章元 孫詩怡

[摘要]性別比失衡一方面帶來婚姻擠壓對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不利，另一方面也可能會(huì)提高女性的議價(jià)能力進(jìn)而影響家庭決策，但現(xiàn)有文獻(xiàn)為后一方面影響提供的中國(guó)證據(jù)不多。本文利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）2010年和2020年數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了性別比失衡對(duì)妻子和子女福利的影響后發(fā)現(xiàn)：性別比失衡增加了妻子以及子女的蛋白質(zhì)攝入次數(shù)，以及妻子的身心健康水平；它也顯著改善了子女的各種營(yíng)養(yǎng)膳食攝入量；但是，性別比失衡提升營(yíng)養(yǎng)攝入水平的主要受益者不是母親而是子女，即性別比失衡導(dǎo)致妻子家庭地位的提高進(jìn)而使得她們將更多的營(yíng)養(yǎng)投入給了子女而不是她們自己，這甚至顯著引發(fā)了子女超重的概率。異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：性別比失衡對(duì)妻子福利的提升更多體現(xiàn)在城市女性身上，對(duì)子女福利的提升更多體現(xiàn)在女童身上。本文的研究結(jié)果表明，性別比失衡總體而言有利于妻子及其子女福利的改善，對(duì)于理解性別比失衡影響家庭決策和女性福利提供了來自中國(guó)的證據(jù)。

[關(guān)鍵詞] 性別比失衡 ?妻子家庭地位 ?家庭資源分配

[中圖分類號(hào)] F062.9 ?［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］A ? ［文章編號(hào)］1000-4211（2023）06-0056-18

一、引言

1980年代以來，我國(guó)的性別比失衡問題日益突出。例如，圖1報(bào)告了基于歷次人口普查的出生人口性別比，從中可以看出：1982年，我國(guó)的出生人口性別比為108.5（女孩為100）；1990年上升至111.7；2000年攀升至117.8；2010年進(jìn)一步上升到118.0。2020年雖有所回落，但依然處于111.2的高位水平。對(duì)于中國(guó)出生人口性別比的上升原因，現(xiàn)有文獻(xiàn)從男孩偏好、計(jì)劃生育政策、性別選擇等角度給出了解釋（Sen， 1990；Ebenstein， 2010；Chen et al.， 2013）。性別比失衡首先會(huì)導(dǎo)致婚姻擠壓，即婚姻市場(chǎng)中的女性供給減少，男性面臨的擇偶競(jìng)爭(zhēng)更加激烈。理論上，在婚姻市場(chǎng)中，女性供給的減少會(huì)使得女性的議價(jià)能力提高，進(jìn)而提高女性婚后的家庭地位和家庭資源分配的決策權(quán)，對(duì)改善女性和子女的健康有重要意義。但目前國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)對(duì)此問題的研究還不多。由于中國(guó)是世界上性別比失衡較為突出的典型國(guó)家，提供來自中國(guó)的研究證據(jù)具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

圖1 我國(guó)出生人口性別比的變化趨勢(shì)

數(shù)據(jù)來源：1960—1986年出生人口性別比數(shù)據(jù)來自顧寶昌和徐毅（1994）；1982、1990、2000、2010和2020年數(shù)據(jù)來源于人口普查，1987、1995、2005與2015年數(shù)據(jù)來源于1%人口抽樣調(diào)查，其余年份數(shù)據(jù)來源于全國(guó)人口變動(dòng)情況抽樣調(diào)查。

首先，現(xiàn)有許多文獻(xiàn)大多關(guān)注性別比失衡對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響。例如，有研究發(fā)現(xiàn)性別比失衡會(huì)提高犯罪率，包括性侵犯、暴力犯罪和非法販賣婦女（Hesketh and Xing，2006；姜全保和李波，2011；Edlund et al.，2013；Cameron et al.，2019；尚子娟和劉澤，2019），從而威脅社會(huì)穩(wěn)定。此外，性別比失衡還會(huì)影響父母的很多家庭決策，例如為了增強(qiáng)兒子在婚姻市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力，養(yǎng)兒子的父母會(huì)更多地儲(chǔ)蓄、以更高的概率創(chuàng)業(yè)和構(gòu)建更大的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、購買更大更貴的房子、從事危險(xiǎn)但更高回報(bào)的工作（Wei and Zhang，2011a，b；Ding and Zhang，2014；Wei et al.，2017；藍(lán)嘉俊等，2019；魏下海和萬江滔，2020；Tan et al.，2021；梁斌和陳茹，2022）。

