叶昱利 李强 冯群娣｜我的姐姐: 男孩偏好与长姐身体健康
我的姐姐: 男孩偏好与长姐身体健康
叶昱利
（华南农业大学）
李 强
（广州大学）
冯群娣
（华南农业大学）
引文参考：叶昱利、李强、冯群娣 .2021.我的姐姐: 男孩偏好与长姐身体健康[J].公共管理评论、3(4)：网络首发
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摘要
男孩偏好的实质是家庭内部的性别不平等,因此识别男孩偏好本质上要求排除同胞数量、出生次序等同胞结构的影响。摒弃既有文献将头胎男孩与女孩间差别归因于男孩偏好的识别策略,本文通过比较有弟弟,相对于有妹妹而言,对长姐健康的不同影响,来识别男孩偏好效应。利用头胎性别的外生性构建工具变量,运用 2010—2018 年中国家庭追踪调查数据中的二孩户长姐样本,本文发现,在其他情况相同的条件下,有弟弟,相较于有妹妹,显著降低了长姐的身体健康水平。异质性分析表明农村的男孩偏好效应相对较强,且男孩偏好效应随长姐年龄增加而变得更大。本文的政策含义是,国家有必要建构一个支持家庭、投资儿童的微观家庭政策体系。
关键词
男孩偏好;性别差异;健康投入;长姐健康
投稿时间：2021/9/9
送外审时间：2021/9/10
首轮外审完时间: 2021 /9/ 19
录用时间：2021/11/18
“除了出生在一个富有、高知家庭外,对男孩最好的事情可能就是有一个姐姐。” (Tang, 1981: 886)
一、 引言
虽然近年来我国在促进性别平等上取得了卓越的成就,但家庭中男孩偏好现象仍相当普遍。男孩偏好的突出表现是在高胎次中的出生性别比失衡。根据国家统计局数据,1982—2015 年间我国头胎的出生性别比约是108:100,基本与正常的出生性别比持平,且历年没有发生明显变化。但是第二胎、第三胎及以上胎次却显著高于正常的性别比,尤其是第三胎及以上胎次的出生性别比自 1995 年后一直稳定在较高位(详见图 1)。①
① 图中显示 2000 年后二胎的性别比发生了显著的下降,其主要原因很可能是国家《关于禁止非医学需要的胎儿性别鉴定和选择性别的人工终止妊娠的规定》 (“两非”)的实施,以及 2011 年《国家人口发展 “十二五”规划》提出将性别比下降至 115 以下。同时,各地政府组织开展关爱女孩行动、综合治理出生人口性别比宣传活动,严肃查处“两非”、溺弃女婴、虐待妇女的典型案例。在一系列综合治理下,我国的出生性别比失衡问题得到了缓和(张军和陈莉敏, 2017)。但“目前,全世界只有 18 个国家和地区的性别比高于 107 的正常值上限”(张军和陈莉敏, 2017),而我国仍是世界上出生人口性别失衡最严重的国家(吕利丹等, 2018)。因此,虽然我国二胎出生性别比在 21 世纪后有所下降,但男孩偏好现象仍未减弱。
虽然大量基于家庭之间的对比研究表明男孩偏好与女孩的一系列健康状况相关,但是,基于家庭之间的比较并不是总能发现男孩与女孩的健康存在显著的差异 (谭琳和宋月萍, 2006)。图 2 也显示,不同家庭之间的男孩与女孩标准化身高差异并没有明显差异。因此,我们面临着一个似乎难以解释的现象,即虽然男孩偏好现象仍相当严峻,但男孩与女孩的身体健康并不存在显著的差异。
男孩偏好实质上是家庭内部的不平等,父母通过非对称资源转移——牺牲女儿的利益来满足儿子的需求(Li et al. , 2010),其原因主要缘于文化、经济和社会等因素(Qian, 2008; 林莞娟和秦雨, 2010; 吴晓瑜和李力行, 2011; 张川川和马光荣, 2017)。男孩偏好不仅不利于女婴的存活(Bandyopadhyay, 2003; Fuse and Crenshaw, 2006),而且对其身高(Songand Burgard, 2008; 宋月萍和谭琳, 2008; Barcellos et al. , 2014; Jayachandran and Pande, 2017)、母乳喂养时长( Jayachandran and Kuziemko,2011; Hafeez and Quintana-Domeque, 2018)、必要的免疫接种(Almond et al. , 2013)等其他健康状况都产生了不利的影响。
如果父母有男孩偏好,那么已出生孩子的性别不仅会影响其他孩子的性别,还会影响潜在额外孩子的存在(Peter et al. , 2018),这说明如果父母有男孩偏好,那么同胞的性别和数量都是内生的。而且,只有在家庭中既有男孩也有女孩时,父母才可能偏好男孩。若仅有男孩或仅有女孩,父母都无法在家庭内部转移资源以偏好于男孩,即男孩偏好一定是在家庭内部某种同胞性别结构中发生的。因此,父母男孩偏好及其对儿童健康的影响问题,“与同胞数量、出生次序以及性别问题相互交织” (宋月萍和谭琳, 2008)。
