發(fā)布時(shí)間：2016-12-05 09:41

  本文關(guān)鍵詞：基于空間數(shù)據(jù)的出生性別比偏高影響因素研究，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

基于空間數(shù)據(jù)的出生性別比偏高影響因素研究 投稿：朱霹霺

【中圖分類(lèi)號(hào)】C924.24【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A【文章編號(hào)】1004-129X(2012)05-0012-10doi：10.3969/j.issn.1004-129X.2012.05.002一、引言歷次人口普查數(shù)據(jù)和人口統(tǒng)計(jì)資料顯示，我國(guó)出生性別比自20…

多年來(lái)，昆鋼公司高度重視班組建設(shè)工作，把班組建設(shè)作為企業(yè)重要管理舉措抓緊抓實(shí)。目前昆鋼公司有班組1196個(gè)，其中紅旗班組17個(gè)，特級(jí)班組48個(gè)，一級(jí)班組517個(gè)，一級(jí)以下班組614個(gè)。1992年，昆鋼在多年實(shí)踐基礎(chǔ)上，逐漸摸索出一套以班組達(dá)標(biāo)升級(jí)為主…

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作者：胡耀嶺原新

人口學(xué)刊 2013年02期

　　【中圖分類(lèi)號(hào)】C924.24

　　 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A

　　 【文章編號(hào)】1004-129X(2012)05-0012-10

　　 doi：10.3969/j.issn.1004-129X.2012.05.002

　　一、引言

　　歷次人口普查數(shù)據(jù)和人口統(tǒng)計(jì)資料顯示，我國(guó)出生性別比自20世紀(jì)80年代初期開(kāi)始偏高，且持續(xù)升高，第三、四、五、六次人口普查時(shí)的出生性別比分別為108.5、111.3、116.9和118.1。中國(guó)已經(jīng)成為世界上出生性別比偏高程度最高的人口大國(guó)，也是發(fā)展中人口大國(guó)在人口轉(zhuǎn)變過(guò)程中出生性別結(jié)構(gòu)失衡最嚴(yán)重的國(guó)家。為有效遏制出生性別比升高勢(shì)頭并盡早使其恢復(fù)到正常水平，有必要對(duì)導(dǎo)致出生性別比升高的社會(huì)經(jīng)濟(jì)文化因素及其影響程度做深入分析。

　　關(guān)于出生性別比偏高影響因素的研究，現(xiàn)有文獻(xiàn)頗豐。一致認(rèn)為，男孩偏好是出生性別比偏高的根本原因，性別選擇性流引產(chǎn)是導(dǎo)致出生性別比偏高的直接原因，社會(huì)經(jīng)濟(jì)文化中的其他因素在一定程度上促使了出生性別比升高。但在各因素對(duì)出生性別比影響及其影響程度上，看法不盡一致。第一個(gè)影響因素是婦女地位。顧寶昌等(1996)認(rèn)為出生性別比失調(diào)反映了女性在家庭和社會(huì)中的地位和權(quán)益的不平等狀況，婦女地位低下會(huì)進(jìn)一步加劇出生性別比失調(diào)；[1]蔡菲等(2008)研究發(fā)現(xiàn)婦女社會(huì)地位與出生性別比之間存在較強(qiáng)的負(fù)相關(guān)關(guān)系，婦女社會(huì)地位對(duì)出生性別比的影響排在首位。[2]第二個(gè)影響因素是生育政策。原新、石海龍(2005)認(rèn)為生育政策與出生性別比偏高之間沒(méi)有直接的因果關(guān)系，生育政策通過(guò)影響家庭人口生育數(shù)量而間接作用于出生性別比；[3]張二力(2005)以“五普”數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，認(rèn)為實(shí)行較為寬松生育政策地區(qū)的出生性別比比較接近正常。[4]第三個(gè)影響因素是城市化。陳友華(2006)研究發(fā)現(xiàn)城市化與第一孩出生性別比失調(diào)同步發(fā)展，認(rèn)為在現(xiàn)行的生育政策下和未來(lái)的一段時(shí)間內(nèi)，城市化的發(fā)展可能會(huì)導(dǎo)致一孩出生性別比的上升；[5]楊菊華(2008)認(rèn)為加快城市化步伐可以在短時(shí)間內(nèi)緩解聚族而居的習(xí)俗，有效地弱化和抑制宗族觀念和家族勢(shì)力的影響。[6]第四個(gè)影響因素是人口遷移流動(dòng)。郭志剛(2003)研究了外來(lái)婦女對(duì)北京市出生性別比的影響，認(rèn)為外來(lái)婦女的生育性別比很高，拉升了北京市整體出生性別比水平；[7]陳衛(wèi)、吳麗麗(2008)考察了中國(guó)城市地區(qū)出生性別比異常偏高的情況，認(rèn)為外來(lái)人口并不是造成中國(guó)城市地區(qū)出生性別比偏高的唯一或主要的原因。[8]