另一方面，性別比失衡使婚姻市場(chǎng)中的女性變得相對(duì)稀缺，進(jìn)而有助于提高她們?cè)诨橐鍪袌?chǎng)中和在家庭中的議價(jià)能力。例如，Du et al.（2015）發(fā)現(xiàn)性別比失衡使女性在婚姻中更多地向上匹配，即以更高概率找到家庭經(jīng)濟(jì)狀況更好或收入更高的丈夫。同樣道理，性別比失衡也會(huì)提高妻子在家庭中的議價(jià)能力，從而在婚后可以分配或者控制更多的家庭資源。Becker（1981）認(rèn)為，性別比上升會(huì)增加丈夫轉(zhuǎn)移給妻子的家庭剩余，這種收入效應(yīng)會(huì)減少女性的勞動(dòng)供給。類似地，Grossbard-Shechtman（1984）將女性視為提供與市場(chǎng)勞動(dòng)形成替代的家庭勞動(dòng)的產(chǎn)品，性別比上升提高了男性對(duì)家庭勞動(dòng)的需求，導(dǎo)致家庭勞動(dòng)的影子價(jià)格上升，女性會(huì)因此主動(dòng)降低對(duì)市場(chǎng)勞動(dòng)的投入。Chiappori et al.（2002）基于理論和實(shí)證研究后認(rèn)為，性別比上升提高了女性的家庭議價(jià)能力，使家庭資源的“分享規(guī)則”更有利于女性，這種相對(duì)權(quán)利的改變降低了女性的勞動(dòng)參與率。Iyigun and Walsh（2007）通過理論分析認(rèn)為，婚姻市場(chǎng)性別比是決定家庭資源“分享規(guī)則”的重要因素，婚姻市場(chǎng)中稀缺的一方可以分享更多的家庭資源。王臨風(fēng)等（2018）使用2005年人口抽樣調(diào)查和2010 年中國(guó)婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，性別比上升使女性獲得了更大的家庭決策權(quán)和自主權(quán)，從而對(duì)市場(chǎng)勞動(dòng)形成替代。另外，由于母親天然地更加關(guān)注子女的營(yíng)養(yǎng)和健康投資，因此妻子家庭議價(jià)地位的提高也可能間接地提高女性的人力資本水平（Haddad et al.，1997；Thomas，1994）。例如，Porter（2016）研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)女性在婚姻市場(chǎng)變得稀缺導(dǎo)致兒子的健康狀況得到改善，而丈夫的煙酒消費(fèi)減少。與本文相關(guān)但又不完全相同，柳清瑞和劉淑娜（2020）的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村彩禮的上升會(huì)顯著降低農(nóng)村家庭的消費(fèi)水平，邱俊杰和李承政（2014）基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)研究了人口結(jié)構(gòu)對(duì)居民消費(fèi)率的影響，但是性別比在大部分模型中都不顯著。

從上面的綜述可以看出，目前國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)對(duì)性別比失衡是否會(huì)通過提高女性的議價(jià)能力來改善妻子和子女的營(yíng)養(yǎng)和健康水平的研究還很少。理論上，婚姻市場(chǎng)中女性變得稀缺會(huì)通過向上匹配增加女性的婚姻收益，從而在婚后面臨更寬松的家庭預(yù)算約束，有更多支出用于營(yíng)養(yǎng)并提高她們的健康水平。其次，家庭議價(jià)能力的提高可以使得妻子在家庭資源的配置中有更多話語權(quán)，從而將資源配置在提升自身以及子女的營(yíng)養(yǎng)、健康等人力資本投資上。為此，本文基于CFPS的2010和2020年數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)性別比失衡對(duì)女性婚后營(yíng)養(yǎng)攝入以及身體健康、心理健康的影響，以及母親面臨的性別比失衡對(duì)她們子女的營(yíng)養(yǎng)攝入和身體健康的影響。在實(shí)證研究中，我們引入豐富的指標(biāo)衡量妻子和子女的營(yíng)養(yǎng)攝入和健康水平，前者包括各種膳食攝入量，后者包括主觀的健康評(píng)價(jià)指標(biāo)和客觀的體型健康指標(biāo)。在構(gòu)造性別比解釋變量時(shí)，我們利用妻子的出生年份和省份信息，對(duì)比妻子在婚姻市場(chǎng)的潛在匹配對(duì)象與潛在競(jìng)爭(zhēng)群體的相對(duì)規(guī)模反映妻子在婚姻市場(chǎng)中的稀缺程度。這里之所以使用省級(jí)層面的性別比，一是因?yàn)镃FPS只提供個(gè)體所在省份的信息；二是考慮到婚姻市場(chǎng)的地域性，多數(shù)婚姻都發(fā)生在同省之內(nèi)；三是考慮到計(jì)劃生育政策在不同省份之間有差異，比如數(shù)量限制不同、超生罰金不同，這使性別比在省份間有充分變異，并且這種變異相對(duì)外生（Edlund et al.，2013）。本文發(fā)現(xiàn)：首先，妻子所在年齡段的性別比失衡顯著增加了她們的蛋白質(zhì)攝入，她們的自評(píng)健康狀況更高，體重過輕的概率降低，心情抑郁的頻率也顯著下降；其次，它也顯著改善了已婚女性子女的各種營(yíng)養(yǎng)膳食攝入量，出生時(shí)的體重顯著上升，接受母乳的時(shí)間更長(zhǎng)，體重過輕的概率和生病的次數(shù)降低；但遺憾的是，我們還發(fā)現(xiàn)妻子所在年齡段的性別比失衡會(huì)導(dǎo)致子女體重超重的概率明顯上升。在改變性別比度量方式、進(jìn)一步考慮婚姻地域性、控制可能遺漏變量等穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，本文的結(jié)論依然保持不變。異質(zhì)性分析表明，性別比失衡對(duì)女性營(yíng)養(yǎng)攝入和身體健康的積極效果在城鎮(zhèn)地區(qū)更加明顯，對(duì)女兒的營(yíng)養(yǎng)攝入和健康改善的效果更明顯。

本文余下部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分介紹文章使用的數(shù)據(jù)、變量和回歸模型，第三部分報(bào)告實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果，并展開穩(wěn)健性檢驗(yàn)和異質(zhì)性分析，最后一部分總結(jié)全文。

二、數(shù)據(jù)、變量和回歸模型

（一）研究數(shù)據(jù)和關(guān)鍵變量

本文的主要數(shù)據(jù)來源是2010年和2020年CFPS樣本，該調(diào)查由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施，采用分層多階段抽樣從全國(guó)25個(gè)省/自治區(qū)/直轄市中選取出14797個(gè)家庭和33598個(gè)個(gè)體作為調(diào)查對(duì)象，樣本具有全國(guó)代表性。CFPS問卷除包含個(gè)人和家庭的基本信息，還詳細(xì)詢問了個(gè)人的飲食結(jié)構(gòu)、健康狀況和精神狀態(tài)，為我們衡量已婚女性和子女的福利水平提供了豐富的指標(biāo)。相對(duì)于本文的研究問題而言，CFPS的2010年問卷設(shè)計(jì)更加全面，比如對(duì)比了被訪者與同齡人的健康狀況、詢問了被訪者的膳食結(jié)構(gòu)，但2020年問卷沒有詢問被調(diào)查者的膳食結(jié)構(gòu)，因此主要依靠2010年數(shù)據(jù)，同時(shí)將2020年的數(shù)據(jù)作為補(bǔ)充。本文將研究樣本限定為年齡不超過50歲的在婚女性以及她們的未滿16周歲的子女。之所以選擇50歲以下是基于兩方面的考慮：一是女性的身心健康狀況隨著年齡的增長(zhǎng)會(huì)受各種因素影響變得難以預(yù)測(cè)；二是50歲是多數(shù)女性的法定退休年齡，退休后的身心狀態(tài)可能會(huì)發(fā)生系統(tǒng)性變化。

