宏觀制度環(huán)境對出生性別比治理績效的影響機制

宏觀制度環(huán)境對出生性別比治理績效的影響機制

第一節(jié)研究設(shè)計對制度環(huán)境的研究是制度分析學(xué)派的一個重要特點。新制度經(jīng)濟學(xué)認(rèn)為制度環(huán)境確定了有關(guān)交易的基本行為準(zhǔn)則，成為參與者進(jìn)行制度安排的約束條件［250］，任何一項組織或治理行為都是嵌入一定的制度環(huán)境中并受到環(huán)境的約束和限制的，但長期以來，制度環(huán)境和制度實施兩個層面卻處于隔離狀態(tài)。隨著制度分析方法在中國的引進(jìn)，關(guān)于制度環(huán)境的研究也開始出現(xiàn)于企業(yè)治理和政府公共部門治理的相關(guān)研究中，但是目前的研究以案例分析和一般的描述為主，較少結(jié)合相關(guān)的實證數(shù)據(jù)進(jìn)行分析和檢驗，即使在一些實證研究中，環(huán)境要素也多被當(dāng)作控制變量進(jìn)行分析。此外，目前關(guān)于制度環(huán)境的研究以靜態(tài)的制度環(huán)境為主，并未將動態(tài)的社會變遷也作為制度環(huán)境納入分析框架中。對于出生性別比治理而言，現(xiàn)有的研究對環(huán)境的考察一直不是重點所在，多數(shù)研究將制度環(huán)境作為一些控制變量加以分析，深入研究不足?；谏鲜鰡栴}，本章內(nèi)容以出生性別比治理的靜態(tài)和動態(tài)制度環(huán)境為研究對象，分析它們對出生性別比治理績效產(chǎn)生的影響，具體目標(biāo)如下。一是通過文獻(xiàn)梳理，結(jié)合出生性別比問題界定出生性別比治理所面對的制度環(huán)境，包括靜態(tài)的制度環(huán)境設(shè)置和動態(tài)的社會變遷。二是構(gòu)建制度環(huán)境對出生性別比治理績效影響的分析框架。三是結(jié)合陜西省宏觀統(tǒng)計數(shù)據(jù)和政策文本數(shù)據(jù)對分析框架進(jìn)行驗證。第二節(jié)制度環(huán)境對出生性別比治理績效影響的分析框架本書第三章已經(jīng)初步展示了制度環(huán)境影響出生性別比治理績效的基本路徑，對于出生性別比治理而言，作為一種典型的公共治理范疇，同樣也面臨著復(fù)雜而多變的制度環(huán)境。制度環(huán)境對出生性別比治理來說是不可忽視的重要變量。因此，這里主要在第三章出生性別比治理績效影響機制的分析框架的基礎(chǔ)上，結(jié)合出生性別比治理的理論和實踐構(gòu)建制度環(huán)境對出生性別比治理績效影響的操作性分析框架，具體見圖6-1。圖6-1制度環(huán)境對出生性別比治理績效影響的分析框架第三章分析框架中制度環(huán)境劃分為靜態(tài)的制度環(huán)境和動態(tài)的社會變遷兩種。具體到出生性別比治理，其所面臨的制度環(huán)境同樣有靜態(tài)和動態(tài)之分。從普遍意義上來說，制度環(huán)境是無法窮盡的，因其包括各種各樣的規(guī)則和變化。因此具體到出生性別比治理，從影響其治理績效的主要制度環(huán)境入手，梳理和總結(jié)出了影響出生性別比治理的主要靜態(tài)制度環(huán)境和動態(tài)的制度變遷要素。靜態(tài)制度環(huán)境方面，關(guān)于出生性別比治理相關(guān)制度環(huán)境的分類，《第二期中國婦女社會地位抽樣調(diào)查主要數(shù)據(jù)報告》（以下簡稱《報告》）以及學(xué)者楊雪燕［63］的研究已經(jīng)提供了一定的研究基礎(chǔ)?！秷蟾妗穼⒂绊懗錾丝谛詣e比治理的制度環(huán)境分為經(jīng)濟、教育、政治與社會參與、婚姻四類。楊雪燕在前者的基礎(chǔ)上增加了社會保障制度和生育制度，從而形成了較為完備的制度環(huán)境體系。而婚姻和生育制度是家庭制度的核心，與財產(chǎn)制度共同構(gòu)成家庭制度。因此，本書將出生性別比治理的基本制度環(huán)境劃分為政治制度、經(jīng)濟制度、家庭制度、教育制度和社會保障制度。動態(tài)的社會變遷方面，主要將婦女地位變遷、經(jīng)濟變遷、文化變遷和人口變遷作為影響出生性別比治理的動態(tài)制度環(huán)境。第一，婦女地位變遷與出生性別比。一方面，出生性別比失調(diào)是微觀個體層面婦女地位低下的反映；另一方面，婦女是生育行為的載體，婦女地位決定著婦女在生育決策中權(quán)力的大小［220］，包括生育子女的數(shù)量和是否追求生育的性別。關(guān)于婦女地位與生育決策的研究很多，這些研究主要從婦女的社會地位［251］和家庭地位［249］兩個維度分析其對生育決策的影響。第二，經(jīng)濟變遷對出生性別比存在影響。經(jīng)濟變遷包括經(jīng)濟水平變遷和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)變遷兩個方面，前者主要指絕對的或相對絕對的經(jīng)濟增長，后者主要指有關(guān)經(jīng)濟增長的各種結(jié)構(gòu)改變。關(guān)于經(jīng)濟因素對出生性別比的影響，現(xiàn)有的研究結(jié)論并不一致，有的研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟水平的提高會促進(jìn)出生性別比的下降，而有的研究認(rèn)為經(jīng)濟水平上升人們會因為支付能力提升而更加容易借助技術(shù)性手段進(jìn)行人為的性別鑒定和性別選擇。還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展是把雙刃劍，一定程度的經(jīng)濟發(fā)展會促進(jìn)出生性別比的下降，但是同時也可能會激化男孩偏好，從而推高出生性別比水平［238-239］。第三，文化變遷與出生性別比。出生性別比產(chǎn)生的內(nèi)在動因是傳統(tǒng)的男孩偏好文化，這種傳統(tǒng)文化歷史久遠(yuǎn)。男孩偏好是傳統(tǒng)的家庭文化、婚嫁文化、養(yǎng)老文化、宗族文化等多種文化交織作用下的產(chǎn)物，有學(xué)者認(rèn)為中國傳統(tǒng)文化對出生性別比具有決定作用，李銀河將文化的范圍具體到“村落”，認(rèn)為是村落文化的規(guī)范力量和壓力作用影響與制約著農(nóng)民的生育行為［87］。因此，文化因素是研究出生性別比的重要變量，男孩偏好的弱化在很大程度上依賴于文化的變遷。第四，人口變遷與出生性別比。人口變遷的范疇較廣，宏觀上包括人口總量的變遷、人口的流動、生育的變遷、年齡結(jié)構(gòu)的變遷等，微觀層次有家庭規(guī)模的變遷、家庭結(jié)構(gòu)的變遷等，這些人口因素的變動都會對出生性別比產(chǎn)生影響?？偠灾?，無論是靜態(tài)的制度環(huán)境還是動態(tài)的社會變遷都對出生性別比的水平產(chǎn)生影響，對出生性別比治理而言，尋求與之相互協(xié)調(diào)的制度環(huán)境是實現(xiàn)有效治理的前提之一，也就是說制度環(huán)境與出生性別比治理之間的適應(yīng)性效率對出生性別比治理的最終績效產(chǎn)生影響。因此，本章接下來的兩節(jié)將分別從靜態(tài)制度環(huán)境和動態(tài)社會變遷入手分析影響出生性別比治理績效的制度因素。