【摘 要】 人口長(zhǎng)期均衡發(fā)展是國(guó)家的重大戰(zhàn)略要求，人口性別結(jié)構(gòu)的均衡則是其關(guān)鍵內(nèi)涵之一。而我國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)存在著強(qiáng)烈的男孩偏好，這種傳統(tǒng)觀念是否會(huì)因婚姻市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)壓力而發(fā)生改變？本文旨在研究當(dāng)前性別結(jié)構(gòu)失衡所導(dǎo)致的婚姻擠壓對(duì)我國(guó)適齡生育主體的生育性別偏好的重塑效應(yīng)。文章基于婚姻市場(chǎng)供需視角、婚姻擠壓理論和生育成本收益權(quán)衡理論，利用全國(guó)1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)和中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）數(shù)據(jù)定量分析地區(qū)性別比對(duì)個(gè)體男孩生育偏好的影響。實(shí)證結(jié)果表明：城市層面100名女性人口相對(duì)應(yīng)的男性人口每增加10人，個(gè)體具有男孩偏好的概率平均下降2.24%，并且這一結(jié)果在剔除無(wú)生育意愿樣本、替換解釋變量與被解釋變量、控制地區(qū)初始男孩偏好以及使用PSM模型后依舊穩(wěn)健。在機(jī)制分析部分，文章首先考察了性別比對(duì)個(gè)體初婚年齡的影響，發(fā)現(xiàn)無(wú)論是在農(nóng)村還是城市，性別比上升均顯著推遲了男性初婚年齡，而對(duì)女性初婚年齡無(wú)影響。研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)：對(duì)于婚姻支付壓力越大、承受婚姻支付能力越低的個(gè)體，性別比上升對(duì)其男孩偏好的負(fù)向影響程度更大且更顯著。這些結(jié)果顯示性別比上升增加了男性在婚姻市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)壓力，男性及其家庭需要承擔(dān)更高的婚姻支付以提高自身婚配競(jìng)爭(zhēng)力，從而導(dǎo)致生養(yǎng)男孩的潛在成本上升，并因此抑制了男孩偏好。按照個(gè)體和地區(qū)特征進(jìn)行的異質(zhì)性分析，表明性別比上升對(duì)低年齡段、低受教育程度、已有多個(gè)兒子和始終為非農(nóng)戶口的人群以及西部地區(qū)個(gè)體的男孩偏好抑制作用更強(qiáng)。人口性別比存在一種類似生物學(xué)的“負(fù)反饋調(diào)節(jié)機(jī)制”，但這種所謂“自然合理”的回歸通常周期長(zhǎng)且通過提高婚姻支付來(lái)實(shí)現(xiàn)，背后隱藏的是年輕人及其家庭對(duì)于高額結(jié)婚成本的負(fù)擔(dān)，不僅不利于居民生活幸福感的提升，還會(huì)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生負(fù)面影響，如推高房?jī)r(jià)、扭曲儲(chǔ)蓄行為、抑制消費(fèi)、降低生育率等。因而，政府應(yīng)積極主動(dòng)采取措施，從源頭上弱化重男輕女的傳統(tǒng)觀念，促進(jìn)人口性別比回歸正常的區(qū)間。

【關(guān)鍵詞】 性別失衡；男孩偏好；婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)；婚姻支付

【中圖分類號(hào)】 C924.24 【文獻(xiàn)標(biāo)志碼】 A doi：10.16405/j.cnki.1004-129X.2024.02.001

【文章編號(hào)】 1004-129X（2024）02-0005-18

一、引言

我國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)存在著較為強(qiáng)烈的男孩偏好，［1-2］在生育政策、胎兒檢測(cè)技術(shù)等影響下逐漸積累成為嚴(yán)重的性別失衡問題。［3-6］回顧近20年來(lái)的人口結(jié)構(gòu)演變歷程，發(fā)現(xiàn)我國(guó)人口性別結(jié)構(gòu)正加速失衡。［7］一般來(lái)講，現(xiàn)代國(guó)家的人口性別比1應(yīng)略低于100，適婚年齡人口性別比應(yīng)大致接近1002。［8］而最新公布的第七次人口普查數(shù)據(jù)顯示我國(guó)總?cè)丝谛詣e比為105.1，與2010年相比上升0.2個(gè)百分點(diǎn)，高于世界人口性別比平均水平（101.7）；廣東、海南、西藏等多個(gè)地區(qū)人口性別比均高于110；即將步入與剛剛步入適婚年齡的15-19歲和20-24歲人口性別比分別高達(dá)118.4和114.6。一些學(xué)者基于人口普查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)適婚男女性別比從2000年的不足106上升至2012年的超過110。［9］

上述人口性別失衡問題會(huì)帶來(lái)一系列直接或間接的經(jīng)濟(jì)社會(huì)影響。Angrist和Francis分別使用美國(guó)和中國(guó)臺(tái)灣的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)人口性別比提高使女性在婚姻市場(chǎng)的議價(jià)能力提升，降低了女性勞動(dòng)市場(chǎng)參與率，［10-11］也有學(xué)者使用中國(guó)內(nèi)地的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究得到相似的結(jié)論。［12-13］藍(lán)嘉俊等的研究表明性別比失衡會(huì)促使男性更努力工作和激發(fā)男性的企業(yè)家精神。［14-15］也有學(xué)者聚焦家庭決策與代際影響，研究發(fā)現(xiàn)性別比失衡使女性具有更高的家庭議價(jià)能力，從而直接影響家庭消費(fèi)、子代投資等家庭決策，帶來(lái)子女教育和健康改善、家庭儲(chǔ)蓄率上升等。［16-19］Wei和Zhang觀察到中國(guó)性別比失衡與儲(chǔ)蓄率的關(guān)系，最早基于未婚男性及其家庭的婚配競(jìng)爭(zhēng)需求引入了“競(jìng)爭(zhēng)性儲(chǔ)蓄”的概念，從微觀上解釋了人們推遲消費(fèi)的行為，從宏觀上解釋了中國(guó)高儲(chǔ)蓄率的現(xiàn)象。［14］此后，大量學(xué)者開始圍繞婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)展開性別失衡的影響研究，使用不同維度與年份的數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)性別比失衡會(huì)推動(dòng)房?jī)r(jià)、［7］［20］彩禮［9］［21］等婚姻支付的上漲。

然而，性別失衡帶來(lái)的影響不止于此。沿著上述性別失衡導(dǎo)致婚配競(jìng)爭(zhēng)加劇與婚姻支付上漲的研究思路，從邏輯上可以推測(cè)性別失衡將會(huì)重塑人們傳統(tǒng)的生育性別偏好。Alfano等基于1999年印度數(shù)據(jù)的研究表明兒女不同的婚姻成本及婚姻市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)回報(bào)會(huì)影響家庭生育決策。［22］蘇冬蔚和廖佳研究發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)上漲顯著降低了出生人口性別比，因?yàn)榉績(jī)r(jià)上漲加重了生育男孩家庭的婚姻成本，改變了父母生育男孩的相對(duì)效用預(yù)期。［23］靳小怡等基于2009年福建省調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)收入水平越高二胎生育男孩的可能性越大，即較高經(jīng)濟(jì)收入為選擇生育男孩提供了物質(zhì)基礎(chǔ)。［24］Bélanger和Linh使用越南的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)人口跨區(qū)域流動(dòng)增加帶來(lái)女性的婚姻遷移，使農(nóng)村地區(qū)性別比上升，導(dǎo)致農(nóng)村單身男性在婚姻市場(chǎng)上的議價(jià)能力降低。［25］上述研究均表明人們的生育性別偏好和生育選擇行為受到婚姻成本和自身經(jīng)濟(jì)條件的影響，而其中婚姻成本的性別差異會(huì)因地區(qū)性別比而改變，這些都為本文提供了分析基礎(chǔ)與研究啟示，但這些研究并未針對(duì)性地討論性別比失衡與生育性別偏好間的關(guān)系。董志強(qiáng)和鐘粵俊最早將地區(qū)性別比與生男偏好直接聯(lián)系起來(lái)，使用CGSS 2010-2013數(shù)據(jù)初步研究發(fā)現(xiàn)地區(qū)性別比失衡對(duì)生男偏好存在顯著抑制作用，但對(duì)于影響機(jī)制與異質(zhì)性的分析有待深入。［26］