已婚女性的福利水平由下列指標(biāo)衡量：一是已婚女性的營(yíng)養(yǎng)攝入狀況，本文用每周食用肉類、魚類和蔬菜水果的次數(shù)度量，這是因?yàn)轸~類和肉類都含有豐富的蛋白質(zhì)，而蔬菜水果則為人體提供了必要的維生素和膳食纖維，這三者都具有較高的營(yíng)養(yǎng)價(jià)值；二是已婚女性的身心健康水平包括主觀和客觀兩個(gè)維度等多個(gè)指標(biāo)：主觀指標(biāo)如自評(píng)健康狀況（1健康，2一般，3比較不健康，4不健康，5非常不健康）、與一年前相比健康狀況的自評(píng)價(jià)（1更好，3沒有變化，5更差）、與同齡人相比健康狀況的自評(píng)價(jià)（1比同齡人好，3差不多，5比同齡人差）；以及根據(jù)已婚女性體重和身高計(jì)算的身體質(zhì)量指數(shù)（BMI），如果BMI值在20～25之間為體重正常，小于20為體重過輕，大于25為超重；另外還有已婚女性的心理健康水平指標(biāo)，我們選擇已婚女性對(duì)如下問題的回答衡量她們的心理健康：“情緒沮喪的頻率”、“精神緊張的頻率”和“感到?jīng)]有希望的頻率”，回答1～5分別代表幾乎每天、經(jīng)常、一半時(shí)間、有一些時(shí)候和從不，值越高表示抑郁傾向越低，即心理越健康。

子女的福利水平主要包含他們的營(yíng)養(yǎng)攝入和健康水平，衡量子女營(yíng)養(yǎng)攝入的指標(biāo)與母親的指標(biāo)一致，衡量子女的健康指標(biāo)有：出生時(shí)的體重、母乳喂養(yǎng)時(shí)長(zhǎng)、上個(gè)月生病的次數(shù)、BMI指數(shù)等。由于兒童的BMI指數(shù)評(píng)估標(biāo)準(zhǔn)與成人存在差異，我們根據(jù)子女的BMI指數(shù)重新定義：18～24之間為體重正常，小于18為體重過輕，大于24為超重。

本文的主要解釋變量為已婚女性所在年齡段的性別比。借鑒Li et al.（2016），我們用已婚女性所在省份、已婚女性出生當(dāng)年以及前后兩年出生人口的性別比作為關(guān)鍵自變量。例如，對(duì)于一名出生于1990年的上海女性，她面臨的性別比是上海市1988、1989、1990、1991和1992年出生人口性別比。我們使用2000年人口普查個(gè)體樣本計(jì)算該性別比。以上被解釋變量和主要解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)報(bào)告在表1中。

（二）回歸模型設(shè)定

為了探究性別比對(duì)已婚女性福利的影響，我們?cè)O(shè)置如下的回歸模型：

（1）

其中，i表示女性個(gè)體，b表示出生隊(duì)列，p表示省份。是衡量已婚女性福利的指標(biāo)，包括已婚女性的營(yíng)養(yǎng)攝入、身體健康和心理健康等。表示i所在省份p在[b-2，b+2]年出生人口的性別比，它反映了出生于b年p省的已婚女性所面臨的性別比。是個(gè)體層面的控制變量，包括受教育年限、民族、是否有工作、是否處于流動(dòng)狀態(tài)、子女個(gè)數(shù)、是否有兒子、丈夫受教育年限、家庭規(guī)模、家庭收入的對(duì)數(shù)和是否住在城市。和分別表示省份和出生隊(duì)列固定效應(yīng)，控制它們可以消除各省不隨時(shí)間變動(dòng)的區(qū)域差異和各出生隊(duì)列不隨地域變動(dòng)的趨勢(shì)差異，是擾動(dòng)項(xiàng)。

為了考察母親面臨的性別比對(duì)子女福利的影響，我們?cè)O(shè)置如下回歸模型：

（2）

其中，c表示子女，bm表示母親的出生隊(duì)列，bc表示子女的出生隊(duì)列，p表示省份。Hc是衡量子女c福利水平的指標(biāo)，包括營(yíng)養(yǎng)攝入和健康水平。表示母親的出生隊(duì)列性別比，定義與上面一致。Zc子女層面控制變量，包括子女的性別、母親受教育年限、母親的民族、母親是否有工作、母親是否處于流動(dòng)狀態(tài)、母親曾生育子女?dāng)?shù)、母親初婚年齡、父親受教育年限、家庭規(guī)模、家庭收入對(duì)數(shù)和是否住在城市。、和分別表示省份、母親出生隊(duì)列和子女出生隊(duì)列固定效應(yīng)，是擾動(dòng)項(xiàng)。

三、實(shí)證結(jié)果

（一）性別比與已婚女性的福利

我們首先檢驗(yàn)性別比對(duì)已婚女性營(yíng)養(yǎng)攝入的影響，回歸結(jié)果匯報(bào)在表2。從中可以看出，（1）列中性別比的回歸系數(shù)顯著為正，說明性別比顯著提高了已婚女性每周吃魚的次數(shù)，（2）和（3）列的系數(shù)雖為負(fù)，但不顯著，說明已婚女性每周食用肉類和蔬菜水果的次數(shù)沒有顯著變化。由于魚肉的蛋白質(zhì)含量較高，我們可以依據(jù)表2（1）列的結(jié)果認(rèn)為性別比顯著增加了已婚女性的蛋白質(zhì)攝入次數(shù)。

