梁同貴

一、問題的提出

隨著流動人口生育問題研究的逐步深入，越來越多的研究聚焦到人口遷移流動與生育男孩偏好這一議題上。在人口遷移流動對生育男孩偏好的影響研究上，尤丹珍、鄭真真基于安徽、四川4個縣38個村的調研數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)“外出并沒有改變婦女的性別期望”[1]。徐映梅、李霞基于鄂州、黃石與仙桃三地調查數(shù)據(jù)同樣證明了外出和未外出婦女在生育孩子性別意愿上沒有顯著差異[2]。曹銳研究發(fā)現(xiàn)，對于生育孩子的性別期望，新生代流動人口、新生代農村人口以及傳統(tǒng)流動人口三個群體具有相似的趨勢[3]。也有些學者認為人口流動經歷弱化了生育男孩偏好。伍海霞等采用深圳外來農村流動人口的調查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)農村流動人口子女性別偏好觀念有所弱化[4]；石人炳、熊波根據(jù)鄂東南兩個市農村居民的調查數(shù)據(jù)，在采用多元回歸控制遷移選擇性變量后，發(fā)現(xiàn)流動經歷明顯降低了農村人口的男孩偏好[5]。廖慶忠等基于全國12個大中小城市流動人口的微觀調查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)較之于農村本地人口，流動人口生育男孩偏好弱化[6]。在最新的研究中，楊凡等采用傾向值分析法控制了人口流動的選擇性偏差，研究發(fā)現(xiàn)有流動經歷的婦女生育男孩偏好與沒有流動經歷的婦女相比沒有顯著差別；進一步將有流動經歷的婦女區(qū)分為流動時不與丈夫在一起的婦女與流動時和丈夫在一起的婦女后，發(fā)現(xiàn)前者與沒有流動經歷的農村婦女在生育男孩偏好方面有顯著差異，但后者與沒有流動經歷的農村婦女在生育男孩偏好方面沒有差異[7]。

在遷移流動人口生育男孩偏好的影響因素上，石人炳、熊波與楊凡等的研究中均提到了適應(融合)理論，即強調遷移流動目的地的社會經濟狀況和文化規(guī)范對遷移流動者生育行為的影響，并認為這種影響會勝過其原居住地的生育文化的影響。辜勝阻、陳來則對城鎮(zhèn)化淡化生育男孩偏好的作用機理分析表明：城鎮(zhèn)化可以全面提高婦女地位，可以改變孩子價值和生育輿論環(huán)境[8]。李樹茁等基于2005年中國深圳市農民工調查數(shù)據(jù)，從社會網絡理論的角度分析農民工生育性別偏好的影響因素，發(fā)現(xiàn)流入時間較長的農民工生育男孩偏好較弱[9]。

綜觀以往研究，筆者認為仍存在三個需要改進的地方。

一是研究過于偏重生育男孩偏好意愿分析，且大多采用簡單的方法，即直接詢問父母是否更傾向于生育男孩。其實，男孩偏好的生育意愿并不一定確保轉換為真實的生育行為。Mannan曾經指出“很多研究者質疑過關于未來生育意愿的預測價值，并且指出這種回復可能毫無意義”[10]，Rahman &Davanzo認為“被證明了的男孩偏好”更為有效[11]。伍海霞等根據(jù)生育意愿與生育行為的研究得出了不同結論：在生育意愿上，“流動后個體性別偏好發(fā)生變化，部分流動人口男孩偏好觀念有所弱化”；在生育行為上，“流動前后流動人口在生育行為上均體現(xiàn)出了較強的男孩偏好，且流動后表現(xiàn)得更為顯著”[4]。對于男孩偏好的研究，除了用以解釋中國出生性別比偏高的現(xiàn)象，更應該是出于對生育率影響的考察。因為如果父母想要一個或者多個男孩，他們的家庭規(guī)模將會比沒有男孩偏好的大得多，這將是生育率下降的重要阻礙因素[12]。而生育男孩偏好的意愿研究終究離實際的出生性別比與生育率要遠一些。因此，從具體生育行為研究流動人口男孩偏好更為科學。