既有文献识别男孩偏好的策略是,利用头胎性别的外生性,将头胎男孩(B)与女 孩(G)间的健康差异判定为男孩偏好效应,例如 Barcellos et al. , 2014; 林莞娟和赵耀辉, 2015; 殷浩栋等, 2018;廖丽萍和张呈磊, 2020。① 使用头胎样本的优势是头胎的性别是外生的,但也存在两个问题。其一,虽然都是头胎,但男孩与女孩的健康可能本身就存在性别差异,与男孩偏好无关;其二,若能从头胎样本中发现男孩偏好效应,则对非头胎样本处理内生性问题后也应该有类似发现,否则就存在外部有效性(external validity)的问题,至少不能完全解释为男孩偏好,例如还存在诸如长子效应等其他可能的解释。因此,识别男孩偏好效应,本质上要求从家庭内部同胞结构切入,剔除同胞数量、出生次序和同胞性别结构中少数性别等因素的影响,并解决识别过程中存在的内生性问题。
① 也有文献直接测量父母的男孩偏好态度,例如林莞娟和秦雨(2010)使用父母对“女孩子应该接受跟男孩子一样多的教育的机会”等 8 个问题的态度来衡量男孩偏好。
本文提出一个基于家庭内部同胞性别结构的新颖识别策略:在其他情况均相同的条件下,通过比较二孩户家庭中长姐有弟弟(GB),相对于有妹妹(GG),对其健康 的不同影响,来识别男孩偏好效应。但由于父母可能选择第二胎的性别,本文使用同村/ 社区其他家庭头胎男孩的比例作为长姐是否有弟弟的工具变量。其原因在于,男孩偏好常表现为两个层面,一个是家庭层面,另一个是社会层面。社会层面的男孩偏好通过社区、村内的男孩比例对家庭层面父母的男孩偏好产生影响。同村/ 社区其他家庭的男孩比例越高,表明其他家庭中父母的男孩偏好程度越强。因此, 同村/ 社区其他家庭的男孩比例与自家中长姐是否有弟弟显著相关。由于头胎性别是外生的(Rosenblum, 2013),我们使用同村/ 社区头胎男孩的比例作为长姐是否有弟弟的工具变量。本文的工具变量满足成为有效工具变量的三个条件:第一,由于头胎性别的外生性,其与残差不相关;第二,由于社会压力,其与长姐是否有弟弟相关;第三,同村/ 社区其他家庭头胎男孩的比例与长姐的健康并不直接相关,它仅仅是通过影响长姐是否有弟弟从而对长姐健康产生影响,因此对缩略式而言是多余的。
利用工具变量解决内生性问题后,本文发现,有弟弟,相较于有妹妹,显著降低了长姐的身体健康水平。通过反事实检验本文排除了其他可能的解释,结果表明给定同胞数量,男孩偏好确实损害了女孩的健康。异质性分析结果表明:农村的男孩偏好效应相对较强,且大龄女孩受男孩偏好的影响更大。本文可能有以下三个方面的贡献。首先,本文基于同胞性别结构提出了一个识别男孩偏好效应的新方法。虽然男孩偏好现象司空见惯,但识别男孩偏好的因果影响却相对较为困难。既有文献要么仅使用头胎样本识别男孩偏好,要么在使用多胎样本时忽略高胎次性别可能存在的内生性,本文运用二孩户家庭长姐样本并利用工具变量解决估计过程中存在的内生性问题,通过比较有弟弟和有妹妹对长姐健康的不同影响,较为巧妙地识别出男孩偏好效应。其次,“同胞性别结构在男女之间具有一种复杂的非对称性”(郑磊, 2013),本文对男孩偏好的识别策略可算作是对解开该复杂性的一次初步尝试。最后,本文的研究表明,在“数量-质量权衡理论”与“资源稀释理论”之外,同胞的性别结构也对子女人力资本有显著的影响,在东亚国家若父母特别偏好某一性别时更是如此。总之,本文将同胞数量、出生次序、同胞性别结构相结合,边际上发展了男孩偏好文献。
本文其余内容安排如下:第二部分为文献综述;第三部分介绍数据和模型;第四部分从实证上复制既有文献识别男孩偏好的结果并探讨其局限性,在此基础上本文继续探讨男孩偏好与长姐身体健康之间的因果关系,并进行稳健性分析和异质性分析,进而探讨男孩偏好对长姐身体健康的作用机制,第五部分是结论与讨论。
二、 文献综述
Becker(1983)认为同胞结构会影响家庭资源的分配,进而影响个体的教育及健康等人力资本。同胞结构包括同胞数量、出生次序、性别结构等( Steelman et al. , 2002)。下面本文主要从这三个方面总结文献并探讨其与男孩偏好之间的关系。
(一) 同胞数量