我們接著考察性別比是否有利于已婚女性身體健康水平的提升，回歸結(jié)果報(bào)告在表3中。（1）-（3）列以健康水平的主觀指標(biāo)為被解釋變量，值越高代表自評(píng)的健康狀況越差，從回歸結(jié)果中可以看出：性別比的系數(shù)均顯著為負(fù)，這說明性別比顯著改善了已婚女性的自評(píng)健康水平。（4）-（7）列以健康水平的客觀指標(biāo)為被解釋變量，從中可以看出，性別比顯著降低了已婚女性體重過輕的概率，顯著增加了已婚女性體重處于正常標(biāo)準(zhǔn)的概率，這說明性別比確實(shí)有利于已婚女性身體健康水平的提升。

然后，我們考察性別比對(duì)已婚女性心理健康的影響，回歸結(jié)果報(bào)告在表4中。（1）列以已婚女性對(duì)6個(gè)有關(guān)精神狀態(tài)問題的回答加總得到總抑郁打分為被解釋變量，該分?jǐn)?shù)越高說明已婚女性抑郁傾向越低，（2）-（4）列分別以已婚女性近一個(gè)月情緒緊張、精神緊張和認(rèn)為未來沒有希望的頻率為被解釋變量，值越高代表頻率越低。從表4中可以看出，性別比的系數(shù)都顯著為正，這說明性別比顯著降低了已婚女性心情緊張低落的頻率。而在第（1）列中，性別比的系數(shù)顯著為正，這表明性別比緩解了已婚女性的抑郁程度，促進(jìn)了已婚女性的心理健康。上述結(jié)果綜合表明，性別比顯著改善了已婚女性的營(yíng)養(yǎng)攝入（特別是魚）以及身心健康水平。

（二）母親的性別比與子女的福利

下面繼續(xù)檢驗(yàn)?zāi)赣H面臨的性別比對(duì)子女的福利水平的影響。首先研究母親性別比對(duì)子女營(yíng)養(yǎng)攝入水平的影響，回歸結(jié)果報(bào)告在表5中。從表5中可以看出，母親性別比的系數(shù)均顯著為正，即性別比顯著增加了子女每周吃肉、吃魚和吃蔬菜的次數(shù)。說明性別比失衡加大了母親對(duì)家庭資源的支配力，從而通過母親為子女提供更好的營(yíng)養(yǎng)攝入；結(jié)合表2的結(jié)果，母親性別比的提高對(duì)子女營(yíng)養(yǎng)攝入的證明影響明顯大于對(duì)母親自身營(yíng)養(yǎng)攝入的影響，這表明母親分配家庭資源時(shí)向子女傾斜。

下面進(jìn)一步考察母親面臨的性別比是否也會(huì)顯著改善子女的健康水平，回歸結(jié)果報(bào)告在表6中。（1）列的結(jié)果表明，母親出生隊(duì)列性別比顯著增加了子女出生時(shí)的體重，這一結(jié)果可以用母親的家庭議價(jià)能力提升了她們懷孕期間的營(yíng)養(yǎng)攝入和被護(hù)理的水平來解釋；（2）列的回歸結(jié)果表明，性別比顯著延長(zhǎng)了對(duì)子女的母乳喂養(yǎng)時(shí)間。本文對(duì)此結(jié)果的解釋是：首先，母親在家庭中議價(jià)地位的提高能夠直接促使母親作出決定延長(zhǎng)母乳喂養(yǎng)時(shí)間；其次，斷奶往往都與母親結(jié)束休養(yǎng)并開始從事繁忙的工作或者體力勞動(dòng)有關(guān)，而母親議價(jià)地位的提高可能會(huì)直接降低她們結(jié)束哺乳以及開始從事工作或者體力勞動(dòng)的概率，進(jìn)而導(dǎo)致延長(zhǎng)對(duì)子女母乳喂養(yǎng)的時(shí)間；最后，母乳喂養(yǎng)是一種有效的避孕措施（Jayachandran and Kuziemko，2011），母親家庭議價(jià)能力的提升也有助于降低她們的生育數(shù)量，因此給孩子斷奶的時(shí)間延后。從（3）列的結(jié)果中可以看出，性別比的系數(shù)顯著為負(fù)，這說明性別比顯著降低了子女上個(gè)月生病的次數(shù)；（4）-（6）列的結(jié)果進(jìn)一步表明，母親出生隊(duì)列性別比顯著提高了子女的BMI指數(shù)、降低了子女體重過輕的概率。這些結(jié)果都表明母親面臨的性別比提高確實(shí)有助于子女總體健康水平的提升，這些結(jié)果的背后是母親配置家庭資源的權(quán)力上升并因此而將更多的營(yíng)養(yǎng)品投入給了子女。

但值得注意的是，從表6中（7）列回歸結(jié)果中可以看出，性別比顯著增加了子女超重的概率。對(duì)此結(jié)果的解釋要結(jié)合表2與表5的對(duì)比：母親面臨的性別比固然有助于提升她們自己以及子女的營(yíng)養(yǎng)攝入，但這種效果主要體現(xiàn)在為孩子的各種營(yíng)養(yǎng)膳食攝入的提高上，對(duì)她們自己僅體現(xiàn)為增加吃魚的次數(shù)，但肉類和蔬菜水果的次數(shù)并未顯著提高。這表明母親的家庭議價(jià)能力和家庭資源配置能力（營(yíng)養(yǎng)品攝入）的提升被她們主要用在了子女的身上而不是她們自己身上，即她們將議價(jià)地位的提高帶來的積極影響主要轉(zhuǎn)移給了子女，并因此導(dǎo)致子女的身體超重。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

