中国人口性别偏好的变迁研究（2010-2021）①

陈忱 平玉丽

（浙江工业大学 公共管理学院，浙江 杭州 310023）

1 引言

“优化人口发展战略”是党的二十大报告提出的新时代人口发展要求。其中，优化人口性别结构既是新时代人口发展的重要目标，也是落实男女平等基本国策的必由之路。然而，我国出生人口性别比②每出生百名女婴相对的出生男婴数。自20 世纪80 年代以来持续偏离正常范围。1982 年出生性别比为108.5，之后不断上升，2004 年达到峰值121.2。从2008 年开始，出生性别比开始下降，近年来始终在110 上下波动，距离正常范围尚有一定距离。[1-3]性别比失衡既不利于保障妇女儿童的合法权益，也会导致婚姻挤压，成为社会不稳定的因素。长期的性别比失衡会进一步降低生育率，加速人口老龄化的进程。

研究认为，性别偏好（特别是儿子偏好）是中国不同地区和人群的生育意愿中普遍存在的现象[4]，儿子偏好使得性别选择技术广泛存在[5]，是造成中国出生性别比失衡的重要原因[5-6]。以往研究多从两个方面来解释我国民众的儿子偏好。第一，从生育的成本收益分析来看，儿子经济价值较高，有利于降低家庭风险，因此生育男孩是家庭尤其是农村家庭所做出的理性决策[7]。第二，从儒家文化的家庭制度来看，儒家传统文化中的父权制度，以及相应的从夫居住制、姓氏继承制、财产继承制是儿子偏好得以长期存在的制度基础[8]，这也可以解释为什么许多儒家文化国家都持有较高的儿子偏好[9-10]。

然而，社会变迁可能对上述两种理论实现的基础同时带来冲击。随着现代化进程的发展，近年来中国女性的劳动参与率超过60%，始终位于世界前列；女性受教育程度也大幅度提升，从1949 世代的4.29 年（男性为6.53 年）提高到1990 世代的12.18 年（男性为11.95 年），实现了对男性的反超。这些变化提升了女性的社会经济地位，削弱了传统的男孩经济价值。与此同时，一些研究发现，近40 年我国民众的儿子偏好和女孩偏好都在趋弱，社会文化氛围从有性别偏好向无性别偏好转变[1]，也有一些研究认为近年来城市青年群体中出现了一种新型的女孩偏好[11]，部分家庭的生育性别偏好出现了“两男恐惧”的新特点[12]。这些现象说明传统的儿子偏好文化似乎也出现了一些新的变化趋势。

根据上述讨论，究竟我国民众的性别偏好呈现了怎样的历时变化趋势？儿子偏好真的下降了吗？如果儿子偏好确实出现了下降，那么这种下降是个体生命周期变化的结果，即年龄的变化改变了性别偏好（年龄效应），还是受调查时所处的环境、生育政策调整、历史事件的影响，即特定时期的社会环境与政策改变了性别偏好（时期效应），抑或是出生在同一时期的人群由于其成长时期的社会环境和历史事件形成了独特的性别偏好（世代效应）[13]？

为了分析社会变迁过程与个体生命历程如何独立地影响民众的性别偏好，本文利用年龄-时期- 世代效应模型（Age-Period-Cohort Model，简称APC 模型）分析性别偏好变迁的年龄效应、时期效应和世代效应。其中，时期效应和世代效应可以较好地反映社会变迁、社会文化结构因素的影响[14-16]。通过分析个人生命周期与社会变革对性别偏好的影响，本文为新时代优化我国人口发展战略、促进人口结构平衡提供有效依据。

2 文献综述

年龄、时期、世代是社会学领域有关变迁的三个维度[17]。我国自建国以来，经历了巨大的社会变迁，也塑造了我国民众特有的性别偏好。下文就我国民众性别偏好的年龄、时期、世代效应进行理论分析与文献综述，并提出研究假设。

