性别偏好划分为 “男孩偏好”、“女孩偏好”、“均衡偏好”和“双性偏好”四类（见表1）。偏好的强度是偏好程度的反映，考虑到“男孩偏好”的普遍性和重要性，为便于比较，本文按“偏好男孩的强度”将上述四种子女偏好类型排序，但暂不涉及各类偏好强度自身的度量。仅就偏好男孩的强度而言，在四种偏好类型中“男孩偏好”强度最大；由于“双性偏好”所指的儿女双全暗含“肯定有儿子”的前提，故“双性偏好”次之；“女孩偏好”与“均衡偏好”相比偏好男孩的强度更弱。因此，四种子女偏好类型按对男孩偏好强度由强至弱排列顺序应为“男孩偏好，双性偏好，均衡偏好，女孩偏好”。

需要说明的是，与因“传宗接代”或“养儿防老”而偏好男孩的生存需要相比，意味者儿女双全的“双性偏好”更反映个体的情感需要；同时，“双性偏好”不但预设肯定有儿子的前提，还必须至少一儿一女两个孩子，因此它在反映子女性别偏好的同时实际上也在一定程度上反映出对子女的数量偏好情况。从样本数据来看，对子女具有“男孩偏好”和 “女孩偏好”的样本比重差异很小 （占比分别为12.24%和 11.59%），而 “均衡偏好”占比接近半数（47.26%），“双性偏好”接近三成（28.91%），这与经验上所认为的“男孩偏好”显著强于其它子女性别偏好类型的情况有一定差异。

表1 摇子女性别偏好分类

（三）控制变量和影响变量

控制变量需首先考虑个人特征。其一，本文选择个体的年龄、性别、受教育年限、婚姻状况四个变量反映个体差异可能对子女性别偏好的影响。其二，传统观念中对男孩的偏好与“养儿防老”的思想关系密切，这主要是因为儿子被认为能为家庭提供相对更多的贡献；考虑到健康状况和主要经济来源两变量可分别从生活照料能力和经济支持能力两方面反映个体对家庭的贡献能力，若假设个体给家庭贡献的能力越强则对子女给家庭贡献的预期越小，则可将个体健康状况和主要经济来源选择为子女性别偏好可能的影响变量。尽管子女构成也是家庭构成的一方面反映，但由于它对子女性别偏好的影响非常重要，本文在构建个体特征模型时将其作为个人特征变量一并分析，本文将子女构成划分为 “有儿无女”、“有女无儿”“有儿有女”“无儿无女”四种类型。

在考虑个人特征变量的基础上，选择反映家庭结构的变量作为影响变量。正如个体无法独立于环境而存在，生活于由家庭成员构成的家庭环境中，个体偏好、态度以及行为都不可避免受到其他家庭成员偏好、态度以或行为的影响。本文将家庭中老年人（指年龄在60岁及以上的人）占比、男性占比、高中及以上文化程度者占比、依靠其他成员供养者占比以及不健康或很不健康成员占比作为可能的影响变量，来考察家庭结构对于个体子女性别偏好的影响。

表2 摇个体特征、家庭结构对子女性别偏好的影响模型odds ratio结果（部分）

三、结果分析

以四种子女性别偏好类型分别为参照类构建Multinomial logistic模型，在确定个人特征关键变量的基础上逐步加入家庭结构变量，在嵌套模型间、非嵌套模型间分别借助Likelihood-ratio检验和BIC指标比较，最终确定包括个人特征和家庭结构变量的子女性别偏好影响因素模型，结果见表2和表3。

第一，个体特征的影响（见表2）。一是无论相对于何种参照类别而言，个体对子女性别的“双性偏好”都显著受到年龄因素的影响，与其它子女性别偏好类型相比年龄越大的人越倾向于意味着儿女双全的“双性偏好”。二是与“均衡偏好”相对而言，个体对子女性别的“男孩偏好”和“双性偏好”都显著受到受教育年限的影响，与“均衡偏好”比较受教育年限越高的人越倾向于“男孩偏好”和“双性偏好”。