二是以往研究往往單就生育男孩偏好論男孩偏好。生育作為一種社會現(xiàn)象，“多生少生”、“早生晚生”、“生男生女”三方面是相互關聯(lián)、交錯作用的[13]。隨著生育率的下降，人們往往會選擇生育質量更高的孩子，而在性別偏好文化強烈的社會中，男孩質量被認為高于女孩，人們會將這種強烈的性別偏好轉化為生育行為[14]。近年來，流動人口生育水平更低的結論一再得到驗證[15-18]，那么鄉(xiāng)城流動人口生育的男孩偏好，尤其是低孩次生育的男孩偏好，是由于生育水平的下降得以強化，還是因為適應了遷入地的生育文化而弱化？這些都需要在被調查者生育孩子的數(shù)量等實際生育行為中進行考察。

三是遷移流動人口男孩偏好的影響因素需要進一步深化。以往研究在解釋男孩偏好不變或者弱化的時候，往往只提到相關的如社會化理論與適應(融合)理論，大都缺少對于理論的實證檢驗，理論對解釋中國流動人口生育男孩偏好上是否適用還不得而知。李樹茁等的研究雖然部分揭示了社會化理論與適應理論的適用性[9]，但調查的樣本只局限于外來人口倒掛非常嚴重的深圳市，城鎮(zhèn)居民對流入人口性別偏好的影響難以充分地得以檢驗。

鑒此，筆者擬采用 2010年中國家庭追蹤調查數(shù)據(jù)(CFPS2010)與 2014年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，結合生育數(shù)量來研究鄉(xiāng)城流動人口與農村本地人口生育男孩偏好的行為差異，以期再次檢驗鄉(xiāng)城流動人口是否弱化了生育男孩偏好。另外，本研究采用原國家人口和計劃生育委員會 2012年組織調查的北京、上海、廣州特大城市流動人口動態(tài)監(jiān)測中的上海數(shù)據(jù)，考察鄉(xiāng)城流動人口生育男孩偏好的影響因素，以檢驗融合理論的適用性。

二、數(shù)據(jù)來源與樣本特征

CFPS2010與2014年全國流動人口監(jiān)測原始數(shù)據(jù)庫樣本分別為33 600份與200 937份。關于兩個數(shù)據(jù)庫抽樣代表性的評價、數(shù)據(jù)庫整理、鄉(xiāng)城流動人口與農村本地人口的概念界定詳見筆者相關文獻[18]。本文從CFPS2010數(shù)據(jù)庫選取農村本地人口，從 2014年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)庫選取鄉(xiāng)城流動人口，同時采用傾向值得分匹配法對兩類人口進行一對一配對，控制的混淆變量包括教育程度、民族、年齡、年齡平方、出生地省份、初婚年齡、一孩生育年齡、一孩中男孩數(shù)量、二孩生育年齡、前兩孩中男孩數(shù)量、生育間隔等。從配對后數(shù)據(jù)調查范圍看，兩類人口均涵蓋了除新疆、青海、內蒙古、寧夏與海南五地以外的所有省份，具有全國代表性。另外，配對后的數(shù)據(jù)使鄉(xiāng)城流動在各協(xié)變量上的分布趨于平衡，有效消除了由鄉(xiāng)城流動選擇的非隨機性引致的內生性偏差。配對后的數(shù)據(jù)非常適合做生育男孩偏好研究。其樣本特征詳見表1。