2.1 年龄效应

年龄与生育意愿和性别偏好之间存在紧密的关系，这种关系既体现出基于年龄的生理特征，更反映了年龄所揭示的生命周期效应[18]。根据生命周期理论，人们从出生到成熟会经历不同的成长阶段，人们所承担的社会角色与所处的社会地位也会发生相应的变化[19]。生育行为与女性的生理和心理状况紧密相关，因此人们的性别偏好会随着年龄而变迁。杨凡通过研究妇女在生育过程中所表现出的男孩偏好，得出妇女的男孩偏好不仅仅是一个生育选择问题,它与妇女生命历程中各个阶段所遭受的不平等待遇密切相关，妇女在不同生命阶段中经历的事件会影响其期望子女数[20]。因此，生育意愿、性别偏好在不同的生命历程阶段存在不同的特征。

具体来看，王鹏研究发现已婚的、处于主要生育年龄(25-44 岁)的人有着更为明显的男孩偏好[21]。这说明处于未婚期和婚育期的人对婚姻家庭的认识和感受不同，在经历过婚姻后，民众表现出更强的男性偏好。此外，我国有着传统的“儿子养老”观念，养儿防老、多子多福、传宗接代、男孩偏好的传统生育观念文化培植了中国的高出生性别比[22]。余碧艺研究发现在不同年龄人口的性别偏好上，30 岁以下的群体想生女儿的比重较高，而60 岁以上的群体想生儿子的比重最大[23]。类似的，梁宏发现无论是否有限定条件, 低龄群体的“男孩偏好”均弱于高龄群体[24]。由此，本文根据生命历程假设，提出针对年龄效应的假设1.1。

假设1.1：随着年龄的增长，我国民众的男孩偏好不断增强。

2.2 时期效应

性别偏好的时期效应指的是在特定时点上发生的重大社会、经济和政治事件对个体更希望生儿子还是女儿的影响。随着几十年来的经济发展，我国现代化进程稳步推进，已经完成经典人口转变，人口结构呈现生育率下降、预期寿命增长、死亡率降低等特征。与此同时，我国也出现了第二次人口转变的趋势[25]。根据第二次人口转变理论，个人主义和女权主义兴起、社会性别平等、婚姻和家庭观念转变造成了低生育意愿和低生育率。现代化和两次人口转变同时带来了男女平等观念的传播。随着女性社会地位的提高，我国民众在对孩子性别的期待上逐渐出现“儿女趋同化”[26]。按照现代化进程的假设，个人主义的观念更有可能使得我国民众淡化对子女性别的重视，而是表现出儿女无所谓的生育意愿。

除了现代化进程之外，不同时期生育政策对我国民众性别偏好的影响同样体现了时期效应，这一点尤其适用于生育政策出现重大调整的时期。在我国，从20 世纪70 年代开始限制人口的计划生育政策使得人口增长速度在短时间内得到有效控制③我国70 年代实行“晚、稀、少”，并形成“一对夫妻最好一个，最多两个”的生育政策，1980 年以来全国各地陆续推行“独生子女政策”，要求一对夫妻只生一个孩子。，而面对逐渐严重的低生育率水平和人口结构问题，我国从2013 年开始对生育政策作出重大调整。2013 年底，中国开始实行“单独二孩”政策，即允许夫妻双方中一方是独生子女的夫妇生育两个子女。2016 年1 月，进一步提出“全面二孩”政策，我国实行了30 余年的计划生育政策方告终结。2021 年，为了刺激生育，我国推行了“全面三孩”的政策。