在同胞数量这一支文献中,主要的理论有数量-质量权衡说和资源稀释说。数量- 质量权衡说认为“子女的数量和质量是由父母权衡选择的,质量和数量负相关”(Becker and Lewis, 1973)。资源稀释说认为随着同胞数量的增加,在既定的家庭资源约束下, 同胞之间对有限家庭资源的竞争越发激烈,由此平均每个孩子分配到的资源则将减少, 从而不利于其教育获得(Blake, 1981;Powell and Steelman, 1989)。在实证研究方面, 虽然偶有文献发现同胞数量对子女教育水平没有显著的影响(Dayioğlu et al. , 2009), 但多数文献的发现较为支持数量-质量权衡说,即当同胞数量增加时,个人的教育成就相对降低,而且该影响在性别间存在不对称性,女孩相对于男孩降低得更多(叶华和吴晓刚, 2011; 钟粤俊和董志强, 2018),有时甚至对女孩有显著影响而对男孩没有显著影响(黎煦和刘华, 2016)。由于数量-质量权衡说和资源稀释说都没有考察子女的不同性别结构对家庭内部资源分配的影响,这两种理论均无法有效地解释数量-质量负相关中存在的性别差异。
(二) 出生次序
除去同胞数量外,出生次序也是影响个人教育成就的重要方面。既有的关于出生次序的文献着重关注长子/ 女效应和末孩效应,但并末取得一致结论。例如,有文献发 现长子优势(陶东杰等, 2017; Lei et al. , 2017),有的发现末孩劣势(Graham et al. , 1998),有的则发现末孩优势(罗凯和周黎安, 2010; 陈立娟, 2016),更有文献注意到末孩优势存在异质性(张兆曙和戴思源, 2018)。Dayioğlu et al. (2009) 另辟蹊径,提出出生次序效应的抛物线假说,他们发现出生排行在中间的孩子入学率最低, 排行在两端的孩子入学率略高。最近的文献发现出生次序与教育获得总体并不存在显著性关联,而是在不同时期有显著不同 (陈立娟和范黎波, 2020) 。
在同胞数量与出生次序两者关系上,Blake(1981)认为只有同胞数量是重要的, 而出生次序不重要。也有文献将同胞数量与出生次序融合起来研究。例如 Booth and Kee(2009)发现子女获得的家庭教育资源随着出生次序减少,当控制出生次序时,同胞数量效应仍然存在。
(三) 同胞性别结构
与本文最相关的是同胞性别结构的文献。针对同胞性别结构效应的研究主要从少数性别优(劣)势、同胞性别结构对女性的影响两个角度探讨性别差距问题。前者文献较少,且没有取得一致的结论。Conley(2000)认为家庭中少数性别的子女处于劣势。但 Rosenberget al. (2015)认为处于同胞中少数性别的子女,不论男女,会得到相对较多的教育资源,即少数性别优势。Pande(2003)发现在多个姐姐之后出生的男孩身体更健康。Pande 认为这是少数性别优势,表明父母希望在性别上有所平衡。但在东亚地区类似的发现则可能有其他的解释,例如男孩偏好。
后者文献较多,但同样没有取得一致结论。同胞性别结构对女性教育影响的证据在发达国家中非常微弱。Butcher and Case(1994)对成年女性的开创性研究显示, 有兄弟的女性比没有兄弟的女性教育水平更高。Kaestner(1997)将研究对象延伸到儿童和青少年,但没能复制 Butcher and Case(1994)对成人的研究。Hauser and Kuo (1998)和 Jacob(2011)也发现同胞性别结构对女性的受教育程度没有显著的影响。但是,Dayioğlu et al. (2009)发现同胞性别构成只对女童的教育水平有显著影响。近来的研究将同胞性别结构的影响拓展到个人收入 ( Cools and Patacchini, 2019; Shahbazian, 2020)、(大学)专业选择(Anelli and Peri, 2015)、婚姻(Vogl, 2013)、生育(Peter et al. , 2018),以及传统性别规范的遵守(Brenøe, 2021)。
虽然同胞性别结构效应在发达国家的证据相当微弱,但是针对发展中国家的研究基本上都发现了显著的同胞性别结构效应。Chu et al. (2007) 、郑磊(2013) 、叶华和吴晓刚(2011)、张克中等(2013)、Lei et al. (2017)以及郑筱婷和陆小慧(2018) 均发现在中国拥有兄弟不利于女性的受教育机会和教育水平,拥有姐妹则相反,这说明兄弟对家庭资源的挤占效应更大,同时反映出女性在关键竞争性资源的分配上处于完全的不利地位(王兵, 2016)。方超等(2020)将结果变量拓展至学业成绩,发现有兄弟的同胞结构会造成女孩学业成绩的下降。