　　僅就研究方法而言，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要采用定性分析和多因素統(tǒng)計(jì)分析方法對(duì)歷次人口普查的出生性別比數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。但是，出生性別比偏高作為一種社會(huì)現(xiàn)象，將隨人口遷移流動(dòng)和文化交流傳播而在多區(qū)域相互作用中發(fā)生�？臻g相互作用的存在打破了大多數(shù)古典統(tǒng)計(jì)分析中相互獨(dú)立的假設(shè)。將古典統(tǒng)計(jì)方法應(yīng)用于與地理位置相關(guān)的數(shù)據(jù)時(shí)，通常不能獲取這些數(shù)據(jù)的空間依賴(lài)性，從而不能消除變量之間的多重共線(xiàn)性問(wèn)題，這勢(shì)必影響計(jì)量分析的科學(xué)性和研究結(jié)果的可靠性。因此，在處理地理區(qū)域的離散數(shù)據(jù)時(shí)，需要充分考慮這些區(qū)域離散化數(shù)據(jù)的空間相互依賴(lài)性，有必要引入空間分析方法，把握出生性別比的空間分布特征，探求出生性別比升高的空間臨近效應(yīng)及其影響機(jī)制，分析社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、文化因素對(duì)出生性別比偏高的影響。

　　二、出生性別比升高的內(nèi)在機(jī)理

　　出生性別比升高是多因素相互作用、共同影響的結(jié)果，出生性別比偏高是在一定條件下發(fā)生的，是人為干預(yù)自然生育過(guò)程的必然結(jié)果。事實(shí)表明，只有在具有強(qiáng)烈男孩偏好的國(guó)家和地區(qū)，在總和生育率下降和保持低生育率的階段，才會(huì)出現(xiàn)出生性別比偏高問(wèn)題；而在男孩偏好不強(qiáng)烈或者沒(méi)有男孩偏好的國(guó)家或地區(qū)，其出生性別比一般處于正常值范圍內(nèi)。由此可見(jiàn)，強(qiáng)烈的男孩偏好是出生性別比偏高的必要條件和基礎(chǔ)。然而，男孩偏好(甚或是強(qiáng)烈男孩偏好)并不必然導(dǎo)致出生性別比偏高，比如，我國(guó)在20世紀(jì)80年代之前的男孩偏好強(qiáng)度與當(dāng)前的男孩偏好強(qiáng)度相比有過(guò)之而無(wú)不及，而統(tǒng)計(jì)資料表明當(dāng)時(shí)的出生性別比與世界其他國(guó)家類(lèi)似，均處于正常值范圍內(nèi)，因此，強(qiáng)烈的男孩偏好僅僅是出生性別比偏高的必要條件。那么，到底是什么因素導(dǎo)致了出生性別比偏高呢?

　　出生性別比偏高只有兩種情況，一是多生男孩，二是少生女孩，當(dāng)懷孕婦女?dāng)?shù)量一定時(shí)，幾乎不存在第一種可能(盡管可以通過(guò)人工干預(yù)進(jìn)行性別選擇性受精，但其臨床條件要求嚴(yán)格，經(jīng)濟(jì)成本較高，付諸行動(dòng)者微乎其微，可以忽略不計(jì))，只有女?huà)氤錾鷶?shù)量的減少才是促使出生性別比嚴(yán)重偏高的原因。能可靠實(shí)現(xiàn)使應(yīng)出生女?huà)胛闯錾奈ㄒ皇侄问�，事先檢測(cè)和鑒定胎兒性別，在確知所孕是女胎時(shí)，接受人工終止妊娠手術(shù)，最終使所孕女胎的孕情人為消失。只有現(xiàn)實(shí)社會(huì)具備了性別鑒定和流引產(chǎn)技術(shù)，且公眾有能力獲得性別選擇性流引產(chǎn)技術(shù)及其相應(yīng)服務(wù)時(shí)，才會(huì)導(dǎo)致出生性別比事實(shí)上的升高。經(jīng)測(cè)算，如果有10％的孕婦或家庭具有強(qiáng)烈的男孩偏好、且能夠便捷地獲得性別選擇技術(shù)和順利實(shí)施性別選擇性流引產(chǎn)的話(huà)，那么，其出生性別比將從107上升到118.89；如果將這一比例提高到20％，出生性別比將從107上升到133.75。由此可見(jiàn)，性別選擇性流引產(chǎn)技術(shù)的普及和應(yīng)用是出生性別比偏高的充分必要條件，是出生性別比升高的“必由之路”。

　　在男孩偏好方面，傳統(tǒng)文化因素是男孩偏好產(chǎn)生的根源，生育政策、城鎮(zhèn)化水平、公共政策、家庭經(jīng)濟(jì)狀況等因素影響了男孩偏好的強(qiáng)弱程度，社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、文化、管理、自然環(huán)境等因素的綜合作用和共同影響導(dǎo)致了男孩偏好觀念的產(chǎn)生和傳遞。性別選擇技術(shù)的可及性受社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、醫(yī)療技術(shù)水平的提高以及執(zhí)法環(huán)境的影響，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、醫(yī)療衛(wèi)生發(fā)展水平、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、B超診斷儀的普及情況、人工流產(chǎn)的社會(huì)接受程度、社會(huì)法制環(huán)境等因素決定了性別選擇技術(shù)的可及性。當(dāng)具有強(qiáng)烈男孩偏好的家庭能夠便捷地獲得性別選擇技術(shù)時(shí)，他們將采取性別選擇生育行為，最終導(dǎo)致出生性別比升高。社會(huì)經(jīng)濟(jì)文化因素對(duì)出生性別比升高的作用機(jī)理如圖1所示。

　　分別為：

　　