可见，2013 年以来的生育政策调整把人们的生育空间从1 个提高到3 个，生育政策的“释放效应”体现在一孩家庭可以生育二孩三孩，并且存在一定比例的家庭愿意生二孩三孩。生育政策的“释放效应”可能会改变民众的性别偏好。刘华等人研究证实如果存在性别偏好且生育选择技术可及,计划生育政策确实会影响生育行为,造成出生性别比偏高的问题[27]。朱明宝、石智雷发现，限制性生育政策下单独家庭一孩出生性别比失调严重，单独二孩政策的放开，该政策可通过“释放效应”和“稀释效应”促进出生性别比的平衡[28]。因此，生育政策的调整确有可能促进我国民众的性别偏好趋向平衡，儿子偏好也可能会逐渐弱化。由此，本文提出针对时期效应的假设2.1 和假设2.2。

假设2.1：随着时间的推移，我国民众倾向于认为生儿生女无所谓。

假设2.2：随着时间的推移，我国民众的儿子偏好不断弱化。

2.3 世代效应

世代可以指代任何一群出生在同一时间段的群体[29]。性别偏好的世代效应反映早年生活条件、社会经历或制度环境对某一特定出生世代产生的影响，它体现了随着社会变迁，性别偏好在不同世代中的变化趋势。制度文化理论可以帮助我们理解不同世代性别偏好的差异。根据制度文化的解释，制度环境对民众的生育态度具有较强的引导和塑造作用，个人的利益立场和价值取向受到所处环境的正式制度和非正式制度的影响[30]。制度环境之所以有这样的作用，在于人们普遍存在遵从的倾向，并且人们会通过学习不断习惯和适应所处的制度环境，最终使个人的态度、信念和判断得以“嵌入于制度”。

新中国刚刚成立后的1950 和1960 年代，人们视孩子为一种资源，对家庭经济生产具有重要意义[31]，并且社会上形成了鼓励生育、奖励多子女母亲的风尚。由于新中国成立初期农业占国民经济总比重较高，男性在农业生产中的经济价值更大，俗称“生男好种田”。因此，出生于1950 和1960 的世代所成长的环境强调男性对家庭经济生产的重要作用，通过长期的社会化过程，这些世代的群体更容易形成遵从传统规范、重视儿子的生育态度。

随着现代化进程的推进，农业在经济中的比重越来越低，女性的经济价值和社会经济地位进一步提升，个人主义思潮推动传播男女平等的观念，这些因素可能会减弱一个家庭的儿子偏好[32]。窦东徽发现自1981 年至2016 年36 年间，我国居民儿子偏好存在代际下降趋势，而经济发展就是其中一个非常重要的因素[33]。此外，“养儿防老”解释了为什么传统中国具有较强的儿子偏好，农业社会中儿子往往是家庭的主要劳动力和经济收入来源，但是随着女性逐渐走出家庭，男女之间的收入差距不断缩小，女儿在为父母提供老年照料时的表现甚至优于男性。比如，陈卫和杜夏基于1998 年中国高龄老人健康长寿调查数据发现，儿子和女儿对生活照料都有显著影响，并且随着存活女儿数的增加，老人的生活和健康状况更好，但存活儿子数对其没有显著影响[34]。因此，对于更加年轻的世代来说，其成长环境中女性经济价值不断提高，儿子不再是养老的唯一选择，因此他们更有可能内化这样的价值规范，倾向于认为生男生女无所谓，其儿子偏好有可能呈现下降趋势。由此，本文根据制度文化理论，提出针对世代效应的假设3.1 和3.2。

假设3.1：随着世代的推移，我国民众倾向于认为生儿生女无所谓。

假设3.2：随着世代的推移，我国民众的儿子偏好不断弱化。

3 数据、变量和分析模型

3.1 数据

本研究基于中国人民大学发布的中国综合社会调查（Chinese General Social Survey，CGSS）七期数据（2010 年、2012 年、2013 年、2015 年、2017 年、2018 年、2021 年）中有关期望子女数回答所组成的混合横截面数据库对我国民众性别偏好的变迁趋势进行研究。主要考察我国居民性别偏好随年龄、时期、世代三个角度的变化趋势，剔除缺失值后，最终样本数为91236 个。