綜合上述文獻(xiàn)梳理，現(xiàn)有研究已從多個(gè)角度考察了性別比失衡帶來(lái)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)后果，得出了不少具有現(xiàn)實(shí)意義的實(shí)證結(jié)果，如影響家庭內(nèi)部分配、創(chuàng)業(yè)行為、儲(chǔ)蓄率、房?jī)r(jià)和彩禮水平等，并對(duì)作用機(jī)制也進(jìn)行了一定程度的討論。然而其中鮮有聚焦地區(qū)性別比失衡是否以及如何重塑微觀個(gè)體傳統(tǒng)生育偏好，少部分類似研究在機(jī)制分析和異質(zhì)性分析等方面仍有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。此外，現(xiàn)有文獻(xiàn)中關(guān)于男孩生育偏好的研究雖較為豐富，圍繞測(cè)度、時(shí)空演進(jìn)等多方面進(jìn)行了討論，但一方面多使用區(qū)域性數(shù)據(jù)，缺乏更豐富的全國(guó)性數(shù)據(jù)的支撐，且時(shí)間范圍多集中在2005-2013年，較為缺乏時(shí)效性；另一方面較多使用實(shí)際生育行為作為生育偏好的度量，［23］［27-28］缺乏對(duì)生育偏好更直接的刻畫，可能造成誤差。

基于此，為了檢驗(yàn)地區(qū)性別比上升對(duì)男孩生育偏好的影響，本文選取2016年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）數(shù)據(jù)和2015年全國(guó)1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行定量研究。實(shí)證結(jié)果顯示：城市層面100名女性人口相對(duì)應(yīng)的男性人口每增加10人，個(gè)體具有男孩偏好的概率平均下降2.24%。機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)地區(qū)性別比上升通過加劇男性婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力推高婚姻支付從而抑制男孩偏好，且該抑制作用存在個(gè)體與區(qū)域的異質(zhì)性。

本文的貢獻(xiàn)在于：以往文獻(xiàn)多從政策設(shè)計(jì)、文化變遷和社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展等方面解釋生育觀念的變化，［29-31］本文則從婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力的角度出發(fā)，對(duì)地區(qū)性別比影響男孩偏好的機(jī)制與異質(zhì)性進(jìn)行了探究，有利于增進(jìn)對(duì)我國(guó)性別觀念的形成原因以及我國(guó)未來(lái)的生育偏好變化趨勢(shì)的理解；本文還使用個(gè)體自我匯報(bào)的主觀調(diào)查數(shù)據(jù)，從多個(gè)維度對(duì)個(gè)體生育偏好進(jìn)行度量，能夠更為直接、全面地反映個(gè)體的男孩偏好程度。

本文剩余內(nèi)容安排如下：第二部分是對(duì)地區(qū)性別比失衡影響男孩生育偏好的理論分析及作用機(jī)制的討論，并提出研究假說；第三部分是數(shù)據(jù)來(lái)源介紹、變量說明、描述性統(tǒng)計(jì)和計(jì)量模型設(shè)定；第四部分是對(duì)基準(zhǔn)回歸、穩(wěn)健性檢驗(yàn)、內(nèi)生性討論、機(jī)制分析等實(shí)證結(jié)果進(jìn)行展示和解讀；第五部分是本文結(jié)論及相應(yīng)的政策建議。

二、理論分析及假說

本文基于婚姻市場(chǎng)供需視角、婚姻擠壓理論和生育成本收益理論，探討地區(qū)性別比失衡如何影響微觀個(gè)體的男孩生育偏好。

Becker最早提出關(guān)于婚姻市場(chǎng)的基本理論框架，［32］認(rèn)為在自由競(jìng)爭(zhēng)的婚姻市場(chǎng)上，供需雙方即對(duì)婚姻有需求的男女，婚姻支付可以作為婚姻市場(chǎng)兩性資源供需不均衡時(shí)的調(diào)節(jié)劑，即當(dāng)女性多于男性時(shí)，女性為爭(zhēng)奪男性而支付嫁妝，而當(dāng)男性多于女性時(shí)，彩禮則成為男性爭(zhēng)奪適婚女性的重要競(jìng)爭(zhēng)手段。人口學(xué)家Rao在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步提出了婚姻擠壓理論，認(rèn)為婚姻市場(chǎng)上新郎或新娘的相對(duì)短缺會(huì)導(dǎo)致嫁妝或彩禮的上漲。［33］結(jié)合上述兩種理論，本文認(rèn)為人口性別比失衡造成的“男多女少”局面，將導(dǎo)致男性在該婚姻市場(chǎng)上遭受擠壓，婚姻支付作為男性提高自身競(jìng)爭(zhēng)力和吸引力的重要手段則會(huì)azdG0uUl39qK0kUSmZE3ZVr888ZlVFTCzSH+ZLTqdzE=因此而上漲。地區(qū)性別比越失衡，婚姻市場(chǎng)中男性的競(jìng)爭(zhēng)壓力越大，推動(dòng)婚姻支付上升，使得男性面臨的婚姻成本不斷提高。

另一方面，自Leibenstein［34］和Becker［32］等學(xué)者的人口經(jīng)濟(jì)學(xué)經(jīng)典著作問世之后，家庭生育決策問題就被納入標(biāo)準(zhǔn)的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析框架。孩子被視為家庭的“耐用消費(fèi)品”，父母需要支付生育撫養(yǎng)、醫(yī)療教育、陪伴等物質(zhì)和時(shí)間成本，可獲得情感享受、養(yǎng)老保障、延續(xù)后代等收益。在此分析框架下的生育決策理論認(rèn)為育齡夫婦會(huì)基于家庭資源約束進(jìn)行上述成本收益權(quán)衡，形成效用最大化的子女性別及數(shù)量生育偏好。對(duì)于發(fā)展中國(guó)家（地區(qū)）大部分資源有限的家庭而言，經(jīng)濟(jì)因素在生育的成本收益權(quán)衡中占主導(dǎo)地位。上述生育成本收益權(quán)衡理論印證了傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會(huì)中存在普遍的重男輕女觀念，［35-36］也能夠解釋收入的性別差異會(huì)顯著影響女孩存活率和受教育程度等現(xiàn)象。［37］

在父母普遍需要為子女提供婚姻支持的地區(qū)，子代婚姻支付被自然地納入生育成本之中，影響著人們的生育成本收益權(quán)衡。例如眾多學(xué)者關(guān)于印度嫁妝制度的研究發(fā)現(xiàn)女孩被認(rèn)為是家庭的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，高昂的嫁妝使得人們更想要兒子而不是女兒。［38-41］中國(guó)存在父母為子代提供婚姻支持的傳統(tǒng)，雖然我國(guó)《民法典》明確規(guī)定禁止借婚姻索取財(cái)物，但婚姻支付習(xí)俗仍長(zhǎng)期存在。與印度不同的是彩禮相比于嫁妝在我國(guó)婚嫁習(xí)俗中更為流行，男方家庭給予婚姻支持的現(xiàn)象更為普遍，近些年“丈母娘經(jīng)濟(jì)”“六個(gè)口袋助兒買房”“天價(jià)彩禮”等社會(huì)現(xiàn)象正是中國(guó)男性及其家庭面臨高額婚姻支付的現(xiàn)實(shí)反映。