　　整理并化簡(jiǎn)，得：

　　

　　

　　其中，α為常向量，X表示指標(biāo)變量矩陣，β為相應(yīng)的待估系數(shù)矩陣，W為空間權(quán)重矩陣，ρ為空間自回歸參數(shù)。

　　四、變量選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

　　1.變量選取

　　(1)經(jīng)濟(jì)因素：用“人均地區(qū)生產(chǎn)總值”(GDP)和“農(nóng)村家庭純收入”(INC)作為表征指標(biāo)。其中，“人均地區(qū)生產(chǎn)總值”反映各個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定了基礎(chǔ)設(shè)施的完備程度和社會(huì)文化的進(jìn)步狀況；“農(nóng)村家庭純收入”反映農(nóng)村家庭的購(gòu)買(mǎi)能力和生活水平，直接決定了其對(duì)性別選擇技術(shù)服務(wù)的經(jīng)濟(jì)支付能力，同時(shí)也間接影響著男孩偏好及其偏好程度。

　　(2)文化因素：用“人均計(jì)生宣教費(fèi)用”(PRO)和“婦女平均受教育年限”(EDU)作為表征指標(biāo)。其中，“人均計(jì)生宣教費(fèi)用”反映一個(gè)地區(qū)在開(kāi)展人口計(jì)生宣教方面的投入，決定著新型生育文化在群眾中的知曉率和普及狀況，以及扭轉(zhuǎn)人們重男輕女傳統(tǒng)觀念的效果；“婦女平均受教育年限”表示婦女的受教育程度，體現(xiàn)了婦女在家庭中的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、接受新型生育文化以及生殖健康知識(shí)的能力，間接影響了婦女偏好男孩的強(qiáng)烈程度以及進(jìn)行性別選擇的可能性。

　　(3)社會(huì)因素：用“政策性總和生育率”(PFR)和“城鎮(zhèn)化水平”(URB)作為表征指標(biāo)。其中，“政策性總和生育率”反映一個(gè)地區(qū)計(jì)劃生育政策的執(zhí)行情況和人口計(jì)生工作的管理力度，體現(xiàn)生育政策對(duì)人們生育意愿的擠壓和影響程度；“城鎮(zhèn)化水平”反映地區(qū)社會(huì)發(fā)展水平，體現(xiàn)農(nóng)村富余勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的情況，以及經(jīng)濟(jì)組織形式和生產(chǎn)生活方式由傳統(tǒng)鄉(xiāng)村型社會(huì)向現(xiàn)代城市社會(huì)轉(zhuǎn)化的狀況，也體現(xiàn)了新型生育文化的覆蓋面和對(duì)非法性別選擇性流引產(chǎn)行為的社會(huì)監(jiān)督程度。

　　(4)公共政策因素：用“非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的婦女就業(yè)率”(EMP)作為表征指標(biāo)。該指標(biāo)反映社會(huì)公共政策對(duì)女性權(quán)利和權(quán)益的保障，體現(xiàn)了婦女參與收入性勞動(dòng)的狀況以及婦女在社會(huì)和家庭中的經(jīng)濟(jì)地位，直接影響了家庭在生育決策中對(duì)孩子成本和效用的分析。

　　(5)醫(yī)療因素：用“每萬(wàn)人所擁有的衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)數(shù)”(HSP)作為表征指標(biāo)。鑒于B超診斷儀普及情況的數(shù)據(jù)不易獲得，只能用反映地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生技術(shù)發(fā)展水平的指標(biāo)進(jìn)行替代，20世紀(jì)80年代以來(lái)，B超機(jī)逐漸在醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)得到了應(yīng)用和普及，衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)的數(shù)量能夠在一定程度上反映 B超機(jī)的配備情況。這里的醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)包括了醫(yī)院(公立和民營(yíng))、婦幼保健院、計(jì)生服務(wù)站，以此來(lái)間接表示醫(yī)學(xué)診療技術(shù)和B超診斷儀的普及情況。

　　(6)空間權(quán)重矩陣：根據(jù)鄰接標(biāo)準(zhǔn)，純鄰接權(quán)重矩陣指考慮W[，ij]為二元鄰接矩陣的情形，當(dāng)區(qū)域i和區(qū)域j鄰接時(shí)，空間權(quán)重矩陣的元素｛W[，ij]｝為1，否則為0。與純鄰接權(quán)重不同，在出生性別比偏高的影響因素研究中，各地區(qū)在社會(huì)經(jīng)濟(jì)文化上的空間交互作用不僅與地域是否鄰接相關(guān)，而且與其相互之間的距離有密切關(guān)系，因此，，我們將基于點(diǎn)文件的距離束來(lái)創(chuàng)建空間權(quán)重文件，由此得出空間權(quán)重矩陣。

　　2.數(shù)據(jù)來(lái)源

　　由于計(jì)算出生性別比的樣本量必須足夠大，而對(duì)于地市級(jí)的人口數(shù)據(jù)來(lái)說(shuō)，全國(guó)人口抽樣調(diào)查資料一般并不滿(mǎn)足這個(gè)要求，比如，2005年1％全國(guó)人口抽樣調(diào)查資料中，各省份當(dāng)年平均出生人口數(shù)為5197人，在3000人以下的有10個(gè)省份，如果將之再分配到地市級(jí)，其樣本量會(huì)更低，有90％以上的地市數(shù)據(jù)在最低限(3000人)以下。因此，本研究的出生性別比數(shù)據(jù)將主要采用2000年全國(guó)人口普查資料中的長(zhǎng)表數(shù)據(jù)(10％抽樣)，但是，由于個(gè)別地區(qū)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)不完整，本研究只選取了全國(guó)331個(gè)地市進(jìn)行研究。