3.2 变量测量

本文研究的生育意愿是一个多梯度的概念，根据与生育行为关联的密切程度, 生育意愿可以分为三个层次：理想子女数、期望子女数(desired family size)和打算生育子女数[35]。其中，期望子女数可以体现在没有政策限制下个人的生育意愿和性别偏好水平[36-37]。因此，在本研究选取的CGSS 七期数据中均使用了填空问题测量受访者的期望子女数。题目为“如果没有政策限制的话，您希望有几个孩子？其中，希望有几个儿子？其中，希望有几个女儿？”我们生成了几种反映性别偏好的虚拟变量，如果受访者期望儿子数大于期望女儿数，表示受访者更希望要儿子，这一部分群体记为“儿子偏好”。如果受访者期望儿子数小于期望女儿数，表示受访者更希望要儿子，这一部分群体记为“女儿偏好”。如果受访者认为儿子女儿无所谓，则后面两道题目均填97，这一部分群体记为“儿女无所谓”。如果受访者期望儿子数和期望女儿数均大于0，则记为“儿女双全”。新生成的4 个虚拟变量，1 表示属于这种群体，0 表示不属于。

自变量主要有三类，分别是年龄、时期、世代变量。年龄变量通过被访者的岁数来测量。时期变量作为定类变量，取值对应每个数据的具体调查年份，分别为2010、2012、2013、2015、2017、2018 和2021。另外，新中国成立以来，我国经历了巨大的历史变迁，既有现代化的快速推进，也有生育政策的巨大调整和计划经济向市场经济转型的经济体制变迁。本文重点分析新中国成立后不同民众的性别偏好在年龄、时期、世代的分化模式。因此，将1950 年至2003 年出生的中国民众划分为各个世代，根据被调查者的出生年份来测量世代变量。其中除1995-2003 年归为1995代外，每5 年编码为一个世代，1950-1954 年即归为1950 代，1955-1059 年即归为1955 代，依次类推，共计10 个世代组。除了年龄、时期和世代变量之外，模型中还纳入了其他个体人口学特征与社会经济地位等相关因素。关于变量的描述性统计见表1。

表1 变量的描述性统计

3.3 分析模型

年龄- 时期- 世代分析（APC analysis） 是 识别中国民众性别偏好随年龄、时期、世代变迁趋势的有力分析工具[16][18]。而针对年龄、时期和世代三者之间的共性关系这一问题，许多学者提出了不同的解决方法。杨洋等人提出的一种方法是内生因子模型(Intrinsic Estimator，以下简称IE)[39]，其本质是成分求解法，与传统APC 模型的设定没有本质上的差别。之后，杨洋和兰德提出了分层交叉随机效应APC 模型(Hierarchical crossed random-effect APC Model，以下简称HAPC 模型)。具体含义是如果将年龄、时期和世代中的一个或两个放到更高层次，使用多层线性模型求解就不会遇到参数识别问题，从而可以较准确地识别三者的“净效应”[14]。HPAC 和IE 同样适用于本研究，但是由于IE 方法要求数据跨度一致，综合考虑HAPC 和IE 方法的优缺点，本文主要使用HAPC 方法，同时使用IE 方法进行稳健性检验。⑤由于APC 模型的多种解决方案各有局限和优缺点，使用多种APC 模型估计方法进行稳健性检验已是学术界使用APC 模型的共识。具体操作时，本研究将年龄作为个人层次的变量，将时期和世代同时作为更高层次的变量来拟合分层交叉随机效应模型。