第三節(jié)出生性別比治理績效影響的靜態(tài)制度環(huán)境分析制度是研究出生性別比問題不可忽視的重要變量。性別失衡的直接動因是男尊女卑的傳統(tǒng)文化制度，而根源則是社會制度對女性在家庭地位、經(jīng)濟能力、基本權(quán)益、生存條件、發(fā)展機會和社會評價等方面的弱勢地位設(shè)定。從治理角度看，任何公共事務(wù)的治理都無法脫離制度而實現(xiàn)，制度是治理得以實現(xiàn)的載體。目前，已有學(xué)者從制度入手關(guān)注和研究出生性別比問題及其治理，李慧平［252］就指出觀念并不是單獨起作用的，它與物質(zhì)環(huán)境、社會制度相互影響，是物質(zhì)環(huán)境和社會制度塑造并不斷影響著人們的性別觀念。出生性別比的治理是復(fù)雜的社會系統(tǒng)工程，只有人口、教育、社會保障、公民權(quán)利等相關(guān)制度的設(shè)計都充分體現(xiàn)性別平等理念，并在制度實施中最大化地實現(xiàn)性別平等，才能從根本上治理出生性別比問題。而國內(nèi)外關(guān)于制度關(guān)聯(lián)性的理論詮釋和實證研究給出生性別比治理研究的一個重要啟示即出生性別比治理與相關(guān)社會制度是否有關(guān)聯(lián)性？如果存在關(guān)聯(lián)性，那么關(guān)聯(lián)屬性為何？制度關(guān)聯(lián)下出生性別比治理整體上面臨怎樣的制度環(huán)境？顯然，從制度視角出發(fā)研究出生性別比治理是有益的探索，因此，本書力圖從制度關(guān)聯(lián)視角出發(fā)，系統(tǒng)分析當(dāng)前性別失衡所面臨的制度環(huán)境，探尋制度環(huán)境形成的原因和機制，目標(biāo)是通過這一研究識別制度環(huán)境對出生性別比治理的作用，從制度入手探求性別失衡的根源以及治理低效的機制。本部分引入微觀的制度關(guān)聯(lián)性視角，對出生性別比治理的制度環(huán)境進(jìn)行具體的分析。根據(jù)制度關(guān)聯(lián)性的一般分析框架，按照制度的層級性，劃分出影響出生性別比治理制度環(huán)境中的基本制度。由于基本制度只有通過派生制度才能得到有效執(zhí)行［26］，因此必須根據(jù)基本制度并結(jié)合出生性別比治理的相關(guān)研究劃分出派生制度。關(guān)于派生制度，政治制度方面，《報告》和楊雪燕都選擇了以婦女參政作為衡量指標(biāo)，而這一指標(biāo)集中體現(xiàn)在我國的憲法制度、選舉制度和基層自治制度中，因此，本書將這三類制度作為政治制度的派生制度。此外，司法制度作為保障婦女政治權(quán)益的執(zhí)行法不容忽視，同時，戶籍制度從公民身份和自由權(quán)利的角度也可以視為一種政治制度。經(jīng)濟制度方面，在存在社會性別差異的背景下，就業(yè)水平在一定程度上反映了婦女的社會地位。產(chǎn)權(quán)制度，尤其是女性因婚嫁等流動時出現(xiàn)的土地產(chǎn)權(quán)的流失現(xiàn)象比較普遍。此外，隨著人口和計劃生育工作新機制的建設(shè)，以完善經(jīng)濟社會制度和發(fā)展政策來調(diào)節(jié)女兒戶生活環(huán)境的利益導(dǎo)向政策成為治理的重要手段，而利益導(dǎo)向政策的推行必須依托特定的財政政策，因此這里將財稅制度也視為經(jīng)濟制度的操作制度之一。多項研究均發(fā)現(xiàn)，社會保障制度缺位是影響出生性別比治理的主要社會因素。確定影響出生性別比治理的基本制度和派生制度后，依據(jù)張旭昆［147］提出的制度相關(guān)性，判斷和識別出生性別比治理與制度環(huán)境的三種關(guān)聯(lián)屬性，即耦合、獨立和互斥。值得強調(diào)的是，由于性別失衡本質(zhì)上是不平等的傳統(tǒng)文化制度和社會制度引起的，因而性別失衡根本上是社會性別問題，鑒于此，分析出生性別比治理的制度環(huán)境時一個不可忽略的視角即社會性別。具體的操作化分析框架見圖6-2。圖6-2靜態(tài)的制度環(huán)境對出生性別比治理績效的影響一變量測量根據(jù)前述分析框架和文獻(xiàn)梳理確定本研究所指向的對象就是省級層面制定的構(gòu)成出生性別比治理制度環(huán)境的制度性文件。根據(jù)研究對象，主要收集了政治、經(jīng)濟等五項基本制度中涉及男女平等、出生性別比治理等內(nèi)容的相關(guān)規(guī)定。收集途徑主要包括法律專網(wǎng)、官方網(wǎng)站以及相關(guān)文獻(xiàn)，具體如下。第一，通過法律之星的地方法規(guī)查詢網(wǎng)收集到1986～2014年的相關(guān)制度文件。首先，將可能涉及目標(biāo)制度的36個發(fā)布部門納入搜索范圍，按照部門在出生性別比治理中的職能設(shè)定搜索關(guān)鍵詞，共檢索到相關(guān)制度文件112項；其次，由于該網(wǎng)提供的檢索分類中將與性別平等有關(guān)的制度統(tǒng)一歸入“其他”分類項中，因此考慮到前次檢索可能會遺漏部分相關(guān)的制度性文件，將文件分類設(shè)定為“其他”，發(fā)布部門不做改變進(jìn)行了二次檢索，共檢索到48項制度文件。通過兩次檢索共獲得目標(biāo)制度文件160項。第二，為確保檢索信息的完整性，又登錄了23個部門的官方網(wǎng)站補充檢索到相關(guān)制度文件26項。第三，通過文獻(xiàn)閱讀，再次補充整理出制度文件39項。具體的文件搜索情況見表6-1。搜索過程發(fā)現(xiàn)，省級地方中的部分法律法規(guī)直接使用國家機構(gòu)層面制定的法律，形式上由地方人大等機構(gòu)進(jìn)行轉(zhuǎn)發(fā)，所以所收集的數(shù)據(jù)中也包含部分國家層面的法律法規(guī)。表6-1數(shù)據(jù)收集一覽檢索來源檢索部門文件分類或關(guān)鍵詞目標(biāo)文件數(shù)法律之星地方法規(guī)網(wǎng)一次檢索涉及陜西省人民代表大會、陜西省人大常委會等共計36個部門和機構(gòu)涉及金融保險、食品醫(yī)藥等15個關(guān)鍵詞112項二次檢索同上“其他”48項官方網(wǎng)站涉及陜西省政府網(wǎng)、衛(wèi)計委等23個部門和機構(gòu)以部門職能設(shè)定關(guān)鍵詞，如教育部則設(shè)定“教育平等”“女性教育權(quán)利”等為關(guān)鍵詞26項文獻(xiàn)——39項合計225項表6-1數(shù)據(jù)收集一覽二研究方法制度關(guān)聯(lián)性分析的核心在于分析制度之間的關(guān)聯(lián)屬性。本書中，如果制度環(huán)境中的制度與出生性別比治理呈現(xiàn)耦合關(guān)聯(lián)，說明現(xiàn)有制度環(huán)境有利于出生性別比治理的開展，而雙方之間的獨立關(guān)聯(lián)則說明治理相關(guān)的制度在設(shè)計和實施中缺乏對出生性別比問題的考慮，或者是缺乏社會性別平等的理念和視角，而二者之間如果呈現(xiàn)互斥關(guān)聯(lián)，就表明制度設(shè)計對出生性別比治理的作用是消極的，制度的實施會抵消或阻礙治理的績效。因此，本書的研究方法以文本分析和簡單的描述統(tǒng)計為主。首先，通過對政策文本和文獻(xiàn)的梳理，總結(jié)出每項制度與出生性別比治理的關(guān)聯(lián)屬性，然后根據(jù)制度主體效力級別以及關(guān)聯(lián)屬性對變量進(jìn)行編碼。