下面對(duì)上述結(jié)果展開穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，我們改變性別比的度量方式。前面使用已婚女性出生當(dāng)年及前后兩年出生人口的性別比作為主要解釋變量，這里我們改用其他方式衡量性別比。一是考慮到女性的擇偶范圍年齡跨度較大，我們將前后兩年拓展為前后五年的出生人口性別比，回歸結(jié)果報(bào)告在表7的（1）-（3）列。二是考慮到女性更傾向于嫁給比自己年長(zhǎng)的男性，我們僅使用出生隊(duì)列前兩年的出生人口構(gòu)造性別比，回歸結(jié)果報(bào)告在表7的（4）-（6）列。對(duì)比（1）和（4）列的系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，性別比回歸系數(shù)的顯著程度與前面的結(jié)果基本相同，這表明前文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

其次，前面的回歸還面臨著遺漏變量問題的挑戰(zhàn)。盡管我們已經(jīng)控制了大部分個(gè)體特征和固定效應(yīng)，但還是存在可能的遺漏變量同時(shí)影響性別比以及已婚女性和子女的福利水平。第一個(gè)可能遺漏的變量是性別偏好，比如性別偏好不僅影響已婚女性的出生隊(duì)列性別比，還可能影響已婚女性在家庭中的地位，公公婆婆重男輕女的偏好也會(huì)影響已婚女性的身心健康。為了緩解由性別偏好引發(fā)的內(nèi)生性問題，我們借鑒劉瀟等（2022）的做法，用公公婆婆的生育策略度量他們的性別偏好并在回歸中加以控制。具體而言，如果公公婆婆生的第一胎是女兒、最后一胎是兒子，我們認(rèn)為他們有較強(qiáng)的男孩偏好?？刂乒牌判詣e偏好后的回歸結(jié)果報(bào)告在表8的（1）-（3）列。第二個(gè)潛在的遺漏變量是所在地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。經(jīng)濟(jì)更發(fā)達(dá)的省份由于吸引更多勞動(dòng)力流入進(jìn)而改變當(dāng)?shù)氐男詣e比；同時(shí)，發(fā)達(dá)地區(qū)的家庭有更高的收入水平和更好的醫(yī)療衛(wèi)生條件，這會(huì)直接改善妻兒的健康狀況和營(yíng)養(yǎng)攝入。雖然我們?cè)诨鶞?zhǔn)回歸中已經(jīng)控制了省份固定效應(yīng)，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也會(huì)隨時(shí)間改變。為了解決這個(gè)問題，我們將已婚女性結(jié)婚當(dāng)年所在省的人均GDP作為控制變量加入回歸模型，相關(guān)回歸結(jié)果展示在表8的（4）-（6）列。從表8的穩(wěn)健性結(jié)果可以看出，在考慮了上述遺漏變量之后，本文的回歸結(jié)果基本不變，這表明前文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

最后，考慮到中國(guó)的婚姻匹配可能具有地域性，未婚男女更可能在自己的出生地尋找配偶。例如，根據(jù)Wei and Zhang（2011a）的研究，在農(nóng)村大約89%的夫妻來自同一區(qū)縣。因此，對(duì)于那些居住地與出生地不同的流動(dòng)女性，基準(zhǔn)回歸中根據(jù)居住地構(gòu)造的性別比指標(biāo)就不能真實(shí)反映女性面臨的婚姻市場(chǎng)性別比狀況。為了解決這個(gè)問題，我們直接剔除現(xiàn)居住地與出生地不一致的樣本再次進(jìn)行回歸，結(jié)果依然發(fā)現(xiàn)本文的結(jié)論穩(wěn)健。

（四）工具變量法

前文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中已經(jīng)考慮到遺漏變量引發(fā)的內(nèi)生性問題并通過控制可能的遺漏變量來緩解，但可能還存在其他不可觀測(cè)的變量難以控制。為進(jìn)一步緩解內(nèi)生性，我們使用工具變量方法進(jìn)行估計(jì)。已有許多文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)1980年代便攜式B超技術(shù)在各地的使用便利了孕婦鑒定胎兒性別并顯著推高了出生性別比（Hesketh and Xing， 2006；Chen et al.，2013），而該技術(shù)在不同省份的出現(xiàn)和使用具有外生性，因此我們基于所在省下轄區(qū)縣中最早引進(jìn)便攜式B超的年份作為性別比的工具變量，如果女性出生在這一年份之后，則工具變量取1，否則取0。

使用工具變量的回歸結(jié)果報(bào)告在表9，被解釋變量是已婚女性的自評(píng)健康狀況。（1）列報(bào)告了二階段回歸結(jié)果。對(duì)應(yīng)地，一階段回歸中工具變量的回歸系數(shù)為0.073，在5%的水平上顯著，表明在超聲波技術(shù)引進(jìn)后出生的女性面臨更高的隊(duì)列性別比，與理論預(yù)期和現(xiàn)有研究的結(jié)論保持一致。但是，第一階段回歸的F值為5.628，低于Stock and Yogo（2005）提供的10%水平上的臨界值16.38，說明可能存在弱工具變量問題。為了解決這個(gè)問題，我們首先使用對(duì)弱工具變量較不敏感的有限信息最大似然估計(jì)法（Limited Information Maximum Likelihood Estimation，LIML），結(jié)果報(bào)告在（2）列。即使存在弱工具變量，LIML估計(jì)量受到的影響也相對(duì)較小（劉修巖等，2019）。從（2）列的結(jié)果可以看出，LIML與2SLS估計(jì)量非常接近。其次，我們采用弱工具變量情形下依然穩(wěn)健的Anderson-Rubin（AR） Wald檢驗(yàn)來推斷內(nèi)生變量系數(shù)的顯著性。AR檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為7.82，P值為0.005，說明可以在1%的水平上拒絕“性別比不影響已婚女性健康狀況”的原假設(shè)。最后，我們借鑒Angrist et al.（1999）的刀切法工具變量（Jackknife Instrumental Variables Estimation，JIVE）進(jìn)行回歸，該方法可以較好克服弱工具變量造成的估計(jì)偏誤。本文使用兩種參數(shù)估計(jì)方法，我們分別將其命名為JIVE1和JIVE2，結(jié)果報(bào)告在（3）-（4）列。從中可以看出，性別比的系數(shù)依然在5%的水平上顯著負(fù)，這再次說明性別比確實(shí)顯著改善已婚女性的健康狀況。