表1 基于傾向值得分匹配篩選后的樣本特征

關于流動人口生育男孩偏好的解釋變量，筆者借鑒周皓的“社會融合”理論，“社會融合包括經濟融合、文化適應、社會適應、結構融合和身份認同這五個維度”[19]。經濟融合的主要標志是固定的住所、穩(wěn)定的經濟收入、職業(yè)屬性、社會保障等；文化適應的主要標志是語言、外表、飲食、風俗習慣等；社會適應的主要標志是是否喜歡遷入地、心理健康、各種滿意度、價值觀等；結構融合的主要標志是朋友圈、居住社區(qū)、與老家的聯(lián)系、政治參與等；身份認同的主要標志是我是哪里人、居留意愿、接納等。選取的上海流動人口數(shù)據(jù)庫樣本共14 993份。針對男孩偏好問題的研究，其調查了被訪者“生活與感受”的部分，這樣就可以根據(jù)數(shù)據(jù)庫中的內容檢驗融合理論的適用性。筆者相關文獻對原數(shù)據(jù)庫進行了整理[20]。本文選取一胎中只有女孩的鄉(xiāng)城流動婦女樣本，以檢驗其男孩偏好的影響因素，樣本總計1 127份。在操作邏輯上，借鑒了李樹茁等的方法[9]。李樹茁等將第一孩是女孩后，農民工選擇“停止生育”的視為無男孩偏好，選擇“再要一個，不管男女”的視為弱男孩偏好，選擇“不管怎樣都要更多的孩子，直到有一個兒子為止”視為強男孩偏好。本研究將后兩種合并，生育二胎的算作有男孩偏好，不再生育二胎的算作無男孩偏好。需要說明的是，鄉(xiāng)城流動對男孩偏好影響部分用到的是孩次，在影響因素解釋這部分用到的是胎次，兩者的區(qū)別在于是否區(qū)分雙胞胎與多胞胎，但雙胞胎與多胞胎的生育比例畢竟非常小，在不影響研究結論的情況下，為盡可能使用原來已經調整準確的數(shù)據(jù)，不再將胎次與孩次加以區(qū)分。

根據(jù)周皓對社會融合五個維度概念的界定，選取相應題目來對應相關變量并進行賦值。

(1)經濟融合。選取題目“212-0您在本地是否享有城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險？211您現(xiàn)住房屬于下列何種性質？413您家在本地每月總收入多少錢？”三個題目作為經濟融合的測量維度并進行調整，將題目“211”中的答案“1、2、3、4、5、6、9”標注為“0非穩(wěn)定住房”，將“7、8”標注為“1穩(wěn)定住房”；考慮到收入的偏態(tài)分布，對題目“413”月均收入取自然對數(shù)。

(2)文化適應。選取題目“404您平時有沒有下列習慣？D讀書/看報/學習；E參加文藝/體育活動”作為文化適應的測量維度。

(3)社會適應。選取題目“405您是否同意以下說法？A我喜歡我現(xiàn)在居住的城市；B我關注我現(xiàn)在居住城市的變化；C我很愿意融入本地人當中，成為其中一員；D我覺得本地人愿意接受我成為其中一員；E我感覺本地人總是看不起外地人”作為社會適應的測量維度并做調整，首先將問題E的答案“1、2、3、4”修改為“4、3、2、1”，隨后進行因子分析并做檢驗。結果 KMO=0.800；Bartlett的球型度檢驗：近似卡方26465.964(sig=0.000)；累計提取載荷平方和56.540%，將因子命名為城市適應因子。

(4)結構融合。選取“401今年以來您或您的家人是否在本地參加過以下活動？A社區(qū)文體活動；B社會公益活動(如獻血、募捐、做義工等)；C計劃生育協(xié)會活動；D社區(qū)衛(wèi)生、健康教育活動；E選舉活動 402您業(yè)余時間在本地和誰來往最多(不包括顧客)？403-1您在老家是否有農村承包地？”三個題目作為結構融合的測量維度并做調整，對題目“401”做因子分析，結果KMO=0.768；Bartlett的球型度檢驗：近似卡方3556.861 (sig=0.000)；累計提取載荷平方和51.227%，將因子命名為參加本地活動因子。

(5)身份認同。選取“407如果沒有任何限制，您是否愿意把戶口遷入本地？408您是否打算在本地長期居住(5年及以上)？”兩個題目作為身份認同的測量維度。

為進一步觀察自變量（如流入地居住時長）在不同婦女群體中作用強度甚至作用方向的差異，本研究按照一胎生育地類型將生育過一胎的全部婦女細分為一胎生育在流出地的婦女和一胎生育在流入地的婦女，并對兩組婦女群體進行獨立回歸操作。樣本特征詳見表2。