變量類目以及編碼見表6-2。表6-2類目及編碼說明一級類目二級類目三級類目變量編碼出生性別比治理與制度環(huán)境的關(guān)聯(lián)性政治制度、經(jīng)濟制度、教育制度等五類制度的具體制度制定與實施主體效力級別三分類數(shù)據(jù)，陜西省人大及其常委會為3；陜西省政府為2，省級各廳、各局為1與出生性別比治理關(guān)聯(lián)性三分類數(shù)據(jù)，耦合為1，互斥為-1，獨立為0表6-2類目及編碼說明三結(jié)果分析（一）一般統(tǒng)計描述利用制度關(guān)聯(lián)性對構(gòu)成制度環(huán)境的各項制度進(jìn)行分析，分別對制度制定主體的效力級別以及制度的關(guān)聯(lián)屬性進(jìn)行賦權(quán)，從而形成出生性別比治理與制度環(huán)境之間關(guān)聯(lián)屬性的統(tǒng)計表（見表6-3）。數(shù)據(jù)顯示，政治制度方面，基層自治制度與憲法制度與出生性別比治理之間的耦合性關(guān)聯(lián)比重較大，比例分別為87.5%和100%。而選舉制度和司法制度與出生性別比治理的關(guān)聯(lián)以獨立關(guān)聯(lián)為主，但同時耦合關(guān)聯(lián)也分別占到33%、33%。政治制度中互斥關(guān)聯(lián)比重較大的為戶籍制度，互斥關(guān)聯(lián)比重達(dá)到75%。在經(jīng)濟制度方面，與出生性別比治理呈耦合性關(guān)聯(lián)的主要是產(chǎn)權(quán)制度和就業(yè)制度。在產(chǎn)權(quán)制度中，與治理呈現(xiàn)耦合關(guān)聯(lián)的制度占總數(shù)的60%，而就業(yè)制度與治理的耦合關(guān)聯(lián)更是高達(dá)96%。但是經(jīng)濟制度中的財政與稅收制度與出生性別比治理的互斥關(guān)聯(lián)占比為54%，耦合與獨立關(guān)聯(lián)分別為23%、23%。家庭制度方面，婚姻和財產(chǎn)制度與出生性別比治理的耦合性關(guān)聯(lián)比重較大，分別為83%和100%。而在生育制度方面，現(xiàn)有的8項相關(guān)生育制度，其中5項是與出生性別比治理互斥的。教育制度中，社會教育制度與出生性別比治理的耦合關(guān)聯(lián)比重較大，達(dá)到88%；另外兩項制度，學(xué)校教育和家庭教育制度與出生性別比治理的關(guān)聯(lián)均以獨立關(guān)聯(lián)為主，獨立關(guān)聯(lián)比重均在50%以上。社會保障制度方面，社會養(yǎng)老保障與社會醫(yī)療保險制度與治理的關(guān)聯(lián)以互斥關(guān)聯(lián)為主，互斥比重分別為70%和57%，除此之外，獨立關(guān)聯(lián)分別占到23%和16%。而25項社會救助制度中，與出生性別比治理呈獨立關(guān)聯(lián)的制度比重達(dá)到68%，另外還有28%的制度與治理呈互斥關(guān)系。表6-3出生性別比治理與制度環(huán)境關(guān)聯(lián)屬性統(tǒng)計政治制度基層自治制度（8項）34項3項（75%）87.5%1項（25%）12.5%0項（0）022項2項（100%）0項（0）0項（0）12項2項（100%）0項（0）0項（0）憲法制度（8項）35項5項（100%）100%0項（0）00項（0）023項3項（100%）0項（0）0項（0）10項0項（0）0項（0）0項（0）選舉制度（6項）36項2項（33%）33%4項（67%）67%0項（0）020項0項（0）0項（0）0項（0）10項0項（0）0項（0）0項（0）司法制度（6項）31項0項（0）33%1項（100%）67%0項（0）021項0項（0）1項（100%）0項（0）14項2項（50%）2項（50%）0項（0）戶籍制度（6項）31項0項（0）25%0項（0）01項（100%）75%21項1項（100%）0項（0）0項（0）14項0項（0）0項（0）4項（100%）經(jīng)濟制度產(chǎn)權(quán)制度（20項）36項3項（50%）60%0項（0）25%3項（50%）15%28項5項（63%）3項（27%）0項（0）16項4項（67%）2項（33%）0項（0）財政與稅收制度（16項）30項0項（0）23%0項（0）23%0項（0）54%24項1項（25%）0項（0）3項（75%）112項2項（17%）4項（33%）6項（50%）就業(yè)制度（30項）34項2項（50%）96%0項（0）02項（50%）4%29項9項（100%）0項（0）0項（0）117項17項（100%）0項（0）0項（0）家庭制度婚姻制度（6項）33項3項（100%）83%0項（0）17%0項（0）021項0項（0）1項（100%）0項（0）12項2項（100%）0項（0）0項（0）財產(chǎn)制度（6項）33項3項（100%）100%0項（0）00項（0）020項0項（0）0項（0）0項（0）13項3項（100%）0項（0）0項（0）生育制度（8項）35項0項（0）00項（0）37.5%5項（100%）62.5%23項0項（0）3項（100%）0項（0）10項0項（0）0項（0）0項（0）教育制度學(xué)校教育制度（11項）31項1項（100%）36%0項（0）55%0項（0）9%23項1項（33%）1項（33%）1項（33%）17項2項（29%）5項（71%）0項（0）家庭教育制度（8項）30項0項（0）37.5%0項（0）62.5%0項（0）020項0項（0）0項（0）0項（0）18項3項（37.5%）5項（62.5%）0項（0）社會教育制度（9項）32項2項（100%）88%0項（0）12%0項（0）021項1項（100%）0項（0）0項（0）16項5項（83%）1項（17%）0項（0）社會保障制度養(yǎng)老保障制度（26項）31項0項（0%）7%1項（100%）23%0項（0）70%213項1項（7%）2項（15%）10項（78%）112項1項（8%）3項（25%）8項（67%）醫(yī)療保險制度（36項）30項0項（0）27%0項（0）16%0項（0）57%28項2項（25%）1項（12.5%）5項（62.5%）128項8項（29%）5項（17%）15項（54%）社會救助制度（25項）30項0項（0）4%0項（0）68%0項（0）28%210項1項（10%）6項（60%）3項（30%）115項0項（0）11項（73%）4項（27%）注：制度效力級別中，3表示由陜西省人大及其常委會制定的制度法規(guī)，2表示由陜西省政府及政府辦公室制定的制度規(guī)章，1表示由陜西省各廳、各局制定的法規(guī)和文件；關(guān)聯(lián)屬性中，將耦合關(guān)系賦值為1，獨立關(guān)系賦值為0，互斥關(guān)系賦值為-1。表6-3出生性別比治理與制度環(huán)境關(guān)聯(lián)屬性統(tǒng)計為了清楚闡釋制度關(guān)聯(lián)屬性的分析邏輯以及每一種關(guān)聯(lián)屬性所揭示的制度含義，這里以社會養(yǎng)老保障制度為例進(jìn)行詳細(xì)的分析。當(dāng)前的社會養(yǎng)老保障制度與出生性別比治理到底呈現(xiàn)何種關(guān)聯(lián)，關(guān)聯(lián)屬性在各個效力級別中如何分布？通過分析表6-3中的數(shù)據(jù)可以得到答案。