将同胞性别结构与男孩偏好相结合的研究可能发端于郑磊(2013),发展于郑筱婷和陆小慧(2018)。郑磊(2013)认为父母的男孩偏好导致家庭内部资源流向男孩而不是女孩,因此有兄弟不利于个人的教育获得,但他并没有区分该影响在男女之间的异质性,因而也就无法探讨有兄弟对女性影响更大还是对男性影响更小,甚至没有影响。这就意味着郑磊(2013)一文未能有效识别有兄弟不利于女性教育获得这一现象背后的深层次原因——男孩偏好。郑筱婷和陆小慧(2018)发展了郑磊的方法,但其主旨是解释给定男孩偏好普遍存在的情况下,为何女性的受教育程度反而提高了。她们认为由于男孩偏好,有兄弟虽然显著降低了成年女性的受教育程度,但计划生育带来的资源稀释作用减小,以及大量涌现的无男性后代家庭使得女性免于同胞竞争,两者合力使得女性的受教育程度提高了。本文与郑筱婷和陆小慧 (2018)有以下三个方面的不同。第一,她们主要关注成年人的受教育程度,本文主要关注早期儿童的身体健康;第二,她们仅探讨是否“有兄弟”,并没有区分是长兄还是弟弟,因此无法排除出生次序的影响,本文主要探讨有弟弟对长姐身体健康的影响,有弟弟相对于“有兄弟”而言,进一步区分了出生次序的影响;第三,她们假定胎儿性别鉴定技术不可得时家庭生男生女是随机事件,从而将“有兄弟”作为外生的, 但家庭在生育头胎后是否继续生育却不是随机事件。有鉴于此,本文将有弟弟作为内生变量,并使用同村中其他家庭头胎男孩的比例作为工具变量来解决该内生性问题。
总之,同胞结构方面的文献较多关注成年女性在受教育程度、收入、职业晋升等方面遭遇的不平等,而较少考虑女性在家庭内部健康资源分配上受到的歧视(廖丽萍和张呈磊, 2020),即男孩偏好对女孩健康造成的影响。然而,男孩偏好的影响同样表现在家庭内部对不同性别子女的健康投资方面(孙妍等, 2020),尤其是健康发展的早期阶段。遗憾的是,郑磊(2013)以及郑筱婷和陆小慧(2018)虽然均涉及男孩偏好及同胞性别结构,但主旨均不是通过同胞性别结构来识别男孩偏好的因果影响。目前鲜有文献通过比较家庭内部子女间差异来识别男孩偏好对儿童健康的影响。
未来同胞性别结构的相关研究至少可以从以下三个方面拓展现有文献。第一, 同胞数量、出生次序、同胞性别结构效应需要得到有效的分离。既有文献仅研究有兄弟或者有姐妹对个人的影响,这很可能混淆了同胞数量、出生次序与同胞性别结构的影响,例如 Kaestner(1997)就没能区分出同胞性别结构效应与出生次序效应。第二,在发展中国家中同胞性别结构对女孩影响的一个重要拓展是对男孩偏好的研究。但是,在发展中国家研究男孩偏好,尤其是在亚洲国家和地区,由于父母在头胎生育男孩后,相对于头胎生育女孩,更可能停止生育,所以同胞性别结构很可能是内生的。是故,对男孩偏好有效识别必须解决同胞性别结构的内生性问题。第三,关注的焦点可以从教育、劳动力市场、婚姻市场表现等拓展至人力资本的各个方面,尤其是在健康中国背景下探讨同胞结构与健康之间的关系。
通过将样本限定于二孩户家庭长姐中,并比较有弟弟和有妹妹对长姐健康的不同影响,本文在以上三个方面拓展了现有文献。第一,由于将样本限定于二孩户中, 本文是在同胞数量既定情形下,即排除了同胞数量的干扰,通过特定的同胞性别结构来识别男孩偏好;同时研究对象是长姐,其同胞性别结构仅可能是姐弟组合或姐妹组合,因此也排除了少数性别的影响;本文还通过反事实检验,排除了出生次序的影响。同时,由于研究对象都是长姐,本文剔除性别本身上的差异。第二,本文通过姐弟和姐妹这两种特定的同胞性别结构识别男孩偏好效应,并利用工具变量解决内生性问题,以期提供来自发展中国家的男孩偏好证据。第三,与既有文献重点关注同胞结构对成年女性教育、收入、职业晋升等方面的影响不同,本文关注身体健康, 尤其是儿童时期的健康。本文于是回应了健康中国背景下对儿童健康的时代关切, 以及诸多学者对建立儿童照顾政策体系的呼吁(岳经纶和范昕, 2018)。
本文限定二孩户样本的识别策略与 Brenøe(2021)、Cools and Patacchini(2019)、 Peter et al. (2018)以及 Vogl(2013)类似但不完全相同。Cools and Patacchini 将样本限定于有至少一个比自己年龄小的同胞中(忽略个人的出生次序),而本文将样本限定于二孩户家庭长姐之中。Peteret al. 研究头胎的教育是否受到兄弟姐妹性别的影响,其研究背景是性别选择可能性非常低的瑞典,因此兄弟姐妹的性别可视为是外生的。但我国男孩偏好的突出表现即为高胎次的性别选择,因此在我国识别男孩偏好效应,必须解决性别选择所造成的内生性问题。由于本文将样本限定于二孩户中识别男孩偏好,因此识别出来的很可能是一个局部效应。但是根据 Mishra et al. (2004)的发现——对女孩的歧视仅限于某些出生次序和姐弟组合等同胞结构中相对较小的一部分,本文限定样本的做法对识别不会造成特别大的影响。
三、 数据与模型
(一) 数据来源