表2 上海市鄉(xiāng)城流動婦女生育男孩偏好樣本及其特征

三、研究方法及其應用

通過具體生育行為來研究男孩偏好已被學者廣泛采用。陳萍曾提出“通過被訪對象的生育史和避孕史，來分析研究性別偏好在具體生育行為上的表現(xiàn)”[21]。國外研究通常也在考察男孩偏好對生育行為影響中來了解人們的男孩偏好。研究方法通常有以下三種[14]，一是風險模型，因變量是距離上次生育的時間，協(xié)變量是一個男孩、兩個男孩等等這樣的啞變量，以及一系列的經濟社會與地理變量。這種方法的操作原理是，對于有著強烈男孩偏好的父母，如果沒有男孩或者沒有足夠多的男孩，她們再生育的風險比例要大。二是在將已完成生育的家庭從所有家庭分離出來后，可以采用Logistic回歸，因變量是個二分類變量，如果這個家庭繼續(xù)生育下一個孩子則標注為 1，不再生育標注為 0，協(xié)變量同風險回歸模型。三是通過避孕藥具的使用來研究，該操作原理是男孩數(shù)量尚未滿足需求的父母與沒有男孩偏好的父母相比，很可能不再使用避孕藥具。是否使用避孕藥具通常也用Logistic回歸計量。本研究采用如下兩種回歸方法分析鄉(xiāng)城流動人口生育的男孩偏好。

對于所有家庭，采用 Cox比例風險回歸。Cox回歸的優(yōu)勢在于能夠解決刪截問題，因為有一部分家庭在調查時處于一孩生育或者二孩生育狀態(tài)中，她們之后是否生育二孩或者三孩并沒有觀測到，事件史分析能夠較好地解決數(shù)據(jù)存在的右刪截問題。Cox回歸建模時，因變量采取截至調查時點時上一孩次持續(xù)時間作為生存時間，將下一孩次是否生育作為事件，已有男孩的家庭下一孩次遞進生育的概率小暗示了男孩偏好的存在。協(xié)變量為人口類型(鄉(xiāng)城流動人口與農村本地人口)與前有孩子性別結構這一交互作用變量。這樣設置的原理是，如果性別偏好對于孩次遞進生育的影響受到鄉(xiāng)城流動的調節(jié)作用，就認為鄉(xiāng)城流動對于性別偏好有影響。其余被控制的協(xié)變量包括居住地區(qū)域、受教育程度、民族性質、初婚年齡、孩次生育間隔這些社會人口學變量，這些協(xié)變量在以往的研究中已經被證明是影響生育率的重要因素[22-23]。后文將基于偏最大似然估計進行回歸分析。

對于已完成生育的家庭，采用 logistic回歸。Haughton & Haughton在使用越南數(shù)據(jù)研究男孩偏好時，將滿足以下三個條件中任一種的定義為已完成生育的家庭[14]：一是只擁有一個孩子且在調查時孩子年齡大于等于 10歲的；二是擁有兩個及以上孩子且在調查時最小孩子年齡大于7歲的；三是母親年齡大于等于37.417歲（依據(jù)越南數(shù)據(jù)，95%的育齡婦女生育發(fā)生在這個年齡以前）。本文借鑒了這一界定方法，但對于第三個條件，根據(jù)樣本數(shù)據(jù)略有調整。各孩次生育均在流入地的鄉(xiāng)城流動人口選取大于等于 34歲，在 34歲及以后生育的占4.33%；一孩生育在流出地的鄉(xiāng)城流動人口選取大于等于34歲，在34歲及以后生育的占4.63%；一孩二孩生育均在流出地的鄉(xiāng)城流動人口選取大于等于33歲，在33歲及以后生育的占5.42%。建模時，將是否下一孩次生育作為因變量，協(xié)變量同上文COX回歸。