表6-3顯示，26項社會養(yǎng)老保障制度中，從橫向的制度關(guān)聯(lián)屬性看，與出生性別比治理呈現(xiàn)耦合、獨立和互斥關(guān)聯(lián)的制度比例分別為7%、23%和70%，表明當(dāng)前的養(yǎng)老保障制度與出生性別比治理的關(guān)聯(lián)以互斥為主，養(yǎng)老制度對出生性別比治理的作用是消極的。從縱向關(guān)聯(lián)屬性分布的制度效力級別看，最高制度效力級別，即由陜西省人大及其常委會印發(fā)的與社會養(yǎng)老保障相關(guān)的法律僅有一條，即《中華人民共和國社會保險法》，而該法并未提及人口和計劃生育家庭的社會養(yǎng)老問題，更沒有對女孩戶或雙女戶家庭的社會養(yǎng)老保障制度做出特別的規(guī)定。而第二效力級別的12項制度規(guī)定中有8項均與出生性別比治理的理念和目標(biāo)互斥，主要表現(xiàn)在制度規(guī)定體現(xiàn)出明顯的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)性，在制度建設(shè)、保障模式等方面均表現(xiàn)為明顯的“重城鎮(zhèn)，輕農(nóng)村”的設(shè)計缺陷。第三效力級別的養(yǎng)老制度也與出生性別比治理整體上呈現(xiàn)互斥關(guān)聯(lián)?？傮w而言，最高效力級別的養(yǎng)老保障制度并未將人口和計劃生育家庭的特殊需求和利益加以體現(xiàn)，而第二、第三效力級別的社會養(yǎng)老保障制度設(shè)計甚至與出生性別比治理的需求相抵觸，對治理不僅起不到促進(jìn)作用反而會阻礙治理目標(biāo)的實現(xiàn)。（二）出生性別比治理與制度環(huán)境關(guān)聯(lián)矩陣上述數(shù)據(jù)統(tǒng)計和文本分析系統(tǒng)展示了各項社會制度與性別失衡治理的關(guān)聯(lián)屬性。表6-4給出了出生性別比治理與制度環(huán)境關(guān)聯(lián)的具體內(nèi)容，目的是分析各項制度具有的關(guān)聯(lián)屬性的強度。通過對表中數(shù)據(jù)的整體統(tǒng)計筆者發(fā)現(xiàn)，在制度環(huán)境所涉及的17項具體制度中，與出生性別比治理制度耦合性關(guān)聯(lián)比例達(dá)到50%以上的制度有7項，而比例達(dá)到50%以上的獨立和互斥關(guān)聯(lián)均為5項，表6-4展示了各項制度呈現(xiàn)的主要關(guān)聯(lián)屬性。下面將對三類較強關(guān)聯(lián)屬性的形成機制做具體分析。表6-4出生性別比治理與制度環(huán)境關(guān)聯(lián)屬性制度環(huán)境基礎(chǔ)制度派生制度出生性別比治理政治制度基層自治制度◎憲法制度◎選舉制度○司法制度○戶籍制度△經(jīng)濟制度產(chǎn)權(quán)制度◎財政與稅收制度△就業(yè)制度◎家庭制度婚姻制度◎財產(chǎn)制度◎生育制度△教育制度學(xué)校教育制度○家庭教育制度○社會教育制度◎社會保障制度養(yǎng)老保障制度△醫(yī)療保險制度△社會救助制度○注：某一關(guān)聯(lián)屬性比例占三種屬性50%以上則定義為具有較強的某種關(guān)聯(lián)，◎用來表示較強的耦合關(guān)聯(lián)，○用來表示較強的獨立關(guān)聯(lián)，△用來表示較強的互斥關(guān)聯(lián)。表6-4出生性別比治理與制度環(huán)境關(guān)聯(lián)屬性1.具有較強耦合關(guān)聯(lián)的制度及其形成首先，政治制度中的基層自治制度與憲法制度。現(xiàn)有的8項基層自治制度中7項制度對女性參與自治的數(shù)量和比例做出了規(guī)定。而憲法作為根本大法，不僅從經(jīng)濟、政治、社會等方面突出規(guī)定了婦女的平等地位，還同時制定和實施了一系列較為具體的法律和法規(guī)，如全國人民代表大會制定了專門的《中華人民共和國婦女權(quán)益保護(hù)法》，還在《中華人民共和國未成年人保護(hù)法》中特別規(guī)定對女性未成年人權(quán)益的保護(hù)。除此之外，國務(wù)院關(guān)于婦女和兒童的發(fā)展綱要中進(jìn)一步強調(diào)婦女平等的健康權(quán)、教育權(quán)、就業(yè)權(quán)和決策參與權(quán)。其次，經(jīng)濟制度中的產(chǎn)權(quán)制度與就業(yè)制度。產(chǎn)權(quán)制度與出生性別比治理之間的關(guān)聯(lián)主要體現(xiàn)于土地自由流轉(zhuǎn)的相關(guān)規(guī)定中，產(chǎn)權(quán)制度的20項制度中，9項涉及了土地自由流轉(zhuǎn)的內(nèi)容，《陜西省人民政府關(guān)于促進(jìn)農(nóng)村土地承包經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的指導(dǎo)意見》鼓勵多樣化的土地流轉(zhuǎn)方式，而土地流轉(zhuǎn)的實現(xiàn)可能從推進(jìn)城鎮(zhèn)化和人地分離方面弱化對承載勞動力的男性的依賴，使得男孩效益弱化。就業(yè)制度方面，30項就業(yè)制度中28項分別涉及了女職工權(quán)益保護(hù)、農(nóng)村婦女就業(yè)與創(chuàng)業(yè)支持等內(nèi)容，體現(xiàn)了對女性的制度關(guān)懷，對促進(jìn)女性就業(yè)是有益的，而就業(yè)水平在一定程度上反映了婦女的社會地位，社會就業(yè)水平通過影響社會勞動生產(chǎn)率而影響婦女婚姻水平和生育水平以及生育意愿而間接影響出生人口性別比［34］。再次，家庭制度中的婚姻制度和財產(chǎn)制度?！痘橐龇ā分忻鞔_提出實行男女平等的婚姻制度，并特別規(guī)定“女方在懷孕期間、分娩后一年內(nèi)或中止妊娠后六個月內(nèi)，男方不得提出離婚”。除了對合法婚姻中的女性進(jìn)行保護(hù)外，相關(guān)法律還規(guī)定處理事實婚姻相關(guān)案件時要以保護(hù)婦女權(quán)益為基本原則酌情判決，并進(jìn)一步強調(diào)事實婚姻案件中涉及分割財產(chǎn)時，應(yīng)照顧婦女的利益。財產(chǎn)制度方面也體現(xiàn)了對女性的保護(hù)，除了強調(diào)財產(chǎn)繼承男女平等外，最高人民法院部門法進(jìn)一步規(guī)定在處理夫妻財產(chǎn)的案件中要以保護(hù)婦女、兒童權(quán)益為原則。最后，教育制度中的社會教育制度。社會教育制度更多體現(xiàn)了社會性別視角，分別從婦女職業(yè)教育、婦女掃盲等方面進(jìn)行了相關(guān)制度設(shè)計，而且制度對象主要面向農(nóng)村地區(qū)婦女，而這部分人群是有性別偏好觀念的多數(shù)群體，因此，面向這部分女性的培訓(xùn)和教育，可以提高農(nóng)村婦女的綜合技能和社會地位，從而通過這部分女性的示范作用改變農(nóng)村社區(qū)群眾對婦女傳統(tǒng)地位的刻板印象。2003年《陜西省人民政府關(guān)于修改陜西省實施〈掃除文盲工作條例〉辦法的決定》中將農(nóng)村地區(qū)婦女列為主要的掃盲對象之一，這一決定對于改善農(nóng)村婦女的文化觀念和經(jīng)濟地位具有推動作用，對于其傳統(tǒng)觀念的改變也有積極意義。2.具有較強獨立關(guān)聯(lián)的制度及其形成首先，政治制度中的選舉制度和司法制度。