本文数据来源于中国家庭追踪调查(以下简称 CFPS)。该数据是由北京大学社会科学研究所开展的中国家庭面板研究,自 2010 年正式调查始,至最新公布的 2018 年调查数据止,共进行了 5 轮,覆盖了占中国人口 95%的 25 个省/ 自治区/ 市。CFPS 为成人和儿童设计了不同的问卷。儿童问卷除了详细的人口信息外,还涉及婴儿和儿童时期的详细健康问题,这为本文提供了必不可少的微观基础。在数据处理上, 本文首先从 CFPS 数据的家庭关系库中调出子女与父母关系,获得同一父母所生育的所有成年和未成年子女数据,在此基础上计算同胞数量,并依据子女出生年月进行出生排序。本文根据出生年月相同定义双(多)胞胎,但由于仅知儿童的出生年月,因而无法辨别双胞胎的出生次序。本文排除双胞胎样本后,将样本限定于二孩户家庭中的长姐。排除部分变量缺失值后,本文主要回归结果共获得了 3821 名调查时年龄在 0 至 18 岁之间的长姐样本。该样本是 5 轮调查数据的混合横截面数据。附录表 A4 报告了样本在 2010—2018 年 5 轮调查中的分布情况。可以看出,样本较为均匀地分布于 5 轮调查中,样本最多的出现于 2018 年。表 A5 显示,这 5 轮调查中,有 536 个样本仅观察到 1 次,有 906 个样本观察到 2 次。重复观察到 5 次的样本有 590 个。①
① 若仅算单独的个体,则有 536+906 / 2+981 / 3+808 / 4+590 / 5 = 1636 个长姐。本文也尝试使用长姐的首次观测进行截面回归,结果大致相同,为了简洁,结果未报告,有需要请向作者索取。为了增加样本量, 我们主回归仍选择使用重复观测的样本。
本文按有弟弟还是有妹妹进行分组分别描述长姐的主要特征(详见表1)。有妹妹的长姐的平均标准化身高为-0. 198,表明其身高平均低于 WHO 标准 0. 198 个标准差。但是,有弟弟的长姐的平均标准化身高更低,两者之间存在显著的差异。可以从该数据中推测,有弟弟与长姐的标准化身高负相关。同时,有弟弟对应着较高的同村其他家庭头胎男孩比例,而有妹妹则对应着较低的比例。这与我们的推论一致,即同村其他家庭头胎男孩的比例越高,长姐有弟弟的概率越高。长姐的年龄、户口、民族等在有弟弟与有妹妹的这两组间有显著的差异,但母亲的身高、父母外出务工情况等方面在两组间没有显著的差异。
(二) 模型建构
既有文献常常使用 yi = θ0+θ1∗genderi+x′iβ+εi 模型,对头胎样本回归并利用头胎样本的外生性来识别男孩偏好。该模型中,如果头胎 i 是男孩,则 gender = 1,否则 = 0。模型中头胎男孩与头胎女孩之间的健康差异(θ1 )被既有文献判定为男孩偏好效应。鉴于已在引言中探讨过该识别策略可能存在不足之处,本文建立如下模型来估 计男孩偏好效应:
式(1)中 yit 表示第 t 年儿童 i 的标准化身高。本文主要的被解释变量是女孩(0~ 18岁)的标准化身高。由于身高很大程度上可以反映儿童长期的健康积累状况,因此本文借鉴廖丽萍和张呈磊(2020)将身高作为衡量女孩身体健康状况的指标。本文根据世界卫生组织(World Health Organization,以下简称为 WHO) 2007 年公布的 0~19 岁儿童的成长标准对儿童的身高进行标准化( Palloni, 2017)。WHO 追踪了 8440 位来自巴西、加纳、印度、挪威、美国和也门,母亲不吸烟且接受母乳喂养的健康儿童样本,获得在理想状态下各年龄段不同性别儿童的标准身高。对于不同年龄、不同性别的儿童,本文根据 WHO 的方法将身高标准化,计算 Z 评分(Z score)。Z 评分可被解释为儿童身高与标准参照组身高之间的偏差,小于 0 表示低于标准身高,大于 0 表示高于标准身高。因此,将身高标准化后使得不同年龄不同性别儿童的身高可以相互比较。
在二孩户家庭中,如果长姐有弟弟,则式(1)中 youngbrother = 1,反之如果有妹妹则为 0;我们主要关注式(1)中的系数 δ1 。若 δ1 <0,表示在其他情况均相同的条件下,相对于有妹妹,有弟弟对长姐的身体健康产生了负面影响。已有文献利用头胎儿童的性别外生性特征,通过比较头胎男孩与女孩之间的差异来识别男孩偏好效应。不同于已有文献,本文通过比较有弟弟和有妹妹对长姐身体健康的不同影响来识别男孩偏好效应。但由于存在高胎次性别选择,本文使用同村其他家庭头胎男孩 的比例作为长姐是否有弟弟的工具变量,以解决同胞性别结构的内生性问题。
τt 表示年度固定效应。控制变量 Xit 主要包括以下三大类的控制变量。一是儿童的特征,主要包括儿童的年龄、户口类型和民族特征三个方面。由于我们的研究 对象是长姐,因此没有必要控制长姐的性别。二是父母的特征,包含母亲的身高、受教育年限、父母是否外出务工等。借鉴李强和臧文斌(2010),本文按母亲、父亲和父母均外出务工区分留守儿童。三是家庭特征,主要是家庭人均收入(调整通货膨胀并取对数)等。
四、 实证结果分析