本文同樣采用Cox回歸檢驗第一胎為女孩的情況下，融合理論在鄉(xiāng)城流動人口男孩偏好弱化上是否適用。因變量采取截至調查時點時上一胎持續(xù)時間作為生存時間，將二胎是否生育作為事件。協(xié)變量選取表2中的社會融合因素。此外，在cox回歸中還加入了年齡、受教育程度、一胎生育間隔等被證明了的影響生育的人口學因素[23-24]以及流入地居住時長、一胎生育地分類等影響遷移流動人口生育的重要因素[9，25]。

四、研究結果及其分析

本研究采用STATA軟件對上文篩選出的樣本進行參數(shù)估計和相應分析。利用CFPS2010與2014年全國流動人口監(jiān)測數(shù)據(jù)，基于與農村本地人口的比較，分析已完成生育鄉(xiāng)城流動人口家庭孩次遞進生育情況，并對鄉(xiāng)城流動人口男孩偏好進行l(wèi)ogistic與cox回歸分析。同時利用2012年上海市流動人口數(shù)據(jù)進行Cox回歸，對鄉(xiāng)城流動人口男孩偏好影響因素進行解釋。三個模型中似然比統(tǒng)計量均顯著。

對于已經完成生育的家庭，皮爾遜卡方檢驗的結果顯示是否生育二孩或三孩跟前有孩次的性別結構與人口類型高度相關（表 3）。在二孩遞進生育上，無論鄉(xiāng)城流動人口還是農村本地人口，在前一孩沒有男孩的情況下二孩遞進生育的概率均高于已有男孩的情況，說明了兩類人口都有男孩偏好。而在前一孩是女孩的情況下，鄉(xiāng)城流動人口的二孩遞進生育概率均要低于農村本地人口，說明鄉(xiāng)城流動人口至少要有一個男孩的偏好在弱化。而在前一孩為男孩的情況下，鄉(xiāng)城流動人口二孩遞進生育概率同樣低于農村本地人口，這既有可能是鄉(xiāng)城流動兒女雙全的偏好在弱化，也可能是想要多個男孩的偏好在弱化。在三孩遞進生育上，卡方檢驗呈現(xiàn)了與二孩生育相類似的結果。對于農村本地人口，還存在著一種女孩偏好，在前兩孩沒有女孩的情況下，農村本地人口三孩遞進生育的概率均大于前兩孩為一男一女的，兒女雙全是她們最想要的家庭結構。但對于鄉(xiāng)城流動人口，這一特征并不顯著。

表3 已完成生育家庭孩次遞進生育情況

表4、表5顯示了人口類型與已有男孩數(shù)的交互項、受教育程度、居住區(qū)域、生育間隔等變量對其生育男孩偏好均有著顯著性影響。

表4 已完成生育家庭孩次遞進生育影響因素的logistic回歸分析

(1)人口類型。在二孩遞進生育上，無論鄉(xiāng)城流動人口還是農村本地人口，兩種回歸結果都顯示前一孩為男孩的二孩遞進生育的概率較小，如各孩次生育均在流入地的鄉(xiāng)城流動人口中，農村本地人口前一孩為男孩生育二孩的概率是前一孩為女孩的0.180倍，而根據(jù)鄉(xiāng)城流動人口前一孩為女孩的發(fā)生比0.433與前一孩為男孩的發(fā)生比0.135也可以得出這個結論。這說明了無論鄉(xiāng)城流動人口還是農村本地人口都存在著男孩偏好，而從發(fā)生比上可以看出，鄉(xiāng)城流動人口的男孩偏好弱于農村本地人口。而在三孩遞進上，同樣顯示了無論鄉(xiāng)城流動人口還是農村本地人口都有著男孩偏好，各類鄉(xiāng)城流動人口男孩偏好程度都要低于農村本地人口。農村本地人口仍然表現(xiàn)出一定的兒女雙全偏好。

(2)受教育程度。在二孩的遞進生育上，相比較于小學及以下受教育程度的育齡婦女，兩種回歸結果均顯示了初中受教教育程度在二孩、三孩的遞進生育上發(fā)生比均較低，且在cox回歸中均顯示出顯著性差異。三孩的遞進上，高中及以上受教育程度婦女與小學及以下受教育程度婦女并沒有顯著差異，主要是高中及以上受教育程度婦女生育過二孩的樣本量太小的緣故。總體來看，這與受教育程度越高的育齡婦女生育水平越低的常識是相符的。