4 研究结果

通过使用年龄-时期-世代分析模型，本研究将年龄、时期、世代影响性别偏好的效应进行分离，同时将性别、受教育年限、婚姻状况等因素作为控制变量，结果见表2。

表2 中国民众性别偏好的年龄-时期-世代模型结果（HAPC 方法）

注: #、*、**、*** 分别表示在 10%、5%、1% 和 0.1% 的显著性水平下通过检验。

4.1 年龄效应

图1 显示年龄对儿子偏好的影响，可以看出儿子偏好随年龄的变迁呈U 型趋势，即随着年龄的增长，儿子偏好先降后升。这一发现研究假设1.1 并不完全相符，假设1.1 未得到完全证实。根据生命周期理论，人们的社会角色随着年龄的变化而发生改变。对于未婚青年来说，其对婚姻和生育还处于概念阶段，并且距离做出生育子女数量的决策还有一定的时间，因此其生育意愿一般带有浓厚的理想色彩[16]。而25-29岁是大多数人走入婚姻组建家庭的时间，此时，许多家庭便会产生生儿育女的意愿。因此20-30 岁的人的儿子偏好也就较强。

图1 儿子偏好的年龄效应（20-60 岁）

另外，人们所处的婚姻家庭状况和养育子女的经历也会对其性别偏好产生影响。其中，30-40 岁青年人的生育态度主要受到已经生育子女数量和性别的影响。30-40 岁的群体因为家中已育有子女，子女尚处在教育投入阶段，成本支出高，生活压力大。而生育的男孩越多, 就意味着将来更大的经济压力[40]，尤其是成年后在置房与结婚这两件人生大事上，家庭对男孩的经济支出通常要远大于女孩[41-42]。因此该阶段人们的男孩偏好有所下降。但经过了生育期，人们的角色又发生了改变，从青年人变成了中老年人。人们越来越回归家庭，受中国父系传统与赡养文化的影响，中老年群体对儿子养老的期待更高，认为儿子养老是天经地义的事情[43]。实证研究同样证实，尽管女儿给老年父母提供更多的生活照料，儿子赡养父母的总效应依然显著地超过女儿，这主要是因为儿子更有可能与父母同住，从而承担了赡养父母的责任[44]。因此，到了老年阶段，人们的儿子偏好进一步增强。

4.2 时期效应

图2-图4呈现时期对儿女无所谓、儿子偏好、女孩偏好的影响。图2 显示，在2010-2021 这几年中，儿女无所谓偏好呈现了下降的趋势。这与现代化进程假设不符，所以假设2.1 未能得到证实。从图3 中可以看出，这一段时间我国民众的儿子偏好基本保持不变，表2 显示几次轻微波动的系数也不显著。这一发现与假设2.2 所预测的“随着时间的推移，儿子偏好呈现弱化的趋势”有所不同，也与此前的一些历时研究存在差别，[1]这可能是由于调查时期跨度较短的原因，假设2.2 未能得到证实。不过，当进一步分析图4 女儿偏好的时期效应时，本文发现2010-2021 年女孩偏好有了显著上升。表2 显示2010、2012年的女孩偏好的系数为负，在0.05 水平上显著，2021 年女孩偏好的系数为正，在0.001 水平上显著。

图2 儿女无所谓的时期效应（2010-2021）

图3 儿子偏好的时期效应（2010-2021）

图4 女儿偏好的时期效应（2010-2021）

当使用现代化进程和政策释放效应来估计性别偏好的时期效应时，本文预期儿子偏好减弱，儿女无所谓偏好上升。然而，涉及儿子偏好和儿女无所谓偏好的假设2.1 和假设2.2 都不成立，但是女儿偏好出现了显著的上升。与现代化假设预期不同，儿子偏好并没有被儿女无所谓偏好所替代，而是基本保持稳定。由于同时期儿子偏好的变化较小，我们认为女儿偏好的上升更多源于政策的释放效应。⑥从CGSS 的问题设计来看，当受访者分别给出了期望儿子数或期望女儿数时，受访者就默认不持有儿女无所谓的偏好。因此，女孩偏好的显著上升客观上也造成了儿女无所谓偏好持有者的下降。