本文基于婚姻供需、婚姻擠壓與生育成本收益理論，結(jié)合中國(guó)父母為子代提供婚姻支持的傳統(tǒng)，將子代婚姻支付納入中國(guó)育齡夫婦及家庭的生育成本之中。當(dāng)婚姻市場(chǎng)供需失衡，即男多女少時(shí)，男性及其家庭面臨著更高的競(jìng)爭(zhēng)壓力和婚姻支付，已經(jīng)親歷或正在經(jīng)歷激烈婚配競(jìng)爭(zhēng)的男性及其家庭，會(huì)自然而然地將這種感受轉(zhuǎn)移給子代。在生育成本包含子代婚姻支付的分析框架下，選擇生養(yǎng)男孩可能意味著為了助其在婚姻市場(chǎng)中贏得競(jìng)爭(zhēng)，未來(lái)需要承擔(dān)更高的經(jīng)濟(jì)成本，［42］使個(gè)體生育男孩的成本收益結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，并最終重塑傳統(tǒng)的男孩生育偏好。需要注意的是囿于信息的不完全和人的有限理性，個(gè)體對(duì)子代未來(lái)婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)激烈程度的預(yù)見性通常是有限的，甚至部分文章發(fā)現(xiàn)父母傾向于低估子女結(jié)婚時(shí)適婚女性的缺少程度。［43］因此，本文認(rèn)為個(gè)體對(duì)子代婚姻成本的考量更多是基于其親身參與婚姻競(jìng)爭(zhēng)的感受，或?qū)Ξ?dāng)前婚姻市場(chǎng)中男性競(jìng)爭(zhēng)壓力的觀察而產(chǎn)生的共情及其延續(xù)，這與現(xiàn)實(shí)中“養(yǎng)兒子一定要買房買車”等所謂廣泛共識(shí)也較為相符。

通過以上分析，本文提出以下三個(gè)假說：

假說1：地區(qū)性別比失衡對(duì)男孩偏好存在抑制作用，即地區(qū)性別比越高，個(gè)體的男孩偏好越弱。

假說2：婚姻支付壓力大的地區(qū)，地區(qū)性別比上升對(duì)個(gè)體男孩偏好的抑制作用明顯，反之不明顯。

假說3：承受婚姻支付能力弱的個(gè)體，地區(qū)性別比上升對(duì)個(gè)體男孩偏好的抑制作用明顯，反之不明顯。

三、數(shù)據(jù)、變量及模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)為中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心2016年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）。CLDS是對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)進(jìn)行的兩年一次的動(dòng)態(tài)追蹤調(diào)查，以15-64歲的勞動(dòng)年齡人口為主要調(diào)查對(duì)象，樣本覆蓋我國(guó)29個(gè)省、自治區(qū)、直轄市，包含個(gè)體、家庭和社區(qū)三個(gè)層級(jí)，具有較好的代表性。同時(shí)，受訪者來(lái)自城鎮(zhèn)和農(nóng)村不同地區(qū)，有利于進(jìn)一步進(jìn)行異質(zhì)性分析。在調(diào)查內(nèi)容上，CLDS涵蓋教育、就業(yè)、價(jià)值觀等多個(gè)方面，其中關(guān)于個(gè)體生育偏好的問項(xiàng)設(shè)置十分豐富，且均為個(gè)體的自報(bào)問項(xiàng)（self-reported），有利于對(duì)男孩生育偏好的主觀感受進(jìn)行全面準(zhǔn)確的刻畫。在抽樣方法上，CLDS采用多階段、多層次與勞動(dòng)力規(guī)模成比例的概率抽樣方法。計(jì)算地區(qū)性別比使用的原始數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2015年全國(guó)1%人口抽樣調(diào)查1。機(jī)制分析使用的地區(qū)房?jī)r(jià)數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家信息中心宏觀經(jīng)濟(jì)與房地產(chǎn)數(shù)據(jù)庫(kù)。［44］

（二）變量選取

1. 被解釋變量

本文的被解釋變量為個(gè)體的男孩偏好即男孩生育偏好?；贑LDS個(gè)人問卷中關(guān)于生育偏好的兩個(gè)不同問項(xiàng)，本文從不同角度刻畫個(gè)體的男孩生育偏好：一是基于“您認(rèn)為一個(gè)家庭通常幾個(gè)孩子最理想？幾個(gè)男孩幾個(gè)女孩？”這一問項(xiàng)，將理想男孩數(shù)多于理想女孩數(shù)的樣本賦值為1，否則為0，構(gòu)建“男孩偏好”變量；將理想男孩數(shù)大于1的樣本賦值為1，否則為0，從理想男孩數(shù)量的角度來(lái)度量男孩生育偏好，構(gòu)建“男孩偏好2”變量用作穩(wěn)健性檢驗(yàn)；二是基于“您對(duì)‘家里生男孩比生女孩好’的說法是否贊成”這一問項(xiàng)，將受訪者的回答歸類為贊同和不贊同并分別賦值1和0，構(gòu)建“男孩偏好3”變量。需要說明的是構(gòu)建“男孩偏好3”變量使用的CLDS問卷問項(xiàng)僅詢問了農(nóng)村受訪者，樣本量相對(duì)較少，故“男孩偏好3”也作為男孩偏好的替代變量，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中使用。

2. 核心解釋變量

本文的核心解釋變量為地區(qū)性別比。由于本文關(guān)心的是男孩生育偏好與婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，參考Dong等人的研究，將性別比年齡段范圍限定在15-49歲，將研究區(qū)域限定在地級(jí)市層面。［45］本文之所以選擇15-49歲年齡段來(lái)計(jì)算地區(qū)性別比，除了考慮適婚年齡范圍，還因?yàn)橄噍^于更少參與社會(huì)活動(dòng)、更多處在家庭環(huán)境中的小孩和老年人，該年齡段人群對(duì)性別比的現(xiàn)實(shí)情況以及婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力的感知更敏感。之所以將地區(qū)定義在地級(jí)市層面，除了考慮個(gè)體現(xiàn)實(shí)生活中的求偶范圍，還因?yàn)椴煌鞘械幕橐隽?xí)俗、婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)情況等有較大差異。

在此基礎(chǔ)上，本文計(jì)算城市15-49歲年齡段性別比作為核心解釋變量。同時(shí)也計(jì)算了0-14歲、5-14歲、10-14歲、20-49歲和15-54歲五個(gè)年齡段的各城市性別比和區(qū)分城鄉(xiāng)社區(qū)的15-49歲年齡段性別比，在后文進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)和機(jī)制檢驗(yàn)時(shí)使用。

3. 控制變量及其他變量

在回歸分析中，本文還控制了個(gè)體、家庭及地區(qū)層面的相關(guān)因素。具體而言，本文選取了性別、年齡、婚姻狀況等一系列個(gè)體特征及父母受教育程度、家庭收入等一系列家庭特征作為個(gè)體及家庭控制變量，選取各地級(jí)市人均GDP作為地區(qū)控制變量，具體控制變量及定義見表1。為考察男孩偏好在個(gè)體不同人生階段、不同收入水平間的非線性特征，參考現(xiàn)有研究的做法構(gòu)建年齡和家庭收入的平方項(xiàng)。［46-47］上述個(gè)體、家庭層面控制變量分別來(lái)自CLDS2016個(gè)人及家庭問卷，地級(jí)市人均GDP數(shù)據(jù)和地級(jí)市第二產(chǎn)業(yè)占比數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒和各地人民政府統(tǒng)計(jì)公報(bào)，使用當(dāng)年現(xiàn)價(jià)進(jìn)行計(jì)算。穩(wěn)健性檢驗(yàn)中使用的地區(qū)孔廟數(shù)量來(lái)自《大明一統(tǒng)志》《大清一統(tǒng)志》以及明清時(shí)期的地方志，地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率為地級(jí)市2000-2015年第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的增長(zhǎng)率。