　　對(duì)于社會(huì)經(jīng)濟(jì)文化因素的表征指標(biāo)，其數(shù)據(jù)主要來(lái)源于各省(自治區(qū)、直轄市)及其所屬地市的2000年人口普查、統(tǒng)計(jì)年鑒、統(tǒng)計(jì)公報(bào)、衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒、農(nóng)業(yè)年鑒、人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒、社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒、計(jì)劃生育年報(bào)等資料，有的指標(biāo)數(shù)據(jù)直接來(lái)源于上述統(tǒng)計(jì)資料，有的則以統(tǒng)計(jì)資料為基礎(chǔ)，通過(guò)計(jì)算得來(lái)。就地理空間數(shù)據(jù)而言，其主要來(lái)源于國(guó)家基礎(chǔ)地理信息中心的1∶400萬(wàn)中國(guó)地市級(jí)行政區(qū)劃矢量地圖，研究中用到的空間權(quán)重矩陣和各地市地理空間坐標(biāo)等指標(biāo)均來(lái)源于此，并以此地圖作為空間分析的基礎(chǔ)。

　　五、實(shí)證結(jié)果

　　為了消除各變量截面數(shù)據(jù)中的異方差，同時(shí)也便于分析各因素對(duì)出生性別比的邊際影響，我們?nèi)∩鲜鲎兞恐笜?biāo)的對(duì)數(shù)形式，計(jì)量模型可以用雙對(duì)數(shù)線(xiàn)性形式表達(dá)①。在模型中，空間鄰近關(guān)系基于各地市地理質(zhì)心的距離標(biāo)準(zhǔn)，在分析中采用行標(biāo)準(zhǔn)化矩陣形式表示。

　　1.最小二乘法回歸

　　運(yùn)用最小二乘法(OLS)，將出生性別比偏高程度(△SRB)與人均地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)、農(nóng)村家庭純收入(INC)、人均計(jì)生宣教費(fèi)用(PRO)、婦女平均受教育年限(EDU)、政策性總和生育率(PFR)、城鎮(zhèn)化水平(URB)、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的婦女就業(yè)率(EMP)、每萬(wàn)人所擁有的衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)數(shù)(HSP)進(jìn)行回歸分析，所得結(jié)果如表1所示。

　　，OLS回歸模型解釋了大約53％的總變差�；诙嘧兞空龖B(tài)假設(shè)和標(biāo)準(zhǔn)回歸模型的對(duì)數(shù)似然性，結(jié)果中包含了對(duì)數(shù)似然、Akaike信息和Schwarz等三項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)值，其量值分別為-840.96、1701.92和1739.95，它們一致表明OLS模型的擬合程度較高。

　　在95％的顯著水平下，除政策性總和生育率PFR外，其余變量的估計(jì)系數(shù)都是強(qiáng)顯著的，其中， PRO、URB、EMP的系數(shù)為負(fù)值，GDP、INC、EDU、HSP的系數(shù)為正值。變量系數(shù)的正負(fù)反映了各因素變化對(duì)出生性別比偏高的影響方向，隨著人均計(jì)生宣教費(fèi)用、城鎮(zhèn)化水平和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的婦女就業(yè)率的增加(或升高)，出生性別比的偏高程度將會(huì)減弱；同時(shí)，隨著人均地區(qū)生產(chǎn)總值、農(nóng)村家庭純收入、婦女平均受教育年限、每萬(wàn)人所擁有的衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)數(shù)的增加(或升高)，出生性別比的偏高程度將有所增強(qiáng)。需要說(shuō)明的是，上述出生性別比偏高程度與各因素之間的定性關(guān)系，僅僅是對(duì)2000年的社會(huì)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的分析而得出的結(jié)論，并不排除某變量存在閾值的可能，比如，經(jīng)濟(jì)發(fā)展到某個(gè)水平或婦女受教育達(dá)到某種程度，會(huì)使社會(huì)經(jīng)濟(jì)文化環(huán)境產(chǎn)生質(zhì)的變化，其與出生性別比偏離度之間的定性關(guān)系也將發(fā)生轉(zhuǎn)變。

　　2.空間自相關(guān)檢驗(yàn)

　　關(guān)于回歸模型的空間自相關(guān)檢驗(yàn)，可以采用如下兩類(lèi)方法：一是實(shí)質(zhì)性相關(guān)檢驗(yàn)，二是誤差相關(guān)檢驗(yàn)。在診斷空間自相關(guān)時(shí)，采用空間誤差相關(guān)檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)結(jié)果共報(bào)告了包含Moran’s I和LM檢驗(yàn)在內(nèi)的6項(xiàng)統(tǒng)計(jì)量數(shù)據(jù)(見(jiàn)表2)。