選舉制度中的有關(guān)條文雖然規(guī)定了選舉代表中的女性代表問題，但是所有條款都缺乏操作性的規(guī)定，制度實質(zhì)上存在消極性別歧視，無法根本保證女性參與政治。因為無論是基層組織法還是選舉法所指出的“適當(dāng)比例”均未在人數(shù)指標(biāo)和實施機制上進(jìn)行明確，在男尊女卑的社會環(huán)境下，這種模糊規(guī)定基本上不可能保障女性在代表成員中占有一席之地。司法制度中法律援助制度與出生性別比治理的關(guān)聯(lián)較強，主要體現(xiàn)在婦女法律援助方面。然而，國家最近頒布的法律援助條例并未將婦女法律援助寫入，只有最高人民法院的兩項部門法規(guī)中提及要加大對侵犯婦女兒童合法權(quán)益犯罪的打擊懲處力度，陜西省目前尚沒有就法律援助制度做出相關(guān)規(guī)定。而由于數(shù)千年“夫權(quán)至上”封建思想的侵蝕，婦女在訴求法律保護(hù)時處于消極狀態(tài)，同時由于對家庭矛盾引發(fā)的法律訴訟往往注重調(diào)節(jié)而弱化法律責(zé)任追究，對侵害者不會造成震懾，因此，法律援助尚未成為婦女權(quán)益保護(hù)的有效手段。其次，獨立性關(guān)聯(lián)較強的還有教育制度中的學(xué)校教育制度和家庭教育制度。教育制度與出生性別比治理的關(guān)聯(lián)性主要體現(xiàn)在通過教育公平保障男女在教育機會和教育資源上享有平等的權(quán)利，以此提升女性地位，實現(xiàn)社會性別平等，然而，目前的教育制度總體上缺乏性別平等的內(nèi)容。除《教育法》外，學(xué)校教育中70%的制度并未納入性別平等內(nèi)容，在普及義務(wù)教育總體規(guī)劃下社會性別平等理念的缺失將導(dǎo)致普惠政策對人口和計劃生育優(yōu)惠政策的抵消?！皟擅庖谎a”政策就是普惠性政策削弱人口和計劃生育利益導(dǎo)向政策的典型案例。而家庭教育方面，現(xiàn)有相關(guān)制度均未涉及社會性別平等的內(nèi)容，家庭層面對性別平等的教育是完全缺乏的。最后，社會保障制度中的社會救助制度。作為一張鋪設(shè)在最低生活保障標(biāo)準(zhǔn)之上的“安全網(wǎng)”，社會救助制度是養(yǎng)老保障制度、醫(yī)療保險制度、教育保障制度等制度的底線，而現(xiàn)有社會救助制度設(shè)計尚未納入社會性別視角?！蛾兾魇∪嗣裾P(guān)于加快城鄉(xiāng)社會救助體系建設(shè)的意見》中將社會救助的對象限制為災(zāi)民、流浪人員等群體，還沒有將弱勢婦女或女孩戶家庭列入救助范疇，而且當(dāng)前，社會救助申請以戶籍、收入和財產(chǎn)為主要條件，按照這一標(biāo)準(zhǔn)，多生超生致貧的家庭以及其他違反人口和計劃生育政策的家庭均可申請社會救助，這種社會保障制度的普適性極易引發(fā)超生和性別選擇等違法行為。3.具有較強互斥關(guān)聯(lián)的制度及其形成第一，政治制度中的戶籍制度。戶籍制度是中國特色的社會管理制度，而從人的自由權(quán)利視角理解，戶籍制度同時也是中國特定社會變革下的政治制度。而如果將城鎮(zhèn)化和社會保障制度作為影響出生性別比治理的變量的話，戶籍制度作為阻滯城鎮(zhèn)化進(jìn)程和社會公共服務(wù)均等化的重要因素對出生性別比治理的影響是負(fù)面的。大量研究證明戶籍制度對出生性別比治理的負(fù)面影響主要體現(xiàn)為戶籍制度的二元結(jié)構(gòu)屬性導(dǎo)致醫(yī)療、養(yǎng)老和教育等社會資源配置水平上的城鄉(xiāng)差異。盡管政府已經(jīng)將戶籍制度改革提上議程，并進(jìn)一步強調(diào)要通過戶籍改革縮小城鄉(xiāng)社會保障水平差異，保障農(nóng)民土地權(quán)益，但是作為一項影響半個世紀(jì)之久的行政制度，改革尚需時日，二元結(jié)構(gòu)下城鄉(xiāng)差異的消弭也必然是漫長的。第二，經(jīng)濟制度中的財政與稅收制度。財政與稅收制度同出生性別比治理互斥主要體現(xiàn)在兩個方面。一方面是財政分割體制尤其是縣級以下的財政分割制度對性別失衡治理產(chǎn)生消極影響?！蛾兾魇∝斦d關(guān)于進(jìn)一步推進(jìn)鄉(xiāng)財縣管工作的通知》中將鄉(xiāng)鎮(zhèn)一級的財政權(quán)上收至縣級，這一舉措的初衷雖然是規(guī)范鄉(xiāng)鎮(zhèn)財政收支，但是在削減鄉(xiāng)鎮(zhèn)一級的財政權(quán)力的同時，并未相應(yīng)減輕它們的管理職責(zé)，現(xiàn)實中恰恰是鄉(xiāng)鎮(zhèn)這個幾乎沒有財政權(quán)力的政府層級承擔(dān)著出生性別比問題的大部分治理工作。另一方面在“財權(quán)上移和事權(quán)下移”的財政治理格局下，鄉(xiāng)鎮(zhèn)運轉(zhuǎn)經(jīng)費捉襟見肘，對于人口和計劃生育、教育等公益性的支出相應(yīng)減少，而當(dāng)前的出生性別比治理又主要通過優(yōu)惠性社會政策的柔性調(diào)節(jié)來弱化人們的男孩偏好，政策的執(zhí)行主要依賴充足、靈活的財政資源。雖然財政部為女孩戶計劃生育家庭制定了獎勵扶助制度的動態(tài)調(diào)整機制，除專門針對女孩及其家庭的利益導(dǎo)向政策外，國家面向人口和計劃生育工作的獎勵扶助制度是缺乏性別平等視角的。例如，財政部頒布的《計劃生育家庭特別扶助專項資金管理暫行辦法》規(guī)定：特別扶助對象是城鎮(zhèn)和農(nóng)村獨生子女死亡或傷、病殘后未再生育等特殊家庭。這樣，生活處于貧困的女孩戶家庭被排除于獎勵和扶助之外，對于此類家庭而言是不公平的。陜西省的相關(guān)制度則體現(xiàn)了性別意識，如《陜西省農(nóng)村部分計劃生育家庭獎勵扶助對象確認(rèn)條件的政策性解釋》將雙女戶也納入獎勵扶助范疇。第三，家庭制度中的生育制度。生育制度作為出生性別比治理制度的源生制度，對出生人口性別比治理的影響最為直接，也最為顯著?，F(xiàn)行生育政策的政策擠壓和政策誘導(dǎo)間接加劇了性別失衡。政策擠壓主要是嚴(yán)格的人口數(shù)量限制與傳統(tǒng)的性別偏好相互作用，導(dǎo)致人們在孩子數(shù)量訴求得不到滿足的生育政策環(huán)境下退而求其次形成“以質(zhì)量代替數(shù)量”的生育選擇戰(zhàn)略［120］。而政策誘導(dǎo)則主要是各地生育政策的差異，尤其是一些地區(qū)實行的“一孩半”的生育政策，實際上直接暗示了生育男孩的政策張力，導(dǎo)致了性別比進(jìn)一步失衡。研究發(fā)現(xiàn)實施“一孩半”政策的地區(qū)性別失衡最嚴(yán)重，而實行比較寬松的生育政策的地區(qū)出生性別比比較接近正常值。第四，社會保障制度中的社會養(yǎng)老保障與社會醫(yī)療保險制度。城鄉(xiāng)養(yǎng)老保障制度與醫(yī)療保險制度均體現(xiàn)出明顯的二元結(jié)構(gòu)，存在“重城鎮(zhèn)，輕農(nóng)村”的設(shè)計缺陷。首先，農(nóng)村養(yǎng)老保障制度基礎(chǔ)薄弱。早在1984年，中國各地就開始進(jìn)行城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險制度改革。而農(nóng)村，1991年才開始在部分地區(qū)進(jìn)行養(yǎng)老保障制度的試點，而且面向有支付能力的農(nóng)村居民。