本文機(jī)制分析部分還使用了一些其他變量。在婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力方面，本文使用個(gè)體婚齡推遲情況作為對(duì)地區(qū)婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力的初步反映，計(jì)算地區(qū)房?jī)r(jià)收入比和結(jié)婚花費(fèi)收入比作為婚姻支付壓力的量化指標(biāo)。其中房?jī)r(jià)使用2015年全部地級(jí)以上城市各市商品房平均銷售價(jià)格（元/每平米），結(jié)婚花費(fèi)使用CLDS2016個(gè)人問卷中“您初婚的時(shí)候，您家總共花了多少錢（元）？”問項(xiàng)并在城市層面進(jìn)行平均，收入使用各城市2015年家庭年收入均值（元）。承受婚姻支付的能力方面，本文除了使用個(gè)人及家庭的年收入對(duì)個(gè)體承受婚姻支付的能力進(jìn)行刻畫，還選取了CLDS2016家庭問卷中“您家在別處是否還有其他自有住房？”及“您家里是否有汽車？”問項(xiàng)分別構(gòu)建二套房和小汽車虛擬變量進(jìn)行度量。

4. 描述性統(tǒng)計(jì)

剔除上述變量中數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的樣本后與計(jì)算所得的地區(qū)性別比進(jìn)行匹配，最終得到有效數(shù)據(jù)7 074條。表1給出了各變量具體定義與描述性統(tǒng)計(jì)。

圖1為15-49歲性別比的直方圖，從圖上看出其取值范圍為［0.865 7，1.306 6］，變異程度較大。圖2繪制了地區(qū)性別比四分位組對(duì)應(yīng)的男孩偏好均值。平均來(lái)看，個(gè)體所在地區(qū)性別比高的組別其男孩偏好相對(duì)更弱，初步驗(yàn)證了本文的核心假說。在圖2的基礎(chǔ)上，本文分別將樣本按房?jī)r(jià)收入比和家庭收入分成高低兩組，并計(jì)算其對(duì)應(yīng)的平均男孩偏好程度（見圖3和圖4）。可以發(fā)現(xiàn)在房?jī)r(jià)收入比較高、家庭收入水平較低的組別中，性別比上升對(duì)男孩偏好的抑制作用更加明顯，這可以作為假說2及假說3的初步證據(jù)。

（三）模型設(shè)定

在上述描述性分析的基礎(chǔ)上，為進(jìn)一步控制其他因素的影響，從而更好地識(shí)別地區(qū)性別比對(duì)個(gè)體男孩偏好的影響，本文設(shè)置如下Logit二值選擇模型：

[lnPijp1-Pijp=α+β?sexrjp+φ?Xijp+λp+εijp]

[Pijp=P（sonpreijp=1|sexrjp，Xijp，λp）]

模型中的[sonpreijp]表示省份[p]、地級(jí)市[j]、被訪個(gè)體[i]的男孩偏好，取值為1表示具有男孩偏好，取值為0則相反；[sexrjp]表示省份[p]、地級(jí)市[j]的性別比；[Xijp]表示由一系列其他可能影響個(gè)體男孩偏好的控制變量矩陣，包含個(gè)體、家庭和地級(jí)市層面的特征；[α]為截距項(xiàng)；[λp]表示省份固定效應(yīng)；[εijp]為隨機(jī)誤差項(xiàng)。地區(qū)性別比的估計(jì)系數(shù)[β]是本文關(guān)心的焦點(diǎn)，若[β]取值為負(fù)且通過相關(guān)統(tǒng)計(jì)意義上的檢驗(yàn)，則表明地區(qū)性別比上升對(duì)個(gè)體男孩偏好有抑制作用。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸

表2報(bào)告了Logit模型的回歸結(jié)果，其中第（1）列僅對(duì)地區(qū)性別比進(jìn)行回歸，第（2）列和第（3）列逐步加入個(gè)體層面、家庭及地區(qū)層面控制變量，結(jié)果顯示地區(qū)性別比對(duì)男孩偏好的估計(jì)系數(shù)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，即地區(qū)性別比上升顯著抑制個(gè)體的男孩偏好。具體來(lái)看，地區(qū)性別比每上升0.1，即地級(jí)市層面100名女性人口相對(duì)應(yīng)的男性人口每增加10人，個(gè)體具有男孩偏好的概率平均降低2.24%。因此，假說1得到驗(yàn)證。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步驗(yàn)證結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)行了以下穩(wěn)健性分析：

1. 剔除無(wú)生育意愿樣本

剔除樣本中理想孩子數(shù)為0的個(gè)體后重新進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果匯報(bào)至表3第（1）列。估計(jì)結(jié)果顯示地區(qū)性別比上升對(duì)個(gè)體男孩偏好仍有顯著抑制作用。與表2第（3）列回歸結(jié)果對(duì)比發(fā)現(xiàn)剔除無(wú)生育意愿樣本后估計(jì)所得系數(shù)絕對(duì)值變大，表明地區(qū)性別比上升對(duì)有生育意愿人群的男孩偏好的抑制作用更強(qiáng)烈。

2. 替換解釋變量

其他年齡段性別比對(duì)地區(qū)性別比可能也有較好的反映，因此本文調(diào)整地區(qū)性別比年齡范圍，使用15-54歲和20-49歲性別比替換15-49歲性別比進(jìn)行回歸，結(jié)果匯報(bào)至表3第（2）列和第（3）列。估計(jì)結(jié)果顯示即使更換不同的解釋變量，地區(qū)性別比對(duì)個(gè)體男孩偏好仍顯著抑制。與表2第（3）列回歸結(jié)果對(duì)比發(fā)現(xiàn)20-49歲性別比的估計(jì)系數(shù)絕對(duì)值最大，15-54歲性別比的估計(jì)系數(shù)最小，可能的解釋是20-49歲性別比與適婚年齡群體重疊范圍最大，其更能直接反映婚姻市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)壓力，一定程度上驗(yàn)證了本文的假說2。

3. 重新定義被解釋變量

為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文使用多種方式來(lái)刻畫男孩偏好：一是基于“您認(rèn)為一個(gè)家庭通常幾個(gè)孩子最理想？幾個(gè)男孩幾個(gè)女孩？”問項(xiàng)，將理想男孩數(shù)大于1的樣本賦值為1，否則為0，從理想男孩數(shù)量的角度來(lái)度量男孩生育偏好，構(gòu)建“男孩偏好2”變量；二是基于問卷中“您對(duì)‘家里生男孩比生女孩好’的說法是否贊成”的問項(xiàng)，將受訪者的回答歸類為贊同和不贊同并對(duì)應(yīng)賦值1和0，構(gòu)建“男孩偏好3”變量。結(jié)果如表3第（4）列和第（5）列所示，結(jié)果表明盡管使用不同的被解釋變量進(jìn)行回歸，地區(qū)性別比與個(gè)體男孩偏好仍顯著負(fù)相關(guān)。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)（Logit）

[ 男孩偏好 男孩偏好2 男孩偏好3 剔除部分樣本 替換自變量 替換因變量 （1） （2） （3） （4） （5） 15-49歲性別比 -0.226*** -0.172*** （0.072） （0.055） 20-49歲性別比 -0.351*** （0.083） 15-54歲性別比 -0.214*** （0.074） 15-49歲農(nóng)村性別比 -0.621** （0.291） 控制變量 是 是 是 是 是 省份固定效應(yīng) 是 是 是 是 是 [N] 6 990 7 074 7 074 7 074 3 256 偽[R2] 0.096 8 0.096 2 0.094 0.143 5 0.087 7 ]