　　在OLS回歸殘差的空間相關(guān)檢驗(yàn)中，Moran’s I是應(yīng)用最為普遍的指標(biāo)。對(duì)于上述OLS回歸來(lái)說(shuō)，用來(lái)檢驗(yàn)回歸殘差項(xiàng)中是否存在空間自相關(guān)的Moran’s I統(tǒng)計(jì)量為0.269547，在95％的顯著性水平下，Moran指數(shù)檢驗(yàn)表明經(jīng)典回歸的誤差項(xiàng)中具有顯著的空間相關(guān)性。普通最小二乘法估計(jì)的殘差分布呈現(xiàn)一定程度的集聚，主要分布在一、三象限，在空間上表現(xiàn)為一定的自相關(guān)性，對(duì)應(yīng)的空間自相關(guān)為高高-低低類(lèi)型。

　　

　　上述檢驗(yàn)結(jié)果中，給出了5個(gè)拉格朗日乘子(LM)統(tǒng)計(jì)量。從LM-lag和LM-error來(lái)看，兩者均高度顯著，拒絕零假設(shè)，表明OLS回歸殘差中包含了空間自相關(guān)項(xiàng)。Robust LM檢驗(yàn)卻不盡一致，RobustLM-lag在95％的水平下顯著，而Robust LM-error不顯著，這并不表明不存在空間自相關(guān)問(wèn)題，而恰恰顯示了模型中存在著空間滯后問(wèn)題，使得Robust LM-error檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量所依據(jù)的漸進(jìn)結(jié)果出現(xiàn)偏離。

　　Moran’s I和LM統(tǒng)計(jì)量都表明，出生性別比影響因素的OLS回歸殘差中存在著空間自相關(guān)，因此，OLS回歸結(jié)果所反映的各因素對(duì)出生性別比升高的影響并不具有解釋力。需要在回歸分析中加入空間影響因子，消除誤差項(xiàng)中的空間自相關(guān)，代之以空間回歸模型進(jìn)行計(jì)量分析。根據(jù)空間自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果，在95％的顯著性水平下，LM標(biāo)準(zhǔn)檢驗(yàn)中的滯后統(tǒng)計(jì)量(LM-lag)和誤差統(tǒng)計(jì)量(LM-error)均顯著。這時(shí)，需要進(jìn)一步分析Robust LM檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量，Robust LM-lag的p值為0.0324062(＜0.05)，高度顯著，拒絕零假設(shè)；而Robust LM-error的p值為0.2106215，不顯著。因此，本研究將選用空間滯后模型進(jìn)行回歸分析。

　　3.空間滯后模型回歸

　　除包含空間滯后變量外，空間滯后模型與經(jīng)典回歸模型有著相同的因變量和自變量，本文的空間滯后模型可以表示為數(shù)學(xué)表達(dá)式形式②，其回歸結(jié)果如表3所示。

　　

　　通過(guò)與OLS回歸結(jié)果進(jìn)行比較，可以發(fā)現(xiàn)：(1)空間滯后模型的回歸擬合優(yōu)度得到了有效改進(jìn)， R[2]從0.537643(OLS)上升到0.883466，log likelihood由-840.962增長(zhǎng)到-623.747，空間滯后模型的AIC和SC指標(biāo)在OLS模型基礎(chǔ)上有所降低，分別從1701.92和1739.95下降到1269.49和1311.32。(2)各自變量回歸系數(shù)的顯著性存在一些小的差異，除INC持平(p=0.0000000)以及PRO(從0.0193426變化到0.0000632)和URB(從0.0090230變化到0.0004205)有所增強(qiáng)外，其余變量系數(shù)的顯著性均有不同程度的減弱。(3)政策性總和生育率PFR對(duì)出生性別比升高的影響依然不顯著，其系數(shù)的p值從0.1480678上升到0.1593557。(4)所有估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值都出現(xiàn)下降，其影響出生性別比偏高的重要性變?nèi)�，說(shuō)明其解釋能力受到空間滯后變量的“稀釋”。(5)空間變量的回歸系數(shù)為0.9927103，z值達(dá)到31.28，對(duì)應(yīng)的p值遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于5％，高度顯著。

　　極大似然法是空間回歸估計(jì)檢驗(yàn)的方法之一，與Wald檢驗(yàn)和LM-lag檢驗(yàn)并稱(chēng)為三大檢驗(yàn)。極大似然估計(jì)LR等于546.43(見(jiàn)表3)，LM-lag檢驗(yàn)為520.20(見(jiàn)表2)，Wald檢驗(yàn)為32.43[2]=1051.70(見(jiàn)表2)，與期望順序W＞LR＞LM保持一致，這表明在標(biāo)準(zhǔn)回歸模型中加入了空間滯后項(xiàng)后，有效抵減了空間自回歸誤差。該結(jié)論也可以從空間滯后模型殘差Lag-residu的Moran指數(shù)得到驗(yàn)證，在空間權(quán)重矩陣SRB.GWT作用下，殘差值集中于坐標(biāo)原點(diǎn)附近，Moran’s I統(tǒng)計(jì)量等于-0.0045，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于最小二乘法回歸中的殘差Moran指數(shù)(0.2695)，這表明空間滯后殘差項(xiàng)基本消除了空間自相關(guān)。[9]