在2010-2012 年期间，生育政策经历了多次重大调整，比如2013 年底的“单独二孩”，2016 年初的“全面二孩”和2021 年的“三孩政策”，这些政策提升了生育空间，也释放了许多家庭生女孩的需求。图4 显示，女孩偏好从2013 年开始稳步上升，这恰恰与2013 底开始的生育政策调整有很大关联。在独生子女政策下，父母可能会实施性别选择技术以确保他们唯一的孩子是儿子。已有的实证研究对这一现象提供了较为丰富的证据[45-46]。独生子女政策的废除可能会弱化民众的性别选择倾向。因此，取消独生子女政策在一定程度上激发了在政策压抑背景下人们的女孩偏好，刺激了中国民众对女儿的需求，这一发现也与近年来学者们提出的“儿女趋同化”、城市青年的新“女孩偏好”的现象相一致[13][47]。

为了分析生育政策的调整与出生人口性别比的关系，本文进一步结合2021 年全国人口变动情况抽样调查对不同年龄的性别比进行讨论。图5 显示2021 年不同年龄段人口的性别分布情况，横坐标是出生年份⑦出生年份是由调查数据中调查时间（2021 年）减年龄所得。，纵坐标是性别比。其中，2013 年以后的出生世代受到了生育政策调整的影响。可以看到，政策调整后的出生人口性别失衡情况确实有所好转，这也从侧面印证了我们的研究发现。对此，本文认为2013-2021 年的几次生育政策调整可能会出现优化出生人口性别比的积极效果。

图5 2021 全国人口变动情况抽样调查不同世代的性别比

4.3 世代效应

图6- 图9 展示世代对儿女无所谓、儿子偏好、女孩偏好、儿女双全偏好的影响。世代效应反映了出生在同一时期因为其成长环境发生的社会环境和历史事件所造成的生育意愿和性别偏好的变迁。图6 显示，对于出生于1950-1989 的世代来说，随着世代的推移，我国民众越来越呈现出儿女无所谓的生育偏好（尽管这种上升的趋势未能持续影响到“90 后”）。可见，对于“50 后”“60 后”“70 后”和“80 后”来说，现代化进程带来了个人主义思潮的发展，女性社会经济地位的提升使得“儿女趋同化”越来越成为一种新的风尚，性别偏好随世代推移而减弱，这一发现也印证了之前的研究发现，社会文化观念从有性别偏好向无性别偏好转变，这一发现为假设3.1 提供了部分证据：随着世代的推移，我国民众倾向于认为生儿生女无所谓。其中，图6显示“70 后”末期与“80 后”表现出最强的儿女无所谓偏好，表2 模型1“80 后”的系数在0.01 水平上显著。

图6 儿女无所谓的世代效应（1950-2003）

从表2 的模型2 和图7 中可以看出，我国民众儿子偏好的世代效应大多不显著，也没有哪个世代表现出特别强烈的儿子偏好，并没有出现如假设3.2 预测的那样，随着世代的推移，儿子偏好趋于弱化，因此假设3.2 未能得到证实。与此同时，图8 显示女孩偏好在不同世代之间的差异也不显著。不过，当我们进一步分析图9 儿女双全偏好的世代变化趋势，则发现我国“60 后”和“70 后”初期的民众的儿女双全偏好很强，表2 模型4 显示“70 后”初期的系数在0.01 水平上显著。换句话说，从性别偏好的世代更替来看，我国民众从“60 后”“70 后”初期的儿女双全过渡到了“70 后”末期“80 后”的儿女无所谓。当受访者选择儿女双全偏好时，意味着其期望子女数至少要大于2，即儿女双全偏好的前提是期望子女数要达到2 以上。为了进一步分析“60 后”和“70 后”的性别偏好，本文加了一个补充测试，以期望子女数为因变量，如果受访者的期望子女数大于3，表示其期望生育子女数量较高，因此将期望子女数大于3 的皆处理为3 个。同样使用APC 模型，为了简化表格，表3 仅展示世代效应的结果，图10 绘制了不同世代“期望子女数”的变迁情况。