注：表格中系數(shù)為解釋變量的平均邊際效應(yīng)；未列示的控制變量包括個(gè)體、家庭及地區(qū)層面所有控制變量；第（5）列中“男孩偏好3”變量的樣本僅為農(nóng)村地區(qū)，其對(duì)應(yīng)的性別比為地級(jí)市層面的農(nóng)村地區(qū)性別比。

（三）內(nèi)生性討論

本文的解釋變量為地級(jí)市層面的分年齡段性別比，個(gè)體的性別偏好很難對(duì)區(qū)域?qū)用娴男詣e比產(chǎn)生影響，且本文使用的是15歲及以上人群的性別比，不可能受到當(dāng)前個(gè)體性別偏好的影響。因而，本文從邏輯上避免了反向因果問題。但本文的估計(jì)結(jié)果仍可能受到遺漏變量偏差的影響。生育偏好的影響因素復(fù)雜多元，包括經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、文化、制度等許多方面，雖然本文已對(duì)個(gè)體、家庭和地區(qū)層面的特征進(jìn)行了盡可能地控制，并且加入了省份固定效應(yīng)，但仍可能存在同時(shí)影響地區(qū)性別比與個(gè)體男孩偏好且未被觀測(cè)到的因素。［48］本文嘗試引入地區(qū)初始男孩偏好的代理變量并使用PSM模型以緩解上述遺漏變量偏差問題。

1. 控制初始男孩偏好

若一個(gè)地區(qū)歷來(lái)就存在根深蒂固的重男輕女觀念，則該地區(qū)性別比與個(gè)體男孩偏好均會(huì)受到影響，即各地區(qū)初始男孩偏好差異可能會(huì)影響估計(jì)結(jié)果。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的做法，本文使用14歲以下群體的性別比作為對(duì)某地區(qū)初始男孩偏好的度量，將各城市0-14歲、5-14歲和10-14歲性別比納入基準(zhǔn)模型。［26］此外，鑒于我國(guó)長(zhǎng)期存在的重男輕女、延續(xù)香火等傳統(tǒng)生育觀念來(lái)源于儒家思想，且后續(xù)工業(yè)化發(fā)展歷程也會(huì)對(duì)該地區(qū)原始生育觀念產(chǎn)生影響，因此本文將儒家文化氛圍及工業(yè)化發(fā)展歷程納入模型，具體選取地級(jí)市層面的孔廟數(shù)量作為儒家文化的度量，將2000-2015年地級(jí)市第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重的增長(zhǎng)率作為工業(yè)化發(fā)展歷程的度量。［23］相關(guān)回歸結(jié)果如表4所示，地區(qū)性別比上升仍顯著抑制個(gè)體的男孩偏好。

2. 使用PSM模型

回歸分析中雖然盡可能地控制了個(gè)體、家庭與地區(qū)層面的因素，但仍可能存在一些不可觀測(cè)因素的影響，為此，本文使用傾向得分匹配法（PSM）重新估計(jì)地區(qū)性別比對(duì)個(gè)體男孩偏好的影響。將地區(qū)性別比按照中位數(shù)分成高低兩組作為分組變量，選取全部控制變量作為協(xié)變量，采用一對(duì)一匹配、卡尺內(nèi)4階近鄰匹配和核匹配三種匹配策略估計(jì)性別比的平均處理效應(yīng)（ATT）。三種匹配方法均僅有個(gè)別樣本不在共同取值范圍之中，且匹配后所有變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均低于10%，所有變量的[t]檢驗(yàn)均不拒絕原假設(shè)，通過平衡性檢驗(yàn)。同時(shí)，圖5和圖6為以核匹配為例的匹配前后核密度曲線，可以看出匹配效果較好。表5匯報(bào)了上述三種匹配方法的估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)地區(qū)性別比對(duì)個(gè)體男孩偏好仍存在顯著的抑制作用。

（四）機(jī)制分析

上述分析結(jié)果表明地區(qū)性別比上升顯著抑制了個(gè)體的男孩偏好，那么其背后的機(jī)制是什么？如前文的理論分析部分所述，地區(qū)性別比上升使得該地區(qū)婚姻市場(chǎng)男性競(jìng)爭(zhēng)壓力增大，男性及其家庭需要承擔(dān)更高的婚姻支付來(lái)提高自身婚配競(jìng)爭(zhēng)力，從而導(dǎo)致生養(yǎng)男孩的潛在成本上升，進(jìn)而改變?nèi)藗儌鹘y(tǒng)的男孩偏好。為驗(yàn)證相關(guān)假說，本文首先考察了地區(qū)性別比對(duì)個(gè)體婚齡的影響，并進(jìn)一步計(jì)算房?jī)r(jià)收入比、結(jié)婚花費(fèi)收入比等變量，從宏觀層面的婚姻支付壓力與微觀個(gè)體承受婚姻支付壓力的能力兩個(gè)角度進(jìn)行分析。

1. 個(gè)體婚齡

婚齡即初次結(jié)婚的年齡。搜尋理論（Search Theory）認(rèn)為結(jié)婚年齡是進(jìn)入婚姻市場(chǎng)的年齡與在婚姻市場(chǎng)搜尋的時(shí)間之和，而不同個(gè)體進(jìn)入婚姻市場(chǎng)的年齡較為穩(wěn)定和一致，故婚齡的差異主要來(lái)源于搜尋時(shí)間的不同，且經(jīng)濟(jì)狀況是影響男性婚姻搜尋時(shí)間的重要原因。［49］基于該分析，婚齡大小能在一定程度上表示婚姻搜尋的難易程度。因此本文將初婚年齡的推遲情況作為對(duì)婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度和現(xiàn)狀的直觀反映，并將其與地區(qū)15-49歲性別比進(jìn)行回歸（見表6），其中第（1）、第（2）列和第（3）、第（4）列分別代表農(nóng)村地區(qū)和城市地區(qū)的男性及女性。回歸結(jié)果顯示不論是在農(nóng)村還是城市，地區(qū)性別比與男性個(gè)體婚齡均表現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系；同時(shí)，對(duì)比分性別的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)性別比上升對(duì)農(nóng)村與城市女性的婚齡并無(wú)顯著作用，甚至符號(hào)相反，表明性別比失衡帶來(lái)的影響具有明顯的性別偏向；上述分析初步驗(yàn)證了地區(qū)性別比上升會(huì)加劇男性婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力的假設(shè)。最后，對(duì)比分城鄉(xiāng)的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)性別比對(duì)男性婚齡的正向影響在城市地區(qū)更強(qiáng)更顯著，可能是因?yàn)槌鞘械貐^(qū)相比農(nóng)村地區(qū)的婚姻成本更高，如更高的房?jī)r(jià)所帶來(lái)的更高的婚房購(gòu)置成本等。

2. 婚姻支付壓力

根據(jù)已有關(guān)于男女婚配的研究，婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)加劇會(huì)推動(dòng)房?jī)r(jià)、［7］［20］彩禮［9］［21］等婚姻支付的價(jià)格持續(xù)上漲，因此本文構(gòu)建房?jī)r(jià)收入比與結(jié)婚花費(fèi)收入比衡量地區(qū)婚姻支付壓力，并按其將樣本劃分為婚姻支付壓力大、小不同組別后進(jìn)行分組回歸，以檢驗(yàn)婚姻支付壓力大的地區(qū)，個(gè)體的男孩偏好是否受到地區(qū)性別比的顯著抑制作用（假說2），結(jié)果如表7所示?；貧w結(jié)果顯示婚姻支付壓力大的組別的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，而婚姻支付壓力小的組別則不顯著，假說2得到驗(yàn)證，即地區(qū)性別比通過婚姻市場(chǎng)作用于個(gè)體男孩偏好。