　　在95％的顯著水平下，政策性總和生育率PFR系數(shù)的p值為0.1593557，不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，不能確定其對(duì)出生性別比是否有影響以及影響程度如何。除此之外，其余變量的估計(jì)系數(shù)都是強(qiáng)顯著的。在定性變動(dòng)關(guān)系上，與OLS回歸結(jié)果相類(lèi)似，PRO、URB、EMP的系數(shù)為負(fù)值，人均計(jì)生宣教費(fèi)用、城鎮(zhèn)化水平和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的婦女就業(yè)率與出生性別比之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，隨著各變量的增加(或升高)，出生性別比的偏高程度將會(huì)減弱；GDP、INC、EDU、HSP的系數(shù)為正值，人均地區(qū)生產(chǎn)總值、農(nóng)村家庭純收入、婦女平均受教育年限、每萬(wàn)人所擁有的衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)數(shù)與出生性別比之間表現(xiàn)為正相關(guān)變動(dòng)關(guān)系，隨著各變量增加(或升高)，出生性別比的偏高程度將得到增強(qiáng)。

　　從各變量回歸系數(shù)的絕對(duì)值來(lái)看，由于空間滯后變量的分解作用，與OLS回歸結(jié)果相比，空間滯后模型所有估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值都出現(xiàn)不同程度的下降，各變量對(duì)出生性別比偏高影響的重要性被弱化，但擬合優(yōu)度和估計(jì)檢驗(yàn)分析都表明，空間滯后模型的各變量系數(shù)較好地?cái)M合了其影響關(guān)系，也更加符合實(shí)際情況。(1)HSP的系數(shù)最大，為1.22。這表明，衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展水平對(duì)ASRB的影響最高，且呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。盡管在數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)過(guò)程中，沒(méi)能收錄關(guān)于B超普及程度的數(shù)據(jù)，但衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)數(shù)間接反映了醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和技術(shù)力量配備情況，從一定意義上講，醫(yī)學(xué)技術(shù)的普及和醫(yī)療條件的改善將便于有強(qiáng)烈性別偏好的家庭獲得性別選擇技術(shù)。在保持其他因素不變的情況下，萬(wàn)人所擁有的衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)數(shù)量每增加1％，SRB將升高1.22個(gè)百分點(diǎn)。(2)EMP和PRO的系數(shù)次之，分別為-0.54和-0.44。這說(shuō)明，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)婦女就業(yè)率和計(jì)生宣傳教育經(jīng)費(fèi)投入對(duì)出生性別比偏高的影響較大，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)率的上升將增加?jì)D女的經(jīng)濟(jì)收入，有效提高其家庭地位和社會(huì)地位，再加上人口計(jì)生部門(mén)對(duì)生殖健康知識(shí)和新型生育文化的宣傳，提高了婦女的自我保健意識(shí)，樹(shù)立新型的生育文明觀念，扭轉(zhuǎn)傳統(tǒng)的男孩偏好。在保持其他因素不變的情況下，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)婦女就業(yè)率或計(jì)生宣傳教育經(jīng)費(fèi)每增加1％，SRB將降低大約0.5個(gè)百分點(diǎn)。(3)GDP、INC和EDU的系數(shù)較低，分別為0.33、0.27和0.22。人均地區(qū)生產(chǎn)總值、農(nóng)村家庭純收入和婦女平均受教育年限對(duì)出生性別比偏高有一定的影響，并呈正相關(guān)關(guān)系�？赡艿脑蚴牵涸诂F(xiàn)有社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，人均地區(qū)生產(chǎn)總值、農(nóng)村家庭純收入以及婦女平均受教育年限的增加，并沒(méi)有轉(zhuǎn)變?nèi)藗冎啬休p女的傳統(tǒng)觀念，在家庭的男孩偏好依然強(qiáng)烈時(shí)，反而會(huì)增強(qiáng)其對(duì)接受性別選擇技術(shù)服務(wù)的經(jīng)濟(jì)支付能力，提高家庭性別選擇技術(shù)的可及性，將性別選擇性生育意識(shí)直接轉(zhuǎn)化為性別選擇性生育行為，促使出生性別比升高。在保持其他因素不變的情況下，人均地區(qū)生產(chǎn)總值、農(nóng)村家庭純收入每增加1％或婦女平均受教育年限每增加1年，SRB將升高0.2～0.3個(gè)百分點(diǎn)。(4)URB的系數(shù)最低，為-0.08。城鎮(zhèn)化水平與出生性別比之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，其對(duì)出生性別比的影響程度微弱，在保持其他因素不變的情況下，城鎮(zhèn)化水平每上升1％，SRB將降低大約0.08個(gè)百分點(diǎn)。

　　六、簡(jiǎn)要結(jié)論

　　空間滯后回歸結(jié)果不僅從空間作用、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)進(jìn)步、生育文化、公共政策和醫(yī)療技術(shù)等六個(gè)方面表明了社會(huì)經(jīng)濟(jì)文化因素對(duì)出生性別比偏高的影響，也通過(guò)模型變量系數(shù)定量表征了各因素對(duì)出生性別比偏高的影響程度，將為制定相關(guān)政策給出一些重要啟示。