我們繼續(xù)以是否出生于該省引入超聲波技術(shù)后作為工具變量對(duì)其他結(jié)果變量進(jìn)行了估計(jì)，結(jié)果報(bào)告在表10。（1）-（3）報(bào)告了2SLS估計(jì)結(jié)果，（4）-（6）報(bào)告了LIML估計(jì)結(jié)果，可以看到性別比的回歸系數(shù)的符號(hào)與基準(zhǔn)估計(jì)多保持一致，且回歸系數(shù)在以已婚女性心理健康狀況、子女營(yíng)養(yǎng)攝入次數(shù)為被解釋變量的回歸中保持顯著，說明前文結(jié)論穩(wěn)健。

（五）異質(zhì)性分析

考慮到中國(guó)的城鄉(xiāng)婚姻市場(chǎng)以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在巨大差異，以及中國(guó)還存在一定的重男輕女思想，因此女性性別比對(duì)本文關(guān)心的變量的影響可能存在城鄉(xiāng)間差異，因此下面對(duì)城鄉(xiāng)展開異質(zhì)性檢驗(yàn)。我們首先對(duì)城鄉(xiāng)樣本分別檢驗(yàn)性別比對(duì)已婚女性福利水平的影響，回歸結(jié)果報(bào)告在表11中。從中可以看出，對(duì)于城市女性而言，性別比顯著改善了她們的健康狀況并增加了她們每周吃魚的次數(shù)，但是對(duì)于農(nóng)村女性而言，性別比并沒有顯著提高她們的營(yíng)養(yǎng)攝入和身體健康，唯一顯著的結(jié)果是性別比顯著降低了她們的抑郁傾向，改善了她們的心理健康。對(duì)此可能的解釋是：由于農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更低，因此農(nóng)村已婚女性的家庭地位的提高更多地體現(xiàn)在丈夫（或公公婆婆）對(duì)已婚女性的尊重水平提高并改善她們的心理健康，但并不會(huì)顯著提高她們的營(yíng)養(yǎng)攝入。

下面進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)赣H性別比對(duì)兒子和女兒的異質(zhì)性影響，結(jié)果報(bào)告在表12中，從中可看出，母親出生隊(duì)列性別比對(duì)女兒的福利水平的提升更加顯著，在對(duì)女兒的福利回歸中的系數(shù)顯著性更高，且系數(shù)更大。這一結(jié)果和現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)母親更多參與家庭資源分配會(huì)對(duì)女孩更加有利的結(jié)果保持一致。這些研究發(fā)現(xiàn)母親相比于父親更加關(guān)注女兒的福利。例如，Thomas（1994）使用美國(guó)、巴西和加納三國(guó)的家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，用身高衡量子女的健康和營(yíng)養(yǎng)狀況，發(fā)現(xiàn)母親受教育水平提高在更大程度上有利于女兒的健康，父親受教育程度提高則更多地改善了兒子的健康水平。Duflo（2003）發(fā)現(xiàn)當(dāng)養(yǎng)老金項(xiàng)目的受益者是家庭中的女性時(shí)，家庭中女孩的健康狀況將得到提升，男孩則無顯著改善。Qian（2008）基于農(nóng)業(yè)改革后茶葉價(jià)值上升從而帶動(dòng)種茶區(qū)女性相對(duì)收入提高的事實(shí)，發(fā)現(xiàn)種茶區(qū)女孩和男孩的受教育年限分別增加了0.25年和0.15年。本文認(rèn)為，性別比失衡提高了母親在家中的地位，而母親地位更高意味著家庭資源分配對(duì)女孩更加有利。

（六）來自CFPS2020的證據(jù)

考慮到2010年的數(shù)據(jù)在時(shí)間上略陳舊，下面使用CFPS的2020年數(shù)據(jù)展開實(shí)證檢驗(yàn)。由于2020年問卷中沒有詢問膳食結(jié)構(gòu)，我們只能針對(duì)已婚女性的身心健康狀況選取相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行回歸，結(jié)果報(bào)告在表13中。從中可以看出，（1）列中性別比的系數(shù)顯著為負(fù)，說明性別比顯著改善了已婚女性的健康狀況。（2）-（5）列的系數(shù)符號(hào)與上文保持一致。（6）-（8）列的被解釋變量分別為已婚女性感到情緒低落、愉快和悲傷難過的頻率，與上文不同，這里值越高代表頻率越高。結(jié)果顯示，性別比降低了已婚女性情緒低落和悲傷難過的頻率、提高了已婚女性心情愉快的頻率。但這些結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上不顯著，我們認(rèn)為導(dǎo)致不顯著的結(jié)果一方面是存在樣本流失導(dǎo)致樣本變??；另一方面是因?yàn)?020年的樣本比2010年增加了10歲，已婚女性面臨的性別比隨著時(shí)間的推移而影響可能會(huì)趨于減弱。

然后，我們從2020年數(shù)據(jù)中選取類似指標(biāo)衡量子女的身體健康，回歸結(jié)果報(bào)告在表14中。從中可看出，母親性別比的回歸系數(shù)的符號(hào)與前文多數(shù)保持一致，性別比在（3）列中的系數(shù)顯著為負(fù)，說明母親性別比顯著降低子女的生病次數(shù)。綜上來看，2020年的CFPS數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果盡管多不顯著，但回歸系數(shù)的符號(hào)和前面基本一致，這也在一定程度上支持了本文的大多數(shù)結(jié)論。