3. 承受婚姻支付壓力的能力

根據(jù)上述分析，地區(qū)性別比通過加劇男性面臨的婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力，推高婚姻支付，影響個(gè)體男孩偏好。故進(jìn)一步猜測(cè)婚姻支付能力強(qiáng)的個(gè)體，地區(qū)性別比對(duì)男孩偏好的抑制作用不明顯（假說3）。為驗(yàn)證該假說，本文一方面按照個(gè)人收入、家庭收入分為高低兩組進(jìn)行分組回歸；另一方面，選取二套房和小汽車作為個(gè)人及家庭承受婚姻支付能力的額外度量。所有估計(jì)結(jié)果匯報(bào)至表8。第（1）列至第（4）列結(jié)果顯示地區(qū)性別比的估計(jì)系數(shù)僅在個(gè)人收入及家庭收入低的組別中顯著為負(fù)，表明個(gè)人及家庭經(jīng)濟(jì)水平均能削弱性別比對(duì)男孩偏好的抑制作用；第（5）列至第（8）列結(jié)果顯示：相比于有二套房和有小汽車，性別比僅在無(wú)二套房和無(wú)小汽車組別中顯著抑制個(gè)體男孩偏好。由此，假說3得到驗(yàn)證。

（五）異質(zhì)性分析

考慮地區(qū)性別比對(duì)男孩偏好的影響在不同人群和地區(qū)間可能存在差異，同時(shí)為了進(jìn)一步檢驗(yàn)假說，本文在基準(zhǔn)回歸（表2）基礎(chǔ)上結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)，根據(jù)個(gè)體及區(qū)域特征劃分為不同的子樣本進(jìn)行分組回歸，檢驗(yàn)并分析可能存在的異質(zhì)性作用。

1. 個(gè)體差異

根據(jù)受訪者年齡和學(xué)歷，本文將樣本劃分為15-45歲和46-52歲1、低學(xué)歷和高學(xué)歷兩對(duì)四組子樣本，結(jié)果如表9第（1）列至第（4）列所示。結(jié)果顯示地區(qū)性別比對(duì)個(gè)體男孩偏好的抑制作用在15-45歲人群中更強(qiáng)更顯著，可能是因?yàn)楦吣挲g段人群生育機(jī)會(huì)較少且通常有著更為根深蒂固的傳統(tǒng)性別觀念；也可能是因?yàn)榈湍挲g段群體正經(jīng)歷婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，有著更加切身的體會(huì)。低學(xué)歷群體中地區(qū)性別比與個(gè)體男孩偏好顯著負(fù)相關(guān)，高學(xué)歷群體中二者無(wú)統(tǒng)計(jì)意義上的顯著關(guān)系，可能是因?yàn)閷W(xué)歷高的人群工資回報(bào)率更高，個(gè)人經(jīng)濟(jì)狀況更好，［50］故承受婚姻支付壓力的能力也更強(qiáng)。

根據(jù)受訪者已有孩子情況，本文進(jìn)一步地將樣本劃分為沒有兒子和有至少一個(gè)兒子兩組子樣本進(jìn)行分組回歸，結(jié)果如表9第（5）列和第（6）列所示。結(jié)果顯示地區(qū)性別比對(duì)沒有兒子的人群的男孩偏好并無(wú)影響，可能是已有兒子的人群對(duì)婚姻市場(chǎng)情況更為關(guān)注、感受更為深刻，同時(shí)也受到家庭經(jīng)濟(jì)資源有限等現(xiàn)實(shí)因素的約束。

最后，根據(jù)受訪者戶口類型，本文將樣本劃分為農(nóng)業(yè)戶口、農(nóng)轉(zhuǎn)非農(nóng)與始終非農(nóng)三組子樣本進(jìn)行分組回歸，結(jié)果如表9第（Mk+REQyhfqiP9roFrCn40ob2/kkCdOPRWXCkuAmG74M=7）列至第（9）列所示。結(jié)果顯示地區(qū)性別比對(duì)男孩偏好的抑制作用僅在始終非農(nóng)戶口人群中顯著，對(duì)之前或現(xiàn)在為農(nóng)業(yè)戶口的人群并無(wú)影響?？赡艿慕忉屖牵阂环矫?，農(nóng)業(yè)戶口人群因傳統(tǒng)文化、生產(chǎn)勞動(dòng)、農(nóng)地產(chǎn)權(quán)等因素，有更加強(qiáng)烈的男孩偏好；［51-52］另一方面，非農(nóng)戶口人群可能感知到了更明顯的婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力，這與前文機(jī)制分析中城市男性婚齡推遲情況更顯著也是相符的。第（8）列回歸結(jié)果表明即使是對(duì)于農(nóng)業(yè)戶口轉(zhuǎn)為非農(nóng)戶口的人群，性別比帶來(lái)的影響仍不顯著，可能是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)生活過程中形成的男孩偏好較為根深蒂固。

2. 區(qū)域差異

地區(qū)性別比對(duì)男孩偏好的影響在不同地區(qū)間可能存在差異。為此，本文將樣本按照東、中、西部1劃分成三個(gè)子樣本進(jìn)行分析，分組回歸結(jié)果如表10所示。結(jié)果顯示性別比對(duì)男孩偏好的抑制作用在西部地區(qū)最強(qiáng)最顯著，在東部地區(qū)較為顯著，而在中部地區(qū)不顯著?，F(xiàn)有關(guān)于婚配競(jìng)爭(zhēng)壓力的研究表明我國(guó)西部地區(qū)適婚男青年面臨的婚配競(jìng)爭(zhēng)壓力最大，［53］并且西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)落后，承受高額婚姻支付的能力較差，因而性別比對(duì)男孩偏好的抑制作用在西部地區(qū)最強(qiáng)。

五、結(jié)論與建議

我國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)存在著較為強(qiáng)烈的重男輕女觀念，而當(dāng)性別比失衡帶來(lái)男性婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力增大，生育兒子的成本隨之升高，這種傳統(tǒng)生育觀念是否會(huì)因此而發(fā)生改變？本文采用2015全國(guó)1%人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)與2016年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）數(shù)據(jù)，基于婚姻市場(chǎng)供需視角、婚姻擠壓理論和生育成本收益理論，討論了地區(qū)性別比對(duì)個(gè)體男孩生育偏好的影響。結(jié)果顯示：城市層面100名女性人口相對(duì)應(yīng)的男性人口每增加10人，個(gè)體具有男孩偏好的概率平均下降2.24%，即地區(qū)性別比上升對(duì)個(gè)體男孩偏好存在顯著的抑制作用，從而證實(shí)了地區(qū)性別比失衡是我國(guó)育齡人群男孩偏好改變的重要因素之一。在機(jī)制分析部分，本文發(fā)現(xiàn)性別比上升顯著推遲了男性初婚年齡，并且性別比上升僅在高房?jī)r(jià)收入比和高結(jié)婚花費(fèi)收入比地區(qū)顯著抑制男孩偏好，同時(shí)性別比對(duì)個(gè)人收入或家庭收入較高的個(gè)體、有二套房或有小汽車的個(gè)體的男孩偏好無(wú)顯著影響。這些結(jié)果均支持性別比失衡通過加劇男性婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力從而影響生育偏好的假說。最后，本文將樣本按照個(gè)體和地區(qū)層面的不同特征劃分為不同的子樣本進(jìn)行分組回歸和異質(zhì)性分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)性別比上升對(duì)男孩偏好的負(fù)向影響在低年齡段、低學(xué)歷、已有多個(gè)兒子、始終非農(nóng)戶口的人群中和西部地區(qū)的作用更強(qiáng)更顯著。