其次，從保障模式上看，農(nóng)村養(yǎng)老和醫(yī)療保障均缺乏長效機制。城鎮(zhèn)養(yǎng)老保障和醫(yī)療保險資金來源由單位、個人和政府共同保障，而農(nóng)村無論是養(yǎng)老還是醫(yī)療資金來源均以個人繳費為主。2009年陜西省人民政府《關(guān)于開展新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險試點的實施意見》提出要探索建立個人繳費、集體補助、政府補貼相結(jié)合的新農(nóng)保制度，但是目前廣大農(nóng)村地區(qū)參保者仍是以個人繳費為主。再次，農(nóng)村參保人數(shù)少。截至2009年底，全省253萬人參加農(nóng)村社會保險，僅占全省農(nóng)村人口的12%，而目前已享受到保障金的農(nóng)村人口只占全省農(nóng)村人口的2.37%［253］。社會保障制度的城鄉(xiāng)差異必然會強化農(nóng)村居民對家庭養(yǎng)老和醫(yī)療支付的依賴，從而在一定程度上使得這種差異成為強化男孩偏好的推手。第四節(jié)社會制度變遷下的出生性別比治理績效分析正如本章第三節(jié)內(nèi)容所述，出生性別比治理績效的實現(xiàn)對現(xiàn)有的制度設(shè)計有一定的要求，只有人口、教育、社會保障、公民權(quán)利等相關(guān)制度的設(shè)計都充分體現(xiàn)性別平等理念，并在制度實施中最大化地實現(xiàn)性別平等，才能從根本上治理出生性別比問題。這是從相對靜態(tài)的制度環(huán)境視角分析其與出生性別比治理的關(guān)系的。制度主義學(xué)者諾斯認(rèn)為除靜態(tài)的制度環(huán)境外，動態(tài)的社會變遷也會對特定的治理問題產(chǎn)生影響。因此，本部分內(nèi)容將從制度變遷視角去分析和識別對出生性別比治理績效產(chǎn)生影響的宏觀變量。學(xué)者對于出生性別比問題的分析，長期以來局限于理性人假說和文化決定論的基本定式中，但隨著社會變遷的復(fù)雜化和快速化，傳統(tǒng)的論斷已經(jīng)不能夠合理解釋出生性別比的變化以及變化的原因機制?，F(xiàn)在更多的研究認(rèn)為，不斷變化的環(huán)境因素相互疊加，使其呈現(xiàn)“發(fā)生、發(fā)展和消亡”的動態(tài)演變過程［254-255］。因此，越來越多的學(xué)者將對性別失衡原因以及變化機制的探究視角轉(zhuǎn)向社會變遷。劉娟［256］認(rèn)為社會變遷中存在的對原有的生育理性進(jìn)行解構(gòu)的因素從社會關(guān)系、家庭關(guān)系等方面瓦解了男孩偏好存在的社會基礎(chǔ)。而鄧艷［257］則以社會經(jīng)濟的變遷為視角，探討由社會經(jīng)濟變遷引發(fā)的養(yǎng)老方式轉(zhuǎn)變、子女養(yǎng)育成本、女性受教育程度提高、嬰兒死亡率偏低、現(xiàn)代文化思想的沖擊以及核心家庭結(jié)構(gòu)的主流化、城市化進(jìn)程對傳統(tǒng)性別偏好的沖擊。齊曉安從世界范圍內(nèi)的社會文化變遷出發(fā)，探討了社會變遷對婚姻家庭的影響及趨勢，發(fā)現(xiàn)亞洲國家經(jīng)歷了二戰(zhàn)后的現(xiàn)代化和產(chǎn)業(yè)化后，以往農(nóng)業(yè)社會中的血親主位、父子軸心、男性專權(quán)的傳統(tǒng)家庭，開始向工業(yè)社會的婚姻主位、夫妻軸心、兩性平等的現(xiàn)代家庭轉(zhuǎn)變［258］。而陳友華等在考察了導(dǎo)致中國出生性別比失衡的各種因素在社會變遷的時代背景下是否仍然起作用及作用的方向后，認(rèn)為改革開放以來中國經(jīng)濟的快速增長與社會的急劇變遷，已經(jīng)逐漸積累起促使出生性別比高位回落的社會經(jīng)濟基礎(chǔ)［259］。上述研究從各自視角論證了社會變遷要素對出性別比或男孩偏好所產(chǎn)生的影響，關(guān)注了長期為學(xué)者們所忽視的社會環(huán)境的動態(tài)變化因素。盡管如此，究竟有哪些社會變遷維度影響出生性別比？各個維度又包括哪些具體的變量尚需深入探討。現(xiàn)有文獻(xiàn)主要將社會變遷劃分為經(jīng)濟變遷、文化變遷、人口變遷以及觀念變遷等。關(guān)于社會變遷有多種測量變量，這些變量中既有單一測量指標(biāo)，又有比較綜合的指標(biāo)。因此，本書盡量在考慮數(shù)據(jù)可得性的基礎(chǔ)上選用綜合的指標(biāo)，以保證變量的測量水平。經(jīng)濟變遷方面，對經(jīng)濟水平的測量維度很多，比較典型的有第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重、人均國民收入、國內(nèi)生產(chǎn)總值、基尼系數(shù)、消費者物價指數(shù)等。前面已經(jīng)提到，目前關(guān)于經(jīng)濟增長對男孩偏好的影響并不確定，正向、負(fù)向和雙向影響的觀點并存，本部分并未選擇經(jīng)濟增長的變量，如人均國民收入、國內(nèi)生產(chǎn)總值、基尼系數(shù)等，而是選擇了第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重和非農(nóng)人口比重兩個指標(biāo)，因為以上兩個指標(biāo)較為綜合地衡量了一個社會的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，而結(jié)構(gòu)的改變是經(jīng)濟變遷的根本動力。全球化背景下，以經(jīng)濟增長為目標(biāo)的短期發(fā)展模式已經(jīng)逐漸被經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展所取代，而經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整和變化對可持續(xù)發(fā)展具有根本決定作用。在文化變遷方面，對于傳統(tǒng)文化的測量沒有直接的指標(biāo)，一般采用家庭戶均規(guī)模、三代戶以上比例來間接測量傳統(tǒng)文化的改變，也有學(xué)者利用文化消費的比例來衡量人們對新型文化的接納程度。同時，城鎮(zhèn)化水平在一定程度上也能夠反映傳統(tǒng)文化的變化，因為城鎮(zhèn)化的推進(jìn)不僅意味著人們生活方式、就業(yè)方式的轉(zhuǎn)變，也是城鎮(zhèn)化進(jìn)程中農(nóng)村人口逐漸改變鄉(xiāng)土環(huán)境下的傳統(tǒng)觀念和意識，逐漸接受城市中的現(xiàn)代文化的過程。一般來說，城鎮(zhèn)化水平越高，男孩偏好越低，出生性別比水平也越低［260］。人口變遷主要包括人口結(jié)構(gòu)、數(shù)量、質(zhì)量和分布等的變遷，這里主要采用人口老齡化比例和總和生育率來測量人口變遷。除此之外，很多文獻(xiàn)將婦女地位變遷作為一個與經(jīng)濟變遷、文化變遷等維度同等重要的變量納入模型進(jìn)行分析，原因在于婦女地位是一個多層次、多角度的綜合概念［261］。在現(xiàn)有研究中，對于婦女地位的分析主要包括社會地位和家庭地位兩個維度，社會地位方面，現(xiàn)有研究主要從婦女的受教育程度、婦女職業(yè)層次、婦女政治地位等方面進(jìn)行分析；另一個視角主要從婦女的生育決策角度去衡量婦女的家庭地位。