　　1.影響出生性別比升高的各因素在空間上相互作用。從回歸系數(shù)來(lái)看，存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，出生性別比的變化在空間上具有集聚性、傳染性和擴(kuò)散性，地理空間因素對(duì)出生性別比的變化產(chǎn)生一定影響，在地域上形成一個(gè)或幾個(gè)出生性別比重度偏高地區(qū)，并以這些重度偏高地區(qū)為中心向周?chē)貐^(qū)擴(kuò)散。從Moran指數(shù)來(lái)看，其空間自相關(guān)屬于高高-低低類(lèi)型，出生性別比嚴(yán)重偏高地區(qū)對(duì)周?chē)徑貐^(qū)產(chǎn)生輻射作用，使得這些地區(qū)的性別選擇性生育行為表現(xiàn)為他導(dǎo)性和趨同性，反映在出生性別比偏高熱點(diǎn)區(qū)域空間分布上，呈現(xiàn)連點(diǎn)成片發(fā)展態(tài)勢(shì)，且不依行政區(qū)劃而存在明顯的界限。這表明，綜合治理出生性別比偏高工作是一項(xiàng)系統(tǒng)工程，有必要建立地區(qū)協(xié)作機(jī)制，掃除行政區(qū)交界處的管理盲區(qū)，并在更大地域范圍上全盤(pán)考慮、統(tǒng)一部署，從國(guó)家層面上采取有效措施，形成上下互動(dòng)、內(nèi)外結(jié)合、聯(lián)防群治的綜合治理出生性別比偏高問(wèn)題“全國(guó)一盤(pán)棋”格局。

　　2.出生性別比偏高與經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段相關(guān)聯(lián)。經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)與出生性別比偏高變化之間呈正相關(guān)關(guān)系，隨著人均地區(qū)生產(chǎn)總值和農(nóng)村家庭純收入的增加，出生性別比呈現(xiàn)進(jìn)一步升高趨勢(shì)。我們認(rèn)為，兩者之間的變動(dòng)關(guān)系與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的階段性是分不開(kāi)的，僅有人均收入的增加而無(wú)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)方式的轉(zhuǎn)變，生育行為的慣性很難得到有效抑制和轉(zhuǎn)變。在經(jīng)濟(jì)尚不發(fā)達(dá)階段，農(nóng)村沿用傳統(tǒng)生產(chǎn)方式，農(nóng)民勞動(dòng)力需求指向男性并內(nèi)化于生育需求之中，即便是生活條件有了一些改善，當(dāng)其經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)達(dá)程度還不足以轉(zhuǎn)變?nèi)藗兊哪泻⑵糜^念時(shí)，收入增加首先激發(fā)了人們對(duì)男孩繼承家業(yè)、傳宗接代、光耀祖先的需求。只有當(dāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展到一定程度，并觸發(fā)了生活觀念和生育文化的變革時(shí)，才會(huì)對(duì)生育的性別偏好產(chǎn)生實(shí)質(zhì)影響，使得人們的性別偏好從歧視性轉(zhuǎn)變?yōu)榉瞧缫曅�，從�?qiáng)偏好轉(zhuǎn)變?yōu)槿跗�。因此，在制定綜合治理出生性別比偏高問(wèn)題的相關(guān)政策時(shí)，應(yīng)該重點(diǎn)考慮和關(guān)注當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展階段，以及與該階段相適應(yīng)的家庭對(duì)于孩子數(shù)量和性別結(jié)構(gòu)的生育需求，有的放矢，因勢(shì)利導(dǎo)。

　　3.社會(huì)進(jìn)步從多方面影響著人們的生育決策和生育行為。城鎮(zhèn)化水平與出生性別比變化之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，盡管其對(duì)出生性別比的邊際影響較弱，但所創(chuàng)造的社會(huì)環(huán)境在改變?nèi)藗兊纳罘绞胶蜕钣^念方面有著重要意義。農(nóng)民大多以聚族而居為主要特征，一個(gè)村莊被視為一個(gè)小社會(huì)，在父系繼承和從夫居的社會(huì)制度下，家族地位及其社會(huì)影響作用不容忽視，男孩多的家族擁有較大家族勢(shì)力。城市化生活為人們提高自身文化素質(zhì)和接受新型生育觀念創(chuàng)造了條件，傳統(tǒng)生育觀念的束縛力逐漸削弱，基于傳宗接代目的而選擇性生育男孩的愿望不再特別強(qiáng)烈，相對(duì)于從未外出者而言，外出的未婚年輕女子生育男孩的偏好明顯減弱。這需要政府制定和采取相應(yīng)政策措施，增強(qiáng)城區(qū)人口容納能力和人口集聚功能，引導(dǎo)更多農(nóng)村居民向城鎮(zhèn)遷移和流動(dòng)。另外，婦女受教育水平與出生性別比變動(dòng)之間呈正相關(guān)關(guān)系。其合理解釋是，在現(xiàn)有社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，人們的男孩偏好根深蒂固，隨著受教育程度的提高，婦女對(duì)現(xiàn)代醫(yī)學(xué)技術(shù)有了較多的了解，認(rèn)同了性別選擇技術(shù)的科學(xué)性和有效性，增強(qiáng)了依靠現(xiàn)代醫(yī)學(xué)技術(shù)方法和手段實(shí)現(xiàn)其生育男孩的愿望。但兩者之間的正向變動(dòng)關(guān)系僅表現(xiàn)在當(dāng)前婦女平均受教育年限較低的階段，當(dāng)超過(guò)一定年限后，婦女受教育程度的提高有助于婦女社會(huì)地位的提升，有效增強(qiáng)婦女的維權(quán)意識(shí)和性別平等意識(shí)，從而使得人們的男孩偏好逐漸趨于弱化，出生性別比將會(huì)隨婦女受教育程度的上升而呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。此時(shí)，需要提高婦女受教育程度，促進(jìn)女性在非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)，使之越過(guò)受教育程度對(duì)出生性別比影響的“閾值”，有研究認(rèn)為，高中階段教育是轉(zhuǎn)變重男輕女傳統(tǒng)思想的關(guān)鍵點(diǎn)。