(一) 复制与证伪
表 2 第 1、2 列分别使用头胎样本和独生子女样本复制了已有文献对男孩偏好效应的估计。两列相同之处在于都是头胎样本,区别在于头胎样本的同胞结构可能还有弟弟妹妹,独生子女样本没有弟弟妹妹。第 1 列首先对头胎儿童回归,普通最小二乘法(OLS)结果显示,头胎男孩标准化身高显著高于女孩。第 2 列对独生子女样本回归,结果仍是男孩的标准化身高显著高于女孩的标准化身高。由于头胎性别是外生的,因此既有文献根据这两列结果认为控制家庭、父母及儿童其他特征后,男孩与女孩的健康差异就是男孩偏好效应。但是,如果上述假设成立,则对非头胎儿童处理内生性问题后回归,也应该有类似发现,否则就存在外部有效性的问题。
为了验证头胎的结果是否满足外部一致性,本文继续运用相同的模型对非头胎样本进行回归。第 3~4 列分别使用 OLS 和工具变量法(IV)对所有非头胎样本进行回归,第 5~6 列对第二胎样本回归。第 3 列结果显示,二胎及以上胎次的男孩与女孩标准化身高并没有显著差异,即并没有呈现出与头胎样本类似的结果。由于二胎及以上胎次可能存在性别选择,本文继而使用同村中其他家庭头胎男孩的比例作为二胎及以上胎次孩子性别的工具变量来解决内生性问题。表 3 第 4 列报告了第二阶 段的回归结果,弱工具变量检验 F 值为 18. 77,说明本文不存在弱工具变量问题,内生性检验 p 值为 0. 657,说明本文不能拒绝高胎次性别为内生变量的原假设,这与图 1 中 显示的高出生性别比是一致的。但是,使用工具变量解决内生性问题后,本文仍未发现与头胎样本相类似的结果。为了排除同胞数量、出生次序等可能对估计造 成的干扰,第 5、6 列分别复制了第 3、4 列的设定,但仅限于二胎样本。不管是使用 OLS 还是 IV 方法进行估计,本文仍未发现与头胎样本类似的结果。对二胎及以上胎次样本的回归结果不显著表明,从头胎儿童性别差异推断男孩偏好存在外部有效性的问题。
附录表 A1 报告了第一阶段回归结果及额外的证据。第 1 列结果显示,同村其他家庭头胎男孩的比例与长姐有弟弟显著正相关,当前者越高时,长姐越可能有弟弟。第 2 列,我们提供同村中其他家庭头胎男孩的比率与家庭选择生育二孩及更多孩子正相关的额外证据。回归发现,同村中其他家庭头胎男孩的比率越高,家庭选择继续生育的概率显著更高。表 A2 报告了二孩家庭分胎次的性别结构,二孩家庭主要呈现“女男”结构,即第一胎多为女孩,第二胎多为男孩。这表明生育二孩的家 庭多是在头胎生育女孩后继续生育二孩,而二孩为男孩的概率相对较高,表现出一定的性别选择。表 A3 报告了生育三孩及以上家庭的性别结构,主要呈现出“女女 男”的趋势,即三孩及以上的家庭,第一胎多为女孩,第二胎也多为女孩,第三胎为男孩的概率相对较高,第四胎及以上为男孩的概率也相对较高,表现出一定的性别选择。三张表格结合起来,可以说明,外生的同村中其他家庭头胎男孩的比率内化作用于家庭同胞性别结构,使得长姐有弟弟的概率更高。因此,本文的工具变量与内生变量具有显著的相关性,满足成为工具变量的第一个条件。
本文其他控制变量与既有文献或预期相符。母亲的身高及教育水平、家庭收入与儿童的身高显著正相关。本文发现母亲外出务工对儿童的身高有显著的负面影响,但父亲外出和父母外出对儿童的身高没有显著的影响,这与李强和臧文斌 (2010)对留守儿童健康的研究发现相同。本文还发现农业户口与儿童的身高显著负相关。
(二) 男孩偏好对长姐健康的影响
为了估计男孩偏好对女孩身体健康的影响,本文将样本限定于二孩户长姐中。在其他情况相同条件下,本文通过比较有弟弟和有妹妹对长姐健康的不同影响,来识别男孩偏好效应。有弟弟对长姐来说意味着父母有机会偏好于男孩(弟弟),而有妹妹对于长姐来说意味着父母没有机会偏好于男孩(郑筱婷和陆小慧, 2018)。但由于二胎的性别不再是外生的,本文使用与表 2 中相同的工具变量处理内生性问题。表 3 报告了对长姐样本的回归结果,其中第 1~2 和第 3 ~ 4 列分别使用 OLS 和 IV 估计方法。第 1~2 列结果显示,不管是否控制家庭、父母及儿童其他特征,有弟弟,相对于有妹妹而言,显著地降低了长姐标准化身高。第 3~4 列使用同村中头胎男孩的比例作为工具变量,检验发现 F 值为 500 以上,可以拒绝弱工具变量的原假设,内生性检验的 p 值是 0. 048,意味着可以拒绝有弟弟这一虚拟变量可视为外生变量的原假设。本文发现有弟弟使得长姐的身高显著地降低了 0. 28 个标准差。由于均是在姐姐间进行比较,而不是如同既有文献在家庭间头胎样本中进行比较,本文因此排除了性别本身的差异,而获得了对男孩偏好更加干净的估计。