除以上指標(biāo)外，已經(jīng)有大量研究發(fā)現(xiàn)婦女地位提高和經(jīng)濟地位的提高與婦女離婚率呈U形關(guān)系，粗離婚率可能更能夠體現(xiàn)婦女從家庭本位向個體本位的轉(zhuǎn)變［262］，因此，婦女離婚率也可以視為衡量女性地位的一個指標(biāo)，而且這個指標(biāo)的優(yōu)勢在于能夠同時衡量婦女的社會和家庭地位。原因在于：一方面，婦女離婚很可能與其具有一定的獨立經(jīng)濟能力和生存能力有關(guān)，而這種經(jīng)濟能力和生存能力是社會地位的表現(xiàn)之一；另一方面，離婚能夠反映女性脫離家庭束縛的自主決策能力，因此，是一項能夠同時衡量婦女社會地位和家庭地位的綜合指標(biāo)。一變量測量本部分實證分析的因變量為1982～2013年陜西省的出生性別比治理績效，主要用陜西省32年間的出生性別比水平來測量。自變量方面，主要收集了1982～2013年陜西省婦女地位變遷、經(jīng)濟變遷、傳統(tǒng)文化變遷以及人口變遷的相關(guān)變量。根據(jù)前述選取的主要因變量和自變量，首先建立了以出生性別比治理水平為因變量，以粗離婚率、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比例、非農(nóng)人口比例、家庭戶均規(guī)模、城鎮(zhèn)化率、人口老齡化比例和總和生育率為自變量的理想多元回歸模型。srbt=β0+β1clhlt+β2dsccyrybzt+β3fnrkbzt+β4jthjrkt+β5czhlt+β6llht+β7tfrt+ε（6-1）式（6-1）中，srb表示各個年份的出生性別比水平，clhl為各年粗離婚率，dsccyrybz為各年第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重，fnrkbz為各年非農(nóng)人口比重，jthjrk為各年家庭戶均規(guī)模，czhl為各年城鎮(zhèn)化率，llh為各年老齡化比重，tfr為各年總和生育率。β0、β1、β2、β3、β4、β5、β6和β7為待估系數(shù)，ε為隨機誤差，t為年份。為了消除所采用的變量中可能存在的異方差，對所有變量均取自然對數(shù)，得到新的方程如下：lnsrbt=β0+β1lnclhlt+β2lndsccyrybzt+β3lnfnrkbzt+β4lnjthjrkt+β5lnczhlt+β6lnllht+β7lntfrt+ε（6-2）主要變量及其描述性統(tǒng)計見表6-5。表6-5主要變量及其描述性統(tǒng)計主要變量變量測量均值標(biāo)準(zhǔn)差因變量出生性別比治理績效1982～2013年出生性別比水平115.7004.095自變量婦女地位變遷粗離婚率1.114（‰）0.584經(jīng)濟變遷第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比例25.428（%）7.098非農(nóng)人口比例34.993（%）10.158文化變遷家庭戶均規(guī)模3.6460.441城鎮(zhèn)化率34.465（%）10.105人口變遷人口老齡化比例6.745（%）1.271總和生育率1.693（‰）0.505表6-5主要變量及其描述性統(tǒng)計二研究方法本部分內(nèi)容數(shù)據(jù)主要來自陜西省統(tǒng)計年鑒、社會經(jīng)濟統(tǒng)計公報和相關(guān)文獻(xiàn)。主要考察1982～2013年陜西省的社會制度變遷對出生性別比治理績效的動態(tài)影響，樣本量為32個?；诒容^小的樣本量和對出生性別比治理績效的動態(tài)影響因素的分析目的，在統(tǒng)計方法上選擇了宏觀經(jīng)濟計量方法。按照計量分析方法建模與分析的基本路徑，基本上通過以下幾個步驟進(jìn)行分析：首先，通過最小二乘法建立了多元回歸模型；其次，針對時間序列數(shù)據(jù)，為避免偽回歸，對使用的主要變量做單位根檢驗；再次，通過建立協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ蛯ψ兞恐g長期均衡的線性關(guān)系進(jìn)行檢驗，由此確定變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系；最后，在協(xié)整檢驗基礎(chǔ)上，如果確定變量間有協(xié)整關(guān)系則進(jìn)一步通過誤差修正模型描述變量之間的短期均衡關(guān)系。主要使用的軟件是Eviews7.2，同時輔助使用了Stata軟件。三結(jié)果分析（一）一般統(tǒng)計描述表6-5所展示的主要變量的描述性統(tǒng)計給出了因變量和主要自變量的統(tǒng)計結(jié)果。統(tǒng)計顯示，1982～2013年，陜西省的出生性別比均值為115.7，自變量中粗離婚率為1‰，略低于全國平均水平。第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比例平均為25.43%，非農(nóng)人口比重約為35%，家庭戶均人口為3.65，城鎮(zhèn)化率達(dá)到34.47%，略低于全國42.3%的城鎮(zhèn)化水平。人口老齡化比例為6.75%，總和生育率為1.69‰。（二）社會變遷因素對出生性別比治理績效的影響1.平穩(wěn)性檢驗由于時間序列的不平穩(wěn)性，如果直接利用現(xiàn)有數(shù)據(jù)建立多元線性模型會出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，導(dǎo)致結(jié)果失去實際意義。為防止偽回歸，首先對采用的所有因變量和自變量做平穩(wěn)性檢驗，對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗的方法通常有DF檢驗、ADF檢驗和PP檢驗，這里采用ADF檢驗，檢驗結(jié)果如表6-6所示。表6-6時間序列模型平穩(wěn)性檢驗結(jié)果變量ADF值檢驗類型（C，T，K）1%臨界值5%臨界值10%臨界值檢驗結(jié)果lnsrb0.928（0，0，0）-2.642-1.952-1.610不平穩(wěn)lnclhl-2.236**（0，0，0）-2.642-1.9521.610平穩(wěn)lndsccyrybz-2.236**（0，0，1）-2.642-1.952-1.610平穩(wěn)lnfnrkbz-4.886**（0，0，0）-4.356-3.595-3.233平穩(wěn)lnjthjrk-3.616***（0，0，0）-2.642-1.952-1.610平穩(wěn)lnczhl-1.362（0，0，1）-4.285-3.563-3.215不平穩(wěn)lnllh-4.054**（0，0，0）-4.310-3.574-3.222平穩(wěn)lntfr-2.068（0，0，0）-2.644-1.952-1.610平穩(wěn)△lnsrb-1.917**（0，0，0）-2.657-1.954-1.609平穩(wěn)△lnclhl-8.013***（0，0，0）-2.644-1.952-1.610平穩(wěn)△lndsccyrybz-2.904**（0，0，0）-3.689-2.972-2.625平穩(wěn)△lnfnrkbz-3.215**（0，0，0）-3.670-2.964-2.621平穩(wěn)△lnjthjrk-4.598***（0，0，0）-2.644-1.952-1.610平穩(wěn)△lnczhl-2.399***（0，0，0）-2.644-1.952-1.610平穩(wěn)△lnllh-5.199***（0，0，0）-3.670-2.976-2.627平穩(wěn)△lntfr-6.370***（0，0，0）-2.644-1.952-1.610平穩(wěn)注：檢驗類型分別代表常數(shù)項、時間趨勢、滯后階數(shù)，其中滯后階數(shù)根據(jù)SIC原則確定；變量前的△表示一階差分形式，***、**分別代表在1%、5%水平上顯著。