　　4.生育文化對(duì)人們生育意識(shí)的產(chǎn)生和固化具有決定作用。人口計(jì)生宣教工作是幫助人們摒棄重男輕女傳統(tǒng)觀念、接受新型生育文明的重要手段，對(duì)于綜合治理出生性別比偏高問(wèn)題發(fā)揮著基礎(chǔ)性作用。從傳統(tǒng)生育文化發(fā)展到新型生育文明，是弱化人們男孩偏好并進(jìn)而徹底解決出生性別比偏高問(wèn)題的根本途徑。在全國(guó)開(kāi)展的“婚育新風(fēng)進(jìn)萬(wàn)家活動(dòng)”和“關(guān)愛(ài)女孩行動(dòng)”，有效地提高了婦女的自我保健意識(shí)，改善了女孩的生存發(fā)展環(huán)境，幫助群眾樹(shù)立新型生育文明觀念，在一定程度上轉(zhuǎn)化了群眾的傳統(tǒng)男孩偏好觀念。綜合治理出生性別比偏高問(wèn)題需要堅(jiān)定不移地加強(qiáng)宣傳教育工作，繼續(xù)加大在人口計(jì)生宣傳教育方面的投入力度，充分發(fā)揮宣傳教育的先導(dǎo)作用，積極探索有效的宣傳教育模式，大力提倡建設(shè)社會(huì)主義新型生育文化，引導(dǎo)人們逐步建立起科學(xué)、文明、進(jìn)步的生育觀念，消除傳統(tǒng)文化中重男輕女思想的影響。

　　5.醫(yī)療技術(shù)進(jìn)步給人們進(jìn)行性別選擇性流引產(chǎn)創(chuàng)造了條件�？茖W(xué)技術(shù)是一把“雙刃劍”，醫(yī)學(xué)技術(shù)的發(fā)展極大地提高了人類(lèi)健康水平和生命質(zhì)量，但同時(shí)，現(xiàn)代受孕技術(shù)、避孕節(jié)育技術(shù)、性別鑒定技術(shù)和人工流產(chǎn)技術(shù)的進(jìn)步與發(fā)展，也為人們選擇孩子性別提供了可靠手段。自20世紀(jì)80年代中期以來(lái)，B超機(jī)、人工流產(chǎn)技術(shù)、藥物流產(chǎn)技術(shù)逐漸在醫(yī)療機(jī)構(gòu)、衛(wèi)生保健、計(jì)劃生育服務(wù)部門(mén)得到普及和應(yīng)用，配置這些設(shè)備的初衷是為了計(jì)劃生育服務(wù)、生殖健康服務(wù)和醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)，但其被濫用現(xiàn)象也十分普遍。在監(jiān)管不力情況下，男孩偏好強(qiáng)烈者可以輕易獲得性別選擇技術(shù)。由于管理監(jiān)督機(jī)制缺位，私營(yíng)、個(gè)體醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)受高額利潤(rùn)的驅(qū)動(dòng)而發(fā)生的“兩非”現(xiàn)象比較嚴(yán)重。這需要各級(jí)政府及其相關(guān)部門(mén)協(xié)調(diào)行動(dòng)，全程監(jiān)測(cè)B超使用情況，有效地控制性別選擇性流引產(chǎn)行為。

　　需說(shuō)明的是，這里的實(shí)證研究結(jié)果僅限于對(duì)2000年底的橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行的分析，一些變量的系數(shù)反映了這一時(shí)點(diǎn)上的回歸結(jié)果，它可能在一定時(shí)期內(nèi)具有解釋意義，但這并不意味著在時(shí)間上具有無(wú)限延展性，需要后續(xù)數(shù)據(jù)進(jìn)一步加以檢驗(yàn)。

　　注釋?zhuān)?/p>

　　

　　

作者介紹：胡耀嶺，河北大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，河北 保定 071002； 原新，南開(kāi)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071 胡耀嶺(1969-)，男，河北滄州人，河北大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，中國(guó)社會(huì)科學(xué)院人口與勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究所在站博士后。 原新(1962-)，男，甘肅玉門(mén)人，南開(kāi)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院人口與發(fā)展研究所教授、博士生導(dǎo)師。

【中圖分類(lèi)號(hào)】C924.24【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A【文章編號(hào)】1004-129X(2012)05-0012-10doi：10.3969/j.issn.1004-129X.2012.05.002一、引言歷次人口普查數(shù)據(jù)和人口統(tǒng)計(jì)資料顯示，我國(guó)出生性別比自20…

【中圖分類(lèi)號(hào)】C924.24【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A【文章編號(hào)】1004-129X(2012)05-0012-10doi：10.3969/j.issn.1004-129X.2012.05.002一、引言歷次人口普查數(shù)據(jù)和人口統(tǒng)計(jì)資料顯示，我國(guó)出生性別比自20…

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本文編號(hào)：204993