綜合本文研究結(jié)論，人口性別比存在一種類似生物學(xué)的“負(fù)反饋調(diào)節(jié)機(jī)制”——男孩生育偏好導(dǎo)致的地區(qū)性別比失衡加劇了婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，而這又會(huì)削弱人們的男孩生育偏好。因而，從長(zhǎng)期來(lái)看，我國(guó)性別比或許能夠自動(dòng)回歸到一個(gè)較為合理的區(qū)間。但這并不意味著地區(qū)性別比失衡不需要關(guān)注、重視與治理。相反，這種所謂“自然合理”的回歸是通過扭曲婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、提高婚配支付來(lái)完成的，背后隱藏著的是當(dāng)代年輕人及其家庭對(duì)于高額結(jié)婚成本的負(fù)擔(dān)，不但不利于居民生活幸福感的提升，還會(huì)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行產(chǎn)生負(fù)面影響，如推高房?jī)r(jià)、扭曲儲(chǔ)蓄行為、抑制消費(fèi)、降低生育率等。此外，通過婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力的變化實(shí)現(xiàn)被動(dòng)自發(fā)調(diào)節(jié)往往周期長(zhǎng)、見效慢。綜上所述，政府和社會(huì)有必要采取更積極的措施緩解人口的性別結(jié)構(gòu)失衡問題。

因此，本文基于研究發(fā)現(xiàn)和上述討論給出以下建議：一是應(yīng)重視預(yù)防性治理和根源性治理。面對(duì)我國(guó)人口結(jié)構(gòu)仍嚴(yán)重失衡的既定事實(shí)，不能完全依賴婚姻市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)所產(chǎn)生的被動(dòng)自發(fā)調(diào)節(jié)，而應(yīng)采取前瞻性措施進(jìn)行積極主動(dòng)治理，持續(xù)有效遏制出生人口性別比的不斷攀升趨勢(shì)，促進(jìn)未來(lái)出生人口及總?cè)丝谛詣e均衡。具體而言，政府可以通過定期且廣泛的宣傳教育活動(dòng)，向公眾傳達(dá)性別平等觀念及其重要性，營(yíng)造性別平等的社會(huì)氛圍；同時(shí)將性別平等觀念融入社會(huì)政策各個(gè)方面，如通過教育獎(jiǎng)助金、同工同酬等經(jīng)濟(jì)激勵(lì)措施，支持女性接受教育并保障女性平等就業(yè)，提高女性的經(jīng)濟(jì)地位和自主權(quán)；此外，還可建立性別失衡問題的監(jiān)測(cè)和評(píng)估機(jī)制，禁止和懲治性別歧視帶來(lái)的違法犯罪行為，如丟棄女嬰、拐賣兒童等。引導(dǎo)整體社會(huì)價(jià)值觀朝著男女平等的方向轉(zhuǎn)變，從源頭上弱化重男輕女的傳統(tǒng)觀念，從而實(shí)現(xiàn)人口性別比回歸常值。

二是應(yīng)實(shí)施差異化治理。關(guān)注到性別失衡問題存在個(gè)體及區(qū)域差異的現(xiàn)實(shí)，結(jié)合不同人群、不同地區(qū)特點(diǎn)進(jìn)行專項(xiàng)治理，如鼓勵(lì)村委會(huì)和居委會(huì)開展針對(duì)性的性別平等宣傳教育活動(dòng)，提供欠發(fā)達(dá)地區(qū)女嬰醫(yī)療衛(wèi)生保障服務(wù)，在欠發(fā)達(dá)地區(qū)建立相關(guān)幫扶機(jī)制增強(qiáng)養(yǎng)育女孩的信心等，從而提高性別失衡問題的整體治理效率。

【參考文獻(xiàn)】

［1］ Sen A. Missing Women［J］. British Medical Journal，1992，304（6827）：587.

［2］ Coale A J，Banister J. Five Decades of Missing Females in China［J］. Demography，1994，31（3）：459-479.

［3］ Ebenstein A. The “Missing Girls” of China and the Unintended Consequences of the One Child Policy［J］. Journal of Human Resources，2010，45（1）：87-115.

［4］ Wei S J，Zhang X. Sex Ratios，Entrepreneurship，and Economic Growth in the People’s Republic of China［R］. National Bureau of Economic Research，2011.

［5］ Bulte E，Heerink N，Zhang X. China’s One-child Policy and “the Mystery of Missing Women”：Ethnic Minorities and Male‐biased Sex Ratios［J］. Oxford Bulletin of Economics and Statistics，2011，73（1）：21-39.

［6］ Edlund L，Lee C. Son Preference，Sex Selection and Economic Development：The Case of South Korea［R］. National Bureau of Economic Research，2013.

［7］ 逯進(jìn)，劉璐. 性別失衡對(duì)房?jī)r(jià)的影響：來(lái)自中國(guó)城市的證據(jù)［J］. 人口學(xué)刊，2020（2）：5-16.

［8］ Coale A J. Excess Female Mortality and the Balance of the Sexes in the Population：An Estimate of the Number of “Missing Females”［J］. The Population and Development Review，1991，17（3）：517-523.

［9］ 張川川，陶美娟. 性別比失衡、婚姻支付與代際支持［J］. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2020（2）：87-100.

［10］ Angrist J. How Do Sex Ratios Affect Marriage and Labor Markets？Evidence from America’s Second Generation［J］. The Quarterly Journal of Economics，2002，117（3）：997-1038.

［11］ Francis A M. Sex Ratios and the Red Dragon：Using the Chinese Communist Revolution to Explore the Effect of the Sex Ratio on Women and Children in Taiwan［J］. Journal of Population Economics，2011，24：813-837.

［12］ Chang S，Zhang X. Mating Competition and Entrepreneurship［J］. Journal of Economic Behavior & Organization，2015，116：292-309.

［13］ 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（3）：75-96.

［14］ Wei S J，Zhang X. The Competitive Saving Motive：Evidence from Rising Sex Ratios and Savings Rates in China［J］. Journal of Political Economy，2011，119（3）：511-564.

［15］ 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（4）：67-84.

［16］ Thomas D. Intra-household Resource Allocation：An Inferential Approach［J］. Journal of Human Resources，1990，25（4）：635-664.

［17］ Thomas D. The Distribution of Income and Expenditure within the Household［J］. Annales d’Economie et de Statistique，1993，29：109-135.

［18］ Lee J，Pocock M L. Intrahousehold Allocation of Financial Resources：Evidence from South Korean Individual Bank Accounts［J］. Review of Economics of the Household，2007，5（1）：41-58.

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

［20］ 吳昌南，王進(jìn). 中國(guó)人口性別結(jié)構(gòu)失衡、婚姻擠壓與房?jī)r(jià)［J］. 當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2021（5）：17-27.

［21］ 李永萍. 北方農(nóng)村高額彩禮的動(dòng)力機(jī)制：基于“婚姻市場(chǎng)”的實(shí)踐分析［J］. 青年研究，2018（2）：24-34，94-95.

［22］ Alfano M. Daughters，Dowries，Deliveries：The Effect of Marital Payments on Fertility Choices in India［J］. Journal of Development Economics，2017，125：89-104.

［23］ 蘇冬蔚，廖佳. 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、房?jī)r(jià)上漲與出生人口性別比：基于中國(guó)地級(jí)及以上城市的經(jīng)驗(yàn)研究［J］. 暨南學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2021（9）：35-53.

［24］ 靳小怡，謝婭婷，韓雪. 婚姻擠壓下農(nóng)村流動(dòng)人口的生育性別偏好：基于相對(duì)剝奪感視角的分析［J］. 人口學(xué)刊，2013（3）：15-24.

［25］ Bélanger D，Linh T G. The Impact of Transnational Migration on Gender and Marriage in Sending Communities of Vietnam［J］. Current Sociology，2011，59（1）：59-77.

［26］ 董志強(qiáng)，鐘粵俊. 性別失衡如何影響生育偏好［J］. 勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究，2016（5）：74-95.

［27］ 宋月萍，譚琳. 男孩偏好與兒童健康的性別差異：基于農(nóng)村計(jì)劃生育政策環(huán)境的考察［J］. 人口研究，2008（3）：67-74.