(3)居住區(qū)域。無論二孩還是三孩，兩種回歸結果均顯示居住在東北區(qū)域的育齡婦女遞進生育的概率最小。這與東北區(qū)域特殊的移民文化有關。其次是東部區(qū)域，再次是西部區(qū)域，而中部區(qū)域二孩與三孩遞進生育的概率最高。

(4)生育間隔。兩種回歸均顯示一孩生育間隔越大則二孩遞進生育概率越小、二孩生育間隔越大三孩遞進生育概率越小的特征，且基本都通過了顯著性檢驗。這主要是因為生育間隔越大則育齡婦女剩余的育齡期時長將會被壓縮，有些婦女覺得年齡大自己就放棄了下一孩次的生育。

(5)民族。少數(shù)民族在二孩、三孩遞進生育的概率基本均要高于漢族。

社會融合各個維度及相關變量對鄉(xiāng)城流動婦女男孩偏好影響回歸結果見表6。

表6 上海市鄉(xiāng)城流動婦女二胎生育男孩偏好影響因素的Cox回歸分析

從表6可以看出，在周皓提出的社會融合的五個維度中，經濟融合維度各個變量與鄉(xiāng)城流動婦女男孩偏好均相關。全家平均月收入越高則二胎生育男孩的可能性越大。李子聯(lián)認為“收入的提高能夠有效地應付生育所帶來的成本支付，因而能夠促進生育率的上升”[26]，從這個角度講，全家平均月收入的提高為男孩偏好的實現(xiàn)提供了客觀條件。沒有城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險的婦女二胎生育男孩的可能性較大，因為完善的社會養(yǎng)老保險制度可以替代子女行使贍養(yǎng)的義務，從而使婦女摒棄“養(yǎng)兒防老”的傳統(tǒng)觀念，弱化了男孩偏好。沒有穩(wěn)定住房的婦女二胎生育男孩的幾率較大。李仲生認為生育胎次與家庭社會地位和經濟狀況密切相關，通常家庭社會地位和經濟收入越高的往往不愿意多生孩子，從而導致生育水平下降[27]，男孩偏好實現(xiàn)的幾率因此降低。能在上海本地有穩(wěn)定住房的婦女往往有著較高的經濟收入與社會地位。文化適應維度中，有讀書看報學習習慣的婦女會降低二胎生育男孩的幾率，發(fā)生比為 0.082。因為婦女經常讀書看報學習會提高文化知識水平，改變落后的生育觀念。結構融合維度中，參加本地活動的一孩生育在流出地的鄉(xiāng)城流動人口降低了二胎生育男孩的幾率。身份認同維度中，是否打算在本地長期居住這一因素也影響了二胎生育男孩的可能性，不打算在本地長期居住的婦女相較于打算長期居住的婦女將會降低二胎生育男孩的幾率，發(fā)生比為 0.366。不打算在本地長期居住的婦女在現(xiàn)在及以后仍將受到遷移過程帶來的干擾，不穩(wěn)定的生活狀態(tài)降低了她們二胎生育男孩的可能性。

另外，隨著流動人口在流入地居住時長逐漸變長，二胎生育男孩的可能性在減小。這說明了這一部分流動人口自愿放棄了二胎生育，或許是因為在城鎮(zhèn)地區(qū)生活的時間越長，城鎮(zhèn)地區(qū)的生育文化和其他因素對她們的生育有潛移默化的影響，融合理論對于其二胎生育就開始起了作用。隨著一胎持續(xù)時間的變長，二胎生育男孩的幾率在變大。但同樣看到，這種影響作用在一胎生育在流出地的鄉(xiāng)城流動人口與一胎生育在流入地的鄉(xiāng)城流動人口相反，前者的發(fā)生比是1.256，后者的發(fā)生比是0.898，說明隨著一胎時間的延長，一胎生育在流出地的鄉(xiāng)城流動人口二胎生育男孩的幾率變大，但一胎生育在流入地的鄉(xiāng)城流動人口二胎生育男孩的幾率變小。這一方面是因為一胎生育在流入地的鄉(xiāng)城流動人口由于較早流入到上海，居住時長越長二胎生育男孩的可能性越小；另一方面是由于一胎生育在流入地的婦女年齡結構比一胎生育在流出地的婦女較輕，前者平均年齡是 30.97歲，后者平均年齡是35.63。理論上，年齡越長的婦女男孩偏好越強烈。這符合相關理論與常識。