第二，子女构成的影响（见表2）。以“无儿无女”者为参照，“有女无儿”者在“女孩偏好”和“男孩偏好”之间更倾向于“女孩偏好”，在“女孩偏好”和“均衡偏好”之间更倾向于“女孩偏好”，在“均衡偏好”和“男孩偏好”之间更倾向于“均衡偏好”，在“双性偏好”和“男孩偏好”之间更倾向于“双性偏好”，在“女孩偏好”和“双性偏好”之间更倾向于“女孩偏好”。按上述结果可将“有女无儿”者相对于“无儿无女”者对子女的性别偏好排序，即对子女性别偏好按倾向程度依次是“女孩，均衡，男孩”和“女孩，双性，男孩”。由此可见，与“无儿无女”者比，“有女无儿”者表现出相对最强的对女孩的期望，无所谓男孩女孩或男孩女孩都有为其次，对男孩的期望则相对最弱，这与传统上认为人们多偏好男孩的看法有一定差异。此外，与偏好男孩相比，儿女双全的个体对既有的子女性别构成倾向程度更高。

第三，家庭结构的影响（见表3）。其一，反映文化程度方面家庭成员构成的家庭结构表现出对个体子女性别偏好的显著影响。相对“双性偏好”而言，家庭中高中及以上文化程度的成员占比高的个体更倾向于“均衡偏好”和“女孩偏好”。即家庭中较高文化程度成员占比越高，与理想子女性别偏好为儿女双全的“双性偏好”相比，个体越倾向于偏好女孩或认为子女性别无所谓，而个体是否偏好男孩则未得到实证证据。如上文所述，就对男孩的偏好程度强弱而言“双性偏好”强于“均衡偏好”和“女孩偏好”，由此可推断家庭中较高文化程度成员占比对个体的男孩偏好程度可能存在一定的反向作用。其二，反映年龄方面家庭成员构成的家庭结构也表现出对个体子女性别偏好一定的影响。相对子女性别的“双性偏好”而言，家庭成员中老年人比重高的个体更倾向于“均衡偏好”，也即与理想情况下儿女双全相比，家庭中老年人占比高的个体更倾向于认为子女性别无所谓。可能的解释有两个方面：一是从对男孩偏好程度来考虑，家庭中老年人比重高的客观事实弱化“养儿防老”的担心从而有较弱的男孩偏好，由于就男孩偏好强度而言“均衡偏好”弱于“双性偏好”，因此家庭中老年人占比越高个体越倾向于无所谓子女性别而不是至少希望有一儿一女；二是从“双性偏好”暗含的子女数量偏好来考虑，由于“双性偏好”意味至少想要两个孩子，家庭中老年人占比高可能导致家庭或个体负担重而不倾向于要多于一个孩子，因此相比而言更认可子女性别无所谓。总之，无论是从家庭成员的文化程度构成视角还是从家庭成员的年龄构成视角来分析，家庭结构因素都对子女性别偏好表现出一定影响。

表3 摇个体特征、家庭结构对子女性别偏好的影响模型odds ratio结果（续）

四、结论和讨论

“双性偏好”所表现出的重要性，从总体上反映了人们对子女性别偏好发生的变化，对个体子女性别偏好的认识已无法只限定在“男孩偏好”视野内。个体对子女性别的偏好不但因个体差异和不同类型子女构成而不同，而且受到家庭结构因素的影响，反映文化程度和年龄方面家庭成员构成的家庭结构表现出显著效应。其一，家庭中高中及以上文化程度成员占比越高，与“双性偏好”相比个体越倾向于“女孩偏好”或“均衡偏好”；家庭中较高文化程度成员占比对个体的男孩偏好程度可能存在一定的反向作用。其二，家庭中老年人占比越高，与“双性偏好”相比个体越倾向于“均衡偏好”；个体可能因“养儿防老”思想弱化而降低对男孩的偏好强度，或因现实养老负担重而不倾向于暗含至少两个孩子假设的“双性偏好”。

本研究可从以下几方面改进和完善：第一，尽管本文根据男孩偏好的强度将四种子女性别偏好进行了排序，但这种排序仍有一定主观性。第二，由于“双性偏好”暗含关于子女数量的假设，在讨论个体对子女性别偏好的影响因素时很难独立于对子女的数量偏好进行分析，且在我国计生政策不断调整完善的背景下子女数量偏好和子女性别偏好这两者之间的关系更难以分割，因此可探索将个体对子女的性别和数量偏好纳入统一框架进行研究。第三，本文虽证实家庭结构对个体子女性别偏好存在影响，但若可进一步考察有关微观心理变量及其作用则有助于更深入把握家庭结构对个体子女性别偏好的影响机制。

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责任编辑：唐若兰

D631.42

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1008-6323（2016）03-0053-04

杨帆，西南财经大学中国西部经济研究中心讲师。

2016-04-20