［28］ 梁同貴. 鄉(xiāng)城流動(dòng)人口生育男孩偏好及其影響因素分析：基于與農(nóng)村本地人口的比較［J］. 湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2017（6）：40-50.

［29］ Chung W，Gupta M D. The Decline of Son Preference in South Korea：The Roles of Development and Public Policy［J］. Population and Development Review，2007，33（4）：757-783.

［30］ 石貝貝，唐代盛，候藺. 中國(guó)人口生育意愿與男孩偏好研究［J］. 人口學(xué)刊，2017（2）：28-36.

［31］ 劉卓，王學(xué)義. 生育變遷：1949-2019年中國(guó)生育影響因素研究［J］. 西北人口，2021（1）：107-116.

［32］ Becker G S. A Treatise on the Family［M］. Cambridge：Harvard University Press，1993.

［33］ Rao V. The Rising Price of Husbands：A Hedonic Analysis of Dowry Increases in Rural India［J］. Journal of Political Economy，1993，101（4）：666-677.

［34］ Leibenstein H. A Theory of Economic-demographic Development［M］. New York：Greenwood Press，1969.

［35］ Foster A D，Rosenzweig M R. Technical Change and Human-capital Returns and Investments：Evidence from the Green Revolution［J］. The American Economic Review，1996，86（4）：931-953.

［36］ Alesina A，Giuliano P，Nunn N. On the Origins of Gender Roles：Women and the Plough［J］. The Quarterly Journal of Economics，2013，128（2）：469-530.

［37］ Qian N. Missing Women and the Price of Tea in China：The Effect of Sex-specific Earnings on Sex Imbalance［J］. The Quarterly Journal of Economics，2008，123（3）：1251-1285.

［38］ Kishor S. Gender Differentials in Child Mortality：A Review of the Evidence[C]//Gupta M D，Chen L C，Krishnan T N （Eds.）. Women’s Health in India：Risk and Vulnerability. Bombay：Oxford University Press，1995：19-54.

［39］ Arnold F，Choe M K，Roy T K. Son Preference，the Family-building Process and Child Mortality in India［J］. Population Studies，1998，52（3）：301-315.

［40］ Gupta M D，Jiang Z，Li B，et al. Why is Son Preference So Persistent in East and South Asia？ A Cross-country Study of China，India and the Republic of Korea［J］. The Journal of Development Studies，2003，40（2）：153-187.

［41］ Jayachandran S. The Roots of Gender Inequality in Developing Countries［J］. Annual Review of Economics，2015，7（1）：63-88.

［42］ Chen X. Gender Imbalance and Parental Substance Use in Rural China［Z］. Working Paper，2014.

［43］ 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（5）：150-163.

［44］ 國(guó)家信息中心宏觀經(jīng)濟(jì)與房地產(chǎn)數(shù)據(jù)庫(kù). 商品房房屋成交與庫(kù)存數(shù)據(jù)[EB/OL]. [2023-10-01]. http：//www.crei.cn/traden/index.aspx.

［45］ Dong Z，Alhaj-Yaseen Y，Jiao Y，et al. Surplus Men and Scarce Women：The Impact of Mating Competition on the Desire for Sons in China［J］. Pacific Economic Review，2021，26（3）：339-371.

［46］ 卿石松. 夫妻生育偏好變化及其相互影響［J］. 中國(guó)人口科學(xué)，2020（5）：106-115，128.

［47］ 李榮彬. 子女性別結(jié)構(gòu)、家庭經(jīng)濟(jì)約束與流動(dòng)人口生育意愿研究：兼論代際和社會(huì)階層的影響［J］. 青年研究，2017（4）：23-33，94-95.

［48］ 原新. 對(duì)我國(guó)出生性別比失衡人口規(guī)模的判斷［J］. 人口研究，2007（6）：3-7.

［49］ Oppenheimer V K. A Theory of Marriage Timing［J］. American Journal of Sociology，1988，94（3）：563-591.

［50］ Angrist J D，Keueger A B. Does Compulsory School Attendance Affect Schooling and Earnings？［J］. The Quarterly Journal of Economics，1991，106（4）：979-1014.

［51］ Alesina A，Giuliano P，Nunn N. Traditional Agricultural Practices and the Sex Ratio Today［J］. PLos One，2018，13（1）：e0190510.

［52］ 耿鵬鵬，羅必良. “競(jìng)爭(zhēng)”抑或“繼承”：農(nóng)地產(chǎn)權(quán)如何影響農(nóng)民生育性別偏好［J］. 經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2021（6）：34-48.

［53］ 李斌，任津汝，張所地. 婚配競(jìng)爭(zhēng)壓力對(duì)家庭住房消費(fèi)行為的驅(qū)動(dòng)研究：對(duì)“婚房競(jìng)爭(zhēng)”現(xiàn)象的透視［J］. 消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2022（1）：83-96.

［責(zé)任編輯 王曉璐］

Does Sex Ratio Imbalance Mitigate Son Preference？

HU Dezhuang1，ZHENG Silan2，HOU Aoxuan3

（1. School of Economics，Zhongnan University of Economics and Law，Wuhan Hubei，430073，China；

2. School of Software & Microelectronics，Peking University，Beijing，102600，China；

3. Business School，University of International Business and Economics，Beijing，100029，China）

Abstract：The long-term balanced development of the population is a major national strategic requirement in China，and the balanced gender structure of the population is one of its key implications. However，there has long been a strong preference for boys in China. Will this traditional concept change due to the competitive pressure in the marriage market？ This paper aims to study the reshaping effect of marital squeeze caused by the current sex ratio imbalance on the gender preference of the reproductive population in China. Specifically，based on the perspectives of marriage market supply and demand，marital squeeze theory，and the cost-benefit trade-off theory of fertility，the paper utilizes data from the National 1% Population Sample Survey and the China Labor Dynamics Survey（CLDS） to quantitatively study the impact of regional gender ratios on individual preferences for male offspring. Empirical results show that for every increase of 10 males corresponding to 100 females at the urban level，the probability of individuals having a preference for boys decreases by an average of 2.24%. This result remains robust after excluding samples with no fertility intentions，replacing explanatory and response variables，controlling for initial male preferences in the region，and using the Propensity Score Matching（PSM） model. In the mechanism analysis section，the paper first explores the impact of the sex ratio on individuals’ age at first marriage，discovering that regardless of whether in rural or urban areas，an increase in the sex ratio significantly delays men’s age at first marriage，while having no impact on women’s. Furthermore，the paper uncovers that for individuals facing greater pressure and lower affordability in terms of marriage payments，the negative influence of a rising sex ratio on their preference for boys is more pronounced and significant. These findings suggest that the increased sex ratio heightens men’s competitive pressure in the marriage market，necessitating higher marriage payments for men and their families to enhance their competitiveness，thereby leading to a potential increase in the cost of rearing boys and ultimately suppressing the preference for boys. Heterogeneity analysis，conducted based on individual and regional characteristics，reveals that the inhibitory effect of a rising sex ratio on the preference for male offspring is stronger among individuals in lower age groups，with lower educational attainment，those who have multiple sons，and those who have always been non-agricultural household registrants，as well as individuals in western regions. The results of the paper indicate that there is a biological-like “negative feedback mechanism” in population sex ratios，but this so-called “natural rational” regression cycle is usually long and achieved by increasing marriage payments. Behind this is the burden of high marriage costs on young people and their families，which not only hinders the improvement of residents’ happiness but also has negative effects on the macroeconomy，such as pushing up housing prices，distorting savings behavior，inhibiting consumption，and reducing fertility rates. Therefore，the government should actively take measures to weaken the traditional concept of favoring boys over girls at the source and promote the return of population sex ratios to a normal range.

Key Words：Sex Ratios Imbalance，Son Preference，Marriage Market Competition，Marriage Payment