五、研究結論與啟示

基于 CFPS2010、2014年全國流動人口以及2012年上海市流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，采用logistic回歸與cox回歸模型，從具體生育行為上研究了鄉(xiāng)城流動人口與農村本地人口生育男孩偏好的差異，并結合融合理論對產生這種差異的影響因素進行了分析。從研究結果來看，無論是單因素卡方檢驗還是多因素回歸分析均表明：鄉(xiāng)城流動人口和農村本地人口都存在明顯的男孩偏好傾向；一孩為女孩的鄉(xiāng)城流動人口二孩生育概率小于農村本地人口，前兩孩為女孩的鄉(xiāng)城流動人口三孩生育概率小于農村本地人口，人口的鄉(xiāng)城流動對降低男孩偏好的作用顯著；對于農村本地人口而言，還有著一定程度的兒女雙全偏好。鄉(xiāng)城流動人口男孩偏好的弱化也在一定程度上解釋了鄉(xiāng)城流動人口生育水平更低的原因。而鄉(xiāng)城流動人口在降低自己生育水平的過程中，并沒有因為生育孩子數(shù)量的減少而強化了她們的男孩偏好。在普遍實施一孩半生育政策的農村地區(qū)，鄉(xiāng)城流動人口生育男孩偏好的弱化也在一定程度上緩解了農業(yè)戶籍人口生育空間狹小與二孩以及更高孩次出生性別比偏高之間的矛盾。

通過對融合理論弱化鄉(xiāng)城流動人口生育男孩偏好的考察，發(fā)現(xiàn)經濟融合維度的影響較大，尤其是社會養(yǎng)老保險對全部鄉(xiāng)城流動人口男孩偏好都將起著重要作用，因為這在一定程度上間接改變了孩子的價值，尤其是男孩的“養(yǎng)兒防老”的價值。城市中進一步完善農民工的養(yǎng)老保險制度對降低男孩偏好以及對人口再生產活動都有重要意義。建議市政部門多渠道地向農民工宣傳養(yǎng)老保險的好處，使他們明晰在養(yǎng)老保險上所擁有的權力，并加強企業(yè)主為農民工繳納養(yǎng)老保險的監(jiān)管，以提高農民工的參保率。因為這不僅影響到國家的經濟發(fā)展，對社會協(xié)調發(fā)展也很有幫助。文化適應中的讀書看報學習習慣與結構融合中的參加本地活動因素也會弱化男孩偏好，這些或許就是辜勝阻、陳來提到的城鎮(zhèn)化改變生育輿論環(huán)境所致。建議市政部門多開展社區(qū)文體活動，加強社區(qū)文化建設，完善軟硬件設施。結構融合中的業(yè)余時間與誰來往最多這一社會網絡成員因素并沒有對男孩偏好產生顯著性影響，鄉(xiāng)城流動婦女并沒有因為與“其他本地人”來往多而弱化了男孩偏好，城鎮(zhèn)居民對流入人口男孩偏好的直接影響仍需在后續(xù)研究中進一步檢驗。

注釋：

① 因為“大專及以上”受教育程度的人數(shù)較少，在回歸模型中不再單獨設置啞變量，而是與“高中”受教育程度放在一起。

② 受教育年限標準：未上過學，0年；小學，6年；初中，9年；高中，12年；中專12年；大專，15年；本科及以上，16年。

[1] 尤丹珍，鄭真真．農村外出婦女的生育意愿分析——安徽、四川的實證研究[J]．社會學研究，2002(6)：52-62．

[2] 徐映梅，李霞．農村外出婦女的生育意愿分析——基于鄂州、黃石、仙桃三地數(shù)據(jù)[J]．南方人口，2010(2)：51-57，6．

[3] 曹銳．新生代流動人口的生育期望及其影響因素[J]．西北人口，2012(2)：103-107，113．

[4] 伍海霞，李樹茁，悅中山．城鎮(zhèn)外來農村流動人口的生育觀念與行為分析——來自深圳調查的發(fā)現(xiàn)[J]．人口研究，2006(1)：61-68．