图7 儿子偏好的世代效应（1950-2003）

图8 女儿偏好的世代效应（1950-2003）

图9 儿女双全的世代效应（1950-2003）

图10 期望子女数的世代效应（1950-2003）

表3 中国民众生育意愿和性别偏好的世代变迁结果（HAPC 方法）

本文发现，“60 后”和“70 后”世代的生育意愿较高，远高于之前的“50 后”。与“50 后”相比，这一世代成长的社会环境安定有序、享受到改革开放的早期红利、生活水平有了显著提高、职业向上流动更为普遍，这些皆有利于生育意愿的提升[47]，然而他们在其生育的黄金时期恰逢严格的计划生育政策限制。出于“补偿”的心理，这一世代表现出较强的生育意愿。由于他们的生育意愿较高，当他们表达性别偏好的时候，则表现出了儿女双全的偏好。换句话说，“60 后”“70 后”初期的世代不是不重视男孩，而是他们在高生育意愿的背景下看重儿女双全。

如何理解“90 后”的性别偏好？本文发现，出生于1990-1994 的世代的性别偏好呈现了些许向传统回归的趋势。因为出生于1990-1994的群体没有表现出如“80 后”一样的男女无所谓的态度，而是像“60 后”和“70 后”初期一样具有较强的儿女双全的偏好，尽管显著性相对较低（如图8）。本文认为生育意愿与性别偏好越来越成为受到家庭代际关系的影响。1990-1994 的出生世代的父代恰好是持有高儿女双全偏好的“60 后”“70 后”，因此他们更有可能从他们的父代那里继承了儿女双全的性别偏好，生育意愿的代际传递已在许多学者的研究中得到证实[48]。

最后，本文来分析一下“95 后”的性别偏好。“95 后”既没有像现代化理论假设的那样表现出更强的儿女无所谓偏好，也没有像“90 后”一样向传统回归。为了更好的理解“95 后”的性别偏好，本文新生成了两个虚拟变量，第一个是“不生儿子”，如果期望儿子数为0 记为1，其他人记为0；第二个是“不生女儿”，如果期望女儿数为0 记为1，其他人记为0。表3 模型2 和3 展示了APC 模型的结果，图11 和图12 绘制了不同世代的“不生儿子”和“不生女儿”的变迁情况。本文发现95 后在“不生儿子”和“不生女儿”两个问题上显著地超过了其他任何一个世代。换句话说，之所以未能发现“95 后”的儿女无所谓偏好、儿子偏好或儿女双全偏好，主要是由于“95 后”在期望子女数、儿子数和女儿数的三个题目上更倾向于给出0 的答案。因此，“95 后”的极低生育意愿是这一世代的显著特征。

图11 不生儿子的世代效应（1950-2003）

图12 不生女儿的世代效应（1950-2003）

由此，可以看出我国民众性别偏好的世代效应并非简单的线性变化。“60 后”和“70 后”初期的民众整体生育意愿较高，呈现出儿女双全的偏好。“70 后”末期和“80 后”呈现了儿女无所谓的偏好，符合现代化进程假设，也体现了社会文化观念的变迁。“90 后”初期的民众的性别偏好呈现了一定的复杂性，出现了轻微地向传统回归的趋势，表现出与“60 后”和“70 后”初期相近的性别偏好，但是这种回归显著性不高，很可能是家庭内父代的影响。“95 后”的生育意愿则呈现了儿女都不要的特点，这与其极低的生育意愿息息相关。