本文的估计结果在一定程度上比 Chu et al. (2007)更进一步证明了男孩偏好。他们发现,在我国台湾地区这样有男孩偏好的社会中,父母会牺牲长姐的利益来满足弟弟和妹妹的需求,从而降低了长姐的受教育水平。但他们的发现似乎并不能解释为男孩偏好,因为父母从长姐那里转移的资源对弟弟和妹妹而言不具有非对称性,即使得弟弟妹妹都受益,而不是本文中那样仅仅使得弟弟受益而妹妹未受益。
(三) 稳健性检验
本文使用同胞性别结构姐弟(GB)和姐妹(GG)之间的差异来识别男孩偏好①, 但 GB 和 GG 只是同胞性别结构中的两种组合,我们仍未排除同胞性别结构效应与男孩偏好效应偶然重合在一起的可能性,即表 3 的结果仍然可能有除男孩偏好之外的其他解释。本文接下来检验其他同胞性别结构之间是否存在显著差异。
① 我们没有研究二妹是否受到长兄影响,其原因在于,研究二妹的身体健康是否受男孩偏好的影响,来自长兄与长姐之间的比较,即可资比较的同胞结构是 BG 和 GG。但我们知道,头胎生育男孩而在第二胎生育女孩的情形很可能不是父母有男孩偏好,而是有儿女双全的偏好,因此,我们并不期待着从 BG 和 GG 的同胞结构中获得干净的男孩偏好效应。
首先,本文利用若两个同胞性别相同时父母无法偏好于某一特殊性别的事实,推测相同性别同胞结构之间身体健康状况不会有显著差异。在家庭中两个孩子性别相同的情形中,例如两个男孩(BB)或两个女孩(GG),父母无从进行男孩偏好。那么可以推论,不管是弟弟对长兄、妹妹对长姐,抑或是长兄对二弟、长姐对二妹的身体健康均不应该产生显著的影响。实证检验时,本文将样本限定于性别相同的二孩户样本中,并对该样本做与主回归相同的回归分析。由于将范围限定于性别相同的二孩家庭中,对头胎而言,“有弟弟” = 1 对应着长兄,“有弟弟” = 0 对应着长姐;同样的,对二胎而言,“有哥哥” = 1 对应着二弟,则,“有哥哥” = 0 对应着二妹。① 表 4 Panel A 对头胎样本进行回归,OLS 结果(1~2 列)和 IV 结果(3~4 列)均显示,有弟弟对长兄的身体健康没有显著影响,当然有妹妹对长姐的身体健康也没有显著影响。② Panel B 对二胎样本回归,我们仍然发现性别间的标准化身高均不存在显著差异。该检验说明性别相同的同胞间并不存在显著的身体健康差异,从反面说明了男孩偏好是导致长姐身体健康相对较差的主要原因之一。
①值得注意的是,我们无法分别做弟弟对长兄、妹妹对长姐、长兄对二弟、长姐对二妹的回归,其原因在于弟弟对长兄而言,有弟弟这个变量没有变化,是个常数;同样的理由也适用于其他三种情形。
② 为了简洁并节省空间,本文仅报告了主要关心的变量。完整结果可向作者索取。
其次,表 3 的结果仅仅针对二孩户长姐样本,因此有可能包含了出生次序的影响,例如可以解释为与男孩偏好无关的长姐劣势。为排除出生次序的影响,本文拟从反面说明,只要是男孩,不管是头胎还是二胎(出生次序无关紧要),其身体健康均不会受到同胞性别结构的影响。本文仍将样本限定于二孩户家庭中。首先,我们针对头胎男孩样本(长兄),比较有弟弟和有妹妹对长兄健康是否有影响;对二胎男孩样本(二弟),比较有长兄和长姐对二弟的健康是否有影响。本文发现同样是头胎, 但长兄的身高不会受到同胞性别结构的影响(表 5 Panel A);同样是二胎,弟弟的身高不会受到同胞性别结构的影响(Panel B)。总之,表 5 的结果表明,不管是头胎还是二胎,只要是男孩,其身高就不会受到同胞性别结构的影响。因此,表 5 的结果从反面排除了出生次序干扰本文主要结果的可能性。
(四) 异质性分析
男孩偏好对女孩健康的影响可能在年龄上、农村与城市间存在一定的差异。为分析男孩偏好的异质性,本文仍将样本限定于二孩户长姐中,并按年龄及城乡分组回归。表 6 报告了该异质性分析结果。本文发现农村中男孩偏好对小学及初高中女孩的影响更为显著( Panel A);城市中的男孩偏好对初高中女孩的影响更加显著 (Panel A)。综合起来看,首先,农村的男孩偏好现象更加显著,该结果也与廖丽萍和张呈磊(2020)相同。其次男孩偏好效应随长姐年龄增加而升高,说明男孩偏好现象对健康的影响更多地体现在长期效应上,该发现则与廖丽萍和张呈磊(2020) 有所不同。
弟弟妹妹的年龄以及长姐与弟弟妹妹的年龄差距还可能影响长姐的身体健康, 这一点也可能存在异质性。本文尝试使用两种方法来探讨弟弟妹妹的年龄可能的影响。第一,我们控制弟弟妹妹的年龄或长姐与弟弟妹妹年龄的差距;第二,我们按长姐与弟弟妹妹年龄的差距分组探讨异质性。由于大多数长姐与弟弟妹妹的年龄差距为 0~6 岁,大于 7 岁的差距相对较稀少,因而我们将与弟弟妹妹的年龄差距分为 0~6 岁和 7~18 岁两组。表 7 报告了上述尝试的回归结果。可以发现,增加弟弟妹妹的年龄或与弟弟妹妹年龄差距作为控制变量并不会改变主要的回归结果,并且这两个变量本身也不显著。这说明,平均来看,弟弟妹妹的年龄或与弟弟妹妹的年龄差距并不显著地影响长姐的身体健康。分组的 IV 结果显示,与弟弟妹妹的年龄差在 0~6 岁并没有显著地影响长姐的身体健康,而与弟弟妹妹的年龄差距在 7 ~ 18 岁 时,长姐的身体健康受到了显著的负面影响。这一现象很可能与身高是长期健康指标有关。该发现与表 6 的结果均说明男孩偏好对长姐身体健康的影响可能是一个长期累积的结果。