[5] 石人炳，熊波．流動經歷對農民男孩偏好的影響[J]．人口與經濟，2011(4)：10-15．

[6] 廖慶忠，曹廣忠，陶然．流動人口生育意愿、性別偏好及其決定因素——來自全國四個主要城市化地區(qū)12城市大樣本調查的證據(jù)[J]．人口與發(fā)展，2012(1)：2-12．

[7] 楊凡，陶濤，杜敏．選擇性、傳統(tǒng)還是適應：流動對農村育齡婦女男孩偏好的影響研究[J]．人口研究，2016(2)：50-62．

[8] 辜勝阻，陳來．城鎮(zhèn)化效應與生育性別偏好[J]．中國人口科學，2005(3)：30-37，95．

[9] 李樹茁，伍海霞，靳小怡，等．中國農民工的社會網絡與性別偏好——基于深圳調查的研究[J]．人口研究，2006(6)：5-14．

[10] Mannan M A．Preference for son，desire for additional children and contraceptive use in Bangladesh[J]．The Bangladesh Development Studies，1988，16(3)：31-57．

[11] Rahman M，Davanzo J．Gender preference and birth spacing in Matlab，Bangladesh[J]．Demography，1993，30(3)，315-332．

[12] De Silva，W．I．Influence of son preference on the contraceptive use and fertility of Sri Lankan women[J].Journal of Biosocial Science，1993，25(3)：319-331．

[13] 顧寶昌．論生育和生育轉變：數(shù)量、時間和性別[J]．人口研究，1992(6)：1-7．

[14] Haughton J，Haughton D．Are simple tests of son preference useful? an evaluation using data from vietnam[J]．Journal of Population Economics，1998，11(4)：495-516．

[15] 陳衛(wèi)，吳麗麗．中國人口遷移與生育率關系研究[J]．人口研究，2006(1)：13-20．

[16] 李丁，郭志剛．中國流動人口的生育水平——基于全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調查數(shù)據(jù)的分析[J]．中國人口科學，2014(3)：17-29，126．

[17] 周皓．人口流動對生育水平的影響：基于選擇性的分析[J]．人口研究，2015，39(1)：14-28．

[18] 梁同貴．鄉(xiāng)城流動人口與農村本地人口的生育水平差異[J]．中國人口科學，2017(3)：91-100，128．

[19] 周皓．流動人口社會融合的測量及理論思考[J]．人口研究，2012(3)：27-37．

[20] 梁同貴．鄉(xiāng)城流動人口的生育間隔及其影響因素——以上海市為例[J]．人口與經濟，2016(5)：12-22．

[21] 陳萍．性別偏好的量化衡量及其與生育率關系的探討[J]．中國人口科學，1993(2)：42-47．

[22] 曾毅，舒爾茨．農村家庭承包責任制對生育率的影響[J]．中國社會科學，1998(1)：128-143．

[23] 陳衛(wèi)，史梅．中國婦女生育率影響因素再研究——伊斯特林模型的實證分析[J]．中國人口科學，2002(2)：49-53．

[24] Li J, Cooney R S.Son preference and the one child policy in china: 1979–1988[J]．Population Research & Policy Review, 1993,12(3), 277-296.

[25] Gunnar Andersson.Childbearing After Migration：Fertility Patterns of Foreign-Born Women in Sweden[J].The International Migration Review，2004，38(2)：747-774.

[26] 李子聯(lián)．收入與生育：中國生育率變動的解釋[J]．經濟學動態(tài)，2016(5)：37-48．

[27] 李仲生．人口經濟學[M]．北京：清華大學出版社，2006：35．