表6-6時間序列模型平穩(wěn)性檢驗結(jié)果根據(jù)上述平穩(wěn)性檢驗，可以發(fā)現(xiàn)所有變量在5%的顯著性水平上經(jīng)過一階差分是平穩(wěn)的，也就說明所有變量都是一階平穩(wěn)序列，因此可以根據(jù)以上檢驗和理想回歸模型建立回歸模型。2.基于最小二乘法的多元線性回歸模型結(jié)合上述的平穩(wěn)性檢驗，對于建立的一般線性方程，采用普通的最小二乘法，運用Eviews7.2對回歸方程中的參數(shù)進(jìn)行估計，變量篩選時選擇將全部變量都引入模型，輸出結(jié)果見表6-7。表6-7多元線性模型輸出結(jié)果回歸系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差T檢驗常數(shù)項5.247***0.39813.174clhl-0.0040.017-0.224dsccyrybz-0.236***0.0623.827fnrkbz-0.354**0.136-2.595jthjrk0.335*0.147-2.274czhl-0.0410.082-0.505llh0.2830.2141.319tfr0.068*0.0342.007R20.884Adjust-R20.850F統(tǒng)計26.037p值***樣本量32注：***、**、*分別代表在1%、5%、10%水平上顯著。表6-7多元線性模型輸出結(jié)果將上述相關(guān)系數(shù)代入方程（6-2）得到實際的多元回歸模型：lnsrb=5.247-0.004lnclhl-0.236lndsccyrybz-0.354lnfnrkbz+0.335lnjthjrk-0.041lnczhl+0.283lnllh+0.068lntfr+εt（6-3）S.E.=［0.98］［0.017］［0.062］［0.136］［0.147］［0.082］［0.215］［0.034］其中，R2=0.884，AdjustedR-squared=0.850，說明模型總體的擬合情況較好。D.W.=1.895，證明模型的擬合度較高，但是變量粗離婚率、城鎮(zhèn)化率和老齡化未通過檢驗。在計量分析中，非平穩(wěn)的時間的線性組合可能是平穩(wěn)序列，組合后平穩(wěn)的序列稱為協(xié)整方程，并且這些平穩(wěn)的經(jīng)濟變量間具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系［263］。上一部分平穩(wěn)性檢驗只是確定變量間是不是單階同整的，即是否存在長期均衡的線性組合，而要確定線性這種長期的均衡是否存在，還要做協(xié)整檢驗。3.協(xié)整檢驗協(xié)整檢驗主要包括兩個部分，一部分是針對回歸方程的系數(shù)做協(xié)整檢驗，另一部分還要對回歸模型的殘差做ADF檢驗?？紤]到上述模型是一個多變量模型，因此針對回歸方程系數(shù)的協(xié)整檢驗主要應(yīng)用的是JJ檢驗。應(yīng)用Eviews軟件得出的JJ檢驗結(jié)果見表6-8。表6-8JJ協(xié)整檢驗結(jié)果特征根跡檢驗結(jié)果協(xié)整關(guān)系數(shù)假定Ⅱ矩陣特征值跡檢驗統(tǒng)計量5%水平下的臨界值p值None*0.948227.261125.6150.000Atmost1*0.860138.76395.7540.000Atmost2*0.60779.80869.8190.006Atmost3*0.52751.80747.8560.020Atmost40.46029.35129.7970.056Atmost50.25110.83915.4950.221Atmost60.0692.1553.8410.142最大特征值檢驗結(jié)果協(xié)整關(guān)系數(shù)假定Ⅱ矩陣特征值最大特征值統(tǒng)計量5%水平下的臨界值p值None*0.94888.49846.2310.000Atmost1*0.86058.95540.0780.000Atmost20.60728.00133.8770.214Atmost30.52722.45627.5840.198Atmost40.46018.51221.1320.112Atmost50.2518.68414.2650.313Atmost60.0692.1553.8410.142注：*代表在10%水平上顯著。表6-8JJ協(xié)整檢驗結(jié)果根據(jù)特征根跡檢驗，如果跡檢驗統(tǒng)計量大于臨界值可以拒絕原假設(shè)，從統(tǒng)計結(jié)果可見，即使將原假設(shè)即協(xié)整關(guān)系假定為3，跡檢驗統(tǒng)計量為51.807仍大于對應(yīng)的5%顯著性水平上的臨界值47.856，所以可以拒絕原假設(shè)，即因變量與自變量之間至少有4個協(xié)整關(guān)系存在。同樣，根據(jù)最大特征值檢驗，當(dāng)最大特征值統(tǒng)計量大于5%顯著性水平上的臨界值時同樣可以拒絕原假設(shè)，而表6-8中將協(xié)整關(guān)系假定為2時最大特征值統(tǒng)計量仍大于臨界值，所以可以拒絕原假設(shè)，即因變量與自變量間至少有2個協(xié)整關(guān)系存在。為進(jìn)一步確定協(xié)整關(guān)系的存在，還要對上述回歸模型中的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。通過Eviews生成一個新的序列ECM等于原來的殘差resid，對ECM序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，通過ADF單位根檢驗，得出的結(jié)果見表6-9。表6-9對殘差序列的平穩(wěn)性檢驗T檢驗p值A(chǔ)DF檢驗-7.750***臨界值1%顯著性水平-2.6445%顯著性水平-1.95210%顯著性水平-1.610注：***代表在1%水平上顯著。表6-9對殘差序列的平穩(wěn)性檢驗通過對殘差ECM的ADF檢驗發(fā)現(xiàn)，T統(tǒng)計檢驗量的值為-7.750，小于顯著水平1%的臨界值-2.644，因此可以認(rèn)為殘差序列ECM為平穩(wěn)序列，進(jìn)而證明回歸模型中解釋變量和被解釋變量之間具有協(xié)整關(guān)系。由于ECM是平穩(wěn)的，由此可以得到協(xié)整方程：ECMt=srbt+0.051clhlt-1.284dsccyrybzt-0.808fnrkbzt+1.028jthjrkt-0.014czhlt+3.472llht-0.061tfrt-9.578（6-4）其中，R2=38.447，S.E.=0.017。通過協(xié)整方程，可以分析各個自變量對因變量的長期彈性，從方程（6-4）各個變量的系數(shù)可以看出，粗離婚率、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比