四、結(jié)論與政策含義

本文實(shí)證檢驗(yàn)了我國(guó)的性別比對(duì)已婚女性和子女福利的影響。使用CFPS的2010年和2020年數(shù)據(jù)，本文得出了豐富的結(jié)論：性別比顯著改善了已婚女性的肉類攝入和身心健康，同時(shí)也顯著提高了子女的各種營(yíng)養(yǎng)攝入和身體健康。

本文的結(jié)論驗(yàn)證了性別比提高女性婚后地位和家庭議價(jià)能力的理論假說，并證明了女性家庭地位提高對(duì)自身和子女人力資本積累有重要意義。從理論的角度看，本文具有如下四方面的意義：首先，本文提供了性別比失衡影響女性家庭地位以及家庭內(nèi)部資源分配結(jié)果的中國(guó)證據(jù)，豐富了對(duì)東亞和南亞等地區(qū)性別比失衡影響的研究。其次，本文提供了理解中國(guó)青少年?duì)I養(yǎng)攝入和健康水平?jīng)Q定因素的新視角，即母親的家庭議價(jià)地位的提高會(huì)有助于提高青少年的營(yíng)養(yǎng)攝入和健康水平。第三，本文的研究發(fā)現(xiàn)，具有以“消失的女性”為代價(jià)所引發(fā)的性別比失衡通過改善女性婚后福利在一定程度上彌補(bǔ)了女性的福利損失，并且增強(qiáng)女性的資源配置地位對(duì)女童的營(yíng)養(yǎng)和健康狀況有更為顯著的改善，說明性別比失衡通過提高女性的議價(jià)能力并改善她們的家庭議價(jià)地位和家庭決策權(quán)有一定的反向調(diào)整機(jī)制。這是因?yàn)槟赣H的性別比不僅能改善她們自身的福利，而且更加顯著的改善她們撫養(yǎng)的女兒的營(yíng)養(yǎng)攝入和健康水平。第四，本文研究發(fā)現(xiàn)母親的性別比對(duì)她們撫養(yǎng)的女兒的營(yíng)養(yǎng)攝入和健康水平的影響更大，這為我們理解中國(guó)青少年的性別發(fā)展差距縮小提供了一個(gè)新的視角。

本文的政策含義也很明顯：第一，母親性別比的提高會(huì)增加子女身體超重的概率。這意味著在性別比高的地區(qū)要加強(qiáng)兒童營(yíng)養(yǎng)學(xué)的教育，提高母親科學(xué)育兒的水平以減輕子女肥胖的概率。第二，盡管我們發(fā)現(xiàn)性別比失衡對(duì)已婚女性和她們的子女的營(yíng)養(yǎng)攝入和身心健康有正面作用，但這一效果主要體現(xiàn)在城鎮(zhèn)地區(qū)而非農(nóng)村地區(qū)。因此，對(duì)農(nóng)村地區(qū)的性別比失衡所產(chǎn)生的負(fù)面影響不應(yīng)被忽視或者忽略。出臺(tái)有利于緩解農(nóng)村性別比失衡或者降低其在農(nóng)村負(fù)面影響的政策仍然有必要性。

參考文獻(xiàn)：

[1]Sen， A.， 1990， “More Than 100 Million Women Are Missing” [R]， The New York Review of Books.

[2]Ebenstein， A.， 2010， “The ‘Missing Girls of China and the Unintended Consequences of the One Child Policy” [J]， Journal of Human Resources， Vol.45， No.1： 87-115.

[3]Chen， Y.， Li， H.， Meng， L.， 2013， “Prenatal Sex Selection and Missing Girls in China： Evidence from the Diffusion of Diagnostic Ultrasound” [J]， Journal of Human Resources， Vol.48， No.1： 36-70.

[4]Hesketh， T.， Xing， Z. W.， 2006， “Abnormal Sex Ratios in Human Populations： Causes and Consequences” [J]， Proceedings of the National Academy of Sciences， Vol.103， No.36： 13271-13275.

[5]Edlund， L.， Li， H.， Yi， J.， Zhang， J.， 2013， “Sex Ratios and Crime： Evidence from China” [J]， Review of Economics and Statistics， Vol.95， No.5： 1520-1534.

[6]Cameron， L.， Meng， X.， Zhang， D.， 2019， “Chinas Sex Ratio and Crime： Behavioral Change or Financial Necessity？” [J]， The Economic Journal， Vol.129， No.618： 790-820.

[7]Wei， S. J.， Zhang， X.， 2011a， “The Competitive Saving Motive： Evidence from Rising Sex Ratios and Savings Rates in China” [J]， Journal of Political Economy， Vol.119， No.3： 511-564.

[8]Wei， S. J.， Zhang， X.， 2011b， “Sex Ratios， Entrepreneurship， and Economic Growth in the Peoples Republic of China” [J]， National Bureau of Economic Research， No. w16800.

[9]Ding， W.， Zhang， Y.， 2014， “When a Son Is Born： The Impact of Fertility Patterns on Family Finance in Rural China” [J]， China Economic Review， Vol.30： 192-208.

[10]Wei， S. J.， Zhang， X.， Liu， Y.， 2017， “Home Ownership as Status Competition： Some Theory and Evidence” [J]， Journal of Development Economics， Vol.127： 169-186.

[11]Tan， Z.， Wei， S. J.， Zhang， X.， 2021， “Deadly Discrimination： Implications of ‘Missing Girls for Workplace Safety” [J]， Journal of Development Economics， Vol.152： 102678.

[12]Du， J.， Wang， Y.， Zhang， Y.， 2015， “Sex Imbalance， Marital Matching and Intra-household Bargaining： Evidence from China” [J]， China Economic Review， Vol.35： 197-218.