(五) 机制分析
本文接下来分析男孩偏好对长姐身体健康影响的作用机制。根据廖丽萍和张呈磊(2020),家庭对男孩的性别偏好通过两种渠道对女孩的健康状况产生影响。一是通过早期人力资本投资差异直接产生影响:父母受重男轻女思想的影响,相应地在医疗保险、母乳喂养、生病就医、儿童照料等方面减少对女孩的健康投入,直接导致男孩与女孩早期健康产生差异。二是基于生育停止规则的间接影响:若家庭生育女孩,父母通常选择继续生育,现有长姐的健康资源因此会被挤占。由于本文已经将样本限定于二孩户家庭中,因此我们选择从早期健康投入的性别差异这个角度分析作用机制。表 8 报告了机制分析的结果。为方便比较,第 1 列复制了表 3 的主要结果。第 2~5 列分别添加医疗保险、吃母乳月数、生病即送医、白天和晚上自我照顾等渠道变量,第 6 列加入所有渠道变量。与已有文献不同,本文暂未发现医疗保险、母乳喂养、儿童照料是男孩偏好的作用机制。但本文结果很可能只是建议性的。因为有些渠道的样本量非常小,所以与主要回归结果的可比性很小。但是,本文的结果与 Palloni(2017)类似,均发现母亲对子女的性别偏好与补充子女维生素这类健康投入并无显著联系。
五、 结论
本文估计了男孩偏好对长姐身体健康的影响。已有文献将头胎男孩与女孩的健康差异判断为男孩偏好效应。本文认为该假说如果成立,那么妥善地对非头胎样本回归后也应该有类似发现,否则就存在外部有效性性的问题。在解决内生性问题后,本文对非头胎样本的复制结果显示男孩与女孩之间的健康并不存在显著差异, 这揭示出既有文献在识别男孩偏好效应过程中可能混淆了同胞数量、出生次序等其他因素的影响。本文认为,识别男孩偏好效应,本质上要求从家庭内部同胞结构入手,剔除同胞数量、出生次序和同胞性别结构中少数性别等因素的影响,并妥善地解决内生性问题才能获得较为准确的估计。
本文提出一个基于家庭内部同胞性别结构的新颖识别方法:比较二孩户家庭中有弟弟,相对于有妹妹,对长姐身体健康的不同影响。由于将样本限定于二孩户家庭中,本文排除了同胞数量和少数性别的影响;由于研究对象都是长姐,本文剔除了性别本身上的差异。但由于父母可能选择第二胎的性别,本文利用头胎性别的外生性构建同村/ 社区其他家庭头胎男孩的比例作为工具变量,解决内生性问题。
本文发现,在其他情况均相同条件下,相对于有妹妹,有弟弟显著降低了长姐身高。既有文献发现在教育方面,14 岁(义务教育阶段)以后父母一般会显现出较为明显的男孩偏好(Song et al. ,2006)。本文发现说明,至少在健康方面,男孩偏好效应很早就显现出来了。作用机制上,与既有文献不同,本文暂未发现医疗保险、母乳喂养、儿童照料等差异是男孩偏好影响长姐身体健康的渠道。男孩偏好作用于长姐身体健康的机制还有待继续深入挖掘,以期为公共政策着力解决男孩偏好问题提供理论与实证依据。
本文存在以下不足。第一,本文的估计有可能是男孩偏好对长姐身体健康影响的下限。由于本文将样本限定于两孩户家庭中,对于有更多孩子的家庭,长姐的身体健康有可能受到更多弟弟妹妹,尤其是弟弟的负面影响。第二,对存活儿童健康状况性别差异的研究很容易低估性别偏好的真实影响。第三,本文暂未探讨弟弟妹妹尚未出生时是否对长姐的身体健康有显著影响。若父母的男孩偏好程度相对较高,则可能于“弟弟”出生前就开始歧视“长姐”,那么我们的结果很可能低估了男孩偏好的真实影响。第四,本文的结果有可能对典型的二孩户家庭有一定的指导意义,但不一定能直接推广到更多子女的家庭中。
我国人口结构和人口政策变化、社会经济转型、家庭变迁等多重因素叠加给儿童,尤其是农村儿童,带来了“照顾危机”。不仅如此,本文的发现说明,男孩偏好致使女孩在照顾危机之下受到的影响更加严重。因此,本文的政策含义是国家除了应在宏观公共政策上促进性别平等外,还应该建构一个支持家庭、投资儿童的微观家庭政策体系。这将有利于我国在人口红利逐渐消失的背景下挖掘性别平等的红利作为替代,也将有利于经济社会发展和增强人民获得感。
参考文献 略
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编辑 | 常远 李舒敏
排版 | 王书铭
核发 | 梅赐琪
微信推送：2021年第180期