4.4 稳健性检验

为检验以上趋势的稳健性，本文采用年龄-时期- 世代效应模型的IE 方法进行检验。IE 方法要求（1）调查年份之间的距离完全相等，（2）调查年份间隔与世代间隔相等。因此，本文选择中国综合社会调查2012，2015，2018，2021 四期的数据，并把世代改为3 年，与时期间隔保持一致。运用IE 方法得到的时期效应、世代效应、年龄效应趋势与HAPC 方法的结果基本一致。具体而言，从年龄效应来讲，儿子偏好与年龄呈现倒U 型关系；从时期效应来讲，2012-2021 年的儿女无所谓偏好呈现显著下降趋势，而女孩偏好呈现上升趋势；从世代效应来看，我国民众的性别偏好随着世代的推移依次出现：儿女双全- 儿女无所谓- 儿女都不要。因此，本文基于HAPC 模型对性别偏好的变迁研究结果具有稳健性。⑧因篇幅所限，此处未展示稳健性检验的表格，读者有需要请联系作者获取。

5 总结和展望

利用中国综合社会调查的多期数据，本文考察了中国民众性别偏好的变迁趋势，为完善我国人口政策、促进男女平等提供了有效依据。本文的一大贡献在于利用APC 模型分别识别了性别偏好变迁的年龄效应、时期效应和世代效应。区分年龄、时期、世代三个维度不仅可以从个体生命轨迹上理解性别偏好的变化规律，还可以分析个体的性别偏好如何受到社会文化结构的影响。已有学者提出中国社会文化整体观念从有性别偏好向无性别偏好转型[1]，但是这一转型究竟是社会变迁带来的性别偏好随时间而改变（时期效应）还是因世代更替带来的观念转向（世代效应）则不清楚。本文发现儿女无所谓偏好的兴起更多是一种世代效应。从“50 后”到“80 后”，儿女无所谓偏好的确呈现了上升趋势。

与此同时，性别偏好的世代效应没有呈现简单的线性关系，大体呈现了从儿女双全偏好向儿女无所谓偏好，再向儿女都不要偏好的过渡，中间“90 后”初期亦出现了向儿女双全偏好的短暂回归。虽然有诸多学者认为随着现代化的发展，个人主义等观念使得性别偏好也逐步淡化。但是亦有学者发现，随着世代的更替，1980-1990 年出生的人群更加尊重权威，呈现了向传统回归的趋势[49]，这在一定程度上可以解释为什么“90 后”初期的性别偏好向儿女双全回归。因此，中国民众不同世代的性别偏好受到新中国成立以来的历史大事、生育政策的重大调整、现代化与两次人口转变等因素的综合影响，其趋势体现了一定的复杂性。⑨这种复杂性同时体现在出生于1950-1959 年的世代，无论使用HAPC 方法还是IE 方法，皆发现这一世代的性别偏好未呈现显著特点，无论是儿女双全、儿女无所谓、儿子偏好、女孩偏好或是不生儿子/ 女儿皆不显著。从期望子女数来看，1950 世代的生育意愿较低，笔者推测这有可能与这一世代成长时期经历了较多的社会变革有关。

从时期效应来看，2010-2021 期间最为显著的特征是女孩偏好的兴起，这主要体现了生育政策调整的释放效应。尽管取消独生子女政策对生育率的长期提振作用尚待讨论，当生育空间扩大以后，民众的女儿偏好的确出现了上升的趋势。本文发现女孩偏好的兴起不仅仅局限于城市，农村的儿子偏好虽然仍然较高，女孩偏好也随着时间的推移而更加流行。因此，近年来生育政策的调整可能会带来出生性别比回归的积极影响。

近年来，“年轻人不愿意生小孩”的问题频频成为新闻热词，本研究同样发现“95 后”世代出现了儿女都不要的偏好。通过世代效应的分析，本文发现生育行为越来越成为一种家庭决策，代际之间的生育意愿和性别偏好会相互影响[48][7]。比如，本文发现“90 后”初期的性别偏好出现了向其父代回归的趋势，那么从长远来看，“95 后”的“70 后”“80 后”父母的高生育意愿与儿女无所谓偏好可能也会对其“95 后”的子女产生影响，这对于提振“95 后”的低生育意愿，促进出生性别比平衡也会存在一定的积极作用。