[13]Becker， G. S.， 1981， A Treatise on the Family [M]， Cambridge， MA： Harvard University Press.

[14]Grossbard-Shechtman， A.， 1984， “A Theory of Allocation of Time in Markets for Labour and Marriage” [J]， The Economic Journal， Vol.94， No.376： 863-882.

[15]Chiappori， P. A.， Fortin， B.， Lacroix， G.， 2002， “Marriage Market， Divorce Legislation， and Household Labor Supply” [J]， Journal of Political Economy， Vol.110， No.1： 37-72.

[16]Iyigun， M.， Walsh， R. P.， 2007， “Endogenous Gender Power， Household Labor Supply and the Demographic Transition” [J]， Journal of Development Economics， Vol.82， No.1： 138-155.

[17]Haddad， L.， Hoddinott， J.， Alderman， H.， 1997， Intrahousehold Resource Allocation in Developing Countries： Models， Methods and Policies [M]， Balti more and London： John Hopkins University Press.

[18]Thomas， D.C.， 1994， “Like Father， Like Son; Like Mother， Like Daughter： Parental Resources and Child Height” [J]， Journal of Human Resources， Vol.29： 950-988.

[19]Porter， M.， 2016， “How Do Sex Ratios in China Influence Marriage Decisions and Intra-Household Resource Allocation？” [J]， Review of Economics of the Household， Vol.14， No.2： 337-371.

[20]Li， X.， Chan， M. W.， Spencer， B. G.， Yang， W.， 2016， “Does the Marriage Market Sex Ratio Affect Parental Sex Selection？ Evidence from the Chinese Census” [J]， Journal of Population Economics， Vol.29， No.4： 1063-1082.

[21]Jayachandran， S.， Kuziemko， I.， 2011， “Why Do Mothers Breastfeed Girls Less than Boys？ Evidence and Implications for Child Health in India” [J]， The Quarterly Journal of Economics， Vol.126， No.3： 1485-1538.

[22]Stock， J， Yogo， M.， 2005， Testing for Weak Instruments in Linear IV Regression [M]， In： Andrews DWK Identification and Inference for Econometric Models， New York： Cambridge University Press.

[23]Angrist， J. D.， Imbens， G. W.， Krueger， A. B.， 1999， “Jackknife Instrumental Variables Estimation” [J]， Journal of Applied Econometrics， Vol.14， No.1： 57-67.

[24]Duflo， E.， 2003， “Grandmothers and Granddaughters： Old‐age Pensions and Intrahousehold Allocation in South Africa” [J]， The World Bank Economic Review， Vol.17， No.1： 1-25.

[25]Qian， N.， 2008， “Missing Women and the Price of Tea in China： The Effect of Sex-specific Earnings on Sex Imbalance” [J]， The Quarterly Journal of Economics， Vol.123， No.3： 1251-1285.

[26]顧寶昌，徐毅.中國(guó)嬰兒出生性別比綜論[J].中國(guó)人口科學(xué)，1994（03）：41-48+18.

[27]姜全保，李波.性別失衡對(duì)犯罪率的影響研究[J].公共管理學(xué)報(bào)，2011（01）：71-80+126.

[28]尚子娟，劉澤.中國(guó)性別失衡背景下婚姻擠壓?jiǎn)栴}的治理研究——基于“越南新娘”現(xiàn)象的思考[J].武漢科技大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2019（06）：633-637.

[29]藍(lán)嘉俊，方穎，魏下海.性別比失衡下的婚姻匹配與勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)——基于獨(dú)生子女政策準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的實(shí)證分析[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2019（04）：67-84.

[30]魏下海，萬江滔.人口性別結(jié)構(gòu)與家庭資產(chǎn)選擇：性別失衡的視角[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2020（05）：152-164.

[31]梁斌，陳茹.子女性別與家庭金融資產(chǎn)選擇[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2022（04）：1299-1318.

[32]王臨風(fēng)，余玲錚，金釗.性別失衡、婚姻擠壓與個(gè)體勞動(dòng)參與[J].勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究，2018（03）：75-96.

[33]柳清瑞，劉淑娜.高價(jià)彩禮對(duì)農(nóng)村家庭消費(fèi)的擠出效應(yīng)——基于擴(kuò)展OLG模型的實(shí)證檢驗(yàn)[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2020（05）：87-102.

[34]邱俊杰，李承政.人口年齡結(jié)構(gòu)、性別結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)——基于省際動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2014，24（02）：125-131.

[35]劉瀟，周羿，黃海.性別比失衡與教育獲得[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2022（05）：150-163.

[36]劉修巖，杜聰，李松林.自然地理約束、土地利用規(guī)制與中國(guó)住房供給彈性[J].經(jīng)濟(jì)研究，2019，54（04）：99-115.

Impact of Sex Imbalance on Wifes and Childrens Welfare：

Evidence from CFPS

Zhang Yuan1， Sun Shiyi2

（1. China Center for Economic Studies， Fudan University， Fudan-Pingan Research Institute for Macroeconomy， Shanghai 200433

2. School of Economics， Fudan University， Shanghai 200433）

Abstract： Sex imbalance may cause marriage squeeze and hinder the economic development. It may also improve the bargain power of females and consequently change the household resource distribution. However， few evidences are provided from China by present literature. Employing the 2010 and 2020 data from Chinese Family Panel Studies， several conclusions arrive in this paper. First， sex imbalance faced by wives increases their and their childrens protein intake， and improve wives physical and mental health. Second， this positive effect is mainly benefited by children rather than by wives. This indicates that wives with higher bargain power in the family channels more nutrients to their children rather to themselves. Third， the positive effect mainly exists in urban China rather than in rural China， and it is mainly benefited by girls rather than boys. This paper sheds light on understanding the role played by sex imbalance in determining wives and their childrens welfare， and provides empirical evidence from China.

Key words： Sex Imbalance; Bargain Power; Household Resource Allocation